农村教师行业内的职业经历变更：职初工资的作用

马红梅，陈 钰，季 洋

（华中师范大学教育学院，湖北武汉 430079）

一、引言

“教育大计，教师为本”，确保各项乡村教师的优质供给和稳定发展是中国“乡村振兴计划”的重要配套措施，也是执行教育扶贫策略的基础。工资低和工作环境艰苦被视为中西部的（贫困）农村地区教师队伍质量总体偏低和流动性强等问题的直接原因。收入对稳定教师队伍起到了多大的作用以及工作环境在这种影响中又起到什么作用，这是本研究将重点解决的问题。

在本研究依托的甘肃基础教育调查（Gansu Survey of Children＆Families，以下简称“GSCF”）中，根据被访教师关于工作历史的回溯信息，曾在当前所在单位以外的其他学校任教过的教师占比55%。在曾经历过工作变动①在英文文献中，职业流动对应的词汇包括：mobility，transfer，transition，switch，turnover，shift，move，leave，quit，resign，attrition，departure，separation等。［1］在本研究中，“工作经历变更”“职业流动”“工作单位转换”等可以交替使用，不作概念上的区分。的1381名教师中，他们平均更换学校1.7所；57.4%的教师至少变更过一次工作、23.3%的教师曾换过两次工作、曾在4所学校（包括当前工作单位在内）有任职经历的教师近15%。

通过教师行业内每次教职工作变动细节的描述，我们发现：甘肃农村教师在每个学校的平均停留时间约76个月（约6年），但每份工作的持续时间差异较大，第一份工作的维持时间平均为87个月（约7年）；后来的工作变动间隔周期越来越短，到第四次变更时，两次变动时间间隔低于4年。然而，仅仅根据教师曾有在其他学校任教的经历并不能准确描述他们的工作稳定性或职业忠诚度，这种任教学校变更记录很可能是当地教育行政管理部门人事调动或优质资源短期外援的结果。下表的初步统计结果显示：“县教育局分配”和“乡教育办公室分配”两种情况几乎共占一半；其次是因家庭团聚等个人原因以及为争取更好的工作条件和生活环境而发生的工作单位变动。

表1 农村教师工作变动原因的频数及占比

由行政管理部门调配引起或由教师个人主动发起的工作单位变更客观上都留下了“流动”记录，但这两种性质截然不同，前者为被动调动，后者为主动流动。然而，大多数关于中小学教师流动的国内研究通常不区分教师行为背后的动机和心理机制，而采用“流动”一词统称“教师职业经历变更”现象。在本研究有效分析样本中，非自愿性的首次工作变动超过50%。因此，有必要区分主动离职和行政调动两种情形，更加准确的界定和度量“教师流动”。

本文考察了职初工资对农村地区教师主动发起的首次职业经历变更及其在首个教职岗位上持续时长的影响。文章的核心概念“职初工资”和“首份工作的变动和维持”不受职后人力资本积累速率等内生性要素的干扰，能更“干净”地理清变量之间的关系。［2-3］本研究主要回答以下两个问题：职初工资对农村教师首次工作单位变动以及在第一份教职工作上的持续工作时间的影响；这种影响是否因教师任教学校所属地区为“国家级贫困县”（以下简称“国贫县”）而存在差异。结果显示：职初工资对教师发起首次工作单位变更的概率及其首份工作的持续时长影响均不是线性过程，而是“倒U型”曲线；在“国家级贫困县”任教的教师首份工作持续时间受初始工资的影响更强，而对教师发生主动流动概率的影响则不显著。

二、文献综述

在个人职业选择自由的情况下，工作单位变更是劳动者自我学习和优化人力资本配置的过程。［4-6］与普通劳动力市场的情形一样，教师的职业选择或变更也是个体在权衡成本与收益后的理性决策。［7］个人从工作中获取的“效用”或满足感包括已经得到普遍认可的来自工资的物质收入（Pecuniary reward）和尚未引起足够重视的源于岗位环境和工作特征等的“心理收益”（Psychic wage）。如下公式（1）所示，在个人生产率和其他背景特征既定的情况下，劳动者将根据自身心理偏好在物质收益（W）和非物质收益（N）之间寻求组合效用（U）的总收益净现值（PV）最大化。［8-10］包括工作环境在内的若干岗位特征均是N的重要组成部分。［11］

E是期望算子，r是在t时点上因人（i）而异的内部折现率（T是退休时间），j＝1或0表示是否选择从事某工作。为简化论述起见，此处只考虑工资（WG）和岗位所在地区经济地理环境（E），当舒适的工作环境特征明显缺失或不受欢迎的生活条件不可避免时，E是一个产生心理效用损失的负向指标，则公式（1）中的N不足，而当这种负面影响得不到有效补偿时，离职就可能发生。E可以具体化为若干操作指标，例如，后文实证分析中的工作单位地处边远艰苦的贫困地区。

如果Yit是第i位教师在时点t上观测到的离职与否状态，是以不可观测的概率形式刻画Yit的潜变量，［5］［12-13］数学上可做如下界定。

教师在劳动力市场的行为决策也受到上述“经济理性”的影响。各国或地区的教师人力资源管理实践都为上述理论分析提供了较多的事实基础［14-15］：一方面，工资（或机会成本）是预测教师职业流动的有效指标①工作单位变更与收入的稳定增长相关，至少后者的30%由职业经历变更所致。［16］，［12］［17-21］工资提高10%能降低教师职业流动1～4个百分点。［22-23］因此，提高收入水平或提供专项补助也是全球很多国家或地区的师资政策间接干预教师个人职业选择的便捷措施。［24］另一方面，对于那些工作挑战更大的岗位，物质上的补偿在一定程度上起到了减少教师职业流动的作用。例如，自2001年起，北卡罗纳州为在薄弱中学教数学和科学课程或提供特殊教育服务的持证上岗教师提供年均1800美元的额外津贴，该举措能将这些学校优秀教师流动概率降低17%②The North Carolina Bonus Program始于2001年秋季学期，覆盖了117个学区，符合享受补助的教师所在学校需满足如下条件之一：第一，80%及以上的学生具备享受免费午餐的资格；第二，在州学期课程结业统考中，代数I和生物课程有50%的学生低于平均水平；第三，所有持证上岗的数学、科学或特殊教育教师均有资格申请。这笔钱相当于新入职或资深教师基准工资的3%～7%或全体教师平均工资的4%。实际操作过程中，由于行政管理机构对符合申请资格的群体没有做到有效沟通、符合条件的教师对成功申请的概率低估等原因，在试行三年后被迫中止。。［25］始于2006年的丹佛市公立学校系统专项津贴（Professional Compensation System for Teachers，ProComp）减少了教师跨学区流动的可能性，［26］但仍无法解决同一城市或学区内的工作单位转换问题。华盛顿地区贫困集中的学区也自2000年开始设立了相当于工农15%的补助，这笔补助从2000美元/年增加到2007年的5000美元/年，对吸引和留住优秀教师从教起到了一定作用。［27］加利福利亚州2000～2002年间提供了1200个公开竞聘的州长教学奖名额（Governor’s Teaching Fellowship，GTF），基于在1998～2003年间参加该州资格证考试的2万多名教师的人事档案跟踪数据的倍差分析结果显示，GTF成功提高了优秀新教师到薄弱学校任教的可能性，但最终在合同期前两年留存下来的教师比例分别只有85%和75%。［28］来自冈比亚等发展中国家的证据也显示：相当于工资水平30%～40%的额外地区津补贴能有效改变教师的职业选择与决策。［29］

然而，提高收入对防止教师流动的影响可能存在“门槛效应”，［30］低于反应阈限的经济激励也不足以消除不利工作环境的负面影响。［31］例如，法国中央政府在工作环境更加艰苦的“教育发展优先扶持区”（Zones d＇Education Prioritaire，ZDP）提供了仅相当于新教师工资2.5%或资深教师工资1%的年均300～600欧元地区特殊津补贴，基于7600所公立学校历时12年、累计35万条教师个人年度职业经历记录的倍差分析结果表明，津补贴没有起到降低教师流动概率的作用。［32］

这些文献至少可以提供了两个方面的启示：工资（或补助）等经济激励对教师流动的影响具有非线性性质，需要考察收入的高次项；关于经济激励对教师职业行为引导作用的文献均强调了劳动力市场情景的特殊性，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档案年度追踪记录进行分析，这种伴随式教育管理数据很少记录教师职业经历变动的原因，只能在一个时间连续体上记录教师工作单位是否发生了变动，优秀教师短期外援农村或薄弱学校的现象也被视为“流动”。而Prost（2013）将所有观测期内前后两个学年度学校代码不同的情形均记为离职（Quit），无法排除行政调动的可能性。

我国农村教师职业流动引起了国内学术界广泛而持久的关注，但这个领域的文献还存在以下几个方面的问题：第一，受数据采集困难等的限制，职业流动的“意向”被等同于“行为”，而从“意向”到“行为”的过渡还受个人劳动力市场可行能力、教师人事管理政策等诸多条件的限制①就本研究所涉样本而言，超过20%的被访者表示想换学校或转行但实际没有采取行动。。第二，研究内容上缺乏适度聚焦、解释视角不够清晰，很多研究属于罗列若干“影响因素”的宏大描述。部分学者也发现了收入在农村教师职业选择与变更中的重要作用，但这些文献中的教师收入究竟是职业流动的前定原因还是后续结果，缺乏对其明确的说明。

利用甘肃20个县（区）逾千名农村教师报告的在此前所有学校任职的回溯信息，本文锁定了由个人家庭原因或追求更好的工作条件和生活环境引起的主动流动，剔除了行政调动所致工作经历变更的样本。我们将教师主动发起的首次工作变动及在首份教职上的停留时间长度等客观指标作为被解释变量。同时，为了避免当前收入与职业流动之间因果关系不明问题，我们只考察了教师入职之初的工资对截至调查之日是否主动发起了职业流动以及他们的首份教职持续时间的影响。

三、主要变量与模型设定

本研究的核心工作是检验职初工资对农村教师首次职业流动和首份教职持续时长的影响，在此基础上，我们还检验了这种影响在不同经济发展水平的县（区）间的异质性。文章所用数据来自GSCF（2007），最终样本涉及在20个县（区）任教的两千多名教师②关于GSCF的具体抽样细节，感兴趣的读者可以参阅本研究团队以往的研究。为了节省篇幅，此处省略这部分内容。。文章将分析样本限定在全职的公办教师群体中。同时，由于后文需要利用教师所在学校所属县（区）的经济地理信息，正式的分析剔除了曾经跨县（区）流动过的教师。此外，涉及物价调整时，笔者还查阅了《甘肃统计年鉴》中教师首次任教相关年份的居民消费物价指数（CPI）。县（区）社会经济地理信息来自于国务院扶贫办公室的相关文件。

（一）变量说明

1.结果变量

本研究的被解释变量是教师主动发起的首次职业变动（MOVE）和首份教职的持续时间（DUR）。前者属于“是/否”发生工作单位变更的二分变量，后者是以月为计数单位，均是取值受限的因变量。下文将对主体分析（表3第I组回归结果）所涉的两个结果变量作详细界定。

对首次职业经历变更而言，原始问卷直接问了教师“在这所学校之前，是否还在其他学校教过书”，我们先保留在这个问题上作了肯定回答的教师，然后结合教师关于第一次工作变动原因的回答，剔除因县教育局和乡教育站等教育主管部门主导的行政性调动或学校合并等外力导致的工作单位变动，满足这两个条件的教师即为自主发起职业流动者（MOVE＝1）；此前没有在其他学校任教的教师（在问题“在这所学校之前，是否还在其他学校教过书”上作了否定回答）即为参照组（MOVE＝0）。如果主动流动发生在第二次或更晚，而原始数据中没有提供前一份工作的工资，而起始工资已失去了直接影响的效力，这种情况不予以分析。

对于首份教职的持续时间（DUR），我们仍然将分析样本限定在主动首次流动和从未流动这两个群体，根据发生过职业经历变更的子样本填写的第一份教职工作起止年月信息，可以计算首份教职持续的月数；对于那些从未流动过的教师，根据他们入职年份和调查年月的时间差得到首份教职截至被访之日的持续月数①实际上就是他们入职以来积累的全部教龄时间。其中，2007年当年入职的计4个月。。

为了便于读者比较与对照，在所有发生过至少一次工作单位变更的子样本中，研究者以被动调动（VOL＝0）为参照重新构造主动流动样本再重复了与主体分析完全相同的估计；同时，我们也在所有具有流动经历的教师中不区分工作变动理由构成全部流动样本（即所有回答在此之前还在其他学校任教过的教师），然后以从未流动过的样本为参照重复分析。表3第II组和第III组回归结果即为这两种设定下的估计结果，但它不是本文解释和讨论的重点。

2.解释变量

教师初入职时的第一份起始工资是文章的核心解释变量。根据原始问卷中直接问教师的问题“你初任职的时候月工资是多少”可以得到教师的职初工资。然而，由于GSCF被访教师的教龄跨度较大，很多教师的教学生涯始于二十世纪七八十年代，职初工资受当时物价和劳动力市场制度等影响较大，我们参照教师的入职年份及当年的物价指数进行了平减处理。所有与货币有关的变量均折算成以2007年不变价格为准的价值，并做了自然对数处理（WG）。同时，为了检验职初工资对教师职业流动的非线性影响，所有模型中均考虑了职初月均工资对数的二次项（WG2）。

此外，所有的模型均考虑了职初收入及其平方项与学校所在县（区）是否贫困的交互影响。对照国务院扶贫办的文件，被鉴定为“国贫县”（POOR）的县（区）取值为1，不在该名录中的地区为非贫困地区（POOR＝0）。POOR即为公式（1）中E的具体操作指标。

其他可能影响教师职业流动性和劳动力市场选择可行能力的变量包括职初学历、首份教职工作的安排方式②教师问卷中问及“您是如何得到初任职时的教师工作的”，分别对应“由教育厅和教育局逐级分配到县和学校”“直接到此县报名，然后由县教育局分配到任意一所学校，自己无任何附加条件”“直接到此县报名，条件是到那所学校（或确定的某所学校）工作”“直接到此县报名，并通过了当地教育局组织的考试后分配到学校”“直接申请到那所学校任教”“其他”这6个类别。笔者将教师具有明确的指定学校意向的选项进行合并，将其余的视为被动安排。GSCF还收集了“您最初了解您初任职的学校和县是通过以下哪条途径”“您初次求职时去了多少个县教育局报名”和“您初次任职前，有多少其他的县同意为你安排工作”等信息，模型中均控制了这些变量。、从教动机等。性别、出生地等不随时间变化的人口学变量以及教师所在县（区）的边远艰苦等级等都在所有模型中得到了统计控制。主要变量描述统计详见表2。

（二）模型设定

教师自主发起首次工作单位变更（MOVE）是0/1取值的离散变量，利用二值响应模型即可估计主动首次流动的概率。我们利用生存分析技术（Survival/duration analysis），讨论了职初工资对教师何时终止第一份教职的影响。

如下公式3所示，Cox比例风险模型（Proportional hazard model）刻画了职初工资（WG）对教师首份教职工作持续时间（DUR）的影响，其平方项（WG2）是检验其非线性影响的设定。其中，职初工资与地区贫困（POOR）交互项能反映收入对首份工作持续时间的影响可能因地区外部工作环境而异的调节作用③地区工作环境贫困（POOR）的主效应不是本研究讨论的重点，为节省篇幅，公式（3）和表3中均省略了此项。。

表2 主要变量的界定、测量与分布

Cox模型最初用于临床医学所涉及的某个时间点t上病人生存（或死亡）的概率，劳动经济学领域的研究者将其置于个体工作或失业持续时间等情形中，［33-34］拓展了生存分析技术的应用范围。本研究对Cox初始模型做了技术上的反向操作，经过这种处理后的结果解释为：在控制人口学变量和决定劳动力市场选择范围的人力资本特征等一系列因素（X）后，教师首次主动变更工作单位时已持续（生存）的时间t。s0（t）是所有协变量取值为0时的情形，相当于普通线性回归中的截距项。

四、研究结果

表3报告了甘肃农村中小学教师职初工资对其首次工作单位变动概率和首份教职持续时间的影响以及这种关系在经济发展水平不同的地区间的差异性。以下内容摘录了表3中的主要发现并对其进行简要的解释和讨论。

第一，职初工资对农村教师首次工作经历变更以及首份教职的持续时间具有显著的非线性影响。工资与主动离职的负向关系只有在起薪达到一定水平后才显现出来（二次项系数的发生比小于1，呈倒U型，参见图1）。职初工资在特定取值上的边际效应分析结果显示：职初工资位于它对农村教师首次主动工作单位变更影响的拐点处时，能降低约10%的离职概率，这个效应量在贫困地区和非贫困地区分别是10.8%和9.4%，但1.4个百分点的组间概率差异不显著。

图1 教师职初工资与首次职业经历变更

职初工资对首份工作持续时间影响也呈倒U型，其影响性质发生转折的临界值折合成2007年不变价格大约为845元/月。对照表2的描述统计，仅约23%有效样本的职初工资位于拐点右侧。这意味着：超过70%教师的职初工资还没有达到能有效延长首份工作持续时间的水平。将有效样本划分职初工资低于845元和高于845元的两个群体，图2呈现的生存曲线显示，职初工资低于845元/月的教师在几乎所有时点上均表现了出更频繁的流动且起始工资效应的梯度（斜率）更大。

图2 教师职初工资与首份教职持续时间

第二，职初工资对教师在首份教职岗位上停留时间的作用存在显著的地区差异，但它对教师是否主动发起第一次工作变动的影响没有表现出显著的组间差异。换言之，提高起始工资可以更有效地延长贫困地区农村教师首份工作的持续时间。我们还发现：一方面，在每个特定的时间范围内，非贫困县（区）在留住教师方面都表现更好；另一方面，当我们将样本限定在贫困地区内时，初始工资拐点两侧的子样本之间分化趋势更加明显。这与表3中贫困县（区）与职初工资的交互项系数显著传达了同样的信息。

综上说明：至少在首个教职岗位上，职初工资对延长教师的工作持续时间至关重要，是“下得去、留得住”的物质基础；而且，教师首份工作稳定性的收入效应在贫困地区更明显。当前贫困地区“乡村教师生活补助”的指导思想与此结论之间具有内在联系，但今后的补助工作也需要关注提高艰苦地区新教师起始工资，改变当前教师工资及福利等政策过渡向资深教师倾斜的后加载模式（Backloading pattern）。

表3 职初工资与农村教师首次工作单位变动

笔者就研究结果的稳健性作以下补充说明：第一，对于那些一直在当前所在学校工作的教师，他们很可能在调查结束后的某个时间点上发起主动流动，可能存在数据右删截（Right-censored）。Heckman两步选择模型的分析结果显示：Mills统计量λ为-73.692（p＝0.517），右尾删失所引起的样本选择问题可以忽略不计。第二，尽管表3第II和III栏的结果不是文章分析的重点，但它显示了教师职业经历变更原因对关键变量内涵和分析结果的重要影响。这再一次说明：有关教师职业流动的研究应高度重视情景因素，不能笼统地将所有能观测到的工作单位变动均界定“流动”，关于“教师流动”的文献需要根据教师职业经历变更的原因和动机更加精确地度量这个关键变量。

五、结语

基于甘肃省逾千名农村教师的职业经历细节信息，本研究利用概率回归和生存分析技术检验了职初工资对当地农村教师首次主动职业流动行为和首份工作持续时间的影响，得到如下几个基本结论。

第一，在甘肃农村地区，实际观测到的教师职业变更记录实际上是两种性质截然不同的流动总和：因个人原因、工作环境或生活条件等发生的主动流动和县教育局或乡教育办公室主导的行政调动。在涉及教师职业生涯选择的实证分析中，应区分教师工作经历变更的动机，更加精准地界定核心变量“流动”。

第二，职初工资对教师首次寻求工作单位变更概率和在第一份教职上停留时间的影响呈倒U型。而且，贫困地区的农村教师在首份工作上的持续月数受职初工资的影响更大。这对当前集中连片特困地区的“乡村教师生活补助”具有现实意义，将包括职初工资在内的收入提高到足以抵消不受欢迎的工作环境引起的负面效用的水平是“乡村教师支持计划”落实“下得去、留得住”工作要点的有效策略。