彭 佳，于海波，高琳然

(1.東北師范大學 教育學部，吉林 長春 130024；2.東北師范大學 物理學院，吉林 長春 130024)

一、問題提出

教師職業(yè)幸福感是衡量教師職業(yè)生存與心理狀態(tài)的重要指標，是影響教師隊伍穩(wěn)定性、學校辦學品質(zhì)與學生學業(yè)表現(xiàn)的重要因素，也被視作地區(qū)教育發(fā)展健康程度的重要指標。當前在我國鄉(xiāng)村振興、提升鄉(xiāng)村教育質(zhì)量促進教育公平的大背景下，作為鄉(xiāng)村教育“神經(jīng)末梢”的鄉(xiāng)村小學，由于規(guī)模之小、地處偏遠、資源短缺等問題，教師隊伍建設(shè)常年面臨“賢才難招、現(xiàn)才難留、英才難育”的困境。鄉(xiāng)村小學教師的社會地位由原來的“文化傳承者”淪為鄉(xiāng)村社會“邊緣化的打工者”，被視為“弱者中的弱者”[1]。尤其是作為鄉(xiāng)村教師隊伍中最具生命力與潛力的青年教師群體，由于受到單一城市教育文化取向、城鄉(xiāng)擇業(yè)趨利性選擇、缺乏鄉(xiāng)村任教專業(yè)勝任力以及“鄉(xiāng)村即落后”的固化標簽思維影響，導致其職業(yè)幸福感與堅守意愿普遍不高[2]。

為此，近年國家出臺了一系列穩(wěn)定和加強鄉(xiāng)村教師隊伍建設(shè)的相關(guān)政策，旨在通過改善鄉(xiāng)村教師工資福利待遇、職稱評定、榮譽制度與生活補助等供給側(cè)改革方式，提高教師職業(yè)幸福感，減少青年教師流失。但由于城鄉(xiāng)教育差距懸殊、鄉(xiāng)村教育資源短缺、編制緊張等客觀因素的羈絆，部分鄉(xiāng)村教師支持政策陸續(xù)出現(xiàn)失真、無力、重形式、輕程序等問題[3]。于海波等人的調(diào)查研究表明，農(nóng)村義務教育階段職業(yè)內(nèi)流動教師群體中，青年教師占比78.47%[4]173，鄉(xiāng)村青年教師獲得感偏弱，閑暇、專業(yè)、社會、精神生活滿意度、職業(yè)幸福感與留崗意愿普遍不高[5,6]。因此，如何有效提高鄉(xiāng)村青年教師的職業(yè)幸福感已成為教育部門亟需解決的重要問題。

為了探究影響政策效益乏力的邊際條件與關(guān)鍵要素，本研究盡量避免泛化的影響因素研究模式，從鄉(xiāng)村小學青年教師身處的教育生態(tài)中觀-學校工作特征、微觀-個體心理特征兩個層面出發(fā)，分別引入中觀-工作特征模型(以下簡稱：JD-R)和微觀-自我決定理論(以下簡稱：SDT)，探討各層次變量對教師職業(yè)幸福感的影響效果及其作用規(guī)律，嘗試回答以下問題：

(1)鄉(xiāng)村小學青年教師職業(yè)幸福感現(xiàn)狀如何？在不同任教動機教師之間是否存在顯著差異？

(2)學校工作特征與教師個體心理資源對鄉(xiāng)村小學青年教師的職業(yè)幸福感是否存在影響？影響效果如何？誰的影響效果更大？

(3)不同任教動機的教師在學校工作特征、個體資源對職業(yè)幸福感的影響之間是否存在差異？即任教動機在其中是否起到調(diào)節(jié)作用？

二、文獻回顧與研究假設(shè)

從主觀幸福感理論來看，職業(yè)幸福感是指教師對工作與自身職業(yè)的一種情感體驗和認知評價，具體表現(xiàn)為較高的工作滿意度與較低的職業(yè)倦怠[7]。以往的研究主要從工作滿意度、工作投入、職業(yè)倦怠、離職意愿等指標評估個體的職業(yè)幸福感[8,9]。其中，職業(yè)倦怠代表了工作情感體驗中的消極方面，工作滿意度反映了工作認知評價中的積極方面[10]。

面對鄉(xiāng)村青年教師職業(yè)幸福感不高的問題，很多研究者開始進行影響教師職業(yè)幸福感相關(guān)因素的研究。已有實證研究表明除了宏觀政策支持、客觀職業(yè)社會地位以外，中觀學校辦學品質(zhì)、工作特征，微觀教師個體特質(zhì)、工作動機、主觀階層感知以及教學中的職業(yè)技能、教學勝任力等也是影響職業(yè)幸福感的重要因素[11]。

(一)工作特征與職業(yè)幸福感

在相同的政策支持、經(jīng)濟基礎(chǔ)與地域條件下，處于不同辦學形態(tài)、工作環(huán)境與辦學條件中的青年教師可能會表現(xiàn)出不同的情感歸屬與工作滿意度，可見教師所在學校中觀-工作環(huán)境與特征對教師身心狀態(tài)起到一定的作用，如學?？冃ЧべY福利待遇、同事互動交流水平、決策共享、工作氛圍、學校周邊環(huán)境與具體的工作要求等。

大部分從中觀-工作場域出發(fā)探討教師職業(yè)幸福感影響因素的研究認為學校工作特征對教師主觀情感體驗與認知評價傾向存在顯著預測作用。在職業(yè)幸福感研究領(lǐng)域，較具影響力的JD-R模型將工作中影響工作者身心健康的工作特征分為工作要求(job demands)和工作資源(job resources)兩大類[12]。其中，工作要求是指工作中需要教師持續(xù)不斷地付出身體或心理努力的因素，主要包括工作壓力、角色沖突、去個性化、情緒耗竭等，與身心的消耗有關(guān)；而工作資源作為工作中能為教師提供物質(zhì)、心理、組織支持的因素，主要包括政策支持、自主權(quán)、決策共享、同事合作、工資報酬、專業(yè)發(fā)展等[13]，可以幫助教師順利達成工作期望與目的，形塑積極工作態(tài)度，激發(fā)工作投入，有利于教師長遠的專業(yè)發(fā)展與工作滿意度提升。已有研究基于JD-R模型從“工作要求-負向損耗”(行政壓力、學生問題行為、家長要求等)和“工作資源-正向增益”(同事支持、學生認可、物質(zhì)回報等)雙路徑證明了基礎(chǔ)教育班主任的工作特征可以直接影響工作滿意度與留崗意愿[14]。另外，根據(jù)“緩沖假設(shè)”即工作資源可以緩沖工作要求的負向影響，以及“應對假設(shè)”即在高工作要求環(huán)境下，工作資源對動機的激發(fā)作用更顯著，JD-R模型提出“工作要求-工作資源”之間的交互作用對職業(yè)心理健康具有重要影響?；诖?，本研究提出以下假設(shè)。

H1a：工作要求負向預測鄉(xiāng)村小學青年教師職業(yè)幸福感。

H1b：工作資源正向預測鄉(xiāng)村小學青年教師職業(yè)幸福感。

H1c：工作資源與工作要求對鄉(xiāng)村小學青年教師職業(yè)幸福感起到交互作用。

(二)個體資源與職業(yè)幸福感

那么，為什么在相同的辦學條件、工作氛圍、領(lǐng)導支持的工作環(huán)境中，有的青年教師入職一段時間之后會出現(xiàn)倦怠情緒與離職意愿，而有的則會表現(xiàn)出更強的工作投入、使命感和幸福感？僅考慮中觀-工作特征已不能給出合理的解釋，需要同時考慮到教師個體特征的作用，例如教師個體資源與個體差異。

隨著積極心理學的興起，“個體心理資源”作為個體資源變量最早進入研究者的視野，個體資源成為工作資源的重要補充，被引入到JD-R模型中。其中，心理資本作為一種特殊的心理資源，盧森斯(Luthans)等人認為自我效能感、希望、樂觀和堅韌性四種積極心理資本，能夠促使個體實施積極的行為并產(chǎn)生積極的影響[15]，并且實證研究表明心理資源與工作績效、工作滿意度、組織承諾、主觀幸福感均呈正相關(guān)[16-18]，與離職意愿與職業(yè)倦怠呈負相關(guān)[19,20]?？梢姡處焸€體心理資源作為一種積極心理素質(zhì)，有利于教師專業(yè)發(fā)展與職業(yè)幸福感提升。對于教師這一職業(yè)來說，教師的個體教學效能感作為積極心理資本，是指教師確認自己在教學工作中能夠有效完成教學任務的一種信念與能力知覺。高教學效能感可以緩解職業(yè)壓力，減少情緒衰竭和去人格化的程度[21]。基于此本研究提出以下假設(shè)。

H2a：鄉(xiāng)村小學青年教師個體教學效能對職業(yè)幸福感具有顯著正向預測作用。

需要注意的是，個體的情感與認知之間并非界限分明，兩者之間可以相互作用，根據(jù)認知情感理論，認知單元能夠影響情感單元。這表明教師對所在工作場域內(nèi)的職業(yè)角色認知會影響其對工作與職業(yè)的情感體驗。具體來說，職業(yè)認同作為積極心理資源，擁有較高職業(yè)認同的教師能夠以更積極、樂觀的心態(tài)投入到日常工作任務中[22]。根據(jù)霍布福爾(Hobfoll)提出的資源增益螺旋[23]，這進一步增加了積極心理資源的獲得與存儲能力，擁有富足的心理資源的教師不易遭受消極情緒的干擾，進而減少職業(yè)倦怠提高工作滿意度。科爾(Cole)的研究結(jié)果也證實了職業(yè)認同等積極心理資本可以通過影響個體的主觀滿意度，進而影響到員工的職業(yè)流動行為[24]。基于此本研究提出以下假設(shè)。

H2b：鄉(xiāng)村小學青年教師職業(yè)認同對職業(yè)幸福感具有顯著正向預測作用。

同樣，教師的學校適應力作為教師職業(yè)心理素質(zhì)與心理資源，是教師根據(jù)所處學校的辦學條件、人際關(guān)系、管理模式、辦學理念、傳統(tǒng)文化與生源素質(zhì)等客觀條件，動態(tài)調(diào)節(jié)自身的工作目標與行為方式的能力[25]。已有研究表明，新任教師可能由于工作實際與期望不符，適應領(lǐng)導、同事、家長等人際關(guān)系困難，所學教學理論知識與實際教學情境脫節(jié)等“現(xiàn)實沖擊”觸發(fā)負面情緒，或由于個人工作價值觀、目標與學校不一致引發(fā)的“形象沖突”導致職業(yè)倦怠與離職意向[26,27]?？梢妼τ卩l(xiāng)村青年教師來說，鄉(xiāng)村學校生活適應力是其形成職業(yè)認同，影響職業(yè)幸福感與離職意愿的關(guān)鍵心理素質(zhì)。擁有良好鄉(xiāng)村學校生活適應力的青年教師可以通過積極主動的單位文化融入、人際關(guān)系溝通、班級管理調(diào)控等手段更好地應對鄉(xiāng)村學校生活中可能遇到的“現(xiàn)實沖擊”，動態(tài)調(diào)節(jié)“形象沖突”，進而保持良好的工作狀態(tài)與投入，減少職業(yè)倦怠與離職意向的可能?；诖吮狙芯刻岢鲆韵录僭O(shè)。

H2c：鄉(xiāng)村小學青年教師學校生活適應力對職業(yè)幸福感具有顯著正向預測作用。

個體資源除了心理方面，還包括身體、情感、知識與技能等多種類型[28]。具體來說，身體方面的資源包括健康、活力、能量和睡眠，其中身體健康作為生理性個體資源，是教師幸福的基本保障，是青年教師任教鄉(xiāng)村的動力源泉，是職業(yè)認同、教學效能、學校生活適應力等心理資源獲得與發(fā)展的重要前提。在2020年1月OECD發(fā)布的《教師職業(yè)幸福感：數(shù)據(jù)收集與分析框架》報告中更是將“健康幸福感”作為教師職業(yè)幸福感的觀測維度之一加以考察[29]?；诖吮狙芯刻岢鲆韵录僭O(shè)。

H2d：鄉(xiāng)村小學青年教師身體健康對職業(yè)幸福感具有顯著正向預測作用。

(三)工作動機與職業(yè)幸福感

教師的個體特征除了個體資源還包括個體差異。其中，工作動機作為認知層面的個體差異，體現(xiàn)了教師對工作的認知、看法和工作取向，屬于一種比較穩(wěn)定的內(nèi)隱個人特征。1985年，美國心理學家德西(Deci)等人在整合人類內(nèi)化理論與個體因果定向理論的基礎(chǔ)上提出了自我決定理論(Selfdetermination Theory，SDT)，該理論強調(diào)內(nèi)部自主動機是影響個體幸福感的關(guān)鍵因素。從SDT理論視角來看，教師做出鄉(xiāng)村小學任教這一職業(yè)行為決策時，由于感受到鄉(xiāng)村任教行為意愿中自主性成分的不同，其任教動機可以分為自主性動機(內(nèi)部自主的)、控制性動機(受外部控制的)和去動機(非個人的)三類，三者處在自主性程度逐漸變化的連續(xù)體上[30]。大量研究檢驗了自主性動機和控制性動機帶來的不同效應，發(fā)現(xiàn)控制性動機與職業(yè)倦怠呈正相關(guān)，而自主性成分更高的自主性動機更有益于教師個體發(fā)展與工作滿意度提升。因為自主性動機較強的老師，鄉(xiāng)村小學任教行為代表著更多的自我選擇，這類教師在未來的工作中更加積極主動，感知到的幸福感更強[31]。與之相反，去動機代表一種缺少意愿的狀態(tài)，表現(xiàn)為教師認為當初做出鄉(xiāng)村小學任教職業(yè)選擇的原因與自身無關(guān)，這類教師在工作過程中，經(jīng)常會感覺無意愿、無價值、缺少勝任力與控制感，長此以往容易引發(fā)去人性化、低成就等職業(yè)倦怠感。基于此，本研究提出以下研究假設(shè)。

H3：鄉(xiāng)村小學青年教師任教動機中的自主性程度越高，其職業(yè)幸福感越強。

另外，SDT子理論“因果定向理論”強調(diào)個體具有穩(wěn)定地感知外部活動的自我決定程度的傾向[32]。這表明，青年教師在進行鄉(xiāng)村小學任教職業(yè)抉擇時，考慮到的內(nèi)、外影響因素由于不同教師的個人特征、心理需求存在一定的因果定向，而這一因果定向作為穩(wěn)定的人格特質(zhì)體現(xiàn)了教師個體在工作中的自主需求與工作價值取向，將持續(xù)影響教師未來的教學工作、職業(yè)體驗、心理狀態(tài)與職業(yè)生涯。

2011年布魯梅爾赫伊斯(Brummelhuis)等人的研究進一步發(fā)現(xiàn)：工作動機/取向在JD-R模型對教師職業(yè)倦怠與工作滿意度的影響中起調(diào)節(jié)作用，認為內(nèi)部動機弱的人，工作資源的減少會加劇職業(yè)倦怠的發(fā)生，而外部動機較高的人，工作要求的增加會加速職業(yè)倦怠的產(chǎn)生[33]。并且，相對于內(nèi)在工作取向的人，增加工作資源更有利于促進外在工作取向的教師的未來工作投入與職業(yè)幸福感[34]?；诖耍狙芯刻岢鲆韵卵芯考僭O(shè)。

H4a：不同任教動機在工作特征對職業(yè)幸福感的影響中起到調(diào)節(jié)作用。

H4b：不同任教動機在個體資源對職業(yè)幸福感的影響中起到調(diào)節(jié)作用。

綜上可見，教師的職業(yè)幸福感不僅受到中觀-學校場域工作特征的影響，也會受到微觀-教師個體資源與任教動機等因素的影響，其中任教動機作為一種比較內(nèi)隱與穩(wěn)定的因果定向人格特質(zhì)，一定程度上反映了教師的工作取向，在教育生態(tài)“中-微觀”因素影響教師職業(yè)幸福感的過程中起到調(diào)節(jié)作用。具體的理論假設(shè)模型如圖1所示。

圖1 理論假設(shè)模型

三、研究方法

(一)數(shù)據(jù)來源

研究選取目標學校類型為教學點、村小與鄉(xiāng)鎮(zhèn)小學，并參考《中長期青年發(fā)展規(guī)劃(2016-2025年)》中關(guān)于青年的年齡界定，最終將“鄉(xiāng)村小學青年教師”定義為在鄉(xiāng)鎮(zhèn)或村屯小學任教，年齡在20～35周歲的青年教師[35]。所用數(shù)據(jù)來自于教育部人文社會科學重點研究基地東北師范大學中國農(nóng)村教育發(fā)展研究院2018年《鄉(xiāng)村教師支持計劃(2015-2020年)》實施評估的調(diào)查數(shù)據(jù)，樣本數(shù)據(jù)涵蓋東部、中部、西部三個地區(qū)的18省35縣，有效減少了數(shù)據(jù)的地域差異性，共收回鄉(xiāng)村小學青年教師有效問卷7606份。其中，來自教學點教師1044人(13.73%)，村小3525人(46.36%)，鄉(xiāng)鎮(zhèn)小學3037人(39.93%)；男教師1524人(20.00%)，女教師6082人(80.00%)；最高學歷在本科以下的教師1654人(21.17%)；本校在編教師5582人(73.39%)；師范畢業(yè)5719(75.20%)；跨年級任教3841人(50.05%)；任教3門以上學科的有2835人(37.30%)。

(二)核心變量與測量

1.職業(yè)幸福感

本研究選取積極認知評價“工作滿意度”以及消極情感體驗“職業(yè)倦怠”正反兩個維度表征教師職業(yè)幸福感。情感體驗用“職業(yè)倦怠(反向)”進行表征。職業(yè)倦怠采用馬斯拉赫(Maslach)編定的職業(yè)倦怠量表(MBI)量表[36]，包括“我經(jīng)常對我工作的價值產(chǎn)生懷疑”等9道題目采用六點李克特量表；認知評價的代表變量為“工作滿意度”。教師工作滿意度包括“我對自己的職業(yè)角色感到滿意”等6道題目，采用五點李克特量表計分形式，總體累積方差解釋率為71.406%。

2.工作特征

學校-工作特征中的工作要求由“工作壓力”變量表征，工作資源由“決策共享、學校周邊環(huán)境、同事互動交流、工資待遇”四個變量代表。其中，工作壓力主要參考科珀(Copper)和馬歇爾(Marshall)對于工作壓力源的界定[37]，結(jié)合教師工作崗位特征，要求教師在面對學生安全責任、學業(yè)成績、處理行政事務、職稱晉升等容易產(chǎn)生工作壓力的11項壓力源進行評估，并在1～9之間進行打分(1表示沒有壓力，9表示極大壓力)，得分越高說明教師在相應壓力源下的壓力越大。

3.個體資源

教師個體資源主要包括“職業(yè)認同、個體教學效能、學校生活適應力、身體健康”四個變量，以上各變量信效度指標均在合理范圍內(nèi)(詳見表1)。

表1 核心變量選取與測量

4.任教動機

研究將調(diào)查問卷中涉及教師當年選擇到鄉(xiāng)村任教的影響因素作為任教動機指標。采用探索性因子分析對問卷中的13個影響因素題項進行分析，通過探索性適度檢驗KOM=0.832，大于0.7，表明各影響因素間的信息重疊較多，適合進行因子分析[38]。剔除因子載荷小于0.450的題項，最終保留12道題目。按照因子特征值大于1的原則，通過主成分分析法提取因子并進行方差極大旋轉(zhuǎn)后得到4個特征值大于1的因子，方差累計貢獻率達到67.826%，表明提取的4個因子能夠比較充分地解釋并提取原指標中的絕大部分信息。

接下來根據(jù)因子負載情況與因子特征進行公共因子命名：因子(F1)包含3個題項，動力來源主要為喜歡當老師、想為鄉(xiāng)村教育做貢獻、受榜樣力量影響，因此命名為“內(nèi)部-自我實現(xiàn)”動機；因子(F2)包含3個題項，動力來源主要為教師在鄉(xiāng)村有一定地位、工資待遇有吸引力、鄉(xiāng)村教師政策傾斜力度大，因此命名為“外部-社會資本與工作資源”動機；因子(F3)包含4個題項，動力來源主要為工作壓力小、喜歡鄉(xiāng)村生活、生活成本低、離家近，因此命名為“外部-鄉(xiāng)村生活便利與舒適度”動機。因子(F4)包含2個題項，動力來源主要為家里人的要求、沒有更好的工作，這類影響因素中教師無法自我決定，根據(jù)“自決理論”選擇鄉(xiāng)村任教是沒有選擇之下的無奈之舉，因此命名為“去動機”因素。公共因子的計算函數(shù)：

(1)

其中Xi是第i個指標標準化后的數(shù)值，Wj是該指標在Fj公共因子上的得分系數(shù)，對4個因子進行計分。接下來通過自我決定動機計算公式：自我決定動機=3×F1+F2-F3-3×F4，對任教動機中的自主性指標進行計算[39]。

(三)共同方法偏差檢驗

研究采用問卷法通過自評方式收集數(shù)據(jù)，測量的過程中可能會存在共同方法偏差，因此研究采用Harman單因素法來考察共同方法偏差，即對所有變量的測量指標進行未旋轉(zhuǎn)的探索性因素分析。結(jié)果顯示，共有11個因子特征值大于1，第一個因子的方差解釋率為20.49%，小于40%的臨界值，說明本研究數(shù)據(jù)存在共同方法偏差的概率不大[40]。

四、研究結(jié)果

(一)各變量平均值、標準差與相關(guān)分析

將通過探索性因子分析生成的4種鄉(xiāng)村任教動機與學校工作特征、個體資源、職業(yè)幸福感相關(guān)變量進行相關(guān)分析(如表2所示)，發(fā)現(xiàn)除了工資待遇與工作滿意度、工作要求與職業(yè)認同之間不存在顯著性，其余變量之間均呈顯著相關(guān)作用。

表2 描述統(tǒng)計、相關(guān)分析結(jié)果

值得注意的是，自我決定動機與工作滿意度呈顯著正相關(guān)，與職業(yè)倦怠呈顯著負相關(guān)，并且工資待遇負向預測教師自我決定動機?？梢?，外部物質(zhì)支持存在以損耗教師內(nèi)部動機為代價的傾向，教師不帶任何自主性的職業(yè)選擇對職業(yè)幸福感存在一定的損害，容易導致職業(yè)倦怠引發(fā)離職傾向。反之，自主性越強的教師其職業(yè)幸福感水平較高，假設(shè)H3部分成立。

(二)鄉(xiāng)村小學青年教師任教動機類型聚類結(jié)果

接下來，為了探索選擇鄉(xiāng)村任教的不同青年教師工作動機類型，本研究采用層次聚類和K-means聚類分析法，從影響教師任教的眾多影響因素中將教師劃分為不同類型。首先，對4個動機因子進行標準化處理，消除量綱差異對聚類結(jié)果造成的影響；其次，K-means分類法需要研究者預測類型數(shù)量，對于聚類數(shù)的確定，研究從“理論、經(jīng)驗和表現(xiàn)特征”三個方面進行分析。結(jié)合聚類組內(nèi)特征相似和組外特征差異原則進行多次聚類結(jié)果比較分析，最終選擇5類為最終理想的鄉(xiāng)村小學青年教師任教動機聚類數(shù)。

為了更好地描述5種類型鄉(xiāng)村小學青年教師在“自我實現(xiàn)、社會資本與工作資源、鄉(xiāng)村生活便利與舒適度、去動機和自我決定動機”上的具體表現(xiàn)特征，對不同類型的教師在5種任教動機維度得分進行了方差分析(如表3所示)，任教動機類型在5個維度上的主效應均顯著，說明5種類別可以較好地區(qū)分鄉(xiāng)村小學青年教師的任教動機特征。根據(jù)教師在不同動機維度上的表現(xiàn)特點(如圖2所示)，將五類教師分別命名為“隨波逐流型、自我實現(xiàn)型、生活享樂型、自我控制型、外控成就型”。

表3 五類任教動機的聚類分析結(jié)果與差異分析

圖2 五類教師在任教動機各維度中的平均水平

1.群組Ⅰ：隨波逐流型

這類教師群體中的內(nèi)部自我實現(xiàn)與外部鄉(xiāng)村生活便利影響因素得分最低，且社會資本與工作資源和去動機水平也處于均值以下，任教動機整體水平最弱，表現(xiàn)出職業(yè)方向不確定，缺乏清晰的職業(yè)發(fā)展規(guī)劃，鄉(xiāng)村小學任教這一職業(yè)決策更多出于一種隨大流、無自主性的選擇。該類教師占總?cè)后w的13.08%，據(jù)此命名為隨波逐流型。

2.群組Ⅱ：自我實現(xiàn)型

這類教師群體中的自我決定動機水平最高，內(nèi)部自我實現(xiàn)動機得分顯著高于平均分，且職業(yè)決策時考慮“家里人的要求、沒有更好的工作等”無法自我決定的去動機因素水平最低?？梢?，這類教師群體任教的動力來源主要為“喜歡當老師、想為鄉(xiāng)村教育做貢獻、受榜樣力量影響等”自我實現(xiàn)內(nèi)部動機，自主性的需求較高，根據(jù)馬斯洛需求理論，這是一種最高水平的動機。該類教師占總?cè)后w的18.66%，據(jù)此命名為自我實現(xiàn)型。

3.群組Ⅲ：生活享樂型

這類教師群體的自我決定動機水平最低，內(nèi)部動機低于均值，且外部社會資本與工作資源需求得分最低，職業(yè)選擇中的動力來源主要為“工作壓力小、喜歡鄉(xiāng)村生活、生活成本低、離家近等”外部生活因素，可見該類教師選擇鄉(xiāng)村任教的動機非工作與職業(yè)本身，更多地考慮到家庭、生活便利與舒適度。該類教師占總?cè)后w的15.49%，據(jù)此命名為生活享樂型。

4.群組Ⅳ：自我控制型

這類教師群體的內(nèi)部自我實現(xiàn)動機得分最高，但同時職業(yè)決策時也會考慮“家里人的要求、沒有更好的工作等”無法自我決定的去動機因素?？梢娫擃惤處熑后w相比于自我實現(xiàn)型教師，職業(yè)選擇的自由度更低，在懷有自我實現(xiàn)的職業(yè)追求之外，也會考慮到客觀現(xiàn)實因素，可見這類教師更為理性，掌控感需求較高。該類教師占總?cè)后w的18.99%，據(jù)此命名為自我控制型。

5.群組Ⅴ：外控成就型

這類教師的自我決定與自我實現(xiàn)內(nèi)部動機顯著低于均值，外部社會資本與工作資源得分最高。職業(yè)選擇動力來源主要為“教師在鄉(xiāng)村有一定地位、工資待遇有吸引力、鄉(xiāng)村教師政策傾斜力度大等”外部社會資源與工作支持因素?？梢娫擃惤處煹某删蛣訖C較強，其職業(yè)選擇的影響因素與工作價值取向主要趨向外部成就，因此命名為外控成就型，該類教師占比最大，占總?cè)后w的33.78%。

(三)教師個體資源與職業(yè)幸福感在不同任教動機類型之間的差異分析

通過事后多重比較，不同類型教師在個體資源與職業(yè)幸福感之間存在顯著性差異(如表4所示)。在教師個體資源方面，生活享樂型教師的身體健康水平最低，隨波逐流型教師在學校生活適應力、職業(yè)認同感上表現(xiàn)最差，外控成就型教師的個體教學效能在其他類型教師中得分最低。與之相反，自我實現(xiàn)型教師在身體健康、學校生活適應力、個體教學效能上的得分最高，自我控制型教師的職業(yè)認同感最強?？梢?，內(nèi)部任教動機較強的教師(自我實現(xiàn)與自我控制型)，不僅自我決定動機水平較高，其個體資源整體水平也較高。而外部任教動機較強的教師(外控成就、隨波逐流、生活享樂型)，自我決定動機水平較弱，個體資源也相對匱乏，根據(jù)資源損益螺旋，這進一步加劇了心理資源的流失速度，心理資源匱乏的教師更易遭受消極情緒的干擾，進而增加職業(yè)倦怠的可能。

表4 不同類型教師的個體資源與職業(yè)幸福感差異分析

在職業(yè)幸福感方面，生活享樂型教師的職業(yè)倦怠水平最高，隨波逐流型教師在工作滿意度上的得分最低。與之相反，自我實現(xiàn)型教師的積極職業(yè)幸福感的預測指標工作滿意度最高，其消極職業(yè)幸福感的預測指標職業(yè)倦怠得分最低，且與其他類型教師存在顯著差異?？梢姡鳛樽灾鞒煞肿罡叩淖晕覍崿F(xiàn)型教師無論在個體資源還是職業(yè)幸福感上的表現(xiàn)均最佳，假設(shè)H3得到進一步支持。

(四)任教動機在工作特征/個體資源對教師職業(yè)幸福感的影響中起到調(diào)節(jié)作用分析

接下來，檢驗工作特征、個體資源是否對教師職業(yè)幸福感發(fā)揮作用，并分析作用大小在不同任教動機教師群體之間是否存在差異，即檢驗任教動機在工作特征、個體資源對教師職業(yè)幸福感的影響中是否起到調(diào)節(jié)作用。

1.任教動機調(diào)節(jié)效應檢驗

由于任教動機為分類變量，工作特征和教師個體資源為連續(xù)變量，研究采用了溫忠麟教授提出的分類變量調(diào)節(jié)效應分析思路：按照教師任教動機類型分組，采用“分組回歸”檢驗不同教師群組中標準化處理后的工作特征與個體資源變量對教師職業(yè)幸福感的回歸系數(shù)，若不同群組間回歸系數(shù)差異顯著，則調(diào)節(jié)效應存在[41]。由表5可知，在控制性別、第一學歷、選拔來源、家庭社會資本等變量一定的情況下，由于教師任教動機的不同，工作特征與個體資源對其職業(yè)幸福感的影響強弱存在顯著性差異，即任教動機在工作特征、個體資源對教師職業(yè)幸福感的影響中起到調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H4a、H4b成立。

2.工作特征對教師職業(yè)幸福感的影響

通過分組回歸發(fā)現(xiàn)，學校工作特征變量對鄉(xiāng)村小學青年教師工作滿意度均具有顯著預測作用，其中工作要求對于自我控制型教師工作滿意度的負向作用最大，決策共享與工資待遇對隨波逐流型教師、學校周邊環(huán)境對自我實現(xiàn)型教師、同事互動交流對自我控制型教師工作滿意度的正向作用最大。

對于職業(yè)幸福感的反向預測變量職業(yè)倦怠來說，工作要求對于隨波逐流型教師職業(yè)倦怠的正向預測作用最大；決策共享對生活享樂與自我控制型教師的職業(yè)倦怠不存在預測作用，但對隨波逐流型教師職業(yè)倦怠的緩沖作用最大；學校周邊環(huán)境對自我控制型教師的職業(yè)倦怠不存在預測作用，但對自我實現(xiàn)型教師職業(yè)倦怠的緩沖作用最大；同事互動交流對自我控制型教師職業(yè)倦怠的負向作用最大，工資待遇對職業(yè)倦怠的影響在所有類型鄉(xiāng)村小學青年教師群體中均不顯著，假設(shè)H1a、H1b成立。

3.個體資源對教師職業(yè)幸福感的影響

在個體資源方面，如表5所示，個體身心資源除了個人教學效能對生活享樂型、自我控制型教師工作滿意度的預測作用不顯著以外，其余變量均對工作滿意度起到顯著正向預測作用。其中，身體健康對外控成就型教師、學校生活適應力對生活享樂型教師、職業(yè)認同對隨波逐流型教師、個體教學效能感對自我實現(xiàn)型教師的工作滿意度正向影響最大。并且，對于鄉(xiāng)村小學青年教師來說，個人資源中的職業(yè)認同對工作滿意度的作用效益最大。

表5 不同類型教師的工作特征、個體資源對職業(yè)幸福感影響的分組回歸分析

對于職業(yè)幸福感的反向預測變量職業(yè)倦怠來說，身體健康對所有類型教師職業(yè)倦怠均具有顯著負向影響，對自我控制型教師職業(yè)倦怠的緩解作用最大；學校生活適應力對于隨波逐流型教師的職業(yè)倦怠不存在預測作用，但對生活享樂型教師職業(yè)倦怠的緩解作用最大；個體教學效能感僅對自我控制型教師職業(yè)倦怠起到一定程度的緩解作用；值得注意的是，職業(yè)認同雖然對于隨波逐流、生活享樂型教師的職業(yè)倦怠不存在預測作用，但對其他類型教師的職業(yè)倦怠起到顯著正向影響，其中對自我控制型教師職業(yè)倦怠的作用最大?？梢?，對于鄉(xiāng)村小學青年教師群體來說，并不是對教師職業(yè)認同感越強，其幸福感越高，假設(shè)H2a、H2c、H2d成立，H2b不成立。

(五)工作要求與工作資源對職業(yè)幸福感的交互效應分析

最后，對工作要求與工作資源影響教師職業(yè)幸福感的交互作用假設(shè)進行檢驗。首先，按前25%和后25%的標準，分別對工作要求與工作資源劃分高、低組。如表6所示，雙因素方差分析顯示，對于鄉(xiāng)村小學青年教師工作滿意度來說，工作要求僅與工作資源中的“同事互動交流”交互效應顯著；對于職業(yè)倦怠，工作要求與工作資源中的“決策共享、學校周邊環(huán)境、工資待遇”的交互效應顯著，假設(shè)H1c部分成立。

表6 工作要求與工作資源交互相應分析表

對于學校工作要求來說，整體上工作要求對教師的職業(yè)幸福感起到阻礙作用，在工作資源影響工作滿意度與職業(yè)倦怠的過程中均未起到放大效果，即鄉(xiāng)村小學青年教師職業(yè)幸福感呈現(xiàn)“高工作要求-工作資源<低工作要求-工作資源”的分布特征。

對于學校工作資源來說，同事互動交流在工作要求對工作滿意度的負向影響中起到緩沖作用，工作滿意度呈現(xiàn)“高工作要求-低工作資源<低工作要求-低工作資源<高工作要求-高工作資源<低工作要求-高工作資源”的分布特征；決策共享、學校周邊環(huán)境在工作要求對職業(yè)倦怠的正向影響中起到緩沖作用，職業(yè)倦怠呈現(xiàn)“低工作要求-高工作資源<低工作要求-低工作資源<高工作要求-高工作資源<高工作要求-低工作資源”的分布特征。值得注意的是，在低工作要求環(huán)境下，工資待遇對教師職業(yè)倦怠反而起到正向放大效果，職業(yè)倦怠呈現(xiàn)“低工作要求-低工作資源<低工作要求-高工作資源<高工作要求-高工作資源<高工作要求-低工作資源”的分布特征(如圖3所示)。

圖3 工作要求-工作資源交互作用圖

五、討論與建議

綜上研究最終得出結(jié)論如下：(1)工作要求負向預測鄉(xiāng)村小學青年教師職業(yè)幸福感；工作資源整體對職業(yè)幸福感起顯著正向預測作用，其中同事互動交流為激勵性資源，學校周邊環(huán)境、決策共享為保障性資源；工作資源與工作要求對職業(yè)幸福感起到交互作用，工資待遇對工作滿意度起到正向預測作用，但是在低工作要求環(huán)境下，隨著工資待遇的提升鄉(xiāng)村小學青年教師職業(yè)倦怠反而呈現(xiàn)加劇趨勢；(2)教師身體健康、個體教學效能、職業(yè)認同、學校生活適應力顯著正向預測職業(yè)幸福感；(3)不同任教動機類型在教師個體資源與職業(yè)幸福感之間存在顯著差異，鄉(xiāng)村小學青年教師的職業(yè)幸福感呈現(xiàn)“自我實現(xiàn)型>自我控制型>外控成就型>隨波逐流型>生活享樂型”的分布特點；(4)任教動機中的自主性程度越高的教師，其職業(yè)幸福感越強，并且任教動機在學校工作特征、教師個體資源對職業(yè)幸福感的影響中起到調(diào)節(jié)作用。

(一)青年教師整體呈低幸福感局面，自我實現(xiàn)類型呈高幸福感狀態(tài)

結(jié)果顯示，當前鄉(xiāng)村小學青年教師工作滿意度均值為3.264，處于中等偏上水平，這說明新時代鄉(xiāng)村小學青年教師在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略持續(xù)推動下對目前學校工作環(huán)境、工作氛圍與狀態(tài)的整體認識與評價較高。但是相對于學歷、工作年限、職稱相同的城市教師/公務員而言，鄉(xiāng)村小學青年教師的工資待遇、專業(yè)發(fā)展、社會地位滿意度分別為2.434/2.373、2.743/2.564、2.634/2.581，相比于工作付出而言，工資待遇、專業(yè)發(fā)展、社會地位滿意度分別為2.432、2.664、2.630。可見，鄉(xiāng)村小學青年教師的相對工作滿意度較低。此外，職業(yè)倦怠的平均分為3.370，處于中等偏上水平，說明鄉(xiāng)村小學青年教師職業(yè)倦怠感較強，在工作忙碌、工作環(huán)境影響睡眠、工作價值懷疑、忽視家人而感到愧疚4個方面的倦怠感最強，分別為4.478、3.953、3.603、3.339，這可能與小學青年教師“繁難怨”的工作常態(tài)，以及其“鄉(xiāng)賢”角色式微有關(guān)。故從認知評價變量工作滿意度以及情感體驗變量職業(yè)倦怠來看，鄉(xiāng)村小學青年教師整體呈現(xiàn)低職業(yè)幸福感局面。

另外，不同動機類型的教師在職業(yè)幸福感之間存在顯著性差異。生活享樂型教師的職業(yè)倦怠水平最高3.851，隨波逐流型教師在工作滿意度上的得分最低2.761，與之相反，自我實現(xiàn)型教師的積極職業(yè)幸福感預測指標工作滿意度最高3.699，其消極幸福感預測指標職業(yè)倦怠上得分最低2.802。整體上來看，鄉(xiāng)村小學青年教師的職業(yè)幸福感呈現(xiàn)“自我實現(xiàn)型>自我控制型>外控成就型>隨波逐流型>生活享樂型”的分布特點。這啟示我們，可通過激發(fā)教師內(nèi)部自我實現(xiàn)動機，來提升其職業(yè)幸福感。鄉(xiāng)村學校管理者以及教師隊伍建設(shè)決策者可以依據(jù)任教動機類型，預測哪些教師未來職業(yè)幸福感水平較高，以此為依據(jù)完善教師補充篩選與考核標準，并根據(jù)該類教師的特征、工作取向、自主需求等提出更有針對性的教師職業(yè)幸福感提升策略。

(二)關(guān)注工作特征的“雙路徑”影響，以挑戰(zhàn)性要求配合激勵性資源

研究發(fā)現(xiàn)，學校工作特征對鄉(xiāng)村小學青年教師職業(yè)幸福感均存在一定程度的影響。其中，工資待遇對工作滿意度的整體作用效益最大，工作要求、同事互動交流對職業(yè)倦怠的增加與緩沖作用效益最大。另外，相比工作資源，工作要求對于幸福感的負向預測變量“職業(yè)倦怠”的影響較大，當加入工作要求變量時，模型對職業(yè)倦怠的解釋率整體提高18.3%；工作資源對幸福感的正向預測變量“工作滿意度”的影響更強，當加入工作資源變量時，模型對工作滿意度的解釋率整體提高14.6%。本研究從“工作資源”和“工作要求”兩個方面對職業(yè)幸福感進行工作特征表征，能更精準地把握學校工作場域內(nèi)，鄉(xiāng)村小學青年教師職業(yè)幸福感“增益與損耗”的雙路徑影響及其作用機制，有利于從正反兩面共同探究與分析提高教師職業(yè)幸福感的有效路徑與措施。這一結(jié)論一定程度上證明了JD-R模型在鄉(xiāng)村教育領(lǐng)域的適用性與應用價值。

值得注意的是，雖然工作要求整體呈現(xiàn)出一種不利于教師身心健康、目標完成與職業(yè)幸福的趨勢，但隨著研究的不斷深入，JD-R模型根據(jù)壓力源的作用效果與性質(zhì)的不同將工作要求分為“工作阻礙”和“工作挑戰(zhàn)”兩種。阻礙性壓力源代表不利于目標實現(xiàn)與工作投入的，聚焦情緒威脅性的工作要求，例如，情緒要求、學生不良行為和升學考試壓力等；挑戰(zhàn)性壓力源則代表可以給教師個體帶來成長與專業(yè)發(fā)展的，聚焦問題解決，可以通過努力克服的工作要求，如工作負荷、教學工作時間與角色壓力等[42]。由于本研究工作要求選取教師所在學校不同情境下的工作壓力源進行綜合考察，整體上對職業(yè)幸福感呈現(xiàn)負向影響，為阻礙性工作要求。這為JD-R模型的“應對假設(shè)”在本研究中不成立提供了一定程度的解釋。

同樣，工作資源根據(jù)是否激發(fā)工作投入可以細分為“保健資源”和“激勵資源”。其中，保健性資源主要指工作環(huán)境、工資待遇、物質(zhì)獎勵等外部因素，可以有效緩解職業(yè)倦怠，但對工作投入與內(nèi)部動機激發(fā)不起正向預測作用；激勵性資源多指與工作本身相關(guān)的因素，比如決策參與、專業(yè)發(fā)展機會、領(lǐng)導支持等，不僅可以緩解職業(yè)倦怠，還能正向預測工作投入與幸福感。由交互作用檢驗可知，同事互動交流在工作要求對工作滿意度的負向影響中起到緩沖作用，決策共享、學校周邊環(huán)境在工作要求對職業(yè)倦怠的正向影響中起到緩沖作用，可見對于鄉(xiāng)村小學青年教師來說同事互動交流為激勵性資源，決策共享與學校周邊環(huán)境作為保障資源。值得注意的是，雖然工資待遇對工作滿意度起到正向預測作用，但是在低工作要求環(huán)境下，隨著工資待遇的提升，鄉(xiāng)村小學青年教師職業(yè)倦怠反而增加。這說明，外部物質(zhì)與獎勵支持要以一定程度的工作要求為基礎(chǔ)才能起到緩解教師職業(yè)倦怠的效果。這警示我們，過于寬松與自由的學校人事管理風格存在較大風險，容易滋養(yǎng)青年教師散漫無序的工作態(tài)度與作風。學校管理者在辦學過程中，應設(shè)置適當?shù)奶魬?zhàn)性工作要求與自主權(quán)利限制，配合激勵性工作資源支持，為教師提供一定的工作目標與努力方向，長期來看有利于教師職業(yè)幸福感的可持續(xù)性提升。

(三)重視新鄉(xiāng)賢職業(yè)認同波動，激活個體資源以促職業(yè)幸福

研究發(fā)現(xiàn)，教師個體特征對職業(yè)幸福感均存在一定程度的影響，當加入個體資源變量后工作滿意度和職業(yè)倦怠的解釋率分別提升了11.3%、10.6%。其中，個體資源中的職業(yè)認同對工作滿意度的整體作用效益最大，身體健康與職業(yè)認同對職業(yè)倦怠的緩沖作用較強。另外，不同動機類型教師的個體資源存在顯著性差異。自我實現(xiàn)型教師在身體健康、個體教學效能、學校生活適應力方面的得分最高，自我控制型教師的職業(yè)認同感最強。與之相反，隨波逐流型教師在學校生活適應力和職業(yè)認同上的得分最低，生活享樂型教師的身體健康水平最低，外控成就型教師的個體教學效能最低。

已有研究表明，激活個體資源是培養(yǎng)教師社會情感能力與職業(yè)幸福感的重要途徑[43]。為此，可以采取一定措施有效激活教師個體資源，例如：(1)關(guān)注教師的身體健康狀況，學校可通過定期體檢，建立教師健康體檢檔案，也可提高教師對自身健康狀況的關(guān)注意識，幫助教師養(yǎng)成健康的生活方式和行為習慣；(2)學校管理者要建構(gòu)教師職業(yè)幸福感支持體系，幫助教師建立學校的情感連接與組織承諾、為教師提供深造或?qū)W歷進修機會、職稱晉升空間、專業(yè)發(fā)展機會與平臺，提升職業(yè)認同感；(3)高等師范院校的教師教育課程體系可以設(shè)計關(guān)于鄉(xiāng)村教育類的課程，例如，可以設(shè)計鄉(xiāng)村社會學、鄉(xiāng)村教育學理論課程，增加鄉(xiāng)村微格訓練、鄉(xiāng)村復式教學技能訓練，提供鄉(xiāng)村學校實習與實踐機會等措施，幫助師范生體驗真實鄉(xiāng)村教學，提升鄉(xiāng)村教學效能感與勝任力；(4)教師專業(yè)培訓科研機構(gòu)可以開發(fā)教師社會情感能力與情緒智力相關(guān)的學習項目，為教師提供面對工作壓力、人際沖突、課堂管理、學生社會情感需求的回應方法等系列培訓，提高教師的學校生活適應力與社會情感能力。

(四)區(qū)分不同任教動機類型，分類施策提高干預匹配度

研究表明，不同任教動機的鄉(xiāng)村小學青年教師群體之間的自我決定動機水平存在顯著差異，自主性水平越高的教師其職業(yè)幸福感越強，并且不同任教動機在中觀-工作特征、微觀-個體資源對職業(yè)幸福感的影響中起到調(diào)節(jié)作用。這一結(jié)論與以往研究相一致[44]，這在一定程度上檢驗了SDT理論中的“因果定向”在鄉(xiāng)村小學青年教師群體中的適用性。

從工作特征對職業(yè)幸福感影響的角度來看，隨波逐流型教師職業(yè)倦怠受工作要求的影響最大。另外，工作資源中的決策共享對于隨波逐流型教師、學校周邊環(huán)境對自我實現(xiàn)型教師、同事交流互動對自我控制型教師、工資待遇對隨波逐流型教師職業(yè)幸福感的提升起到關(guān)鍵作用。生活享樂型教師職業(yè)幸福感受工作特征的影響在所有教師群體中最小。從個體資源對職業(yè)幸福感影響的角度來看，學校生活適應力是生活享樂型教師提升職業(yè)幸福感的關(guān)鍵心理資源，職業(yè)認同對于隨波逐流型教師工作滿意的提升最為顯著，個體教學效能與身體健康對自我控制型教師職業(yè)倦怠起著較大的緩解作用。這啟示我們，由于教師任教動機與自我定位存在差異，個體的心理需求場不同，需要學校領(lǐng)導未來多關(guān)注到青年教師群體的深層心理需求與工作動機，區(qū)分不同動機類型的教師群體，識別影響各類型教師群體職業(yè)幸福感的關(guān)鍵因素，使不同類型教師在精神上獲得相匹配的組織支持，促進工作動機內(nèi)化，進而達到有效提升教師職業(yè)幸福感的目的。

基于以上討論與結(jié)論，本研究檢驗了SDT理論和JD-R模型在鄉(xiāng)村教師隊伍中的適用性，在一定程度上拓展了教師職業(yè)幸福感的中觀-工作特征變量、微觀-個體資源等前因變量及其作用機制。但研究亦存在一定的不足之處。首先，研究對象為鄉(xiāng)村小學青年教師這一特殊群體，研究結(jié)論與心理作用機制可能存在一定的群體特殊性，推廣范圍有限；其次，本研究采用橫斷面研究數(shù)據(jù)，并不能揭示變量間的因果關(guān)系，今后可考慮采用實驗設(shè)計或縱向追蹤研究來檢驗本研究的結(jié)果；再次，研究主要基于教師的問卷調(diào)查，采用自我報告的形式收集數(shù)據(jù)，往后可考慮綜合運用領(lǐng)導評定和同事互評等方式收集數(shù)據(jù)，并考慮針對典型案例進行個案與質(zhì)性研究，展開混合式研究深化對教師職業(yè)幸福感作用機制的解釋與理解水平。