王 晴

（淮陰工學(xué)院 商學(xué)院，江蘇 淮安 223003）

一、引言

許多學(xué)者都將員工流失視為每個組織面臨的關(guān)鍵挑戰(zhàn)，不論是員工的自愿離職還是非自愿離職，這兩種情況都可能對組織的績效、運行產(chǎn)生不利影響。已有研究表明，離職傾向（離職意愿/ 意向）是離職行為最有力的預(yù)測因素。[1]正如計劃行為理論所描述的，行為意圖是一個人行為的準(zhǔn)確預(yù)測因子，這種意圖不僅影響員工的工作和行為，還影響他們的同事，高技能員工的流失可能會產(chǎn)生諸多負(fù)面后果，如組織績效和服務(wù)水平的下降以及導(dǎo)致管理問題，也可能導(dǎo)致重新雇用和培訓(xùn)雇員的成本增加，這些觀點在離職文獻中得到了許多研究者的證實。[2]因此，在這種情況下，就需要理解員工為什么想要離開組織。此外，還有一種可能性，即盡管員工并非有意離職，可能還有一些其他因素（個人或背景因素）會促使他們考慮離職。[3]組織應(yīng)該承擔(dān)起這一責(zé)任，適時找出可能降低員工在組織中離職傾向的因素。

員工離職相關(guān)研究發(fā)端于20 世紀(jì)50 年代，經(jīng)過數(shù)十年的研究推進，相關(guān)主題逐漸成為研究者關(guān)注的焦點。對于當(dāng)今的組織而言，留住人才是人力資源需求方面的優(yōu)先策略，大多數(shù)組織仍需面臨員工流動的管理挑戰(zhàn)。[4]在教育系統(tǒng)，最重要的成功來源是該機構(gòu)的教師，有必要保持教師的積極性，增進他們對自己所在高校的承諾水平。[5]高校教師屬于典型的知識型員工，注重自身價值的實現(xiàn)與長遠發(fā)展。從雙因素（保健-激勵）以及需求層次理論來看，高校教師需要使用各類資源與機會（如進修/ 培訓(xùn)機會）確保自身的價值最大化及其實現(xiàn)；同時，教師與高校之間存在著情感維系與精神寄托，這種非物質(zhì)聯(lián)系有益于形成認(rèn)同感和歸屬感，降低教師的職業(yè)流動性和離職傾向。當(dāng)前，新時代高校教師隊伍建設(shè)與人才發(fā)展改革持續(xù)推進，在此背景下更需凸顯教師的主體地位和職業(yè)價值，保障高校教師的職業(yè)認(rèn)同感、歸屬感與忠誠度。鑒于此，本研究對我國高校教師離職傾向進行測度，探究其個體特征差異并考察“職業(yè)成長機會→職業(yè)認(rèn)同→離職傾向”的內(nèi)在關(guān)聯(lián)性。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

（一）離職傾向的個體特征差異

個體特征與離職傾向具有一定關(guān)聯(lián)性。就高校教師而言，不同的學(xué)術(shù)生態(tài)位導(dǎo)致個體在組織內(nèi)成長需求與追求方面的差異，同時，高校教師面臨著不同方面的職業(yè)壓力，人際、收入等因素會抑制或加劇其離職傾向。郭云貴研究發(fā)現(xiàn)，性別、籍貫（省內(nèi)或省外）、職稱對高校青年教師離職傾向有顯著影響，而受教育程度、婚姻狀況的影響不顯著；[6]曾曉娟和劉春研究發(fā)現(xiàn)，年齡、婚姻狀況、學(xué)科對高校青年教師的離職傾向有顯著影響；[7]白燕奇的調(diào)查顯示，年齡、學(xué)歷、職稱、工齡對應(yīng)用型本科高校教師離職傾向有顯著影響，而性別的影響不顯著；[8]從楚克群等的分析來看，性別、婚姻狀況、學(xué)歷、工作年限、單位性質(zhì)、職位層次對高校教師離職傾向的影響均不顯著；[9]肖林生和梁文雯的分析顯示，性別、年齡、學(xué)歷、職稱、校齡對高校教師離職傾向的影響不顯著；[10]杜嬙和劉鑫橋研究表明，院校類型、學(xué)科、性別、年齡、稅后收入對高校教師的離職傾向有顯著影響，而編制、職稱對離職傾向并無顯著影響；[11]黃翠和朱昌平的調(diào)查表明，性別、年齡對應(yīng)用型高校教師離職傾向有顯著影響，而婚姻狀態(tài)、學(xué)歷、職稱、工齡、校齡的影響不顯著。[12]可見，個體特征對高校教師離職傾向的影響效果與樣本結(jié)構(gòu)、研究情境等因素密切相關(guān)，高校教師對組織環(huán)境的感知并不必然決定其職業(yè)流動，還需要結(jié)合單位職業(yè)發(fā)展前景進行判斷。

薪酬既是物質(zhì)獎勵，也是價值表征，并且在一定程度上反映了組織對其員工的貢獻與價值認(rèn)可。高校教師群體兼具“科學(xué)人”與“經(jīng)濟人”的雙重甚至多重角色，希望組織能夠關(guān)心其福利、重視其價值并及時提供工作支持和幫助。曾曉娟和劉春研究發(fā)現(xiàn)，福利報酬和工作績效認(rèn)可對高校青年教師的離職傾向具有重要的預(yù)測力。[7]王堯駿和吳云梟研究發(fā)現(xiàn)，組織內(nèi)的地位、薪酬福利、培訓(xùn)與晉升機會是高校輔導(dǎo)員離職傾向的重要影響因素。[13]楚克群等的研究表明，付出-回饋失衡對高校教師離職傾向具有顯著的正向影響，過度投入對此關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用。[9]薪酬、績效、晉升等政策規(guī)章與實際操作的一致性是決定公立高校科研人員組織穩(wěn)定性的關(guān)鍵因素，高校教師對薪酬待遇和職稱晉升具有較高的敏感性和較低的容忍度，一旦發(fā)現(xiàn)上述過程顯失公平，就會降低其對所在單位繼續(xù)留職的意愿。[14]

綜上，提出如下假設(shè)：

H1：高校教師離職傾向在個體特征上存在顯著差異。

（二）職業(yè)成長機會與離職傾向

離職傾向是一個受諸多因素影響的復(fù)雜現(xiàn)象，前人的很多研究已經(jīng)確定工作滿意度、組織承諾、組織氛圍、組織支持感等是離職傾向的預(yù)測因素。[4]但是，已有研究缺乏對職業(yè)成長機會作為前因變量的深入探究。實際上，組織內(nèi)的員工都會關(guān)注自身的成長與發(fā)展。以往研究表明，職業(yè)成長機會對維護員工的心理契約至關(guān)重要，而且，隨著中國經(jīng)濟社會發(fā)展水平的提升，職業(yè)發(fā)展需求在員工整體性需求體系中的主導(dǎo)性地位愈發(fā)明顯。[15]因此，引入職業(yè)成長機會作為前因變量探討其對離職傾向的影響效果具有積極的現(xiàn)實意義。

職業(yè)成長機會指的是由組織提供的可以增加員工相關(guān)知識和技能的機會。張勉和張德指出，薪酬、晉升機會、積極情感均是離職意向的影響因素，職業(yè)成長機會對IT 企業(yè)員工離職意向的影響顯著，且是最重要的結(jié)構(gòu)化變量，并預(yù)言這一變量的重要性會在職業(yè)化群體中表現(xiàn)出來。[16]從社會交換過程來看，當(dāng)員工感知到組織為其提供了職業(yè)成長機會時，員工會以對組織承諾的增加作為回報，從而帶來員工流失率降低，Nouri 和Parker的調(diào)查結(jié)果驗證了這一理論推斷；[17]根據(jù)Lee 等的研究結(jié)果，職業(yè)成長機會、組織承諾對離職傾向均有顯著的預(yù)測作用，而且職業(yè)成長機會的預(yù)測力比組織承諾更強。[18]從職業(yè)發(fā)展的角度看，當(dāng)追求持續(xù)進步的員工在組織內(nèi)能夠獲得相對較多、較好的職業(yè)成長機會時，基于職業(yè)發(fā)展的內(nèi)外部權(quán)衡，員工往往將“留任”當(dāng)前組織作為職業(yè)行為選擇的明智決策。[19]教師充分利用高校提供的職業(yè)成長機會，有助于更快實現(xiàn)其職業(yè)成長目標(biāo)，有助于促進人與組織的相互適應(yīng)，因此，職業(yè)成長機會可能顯著降低高校教師的離職傾向。

綜上，提出如下假設(shè)：

H2：職業(yè)成長機會顯著預(yù)測高校教師離職傾向。

（三）職業(yè)認(rèn)同的中介作用

職業(yè)認(rèn)同是個體在特定職業(yè)環(huán)境下形成的對自己從事職業(yè)的看法、贊同或認(rèn)可，并自覺采取與職業(yè)期望一致行動的狀態(tài)。職業(yè)認(rèn)同是一個結(jié)構(gòu)復(fù)雜的心理狀態(tài)，不僅包含個體對所從事職業(yè)的歸屬感，還包含個體對所屬職業(yè)的積極評價以及個體對職業(yè)活動的卷入情況。國內(nèi)外職業(yè)認(rèn)同與離職傾向的關(guān)系研究已有大量文獻，并且從職業(yè)屬性來看，教師常被作為研究對象，研究結(jié)論基本一致：職業(yè)認(rèn)同能夠在一定程度上顯著地負(fù)向預(yù)測離職傾向。[6]就教師所屬的單位類型來看，職業(yè)認(rèn)同對離職傾向的影響研究更多地聚焦于中小學(xué)、幼兒教師群體，針對高校教師的職業(yè)認(rèn)同與離職傾向關(guān)系研究稀少，主要見于學(xué)位論文，如嚴(yán)玉梅以湖南長沙地區(qū)高校教師為研究對象，結(jié)果表明，職業(yè)認(rèn)同對高校教師離職意向有顯著的預(yù)測作用。[20]

由于職業(yè)認(rèn)同屬于個體心理認(rèn)知層面的影響因素，不是外部環(huán)境的輸入性變量（外生變量），因此職業(yè)認(rèn)同常被作為中間變量以檢驗其作用效果。

綜上，提出如下假設(shè)：

H3：職業(yè)認(rèn)同在職業(yè)成長機會與離職傾向的關(guān)系中起中介作用。

綜上所述，考慮個體特征差異和職業(yè)認(rèn)同的中介作用，建立高校教師職業(yè)成長機會對離職傾向影響模型如圖1 所示。

圖1 研究假設(shè)總體模型

三、研究設(shè)計

（一）樣本來源

采用方便抽樣的網(wǎng)絡(luò)問卷調(diào)查方法，通過向目標(biāo)調(diào)查對象的電子郵件發(fā)送問卷鏈接收集數(shù)據(jù)。越南學(xué)者Pham 等在工作動機對公立大學(xué)講師滿意度和離職率的影響研究中，[21]亦采用此法。主要過程如下：根據(jù)教育部公布的高校名單，分省隨機瀏覽部分高校官網(wǎng)，向部分院系教師Email發(fā)放問卷鏈接，郵件中闡明事由、強調(diào)匿名及保密性等核心內(nèi)容，并留下聯(lián)系方式以便溝通。經(jīng)過多輪修訂后，正式向105 所高校的教師發(fā)放問卷，由于發(fā)信頻次高、數(shù)量大，存在部分系統(tǒng)退信，影響了應(yīng)答率。共收到問卷334 份，其中有效問卷292份，回收問卷有效率為87.425%。無效問卷剔除的理由包括：填寫不認(rèn)真（如出生年“2020”）、回答前后矛盾、作答時長過短（少于3 分鐘），考慮到“50后”可能已退休或返聘，此類極少數(shù)樣本也去掉。

（二）變量測量

1.離職傾向量表

離職傾向量表總體上采納Wayne 設(shè)計的測量框架，[22]原始量表由4 個引用題項+1 個自設(shè)題項的結(jié)構(gòu)組成。題項選用張凱麗等編訂的漢化版單維結(jié)構(gòu)量表，[23]包括4 個題項，例題如“我在積極的尋找另一份工作”。量表采用七點計分法，從1“非常不同意”到7“非常同意”，四個題項得分相加后取其均值，分?jǐn)?shù)越高表示離職傾向越強烈。在本研究中，該量表的KMO 值為0.779，Bartlett 球形檢驗值達到顯著水平（p＜0.001），可解釋的累積方差貢獻率為73.227%，因子載荷量介于0.812～0.915 之間，Cronbach’α 系數(shù)為0.874。

2.職業(yè)成長機會量表

職業(yè)成長機會的測量采用張勉和張德編制的單維結(jié)構(gòu)量表，[16]由3 個題項（其中1 個為反向題）構(gòu)成，例題如“本單位為我提供了跟上與工作有關(guān)的新動向的機會”。量表采用七點計分方法，從1“非常不同意”到7“非常同意”，三個題項得分相加后取其平均數(shù)，分?jǐn)?shù)越高表示高校教師感知到的職業(yè)成長機會越多。在本研究中，該量表的KMO 值為0.707，Bartlett 球形檢驗值達到顯著水平（p＜0.001），可解釋的累積方差貢獻率為71.947%，因子載荷量介于0.823～0.865 之間，Cronbach’α 系數(shù)為0.805。

3.職業(yè)認(rèn)同量表

職業(yè)認(rèn)同采用朱伏平修訂的單維結(jié)構(gòu)量表，[24]由6 個題項構(gòu)成，例題如“作為一名高校教師，我時常覺得受人尊重”。量表采用七點計分方法，從1“非常不同意”到7“非常同意”，六個題項得分加總后取均值，分?jǐn)?shù)越高表示高校教師對所從事職業(yè)的認(rèn)同感越高。在本研究中，該量表的KMO 值為0.835，Bartlett 球形檢驗值達到顯著水平（p＜0.001），可解釋的累積方差貢獻率為54.820%，因子載荷量介于0.523～0.838 之間，Cronbach’α 系數(shù)為0.828。

4.人口學(xué)變量

在本研究中，個體特征層面的影響因素包括13 個人口學(xué)變量，其中二分類別變量有5 個：性別、學(xué)歷、編制、有無海外經(jīng)歷、是否海歸博士，類別≥3 個的人口學(xué)變量有8 個：職稱、職務(wù)、擔(dān)任導(dǎo)師情況、出生年代、工作年限、年均收入（稅后，包含津貼/獎金等）、高校類型、學(xué)科。

（三）分析方法

采用SPSS25 對量表的信效度進行檢驗。在個體特征差異上，采用獨立樣本t 檢驗二分類別變量對離職傾向的影響，當(dāng)個體特征的類別大于2時，采用單因素方差分析（ANOVA）檢驗多分類別變量對離職傾向的影響，在事后多重比較中，方差齊時采用最小顯著性差異（LSD）法，方差不齊時采用蓋姆斯·豪厄爾（Games·Howell）法進行均值差異檢驗。采用層級回歸和Sobel 檢驗法分析中介效應(yīng)。使用Harman 單因素法檢驗同源方差，采用主成分分析法提取因子，結(jié)果顯示，未旋轉(zhuǎn)前最大因子對總變異的解釋率為39.364%，特征值＞1 的所有因子共解釋了總變異的65.519%，未出現(xiàn)單一因子能解釋絕大多數(shù)變異的情況，不存在嚴(yán)重的同源方差問題。

四、數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

（一）樣本特征的描述性統(tǒng)計分析

從樣本結(jié)構(gòu)來看，男性占比超過3/4，超過90%的被試擁有博士學(xué)位，樣本中“90 后”占比較少（3.767%），以“70 后”“80 后”為主力，合計占比為80.137%，“60 后”占比為16.096%。職稱分布呈現(xiàn)“兩頭小中間大”的比例結(jié)構(gòu)，編內(nèi)人員比例較高，超過45%的樣本具有海外經(jīng)歷，但海歸博士占比較低（8.219%），擔(dān)任導(dǎo)師情況與職稱分布格局一致。從職務(wù)分布來看，78.425%的被試未擔(dān)任行政職務(wù)。從工作年限來看，各組的樣本量占比介于6.507%～22.260%之間，其中“5 年及以下”占比最高而“31 年及以上”占比最低。從年均收入來看，各組的樣本量占比介于5.822%～37.671%之間，其中“10 萬及以下”占比為14.726%，“30 萬以上”占比為8.219%。

從高校類型來看，樣本中屬于“雙一流”建設(shè)的兩類高校占比相當(dāng)（11.986%、13.014%），“雙一流”之外的省屬重點高校占比為32.534%，省屬普通高校占比為41.096%，其他占比為1.370%。從學(xué)科分布來看，自然科學(xué)類（理學(xué)、工學(xué)、農(nóng)學(xué)和醫(yī)學(xué)）占比最高（65.068%），人文學(xué)科（歷史學(xué)、文學(xué)、藝術(shù)學(xué)和哲學(xué)）占比最低（10.959%），社會科學(xué)類（法學(xué)、教育學(xué)、經(jīng)濟學(xué)和管理學(xué)）占比為22.603%，其他占比為1.370%。

（二）高校教師離職傾向現(xiàn)狀及個體特征上的差異比較

高校教師離職傾向的個體特征差異檢驗結(jié)果見表1 所示。從檢驗結(jié)果來看，在個體特征的13項因素中，高校教師離職傾向僅在性別、年均收入上存在顯著差異。

表1 高校教師離職傾向在個體特征上的差異檢驗結(jié)果

接表1

高校男性教師的離職傾向（M=3.281，SD=1.416）高于高校女性教師（M=2.764，SD=1.399），男性的均值大于女性，且上述差異達到統(tǒng)計學(xué)意義上的顯著水平（t=2.696，p=0.007），表明高校教師的離職傾向存在顯著的性別差異，男性離職傾向更強。

考慮到年均收入分組的兩端樣本量太少，故作重新編碼處理。年均收入“5 萬以下”組內(nèi)的樣本量為零，將其與“5～10 萬”合并，重編后的年均收入分為六個定序組別。從檢驗結(jié)果來看，年均收入“10 萬以下”（M=3.715，SD=1.570）的高校教師離職傾向最強，而年均收入“30 萬以上”（M=2.177，SD=1.212）的高校教師離職傾向最弱，但是離職傾向強度并未隨著年均收入的遞增而遞減，而具有波動特點。年均收入位于[10，30]萬區(qū)間內(nèi)的四組均值之間并無顯著差異：10～15 萬（M=3.059，SD=1.385）、15～20 萬（M=3.346，SD=1.354）、20～25 萬（M=3.250，SD=1.258）、25～30 萬（M=2.765，SD= 1.464）。

ANOVA 檢驗結(jié)果顯示，整體檢驗統(tǒng)計量值達到顯著水平（F=4.459，p=0.001），說明高校教師離職傾向在年均收入上至少存在兩個分組差異，Levene 統(tǒng)計量的值不顯著（p=0.253），表明方差齊，采用LSD 法的事后檢驗結(jié)果見表2 所示。

表2 高校教師離職傾向在年均收入上的差異

導(dǎo)師類型分為博導(dǎo)、碩導(dǎo)和非導(dǎo)師三類。從樣本描述來看，博導(dǎo)（M=2.772，SD=1.429）的離職傾向最弱，而碩導(dǎo)（M=3.219，SD=1.462）與非導(dǎo)師（M=3.245，SD=1.252）之間差異甚微。ANOVA 檢驗中的F 統(tǒng)計量雖未達顯著性水平（F=1.971，p=0.141），但事后比較結(jié)果顯示，博導(dǎo)與碩導(dǎo)的均值差接近于p＜0.05 的顯著性水平，參數(shù)估計結(jié)果見表3 所示。

表3 高校教師離職傾向在導(dǎo)師類型上的差異

? （三）變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)性分析

因-果關(guān)系以及中間變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、皮爾遜（Pearson） 相關(guān)系數(shù)以及平均方差抽取量（AVE）見表4 所示?？芍?，職業(yè)成長機會與離職傾向呈負(fù)相關(guān)關(guān)系（r=-0.464，p＜0.01），職業(yè)成長機會與職業(yè)認(rèn)同呈正相關(guān)關(guān)系（r=0.438，p＜0.01），職業(yè)認(rèn)同與離職傾向呈負(fù)相關(guān)關(guān)系（r=-0.340，p＜0.01），并且相關(guān)系數(shù)的絕對值均低于0.500，這不僅為進一步驗證研究假設(shè)H2 和H3 提供了初步的數(shù)據(jù)支持，再次佐證三個潛變量之間不存在明顯的共線性問題，也為后續(xù)的間接效應(yīng)分析提供了必要前提。

表4 變量的描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析（N=292）

（四）職業(yè)認(rèn)同的中介效應(yīng)檢驗

根據(jù)亞科布齊提出的中介作用檢驗流程及方法，[25]可能存在的中介作用需要滿足以下條件方程：（1）自變量X 對中介變量M 的回歸系數(shù)a 顯著；（2）自變量X 對因變量Y 的回歸系數(shù)c 顯著；（3）回歸系數(shù)b 顯著，說明中介變量M 能夠顯著預(yù)測因變量Y，并且，自變量X 對因變量Y 的回歸系數(shù)c'與第二個方程中的c 相比，數(shù)值顯著變??；（4）第二個方程中的c 與第三個方程中的c'的數(shù)值大小的比較是通過Sobel 的z 檢驗來判定的。如果a或b 不顯著（或a、b 均不顯著），說明不存在中介作用，中介分析就此結(jié)束；如果滿足上述前三個條件，說明至少存在部分的中介作用；如果上述前三個條件都滿足，但c' 不顯著，說明存在一種完全的中介作用。

回歸分析中已將性別、學(xué)歷以及年均收入作為控制變量。中介作用分析結(jié)果見表5 所示。模型M1 的結(jié)果說明職業(yè)成長機會對職業(yè)認(rèn)同有顯著的正向預(yù)測作用（β=0.412，p＜0.001），且回歸系數(shù)a 的95%置信區(qū)間不包含0；模型M2 的結(jié)果說明職業(yè)成長機會對離職傾向有顯著的負(fù)向預(yù)測作用（β=-0.438，p＜0.001），且回歸系數(shù)c 的95%置信區(qū)間不包含0；模型3 將職業(yè)成長機會和職業(yè)認(rèn)同一起作為自變量代入方程，結(jié)果顯示，回歸系數(shù)b 顯著，意味著職業(yè)認(rèn)同有助于預(yù)測離職傾向（β=-0.122，p＜0.05），同時發(fā)現(xiàn)，模型3 中職業(yè)成長機會對離職傾向的直接影響系數(shù)c'（β=-0.388，p＜0.001）與模型2 中的c 相比，數(shù)值的絕對值變小。Sobel 的z 檢驗結(jié)果顯示，模型2中的c 與模型3 中的c'的數(shù)值大小存在顯著差異（z=-2.046，p=0.041），說明至少存在部分中介作用，即職業(yè)成長機會對離職傾向的影響部分是直接的，部分是間接通過職業(yè)認(rèn)同這一中介實現(xiàn)的。

表5 職業(yè)認(rèn)同的中介作用檢驗結(jié)果

以上三個回歸模型的德賓-沃森（D-W）值介于2.006～2.057 之間，因此回歸方程的隨機誤差項不存在自相關(guān)性；另外，方差膨脹因子（VIF）介于1.037～3.696 之間，因此回歸模型中解釋變量之間不存在多重共線性，據(jù)此可知，三次回歸檢驗均有效。

五、結(jié)論與討論

本研究以292 名高校教師為研究對象，以SPSS25 為數(shù)據(jù)分析與統(tǒng)計檢驗工具，從個體特征和職業(yè)認(rèn)同的雙重視角，探究職業(yè)成長機會對高校教師離職傾向的影響機制。得出以下結(jié)論：

第一，數(shù)據(jù)顯示，我國高校教師離職傾向處于中等偏下水平，這與曾曉娟和劉春針對高校青年教師離職傾向的測度結(jié)論（M=2.068，N=321，五級評分）基本一致，[7]而明顯低于楚克群等基于本科高校教師的離職傾向測量結(jié)果（M=4.197，N=384，七級評分），[9]可見，我國高校教師隊伍存在一定的不穩(wěn)定性，測度的結(jié)果又與抽樣結(jié)構(gòu)有關(guān)，說明有必要開展跨類型的精準(zhǔn)測量和調(diào)查研究。

第二，個體差異分析結(jié)果表明，人口學(xué)變量中僅有性別、年均收入對高校教師離職傾向產(chǎn)生顯著影響，其中，男性高校教師的離職傾向顯著高于女性，年均收入“10 萬以下”的高校教師離職傾向最強，而年均收入“30 萬以上”的高校教師離職傾向最弱，形成鮮明的兩極化現(xiàn)象，因此假設(shè)H1 部分成立。這佐證了前文所述的理論推斷之一：個體特征對高校教師離職傾向的影響效果與樣本結(jié)構(gòu)、研究情境等因素密切相關(guān)。

第三，職業(yè)成長機會對高校教師離職傾向的直接影響顯著，因此假設(shè)H2 成立；將職業(yè)認(rèn)同納入中介作用檢驗方程后，職業(yè)成長機會對高校教師離職傾向的直接影響仍在p＜0.001 水平上達到顯著，但其直接影響的強度比未納入中介變量時顯著降低，說明職業(yè)認(rèn)同的部分中介效應(yīng)顯著，因此假設(shè)H3 成立。這表明職業(yè)成長機會對員工態(tài)度（如離職傾向）不僅有直接作用，還存在間接作用，合理地拓展了既有研究的理論邊界，并且為解釋高校教師離職傾向的前因提供了新機制。

本研究有一定的實踐指導(dǎo)意義。首先，性別和收入差異表明，高校教師離職問題的穩(wěn)控重點在于男性，合理且有效的報酬增長是穩(wěn)定高校教師隊伍的重要保障機制。其次，職業(yè)成長機會是高校教師萌發(fā)離職傾向的抑制因素，也是強化其職業(yè)認(rèn)同的促進因素。本研究發(fā)現(xiàn)，職業(yè)成長機會可通過直接或間接的路徑顯著影響高校教師的離職傾向，因此高校提供更多更好的職業(yè)成長機會，能夠顯著增進教師對職業(yè)的認(rèn)同感，降低其離職傾向。最后，職業(yè)認(rèn)同是影響高校教師離職傾向的重要因素。在管理實踐上，可從以下四個方面付諸努力：第一，在充分保障女性教師權(quán)益的前提下，提升男性教師的職業(yè)關(guān)懷，高度重視薪酬、福利、績效等物質(zhì)條件的改善，走進教科研一線聽取教師的真實意見并研判需求，優(yōu)化薪酬和績效考核制度，用好薪酬作為“保健- 激勵”雙因素的指揮棒功能；第二，支持教師積極參與教科研交流活動，為教師學(xué)習(xí)新知識或提高專業(yè)技能提供機會，促進教師跟得上高教事業(yè)發(fā)展的新動向；第三，教育部門和高校管理者要注重自身言行和修養(yǎng)，突出教師作為高校事業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的主體地位，增進彼此的互信與互動，讓教師感受到自身的價值存在和真切歸屬感；第四，從人本管理出發(fā)，定期開展專題培訓(xùn)或交流會，提升教師的綜合業(yè)務(wù)水平，讓教師充分了解最新的教科研政策，并積極吸納教師的合理化建言與獻策。

本研究也有局限性。第一，僅考慮職業(yè)認(rèn)同在職業(yè)成長機會對高校教師離職傾向影響機制中的簡單效應(yīng)，而事實上，這一影響過程可能存在多個變量的共同作用。第二，沒有采用分時段的縱向研究設(shè)計，因此變量間的因果關(guān)系可能受到一定的影響。在后續(xù)的研究中，宜引入更多的中間變量（中介或調(diào)節(jié)），探究變量間更為復(fù)雜的“黑箱”關(guān)系，同時，未來研究可嘗試采用多源動態(tài)數(shù)據(jù)以深入揭示變量間的動態(tài)因果關(guān)系。