農村教師行業內的職業經歷變更：職初工資的作用

馬紅梅，陳 鈺，季 洋

（華中師范大學教育學院，湖北武漢 430079）

一、引言

“教育大計，教師為本”，確保各項鄉村教師的優質供給和穩定發展是中國“鄉村振興計劃”的重要配套措施，也是執行教育扶貧策略的基礎。工資低和工作環境艱苦被視為中西部的（貧困）農村地區教師隊伍質量總體偏低和流動性強等問題的直接原因。收入對穩定教師隊伍起到了多大的作用以及工作環境在這種影響中又起到什么作用，這是本研究將重點解決的問題。

在本研究依托的甘肅基礎教育調查（Gansu Survey of Children＆Families，以下簡稱“GSCF”）中，根據被訪教師關于工作歷史的回溯信息，曾在當前所在單位以外的其他學校任教過的教師占比55%。在曾經歷過工作變動①在英文文獻中，職業流動對應的詞匯包括：mobility，transfer，transition，switch，turnover，shift，move，leave，quit，resign，attrition，departure，separation等。［1］在本研究中，“工作經歷變更”“職業流動”“工作單位轉換”等可以交替使用，不作概念上的區分。的1381名教師中，他們平均更換學校1.7所；57.4%的教師至少變更過一次工作、23.3%的教師曾換過兩次工作、曾在4所學校（包括當前工作單位在內）有任職經歷的教師近15%。

通過教師行業內每次教職工作變動細節的描述，我們發現：甘肅農村教師在每個學校的平均停留時間約76個月（約6年），但每份工作的持續時間差異較大，第一份工作的維持時間平均為87個月（約7年）；后來的工作變動間隔周期越來越短，到第四次變更時，兩次變動時間間隔低于4年。然而，僅僅根據教師曾有在其他學校任教的經歷并不能準確描述他們的工作穩定性或職業忠誠度，這種任教學校變更記錄很可能是當地教育行政管理部門人事調動或優質資源短期外援的結果。下表的初步統計結果顯示：“縣教育局分配”和“鄉教育辦公室分配”兩種情況幾乎共占一半；其次是因家庭團聚等個人原因以及為爭取更好的工作條件和生活環境而發生的工作單位變動。

表1 農村教師工作變動原因的頻數及占比

由行政管理部門調配引起或由教師個人主動發起的工作單位變更客觀上都留下了“流動”記錄，但這兩種性質截然不同，前者為被動調動，后者為主動流動。然而，大多數關于中小學教師流動的國內研究通常不區分教師行為背后的動機和心理機制，而采用“流動”一詞統稱“教師職業經歷變更”現象。在本研究有效分析樣本中，非自愿性的首次工作變動超過50%。因此，有必要區分主動離職和行政調動兩種情形，更加準確的界定和度量“教師流動”。

本文考察了職初工資對農村地區教師主動發起的首次職業經歷變更及其在首個教職崗位上持續時長的影響。文章的核心概念“職初工資”和“首份工作的變動和維持”不受職后人力資本積累速率等內生性要素的干擾，能更“干凈”地理清變量之間的關系。［2-3］本研究主要回答以下兩個問題：職初工資對農村教師首次工作單位變動以及在第一份教職工作上的持續工作時間的影響；這種影響是否因教師任教學校所屬地區為“國家級貧困縣”（以下簡稱“國貧縣”）而存在差異。結果顯示：職初工資對教師發起首次工作單位變更的概率及其首份工作的持續時長影響均不是線性過程，而是“倒U型”曲線；在“國家級貧困縣”任教的教師首份工作持續時間受初始工資的影響更強，而對教師發生主動流動概率的影響則不顯著。

二、文獻綜述

在個人職業選擇自由的情況下，工作單位變更是勞動者自我學習和優化人力資本配置的過程。［4-6］與普通勞動力市場的情形一樣，教師的職業選擇或變更也是個體在權衡成本與收益后的理性決策。［7］個人從工作中獲取的“效用”或滿足感包括已經得到普遍認可的來自工資的物質收入（Pecuniary reward）和尚未引起足夠重視的源于崗位環境和工作特征等的“心理收益”（Psychic wage）。如下公式（1）所示，在個人生產率和其他背景特征既定的情況下，勞動者將根據自身心理偏好在物質收益（W）和非物質收益（N）之間尋求組合效用（U）的總收益凈現值（PV）最大化。［8-10］包括工作環境在內的若干崗位特征均是N的重要組成部分。［11］

E是期望算子，r是在t時點上因人（i）而異的內部折現率（T是退休時間），j＝1或0表示是否選擇從事某工作。為簡化論述起見，此處只考慮工資（WG）和崗位所在地區經濟地理環境（E），當舒適的工作環境特征明顯缺失或不受歡迎的生活條件不可避免時，E是一個產生心理效用損失的負向指標，則公式（1）中的N不足，而當這種負面影響得不到有效補償時，離職就可能發生。E可以具體化為若干操作指標，例如，后文實證分析中的工作單位地處邊遠艱苦的貧困地區。

如果Yit是第i位教師在時點t上觀測到的離職與否狀態，是以不可觀測的概率形式刻畫Yit的潛變量，［5］［12-13］數學上可做如下界定。

教師在勞動力市場的行為決策也受到上述“經濟理性”的影響。各國或地區的教師人力資源管理實踐都為上述理論分析提供了較多的事實基礎［14-15］：一方面，工資（或機會成本）是預測教師職業流動的有效指標①工作單位變更與收入的穩定增長相關，至少后者的30%由職業經歷變更所致。［16］，［12］［17-21］工資提高10%能降低教師職業流動1～4個百分點。［22-23］因此，提高收入水平或提供專項補助也是全球很多國家或地區的師資政策間接干預教師個人職業選擇的便捷措施。［24］另一方面，對于那些工作挑戰更大的崗位，物質上的補償在一定程度上起到了減少教師職業流動的作用。例如，自2001年起，北卡羅納州為在薄弱中學教數學和科學課程或提供特殊教育服務的持證上崗教師提供年均1800美元的額外津貼，該舉措能將這些學校優秀教師流動概率降低17%②The North Carolina Bonus Program始于2001年秋季學期，覆蓋了117個學區，符合享受補助的教師所在學校需滿足如下條件之一：第一，80%及以上的學生具備享受免費午餐的資格；第二，在州學期課程結業統考中，代數I和生物課程有50%的學生低于平均水平；第三，所有持證上崗的數學、科學或特殊教育教師均有資格申請。這筆錢相當于新入職或資深教師基準工資的3%～7%或全體教師平均工資的4%。實際操作過程中，由于行政管理機構對符合申請資格的群體沒有做到有效溝通、符合條件的教師對成功申請的概率低估等原因，在試行三年后被迫中止。。［25］始于2006年的丹佛市公立學校系統專項津貼（Professional Compensation System for Teachers，ProComp）減少了教師跨學區流動的可能性，［26］但仍無法解決同一城市或學區內的工作單位轉換問題。華盛頓地區貧困集中的學區也自2000年開始設立了相當于工農15%的補助，這筆補助從2000美元/年增加到2007年的5000美元/年，對吸引和留住優秀教師從教起到了一定作用。［27］加利福利亞州2000～2002年間提供了1200個公開競聘的州長教學獎名額（Governor’s Teaching Fellowship，GTF），基于在1998～2003年間參加該州資格證考試的2萬多名教師的人事檔案跟蹤數據的倍差分析結果顯示，GTF成功提高了優秀新教師到薄弱學校任教的可能性，但最終在合同期前兩年留存下來的教師比例分別只有85%和75%。［28］來自岡比亞等發展中國家的證據也顯示：相當于工資水平30%～40%的額外地區津補貼能有效改變教師的職業選擇與決策。［29］

然而，提高收入對防止教師流動的影響可能存在“門檻效應”，［30］低于反應閾限的經濟激勵也不足以消除不利工作環境的負面影響。［31］例如，法國中央政府在工作環境更加艱苦的“教育發展優先扶持區”（Zones d＇Education Prioritaire，ZDP）提供了僅相當于新教師工資2.5%或資深教師工資1%的年均300～600歐元地區特殊津補貼，基于7600所公立學校歷時12年、累計35萬條教師個人年度職業經歷記錄的倍差分析結果表明，津補貼沒有起到降低教師流動概率的作用。［32］

這些文獻至少可以提供了兩個方面的啟示：工資（或補助）等經濟激勵對教師流動的影響具有非線性性質，需要考察收入的高次項；關于經濟激勵對教師職業行為引導作用的文獻均強調了勞動力市場情景的特殊性，公式1中的WG和E可能存在交互作用。此外，上述研究通常基于教育行政管理人事檔案年度追蹤記錄進行分析，這種伴隨式教育管理數據很少記錄教師職業經歷變動的原因，只能在一個時間連續體上記錄教師工作單位是否發生了變動，優秀教師短期外援農村或薄弱學校的現象也被視為“流動”。而Prost（2013）將所有觀測期內前后兩個學年度學校代碼不同的情形均記為離職（Quit），無法排除行政調動的可能性。

我國農村教師職業流動引起了國內學術界廣泛而持久的關注，但這個領域的文獻還存在以下幾個方面的問題：第一，受數據采集困難等的限制，職業流動的“意向”被等同于“行為”，而從“意向”到“行為”的過渡還受個人勞動力市場可行能力、教師人事管理政策等諸多條件的限制①就本研究所涉樣本而言，超過20%的被訪者表示想換學校或轉行但實際沒有采取行動。。第二，研究內容上缺乏適度聚焦、解釋視角不夠清晰，很多研究屬于羅列若干“影響因素”的宏大描述。部分學者也發現了收入在農村教師職業選擇與變更中的重要作用，但這些文獻中的教師收入究竟是職業流動的前定原因還是后續結果，缺乏對其明確的說明。

利用甘肅20個縣（區）逾千名農村教師報告的在此前所有學校任職的回溯信息，本文鎖定了由個人家庭原因或追求更好的工作條件和生活環境引起的主動流動，剔除了行政調動所致工作經歷變更的樣本。我們將教師主動發起的首次工作變動及在首份教職上的停留時間長度等客觀指標作為被解釋變量。同時，為了避免當前收入與職業流動之間因果關系不明問題，我們只考察了教師入職之初的工資對截至調查之日是否主動發起了職業流動以及他們的首份教職持續時間的影響。

三、主要變量與模型設定

本研究的核心工作是檢驗職初工資對農村教師首次職業流動和首份教職持續時長的影響，在此基礎上，我們還檢驗了這種影響在不同經濟發展水平的縣（區）間的異質性。文章所用數據來自GSCF（2007），最終樣本涉及在20個縣（區）任教的兩千多名教師②關于GSCF的具體抽樣細節，感興趣的讀者可以參閱本研究團隊以往的研究。為了節省篇幅，此處省略這部分內容。。文章將分析樣本限定在全職的公辦教師群體中。同時，由于后文需要利用教師所在學校所屬縣（區）的經濟地理信息，正式的分析剔除了曾經跨縣（區）流動過的教師。此外，涉及物價調整時，筆者還查閱了《甘肅統計年鑒》中教師首次任教相關年份的居民消費物價指數（CPI）。縣（區）社會經濟地理信息來自于國務院扶貧辦公室的相關文件。

（一）變量說明

1.結果變量

本研究的被解釋變量是教師主動發起的首次職業變動（MOVE）和首份教職的持續時間（DUR）。前者屬于“是/否”發生工作單位變更的二分變量，后者是以月為計數單位，均是取值受限的因變量。下文將對主體分析（表3第I組回歸結果）所涉的兩個結果變量作詳細界定。

對首次職業經歷變更而言，原始問卷直接問了教師“在這所學校之前，是否還在其他學校教過書”，我們先保留在這個問題上作了肯定回答的教師，然后結合教師關于第一次工作變動原因的回答，剔除因縣教育局和鄉教育站等教育主管部門主導的行政性調動或學校合并等外力導致的工作單位變動，滿足這兩個條件的教師即為自主發起職業流動者（MOVE＝1）；此前沒有在其他學校任教的教師（在問題“在這所學校之前，是否還在其他學校教過書”上作了否定回答）即為參照組（MOVE＝0）。如果主動流動發生在第二次或更晚，而原始數據中沒有提供前一份工作的工資，而起始工資已失去了直接影響的效力，這種情況不予以分析。

對于首份教職的持續時間（DUR），我們仍然將分析樣本限定在主動首次流動和從未流動這兩個群體，根據發生過職業經歷變更的子樣本填寫的第一份教職工作起止年月信息，可以計算首份教職持續的月數；對于那些從未流動過的教師，根據他們入職年份和調查年月的時間差得到首份教職截至被訪之日的持續月數①實際上就是他們入職以來積累的全部教齡時間。其中，2007年當年入職的計4個月。。

為了便于讀者比較與對照，在所有發生過至少一次工作單位變更的子樣本中，研究者以被動調動（VOL＝0）為參照重新構造主動流動樣本再重復了與主體分析完全相同的估計；同時，我們也在所有具有流動經歷的教師中不區分工作變動理由構成全部流動樣本（即所有回答在此之前還在其他學校任教過的教師），然后以從未流動過的樣本為參照重復分析。表3第II組和第III組回歸結果即為這兩種設定下的估計結果，但它不是本文解釋和討論的重點。

2.解釋變量

教師初入職時的第一份起始工資是文章的核心解釋變量。根據原始問卷中直接問教師的問題“你初任職的時候月工資是多少”可以得到教師的職初工資。然而，由于GSCF被訪教師的教齡跨度較大，很多教師的教學生涯始于二十世紀七八十年代，職初工資受當時物價和勞動力市場制度等影響較大，我們參照教師的入職年份及當年的物價指數進行了平減處理。所有與貨幣有關的變量均折算成以2007年不變價格為準的價值，并做了自然對數處理（WG）。同時，為了檢驗職初工資對教師職業流動的非線性影響，所有模型中均考慮了職初月均工資對數的二次項（WG2）。

此外，所有的模型均考慮了職初收入及其平方項與學校所在縣（區）是否貧困的交互影響。對照國務院扶貧辦的文件，被鑒定為“國貧縣”（POOR）的縣（區）取值為1，不在該名錄中的地區為非貧困地區（POOR＝0）。POOR即為公式（1）中E的具體操作指標。

其他可能影響教師職業流動性和勞動力市場選擇可行能力的變量包括職初學歷、首份教職工作的安排方式②教師問卷中問及“您是如何得到初任職時的教師工作的”，分別對應“由教育廳和教育局逐級分配到縣和學校”“直接到此縣報名，然后由縣教育局分配到任意一所學校，自己無任何附加條件”“直接到此縣報名，條件是到那所學校（或確定的某所學校）工作”“直接到此縣報名，并通過了當地教育局組織的考試后分配到學校”“直接申請到那所學校任教”“其他”這6個類別。筆者將教師具有明確的指定學校意向的選項進行合并，將其余的視為被動安排。GSCF還收集了“您最初了解您初任職的學校和縣是通過以下哪條途徑”“您初次求職時去了多少個縣教育局報名”和“您初次任職前，有多少其他的縣同意為你安排工作”等信息，模型中均控制了這些變量。、從教動機等。性別、出生地等不隨時間變化的人口學變量以及教師所在縣（區）的邊遠艱苦等級等都在所有模型中得到了統計控制。主要變量描述統計詳見表2。

（二）模型設定

教師自主發起首次工作單位變更（MOVE）是0/1取值的離散變量，利用二值響應模型即可估計主動首次流動的概率。我們利用生存分析技術（Survival/duration analysis），討論了職初工資對教師何時終止第一份教職的影響。

如下公式3所示，Cox比例風險模型（Proportional hazard model）刻畫了職初工資（WG）對教師首份教職工作持續時間（DUR）的影響，其平方項（WG2）是檢驗其非線性影響的設定。其中，職初工資與地區貧困（POOR）交互項能反映收入對首份工作持續時間的影響可能因地區外部工作環境而異的調節作用③地區工作環境貧困（POOR）的主效應不是本研究討論的重點，為節省篇幅，公式（3）和表3中均省略了此項。。

表2 主要變量的界定、測量與分布

Cox模型最初用于臨床醫學所涉及的某個時間點t上病人生存（或死亡）的概率，勞動經濟學領域的研究者將其置于個體工作或失業持續時間等情形中，［33-34］拓展了生存分析技術的應用范圍。本研究對Cox初始模型做了技術上的反向操作，經過這種處理后的結果解釋為：在控制人口學變量和決定勞動力市場選擇范圍的人力資本特征等一系列因素（X）后，教師首次主動變更工作單位時已持續（生存）的時間t。s0（t）是所有協變量取值為0時的情形，相當于普通線性回歸中的截距項。

四、研究結果

表3報告了甘肅農村中小學教師職初工資對其首次工作單位變動概率和首份教職持續時間的影響以及這種關系在經濟發展水平不同的地區間的差異性。以下內容摘錄了表3中的主要發現并對其進行簡要的解釋和討論。

第一，職初工資對農村教師首次工作經歷變更以及首份教職的持續時間具有顯著的非線性影響。工資與主動離職的負向關系只有在起薪達到一定水平后才顯現出來（二次項系數的發生比小于1，呈倒U型，參見圖1）。職初工資在特定取值上的邊際效應分析結果顯示：職初工資位于它對農村教師首次主動工作單位變更影響的拐點處時，能降低約10%的離職概率，這個效應量在貧困地區和非貧困地區分別是10.8%和9.4%，但1.4個百分點的組間概率差異不顯著。

圖1 教師職初工資與首次職業經歷變更

職初工資對首份工作持續時間影響也呈倒U型，其影響性質發生轉折的臨界值折合成2007年不變價格大約為845元/月。對照表2的描述統計，僅約23%有效樣本的職初工資位于拐點右側。這意味著：超過70%教師的職初工資還沒有達到能有效延長首份工作持續時間的水平。將有效樣本劃分職初工資低于845元和高于845元的兩個群體，圖2呈現的生存曲線顯示，職初工資低于845元/月的教師在幾乎所有時點上均表現了出更頻繁的流動且起始工資效應的梯度（斜率）更大。

圖2 教師職初工資與首份教職持續時間

第二，職初工資對教師在首份教職崗位上停留時間的作用存在顯著的地區差異，但它對教師是否主動發起第一次工作變動的影響沒有表現出顯著的組間差異。換言之，提高起始工資可以更有效地延長貧困地區農村教師首份工作的持續時間。我們還發現：一方面，在每個特定的時間范圍內，非貧困縣（區）在留住教師方面都表現更好；另一方面，當我們將樣本限定在貧困地區內時，初始工資拐點兩側的子樣本之間分化趨勢更加明顯。這與表3中貧困縣（區）與職初工資的交互項系數顯著傳達了同樣的信息。

綜上說明：至少在首個教職崗位上，職初工資對延長教師的工作持續時間至關重要，是“下得去、留得住”的物質基礎；而且，教師首份工作穩定性的收入效應在貧困地區更明顯。當前貧困地區“鄉村教師生活補助”的指導思想與此結論之間具有內在聯系，但今后的補助工作也需要關注提高艱苦地區新教師起始工資，改變當前教師工資及福利等政策過渡向資深教師傾斜的后加載模式（Backloading pattern）。

表3 職初工資與農村教師首次工作單位變動

筆者就研究結果的穩健性作以下補充說明：第一，對于那些一直在當前所在學校工作的教師，他們很可能在調查結束后的某個時間點上發起主動流動，可能存在數據右刪截（Right-censored）。Heckman兩步選擇模型的分析結果顯示：Mills統計量λ為-73.692（p＝0.517），右尾刪失所引起的樣本選擇問題可以忽略不計。第二，盡管表3第II和III欄的結果不是文章分析的重點，但它顯示了教師職業經歷變更原因對關鍵變量內涵和分析結果的重要影響。這再一次說明：有關教師職業流動的研究應高度重視情景因素，不能籠統地將所有能觀測到的工作單位變動均界定“流動”，關于“教師流動”的文獻需要根據教師職業經歷變更的原因和動機更加精確地度量這個關鍵變量。

五、結語

基于甘肅省逾千名農村教師的職業經歷細節信息，本研究利用概率回歸和生存分析技術檢驗了職初工資對當地農村教師首次主動職業流動行為和首份工作持續時間的影響，得到如下幾個基本結論。

第一，在甘肅農村地區，實際觀測到的教師職業變更記錄實際上是兩種性質截然不同的流動總和：因個人原因、工作環境或生活條件等發生的主動流動和縣教育局或鄉教育辦公室主導的行政調動。在涉及教師職業生涯選擇的實證分析中，應區分教師工作經歷變更的動機，更加精準地界定核心變量“流動”。

第二，職初工資對教師首次尋求工作單位變更概率和在第一份教職上停留時間的影響呈倒U型。而且，貧困地區的農村教師在首份工作上的持續月數受職初工資的影響更大。這對當前集中連片特困地區的“鄉村教師生活補助”具有現實意義，將包括職初工資在內的收入提高到足以抵消不受歡迎的工作環境引起的負面效用的水平是“鄉村教師支持計劃”落實“下得去、留得住”工作要點的有效策略。