彭 佳，于海波，高琳然

(1.东北师范大学 教育学部，吉林 长春 130024；
2.东北师范大学 物理学院，吉林 长春 130024)

教师职业幸福感是衡量教师职业生存与心理状态的重要指标，是影响教师队伍稳定性、学校办学品质与学生学业表现的重要因素，也被视作地区教育发展健康程度的重要指标。当前在我国乡村振兴、提升乡村教育质量促进教育公平的大背景下，作为乡村教育“神经末梢”的乡村小学，由于规模之小、地处偏远、资源短缺等问题，教师队伍建设常年面临“贤才难招、现才难留、英才难育”的困境。乡村小学教师的社会地位由原来的“文化传承者”沦为乡村社会“边缘化的打工者”，被视为“弱者中的弱者”[1]。尤其是作为乡村教师队伍中最具生命力与潜力的青年教师群体，由于受到单一城市教育文化取向、城乡择业趋利性选择、缺乏乡村任教专业胜任力以及“乡村即落后”的固化标签思维影响，导致其职业幸福感与坚守意愿普遍不高[2]。

为此，近年国家出台了一系列稳定和加强乡村教师队伍建设的相关政策，旨在通过改善乡村教师工资福利待遇、职称评定、荣誉制度与生活补助等供给侧改革方式，提高教师职业幸福感，减少青年教师流失。但由于城乡教育差距悬殊、乡村教育资源短缺、编制紧张等客观因素的羁绊，部分乡村教师支持政策陆续出现失真、无力、重形式、轻程序等问题[3]。于海波等人的调查研究表明，农村义务教育阶段职业内流动教师群体中，青年教师占比78.47%[4]173，乡村青年教师获得感偏弱，闲暇、专业、社会、精神生活满意度、职业幸福感与留岗意愿普遍不高[5,6]。因此，如何有效提高乡村青年教师的职业幸福感已成为教育部门亟需解决的重要问题。

为了探究影响政策效益乏力的边际条件与关键要素，本研究尽量避免泛化的影响因素研究模式，从乡村小学青年教师身处的教育生态中观-学校工作特征、微观-个体心理特征两个层面出发，分别引入中观-工作特征模型(以下简称：JD-R)和微观-自我决定理论(以下简称：SDT)，探讨各层次变量对教师职业幸福感的影响效果及其作用规律，尝试回答以下问题：

(1)乡村小学青年教师职业幸福感现状如何？在不同任教动机教师之间是否存在显著差异？

(2)学校工作特征与教师个体心理资源对乡村小学青年教师的职业幸福感是否存在影响？影响效果如何？谁的影响效果更大？

(3)不同任教动机的教师在学校工作特征、个体资源对职业幸福感的影响之间是否存在差异？即任教动机在其中是否起到调节作用？

从主观幸福感理论来看，职业幸福感是指教师对工作与自身职业的一种情感体验和认知评价，具体表现为较高的工作满意度与较低的职业倦怠[7]。以往的研究主要从工作满意度、工作投入、职业倦怠、离职意愿等指标评估个体的职业幸福感[8,9]。其中，职业倦怠代表了工作情感体验中的消极方面，工作满意度反映了工作认知评价中的积极方面[10]。

面对乡村青年教师职业幸福感不高的问题，很多研究者开始进行影响教师职业幸福感相关因素的研究。已有实证研究表明除了宏观政策支持、客观职业社会地位以外，中观学校办学品质、工作特征，微观教师个体特质、工作动机、主观阶层感知以及教学中的职业技能、教学胜任力等也是影响职业幸福感的重要因素[11]。

(一)工作特征与职业幸福感

在相同的政策支持、经济基础与地域条件下，处于不同办学形态、工作环境与办学条件中的青年教师可能会表现出不同的情感归属与工作满意度，可见教师所在学校中观-工作环境与特征对教师身心状态起到一定的作用，如学校绩效工资福利待遇、同事互动交流水平、决策共享、工作氛围、学校周边环境与具体的工作要求等。

大部分从中观-工作场域出发探讨教师职业幸福感影响因素的研究认为学校工作特征对教师主观情感体验与认知评价倾向存在显著预测作用。在职业幸福感研究领域，较具影响力的JD-R模型将工作中影响工作者身心健康的工作特征分为工作要求(job demands)和工作资源(job resources)两大类[12]。其中，工作要求是指工作中需要教师持续不断地付出身体或心理努力的因素，主要包括工作压力、角色冲突、去个性化、情绪耗竭等，与身心的消耗有关；
而工作资源作为工作中能为教师提供物质、心理、组织支持的因素，主要包括政策支持、自主权、决策共享、同事合作、工资报酬、专业发展等[13]，可以帮助教师顺利达成工作期望与目的，形塑积极工作态度，激发工作投入，有利于教师长远的专业发展与工作满意度提升。已有研究基于JD-R模型从“工作要求-负向损耗”(行政压力、学生问题行为、家长要求等)和“工作资源-正向增益”(同事支持、学生认可、物质回报等)双路径证明了基础教育班主任的工作特征可以直接影响工作满意度与留岗意愿[14]。另外，根据“缓冲假设”即工作资源可以缓冲工作要求的负向影响，以及“应对假设”即在高工作要求环境下，工作资源对动机的激发作用更显著，JD-R模型提出“工作要求-工作资源”之间的交互作用对职业心理健康具有重要影响。基于此，本研究提出以下假设。

H1a：工作要求负向预测乡村小学青年教师职业幸福感。

H1b：工作资源正向预测乡村小学青年教师职业幸福感。

H1c：工作资源与工作要求对乡村小学青年教师职业幸福感起到交互作用。

(二)个体资源与职业幸福感

那么，为什么在相同的办学条件、工作氛围、领导支持的工作环境中，有的青年教师入职一段时间之后会出现倦怠情绪与离职意愿，而有的则会表现出更强的工作投入、使命感和幸福感？仅考虑中观-工作特征已不能给出合理的解释，需要同时考虑到教师个体特征的作用，例如教师个体资源与个体差异。

随着积极心理学的兴起，“个体心理资源”作为个体资源变量最早进入研究者的视野，个体资源成为工作资源的重要补充，被引入到JD-R模型中。其中，心理资本作为一种特殊的心理资源，卢森斯(Luthans)等人认为自我效能感、希望、乐观和坚韧性四种积极心理资本，能够促使个体实施积极的行为并产生积极的影响[15]，并且实证研究表明心理资源与工作绩效、工作满意度、组织承诺、主观幸福感均呈正相关[16-18]，与离职意愿与职业倦怠呈负相关[19,20]。可见，教师个体心理资源作为一种积极心理素质，有利于教师专业发展与职业幸福感提升。对于教师这一职业来说，教师的个体教学效能感作为积极心理资本，是指教师确认自己在教学工作中能够有效完成教学任务的一种信念与能力知觉。高教学效能感可以缓解职业压力，减少情绪衰竭和去人格化的程度[21]。基于此本研究提出以下假设。

H2a：乡村小学青年教师个体教学效能对职业幸福感具有显著正向预测作用。

需要注意的是，个体的情感与认知之间并非界限分明，两者之间可以相互作用，根据认知情感理论，认知单元能够影响情感单元。这表明教师对所在工作场域内的职业角色认知会影响其对工作与职业的情感体验。具体来说，职业认同作为积极心理资源，拥有较高职业认同的教师能够以更积极、乐观的心态投入到日常工作任务中[22]。根据霍布福尔(Hobfoll)提出的资源增益螺旋[23]，这进一步增加了积极心理资源的获得与存储能力，拥有富足的心理资源的教师不易遭受消极情绪的干扰，进而减少职业倦怠提高工作满意度。科尔(Cole)的研究结果也证实了职业认同等积极心理资本可以通过影响个体的主观满意度，进而影响到员工的职业流动行为[24]。基于此本研究提出以下假设。

H2b：乡村小学青年教师职业认同对职业幸福感具有显著正向预测作用。

同样，教师的学校适应力作为教师职业心理素质与心理资源，是教师根据所处学校的办学条件、人际关系、管理模式、办学理念、传统文化与生源素质等客观条件，动态调节自身的工作目标与行为方式的能力[25]。已有研究表明，新任教师可能由于工作实际与期望不符，适应领导、同事、家长等人际关系困难，所学教学理论知识与实际教学情境脱节等“现实冲击”触发负面情绪，或由于个人工作价值观、目标与学校不一致引发的“形象冲突”导致职业倦怠与离职意向[26,27]。可见对于乡村青年教师来说，乡村学校生活适应力是其形成职业认同，影响职业幸福感与离职意愿的关键心理素质。拥有良好乡村学校生活适应力的青年教师可以通过积极主动的单位文化融入、人际关系沟通、班级管理调控等手段更好地应对乡村学校生活中可能遇到的“现实冲击”，动态调节“形象冲突”，进而保持良好的工作状态与投入，减少职业倦怠与离职意向的可能。基于此本研究提出以下假设。

H2c：乡村小学青年教师学校生活适应力对职业幸福感具有显著正向预测作用。

个体资源除了心理方面，还包括身体、情感、知识与技能等多种类型[28]。具体来说，身体方面的资源包括健康、活力、能量和睡眠，其中身体健康作为生理性个体资源，是教师幸福的基本保障，是青年教师任教乡村的动力源泉，是职业认同、教学效能、学校生活适应力等心理资源获得与发展的重要前提。在2020年1月OECD发布的《教师职业幸福感：数据收集与分析框架》报告中更是将“健康幸福感”作为教师职业幸福感的观测维度之一加以考察[29]。基于此本研究提出以下假设。

H2d：乡村小学青年教师身体健康对职业幸福感具有显著正向预测作用。

(三)工作动机与职业幸福感

教师的个体特征除了个体资源还包括个体差异。其中，工作动机作为认知层面的个体差异，体现了教师对工作的认知、看法和工作取向，属于一种比较稳定的内隐个人特征。1985年，美国心理学家德西(Deci)等人在整合人类内化理论与个体因果定向理论的基础上提出了自我决定理论(Selfdetermination Theory，SDT)，该理论强调内部自主动机是影响个体幸福感的关键因素。从SDT理论视角来看，教师做出乡村小学任教这一职业行为决策时，由于感受到乡村任教行为意愿中自主性成分的不同，其任教动机可以分为自主性动机(内部自主的)、控制性动机(受外部控制的)和去动机(非个人的)三类，三者处在自主性程度逐渐变化的连续体上[30]。大量研究检验了自主性动机和控制性动机带来的不同效应，发现控制性动机与职业倦怠呈正相关，而自主性成分更高的自主性动机更有益于教师个体发展与工作满意度提升。因为自主性动机较强的老师，乡村小学任教行为代表着更多的自我选择，这类教师在未来的工作中更加积极主动，感知到的幸福感更强[31]。与之相反，去动机代表一种缺少意愿的状态，表现为教师认为当初做出乡村小学任教职业选择的原因与自身无关，这类教师在工作过程中，经常会感觉无意愿、无价值、缺少胜任力与控制感，长此以往容易引发去人性化、低成就等职业倦怠感。基于此，本研究提出以下研究假设。

H3：乡村小学青年教师任教动机中的自主性程度越高，其职业幸福感越强。

另外，SDT子理论“因果定向理论”强调个体具有稳定地感知外部活动的自我决定程度的倾向[32]。这表明，青年教师在进行乡村小学任教职业抉择时，考虑到的内、外影响因素由于不同教师的个人特征、心理需求存在一定的因果定向，而这一因果定向作为稳定的人格特质体现了教师个体在工作中的自主需求与工作价值取向，将持续影响教师未来的教学工作、职业体验、心理状态与职业生涯。

2011年布鲁梅尔赫伊斯(Brummelhuis)等人的研究进一步发现：工作动机/取向在JD-R模型对教师职业倦怠与工作满意度的影响中起调节作用，认为内部动机弱的人，工作资源的减少会加剧职业倦怠的发生，而外部动机较高的人，工作要求的增加会加速职业倦怠的产生[33]。并且，相对于内在工作取向的人，增加工作资源更有利于促进外在工作取向的教师的未来工作投入与职业幸福感[34]。基于此，本研究提出以下研究假设。

H4a：不同任教动机在工作特征对职业幸福感的影响中起到调节作用。

H4b：不同任教动机在个体资源对职业幸福感的影响中起到调节作用。

综上可见，教师的职业幸福感不仅受到中观-学校场域工作特征的影响，也会受到微观-教师个体资源与任教动机等因素的影响，其中任教动机作为一种比较内隐与稳定的因果定向人格特质，一定程度上反映了教师的工作取向，在教育生态“中-微观”因素影响教师职业幸福感的过程中起到调节作用。具体的理论假设模型如图1所示。

图1 理论假设模型

(一)数据来源

研究选取目标学校类型为教学点、村小与乡镇小学，并参考《中长期青年发展规划(2016-2025年)》中关于青年的年龄界定，最终将“乡村小学青年教师”定义为在乡镇或村屯小学任教，年龄在20～35周岁的青年教师[35]。所用数据来自于教育部人文社会科学重点研究基地东北师范大学中国农村教育发展研究院2018年《乡村教师支持计划(2015-2020年)》实施评估的调查数据，样本数据涵盖东部、中部、西部三个地区的18省35县，有效减少了数据的地域差异性，共收回乡村小学青年教师有效问卷7606份。其中，来自教学点教师1044人(13.73%)，村小3525人(46.36%)，乡镇小学3037人(39.93%)；
男教师1524人(20.00%)，女教师6082人(80.00%)；
最高学历在本科以下的教师1654人(21.17%)；
本校在编教师5582人(73.39%)；
师范毕业5719(75.20%)；
跨年级任教3841人(50.05%)；
任教3门以上学科的有2835人(37.30%)。

(二)核心变量与测量

1.职业幸福感

本研究选取积极认知评价“工作满意度”以及消极情感体验“职业倦怠”正反两个维度表征教师职业幸福感。情感体验用“职业倦怠(反向)”进行表征。职业倦怠采用马斯拉赫(Maslach)编定的职业倦怠量表(MBI)量表[36]，包括“我经常对我工作的价值产生怀疑”等9道题目采用六点李克特量表；
认知评价的代表变量为“工作满意度”。教师工作满意度包括“我对自己的职业角色感到满意”等6道题目，采用五点李克特量表计分形式，总体累积方差解释率为71.406%。

2.工作特征

学校-工作特征中的工作要求由“工作压力”变量表征，工作资源由“决策共享、学校周边环境、同事互动交流、工资待遇”四个变量代表。其中，工作压力主要参考科珀(Copper)和马歇尔(Marshall)对于工作压力源的界定[37]，结合教师工作岗位特征，要求教师在面对学生安全责任、学业成绩、处理行政事务、职称晋升等容易产生工作压力的11项压力源进行评估，并在1～9之间进行打分(1表示没有压力，9表示极大压力)，得分越高说明教师在相应压力源下的压力越大。

3.个体资源

教师个体资源主要包括“职业认同、个体教学效能、学校生活适应力、身体健康”四个变量，以上各变量信效度指标均在合理范围内(详见表1)。

表1 核心变量选取与测量

4.任教动机

研究将调查问卷中涉及教师当年选择到乡村任教的影响因素作为任教动机指标。采用探索性因子分析对问卷中的13个影响因素题项进行分析，通过探索性适度检验KOM=0.832，大于0.7，表明各影响因素间的信息重叠较多，适合进行因子分析[38]。剔除因子载荷小于0.450的题项，最终保留12道题目。按照因子特征值大于1的原则，通过主成分分析法提取因子并进行方差极大旋转后得到4个特征值大于1的因子，方差累计贡献率达到67.826%，表明提取的4个因子能够比较充分地解释并提取原指标中的绝大部分信息。

接下来根据因子负载情况与因子特征进行公共因子命名：因子(F1)包含3个题项，动力来源主要为喜欢当老师、想为乡村教育做贡献、受榜样力量影响，因此命名为“内部-自我实现”动机；
因子(F2)包含3个题项，动力来源主要为教师在乡村有一定地位、工资待遇有吸引力、乡村教师政策倾斜力度大，因此命名为“外部-社会资本与工作资源”动机；
因子(F3)包含4个题项，动力来源主要为工作压力小、喜欢乡村生活、生活成本低、离家近，因此命名为“外部-乡村生活便利与舒适度”动机。因子(F4)包含2个题项，动力来源主要为家里人的要求、没有更好的工作，这类影响因素中教师无法自我决定，根据“自决理论”选择乡村任教是没有选择之下的无奈之举，因此命名为“去动机”因素。公共因子的计算函数：

(1)

其中Xi是第i个指标标准化后的数值，Wj是该指标在Fj公共因子上的得分系数，对4个因子进行计分。接下来通过自我决定动机计算公式：自我决定动机=3×F1+F2-F3-3×F4，对任教动机中的自主性指标进行计算[39]。

(三)共同方法偏差检验

研究采用问卷法通过自评方式收集数据，测量的过程中可能会存在共同方法偏差，因此研究采用Harman单因素法来考察共同方法偏差，即对所有变量的测量指标进行未旋转的探索性因素分析。结果显示，共有11个因子特征值大于1，第一个因子的方差解释率为20.49%，小于40%的临界值，说明本研究数据存在共同方法偏差的概率不大[40]。

(一)各变量平均值、标准差与相关分析

将通过探索性因子分析生成的4种乡村任教动机与学校工作特征、个体资源、职业幸福感相关变量进行相关分析(如表2所示)，发现除了工资待遇与工作满意度、工作要求与职业认同之间不存在显著性，其余变量之间均呈显著相关作用。

表2 描述统计、相关分析结果

值得注意的是，自我决定动机与工作满意度呈显著正相关，与职业倦怠呈显著负相关，并且工资待遇负向预测教师自我决定动机。可见，外部物质支持存在以损耗教师内部动机为代价的倾向，教师不带任何自主性的职业选择对职业幸福感存在一定的损害，容易导致职业倦怠引发离职倾向。反之，自主性越强的教师其职业幸福感水平较高，假设H3部分成立。

(二)乡村小学青年教师任教动机类型聚类结果

接下来，为了探索选择乡村任教的不同青年教师工作动机类型，本研究采用层次聚类和K-means聚类分析法，从影响教师任教的众多影响因素中将教师划分为不同类型。首先，对4个动机因子进行标准化处理，消除量纲差异对聚类结果造成的影响；
其次，K-means分类法需要研究者预测类型数量，对于聚类数的确定，研究从“理论、经验和表现特征”三个方面进行分析。结合聚类组内特征相似和组外特征差异原则进行多次聚类结果比较分析，最终选择5类为最终理想的乡村小学青年教师任教动机聚类数。

为了更好地描述5种类型乡村小学青年教师在“自我实现、社会资本与工作资源、乡村生活便利与舒适度、去动机和自我决定动机”上的具体表现特征，对不同类型的教师在5种任教动机维度得分进行了方差分析(如表3所示)，任教动机类型在5个维度上的主效应均显著，说明5种类别可以较好地区分乡村小学青年教师的任教动机特征。根据教师在不同动机维度上的表现特点(如图2所示)，将五类教师分别命名为“随波逐流型、自我实现型、生活享乐型、自我控制型、外控成就型”。

表3 五类任教动机的聚类分析结果与差异分析

图2 五类教师在任教动机各维度中的平均水平

1.群组Ⅰ：随波逐流型

这类教师群体中的内部自我实现与外部乡村生活便利影响因素得分最低，且社会资本与工作资源和去动机水平也处于均值以下，任教动机整体水平最弱，表现出职业方向不确定，缺乏清晰的职业发展规划，乡村小学任教这一职业决策更多出于一种随大流、无自主性的选择。该类教师占总群体的13.08%，据此命名为随波逐流型。

2.群组Ⅱ：自我实现型

这类教师群体中的自我决定动机水平最高，内部自我实现动机得分显著高于平均分，且职业决策时考虑“家里人的要求、没有更好的工作等”无法自我决定的去动机因素水平最低。可见，这类教师群体任教的动力来源主要为“喜欢当老师、想为乡村教育做贡献、受榜样力量影响等”自我实现内部动机，自主性的需求较高，根据马斯洛需求理论，这是一种最高水平的动机。该类教师占总群体的18.66%，据此命名为自我实现型。

3.群组Ⅲ：生活享乐型

这类教师群体的自我决定动机水平最低，内部动机低于均值，且外部社会资本与工作资源需求得分最低，职业选择中的动力来源主要为“工作压力小、喜欢乡村生活、生活成本低、离家近等”外部生活因素，可见该类教师选择乡村任教的动机非工作与职业本身，更多地考虑到家庭、生活便利与舒适度。该类教师占总群体的15.49%，据此命名为生活享乐型。

4.群组Ⅳ：自我控制型

这类教师群体的内部自我实现动机得分最高，但同时职业决策时也会考虑“家里人的要求、没有更好的工作等”无法自我决定的去动机因素。可见该类教师群体相比于自我实现型教师，职业选择的自由度更低，在怀有自我实现的职业追求之外，也会考虑到客观现实因素，可见这类教师更为理性，掌控感需求较高。该类教师占总群体的18.99%，据此命名为自我控制型。

5.群组Ⅴ：外控成就型

这类教师的自我决定与自我实现内部动机显著低于均值，外部社会资本与工作资源得分最高。职业选择动力来源主要为“教师在乡村有一定地位、工资待遇有吸引力、乡村教师政策倾斜力度大等”外部社会资源与工作支持因素。可见该类教师的成就动机较强，其职业选择的影响因素与工作价值取向主要趋向外部成就，因此命名为外控成就型，该类教师占比最大，占总群体的33.78%。

(三)教师个体资源与职业幸福感在不同任教动机类型之间的差异分析

通过事后多重比较，不同类型教师在个体资源与职业幸福感之间存在显著性差异(如表4所示)。在教师个体资源方面，生活享乐型教师的身体健康水平最低，随波逐流型教师在学校生活适应力、职业认同感上表现最差，外控成就型教师的个体教学效能在其他类型教师中得分最低。与之相反，自我实现型教师在身体健康、学校生活适应力、个体教学效能上的得分最高，自我控制型教师的职业认同感最强。可见，内部任教动机较强的教师(自我实现与自我控制型)，不仅自我决定动机水平较高，其个体资源整体水平也较高。而外部任教动机较强的教师(外控成就、随波逐流、生活享乐型)，自我决定动机水平较弱，个体资源也相对匮乏，根据资源损益螺旋，这进一步加剧了心理资源的流失速度，心理资源匮乏的教师更易遭受消极情绪的干扰，进而增加职业倦怠的可能。

表4 不同类型教师的个体资源与职业幸福感差异分析

在职业幸福感方面，生活享乐型教师的职业倦怠水平最高，随波逐流型教师在工作满意度上的得分最低。与之相反，自我实现型教师的积极职业幸福感的预测指标工作满意度最高，其消极职业幸福感的预测指标职业倦怠得分最低，且与其他类型教师存在显著差异。可见，作为自主成分最高的自我实现型教师无论在个体资源还是职业幸福感上的表现均最佳，假设H3得到进一步支持。

(四)任教动机在工作特征/个体资源对教师职业幸福感的影响中起到调节作用分析

接下来，检验工作特征、个体资源是否对教师职业幸福感发挥作用，并分析作用大小在不同任教动机教师群体之间是否存在差异，即检验任教动机在工作特征、个体资源对教师职业幸福感的影响中是否起到调节作用。

1.任教动机调节效应检验

由于任教动机为分类变量，工作特征和教师个体资源为连续变量，研究采用了温忠麟教授提出的分类变量调节效应分析思路：按照教师任教动机类型分组，采用“分组回归”检验不同教师群组中标准化处理后的工作特征与个体资源变量对教师职业幸福感的回归系数，若不同群组间回归系数差异显著，则调节效应存在[41]。由表5可知，在控制性别、第一学历、选拔来源、家庭社会资本等变量一定的情况下，由于教师任教动机的不同，工作特征与个体资源对其职业幸福感的影响强弱存在显著性差异，即任教动机在工作特征、个体资源对教师职业幸福感的影响中起到调节作用，假设H4a、H4b成立。

2.工作特征对教师职业幸福感的影响

通过分组回归发现，学校工作特征变量对乡村小学青年教师工作满意度均具有显著预测作用，其中工作要求对于自我控制型教师工作满意度的负向作用最大，决策共享与工资待遇对随波逐流型教师、学校周边环境对自我实现型教师、同事互动交流对自我控制型教师工作满意度的正向作用最大。

对于职业幸福感的反向预测变量职业倦怠来说，工作要求对于随波逐流型教师职业倦怠的正向预测作用最大；
决策共享对生活享乐与自我控制型教师的职业倦怠不存在预测作用，但对随波逐流型教师职业倦怠的缓冲作用最大；
学校周边环境对自我控制型教师的职业倦怠不存在预测作用，但对自我实现型教师职业倦怠的缓冲作用最大；
同事互动交流对自我控制型教师职业倦怠的负向作用最大，工资待遇对职业倦怠的影响在所有类型乡村小学青年教师群体中均不显著，假设H1a、H1b成立。

3.个体资源对教师职业幸福感的影响

在个体资源方面，如表5所示，个体身心资源除了个人教学效能对生活享乐型、自我控制型教师工作满意度的预测作用不显著以外，其余变量均对工作满意度起到显著正向预测作用。其中，身体健康对外控成就型教师、学校生活适应力对生活享乐型教师、职业认同对随波逐流型教师、个体教学效能感对自我实现型教师的工作满意度正向影响最大。并且，对于乡村小学青年教师来说，个人资源中的职业认同对工作满意度的作用效益最大。

表5 不同类型教师的工作特征、个体资源对职业幸福感影响的分组回归分析

对于职业幸福感的反向预测变量职业倦怠来说，身体健康对所有类型教师职业倦怠均具有显著负向影响，对自我控制型教师职业倦怠的缓解作用最大；
学校生活适应力对于随波逐流型教师的职业倦怠不存在预测作用，但对生活享乐型教师职业倦怠的缓解作用最大；
个体教学效能感仅对自我控制型教师职业倦怠起到一定程度的缓解作用；
值得注意的是，职业认同虽然对于随波逐流、生活享乐型教师的职业倦怠不存在预测作用，但对其他类型教师的职业倦怠起到显著正向影响，其中对自我控制型教师职业倦怠的作用最大。可见，对于乡村小学青年教师群体来说，并不是对教师职业认同感越强，其幸福感越高，假设H2a、H2c、H2d成立，H2b不成立。

(五)工作要求与工作资源对职业幸福感的交互效应分析

最后，对工作要求与工作资源影响教师职业幸福感的交互作用假设进行检验。首先，按前25%和后25%的标准，分别对工作要求与工作资源划分高、低组。如表6所示，双因素方差分析显示，对于乡村小学青年教师工作满意度来说，工作要求仅与工作资源中的“同事互动交流”交互效应显著；
对于职业倦怠，工作要求与工作资源中的“决策共享、学校周边环境、工资待遇”的交互效应显著，假设H1c部分成立。

表6 工作要求与工作资源交互相应分析表

对于学校工作要求来说，整体上工作要求对教师的职业幸福感起到阻碍作用，在工作资源影响工作满意度与职业倦怠的过程中均未起到放大效果，即乡村小学青年教师职业幸福感呈现“高工作要求-工作资源<低工作要求-工作资源”的分布特征。

对于学校工作资源来说，同事互动交流在工作要求对工作满意度的负向影响中起到缓冲作用，工作满意度呈现“高工作要求-低工作资源<低工作要求-低工作资源<高工作要求-高工作资源<低工作要求-高工作资源”的分布特征；
决策共享、学校周边环境在工作要求对职业倦怠的正向影响中起到缓冲作用，职业倦怠呈现“低工作要求-高工作资源<低工作要求-低工作资源<高工作要求-高工作资源<高工作要求-低工作资源”的分布特征。值得注意的是，在低工作要求环境下，工资待遇对教师职业倦怠反而起到正向放大效果，职业倦怠呈现“低工作要求-低工作资源<低工作要求-高工作资源<高工作要求-高工作资源<高工作要求-低工作资源”的分布特征(如图3所示)。

图3 工作要求-工作资源交互作用图

综上研究最终得出结论如下：(1)工作要求负向预测乡村小学青年教师职业幸福感；
工作资源整体对职业幸福感起显著正向预测作用，其中同事互动交流为激励性资源，学校周边环境、决策共享为保障性资源；
工作资源与工作要求对职业幸福感起到交互作用，工资待遇对工作满意度起到正向预测作用，但是在低工作要求环境下，随着工资待遇的提升乡村小学青年教师职业倦怠反而呈现加剧趋势；
(2)教师身体健康、个体教学效能、职业认同、学校生活适应力显著正向预测职业幸福感；
(3)不同任教动机类型在教师个体资源与职业幸福感之间存在显著差异，乡村小学青年教师的职业幸福感呈现“自我实现型>自我控制型>外控成就型>随波逐流型>生活享乐型”的分布特点；
(4)任教动机中的自主性程度越高的教师，其职业幸福感越强，并且任教动机在学校工作特征、教师个体资源对职业幸福感的影响中起到调节作用。

(一)青年教师整体呈低幸福感局面，自我实现类型呈高幸福感状态

结果显示，当前乡村小学青年教师工作满意度均值为3.264，处于中等偏上水平，这说明新时代乡村小学青年教师在乡村振兴战略持续推动下对目前学校工作环境、工作氛围与状态的整体认识与评价较高。但是相对于学历、工作年限、职称相同的城市教师/公务员而言，乡村小学青年教师的工资待遇、专业发展、社会地位满意度分别为2.434/2.373、2.743/2.564、2.634/2.581，相比于工作付出而言，工资待遇、专业发展、社会地位满意度分别为2.432、2.664、2.630。可见，乡村小学青年教师的相对工作满意度较低。此外，职业倦怠的平均分为3.370，处于中等偏上水平，说明乡村小学青年教师职业倦怠感较强，在工作忙碌、工作环境影响睡眠、工作价值怀疑、忽视家人而感到愧疚4个方面的倦怠感最强，分别为4.478、3.953、3.603、3.339，这可能与小学青年教师“繁难怨”的工作常态，以及其“乡贤”角色式微有关。故从认知评价变量工作满意度以及情感体验变量职业倦怠来看，乡村小学青年教师整体呈现低职业幸福感局面。

另外，不同动机类型的教师在职业幸福感之间存在显著性差异。生活享乐型教师的职业倦怠水平最高3.851，随波逐流型教师在工作满意度上的得分最低2.761，与之相反，自我实现型教师的积极职业幸福感预测指标工作满意度最高3.699，其消极幸福感预测指标职业倦怠上得分最低2.802。整体上来看，乡村小学青年教师的职业幸福感呈现“自我实现型>自我控制型>外控成就型>随波逐流型>生活享乐型”的分布特点。这启示我们，可通过激发教师内部自我实现动机，来提升其职业幸福感。乡村学校管理者以及教师队伍建设决策者可以依据任教动机类型，预测哪些教师未来职业幸福感水平较高，以此为依据完善教师补充筛选与考核标准，并根据该类教师的特征、工作取向、自主需求等提出更有针对性的教师职业幸福感提升策略。

(二)关注工作特征的“双路径”影响，以挑战性要求配合激励性资源

研究发现，学校工作特征对乡村小学青年教师职业幸福感均存在一定程度的影响。其中，工资待遇对工作满意度的整体作用效益最大，工作要求、同事互动交流对职业倦怠的增加与缓冲作用效益最大。另外，相比工作资源，工作要求对于幸福感的负向预测变量“职业倦怠”的影响较大，当加入工作要求变量时，模型对职业倦怠的解释率整体提高18.3%；
工作资源对幸福感的正向预测变量“工作满意度”的影响更强，当加入工作资源变量时，模型对工作满意度的解释率整体提高14.6%。本研究从“工作资源”和“工作要求”两个方面对职业幸福感进行工作特征表征，能更精准地把握学校工作场域内，乡村小学青年教师职业幸福感“增益与损耗”的双路径影响及其作用机制，有利于从正反两面共同探究与分析提高教师职业幸福感的有效路径与措施。这一结论一定程度上证明了JD-R模型在乡村教育领域的适用性与应用价值。

值得注意的是，虽然工作要求整体呈现出一种不利于教师身心健康、目标完成与职业幸福的趋势，但随着研究的不断深入，JD-R模型根据压力源的作用效果与性质的不同将工作要求分为“工作阻碍”和“工作挑战”两种。阻碍性压力源代表不利于目标实现与工作投入的，聚焦情绪威胁性的工作要求，例如，情绪要求、学生不良行为和升学考试压力等；
挑战性压力源则代表可以给教师个体带来成长与专业发展的，聚焦问题解决，可以通过努力克服的工作要求，如工作负荷、教学工作时间与角色压力等[42]。由于本研究工作要求选取教师所在学校不同情境下的工作压力源进行综合考察，整体上对职业幸福感呈现负向影响，为阻碍性工作要求。这为JD-R模型的“应对假设”在本研究中不成立提供了一定程度的解释。

同样，工作资源根据是否激发工作投入可以细分为“保健资源”和“激励资源”。其中，保健性资源主要指工作环境、工资待遇、物质奖励等外部因素，可以有效缓解职业倦怠，但对工作投入与内部动机激发不起正向预测作用；
激励性资源多指与工作本身相关的因素，比如决策参与、专业发展机会、领导支持等，不仅可以缓解职业倦怠，还能正向预测工作投入与幸福感。由交互作用检验可知，同事互动交流在工作要求对工作满意度的负向影响中起到缓冲作用，决策共享、学校周边环境在工作要求对职业倦怠的正向影响中起到缓冲作用，可见对于乡村小学青年教师来说同事互动交流为激励性资源，决策共享与学校周边环境作为保障资源。值得注意的是，虽然工资待遇对工作满意度起到正向预测作用，但是在低工作要求环境下，随着工资待遇的提升，乡村小学青年教师职业倦怠反而增加。这说明，外部物质与奖励支持要以一定程度的工作要求为基础才能起到缓解教师职业倦怠的效果。这警示我们，过于宽松与自由的学校人事管理风格存在较大风险，容易滋养青年教师散漫无序的工作态度与作风。学校管理者在办学过程中，应设置适当的挑战性工作要求与自主权利限制，配合激励性工作资源支持，为教师提供一定的工作目标与努力方向，长期来看有利于教师职业幸福感的可持续性提升。

(三)重视新乡贤职业认同波动，激活个体资源以促职业幸福

研究发现，教师个体特征对职业幸福感均存在一定程度的影响，当加入个体资源变量后工作满意度和职业倦怠的解释率分别提升了11.3%、10.6%。其中，个体资源中的职业认同对工作满意度的整体作用效益最大，身体健康与职业认同对职业倦怠的缓冲作用较强。另外，不同动机类型教师的个体资源存在显著性差异。自我实现型教师在身体健康、个体教学效能、学校生活适应力方面的得分最高，自我控制型教师的职业认同感最强。与之相反，随波逐流型教师在学校生活适应力和职业认同上的得分最低，生活享乐型教师的身体健康水平最低，外控成就型教师的个体教学效能最低。

已有研究表明，激活个体资源是培养教师社会情感能力与职业幸福感的重要途径[43]。为此，可以采取一定措施有效激活教师个体资源，例如：(1)关注教师的身体健康状况，学校可通过定期体检，建立教师健康体检档案，也可提高教师对自身健康状况的关注意识，帮助教师养成健康的生活方式和行为习惯；
(2)学校管理者要建构教师职业幸福感支持体系，帮助教师建立学校的情感连接与组织承诺、为教师提供深造或学历进修机会、职称晋升空间、专业发展机会与平台，提升职业认同感；
(3)高等师范院校的教师教育课程体系可以设计关于乡村教育类的课程，例如，可以设计乡村社会学、乡村教育学理论课程，增加乡村微格训练、乡村复式教学技能训练，提供乡村学校实习与实践机会等措施，帮助师范生体验真实乡村教学，提升乡村教学效能感与胜任力；
(4)教师专业培训科研机构可以开发教师社会情感能力与情绪智力相关的学习项目，为教师提供面对工作压力、人际冲突、课堂管理、学生社会情感需求的回应方法等系列培训，提高教师的学校生活适应力与社会情感能力。

(四)区分不同任教动机类型，分类施策提高干预匹配度

研究表明，不同任教动机的乡村小学青年教师群体之间的自我决定动机水平存在显著差异，自主性水平越高的教师其职业幸福感越强，并且不同任教动机在中观-工作特征、微观-个体资源对职业幸福感的影响中起到调节作用。这一结论与以往研究相一致[44]，这在一定程度上检验了SDT理论中的“因果定向”在乡村小学青年教师群体中的适用性。

从工作特征对职业幸福感影响的角度来看，随波逐流型教师职业倦怠受工作要求的影响最大。另外，工作资源中的决策共享对于随波逐流型教师、学校周边环境对自我实现型教师、同事交流互动对自我控制型教师、工资待遇对随波逐流型教师职业幸福感的提升起到关键作用。生活享乐型教师职业幸福感受工作特征的影响在所有教师群体中最小。从个体资源对职业幸福感影响的角度来看，学校生活适应力是生活享乐型教师提升职业幸福感的关键心理资源，职业认同对于随波逐流型教师工作满意的提升最为显著，个体教学效能与身体健康对自我控制型教师职业倦怠起着较大的缓解作用。这启示我们，由于教师任教动机与自我定位存在差异，个体的心理需求场不同，需要学校领导未来多关注到青年教师群体的深层心理需求与工作动机，区分不同动机类型的教师群体，识别影响各类型教师群体职业幸福感的关键因素，使不同类型教师在精神上获得相匹配的组织支持，促进工作动机内化，进而达到有效提升教师职业幸福感的目的。

基于以上讨论与结论，本研究检验了SDT理论和JD-R模型在乡村教师队伍中的适用性，在一定程度上拓展了教师职业幸福感的中观-工作特征变量、微观-个体资源等前因变量及其作用机制。但研究亦存在一定的不足之处。首先，研究对象为乡村小学青年教师这一特殊群体，研究结论与心理作用机制可能存在一定的群体特殊性，推广范围有限；
其次，本研究采用横断面研究数据，并不能揭示变量间的因果关系，今后可考虑采用实验设计或纵向追踪研究来检验本研究的结果；
再次，研究主要基于教师的问卷调查，采用自我报告的形式收集数据，往后可考虑综合运用领导评定和同事互评等方式收集数据，并考虑针对典型案例进行个案与质性研究，展开混合式研究深化对教师职业幸福感作用机制的解释与理解水平。

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