工作干涉家庭對(duì)中小學(xué)教師離職傾向的影響
——職業(yè)倦怠與組織承諾的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h1>
2022-06-07 01:21:52楊鵬程李曉玉
湖北第二師范學(xué)院學(xué)報(bào) 2022年4期
楊鵬程，李曉玉
（河南大學(xué)哲學(xué)與公共管理學(xué)院，河南 開封 475000）
一、引言
教育是民生之本，教師又是立教之本，振興教育的源頭，因此教師隊(duì)伍的建設(shè)關(guān)系到我國教育事業(yè)的長足穩(wěn)定發(fā)展。為了建設(shè)放眼全球的高質(zhì)量教育體系，維護(hù)教育的公平與公益性，國家也相繼出臺(tái)了一系列相關(guān)政策。2021年7月24日，中共中央辦公廳國務(wù)院辦公廳印發(fā)《關(guān)于進(jìn)一步減輕義務(wù)教育階段學(xué)生作業(yè)負(fù)擔(dān)和校外培訓(xùn)負(fù)擔(dān)的意見》，提出了為中小學(xué)生“減負(fù)”、進(jìn)一步規(guī)范校外學(xué)科類培訓(xùn)機(jī)構(gòu)行為、開展課后服務(wù)等一系列促進(jìn)教育質(zhì)量進(jìn)一步提高，促使人民群眾教育滿意度明顯提升的具體措施。[1]但隨著學(xué)生減負(fù)工作的推進(jìn)，無形中會(huì)給教師帶來許多壓力。教師工作壓力的加劇會(huì)直接影響教師處理工作家庭之間關(guān)系效果，容易引發(fā)工作家庭沖突的情況發(fā)生，由此進(jìn)一步對(duì)教師工作態(tài)度產(chǎn)生消極影響，產(chǎn)生離職傾向。如何留住優(yōu)質(zhì)教師，減少教師工作中產(chǎn)生的懈怠情緒，已成為提高教師教育質(zhì)量、促進(jìn)教育事業(yè)長足穩(wěn)定發(fā)展的重中之重。
二、相關(guān)理論基礎(chǔ)
（一）工作干涉家庭
工作家庭沖突的概念源自于Greenhaus與Beutell在1985年提出的相關(guān)概念，二位學(xué)者認(rèn)為工作家庭沖突是指產(chǎn)生于工作與家庭兩個(gè)領(lǐng)域中的角色壓力無法調(diào)節(jié)造成的角色內(nèi)沖突。[2]關(guān)于工作家庭沖突的研究視角十分豐富，具有代表性的理論視角主要有邊界理論、[3]社會(huì)認(rèn)同[4]等，本文主要基于邊界理論探究工作家庭沖突中的工作干涉家庭（WIF）現(xiàn)象?，F(xiàn)有研究表明，工作干涉家庭現(xiàn)象已經(jīng)成為預(yù)測離職傾向的重要變量。周堯英等人指出工作家庭沖突的產(chǎn)生受到生活和工作滿意度的鏈?zhǔn)街薪樽饔?，進(jìn)而影響離職傾向；[5]蘇濤等人經(jīng)過研究發(fā)現(xiàn)隨著員工工作家庭沖突的產(chǎn)生，工作滿意度會(huì)受到削弱，同時(shí)員工的職業(yè)倦怠與離職傾向也會(huì)大幅增加，其中職業(yè)倦怠維度受到工作干涉家庭的作用較為突出；[6]林鑾珠研究發(fā)現(xiàn)，在工作干擾家庭對(duì)離職傾向產(chǎn)生影響的過程中，工作干擾家庭中的情緒情感維度受組織敬業(yè)度影響較大，組織敬業(yè)度在其中起到完全中介作用；[7]陳忠衛(wèi)等人經(jīng)過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)工作干涉家庭受到工作滿意度的負(fù)相關(guān)中介作用，與離職傾向呈正相關(guān)。[8]
（二）教師職業(yè)倦怠
教師職業(yè)倦怠是指教師職業(yè)伴隨于長時(shí)期壓力體驗(yàn)下而產(chǎn)生的一種疲勞狀態(tài)。在工作家庭沖突與職業(yè)倦怠的關(guān)系方面，岳亞平、冀東瑩通過研究分析指出幼兒園教師的工作家庭沖突對(duì)其職業(yè)倦怠的產(chǎn)生有顯著的正向預(yù)測作用；[9]李明軍等人不僅將職業(yè)倦怠視作中介變量研究得出工作家庭沖突的產(chǎn)生會(huì)誘發(fā)職業(yè)倦怠感的出現(xiàn)，從而進(jìn)一步影響其生活滿意度；[10]同時(shí)將職業(yè)倦怠視作前變量，研究指出在中小學(xué)教師工作干擾家庭與職業(yè)倦怠的關(guān)系中，教師的自我決定動(dòng)機(jī)起完全中介作用；[11]楊玲等人研究指出在中小學(xué)教師工作家庭沖突與其主觀幸福感的關(guān)系中，職業(yè)倦怠發(fā)揮中介作用。[12]
在職業(yè)倦怠與離職傾向關(guān)系方面，國內(nèi)學(xué)者的相關(guān)研究也較為豐富。黃旭等人指出幼兒教師在組織支持和職業(yè)壓力兩個(gè)維度對(duì)離職意向的影響中，職業(yè)倦怠起到了中介作用；[13]包滿珍等人指出在工作場所暴力對(duì)離職傾向的影響中，職業(yè)倦怠中的去人格化與情感衰竭兩個(gè)維度發(fā)揮重要的中介作用；[14]同時(shí)徐征、閆存玲的研究結(jié)果與之相呼應(yīng)，指出在醫(yī)務(wù)人員的離職意愿方面，職業(yè)倦怠中的情感衰竭和去人性化起到了正相關(guān)作用。[15]綜上可知，職業(yè)倦怠的相關(guān)維度可能是緩解教師離職傾向的重要心理因素。
（三）組織承諾
組織承諾的概念由Becher首先提出，指的是員工的一種心理狀態(tài)，這種狀態(tài)牽涉到員工與組織之間的關(guān)系親近與否，其中包含員工是否愿意繼續(xù)留在該組織內(nèi)工作的心理。在工作家庭沖突與組織承諾方面，張?zhí)N、王延澤在對(duì)國有企業(yè)員工進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，員工工作家庭沖突與其組織承諾呈負(fù)相關(guān)，即當(dāng)員工覺得工作對(duì)其家庭有所干擾時(shí)，他們對(duì)組織的承諾感會(huì)降低；[16]李雪松指出工作家庭沖突可以對(duì)組織承諾產(chǎn)生直接的影響，同時(shí)工作家庭支持可以調(diào)節(jié)二者之間的關(guān)系。[17]
關(guān)于組織承諾與離職傾向方面，組織承諾作為聯(lián)系成員與其所在組織之間的重要因素，可以對(duì)組織成員的工作態(tài)度和表現(xiàn)產(chǎn)生重要影響，進(jìn)而關(guān)系整個(gè)組織的組織氛圍及工作效率。李憲印等人通過研究指出在組織承諾的各個(gè)維度中，情感承諾維度與離職傾向呈負(fù)相關(guān)，而規(guī)范承諾和持續(xù)承諾兩個(gè)維度對(duì)離職傾向沒有產(chǎn)生顯著影響；[18]黃翠、朱昌平則經(jīng)過研究發(fā)現(xiàn)規(guī)范承諾、持續(xù)承諾與應(yīng)用型高校教師離職傾向呈負(fù)相關(guān)。[19]綜上可知，組織承諾可能是預(yù)測教師離職傾向的重要變量。
圖1 鏈?zhǔn)街薪榈慕Y(jié)構(gòu)方程模型
綜上可知，工作干涉家庭可能會(huì)通過職業(yè)倦怠和組織承諾的鏈?zhǔn)街薪樽饔脕黹g接預(yù)測教師的離職傾向，如圖1。為了進(jìn)一步理清四者之間的作用關(guān)系，研究在前人結(jié)論基礎(chǔ)上，將職業(yè)倦怠與組織承諾視為內(nèi)部因素，將工作干涉家庭視為外部因素，試圖從外部因素預(yù)測內(nèi)部因素變化進(jìn)而預(yù)測教師離職傾向的變化，并提出以下假設(shè)：
H1：工作干涉家庭與教師離職傾向顯著正相關(guān)；
H2：職業(yè)倦怠在工作干涉家庭與教師離職傾向之間起部分中介作用；
H3：組織承諾在工作干涉家庭與教師離職傾向之間起部分中介作用；
H4：職業(yè)倦怠和組織承諾在工作干涉家庭和教師離職傾向之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
三、研究方法
（一）研究對(duì)象
被試者來自于河南省的中小學(xué)教師。共收回問卷320份，剔除答案為“一字型”或 “Z字形”的以及作答內(nèi)容存在明顯邏輯問題的無效問卷，最終得到有效問卷302份，有效率為94.38%。其中從性別上看，女性教師較多，有169人，占比56%；從年齡上看，25歲以下教師占比最多，有106人，占比35.1%；其次是26-35歲的教師，有92人，占比30.5%；教齡在3年以下的教師居多，有128人，占比42.4%；本次調(diào)查中的教師月工資收入大多在3000-4000元，有98人，占比32.5%；其次是月工資收入在2000-3000元的教師，有83人，占比27.5%。
從人口特征來看，年齡在35歲及以下的青年教師占比65.6%，他們往往大多成立家庭時(shí)間不是很長，面臨著工作壓力與照顧家庭之間的難以權(quán)衡，所以這類群體輸出的關(guān)于工作家庭沖突、職業(yè)倦怠、組織承諾及離職傾向方面的信息較為真實(shí)可靠，更便于了解各種變量之間的關(guān)系。
（二）研究工具
1.工作干涉家庭量表
本文采用吳明霞等人編制的中小學(xué)教師工作家庭沖突問卷，其中包括工作干涉家庭（WIF）與家庭干涉工作（FIW）兩個(gè)維度。吳明霞認(rèn)為工作壓力較大的教師，更易產(chǎn)生工作干擾家庭，所以本文選擇工作干涉家庭這一方向。本量表包括行為方式、心理資源和情緒情感三個(gè)維度，共計(jì)11個(gè)題目。[20]計(jì)分方式采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，沒有反向計(jì)分題項(xiàng)，選項(xiàng)從1 為非常不同意到5 為非常同意，得分越高表示工作干涉家庭的程度更嚴(yán)重。
2.職業(yè)倦怠量表
教師職業(yè)倦怠問卷采用徐富明等人編制的教師職業(yè)倦怠量表，該問卷包括情緒疲憊、去個(gè)人化和少成就感三個(gè)維度，共計(jì)15個(gè)題目。[21]計(jì)分方式采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，沒有反向計(jì)分題項(xiàng)。選項(xiàng)從1為非常不同意到5為非常同意，得分越高表示教師的職業(yè)倦怠程度越嚴(yán)重。
3.組織承諾量表
本文采用凌文輇等人編制的中國職工組織承諾量表，該問卷包括感情承諾、規(guī)范承諾、理想承諾、經(jīng)濟(jì)承諾和機(jī)會(huì)承諾五個(gè)維度，每個(gè)維度均有五道題項(xiàng)，共計(jì)25個(gè)題目。[22]計(jì)分方式采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，沒有反向計(jì)分題項(xiàng)，選項(xiàng)從1為非常不同意到5為非常同意，得分越高表示教師的組織承諾水平越高。
4.離職傾向量表
關(guān)于離職傾向的測量，采用香港學(xué)者樊景立等人1998年所設(shè)計(jì)的離職傾向量表，根據(jù)實(shí)際情況對(duì)該量表進(jìn)行調(diào)整。[23]該問卷共3個(gè)題目。計(jì)分方式采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，選項(xiàng)從1為非常不同意到5為非常同意。因?yàn)殡x職傾向量表只有三道題目，三個(gè)測量指標(biāo)的模型剛好是飽和模型，自由度為0，因而無法估計(jì)卡方值和擬合指數(shù)。離職傾向量表的信度系數(shù)Cronbach’s α為0.945。
以上量表的驗(yàn)證性因子分析結(jié)果以及信度系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果如表1，各量表的擬合系數(shù)均達(dá)到可接受水平。[24]
表1 各量表驗(yàn)證性因子分析及信度系數(shù)
5.控制變量
鑒于現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)性別、年齡、教齡、月工資收入等人口學(xué)信息與教師離職傾向均有不同程度相關(guān)，本研究將對(duì)這些人口學(xué)信息進(jìn)行控制。性別：1=男，2=女；年齡1=25 歲以下，2=26-35 歲，3=36-45 歲，4=46 歲以上；教齡：1=3 年以內(nèi)，2=4-9 年，3=10-20 年，4=20 年以上；月工資收入：1=1000 元以下，2=1000-2000 元，3=2000-3000元，4=3000-4000元，5=4000-5000元，6=5000元以上。
（三）施策程序
采用統(tǒng)一指導(dǎo)語，以學(xué)校為單位，在調(diào)查前告知受訪者所有調(diào)查數(shù)據(jù)僅限于研究使用，所有問卷匿名填寫。調(diào)查對(duì)象為河南省內(nèi)中小學(xué)教師，為保證數(shù)據(jù)的可靠性，利用學(xué)校教師工作會(huì)機(jī)會(huì)統(tǒng)一填寫，在所有問卷填寫完畢后當(dāng)場回收。
（四）分析方法
本調(diào)查研究所有數(shù)據(jù)采用SPSS 26.0、AMOS 27.0與SPSS PROCESS 3.5插件完成，SPSS26.0具體分析內(nèi)容包括信度分析、回歸分析與相關(guān)分析等；AMOS27.0主要用于建立相關(guān)結(jié)構(gòu)方程模型；PROCESS程序主要用來進(jìn)行Bootstrap檢驗(yàn)工作干涉家庭對(duì)離職傾向產(chǎn)生的直接效應(yīng)以及職業(yè)倦怠與組織承諾在其中的中介效應(yīng)。
四、結(jié)果分析
（一）描述性及相關(guān)分析
根據(jù)表2數(shù)據(jù)分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)：性別與四個(gè)變量均不相關(guān)；年齡、教齡、月工資與工作干涉家庭、職業(yè)倦怠、離職傾向呈顯著負(fù)相關(guān)，與組織承諾顯著正相關(guān)；年齡、教齡與月工資水平顯著正相關(guān)，這也符合當(dāng)前教師工資構(gòu)成規(guī)定，隨著年齡、教齡的增長，月工資水平也會(huì)同步上升，同時(shí)工作干涉家庭、職業(yè)倦怠、離職傾向態(tài)度均會(huì)下降，而組織承諾水平會(huì)隨之上升。根據(jù)表2分析四個(gè)主要變量之間的相關(guān)關(guān)系發(fā)現(xiàn)：工作干涉家庭與職業(yè)倦怠、離職傾向顯著正相關(guān)，與組織承諾顯著負(fù)相關(guān)；職業(yè)倦怠與組織承諾顯著負(fù)相關(guān)，與離職傾向顯著正相關(guān)；組織承諾與離職傾向顯著負(fù)相關(guān)，假設(shè)H1得到證明。四個(gè)主要變量之間的相關(guān)關(guān)系證明可以進(jìn)行中介效應(yīng)分析。
表2 各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果和變量間的相關(guān)（N=302）
（二）模型選擇
為了驗(yàn)證工作干涉家庭與離職傾向之間的關(guān)系，通過AMOS27.0 軟件，應(yīng)用結(jié)構(gòu)方程模型方法對(duì)其進(jìn)行驗(yàn)證，建立完全中介模型、3個(gè)簡單中介模型與理論假設(shè)模型進(jìn)行比較。應(yīng)用AMOS27.0 分別對(duì)5種模型進(jìn)行擬合，結(jié)果如表3所示。由表3（見下頁）可知，理論假設(shè)模型的適配度指數(shù)最佳（χ2/df=2.524、RMSEA=0.071、GFI=0.915、CFI=0.984、TLI=0.980），擬合度最好。
在使用AMOS27.0進(jìn)行數(shù)據(jù)分析時(shí)，根據(jù)修正指數(shù)MI的建議以及被試者在反饋時(shí)提出的意見，職業(yè)倦怠量表中去個(gè)人化維度問題過于尖銳（對(duì)學(xué)生所發(fā)生的事漠不關(guān)心、把學(xué)生當(dāng)成了不具人格的事物、對(duì)所教的學(xué)生日漸冷漠），難以客觀回答，在刪除去個(gè)人化維度后，模型的適配度指數(shù)有所提高（χ2/df=2.316、RMSEA=0.066、GFI=0.930、CFI=0.988、TLI=0.984）。
（三）中介效應(yīng)分析
設(shè)置樣本數(shù)目為5000個(gè)，置信水平為95%，應(yīng)用PROCESS插件對(duì)理論假設(shè)模型的中介效應(yīng)進(jìn)行Bootstrap檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。由表4可知，工作干涉家庭對(duì)離職傾向的直接效應(yīng)值為0.55，總間接效應(yīng)值為0.38。三條中介路徑的置信區(qū)間均不包含0，證明三條路徑的中介效應(yīng)均是顯著的。具體來看：（1）工作干涉家庭→職業(yè)倦怠→離職傾向路徑效應(yīng)值為0.14，置信區(qū)間為[0.07，0.20]，效果量為36.76%，假設(shè)H2成立。（2）工作干涉家庭→組織承諾→離職傾向路徑效應(yīng)值為0.21，置信區(qū)間為[0.14，0.30]，效果量為55.08%，中介效應(yīng)程度最高，假設(shè)H3成立。（3）工作干涉家庭→職業(yè)倦怠→組織承諾→離職傾向路徑效應(yīng)值為0.03，置信區(qū)間為[0.00，0.07]，效果量為8.13%，假設(shè)H4成立。
表4 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果
五、結(jié)論與討論
（一）結(jié)論
本研究通過問卷調(diào)查獲取實(shí)證數(shù)據(jù)，探討了工作干涉家庭對(duì)教師離職傾向的影響機(jī)制，得到了一些有價(jià)值的結(jié)論：
（1）工作干涉家庭能夠直接預(yù)測教師離職傾向；
（2）工作干涉家庭通過職業(yè)倦怠進(jìn)而影響教師離職傾向；
（3）工作干涉家庭通過組織承諾進(jìn)而影響教師離職傾向；
（4）工作干涉家庭通過職業(yè)倦怠與組織承諾的鏈?zhǔn)街薪樽饔糜绊懡處熾x職傾向；
組織承諾是離職傾向的重要預(yù)測變量，然而現(xiàn)有研究鮮有關(guān)注組織承諾受何種因素影響進(jìn)而對(duì)離職傾向產(chǎn)生預(yù)測。本研究選取工作干涉家庭作為自變量，職業(yè)倦怠與組織承諾作為中介變量，試圖檢驗(yàn)工作干涉家庭如何通過職業(yè)倦怠與組織承諾共同影響離職傾向。
（二）工作干涉家庭對(duì)離職傾向的直接作用影響
本研究的H1假設(shè)得到驗(yàn)證。教師工作的特殊性決定了其工作內(nèi)容與時(shí)間邊界的模糊性，很容易產(chǎn)生工作干涉家庭現(xiàn)象。2021年頒布的“雙減”政策文件中明確指出“引導(dǎo)學(xué)生自愿參加課后服務(wù)。課后服務(wù)結(jié)束時(shí)間原則上不早于當(dāng)?shù)卣Ｏ掳鄷r(shí)間”，隨著各地積極推進(jìn)試點(diǎn)工作，學(xué)生的減負(fù)效果取得了明顯的成效，但隨之而來的就是教師工作量的加大。尤其是對(duì)進(jìn)入工作不久、剛剛組建家庭、子女年齡較小的教師來說，當(dāng)工作過多占用家庭陪伴時(shí)間后，工作干涉家庭現(xiàn)象會(huì)越來越嚴(yán)重，從而使教師產(chǎn)生不利于工作的心態(tài)，進(jìn)而影響工作效率。
（三）職業(yè)倦怠與組織承諾的中介作用
在上述基礎(chǔ)上，本研究的H2、H3假設(shè)得到驗(yàn)證?，F(xiàn)有研究表明，職業(yè)倦怠現(xiàn)象受到職業(yè)壓力、教學(xué)效能感、[25]物質(zhì)主義[26]等因素的影響，進(jìn)而產(chǎn)生離職傾向。組織承諾一直是學(xué)者們預(yù)測離職傾向的重要變量。本研究發(fā)現(xiàn)工作干涉家庭可以通過職業(yè)倦怠和組織承諾影響離職傾向。這說明工作干涉家庭現(xiàn)象較嚴(yán)重的個(gè)體一方面受到會(huì)產(chǎn)生較高的職業(yè)倦怠，另一方面也會(huì)使組織承諾水平降低，從而表現(xiàn)出較高的離職傾向。這一發(fā)現(xiàn)豐富了工作干涉家庭影響離職傾向的中介機(jī)制研究。
（四）職業(yè)倦怠與組織承諾的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>
本研究的H4 假設(shè)也得到驗(yàn)證。即職業(yè)倦怠和組織承諾工作干涉家庭與離職傾向間起鏈?zhǔn)街薪樽饔?。也就是說，相對(duì)于低工作干涉家庭的個(gè)體而言，高工作干涉家庭的個(gè)體在工作任務(wù)中會(huì)產(chǎn)生更多的職業(yè)倦怠，進(jìn)而會(huì)使組織承諾水平降低，為了緩解組織承諾水平，個(gè)體會(huì)消耗更多的時(shí)間平衡工作家庭關(guān)系，如果得不到緩解，離職傾向的風(fēng)險(xiǎn)就會(huì)提升。
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（河南大學(xué)哲學(xué)與公共管理學(xué)院，河南 開封 475000）
一、引言
教育是民生之本，教師又是立教之本，振興教育的源頭，因此教師隊(duì)伍的建設(shè)關(guān)系到我國教育事業(yè)的長足穩(wěn)定發(fā)展。為了建設(shè)放眼全球的高質(zhì)量教育體系，維護(hù)教育的公平與公益性，國家也相繼出臺(tái)了一系列相關(guān)政策。2021年7月24日，中共中央辦公廳國務(wù)院辦公廳印發(fā)《關(guān)于進(jìn)一步減輕義務(wù)教育階段學(xué)生作業(yè)負(fù)擔(dān)和校外培訓(xùn)負(fù)擔(dān)的意見》，提出了為中小學(xué)生“減負(fù)”、進(jìn)一步規(guī)范校外學(xué)科類培訓(xùn)機(jī)構(gòu)行為、開展課后服務(wù)等一系列促進(jìn)教育質(zhì)量進(jìn)一步提高，促使人民群眾教育滿意度明顯提升的具體措施。[1]但隨著學(xué)生減負(fù)工作的推進(jìn)，無形中會(huì)給教師帶來許多壓力。教師工作壓力的加劇會(huì)直接影響教師處理工作家庭之間關(guān)系效果，容易引發(fā)工作家庭沖突的情況發(fā)生，由此進(jìn)一步對(duì)教師工作態(tài)度產(chǎn)生消極影響，產(chǎn)生離職傾向。如何留住優(yōu)質(zhì)教師，減少教師工作中產(chǎn)生的懈怠情緒，已成為提高教師教育質(zhì)量、促進(jìn)教育事業(yè)長足穩(wěn)定發(fā)展的重中之重。
二、相關(guān)理論基礎(chǔ)
（一）工作干涉家庭
工作家庭沖突的概念源自于Greenhaus與Beutell在1985年提出的相關(guān)概念，二位學(xué)者認(rèn)為工作家庭沖突是指產(chǎn)生于工作與家庭兩個(gè)領(lǐng)域中的角色壓力無法調(diào)節(jié)造成的角色內(nèi)沖突。[2]關(guān)于工作家庭沖突的研究視角十分豐富，具有代表性的理論視角主要有邊界理論、[3]社會(huì)認(rèn)同[4]等，本文主要基于邊界理論探究工作家庭沖突中的工作干涉家庭（WIF）現(xiàn)象?，F(xiàn)有研究表明，工作干涉家庭現(xiàn)象已經(jīng)成為預(yù)測離職傾向的重要變量。周堯英等人指出工作家庭沖突的產(chǎn)生受到生活和工作滿意度的鏈?zhǔn)街薪樽饔?，進(jìn)而影響離職傾向；[5]蘇濤等人經(jīng)過研究發(fā)現(xiàn)隨著員工工作家庭沖突的產(chǎn)生，工作滿意度會(huì)受到削弱，同時(shí)員工的職業(yè)倦怠與離職傾向也會(huì)大幅增加，其中職業(yè)倦怠維度受到工作干涉家庭的作用較為突出；[6]林鑾珠研究發(fā)現(xiàn)，在工作干擾家庭對(duì)離職傾向產(chǎn)生影響的過程中，工作干擾家庭中的情緒情感維度受組織敬業(yè)度影響較大，組織敬業(yè)度在其中起到完全中介作用；[7]陳忠衛(wèi)等人經(jīng)過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)工作干涉家庭受到工作滿意度的負(fù)相關(guān)中介作用，與離職傾向呈正相關(guān)。[8]
（二）教師職業(yè)倦怠
教師職業(yè)倦怠是指教師職業(yè)伴隨于長時(shí)期壓力體驗(yàn)下而產(chǎn)生的一種疲勞狀態(tài)。在工作家庭沖突與職業(yè)倦怠的關(guān)系方面，岳亞平、冀東瑩通過研究分析指出幼兒園教師的工作家庭沖突對(duì)其職業(yè)倦怠的產(chǎn)生有顯著的正向預(yù)測作用；[9]李明軍等人不僅將職業(yè)倦怠視作中介變量研究得出工作家庭沖突的產(chǎn)生會(huì)誘發(fā)職業(yè)倦怠感的出現(xiàn)，從而進(jìn)一步影響其生活滿意度；[10]同時(shí)將職業(yè)倦怠視作前變量，研究指出在中小學(xué)教師工作干擾家庭與職業(yè)倦怠的關(guān)系中，教師的自我決定動(dòng)機(jī)起完全中介作用；[11]楊玲等人研究指出在中小學(xué)教師工作家庭沖突與其主觀幸福感的關(guān)系中，職業(yè)倦怠發(fā)揮中介作用。[12]
在職業(yè)倦怠與離職傾向關(guān)系方面，國內(nèi)學(xué)者的相關(guān)研究也較為豐富。黃旭等人指出幼兒教師在組織支持和職業(yè)壓力兩個(gè)維度對(duì)離職意向的影響中，職業(yè)倦怠起到了中介作用；[13]包滿珍等人指出在工作場所暴力對(duì)離職傾向的影響中，職業(yè)倦怠中的去人格化與情感衰竭兩個(gè)維度發(fā)揮重要的中介作用；[14]同時(shí)徐征、閆存玲的研究結(jié)果與之相呼應(yīng)，指出在醫(yī)務(wù)人員的離職意愿方面，職業(yè)倦怠中的情感衰竭和去人性化起到了正相關(guān)作用。[15]綜上可知，職業(yè)倦怠的相關(guān)維度可能是緩解教師離職傾向的重要心理因素。
（三）組織承諾
組織承諾的概念由Becher首先提出，指的是員工的一種心理狀態(tài)，這種狀態(tài)牽涉到員工與組織之間的關(guān)系親近與否，其中包含員工是否愿意繼續(xù)留在該組織內(nèi)工作的心理。在工作家庭沖突與組織承諾方面，張?zhí)N、王延澤在對(duì)國有企業(yè)員工進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，員工工作家庭沖突與其組織承諾呈負(fù)相關(guān)，即當(dāng)員工覺得工作對(duì)其家庭有所干擾時(shí)，他們對(duì)組織的承諾感會(huì)降低；[16]李雪松指出工作家庭沖突可以對(duì)組織承諾產(chǎn)生直接的影響，同時(shí)工作家庭支持可以調(diào)節(jié)二者之間的關(guān)系。[17]
關(guān)于組織承諾與離職傾向方面，組織承諾作為聯(lián)系成員與其所在組織之間的重要因素，可以對(duì)組織成員的工作態(tài)度和表現(xiàn)產(chǎn)生重要影響，進(jìn)而關(guān)系整個(gè)組織的組織氛圍及工作效率。李憲印等人通過研究指出在組織承諾的各個(gè)維度中，情感承諾維度與離職傾向呈負(fù)相關(guān)，而規(guī)范承諾和持續(xù)承諾兩個(gè)維度對(duì)離職傾向沒有產(chǎn)生顯著影響；[18]黃翠、朱昌平則經(jīng)過研究發(fā)現(xiàn)規(guī)范承諾、持續(xù)承諾與應(yīng)用型高校教師離職傾向呈負(fù)相關(guān)。[19]綜上可知，組織承諾可能是預(yù)測教師離職傾向的重要變量。
圖1 鏈?zhǔn)街薪榈慕Y(jié)構(gòu)方程模型
綜上可知，工作干涉家庭可能會(huì)通過職業(yè)倦怠和組織承諾的鏈?zhǔn)街薪樽饔脕黹g接預(yù)測教師的離職傾向，如圖1。為了進(jìn)一步理清四者之間的作用關(guān)系，研究在前人結(jié)論基礎(chǔ)上，將職業(yè)倦怠與組織承諾視為內(nèi)部因素，將工作干涉家庭視為外部因素，試圖從外部因素預(yù)測內(nèi)部因素變化進(jìn)而預(yù)測教師離職傾向的變化，并提出以下假設(shè)：
H1：工作干涉家庭與教師離職傾向顯著正相關(guān)；
H2：職業(yè)倦怠在工作干涉家庭與教師離職傾向之間起部分中介作用；
H3：組織承諾在工作干涉家庭與教師離職傾向之間起部分中介作用；
H4：職業(yè)倦怠和組織承諾在工作干涉家庭和教師離職傾向之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
三、研究方法
（一）研究對(duì)象
被試者來自于河南省的中小學(xué)教師。共收回問卷320份，剔除答案為“一字型”或 “Z字形”的以及作答內(nèi)容存在明顯邏輯問題的無效問卷，最終得到有效問卷302份，有效率為94.38%。其中從性別上看，女性教師較多，有169人，占比56%；從年齡上看，25歲以下教師占比最多，有106人，占比35.1%；其次是26-35歲的教師，有92人，占比30.5%；教齡在3年以下的教師居多，有128人，占比42.4%；本次調(diào)查中的教師月工資收入大多在3000-4000元，有98人，占比32.5%；其次是月工資收入在2000-3000元的教師，有83人，占比27.5%。
從人口特征來看，年齡在35歲及以下的青年教師占比65.6%，他們往往大多成立家庭時(shí)間不是很長，面臨著工作壓力與照顧家庭之間的難以權(quán)衡，所以這類群體輸出的關(guān)于工作家庭沖突、職業(yè)倦怠、組織承諾及離職傾向方面的信息較為真實(shí)可靠，更便于了解各種變量之間的關(guān)系。
（二）研究工具
1.工作干涉家庭量表
本文采用吳明霞等人編制的中小學(xué)教師工作家庭沖突問卷，其中包括工作干涉家庭（WIF）與家庭干涉工作（FIW）兩個(gè)維度。吳明霞認(rèn)為工作壓力較大的教師，更易產(chǎn)生工作干擾家庭，所以本文選擇工作干涉家庭這一方向。本量表包括行為方式、心理資源和情緒情感三個(gè)維度，共計(jì)11個(gè)題目。[20]計(jì)分方式采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，沒有反向計(jì)分題項(xiàng)，選項(xiàng)從1 為非常不同意到5 為非常同意，得分越高表示工作干涉家庭的程度更嚴(yán)重。
2.職業(yè)倦怠量表
教師職業(yè)倦怠問卷采用徐富明等人編制的教師職業(yè)倦怠量表，該問卷包括情緒疲憊、去個(gè)人化和少成就感三個(gè)維度，共計(jì)15個(gè)題目。[21]計(jì)分方式采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，沒有反向計(jì)分題項(xiàng)。選項(xiàng)從1為非常不同意到5為非常同意，得分越高表示教師的職業(yè)倦怠程度越嚴(yán)重。
3.組織承諾量表
本文采用凌文輇等人編制的中國職工組織承諾量表，該問卷包括感情承諾、規(guī)范承諾、理想承諾、經(jīng)濟(jì)承諾和機(jī)會(huì)承諾五個(gè)維度，每個(gè)維度均有五道題項(xiàng)，共計(jì)25個(gè)題目。[22]計(jì)分方式采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，沒有反向計(jì)分題項(xiàng)，選項(xiàng)從1為非常不同意到5為非常同意，得分越高表示教師的組織承諾水平越高。
4.離職傾向量表
關(guān)于離職傾向的測量，采用香港學(xué)者樊景立等人1998年所設(shè)計(jì)的離職傾向量表，根據(jù)實(shí)際情況對(duì)該量表進(jìn)行調(diào)整。[23]該問卷共3個(gè)題目。計(jì)分方式采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，選項(xiàng)從1為非常不同意到5為非常同意。因?yàn)殡x職傾向量表只有三道題目，三個(gè)測量指標(biāo)的模型剛好是飽和模型，自由度為0，因而無法估計(jì)卡方值和擬合指數(shù)。離職傾向量表的信度系數(shù)Cronbach’s α為0.945。
以上量表的驗(yàn)證性因子分析結(jié)果以及信度系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果如表1，各量表的擬合系數(shù)均達(dá)到可接受水平。[24]
表1 各量表驗(yàn)證性因子分析及信度系數(shù)
5.控制變量
鑒于現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)性別、年齡、教齡、月工資收入等人口學(xué)信息與教師離職傾向均有不同程度相關(guān)，本研究將對(duì)這些人口學(xué)信息進(jìn)行控制。性別：1=男，2=女；年齡1=25 歲以下，2=26-35 歲，3=36-45 歲，4=46 歲以上；教齡：1=3 年以內(nèi)，2=4-9 年，3=10-20 年，4=20 年以上；月工資收入：1=1000 元以下，2=1000-2000 元，3=2000-3000元，4=3000-4000元，5=4000-5000元，6=5000元以上。
（三）施策程序
采用統(tǒng)一指導(dǎo)語，以學(xué)校為單位，在調(diào)查前告知受訪者所有調(diào)查數(shù)據(jù)僅限于研究使用，所有問卷匿名填寫。調(diào)查對(duì)象為河南省內(nèi)中小學(xué)教師，為保證數(shù)據(jù)的可靠性，利用學(xué)校教師工作會(huì)機(jī)會(huì)統(tǒng)一填寫，在所有問卷填寫完畢后當(dāng)場回收。
（四）分析方法
本調(diào)查研究所有數(shù)據(jù)采用SPSS 26.0、AMOS 27.0與SPSS PROCESS 3.5插件完成，SPSS26.0具體分析內(nèi)容包括信度分析、回歸分析與相關(guān)分析等；AMOS27.0主要用于建立相關(guān)結(jié)構(gòu)方程模型；PROCESS程序主要用來進(jìn)行Bootstrap檢驗(yàn)工作干涉家庭對(duì)離職傾向產(chǎn)生的直接效應(yīng)以及職業(yè)倦怠與組織承諾在其中的中介效應(yīng)。
四、結(jié)果分析
（一）描述性及相關(guān)分析
根據(jù)表2數(shù)據(jù)分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)：性別與四個(gè)變量均不相關(guān)；年齡、教齡、月工資與工作干涉家庭、職業(yè)倦怠、離職傾向呈顯著負(fù)相關(guān)，與組織承諾顯著正相關(guān)；年齡、教齡與月工資水平顯著正相關(guān)，這也符合當(dāng)前教師工資構(gòu)成規(guī)定，隨著年齡、教齡的增長，月工資水平也會(huì)同步上升，同時(shí)工作干涉家庭、職業(yè)倦怠、離職傾向態(tài)度均會(huì)下降，而組織承諾水平會(huì)隨之上升。根據(jù)表2分析四個(gè)主要變量之間的相關(guān)關(guān)系發(fā)現(xiàn)：工作干涉家庭與職業(yè)倦怠、離職傾向顯著正相關(guān)，與組織承諾顯著負(fù)相關(guān)；職業(yè)倦怠與組織承諾顯著負(fù)相關(guān)，與離職傾向顯著正相關(guān)；組織承諾與離職傾向顯著負(fù)相關(guān)，假設(shè)H1得到證明。四個(gè)主要變量之間的相關(guān)關(guān)系證明可以進(jìn)行中介效應(yīng)分析。
表2 各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果和變量間的相關(guān)（N=302）
（二）模型選擇
為了驗(yàn)證工作干涉家庭與離職傾向之間的關(guān)系，通過AMOS27.0 軟件，應(yīng)用結(jié)構(gòu)方程模型方法對(duì)其進(jìn)行驗(yàn)證，建立完全中介模型、3個(gè)簡單中介模型與理論假設(shè)模型進(jìn)行比較。應(yīng)用AMOS27.0 分別對(duì)5種模型進(jìn)行擬合，結(jié)果如表3所示。由表3（見下頁）可知，理論假設(shè)模型的適配度指數(shù)最佳（χ2/df=2.524、RMSEA=0.071、GFI=0.915、CFI=0.984、TLI=0.980），擬合度最好。
在使用AMOS27.0進(jìn)行數(shù)據(jù)分析時(shí)，根據(jù)修正指數(shù)MI的建議以及被試者在反饋時(shí)提出的意見，職業(yè)倦怠量表中去個(gè)人化維度問題過于尖銳（對(duì)學(xué)生所發(fā)生的事漠不關(guān)心、把學(xué)生當(dāng)成了不具人格的事物、對(duì)所教的學(xué)生日漸冷漠），難以客觀回答，在刪除去個(gè)人化維度后，模型的適配度指數(shù)有所提高（χ2/df=2.316、RMSEA=0.066、GFI=0.930、CFI=0.988、TLI=0.984）。
（三）中介效應(yīng)分析
設(shè)置樣本數(shù)目為5000個(gè)，置信水平為95%，應(yīng)用PROCESS插件對(duì)理論假設(shè)模型的中介效應(yīng)進(jìn)行Bootstrap檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。由表4可知，工作干涉家庭對(duì)離職傾向的直接效應(yīng)值為0.55，總間接效應(yīng)值為0.38。三條中介路徑的置信區(qū)間均不包含0，證明三條路徑的中介效應(yīng)均是顯著的。具體來看：（1）工作干涉家庭→職業(yè)倦怠→離職傾向路徑效應(yīng)值為0.14，置信區(qū)間為[0.07，0.20]，效果量為36.76%，假設(shè)H2成立。（2）工作干涉家庭→組織承諾→離職傾向路徑效應(yīng)值為0.21，置信區(qū)間為[0.14，0.30]，效果量為55.08%，中介效應(yīng)程度最高，假設(shè)H3成立。（3）工作干涉家庭→職業(yè)倦怠→組織承諾→離職傾向路徑效應(yīng)值為0.03，置信區(qū)間為[0.00，0.07]，效果量為8.13%，假設(shè)H4成立。
表4 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果
五、結(jié)論與討論
（一）結(jié)論
本研究通過問卷調(diào)查獲取實(shí)證數(shù)據(jù)，探討了工作干涉家庭對(duì)教師離職傾向的影響機(jī)制，得到了一些有價(jià)值的結(jié)論：
（1）工作干涉家庭能夠直接預(yù)測教師離職傾向；
（2）工作干涉家庭通過職業(yè)倦怠進(jìn)而影響教師離職傾向；
（3）工作干涉家庭通過組織承諾進(jìn)而影響教師離職傾向；
（4）工作干涉家庭通過職業(yè)倦怠與組織承諾的鏈?zhǔn)街薪樽饔糜绊懡處熾x職傾向；
組織承諾是離職傾向的重要預(yù)測變量，然而現(xiàn)有研究鮮有關(guān)注組織承諾受何種因素影響進(jìn)而對(duì)離職傾向產(chǎn)生預(yù)測。本研究選取工作干涉家庭作為自變量，職業(yè)倦怠與組織承諾作為中介變量，試圖檢驗(yàn)工作干涉家庭如何通過職業(yè)倦怠與組織承諾共同影響離職傾向。
（二）工作干涉家庭對(duì)離職傾向的直接作用影響
本研究的H1假設(shè)得到驗(yàn)證。教師工作的特殊性決定了其工作內(nèi)容與時(shí)間邊界的模糊性，很容易產(chǎn)生工作干涉家庭現(xiàn)象。2021年頒布的“雙減”政策文件中明確指出“引導(dǎo)學(xué)生自愿參加課后服務(wù)。課后服務(wù)結(jié)束時(shí)間原則上不早于當(dāng)?shù)卣Ｏ掳鄷r(shí)間”，隨著各地積極推進(jìn)試點(diǎn)工作，學(xué)生的減負(fù)效果取得了明顯的成效，但隨之而來的就是教師工作量的加大。尤其是對(duì)進(jìn)入工作不久、剛剛組建家庭、子女年齡較小的教師來說，當(dāng)工作過多占用家庭陪伴時(shí)間后，工作干涉家庭現(xiàn)象會(huì)越來越嚴(yán)重，從而使教師產(chǎn)生不利于工作的心態(tài)，進(jìn)而影響工作效率。
（三）職業(yè)倦怠與組織承諾的中介作用
在上述基礎(chǔ)上，本研究的H2、H3假設(shè)得到驗(yàn)證?，F(xiàn)有研究表明，職業(yè)倦怠現(xiàn)象受到職業(yè)壓力、教學(xué)效能感、[25]物質(zhì)主義[26]等因素的影響，進(jìn)而產(chǎn)生離職傾向。組織承諾一直是學(xué)者們預(yù)測離職傾向的重要變量。本研究發(fā)現(xiàn)工作干涉家庭可以通過職業(yè)倦怠和組織承諾影響離職傾向。這說明工作干涉家庭現(xiàn)象較嚴(yán)重的個(gè)體一方面受到會(huì)產(chǎn)生較高的職業(yè)倦怠，另一方面也會(huì)使組織承諾水平降低，從而表現(xiàn)出較高的離職傾向。這一發(fā)現(xiàn)豐富了工作干涉家庭影響離職傾向的中介機(jī)制研究。
（四）職業(yè)倦怠與組織承諾的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>
本研究的H4 假設(shè)也得到驗(yàn)證。即職業(yè)倦怠和組織承諾工作干涉家庭與離職傾向間起鏈?zhǔn)街薪樽饔?。也就是說，相對(duì)于低工作干涉家庭的個(gè)體而言，高工作干涉家庭的個(gè)體在工作任務(wù)中會(huì)產(chǎn)生更多的職業(yè)倦怠，進(jìn)而會(huì)使組織承諾水平降低，為了緩解組織承諾水平，個(gè)體會(huì)消耗更多的時(shí)間平衡工作家庭關(guān)系，如果得不到緩解，離職傾向的風(fēng)險(xiǎn)就會(huì)提升。
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