独立学院教师工作负荷与离职倾向：工作满意度的中介作用

收稿日期：2017-03-08

作者简介：肖林生，北京理工大学珠海学院商学院讲师。（广东珠海/519088）

*本文系2014年广东高校省级重点平台和重大科研特色创新类项目（教育科研项目，项目号ZX-2015-012），2016年广东高校省级重点平台和重大科研特色创新类项目（教育科研项目，项目号2016GXJK197），北京理工大学珠海学院科研发展基金项目（项目号XK-2015-28）成果之一。

摘要：基于推拉理论的研究视角，用实证方法探讨工作負荷与工作满意度之间的关系，以及它们对独立学院教师离职倾向的影响。研究结果表明：教师工作负荷对离职倾向存在显著的正向影响，工作负荷越大，教师的离职倾向越高；工作满意度能够显著地预测教师的离职倾向；工作满意度在工作负荷对离职倾向的影响中起中介作用。

关键词：独立学院教师；工作负荷；工作满意度；离职倾向

独立学院是我国高等教育的重要组成部分，在复合型、应用型人才培养方面发挥着重要的作用。在经历了21世纪头几年快速扩张之后，近几年独立学院学校数量、招生规模和在校生人数都有所下降，比如2010年全国有独立学院323所，当年招生规模达75万人，在校生人数260万人，到2015年时，独立学院数量降至275所，当年招生人数63万，在校生人数259万人。[1]与此同时，独立学院教师队伍也不够稳定，教师离职情况严重。陈亚晶发现云南某独立学院2010～2012年教师流失率分别达到了12.5%、13.9%和14.7%，且人才流失呈现出高职称、高学历、以中青年骨干为主的特征。[2]李珊枝等对武汉大学珞珈学院教师离职情况进行了调查，发现教师离职倾向很高，有意愿流动教师占调查对象的46%，且绝大多数希望流向公立高校。[3]民办高职院校也不遑多让。闵捷、程莉莎发现广州民办高职院校教师流失具有单向流动（从民办到公办）、季节性流动（寒暑假是高峰）等特点；同时，教师的满意度低、组织承诺水平低，个人离职倾向高。[4]

推拉理论 （ push-pull theory）是解释人口迁移和劳动力流动的重要理论。推拉理论最早可追溯到19世纪晚期Ravenstein提出的“迁移法则”。Bagne系统地发展了推拉理论。他认为劳动力流动的目的是改善生存状况，流入地那些改善生活条件的积极因素是拉力（如城市的高工资），而流出地不利于生活条件的消极因素是推力（如农村的低收入以及就业机会不足）。人们的职业决策是推力拉力相互作用的结果。[5]

从组织行为和人力资源管理的角度看，推拉理论对组织吸引、留住和激励人才有很强的启发意义。在当代，组织之间的竞争很大程度上是人才的竞争，能否吸引、留住和激励优秀人才往往决定了组织的成败。但是，员工的去留不仅仅取决于组织本身，组织外部的因素也同样重要。因此，依据推拉理论的逻辑，员工的离职同样是推力和拉力共同作用的结果。其中，推力因素是促使员工离开所在工作岗位的因素，它也被称为控制因素，因为这些因素是内部的，可以由组织控制。推力因素通常包括组织的薪资福利、管理政策，以及员工工作满意度、工作压力、组织承诺度、组织公平感等。拉力是吸引员工寻找新的工作岗位的因素。拉力因素也被称为不可控因素，因为它外在于组织。拉力因素通常包括：高薪资、更好的职业发展机会、更多的工作自主权、良好的组织声望等。

基于上述分析，在研究员工离职行为时，就有了三种分析取向：一种取向着重分析组织外部的拉力；一种取向则针对组织内部的推力，主要探讨组织的人力资源政策以及劳动者工作相关的知觉、工作态度、离职倾向和离职行为之间的关系；第三种取向是将二者结合起来展开综合分析。本研究计划从组织内部推力的角度展开。在变量的选取上，本研究着重探讨教师工作负荷、工作满意度与离职倾向之间的关系。

首先，工作负荷是近年来组织管理领域备受关注的概念。工作负荷是对员工工作要求的重要内容，通常被视为员工工作压力的主要来源之一。[6]有关调查显示，教育在“十大健康透支最严重的行业”中位列第三，亚健康在教师群体中相当普遍[7]，“过劳死”也屡见诸于报端。对于独立学院教师而言，由于目前独立学院都是教学型大学，加之独立学院的师生比普遍偏低，独立学院教师的教学任务就显得尤为繁重。而且在教学之外，独立学院教师同样面临科研及职称晋升等压力。那么，工作负荷是否对独立学院教师的工作态度和离职倾向产生影响？这是一个值得探究的问题。

其次，根据态度——行为理论，工作满意度作为最重要的态度变量之一，对员工的意向和行为如离职倾向、缺勤行为、工作绩效有着非常强的预测效果。[8]因此，要想弄清楚独立学院教师离职的原因及可能带来的后果，有必要对其工作满意度状况进行调查。

第三，Mobley等认为行为的直接前因是意愿[9]，因此离职意向是实际离职行为发生的原因。Mobley和Griffeth等[10]以及Sager等人[11]则认为离职行为的最佳预测指标是离职倾向。因此要观测员工是否会发生离职行为，应该对员工的离职倾向加以探究。

本研究的安排是这样的：首先介绍主要研究变量的含义及其测量方法，并就变量之间的关系提出研究假设；接着交代本研究的研究方法，包括调查量表和调查对象的选取；第三部分呈现研究结果，对研究假设进行实证检验；第四部分是研究结论和讨论；最后提出未来进一步研究的方向。

一、相关概念与研究假设

（一）相关概念

目前，工作负荷的含义尚未取得一致性结论。Veltman和Gaillard把工作负荷界定为员工为了完成任务所需付出的所有成本，包含生理和心理投入的主观认知。[12]Kirmeyer和 Dougherty认为工作负荷是单位时间内个体承受的工作量，是一种工作量与能力间的关系。[13]Wickens也持类似的观点，他把工作负荷看成是工作需求负荷与能力间的关系。[14]客观取向和单一视角的观点认为工作负荷包括工作时间、工作数量与质量、工作努力程度以及速度要求等内容。[15]陈彬认为高等学校教师工作负荷是指高等学校教师所承担的教学、科研、管理和服务工作的总和。[16]

对工作负荷的测量有两种途径：客观方法和主观方法。用客观方法衡量工作负荷时，常选用诸如心跳速率、呼气速率及血压等指标来加以评估。用主观方法评价时，往往通过问卷或量表，请调查对象根据自身的实际感受来填答。[17]相比于客观评价法，主观方法具有不具侵犯性、易执行和高效度等优点。[18]考虑到教师工作的复杂性，以及大量的脑力、心理和情感投入的工作特性，用客观方法衡量教师的工作负荷具有相当难度，而通过问卷或量表来评估受访者在其工作岗位上的主观负荷感知或工作负荷感（perceived workload/ perceptions of workload），成本较低且容易实施。本研究采用主观法测评独立学院教师的工作负荷。

工作满意度长期以来都是管理学和心理学研究的热点。工作满意度的早期研究者是Hoppock（1935），他在《工作满意度》一书中开创了教师工作满意度研究的先河。[19]Hoppock认为工作满意度是员工在心理与生理两方面对环境因素的满意感受，也就是员工对工作情景的主观反应。作为一个发展较为成熟的概念，工作满意度在内涵上存在综合性[20]、差距性[21]和参考架构性[22]三种定义类型。其中，参考架构定义是指个人根据参考架构，对工作特性加以解释后所得到的结果，重点在于劳动者本人对其工作特性层面的情感性反应。本研究的工作满意度采取参考架构的定义。

关于工作满意度的测量，国内外有很多量表和问卷，如工作满意度问卷（JJS）、工作描述指数（JDI）、明尼苏达问卷（MSQ）等。国内教师工作满意度的测量方面，陈云英编制的“教师工作满意度量表”，冯伯麟开发的“教师工作满意量表”、于辉编制的“高校教师工作满意度问卷”等较具代表性。

关于离职倾向，Porter和Steers认为离职倾向是当员工经历了不满足以后的下一个退缩行为。[23]樊景立把离职倾向看成是个人想离开当前的工作岗位，另外寻找其他工作机会之倾向强度。[24]Mobley认为离职倾向是工作者在特定组织工作一段时间，经过一番考虑，蓄意要离开组织的意图。[25]离职倾向高的员工更容易产生降低绩效、蓄意破坏和离开组织的行为。[26]因此，研究员工的离职倾向及其产生的原因不仅能起到预警的作用，还能为组织采取干预措施提供依据。

（二）研究假设

1.工作负荷与工作满意度

工作负荷反映了员工在工作中劳动强度和承受压力的大小。过高的工作负荷会降低个体在工作中的投入和绩效表现。[27]不仅如此，工作负荷还常被看作是造成工作满意度下降的原因。[28]Nirel等人对以色列医护人员的工作压力、工作负荷、职业倦怠和工作满意度之间的关系进行了研究，发现医护人员对工作的不满是由工作倦怠、工作负荷过大和健康状况不佳造成的。[29]Doef 和Maes对454名中学教师进行调查，发现相比于角色模糊，工作负荷对工作满意度的负面影响更大。[30]工作負荷不仅导致低的工作满意度，还会通过工作满意度进一步影响员工的绩效和敬业度。[31]综合前人观点，提出本研究的第一个假设。

假设1：教师工作负荷对工作满意度起着显著的负面影响。

2.工作负荷与离职倾向

工作负荷与离职倾向的关系同样值得关注。早期的研究发现，教学负荷被认为是影响教师离职倾向的主要因素之一。[32]Watts和Short发现，较大的工作负荷是教师产生离职倾向的主要原因。[33]Conklin和Desselle通过对美国药学学会联合会教师和专业人员调查，指出工作量过大、寻求新的挑战、待遇偏低、与学校管理者关系不佳是教师们离职的主要原因。[34]最新的研究也显示教师的工作负荷感对离职倾向有显著影响。[35]据此，可以认为，工作负荷越高，离职倾向也越高。于是本研究的第二个假设如下。

假设2：教师工作负荷对离职倾向起着显著的正向影响。

3.工作满意度与离职倾向

工作满意度是离职研究中最早发现的态度变量。[36]态度——行为理论认为，态度能够预测行为。因此，工作满意度对员工离职意向的预测作用是显而易见的。当员工对工作产生不满意时，离职和寻找其他工作机会便是最常见的反应之一。[37]Griffeth，Hom & Gaertner所做的一项元分析显示，工作满意度与离职倾向之间的相关系数为-0.22。[38]具体到教师领域，Smart发现组织特征如工作环境、工作满意度比个人特征如年龄、职位（是否为终身教职）对大学教师的离职倾向影响更大。[39]因此，管理者只有对教师期望的更多的个人自治、更强的工作满意度的需要及时作出反应，才能减少教师的流失。[40]国内的研究也表明，教师的工作满意度对离职意向具有预测作用。[41][42]综上所述，提出本研究的第三个假设。

假设3：工作满意度对离职倾向具有显著的负向影响。

4.工作满意度的中介作用

在众多的离职模型中，工作满意度都充当着中介变量的角色。比如，在Price和Mueller的离职模型中，工作满意度由薪资、与人相处、升迁机会、分配的公平性等因素决定，同时，工作满意度又影响员工的离职倾向。[43]Szi1agyi的离职过程模型从个人特质、员工关系、工作特性、组织业务、酬赏制度、工作满意度、离职倾向等变量来探讨离职行为。在该模型中，工作满意度在员工关系、工作特性、组织业务、酬赏制度与离职倾向之间起着中介作用。[44]March和Simon（1958）是最早探讨员工离职问题的学者，在他们提出的离职模型中，工作满意度在工作——自我形象的一致性、工作关系的可预期情况、工作与其他角色的适合性与离职倾向的程度之间起着中介效应的作用。[45]

总体上，在此前的离职模型中，工作满意度和离职倾向的前因变量包括了人口统计变量（如性别、年龄、职位、年资）、态度变量（如组织承诺）、工作与组织特征变量（如工作特性、升迁机会、组织沟通）等变量类型。但是，其中的工作特征变量和态度变量都很少将工作负荷纳入其中加以讨论。

Feldman和Kenneth在关于教师工作负荷、薪酬与留职意愿、工作满意度的关系的实证研究中，发现工作负荷对留职意愿和工作满意度有明显影响。并且工作满意度在工作负荷和留职意愿之间起着中介作用。[46]Ali和Farooqi发现大学教师过大的工作负荷影响了他们对工作满意度的评价，较低工作满意度又进一步影响员工绩效和敬业度。[47]上述两项研究虽然没有直接涉及工作负荷、工作满意度与离职倾向的关系探讨，但是在以工作满意度为中介变量的研究框架中，工作负荷作为前因变量被纳入其中。由于上述研究中的员工绩效、敬业度、留职意愿和本研究要探讨的离职倾向都属于人力资源和组织行为管理的结果变量，彼此在实践逻辑上具有共通性；此外，留职意愿和离职倾向实际上是一对相反的概念，二者一体两面。因此，借鉴和比照上述研究，本研究提出以下假设。

假设4：工作满意度在教师工作负荷与离职倾向之间起着中介作用。

二、研究方法

（一）研究方法与研究对象

本研究对数据的处理主要采用信效度分析、描述性统计、T检验、相关分析、方差分析、分层回归分析等方法。使用SPSS21.0、AMOS17.0统计分析软件对调查数据进行处理。

研究选取广东省某独立学院一线专职教师为调查对象。该独立学院依托某著名高校，至今有十几年的办学历史。作为教学型大学，该校以培养复合型、应用型人才为基本目标。以该校一线专职教师作为研究对象，主要是因为：一线专职教师是学校政策的主要执行者，是学校管理的直接对象，也是学校发展的核心力量。他们处在一线岗位，对工作的评价和情感体验以及通过调查所反映出来的问题应具有代表性。调查采用方便抽样的方式，总共发出500份调查问卷，覆盖该校70%左右的一线教师。回收调查问卷451份，回收率为90.2%。剔除其中填写不完整或填答明显有误的问卷，有效问卷440份，问卷有效率88%。样本的基本情况：（1）性别：男教师234人，占53.2%；女教师206人，占46.8%。（2）学历：本科69人，占15.7%；硕士331人，占75.2%；博士40人，占9.1%。可见该校教师学历以硕士为主。（3）职称：初级、中级分别为76人和287人，累计占比达到82.5%；高级职称（含副高）为77人，占17.5%。（4）在本校工作年限：2年及以下84人，占19.1%；3～5年142人，占32.3%；6～10年184人，占41.8%；超过10年的30人，占6.8%。

（二）研究工具

本研究的问卷主要由两个部分构成，第一部分是调查对象的基本情况，包括性别、年龄、学历、职称、工作年限等。第二部分是问卷的主体，包括三个量表：工作负荷感量表（修订版）、教师工作满意度评价量表（修订版）、离职行为倾向量表（修订版）。

1.工作負荷感量表

Peterson等人在一项关于角色冲突、角色模糊和工作负荷的跨国研究中，开发了工作负荷感量表，该量表包含5个题项，采用李克特5点评分法，从“很不同意”到“强烈同意”分别记1～5分，分数越高表示工作负荷越高。[48]本研究结合教师职业特点对该量表条目进行了修改和删减，如将“我的工作负荷太重”修改成“总有忙不完的事，连节假日都难得休息”。修改后的量表含4个题项，Cronbach α系数为0.84，显示量表信度较佳。

2.教师工作满意度评价量表

采用于辉编制的高校教师工作满意度问卷，包括工作本身、 领导管理、人际关系、福利收入、进修提升、工作环境6个维度，含32个题项。问卷的内部一致性Cronbach α系数为0.91，各维度α系数在0.56-0.75之间。量表的结构效度和内容效度良好。[49]结合民办高校教师工作特点，删减了原量表部分题项，同时对原量表6个维度和部分题项的文字进行修订，形成“教师工作满意度评价量表”。初测量表含27个项目，包括6个因子：工作本身、学校管理、人际关系、薪酬福利、职业发展和工作环境。量表采用李克特5点评分法，从“很不符合”到“非常符合”分别记1～5分。选择广东省某独立学院两个二级学院110名教师进行预调查，得到101份有效问卷。对初试量表的27个项目进行项目分析，将其中4个项目负荷值低于0.40、共同度小于0.20、因子负荷值在两个维度上接近的项目删除，最终保留23个项目作为正式调查的问卷项目。量表内部一致性Cronbach α系数值为0.92，6个因子的α系数在0.66～0.81之间。对量表进行验证性因素分析，整体模型为χ2/df=2.35，CFI=0.93，NFI=0.90，NNFI=0.93，RMSEA=0.07，显示量表结构效度良好。

3.离职倾向量表

采用樊景立等设计的离职倾向量表，该量表包括4个题项，采用李克特5点计分法，从“完全不符合”到“完全符合”分别记1～5分，分数越高表示离职倾向越高。该量表有较高的内部一致性和重测信度，所有条目都汇集在单一因子上。[50]本研究对该量表的文字表述作了简单修订以适用于高校的情况。修订后量表项目之间的相关系数在0.77～0.84之间，量表内部一致性Cronbach α系数值为0.81，说明量表可靠性较高。

（三）共同方法偏差的统计控制

本研究在调查中对同一被试使用了3个量表进行测量，因此可能产生由于共同方法变异（common method variance）而带来的共同方法偏差（common method biases）问题。鉴于此，在对变量之间的关系进行分析之前，有必要对收集到的数据进行共同方法偏差的检验。Harman单因素检验是常用的用于解决共同方法偏差的一种统计技术。这种方法的基本思想是：假设方法变异大量存在，进行因素分析时，若结果只析出一个因子或者某个因子的解释力特别大，则可以判定研究存在共同方法偏差。对三个量表数据进行的KMO和Bartlett球形检验结果显示，KMO=0.91，Bartlett球形检验值为5909.90，p<0.00，表明调查数据适合做因子分析。数据显示初始特征值大于1的因子有8个，其中第一个公因子解释了方差变异的29.99%，小于40%的临界标准。因此，可以判定本研究的各个变量之间并未存在严重的共同方法偏差问题。

三、研究结果

（一）变量的描述性统计

1.教师工作负荷、工作满意度和离职倾向的基本特征

从总体情况看，被调查者工作负荷、工作满意度、离职倾向的平均得分分别为3.15、3.33和2.80。其中，工作满意度6个因子的得分从高到低依次是：人际关系（4.04）、工作本身（3.73）、学校管理（3.28）、工作环境（3.24）、薪酬福利（3.16）和职业发展（2.76）。

采用独立样本T检验、单因素方差分析对各变量在性别、年龄、职称、工作年限上的差异进行比较。结果显示：（1）从性别看，男性在工作负荷、离职倾向上高于女性，其中工作负荷差异显著；女性的工作满意度显著高于男性。（2）从年龄看，不同年龄段教师在三个变量上的差异非常显著。其中，31～40岁教师的工作满意度最低、离职倾向最高。（3）不同职称教师的工作负荷感、工作满意度和离职倾向差异显著。（4）从工作年限看，不同工作年限教师在三个变量上的得分差异非常显著。基本特点是：工作年限越高，教师的工作负荷感越高，工作满意度越低，离职倾向越高（见表1）。

（二）假设检验

本研究首先对各变量（包括工作满意度各子变量）的平均值进行交互分析，以初步了解变量间的相关关系。然后将教师工作负荷感、工作满意度和离职倾向两两对应变量进行回归分析，以检验假设1～3是否成立。

由表2可知，变量之间存在非常显著的相关关系。表现为：工作负荷与工作满意度各因子显著负相关；工作满意度与离职倾向显著负相关；工作负荷与离职倾向显著正相关；工作满意度各因子之间显著正相关。

由表3可知，教师工作负荷对工作满意度存在显著的负向影响（β=-0.347***）；教师工作负荷对离职倾向有显著的正向影响（β=0.398***）；教师工作满意度对离职倾向存在显著的负向影响（β=-0.369***）。综上，假设1、假设2和假设3得到验证。

（三）工作满意度的中介效应检验

1.控制变量的选择

为了检验工作满意度的中介效应，一般要排除其他因素对因变量的影响。在过往的此类研究中，研究者们大都选取人口统计变量作为控制变量。本研究中，性别、年龄、职称和工作年限为主要的人口统计变量。以下的分析对这些人口统计变量进行了控制。

2.工作满意度的中介效应检验

（1）采用分层回归法进行检验

根据温忠麟、张雷、侯杰泰等人关于中介效应检验的思想，采用分层回归法探究工作满意度在工作负荷感和离职倾向之间的中介作用。

根据表4数据，在模型1中，性别、年龄、工作年限对教师工作满意度影響显著。模型2中，在控制了性别、年龄、职称和工作年限的影响后，工作负荷对工作满意度有显著的负向预测作用（β=-0.303***）。控制变量和解释变量一起能够显著解释20.4%的方差变异（F=21.940***）。模型3中，性别、年龄对教师离职倾向有显著的负向影响，工作年限对离职倾向有显著的正向影响。模型4中，在控制了性别、年龄、职称和工作年限的影响后，工作负荷对离职倾向的预测作用依然非常显著（β=0.374***）。控制变量和解释变量一起能够显著解释22.2%的方差变异（F=24.573***）。模型5在工作负荷感的基础上，引入工作满意度进行回归分析。结果显示，在引入工作满意度变量后，校正R2由原来的22.2%提高到25.4%。工作负荷感对离职倾向的回归系数由原来的0.374下降到0.312，但影响依然非常显著。由此，假设1、假设2和假设3进一步得到验证。同时，工作满意度对离职倾向具有显著的负面影响（β=-0.208***），说明教师工作满意度在工作负荷感与离职倾向之间具有部分的中介效果。

三步分层回归中，所有变量的膨胀系数VIF均在1～3之间，Durbin-Watson检验值在1.60～1.82之间，说明回归方程不存在多重共线性和序列自相关。

（2）采用非参数Bootstrap法进行检验

作为一种传统的中介效应检验方法，分层回归分析法的合理性和有效性在近些年受到越来越多的质疑。在这种情况下，Zhao等详细探讨了中介效应的检验程序，并推荐用Preacher和Hayes提出的非参数Bootstrap方法进行中介效应检验。[51]目前，该方法已成为心理学和组织行为学等学科国际顶级刊物论文中较为流行的中介效应检验方法。为确保研究结论的客观性和严谨性，本文在分层回归分析的基础上，运用Bootstrap方法进行中介效应检验。

检验结果显示，在95%置信区间下，中介检验的结果没有包含0（LLCI=0.0246，ULCI=0.0960），表明教师工作满意度的中介效应显著，且中介效应大小为0.0552。此外，控制了中介变量工作满意度之后，自变量工作负荷对因变量离职倾向的影响显著（LLCI=0.1947，ULCI=0.3506，区间不包含0），表明教师工作满意度在工作负荷感与离职倾向之间起到的是部分中介作用。

综上，工作满意度在工作负荷与离职倾向之间起着部分中介作用，假设4得到了检验。

四、结论与讨论

（一）结论

第一，独立学院教师的工作负荷总体一般，工作满意度水平中等略偏上，离职倾向水平中等略偏下。男教师的工作负荷显著高于女教师，女教师的工作满意度显著高于男教师。不同年龄段教师的工作负荷、工作满意度和离职倾向差异显著，其中31～40岁年龄段教师的工作负荷感较高、工作满意度最低、离职倾向最高。职称越高，工作负荷感越高；中级职称教师工作满意度最低、离职倾向最高。教师工作年限越长，工作负荷感越高，工作满意度越低，离职倾向越高。工作年限对工作满意度和离职倾向有显著预测作用。

第二，工作负荷与工作满意度各因子显著负相关；工作满意度与离职倾向显著负相关；工作负荷与离职倾向显著正相关；工作满意度各因子之间显著正相关。

第三，教师工作负荷对工作满意度存在显著的负向预测作用；教师工作负荷对离职倾向有显著的正向预测作用；教师工作满意度对离职倾向存在显著的负向预测作用。

第四，教师工作满意度在工作负荷与离职倾向之间起部分中介作用。

（二）讨论

1.教师工作负荷、工作满意度与离职倾向的人口统计学讨论

研究发现，工作负荷和工作满意度的性别差异显著，表现为女教师的工作负荷感低于男教师，而在工作满意度上高于后者。这表明与男教师相比，女教师对教师职业的主观认知和态度评价更为积极。在劳动力市场中，男性和女性在各种职业中的分布并不均匀，有些职业男性占主导，有些职业女性更具优势。教师职业一向被视为“女性的职业”，吸引了许多女性的加入；加之社会观念对教师职业的看法和对男女性别形成的刻板印象，从事教师职业相对而言更能满足女性的职业期望，因此女教师的工作满意度会高于男性；同时在工作负荷的认知上，也没有男性那样觉得“很累”。

不同年龄段教师的工作负荷感、工作满意度和离职倾向差异显著。其中，年龄与工作满意度的关系呈“U”型结构，也就是工作满意度先是比较高，然后下降，随着年龄的增长又有所提高。数据显示，31～40岁教师的工作满意度最低，且满意度各因子的得分均低于总体均值。这可能是因为该年龄段的教师大都处于事业上升期，对工作本身有较高的期望，但独立学院的人事管理制度可能让这些教师存有某种程度的“打工”心态和不安全感；且该年龄段绝大多数教师要兼顾家庭和事业，面临工作和生活的双重压力。因此，期望与现实的落差影响了他们对工作满意度的评价。赫茨伯格等人发现年龄与工作满意度之间是一种“U”型关系，本研究也印证了他们的观点。与工作满意度评价相对应，年龄与离职倾向的关系呈倒“U”型结构。这一点很好理解，根据态度——行为理论，工作满意度对员工的离职倾向有着非常强的预测效果，满意度越高，离职倾向越低。

从工作年限看，显示工作年限越高，教师的工作满意度越低，离职倾向越高，表明随着教师在该校工龄的增长，教师对工作的态度和评价越趋于负面。通常认为，工作年限与工作满意度呈“U”型关系，或者是正向的线性关系，至少不会出现负向的关系。比如，姜丽晔指出，工作年限与工作本身满意度、工作回报满意度成正相关[52]；谢清琳发现工龄越长者，工作满意度越高。本研究与前述观点均有所不同。[53]对此的解释：可能与工作负荷感有关。数据显示，工作年限越长，教师的工作负荷感越强烈。根据以往的文献，过高的工作负荷会导致较低的工作满意度，也会加剧员工的离职倾向。

2.教师工作负荷、工作满意度与离职倾向的关系

依據推拉理论的逻辑，教师的离职是学校内部的推力和学校外部的拉力共同作用的结果。推力是一些促使人才流失的消极因素，拉力是一些吸引人才流动的积极因素。Shah和Fakhr等人通过实证研究，指出低收入、工作不安全感、工作疲劳感、缺乏职业发展平台、对工作的不满意是教师离职倾向较高的推力，而外部高校良好的研究环境、工作安全感、更大的资金支持和便利的教学设施是教师离职倾向较高的拉力。Kasau通过对肯尼亚Mbooni东区公立中学的调查，发现较低的工资收入、糟糕的工作条件、过高的工作负荷等是促使教师流失的推力，而私营部门较多的工作机会和较高的工资水平是吸引教师离职的拉力。[54]

本研究选取组织内部员工的工作负荷和工作满意度作为推力因素，探讨它们对教师离职倾向的影响。研究结果表明，（1）教师工作负荷对工作满意度有显著负向预测作用。工作负荷感越高，工作满意度越低，这与Doef和Maes[55]、Ali和Farooqi[56]的研究结论一致。（2）教师工作负荷对离职倾向存在显著的正向影响，工作负荷越大，教师的离职倾向越高。表明教师工作负荷作为一个推力因素，对教师离职具有显著的预测作用。这与Brown[57]、Conklin和Desselle[58]、Kasau[59]和Torres[60]等人的研究结论基本一致。（3）工作满意度作为重要的态度变量，能够显著地预测教师的离职倾向。工作满意度越低，离职倾向越高，反之亦然。这一点与国内外的研究结论一致。（4）不仅如此，本研究在前人研究的基础上，尝试探索工作满意度在工作负荷与离职倾向之间的中介效应。结果表明，工作满意度在二者当中起到部分中介作用，从而验证了本研究的假设。

Mobley和Griffeth[61]以及Sager等人[62]认为离职倾向是离职行为的最佳预测指标。本研究显示，工作负荷感和工作满意度对离职倾向影响显著，二者是促使教师离职的重要诱因。教师离职会增加学校的招聘成本和培训费用，更重要的是，频繁的离职不利于教师队伍的稳定和正常教学秩序的运行，从长远来看，对学校的生存和发展是非常不利的。因此，学校管理者有必要从工作负荷和工作满意度的角度思考如何降低教师特别是优秀教师的离职倾向。

五、进一步研究的方向

本研究还存在一些不足之处，值得关注并需要在未来研究中加以完善。首先，本研究只探讨了教师离职的推力因素，且变量选取非常有限，因此，要较为完整地揭示教师离职的推力拉力及其作用机制，需要纳入更多的变量并采取更为宏观的视角；其次，本研究只分析了独立学院教师的离职倾向及其影响因素，若能将之与公立高校教师离职问题进行比较，可能会进一步丰富本研究的结论，并使之更具实践意义；第三，尽管在调查过程中强调了填答的匿名性和数据的保密性，但因本研究涉及的问题比较敏感，故心理暗示和社会赞许性效应不可避免地存在，这会影响到数据的真实性以及研究结论的可靠性。今后的研究可考虑采取网络问卷或分次填写等方式以保证数据的真实性。

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（责任编辑钟嘉仪）