《鄉村教師支持計劃》如何影響鄉村小規模學校教師的留崗意愿*
——基于職業認同與工作滿意度的一個有調節的鏈式中介模型

彭 佳 于海波

一、問題提出

隨著我國經濟社會步入現代化發展階段，對農村義務教育不斷提出新要求，2019年中共中央、國務院頒發的《中國教育現代化2035》中明確要求提升縣域內義務教育均衡化水平，保障農村每一個學生都能在家門口享受到公平而優質的教育[1]。鄉村小規模學校正是后撤并時代為了保障農村適齡兒童可以就近上學接受義務教育，得以恢復與發展的一種辦學形態。作為農村教育“神經末梢”的小規模學校，存在著規模小、地處偏遠、資源短缺等問題，教師隊伍建設面臨著“賢才難招、現才難留、英才難育”的困境[2]。已有相關研究表明，只有10.50%的師范生愿意在鄉村從教3年以上，尤其是鄉村青年教師表現出的高流動性，使得部分村小出現教師年輕化與老齡化并存，教師隊伍結構性與穩定性日益嚴重等問題[3-5]。面對中老年教師“流不動”，青年教師“留不住”的局面，如何提高鄉村教師留任意愿已成為教育部門需要解決的首要問題。為破解這一難題，2015年國務院辦公廳頒布的《鄉村教師支持計劃（2015—2020年）》（以下簡稱《計劃》）中明確提出發展鄉村教育教師是關鍵，旨在通過改善鄉村教師工資與福利待遇、榮譽制度與生活補助等供給側改革方式，提高教師職業認同與工作滿意度，進而減少鄉村教師流失。但由于城鄉教育懸殊、鄉村教育資源短缺、編制緊張等客觀因素的羈絆，部分鄉村教師補給政策執行陸續出現失真、無力、偏差、重形式等問題[6]。

截至目前，《計劃》已滿實施期限，但實施效果、效果作用路徑與機制等方面的相關實證研究還比較欠缺。教師留崗理論模型之“教育環境模型”認為教育環境由相互聯系的微觀、中觀、外部和宏觀四個系統組成。以往關于政策實施的評估主要從外部系統出發研究其對于教師流動的直接影響[7]，較少涉及微觀心理因素，例如氛圍感知、情感承諾、職業認同與工作滿意度在其影響路徑中扮演的角色與作用。因此，研究以鄉村小規模教師作為研究對象，挖掘《計劃》實施背景下，教師從《計劃》政策支持感知到最終作用于流動職業決策所經歷的潛在心理因素與內在作用路徑。這對于評估《計劃》實施效果，加強新時代鄉村教師隊伍穩定性，以及為后續相關政策制定與執行提供更加適切的政策建議具有重要意義。

二、文獻綜述與研究假設

（一）《計劃》政策支持的影響

留崗意愿是能夠穩定預測留崗行為的有效指標，對于教師這一職業而言，即教師從教一段時間之后，經過深思熟慮與利弊分析，仍愿意繼續留在原工作崗位的意圖與傾向[8]。目前，農村地區教師流失率是全國平均水平的2～3倍，農村地區教師流失率遠大于城市地區，并且隨著鄉村小學規模減小，教師流失率呈逐步增加趨勢[9-10]。已有研究表明，《計劃》實施以來，顯著激發了鄉村教師的自我效能感與職業認同，對于提高鄉村教師工作滿意度、職業幸福感與留崗意愿具有正向影響[11-12]。也有實證研究發現，優秀退休教師對教育部、財政部制定的《銀齡講學計劃實施方案》的政策認知與政策保障感知對其參與意愿起到促進作用[13]?；诖?，研究提出以下假設：

H1a：鄉村小規模學校教師《計劃》政策支持感知對留崗意愿具有正向預測作用；

H1b：鄉村小規模學校教師《計劃》政策支持感知對職業認同具有正向預測作用；

H1c：鄉村小規模學校教師《計劃》政策支持感知對工作滿意度具有正向預測作用。

（二）職業認同與工作滿意度的獨立中介作用

面對鄉村教師留任率低的問題，很多學者開始嘗試從個人因素、家庭特征、工作特征、外部環境等層面進行影響教師流動的因素研究。其中不乏從職業心理特征變量來探討其對于職業流動意愿的影響，心理學強調“主觀體驗”對于職業流動的重要性，相關研究表明職業認同、情感承諾、工作滿意度等心理變量均與職業流動意愿存在顯著性負相關[14]。教師的職業認同作為一種職業積極心理資本，是教師對自身職業與內化職業角色的積極認知、體驗和行為傾向[15]，是職業動機與價值觀的外在表現，可以顯著正向預測教師的留崗意愿。已有研究以幼兒園教師為對象，發現教師組織、職業認同可以作為學校工作壓力與離職傾向之間的中介變量[16]?；诖?，本研究提出以下假設：

H2a：鄉村小規模學校教師職業認同對留崗意愿具有正向預測作用；

H2b：鄉村小規模學校教師職業認同在《計劃》政策支持感知與留崗意愿之間起到中介作用。

同樣，作為職業心理變量的工作滿意度也是衡量教師工作狀態、預測工作績效的重要指標，是教師對自身從事職業、工作條件與狀態的一種帶有情緒色彩的感受與評價[17]。教師工作滿意度與流動意愿之間有著密切的聯系，已有學者發現工作滿意度對離職傾向具有的負向預測作用，在教師工作特征與留崗意愿之間起到部分中介作用[18-20]。并且中學教師工作滿意度、職業倦怠、流動意愿在城鄉之間存在一定差異，農村教師中感到工作不滿意與職業倦怠的比例更高，如果重新進行職業選擇，相比于城市教師，農村教師更多的不會再選擇教師職業?；诖?，本研究提出以下假設：

H3a：鄉村小規模學校教師工作滿意度對留崗意愿具有正向預測作用；

H3b：鄉村小規模學校教師工作滿意度在《計劃》政策支持感知與留崗意愿之間起到中介作用。

（三）職業認同與工作滿意度的鏈式中介作用

需要注意的是，職業認同與流動意愿的關系之間還另有中間變量。已有研究表明，工作滿意度在職業認同與調換學校意愿之間起到完全中介作用[21]。從認知—情感系統理論來看，個體的情感與認知單元之間是可以相互作用的，認知單元能夠影響情感單元[22]。這表明教師對所在工作場域內的職業角色認知會影響其對工作與職業的滿意程度這一情感變量。具體來說，較高職業認同的教師能夠以更積極、樂觀的心態投入到日常工作任務中[23]。根據霍布福爾（Hobfoll）提出的資源增益螺旋[24]，這進一步增加了積極心理資源的獲得與存儲能力，擁有富足的心理資源的教師不易遭受消極情緒的干擾，進而減少職業倦怠，提高工作滿意度?？芾眨–ole）的研究結果也證實了職業認同等積極心理資本可以通過影響個體的主觀滿意度，進而影響到員工的職業流動行為[25]。

結合上文假設，研究進一步認為職業認同和工作滿意度在《計劃》政策支持感知與留崗意愿之間起到鏈式中介作用。即在《計劃》政策實施背景下，鄉村教師對《計劃》政策支持認知與滿意程度會影響其對自身職業、角色的認識與體驗（職業認同），進而作用于教師對所在學校的工作內容、環境的整體感受與評價（工作滿意度），最終影響職業流動這一行為決策。因此，提出以下假設：

H4：鄉村小規模學校教師職業認同和工作滿意度在《計劃》政策支持感知與留崗意愿之間起到鏈式中介作用。

（四）鄉村發展信心的調節作用

進一步從社會生態系統理論來看，個體無法完全脫離環境獨立存在，其心理狀態與行為表現在某種程度上是環境塑造的，個體的行為（例如留崗）會受到教師職業心理、組織情境、政策支持、社會結構和文化環境等從微觀到宏觀多層次因素的影響，是各個影響因素跨層次相互作用與博弈的結果[26]。其中，教師對于學校所在鄉村的現代農業發展、鄉村生態環境治理、農民精神面貌改善、民生保障水平等方面的未來發展水平的信心是外部系統作用于教師微觀心理的重要變量?；诖?，本研究認為鄉村發展信心作為鄉村小規模學校教師對所在鄉村未來發展與振興的心理預期，對職業流動意愿具有一定的影響，并且主要通過作用職業認同與工作滿意度等微觀心理變量，交互作用于留崗意愿。即鄉村小規模學校教師的鄉村未來發展與振興預期越高，《計劃》政策支持感知對職業認同的正向作用越強，職業認同與工作滿意度在《計劃》政策支持感知對教師留崗意愿之間的鏈式中介作用也越強。因此提出以下假設：

H5：鄉村發展信心通過增強《計劃》政策支持感知對職業認同的正向影響，進而調節職業認同與工作滿意度在《計劃》政策支持感知對教師留崗意愿間的鏈式中介作用。

通過梳理上述文獻可知，鄉村教育的發展離不開穩定優質的教師隊伍，鄉村小規模學校教師對《計劃》政策支持感知、自身職業認同、工作的滿意程度和留崗意愿不僅關系到自身福祉與專業發展，也是影響農村小規模學校教師隊伍穩定與辦學品質提升的重要因素。

三、研究方法與設計

（一）數據來源

本研究將鄉鎮以下的“教學點和村小”設置為鄉村小規模目標學校，選取其中的教師作為研究對象。所用數據來自教育部人文社會科學重點研究基地——東北師范大學中國農村教育發展研究院2018年《鄉村教師支持計劃（2015—2020年）》實施評估的調查數據，樣本數據涵蓋東部、中部、西部三個地區的18省35縣，有效減少了地域差異性，共收回鄉村小規模學校教師有效問卷14477份。其中男教師6292人（43.5%），女教師8185人（56.5%）；最高學歷為本科以下的教師7683人（53.07%）；教齡在20年以上的6602人（45.60%）；有編制12127人（83.77%）；跨年級任教7139人（49.31%）；任教學科數在4～6科的有4900人（33.84%）?？梢?，鄉村小規模學校教師存在學歷程度不高、老齡化嚴重、跨學年與學科任教等問題。

（二）變量與測量

1.留崗意愿

教師留崗意愿為單項問題，采用五點李克特量表計分形式，分別為1“非常不愿意”到5“非常愿意”，得分越高說明教師留崗意愿越強。

2.《計劃》政策支持感知

《計劃》政策支持感知主要由“政策認知”以及“政策滿意度”兩個維度組成，其中政策認知為教師對《計劃》《鄉村教師生活補助政策》以及省《計劃-實施辦法》的了解情況，例如“您對貴省的《鄉村教師支持計劃》實施辦法的了解程度如何？”與政策滿意度一起共5道題目，均采用五點李克特量表計分形式，得分越高說明教師的政策支持感越強，其α系數為0.901，測量結果可靠。因子分析的KMO值為0.793，Bartlett’s球形檢驗中p<0.001，總體累積方差解釋率為72.165%。

3.職業認同

職業認同包括“從事教師職業，我感到很自豪”等5道題目，均采用五點李克特量表計分形式，分別為1“非常不贊同”到5“非常贊同”，得分越高說明教師職業認同感越強，其α系數為0.854，測量結果可靠。因子分析的KMO值為0.803，Bartlett’s球形檢驗中p<0.001，總體累積方差解釋率為66.345%。

4.工作滿意度

教師工作滿意度包括“我對自己的職業角色感到滿意”等6道題目，均采用五點李克特量表計分形式，分別為1“非常不滿意”到5“非常滿意”，得分越高說明工作滿意度越高，其α系數為0.797，測量結果可靠。因子分析的KMO值為0.744，Bartlett’s球形檢驗中p<0.001，總體累積方差解釋率為71.406%。

5.鄉村發展信心

鄉村發展信心包括“鄉村基層黨建、自治、法治、德治得到發展，鄉村社會和諧有序”等5道題目，均采用五點李克特量表計分形式，得分越高說明對鄉村未來發展越有信心，其α系數為0.957，測量結果可靠。因子分析的KMO值為0.903，Bartlett’s球形檢驗中p<0.001，總體累積方差解釋率為85.481%。

（三）數據分析方法

首先，利用Amos24.0對四個解釋變量進行驗證性因子分析，檢驗其組成信度、收斂效度與區分效度；其次，運用SPSS24.0對數據進行描述統計、相關分析和回歸分析；最后，選取Hayes提供的Model6和Model89，利用SPSS Process插件中的Bootstrap法（重復抽樣5000次）進行中介與調節效應的顯著性檢驗，若獲得穩健標準誤以及95%偏差校正的置信區間（CI）不包含零則表示效應顯著[27]。

（四）共同方法偏差檢驗

采用Haman單因素法來考察共同方法偏差，即對所有變量的測量指標進行未旋轉的探索性因素分析。結果顯示，共有4個因子特征值大于1，第一個因子的方差解釋率為39.12%，小于40%的臨界值，說明本研究數據存在共同方法偏差的概率不大[28]。

四、實證研究結果

（一）組成信度、收斂效度及區分效度

首先運用CFA對四個潛變量測量的效度和信度進行判斷（如表1所示），四個潛變量的因子負荷量在0.478～0.941，平均方差提取值（AVE）在0.420～0.820，組成信度的數值（CR）在0.809～0.958，均符合標準，說明四個潛變量的測量具有較好的效度和信度[29]。并且，（如表2所示）除了職業認同與工作滿意度之間的相關系數0.674略微大于工作滿意度AVE開根號值0.648以外，每個潛變量的AVE開根號值均大于各成對的相關系數，說明潛變量之間有一定的區別效度[30]。

表1 驗證性因子分析

表2 相關分析及區分效度分析

（二）各變量的平均數、標準差及相關矩陣

其次，對《計劃》實施后的實施效果進行描述分析（如圖1所示），鄉村小規模學校教師在社會地位、生活質量、生活待遇、職業尊嚴四個方面有待進一步提升。

圖1《計劃》政策實施效果

接下來，運用Pearson相關分析對五個變量之間的關系進行分析（如表2所示），《計劃》政策支持感知與職業認同、工作滿意度以及留崗意愿均呈顯著正相關關系，假設H1得到部分印證。職業認同與工作滿意度及留崗意愿呈顯著正相關關系，假設H2a、H3a得到部分印證，且各變量之間的相關系數的絕對值均低于0.700，再一次驗證五個變量之間不存在明顯的共線性問題。

（三）《計劃》政策支持感知與留崗意愿的關系：鏈式中介模型檢驗

為了進一步考察《計劃》政策支持感知與鄉村小規模學校教師留崗意愿之間的關系，本研究采用Hayes編制的SPSS宏中的Model6，在控制性別、從教時間、婚姻的情況下，對職業認同和工作滿意度在《計劃》政策支持感知與留崗意愿之間的中介效應進行檢驗，具體結果如表3、表4所示[31]。

表3《計劃》政策支持感知的中介作用模型檢驗

由表3可知，《計劃》政策支持感知對鄉村小規模學校教師留崗意愿的預測作用顯著（B=0.456，t=62.156，p＜0.001），符合進一步進行中介效應檢驗的前提條件，假設H1c得到進一步驗證[32]。且放入中介變量后，《計劃》政策支持感知對留崗意愿直接預測作用依然顯著（B=0.364，t=47.955，p＜0.001），表明職業認同與工作滿意度在《計劃》政策支持感知與留崗意愿的關系中起部分中介作用，如表4所示，總間接效應為0.092，占《計劃》政策支持感知與留崗意愿總效應的20.18%，即《計劃》政策支持感知作用于鄉村小規模學校教師留崗意愿的效應有20.18%通過職業認同和工作滿意度這兩個變量起作用。

其中，中介效應由以下三條間接效應路徑構成（如表4所示）：第一條路徑為（間接效應1）《計劃》政策支持感知→職業認同→留崗意愿，效應值為0.052，間接效應占總效應的11.40%；第二條路徑為（間接效應2）《計劃》政策支持感知→工作滿意度→留崗意愿，效應值為0.019，間接效應占總效應的4.17%；第三條路徑為（間接效應3）是《計劃》政策支持感知→職業認同→工作滿意度→留崗意愿，效應值為0.021，間接效應占總效應的4.61%。這三條路徑Bootstrap95%置信區間均不包含0，說明三條路徑的間接效應均顯著，假設H2b、H3b、H4成立。由此可見，職業認同、工作滿意度不僅分別在《計劃》政策支持感知與留崗意愿之間具有獨立中介作用，《計劃》政策支持感知還能通過影響職業認同，提高教師工作滿意度，進而提高鄉村小規模學校教師留崗意愿，具體路徑見圖2。

表4 總效應、直接效應及鏈式中介效應分析

圖2 鏈式中介路徑圖

（四）鄉村發展信心調節效應檢驗

接下來，采用Hayes(2012)編制的SPSS宏中的Model92，在控制性別、教齡、婚姻的情況下對有調節的中介模型進行檢驗。如表5所示，將鄉村發展信心放入模型后，《計劃》政策支持感知與鄉村發展信心的交互項對職業認同的預測作用顯著（B=0.042，t=5.165，p＜0.001），說明鄉村發展信心顯著正向調節了《計劃》政策支持感知對職業認同的關系，隨著鄉村發展信心的提高，《計劃》政策支持感知對職業認同的正向預測作用呈逐漸增加趨勢。職業認同與鄉村發展信心的交互項對留崗意愿的預測作用顯著（B=0.046，t=3.607，p＜0.001），說明當鄉村發展信心較高時，職業認同對留崗意愿的正向作用更強，即鄉村發展信心顯著正向調節了職業認同對留崗意愿的關系。

表5 有調節的中介模型檢驗

為了更加直觀地表現鄉村發展信心的調節作用，研究進行簡單斜率分析，分別描繪低鄉村發展信心（M-1SD）和高鄉村發展信心（M+1SD）兩種情況下《計劃》政策支持感知與職業認同、職業認同與留崗意愿之間的關系圖（如圖3、圖4）。

圖3 鄉村發展信心在《計劃》政策支持感知與職業認同關系中的調節作用

圖4 鄉村發展信心在職業認同與留崗意愿關系中的調節作用

表6 鄉村發展信心在不同水平上的有調節的中介效應分解表

為了進一步驗證有調節的中介效應，如表6所示，在鄉村發展信心調節《計劃》政策支持感知→職業認同→留崗意愿的間接路徑1中，鄉村發展信心由低到高的Bootstrap95%水平上的置信區間不包含0，表明在低、中、高三種不同鄉村發展信心水平下，職業認同在《計劃》政策支持感知與留崗意愿之間的中介效應均顯著，假設H5得到支持。在鄉村發展信心調節《計劃》政策支持感知→職業認同→工作滿意度→留崗意愿間接路徑3中，鄉村發展信心由低到高的Bootstrap95%水平上的置信區間不包含0，表明教師鄉村發展信心更高時，職業認同與工作滿意度在《計劃》政策支持感知對留崗意愿的鏈式中介效應顯著增強，即具有被調節的鏈式中介效應，假設H5得到進一步檢驗。

五、結論與討論

研究發現，鄉村小規模學校教師的《計劃》政策支持感知不僅對留崗意愿具有顯著正向預測作用，還能通過職業認同、工作滿意度的獨立中介作用以及職業認同和工作滿意度的鏈式中介作用，間接影響教師留崗意愿。并且鄉村發展信心分別調節了《計劃》政策支持感知與教師留崗意愿、職業認同與教師留崗意愿這兩條路徑，構成了一個有調節的鏈式中介模型。

（一）《計劃》政策支持感知對教師留崗意愿具有顯著的正向預測作用

研究表明，教師的《計劃》政策支持感知可以直接影響留崗意愿。并且，在排除職業認同和工作滿意度的中介作用干擾后，發現《計劃》政策支持感知仍能夠顯著性正向預測鄉村小規模學校教師留崗意愿。這一結果拓展了教師留崗意愿前因變量，驗證了《計劃》政策實施的有效性，使得長期制約鄉村小規模學校辦學品質提升的教師“留不住”的窘境有望破題。

但是如圖1所示，《計劃》政策支持在提高鄉村教師社會地位、生活質量、生活待遇、職業尊嚴等方面還有待進一步改善。并且存在工作生活條件改善的精細化程度不足、職業吸引力提升不顯著、教師培訓呈現低水平重復等問題[33]。因此，為了使政策的實施獲得效用最大化，地方政策執行主體可以弱化行政色彩濃郁的命令型管理方式，引入激勵型、勸告型及能力建設型等政策工具，增強政府的綜合治理能力[34]；政策的具體實施要與學校的辦學理念、管理制度、教學環境相結合，各級地方教育部門及學校要做好政策宣傳與認知普及工作，增加教師群體對相關政策文本的了解程度，鼓勵鄉村教師參與到政策制定與監管中，增加政策透明度[35]。

（二）職業認同、工作滿意度的中介影響顯著

研究發現，《計劃》政策支持感知影響鄉村小規模學校教師留崗可以通過“《計劃》政策支持感知→職業認同→留崗意愿”，間接效應占總間接效應的56.49%的中介路徑實現，還可以通過“《計劃》政策支持感知→工作滿意度→留崗意愿”，間接效應占總間接效應的20.52%的中介路徑實現。這為解釋《計劃》政策支持感知等外部因素影響鄉村小規模學校教師留崗意愿提供了新的深層心理作用機制，在一定程度上打開了影響鄉村教師留崗的“黑匣子”。

值得注意的是，雖然職業認同和工作滿意度在《計劃》政策支持感知和教師留崗意愿之間均具有顯著的單獨中介效果，但是，職業認同相比工作滿意度的單獨中介效果更為顯著，即路徑“《計劃》政策支持感知→職業認同→留崗意愿”要顯著優于路徑“《計劃》政策支持感知→工作滿意度→留崗意愿”。其原因可以從如下兩點進行解釋：第一，《計劃》政策支持感知主要通過職業認同對工作滿意度產生間接影響后，進而影響教師留崗意愿，職業認同是工作滿意度的前因變量，已有實證研究表明，隨著教師職業認同感的提高，其獲得的工作滿意度越高，相應地隨著工作滿意度的提升，教師在情感上對組織的認同與情感承諾越高，越不愿意離開原有工作單位[36]。第二，職業認同作為一種積極的心理資本，從心理資本綜合論觀點來看，既具有特質性又具有狀態性的特點。特質性決定了職業認同作為教師個人內在心理特征，具有一定的耐久性與穩定性，而工作滿意度作為一種教師對所從事工作的總體感受與看法，容易受外部工作環境的影響，穩定性較差，所以《計劃》政策支持感知更容易持續作用于教師穩定心理特征的職業認同變量，進一步影響職業決策。

另外，職業認同的狀態性表明學校與政府可以通過特殊途徑的外部干預措施來進行教師職業認同潛能開發[37]，進而促進教師個人專業發展、教師隊伍穩定性、學校辦學品質提升、區域教育均衡等積極效應的產生。具體來看：教育行政部門可以建立基于教師人口學特征、教學工作經歷、心理健康水平等數據的鄉村教師職業認同預警機制，有效識別教師的職業認同波動，防患于未然；學校需要積極提升教師職業歸屬感，從學校組織內部營造民主公正的文化氛圍，針對物質資源相對比較匱乏的小規模學校，也可以通過豐富的情感回報方式來彌補物質回報的不足[38]；鄉村教師自身也需要提升情緒智力，積極調整職業態度，通過深層情緒勞動策略組織教學工作所需要的情緒表達，進而由內而外地對自己的情緒進行調節，端正職業態度，減少職業倦怠產生的概率。

（三）職業認同與工作滿意度的鏈式中介影響顯著

綜上，我們可以發現職業認同與工作滿意度等心理變量影響教師留崗意愿這一結果變量的過程中，主效應、緩沖效應可能同時存在。即職業認同與工作滿意度可以分別直接作用于教師留崗意愿，也可以分別作為中介變量或共同組成鏈式中介間接影響教師職業決策。以往的研究發現，《計劃》政策支持感知、職業認同和工作滿意度均能夠單獨對教師的留崗意愿產生積極影響。本研究通過分析進一步發現，四者之間存在鏈式關系，即《計劃》政策支持感知影響鄉村小規模學校教師留崗還可以通過“《計劃》政策支持感知→職業認同→工作滿意度→留崗意愿”的鏈式中介路徑實現，其間接效應占總間接效應的22.84%。

這一發現從實證角度再次檢驗了社會生態系統理論中，個人行為與發展受到微觀個體因素和宏觀外部因素的相互作用影響的觀點?！队媱潯氛咧С肿鳛楹暧^外部政策因素，通過為教師職業角色認同與體驗構建支持性的環境促進教師個體積極進行職業角色內化，有利于提高教師職業價值感與歸屬感。擁有較高職業認同的教師則能夠更好地感知到外部政策支持，促進更多的工作投入與組織情感承諾，進而促進教師對工作組織滿意程度的增加，這一循環過程較好地體現了微觀個體心理因素和宏觀外部環境因素交互作用。

隨著農村市場經濟的逐漸深入，依據“單位留人”的教師留崗機制已經逐漸失去社會基礎，一味強調“泛道德化”的教師公民責任機制也由于過于理想化而難以奏效[39]。其實，當今鄉村教師隊伍建設中存在的問題都不難在教師心理資本及其相互作用中找到答案，因此學?？梢詮摹皩W校-教師”互動的角度來探索提升心理資本的途徑和措施，結合制度化的心理資本管理系統建設，提高教師隊伍的心理資本水平。需要注意的是，從心理資本理論來看，外部環境要素不同，心理資本所發揮的作用與作用機制也會存在較大差異[40]。因此對于學者來說，未來可以進一步加強對職業認同、自我效能感、韌性與希望等積極心理資本對教師身心健康、人際關系與行為表現的調節作用研究，進而提升政策制定與執行部門對心理資本發揮作用的條件進行干預的有效性，積極探索提高教師留崗意愿的深層心理機制。

（四）鄉村發展信心的調節作用

研究引入鄉村小規模學校教師對于學校所處鄉村在現代農業發展、鄉村生態環境治理、農民精神面貌改善、民生保障水平等方面的未來發展信心作為調節變量。調節效應檢驗發現，鄉村發展信心不僅正向調節了《計劃》政策支持感知與職業認同、職業認同與留崗意愿之間的關系，還調節了“《計劃》政策支持感知→職業認同→留崗意愿”的中介作用以及“《計劃》政策支持感知→職業認同→工作滿意度→留崗意愿”之間的鏈式中介作用?？梢?，《計劃》政策支持感知能夠積極影響職業認同和留崗意愿，但其影響作用的發揮存在邊界條件。當教師對鄉村發展信心較低時，《計劃》政策支持感知的影響效果顯著降低，反之，當鄉村發展信心較高時，《計劃》政策支持感知的影響顯著增強。然而，根據調節效應中的簡單斜率分析，鄉村發展信心并沒有改變《計劃》政策支持感知對于職業認同，職業認同對于留崗意愿的作用方向，這表明相對于鄉村發展信心，《計劃》政策支持感知與職業認同對教師留崗意愿的影響更顯著。

這說明了外部系統因素：《計劃》政策支持、鄉村發展信心等對“留崗”這一職業決策具有一定的影響，即教師進行重大職業轉向與流動決策時，除了受到微觀個體心理、感情、情緒等因素的影響以外，也會調動自身的認知能力與情緒智力，充分考慮職業發展等客觀現實因素，例如政策傾斜、政策保障、所在地區的未來發展水平等外部因素的影響。并且外部因素主要通過對教師心理狀態與心理資本產生作用，直接或間接地影響教師的外在行為。已有研究表明，鄉村教師的鄉土情懷、公共精神與鄉村振興戰略中新鄉賢角色擔當意愿與職業守望呈顯著正相關[41]。也就是說，可以從提高教師鄉土情懷、培養公共精神、建立新鄉賢角色認知等措施促進教師的堅守決心。

基于以上分析，本研究檢驗了社會生態系統理論在教育領域內的適用性，在一定程度上拓展了《計劃》支持背景下，教師留崗意愿的前因變量及其深層心理作用機制，但也存在一定的不足。首先，橫斷面研究并不能揭示變量間的因果關系，今后可考慮采用實驗設計或縱向追蹤研究來檢驗本研究的結果。其次，本研究主要基于教師的自我報告，今后可考慮綜合運用領導評定和同事互評等方式收集數據資料。最后，研究所選擇的樣本為鄉村小規模學校單一辦學形態下的教師群體，由此證實的理論與結論具有一定的局限性。