許樹沛，黃蓉

(廣西大學 公共管理學院，廣西 南寧 530000)

教師是立教之本，興教之源。國家“十四五”規(guī)劃提出我國將以新發(fā)展理念為統(tǒng)領，加快構建高等教育高質(zhì)量發(fā)展體系[1]。民辦高等教育作為高等教育體系的重要來源，其教育質(zhì)量不僅直接影響民辦高校學生的學業(yè)和就業(yè)，更關乎高等教育高質(zhì)量發(fā)展的目標能否實現(xiàn)。習近平總書記強調(diào)要從戰(zhàn)略和全局高度充分認識教師工作的極端重要性，把加強教師隊伍建設作為基礎工作來抓[2]。教師隊伍是民辦高等教育高質(zhì)量發(fā)展的源頭活水。2019年《我國民辦高等教育調(diào)查研究和發(fā)展現(xiàn)狀分析》數(shù)據(jù)顯示，近5年民辦高校的教師流失率10%以下占37.78%，流失率30%以上占13.33%?？梢姡褶k高校教師隊伍穩(wěn)定性差，離職傾向明顯。Mobley等指出離職傾向是個體實際離職行為的最后一環(huán)，能有效預測離職行為的發(fā)生[3]。教師從產(chǎn)生離職傾向到離職行為的發(fā)生需要一定的時間周期，當教師提出離職申請，高校再想挽留為時已晚。所以，對員工離職傾向的管理比對離職行為進行管理更為科學和有效[4]。教師高離職傾向嚴重影響教育質(zhì)量和民辦高?？沙掷m(xù)發(fā)展，探究教師離職傾向的影響因素及其生成機制，為降低民辦高校教師的離職傾向提供實證依據(jù)具有重要的實踐意義。經(jīng)文獻梳理發(fā)現(xiàn)，學者們較多從完善薪酬體系、提高社會地位、拓展教師發(fā)展空間等方面研究教師的離職傾向。按照雙因素理論分析，上述因素都起著保健因素的作用，即這些因素都不能激勵教師有更積極的行為，難以有效降低民辦高校教師的離職傾向。2001年,工作要求-資源模型(Job Demands-Resoueces Model,簡稱JD-R模型)的出現(xiàn)，為學者們研究教師的離職傾向提供了新視角。JD-R模型是一個適用范圍靈活的模型，能夠廣泛集成職業(yè)潛在的工作要求和工作資源，可用于研究不同的工作要求和工作資源以及對后向因素的影響機制。JD-R模型為從工作要求的角度為剖析民辦高校教師離職傾向的生成機制提供了良好的理論框架?；诖?，本文在JD-R模型框架下，探究民辦高校教師的工作要求(工作不安全感和學生不良行為)影響離職傾向的過程機制和邊界條件，檢驗情緒耗竭在工作要求影響離職傾向的中介作用和組織支持感的調(diào)節(jié)效應，并從組織管理視角為穩(wěn)定民辦高校教師隊伍提供管理實踐參考。

1 理論基礎與研究假設

1.1 理論基礎：工作要求-資源(JD-R)模型

Demerouti等認為，每個職業(yè)的工作壓力都有與之相關的特定風險因素，這些因素可概念化為兩類:工作要求和工作資源[5]。工作要求指工作中與身體、組織或社會有關且需要持續(xù)不斷地付出身體或心理努力的因素，如時間壓力和工作負擔等。Demerouti等指出工作要求會消耗個體資源，導致員工健康受損和工作倦怠，帶來低績效和高離職率等消極的組織后果；工作資源是指能減少工作要求的生理和心理成本，能刺激個人成長和發(fā)展并有助于促進良好組織結果發(fā)生的資源因素，如績效反饋和自主性等。JD-R模型整合了兩條路徑即“能量損耗過程”和“緩沖假設”來剖析工作特征要素與離職傾向、工作投入等個體工作結果間的關系。高工作要求會持續(xù)消耗個體的精力和能量，最終引發(fā)個體產(chǎn)生情緒耗竭和離職傾向等負向后果，這就是“能量損耗過程”。在這個過程中，工作資源對工作要求存在一定的交互作用，即工作資源能有效緩解和調(diào)節(jié)高工作要求對個體能量的消耗，這個過程稱之為“緩沖假設”?；诖?，本文將從“能量損耗過程”和“緩沖假設”來探討民辦高校教師離職傾向的生成機制。

職業(yè)差異性決定了工作要求和工作資源的具體內(nèi)容存在差別，對工作要求進行有效區(qū)分是JD-R模型未來發(fā)展的一個方向。因此，運用JD-R模型開展研究前，有必要根據(jù)職業(yè)的特點對工作要求進行細分。伍新春總結出中小學教師的工作要求包括工作負荷、情緒要求、學生不良行為等[6]；房巧玲認為注冊會計師的工作要求包括時間壓力、角色沖突和工作-家庭沖突等[7]。對于民辦高校教師來說，職業(yè)的客觀現(xiàn)實決定了工作要求的特殊性。民辦高校的人事管理制度和高校發(fā)展前景的不確定性增加了教師對工作的穩(wěn)定性和發(fā)展性的擔憂，工作不安全感增強。學生的不良行為是教師重要的職業(yè)壓力源,學生課堂上的不良行為決定了教師開展教學的同時，還需耗費大量的情緒資源維持課堂秩序，導致教師在生理上和情緒上倍感壓力。綜上所述，基于民辦高校的特點和教師的職業(yè)屬性，本文將民辦高校教師的工作要求細分為工作不安全感和學生不良行為。

1.2 研究假設

1.2.1 工作要求與離職傾向

JD-R理論的能量損耗過程是指隨著工作要求的增加，如工作不安全感增加和學生不良行為的增多需要付出高努力，這些會變成教師的工作壓力源，耗盡教師的能量備份，從而引起抑郁、焦慮和情緒耗竭等負面反應，并引發(fā)降低工作投入、產(chǎn)生離職傾向等消極后果。

離職傾向是個體在組織工作一段時間后對組織或工作產(chǎn)生不滿情緒而想要離開組織的意圖。離職傾向不同于離職行為，前者指個體想要離開組織的態(tài)度傾向，后者是離開組織的實際行為[8]。Mobley指出離職傾向是個體在經(jīng)歷工作不滿意、萌生離職念頭、物色新的就業(yè)機會、比較和評估其他工作機會等后所產(chǎn)生的試圖離開組織的想法，是離職行為的最后一個步驟[4]。研究表明，職業(yè)的工作要求和特定行業(yè)所需的職業(yè)行為是影響個體離職傾向的重要因素。

由前文可知，工作不安全感和學生不良行為是民辦高校教師典型的工作要求。工作不安全感是指個體對自身的職業(yè)以及整體未來發(fā)展均缺乏安全感的感受，本質(zhì)上源于對喪失工作和工作某些重要特征的擔憂。隨著社會環(huán)境的變化和日益激烈的生源競爭，民辦高校靈活的雇傭關系和趨于市場化的績效考核降低了教師工作的安全保障性。此外，高校的改革也對教師崗位勝任能力提出了更高的挑戰(zhàn)。這些變化使教師感到現(xiàn)有工作不再像過往那樣穩(wěn)定，增加了教師對工作持續(xù)性和發(fā)展性的擔憂，即工作不安全感明顯增加。從JD-R理論視角分析，當教師感知到現(xiàn)有的職位、發(fā)展前景甚至是現(xiàn)有資源存在威脅時，必會耗費教師更多的生理和心理資源來減緩工作不安全感，持續(xù)的努力會消耗教師的能量資源進而導致負面的心理狀態(tài)和行為，比如產(chǎn)生離職傾向。常理，個體很重視職位晉升和薪酬上漲，希望在組織能持續(xù)發(fā)展。當教師感知到有可能被組織拋棄、晉升無望以及高校的“內(nèi)卷化”現(xiàn)象時，就會有工作不安全感，進而表現(xiàn)出尋找新工作的意圖的消極反應。實證研究表明，工作不安全感對離職傾向有顯著正向影響，個體感知工作不安全感越高，離職傾向也越高。

學生不良行為是指學生影響教師正常開展教書育人工作的行為，主要表現(xiàn)為課堂紀律問題和不良學習習慣，如交頭接耳、沉溺于手機和課堂參與度低等。研究顯示，學生不良行為與教師的離職傾向和工作退縮等退出傾向存在一定聯(lián)系。有學者指出，當個體的需求在組織中得不到滿足時，個體會選擇尋找其他能滿足需求的組織[9]。具有高知身份的高校教師最大的需求是成就需求或自我實現(xiàn)需求[10]。學生不良行為在很大程度上導致教師的尊重需求和成就需求得不到滿足。每個人都希望自己的努力和能力得到他人的認可，教師課堂的付出得不到學生的認同，會挫傷教師的工作熱情，降低工作投入和引發(fā)心理退卻。此外，楊國樞先生指出，在人和環(huán)境的互動中，表現(xiàn)出一種社會取向，他們較為關注別人如何看待自己，別人對自己有什么期望[11]。民辦高校教師把社會賦予他們的期望看成自己的責任，當學生不良行為持續(xù)存在，教師感到自己的教育收效甚微時，傾向于把責任歸咎于自己，甚至對自己是否適合教師這個職業(yè)產(chǎn)生懷疑，從而產(chǎn)生退出當前工作的想法。可見，學生不良行為正向影響教師的離職傾向。綜上所述，本文提出如下假設：

假設1a:工作不安全感與離職傾向呈正相關關系；

假設1b:學生不良行為與離職傾向呈正相關關系。

1.2.2 情緒耗竭的中介作用

情緒耗竭是由于持續(xù)高水平的工作要求，個體的情緒資源被過度開發(fā)和使用，導致身體疲倦和產(chǎn)生情緒被工作榨干的感覺。當個體面臨實際資源的損耗、損耗資源的威脅以及資源不足以滿足工作要求或投入資源卻沒有得到預期的回報時，都有可能導致情緒耗竭。研究表明，情緒耗竭的個體對組織會產(chǎn)生厭倦感，而產(chǎn)生離職傾向是最直接的心理退卻。Cropanzano等證明高情緒耗竭水平的員工通常具有較高水平的離職傾向[12]。教學是一項高耗能的工作，隨著情緒的持續(xù)消耗，教師會產(chǎn)生資源的枯竭感。情緒耗竭的教師為避免情緒資源持續(xù)被損耗，而采取一些消極的防御性行為，譬如離職。民辦高校教師認為離開當前的工作崗位可以使自己不再承受資源消耗所產(chǎn)生的壓力。教師是情緒耗竭的高發(fā)群體,情緒耗竭水平越高, 越傾向于離開當前組織。Schaufeli等人也指出,減少成員情緒耗竭現(xiàn)象可避免后續(xù)的離職行為[13]?；诖?，本文提出假設：

假設2：情緒耗竭與離職傾向呈正相關關系。

工作不安全感會帶來消極的組織后果。根據(jù)JD-R模型的“能量損耗過程”，民辦高校教師產(chǎn)生工作不安全感時，會投入更多的情緒和精力以鞏固自己現(xiàn)有的崗位，持續(xù)性的投入會導致資源入不敷出和資源耗竭。若教師持續(xù)的努力無法減緩工作不安全感，就會產(chǎn)生保護自身資源不再消耗的動機，但又需維持目前的工作，這種對抗性的心理最終誘發(fā)情緒耗竭。研究表明，工作不安全感顯著正向影響情緒耗竭，個體長期感知到工作不安全感，會導致更強的心理壓力和情緒耗竭。疲倦的教師認為自己的情緒資源不足以應對工作不安全感帶來的壓力時，他們往往會在行為或態(tài)度上退出目前的工作。此外，民辦高校教師感知到工作不安全感即認為學校沒有履行保障工作的義務，心理契約被違背，自己被欺騙或傷害，會引發(fā)不滿、失望和憤怒等負面情緒[14]。Porter認為離職傾向是個體對工作的負面情緒積累到一定程度后產(chǎn)生的一種退縮行為[15]?？梢?，情緒耗竭在工作不安全感和離職傾向間起中介作用。

教學是雙向影響的過程，教師在對學生施加影響的同時，學生的不良行為也會反作用于教師[16]。民辦高校教師面對學生的不良行為產(chǎn)生的失望、難過、憤怒等負面感受，消耗大量的情緒資源，資源損耗越大，越容易導致情緒耗竭。同時，學生作為教師的工作對象，教師的言行舉止都會對學生的身心健康產(chǎn)生影響，因此，無論教師真實的心理感受如何都必須服從組織情緒表達的規(guī)則，對負面情緒進行調(diào)整、抑制和偽裝，這勢必增加教師情緒資源消耗的力度而陷入筋疲力盡和情緒耗竭的境地。有學者認為筋疲力盡的個體更有可能尋找和選擇其他的就業(yè)機會[17]，即情緒耗竭的教師會傾向于選擇跳槽來疏解學生不良行為帶來的消極情緒，確保自己的情緒資源損失最小化。此外，根據(jù)JD-R理論，學生不良行為作為民辦高校教師的高工作需求會持續(xù)損耗教師的生理資源和情緒資源，資源的損耗過程會使教師工作動機下降，情緒耗竭水平提升，導致缺勤和離職行為的增加。由此可知，情緒耗竭在學生不良行為和離職傾向的關系里起中介作用。據(jù)此，本文提出如下假設：

假設3a:工作不安全感與情緒耗竭呈正相關關系；

假設3b:學生不良行為與情緒耗竭呈正相關關系；

假設4a：情緒耗竭在工作不安全感與離職傾向間起中介作用；

假設4b：情緒耗竭在學生不良行為與離職傾向間起中介作用。

1.2.3 組織支持感的調(diào)節(jié)作用

JD-R理論的“緩沖假設”是指工作資源能減輕工作要求對個體工作倦怠的負面影響[18]，能有效降低負面組織結果的出現(xiàn)。具體表現(xiàn)為個體在工作資源充足狀態(tài)下易于滿足工作要求，減少工作要求觸發(fā)教師工作壓力的可能性或減緩工作要求對個體資源消耗的程度。本文情境下，組織支持感作為一種重要的工作資源，為教師提供有效的工作支持，高效地應對工作要求和削弱工作要求對情緒耗竭的負向影響。組織支持感是個體對組織是否重視自己的貢獻，是否關心自己福利和幸福的一種感知[19]，反映了個體感知到組織提供支持和幫助的程度。研究發(fā)現(xiàn)，組織支持感是工作不安全感與其后果之間的重要調(diào)節(jié)變量[20]，高組織支持感可以顯著促進個體減少與工作不安全感相關的壓力，同時有效降低學生不良行為對教師情緒上的消極影響和增強教師處理學生不良行為的信心。基于此，本文提出如下假設：

假設5a：組織支持感負向調(diào)節(jié)工作不安全感和情緒耗竭的關系；

假設5b：組織支持感負向調(diào)節(jié)學生不良行為和情緒耗竭關系。

由前文可知，組織支持感弱化工作要求(工作不安感和學生不良行為)對情緒耗竭間的關系，即組織支持感越高，越能弱化工作要求對離職傾向的間接促進作用。換言之，組織支持感在工作要求-情緒耗竭-離職傾向的整個中介過程中起調(diào)節(jié)作用?；诖?，提出如下假設：

假設6a：組織支持感負向調(diào)節(jié)情緒耗竭在工作不安全感與離職傾向間的中介作用；

假設6b：組織支持感負向調(diào)節(jié)情緒耗竭在學生不良行為與離職傾向間的中介作用。

綜上分析，本研究構建工作要求影響離職傾向的理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型

2 研究設計

2.1 樣本與數(shù)據(jù)

本研究采取隨機抽樣的方法，以問卷星和線下文本問卷調(diào)查相結合的方式對廣西壯族自治區(qū)的民辦高校專任教師展開調(diào)查，涉及普通本科、高職高專和獨立學院三種類型的學校。本研究共發(fā)放420份問卷，剔除無效問卷，共回收有效問卷379份，問卷有效回收率為90.23%。其中男教師139名，女教師240名；已婚教師197名，未婚教師182名。

2.2 變量設置

根據(jù)本文的研究假設，需對工作不安全感、學生不良行為、情緒耗竭、離職傾向和組織支持感變量進行測量，五個變量均借鑒國內(nèi)外成熟量表。

自變量。(1)工作不安全感。在胡三嫚[21]編制的員工不安全感量表基礎上對表述略作修改，測量內(nèi)容包括“我擔心我現(xiàn)在的工作難以長久”和“我擔心學校對教師的要求不斷提高”等 6個題項，量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.858；(2)學生不良行為。在譚艷霞[22]等編制高校教師壓力量表的基礎上，根據(jù)民辦高校實際略做修改，測量內(nèi)容包括“在我的課堂上，前兩排上座率幾乎為零”“在我的課堂上，有1/3以上的學生玩手機或睡覺或交頭接耳”等題項，量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.85；(3)組織支持感。在Eisenberge[19]等編制的組織支持感量表的基礎上，對一些題項的表述略做修改，測量內(nèi)容包括“學校很關心我的幸?！焙汀皩W校很重視我的目標和價值”等5個題項，量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.789；(4)情緒耗竭。情緒耗竭采用劉曉麗[23]編制的高校教師工作倦怠量表對教師情緒耗竭進行測量，測量內(nèi)容包括“早上起床后，一想到今天的工作就心情不佳”和“工作上的事情容易讓我心情煩躁”等6個題項，量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.886。

因變量。本文以民辦高校教師的離職傾向為因變量，采用了魏淑華[24]的離職傾向量表進行測量，測量內(nèi)容包括教師的離崗和換校意圖如“最近半年里，我曾有想去別的學校工作”和“我經(jīng)常想要離開教師職業(yè)”等4個題項，量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.857。

控制變量。為保證研究開展的科學性，本文考慮了3個控制變量：性別、婚姻狀況和教齡。

3 研究結果

3.1 描述性統(tǒng)計分析

本研究采用獨立樣本t檢驗和方差分析對工作不安全感、學生不良行為、情緒耗竭、離職傾向和組織支持感對人口學變量(性別、婚姻狀況和教齡)進行差異化分析，結果見表1。從性別上看，女教師比男教師體驗到更多的工作不安全感、學生不良行為、情緒耗竭以及有更高的離職傾向；其中男教師有離崗意圖的占12.2%，有換校意圖的占10.8%；女教師有離崗意圖的占21.2%，有換校意圖的占20.4%。從婚姻狀況上看，未婚教師相較于已婚教師體驗到更多的工作不安全感、學生不良行為、情緒耗竭以及更高的離職傾向；未婚教師有離崗意圖的占18.8%，有換校意圖的占19.3%；已婚教師有離崗意圖的占17%，有換校意圖的占13.2%。從教齡上分析，新教師相較于骨干教師和老教師，工作不安全感、學生不良行為、情緒耗竭和離職傾向的程度更高，組織支持感更少；其中新教師有離崗意圖的占21.9%，有換校意圖的占23.2%；骨干教師有離崗意圖的占比為20.4%，有換校意圖的占18.7%；老教師有離崗意圖的占12.4%，有換校意圖的占7.7%。此外，組織支持感在性別和婚姻狀況上不存在顯著差異性(P>0.05)。

表1 各變量在人口學變量上的差異比較

3.2 驗證性因素分析

本研究采用CFA檢驗五個構念的組合信度、聚合效度和區(qū)分效度，結果見表2和表3。由表2可知，本研究假設的五因子模型數(shù)據(jù)擬合良好(CFI=0.933,TLI=0.926,RMSEA=0.051,χ2/df=1.983)。表3數(shù)據(jù)顯示，五個構念的因子載荷數(shù)在0.647-0.905之間，CR值均大于0.7，AVE值都符合標準，即工作不安全感的CR=0.859，AVE=0.505；學生不良行為的CR=0.886，AVE=0.61；組織支持感CR=0.835，AVE=0.464 ；情緒耗竭的CR=0.889，AVE=0.645；離職傾向的CR=0.859，AVE=0.66。綜上所述，五個構念均具有良好的組合信度和聚斂效度。

表2數(shù)據(jù)顯示，與其它模型相比，五因子模型與數(shù)據(jù)擬合更好，表明五因子有良好的區(qū)分性。此外，AVE值的平方根均大于兩個變量間的相關系數(shù)。因此，本研究的五個構念具有良好區(qū)別效度。

表2 驗證性因子分析結果

表3 五個構念的組合信度、聚斂效度與區(qū)別效度分析

3.3 共同方法偏差檢驗

本研究采用調(diào)查問卷的形式收集數(shù)據(jù)，為避免自我報告法可能導致的共同方法偏差，特作如下處理：首先，在問卷導語設置和線下調(diào)查中，我們向被調(diào)查者保證匿名答卷，確保被調(diào)查的所有信息只用于學術研究，絕不會泄露給他人。其次，采用國內(nèi)外成熟的量表，題項設置避免出現(xiàn)誘導性語句。最后，本研究采用Harman單因子分析法進行共同方法偏差檢驗，單因子最大解釋方差為38.6%，低于40%。此外，由表2可知，驗證性因子分析中單因子模型擬合度較差(CFI=0.722,TLI=0.703,RMSEA=0.102,χ2/df=14.235)。因此，共同方法變異對本研究結果的準確性不太可能產(chǎn)生不利的影響。

3.4 相關性分析

本研究五個變量的均值、標準差和變量間相關系數(shù)見表4。數(shù)據(jù)顯示，變量的相關性與前文假設的方向一致：工作不安全感分別與情緒耗竭(r=0.662，P<0.001)和離職傾向(r=0.636，P<0.001)顯著正相關；學生不良行為分別與情緒耗竭(r=0.552，P<0.001)和離職傾向(r=0.48，P<0.001)顯著正相關；情緒耗竭和離職傾向也顯著正相關(r=0.801，P<0.001)。因此，假設1a、1b，假設2，假設3a、3b初步得以驗證。

表4 各變量的相關系數(shù)矩陣

3.5 假設檢驗

本研究采用層級回歸方法進行主效應、中介效應和調(diào)節(jié)效應檢驗，結果見表5和表6。

3.5.1 主效應

表5的M4-M7是以離職傾向為因變量的模型。M4為僅存在人口統(tǒng)計學(性別、婚姻狀況和教齡)控制變量的模型。結果顯示，人口統(tǒng)計學變量對離職傾向的影響均顯著，M5-M6在M4的基礎上分別加入工作不安全感和學生不良行為。數(shù)據(jù)顯示，工作不安全感對離職傾向有顯著正向影響(β=0.607，p<0.001)；學生不良行為對離職傾向有顯著正向影響(β=0.438 ，p<0.001)，假設1a和1b得以支持。M7的回歸結果表示情緒耗竭對離職傾向有顯著的正向影響(β=0.841，p<0.001)，假設2成立。

表5的M1-M3是以情緒耗竭為因變量的模型。M1的人口統(tǒng)計學變量與情緒耗竭顯著相關。M2-M3驗證了工作要求(工作不安全感、和學生不良行為)與情緒耗竭的關系。結果顯示，工作不安全感對情緒耗竭有顯著正向影響(β=0.648，p<0.001)；學生不良行為對情緒耗竭有顯著正向影響(β= 0.503，p<0.001)，假設3a和3b得以驗證。

3.5.2 中介效應

情緒耗竭在工作要求(工作不安全感和學生不良行為)和離職傾向之間的中介作用，結果見表6。M2的回歸結果顯示，情緒耗竭對離職傾向顯著正向影響(β= 0.774，p<0.001)，工作不安全感與離職傾向的正向關系仍然顯著(β= 0.105， p<0.001)，但是系數(shù)從0.607降到0.105，表明情緒耗竭部分中介了工作不安全感與離職傾向之間的關系，假設4a成立。M3的回歸結果顯示，情緒耗竭仍然對離職傾向有顯著正向影響(β=0.831，p<0.001)，但學生不良行為對離職傾向的影響降到不顯著狀態(tài)(β= 0.020，P=0.649)，表明情緒耗竭完全中介了學生不良行為與離職傾向之間的關系，假設4b成立。

表5 主效應分析結果

表6 中介效應和調(diào)節(jié)效應分析結果

3.5.3 調(diào)節(jié)效應

表6的M5-M7是組織支持感的調(diào)節(jié)效應的檢驗結果。數(shù)據(jù)顯示，工作不安全感與組織支持感的交互項均對情緒耗竭有顯著影響(β=-0.459，p<0.001)，表明組織支持感弱化了工作不安全感與情緒耗竭的正向關系，假設5a得以驗證。學生不良行為與組織支持感的交互項均對情緒耗竭有顯著影響(β=-0.659，p<0.001)，表明組織支持感弱化了學生不良行為與情緒耗竭之間的關系，假設5b成立。

3.5.4 被調(diào)節(jié)的中介效應檢驗

本研究使用Hayes (2012) 編制的SPSS宏程序Process的Model 4進行中介效應分析，運用Bootstrap法檢驗假設。本文建立0.95置信區(qū)間，計算了在不同組織支持感水平下(均值加減一個標準差)工作不安全感和學生不良行為通過情緒耗竭影響離職傾向的間接效應，結果如表7所示。數(shù)據(jù)顯示，工作不安全感的中介效應值為-0.044，95%置信區(qū)間[-0.058,-0.03],未包含0；學生不良行為的中介效應值為-0.075，95%置信區(qū)間為[-0.105,-0.045],未包含0，表明組織支持感調(diào)節(jié)了情緒耗竭在工作不安全感與離職傾向、學生不良行為與離職傾向的中介作用。此外，組織支持感在不同水平上的置信區(qū)間均不包含0，工作不安全感和學生不良行為經(jīng)由情緒耗竭對民辦高校教師離職傾向產(chǎn)生的間接效應顯著，表明被調(diào)節(jié)的中介作用存在。同時，由條件間接效應結果可知，隨著調(diào)節(jié)組織支持感的增加，民辦高校教師的工作要求(工作不安全感和學生不良行為)經(jīng)過情緒耗竭對離職傾向的中介效應均顯著降低，即組織支持感顯著調(diào)節(jié)中介效應的大小，假設6a和6b成立。

表7 被調(diào)節(jié)的中介效應分析結果

4 結論與討論

4.1 研究結論

本文基于JD-R模型實證研究民辦高校教師離職傾向的生成機制，得出以下結論。

首先，工作要求的二維度即工作不安全感和學生不良行為對民辦高校教師的離職傾向均有顯著正向影響。同時，工作要求的二個維度對民辦高校教師離職傾向的影響效應由大到小依次是：工作不安全感和學生不良行為。

其次，本文驗證了情緒耗竭在工作要求和離職傾向之間的中介作用。工作要求(工作不安全感和學生不良行為)對離職傾向有顯著正影響，但與中介變量情緒耗竭的相關性更強，這與JD-R理論是一致的，即工作要求導致個體情緒耗竭，進而產(chǎn)生離職傾向。民辦高校教師面臨高工作要求，需要在生理和心理上付出更多的努力，長期的資源投入可能會出現(xiàn)情緒耗竭的癥狀，導致教師傾向于態(tài)度或行為上退出當前的工作情境。

再次，組織支持感能負向調(diào)節(jié)工作要求與情緒耗竭的關系。高組織支持感能降低工作要求引發(fā)的情緒耗竭。反之，民辦高校教師的組織支持感較低時，他們可能沒有足夠的資源去緩沖工作要求帶來的壓力感，容易導致情緒耗竭，這符合JD-R理論的“緩沖假設”，即工作資源能減輕工作要求對個體工作倦怠的負面影響。有效的組織政策如加強學生管理和公平的晉升渠道等會促進組織支持感的積極作用，降低教師的心理壓力。

最后，降低民辦高校教師的離職傾向有兩條路徑:一是通過優(yōu)化工作要求進而減緩教師離職傾向的直接路徑；二是增強教師組織支持感，弱化經(jīng)由情緒耗竭傳導的工作要求對離職傾向的影響作用的間接路徑。這為減緩民辦高校教師離職傾向提供了新思考。

4.2 管理啟示

本研究對改進民辦高校治理以降低教師離職傾向的管理啟示體現(xiàn)在以下兩方面：

第一，民辦高校管理者要充分意識到工作不安全感、學生不良行為等對教師的離職傾向產(chǎn)生深遠的影響，而組織支持感作為一種重要的工作資源，對于緩沖工作要求產(chǎn)生的離職傾向能起核心作用。教師的工作不安全感很多時候是由于教師和學校信息不對稱，高校通過實施員工幫助計劃(EAP計劃)創(chuàng)造一個開放、信任和健康的工作環(huán)境，對降低教師工作不安全感大有裨益。民辦高校要根據(jù)教師的教齡有的放矢地采取措施以降低工作不安全感。例如，對新教師而言，他們的工作不安全感更多來自薪酬的不穩(wěn)定和職業(yè)發(fā)展的不確定性。因此，民辦高校的當務之急是構建合理且全面的教師專業(yè)發(fā)展支持體系，根據(jù)教師所處的職業(yè)生涯階段，搭建梯度式成長平臺，確保持續(xù)性培養(yǎng)。同時，高校大力推行職級制，為教師提供縱向晉升的機會。職級晉升“唯能力”不“唯年齡”，為有才華、有能力的青年教師提供參與學校決策的機會，促動其共同建設學校。很多教師表示，學生不良行為會影響教學的心情，課講不好心里容易產(chǎn)生負面情緒。尤其是剛?cè)肼毜慕處煟啡闭n堂管理經(jīng)驗，面對學生不良行為容易焦慮和不知所措。因此，高校在新教師入職培訓時增設教學情景模擬和老教師經(jīng)驗分享環(huán)節(jié)，提高新教師情緒管理能力和增強應對學生不良行為的技巧等課堂管理經(jīng)驗。同時也要加強學生管理，增強學生學習動機和求知欲。對嚴重影響課堂教學秩序的學生不良行為要嚴加管理，學校與教師攜手打造濃厚的學風。此外，對于長期面臨高工作要求的民辦高校教師，高校要注重人文關懷。通過定期開展教師交流會，了解教師當下困境與需求，以行政支持、情感支持和工具支持等方式幫助教師更好地應對高工作要求，降低工作要求引發(fā)的“能量損耗過程”，增強工作資源的“緩沖過程”。

第二，民辦高校管理者要重視高工作要求影響教師離職傾向時情緒在其中所發(fā)揮的關鍵作用。情緒在JD-R理論中發(fā)揮重要的中介作用，組織要用好情緒這把雙刃劍，避免負面情緒累積到覆水難收的地步，導致教師產(chǎn)生情緒耗竭感。同時，當高校管理者試圖通過改善工作要求來減少教師的離職傾向時，要關注政策實施后教師的情緒耗竭癥狀是否有所改善，以確保減緩離職傾向施策的精準性。具體而言，民辦高校要加強與教師的溝通與互動，定期為教師提供心理健康咨詢和幫助，準確把握教師的情緒動態(tài)。對于已出現(xiàn)負面情緒的教師，學校要尤為關注，及時對其進行情緒疏導。此外，高?？梢栽O置情緒排解室和建立文藝團體等非正式組織為教師提供負面情緒排解的渠道，避免教師因情緒積壓突然離職，影響教學的正常運轉(zhuǎn)和教師隊伍的穩(wěn)定性。