工作干涉家庭对中小学教师离职倾向的影响——职业倦怠与组织承诺的链式中介作用

杨鹏程，李晓玉

（河南大学哲学与公共管理学院，河南 开封 475000）

一、引言

教育是民生之本，教师又是立教之本，振兴教育的源头，因此教师队伍的建设关系到我国教育事业的长足稳定发展。为了建设放眼全球的高质量教育体系，维护教育的公平与公益性，国家也相继出台了一系列相关政策。2021年7月24日，中共中央办公厅国务院办公厅印发《关于进一步减轻义务教育阶段学生作业负担和校外培训负担的意见》，提出了为中小学生“减负”、进一步规范校外学科类培训机构行为、开展课后服务等一系列促进教育质量进一步提高，促使人民群众教育满意度明显提升的具体措施。[1]但随着学生减负工作的推进，无形中会给教师带来许多压力。教师工作压力的加剧会直接影响教师处理工作家庭之间关系效果，容易引发工作家庭冲突的情况发生，由此进一步对教师工作态度产生消极影响，产生离职倾向。如何留住优质教师，减少教师工作中产生的懈怠情绪，已成为提高教师教育质量、促进教育事业长足稳定发展的重中之重。

二、相关理论基础

（一）工作干涉家庭

工作家庭冲突的概念源自于Greenhaus与Beutell在1985年提出的相关概念，二位学者认为工作家庭冲突是指产生于工作与家庭两个领域中的角色压力无法调节造成的角色内冲突。[2]关于工作家庭冲突的研究视角十分丰富，具有代表性的理论视角主要有边界理论、[3]社会认同[4]等，本文主要基于边界理论探究工作家庭冲突中的工作干涉家庭（WIF）现象。现有研究表明，工作干涉家庭现象已经成为预测离职倾向的重要变量。周尧英等人指出工作家庭冲突的产生受到生活和工作满意度的链式中介作用，进而影响离职倾向；[5]苏涛等人经过研究发现随着员工工作家庭冲突的产生，工作满意度会受到削弱，同时员工的职业倦怠与离职倾向也会大幅增加，其中职业倦怠维度受到工作干涉家庭的作用较为突出；[6]林銮珠研究发现，在工作干扰家庭对离职倾向产生影响的过程中，工作干扰家庭中的情绪情感维度受组织敬业度影响较大，组织敬业度在其中起到完全中介作用；[7]陈忠卫等人经过实证研究发现工作干涉家庭受到工作满意度的负相关中介作用，与离职倾向呈正相关。[8]

（二）教师职业倦怠

教师职业倦怠是指教师职业伴随于长时期压力体验下而产生的一种疲劳状态。在工作家庭冲突与职业倦怠的关系方面，岳亚平、冀东莹通过研究分析指出幼儿园教师的工作家庭冲突对其职业倦怠的产生有显著的正向预测作用；[9]李明军等人不仅将职业倦怠视作中介变量研究得出工作家庭冲突的产生会诱发职业倦怠感的出现，从而进一步影响其生活满意度；[10]同时将职业倦怠视作前变量，研究指出在中小学教师工作干扰家庭与职业倦怠的关系中，教师的自我决定动机起完全中介作用；[11]杨玲等人研究指出在中小学教师工作家庭冲突与其主观幸福感的关系中，职业倦怠发挥中介作用。[12]

在职业倦怠与离职倾向关系方面，国内学者的相关研究也较为丰富。黄旭等人指出幼儿教师在组织支持和职业压力两个维度对离职意向的影响中，职业倦怠起到了中介作用；[13]包满珍等人指出在工作场所暴力对离职倾向的影响中，职业倦怠中的去人格化与情感衰竭两个维度发挥重要的中介作用；[14]同时徐征、闫存玲的研究结果与之相呼应，指出在医务人员的离职意愿方面，职业倦怠中的情感衰竭和去人性化起到了正相关作用。[15]综上可知，职业倦怠的相关维度可能是缓解教师离职倾向的重要心理因素。

（三）组织承诺

组织承诺的概念由Becher首先提出，指的是员工的一种心理状态，这种状态牵涉到员工与组织之间的关系亲近与否，其中包含员工是否愿意继续留在该组织内工作的心理。在工作家庭冲突与组织承诺方面，张蕴、王延泽在对国有企业员工进一步研究发现，员工工作家庭冲突与其组织承诺呈负相关，即当员工觉得工作对其家庭有所干扰时，他们对组织的承诺感会降低；[16]李雪松指出工作家庭冲突可以对组织承诺产生直接的影响，同时工作家庭支持可以调节二者之间的关系。[17]

关于组织承诺与离职倾向方面，组织承诺作为联系成员与其所在组织之间的重要因素，可以对组织成员的工作态度和表现产生重要影响，进而关系整个组织的组织氛围及工作效率。李宪印等人通过研究指出在组织承诺的各个维度中，情感承诺维度与离职倾向呈负相关，而规范承诺和持续承诺两个维度对离职倾向没有产生显著影响；[18]黄翠、朱昌平则经过研究发现规范承诺、持续承诺与应用型高校教师离职倾向呈负相关。[19]综上可知，组织承诺可能是预测教师离职倾向的重要变量。

图1 链式中介的结构方程模型

综上可知，工作干涉家庭可能会通过职业倦怠和组织承诺的链式中介作用来间接预测教师的离职倾向，如图1。为了进一步理清四者之间的作用关系，研究在前人结论基础上，将职业倦怠与组织承诺视为内部因素，将工作干涉家庭视为外部因素，试图从外部因素预测内部因素变化进而预测教师离职倾向的变化，并提出以下假设：

H1：工作干涉家庭与教师离职倾向显著正相关；

H2：职业倦怠在工作干涉家庭与教师离职倾向之间起部分中介作用；

H3：组织承诺在工作干涉家庭与教师离职倾向之间起部分中介作用；

H4：职业倦怠和组织承诺在工作干涉家庭和教师离职倾向之间起链式中介作用。

三、研究方法

（一）研究对象

被试者来自于河南省的中小学教师。共收回问卷320份，剔除答案为“一字型”或 “Z字形”的以及作答内容存在明显逻辑问题的无效问卷，最终得到有效问卷302份，有效率为94.38%。其中从性别上看，女性教师较多，有169人，占比56%；从年龄上看，25岁以下教师占比最多，有106人，占比35.1%；其次是26-35岁的教师，有92人，占比30.5%；教龄在3年以下的教师居多，有128人，占比42.4%；本次调查中的教师月工资收入大多在3000-4000元，有98人，占比32.5%；其次是月工资收入在2000-3000元的教师，有83人，占比27.5%。

从人口特征来看，年龄在35岁及以下的青年教师占比65.6%，他们往往大多成立家庭时间不是很长，面临着工作压力与照顾家庭之间的难以权衡，所以这类群体输出的关于工作家庭冲突、职业倦怠、组织承诺及离职倾向方面的信息较为真实可靠，更便于了解各种变量之间的关系。

（二）研究工具

1.工作干涉家庭量表

本文采用吴明霞等人编制的中小学教师工作家庭冲突问卷，其中包括工作干涉家庭（WIF）与家庭干涉工作（FIW）两个维度。吴明霞认为工作压力较大的教师，更易产生工作干扰家庭，所以本文选择工作干涉家庭这一方向。本量表包括行为方式、心理资源和情绪情感三个维度，共计11个题目。[20]计分方式采用Likert 5点计分，没有反向计分题项，选项从1 为非常不同意到5 为非常同意，得分越高表示工作干涉家庭的程度更严重。

2.职业倦怠量表

教师职业倦怠问卷采用徐富明等人编制的教师职业倦怠量表，该问卷包括情绪疲惫、去个人化和少成就感三个维度，共计15个题目。[21]计分方式采用Likert 5点计分，没有反向计分题项。选项从1为非常不同意到5为非常同意，得分越高表示教师的职业倦怠程度越严重。

3.组织承诺量表

本文采用凌文辁等人编制的中国职工组织承诺量表，该问卷包括感情承诺、规范承诺、理想承诺、经济承诺和机会承诺五个维度，每个维度均有五道题项，共计25个题目。[22]计分方式采用Likert 5点计分，没有反向计分题项，选项从1为非常不同意到5为非常同意，得分越高表示教师的组织承诺水平越高。

4.离职倾向量表

关于离职倾向的测量，采用香港学者樊景立等人1998年所设计的离职倾向量表，根据实际情况对该量表进行调整。[23]该问卷共3个题目。计分方式采用Likert 5点计分，选项从1为非常不同意到5为非常同意。因为离职倾向量表只有三道题目，三个测量指标的模型刚好是饱和模型，自由度为0，因而无法估计卡方值和拟合指数。离职倾向量表的信度系数Cronbach’s α为0.945。

以上量表的验证性因子分析结果以及信度系数检验结果如表1，各量表的拟合系数均达到可接受水平。[24]

表1 各量表验证性因子分析及信度系数

5.控制变量

鉴于现有研究发现性别、年龄、教龄、月工资收入等人口学信息与教师离职倾向均有不同程度相关，本研究将对这些人口学信息进行控制。性别：1=男，2=女；年龄1=25 岁以下，2=26-35 岁，3=36-45 岁，4=46 岁以上；教龄：1=3 年以内，2=4-9 年，3=10-20 年，4=20 年以上；月工资收入：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

采用统一指导语，以学校为单位，在调查前告知受访者所有调查数据仅限于研究使用，所有问卷匿名填写。调查对象为河南省内中小学教师，为保证数据的可靠性，利用学校教师工作会机会统一填写，在所有问卷填写完毕后当场回收。

（四）分析方法

本调查研究所有数据采用SPSS 26.0、AMOS 27.0与SPSS PROCESS 3.5插件完成，SPSS26.0具体分析内容包括信度分析、回归分析与相关分析等；AMOS27.0主要用于建立相关结构方程模型；PROCESS程序主要用来进行Bootstrap检验工作干涉家庭对离职倾向产生的直接效应以及职业倦怠与组织承诺在其中的中介效应。

四、结果分析

（一）描述性及相关分析

根据表2数据分析结果发现：性别与四个变量均不相关；年龄、教龄、月工资与工作干涉家庭、职业倦怠、离职倾向呈显著负相关，与组织承诺显著正相关；年龄、教龄与月工资水平显著正相关，这也符合当前教师工资构成规定，随着年龄、教龄的增长，月工资水平也会同步上升，同时工作干涉家庭、职业倦怠、离职倾向态度均会下降，而组织承诺水平会随之上升。根据表2分析四个主要变量之间的相关关系发现：工作干涉家庭与职业倦怠、离职倾向显著正相关，与组织承诺显著负相关；职业倦怠与组织承诺显著负相关，与离职倾向显著正相关；组织承诺与离职倾向显著负相关，假设H1得到证明。四个主要变量之间的相关关系证明可以进行中介效应分析。

表2 各变量描述性统计结果和变量间的相关（N=302）

（二）模型选择

为了验证工作干涉家庭与离职倾向之间的关系，通过AMOS27.0 软件，应用结构方程模型方法对其进行验证，建立完全中介模型、3个简单中介模型与理论假设模型进行比较。应用AMOS27.0 分别对5种模型进行拟合，结果如表3所示。由表3（见下页）可知，理论假设模型的适配度指数最佳（χ2/df=2.524、RMSEA=0.071、GFI=0.915、CFI=0.984、TLI=0.980），拟合度最好。

在使用AMOS27.0进行数据分析时，根据修正指数MI的建议以及被试者在反馈时提出的意见，职业倦怠量表中去个人化维度问题过于尖锐（对学生所发生的事漠不关心、把学生当成了不具人格的事物、对所教的学生日渐冷漠），难以客观回答，在删除去个人化维度后，模型的适配度指数有所提高（χ2/df=2.316、RMSEA=0.066、GFI=0.930、CFI=0.988、TLI=0.984）。

（三）中介效应分析

设置样本数目为5000个，置信水平为95%，应用PROCESS插件对理论假设模型的中介效应进行Bootstrap检验。检验结果如表4所示。由表4可知，工作干涉家庭对离职倾向的直接效应值为0.55，总间接效应值为0.38。三条中介路径的置信区间均不包含0，证明三条路径的中介效应均是显著的。具体来看：（1）工作干涉家庭→职业倦怠→离职倾向路径效应值为0.14，置信区间为[0.07，0.20]，效果量为36.76%，假设H2成立。（2）工作干涉家庭→组织承诺→离职倾向路径效应值为0.21，置信区间为[0.14，0.30]，效果量为55.08%，中介效应程度最高，假设H3成立。（3）工作干涉家庭→职业倦怠→组织承诺→离职倾向路径效应值为0.03，置信区间为[0.00，0.07]，效果量为8.13%，假设H4成立。

表4 中介效应检验结果

五、结论与讨论

（一）结论

本研究通过问卷调查获取实证数据，探讨了工作干涉家庭对教师离职倾向的影响机制，得到了一些有价值的结论：

（1）工作干涉家庭能够直接预测教师离职倾向；

（2）工作干涉家庭通过职业倦怠进而影响教师离职倾向；

（3）工作干涉家庭通过组织承诺进而影响教师离职倾向；

（4）工作干涉家庭通过职业倦怠与组织承诺的链式中介作用影响教师离职倾向；

组织承诺是离职倾向的重要预测变量，然而现有研究鲜有关注组织承诺受何种因素影响进而对离职倾向产生预测。本研究选取工作干涉家庭作为自变量，职业倦怠与组织承诺作为中介变量，试图检验工作干涉家庭如何通过职业倦怠与组织承诺共同影响离职倾向。

（二）工作干涉家庭对离职倾向的直接作用影响

本研究的H1假设得到验证。教师工作的特殊性决定了其工作内容与时间边界的模糊性，很容易产生工作干涉家庭现象。2021年颁布的“双减”政策文件中明确指出“引导学生自愿参加课后服务。课后服务结束时间原则上不早于当地正常下班时间”，随着各地积极推进试点工作，学生的减负效果取得了明显的成效，但随之而来的就是教师工作量的加大。尤其是对进入工作不久、刚刚组建家庭、子女年龄较小的教师来说，当工作过多占用家庭陪伴时间后，工作干涉家庭现象会越来越严重，从而使教师产生不利于工作的心态，进而影响工作效率。

（三）职业倦怠与组织承诺的中介作用

在上述基础上，本研究的H2、H3假设得到验证。现有研究表明，职业倦怠现象受到职业压力、教学效能感、[25]物质主义[26]等因素的影响，进而产生离职倾向。组织承诺一直是学者们预测离职倾向的重要变量。本研究发现工作干涉家庭可以通过职业倦怠和组织承诺影响离职倾向。这说明工作干涉家庭现象较严重的个体一方面受到会产生较高的职业倦怠，另一方面也会使组织承诺水平降低，从而表现出较高的离职倾向。这一发现丰富了工作干涉家庭影响离职倾向的中介机制研究。

（四）职业倦怠与组织承诺的链式中介作用

本研究的H4 假设也得到验证。即职业倦怠和组织承诺工作干涉家庭与离职倾向间起链式中介作用。也就是说，相对于低工作干涉家庭的个体而言，高工作干涉家庭的个体在工作任务中会产生更多的职业倦怠，进而会使组织承诺水平降低，为了缓解组织承诺水平，个体会消耗更多的时间平衡工作家庭关系，如果得不到缓解，离职倾向的风险就会提升。