馬紅梅，陳 鈺，季 洋

（華中師范大學(xué)教育學(xué)院，湖北武漢 430079）

一、引言

“教育大計，教師為本”，確保各項鄉(xiāng)村教師的優(yōu)質(zhì)供給和穩(wěn)定發(fā)展是中國“鄉(xiāng)村振興計劃”的重要配套措施，也是執(zhí)行教育扶貧策略的基礎(chǔ)。工資低和工作環(huán)境艱苦被視為中西部的（貧困）農(nóng)村地區(qū)教師隊伍質(zhì)量總體偏低和流動性強等問題的直接原因。收入對穩(wěn)定教師隊伍起到了多大的作用以及工作環(huán)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(chǔ)教育調(diào)查（Gansu Survey of Children＆Families，以下簡稱“GSCF”）中，根據(jù)被訪教師關(guān)于工作歷史的回溯信息，曾在當(dāng)前所在單位以外的其他學(xué)校任教過的教師占比55%。在曾經(jīng)歷過工作變動①在英文文獻(xiàn)中，職業(yè)流動對應(yīng)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(jīng)歷變更”“職業(yè)流動”“工作單位轉(zhuǎn)換”等可以交替使用，不作概念上的區(qū)分。的1381名教師中，他們平均更換學(xué)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(xué)校（包括當(dāng)前工作單位在內(nèi)）有任職經(jīng)歷的教師近15%。

通過教師行業(yè)內(nèi)每次教職工作變動細(xì)節(jié)的描述，我們發(fā)現(xiàn)：甘肅農(nóng)村教師在每個學(xué)校的平均停留時間約76個月（約6年），但每份工作的持續(xù)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(jù)教師曾有在其他學(xué)校任教的經(jīng)歷并不能準(zhǔn)確描述他們的工作穩(wěn)定性或職業(yè)忠誠度，這種任教學(xué)校變更記錄很可能是當(dāng)?shù)亟逃姓芾聿块T人事調(diào)動或優(yōu)質(zhì)資源短期外援的結(jié)果。下表的初步統(tǒng)計結(jié)果顯示：“縣教育局分配”和“鄉(xiāng)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(huán)境而發(fā)生的工作單位變動。

表1 農(nóng)村教師工作變動原因的頻數(shù)及占比

由行政管理部門調(diào)配引起或由教師個人主動發(fā)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(zhì)截然不同，前者為被動調(diào)動，后者為主動流動。然而，大多數(shù)關(guān)于中小學(xué)教師流動的國內(nèi)研究通常不區(qū)分教師行為背后的動機和心理機制，而采用“流動”一詞統(tǒng)稱“教師職業(yè)經(jīng)歷變更”現(xiàn)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(qū)分主動離職和行政調(diào)動兩種情形，更加準(zhǔn)確的界定和度量“教師流動”。

本文考察了職初工資對農(nóng)村地區(qū)教師主動發(fā)起的首次職業(yè)經(jīng)歷變更及其在首個教職崗位上持續(xù)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(nèi)生性要素的干擾，能更“干凈”地理清變量之間的關(guān)系。［2-3］本研究主要回答以下兩個問題：職初工資對農(nóng)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(xù)工作時間的影響；這種影響是否因教師任教學(xué)校所屬地區(qū)為“國家級貧困縣”（以下簡稱“國貧縣”）而存在差異。結(jié)果顯示：職初工資對教師發(fā)起首次工作單位變更的概率及其首份工作的持續(xù)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(xù)時間受初始工資的影響更強，而對教師發(fā)生主動流動概率的影響則不顯著。

二、文獻(xiàn)綜述

在個人職業(yè)選擇自由的情況下，工作單位變更是勞動者自我學(xué)習(xí)和優(yōu)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(yè)選擇或變更也是個體在權(quán)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(jīng)得到普遍認(rèn)可的來自工資的物質(zhì)收入（Pecuniary reward）和尚未引起足夠重視的源于崗位環(huán)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(chǎn)率和其他背景特征既定的情況下，勞動者將根據(jù)自身心理偏好在物質(zhì)收益（W）和非物質(zhì)收益（N）之間尋求組合效用（U）的總收益凈現(xiàn)值（PV）最大化。［8-10］包括工作環(huán)境在內(nèi)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(nèi)部折現(xiàn)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(qū)經(jīng)濟地理環(huán)境（E），當(dāng)舒適的工作環(huán)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(chǎn)生心理效用損失的負(fù)向指標(biāo)，則公式（1）中的N不足，而當(dāng)這種負(fù)面影響得不到有效補償時，離職就可能發(fā)生。E可以具體化為若干操作指標(biāo)，例如，后文實證分析中的工作單位地處邊遠(yuǎn)艱苦的貧困地區(qū)。

如果Yit是第i位教師在時點t上觀測到的離職與否狀態(tài)，是以不可觀測的概率形式刻畫Yit的潛變量，［5］［12-13］數(shù)學(xué)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(jīng)濟理性”的影響。各國或地區(qū)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(chǔ)［14-15］：一方面，工資（或機會成本）是預(yù)測教師職業(yè)流動的有效指標(biāo)①工作單位變更與收入的穩(wěn)定增長相關(guān)，至少后者的30%由職業(yè)經(jīng)歷變更所致。［16］，［12］［17-21］工資提高10%能降低教師職業(yè)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(qū)的師資政策間接干預(yù)教師個人職業(yè)選擇的便捷措施。［24］另一方面，對于那些工作挑戰(zhàn)更大的崗位，物質(zhì)上的補償在一定程度上起到了減少教師職業(yè)流動的作用。例如，自2001年起，北卡羅納州為在薄弱中學(xué)教數(shù)學(xué)和科學(xué)課程或提供特殊教育服務(wù)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(xué)校優(yōu)秀教師流動概率降低17%②The North Carolina Bonus Program始于2001年秋季學(xué)期，覆蓋了117個學(xué)區(qū)，符合享受補助的教師所在學(xué)校需滿足如下條件之一：第一，80%及以上的學(xué)生具備享受免費午餐的資格；第二，在州學(xué)期課程結(jié)業(yè)統(tǒng)考中，代數(shù)I和生物課程有50%的學(xué)生低于平均水平；第三，所有持證上崗的數(shù)學(xué)、科學(xué)或特殊教育教師均有資格申請。這筆錢相當(dāng)于新入職或資深教師基準(zhǔn)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(gòu)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(xué)校系統(tǒng)專項津貼（Professional Compensation System for Teachers，ProComp）減少了教師跨學(xué)區(qū)流動的可能性，［26］但仍無法解決同一城市或?qū)W區(qū)內(nèi)的工作單位轉(zhuǎn)換問題。華盛頓地區(qū)貧困集中的學(xué)區(qū)也自2000年開始設(shè)立了相當(dāng)于工農(nóng)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(yōu)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(xué)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(shù)據(jù)的倍差分析結(jié)果顯示，GTF成功提高了優(yōu)秀新教師到薄弱學(xué)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(fā)展中國家的證據(jù)也顯示：相當(dāng)于工資水平30%～40%的額外地區(qū)津補貼能有效改變教師的職業(yè)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(yīng)”，［30］低于反應(yīng)閾限的經(jīng)濟激勵也不足以消除不利工作環(huán)境的負(fù)面影響。［31］例如，法國中央政府在工作環(huán)境更加艱苦的“教育發(fā)展優(yōu)先扶持區(qū)”（Zones d＇Education Prioritaire，ZDP）提供了僅相當(dāng)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(qū)特殊津補貼，基于7600所公立學(xué)校歷時12年、累計35萬條教師個人年度職業(yè)經(jīng)歷記錄的倍差分析結(jié)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(xiàn)至少可以提供了兩個方面的啟示：工資（或補助）等經(jīng)濟激勵對教師流動的影響具有非線性性質(zhì)，需要考察收入的高次項；關(guān)于經(jīng)濟激勵對教師職業(yè)行為引導(dǎo)作用的文獻(xiàn)均強調(diào)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?；诮逃姓芾砣耸聶n案年度追蹤記錄進(jìn)行分析，這種伴隨式教育管理數(shù)據(jù)很少記錄教師職業(yè)經(jīng)歷變動的原因，只能在一個時間連續(xù)體上記錄教師工作單位是否發(fā)生了變動，優(yōu)秀教師短期外援農(nóng)村或薄弱學(xué)校的現(xiàn)象也被視為“流動”。而Prost（2013）將所有觀測期內(nèi)前后兩個學(xué)年度學(xué)校代碼不同的情形均記為離職（Quit），無法排除行政調(diào)動的可能性。

我國農(nóng)村教師職業(yè)流動引起了國內(nèi)學(xué)術(shù)界廣泛而持久的關(guān)注，但這個領(lǐng)域的文獻(xiàn)還存在以下幾個方面的問題：第一，受數(shù)據(jù)采集困難等的限制，職業(yè)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(xué)?；蜣D(zhuǎn)行但實際沒有采取行動。。第二，研究內(nèi)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(xué)者也發(fā)現(xiàn)了收入在農(nóng)村教師職業(yè)選擇與變更中的重要作用，但這些文獻(xiàn)中的教師收入究竟是職業(yè)流動的前定原因還是后續(xù)結(jié)果，缺乏對其明確的說明。

利用甘肅20個縣（區(qū)）逾千名農(nóng)村教師報告的在此前所有學(xué)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(huán)境引起的主動流動，剔除了行政調(diào)動所致工作經(jīng)歷變更的樣本。我們將教師主動發(fā)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(biāo)作為被解釋變量。同時，為了避免當(dāng)前收入與職業(yè)流動之間因果關(guān)系不明問題，我們只考察了教師入職之初的工資對截至調(diào)查之日是否主動發(fā)起了職業(yè)流動以及他們的首份教職持續(xù)時間的影響。

三、主要變量與模型設(shè)定

本研究的核心工作是檢驗職初工資對農(nóng)村教師首次職業(yè)流動和首份教職持續(xù)時長的影響，在此基礎(chǔ)上，我們還檢驗了這種影響在不同經(jīng)濟發(fā)展水平的縣（區(qū)）間的異質(zhì)性。文章所用數(shù)據(jù)來自GSCF（2007），最終樣本涉及在20個縣（區(qū)）任教的兩千多名教師②關(guān)于GSCF的具體抽樣細(xì)節(jié)，感興趣的讀者可以參閱本研究團隊以往的研究。為了節(jié)省篇幅，此處省略這部分內(nèi)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(xué)校所屬縣（區(qū)）的經(jīng)濟地理信息，正式的分析剔除了曾經(jīng)跨縣（區(qū)）流動過的教師。此外，涉及物價調(diào)整時，筆者還查閱了《甘肅統(tǒng)計年鑒》中教師首次任教相關(guān)年份的居民消費物價指數(shù)（CPI）?？h（區(qū)）社會經(jīng)濟地理信息來自于國務(wù)院扶貧辦公室的相關(guān)文件。

（一）變量說明

1.結(jié)果變量

本研究的被解釋變量是教師主動發(fā)起的首次職業(yè)變動（MOVE）和首份教職的持續(xù)時間（DUR）。前者屬于“是/否”發(fā)生工作單位變更的二分變量，后者是以月為計數(shù)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(jié)果）所涉的兩個結(jié)果變量作詳細(xì)界定。

對首次職業(yè)經(jīng)歷變更而言，原始問卷直接問了教師“在這所學(xué)校之前，是否還在其他學(xué)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(jié)合教師關(guān)于第一次工作變動原因的回答，剔除因縣教育局和鄉(xiāng)教育站等教育主管部門主導(dǎo)的行政性調(diào)動或?qū)W校合并等外力導(dǎo)致的工作單位變動，滿足這兩個條件的教師即為自主發(fā)起職業(yè)流動者（MOVE＝1）；此前沒有在其他學(xué)校任教的教師（在問題“在這所學(xué)校之前，是否還在其他學(xué)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(fā)生在第二次或更晚，而原始數(shù)據(jù)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(xù)時間（DUR），我們?nèi)匀粚⒎治鰳颖鞠薅ㄔ谥鲃邮状瘟鲃雍蛷奈戳鲃舆@兩個群體，根據(jù)發(fā)生過職業(yè)經(jīng)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(xù)的月數(shù)；對于那些從未流動過的教師，根據(jù)他們?nèi)肼毮攴莺驼{(diào)查年月的時間差得到首份教職截至被訪之日的持續(xù)月數(shù)①實際上就是他們?nèi)肼氁詠矸e累的全部教齡時間。其中，2007年當(dāng)年入職的計4個月。。

為了便于讀者比較與對照，在所有發(fā)生過至少一次工作單位變更的子樣本中，研究者以被動調(diào)動（VOL＝0）為參照重新構(gòu)造主動流動樣本再重復(fù)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(jīng)歷的教師中不區(qū)分工作變動理由構(gòu)成全部流動樣本（即所有回答在此之前還在其他學(xué)校任教過的教師），然后以從未流動過的樣本為參照重復(fù)分析。表3第II組和第III組回歸結(jié)果即為這兩種設(shè)定下的估計結(jié)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(jù)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(xué)生涯始于二十世紀(jì)七八十年代，職初工資受當(dāng)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(dāng)年的物價指數(shù)進(jìn)行了平減處理。所有與貨幣有關(guān)的變量均折算成以2007年不變價格為準(zhǔn)的價值，并做了自然對數(shù)處理（WG）。同時，為了檢驗職初工資對教師職業(yè)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(shù)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(xué)校所在縣（區(qū)）是否貧困的交互影響。對照國務(wù)院扶貧辦的文件，被鑒定為“國貧縣”（POOR）的縣（區(qū)）取值為1，不在該名錄中的地區(qū)為非貧困地區(qū)（POOR＝0）。POOR即為公式（1）中E的具體操作指標(biāo)。

其他可能影響教師職業(yè)流動性和勞動力市場選擇可行能力的變量包括職初學(xué)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(yīng)“由教育廳和教育局逐級分配到縣和學(xué)?！薄爸苯拥酱丝h報名，然后由縣教育局分配到任意一所學(xué)校，自己無任何附加條件”“直接到此縣報名，條件是到那所學(xué)校（或確定的某所學(xué)校）工作”“直接到此縣報名，并通過了當(dāng)?shù)亟逃纸M織的考試后分配到學(xué)?！薄爸苯由暾埖侥撬鶎W(xué)校任教”“其他”這6個類別。筆者將教師具有明確的指定學(xué)校意向的選項進(jìn)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(xué)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(xué)變量以及教師所在縣（區(qū)）的邊遠(yuǎn)艱苦等級等都在所有模型中得到了統(tǒng)計控制。主要變量描述統(tǒng)計詳見表2。

（二）模型設(shè)定

教師自主發(fā)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(yīng)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(shù)（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(fēng)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(xù)時間（DUR）的影響，其平方項（WG2）是檢驗其非線性影響的設(shè)定。其中，職初工資與地區(qū)貧困（POOR）交互項能反映收入對首份工作持續(xù)時間的影響可能因地區(qū)外部工作環(huán)境而異的調(diào)節(jié)作用③地區(qū)工作環(huán)境貧困（POOR）的主效應(yīng)不是本研究討論的重點，為節(jié)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(yī)學(xué)所涉及的某個時間點t上病人生存（或死亡）的概率，勞動經(jīng)濟學(xué)領(lǐng)域的研究者將其置于個體工作或失業(yè)持續(xù)時間等情形中，［33-34］拓展了生存分析技術(shù)的應(yīng)用范圍。本研究對Cox初始模型做了技術(shù)上的反向操作，經(jīng)過這種處理后的結(jié)果解釋為：在控制人口學(xué)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(xù)（生存）的時間t。s0（t）是所有協(xié)變量取值為0時的情形，相當(dāng)于普通線性回歸中的截距項。

四、研究結(jié)果

表3報告了甘肅農(nóng)村中小學(xué)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(xù)時間的影響以及這種關(guān)系在經(jīng)濟發(fā)展水平不同的地區(qū)間的差異性。以下內(nèi)容摘錄了表3中的主要發(fā)現(xiàn)并對其進(jìn)行簡要的解釋和討論。

第一，職初工資對農(nóng)村教師首次工作經(jīng)歷變更以及首份教職的持續(xù)時間具有顯著的非線性影響。工資與主動離職的負(fù)向關(guān)系只有在起薪達(dá)到一定水平后才顯現(xiàn)出來（二次項系數(shù)的發(fā)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(yīng)分析結(jié)果顯示：職初工資位于它對農(nóng)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(yīng)量在貧困地區(qū)和非貧困地區(qū)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(yè)經(jīng)歷變更

職初工資對首份工作持續(xù)時間影響也呈倒U型，其影響性質(zhì)發(fā)生轉(zhuǎn)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(tǒng)計，僅約23%有效樣本的職初工資位于拐點右側(cè)。這意味著：超過70%教師的職初工資還沒有達(dá)到能有效延長首份工作持續(xù)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(xiàn)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(xiàn)了出更頻繁的流動且起始工資效應(yīng)的梯度（斜率）更大。

圖2 教師職初工資與首份教職持續(xù)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(qū)差異，但它對教師是否主動發(fā)起第一次工作變動的影響沒有表現(xiàn)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(qū)農(nóng)村教師首份工作的持續(xù)時間。我們還發(fā)現(xiàn)：一方面，在每個特定的時間范圍內(nèi)，非貧困縣（區(qū)）在留住教師方面都表現(xiàn)更好；另一方面，當(dāng)我們將樣本限定在貧困地區(qū)內(nèi)時，初始工資拐點兩側(cè)的子樣本之間分化趨勢更加明顯。這與表3中貧困縣（區(qū)）與職初工資的交互項系數(shù)顯著傳達(dá)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(xù)時間至關(guān)重要，是“下得去、留得住”的物質(zhì)基礎(chǔ)；而且，教師首份工作穩(wěn)定性的收入效應(yīng)在貧困地區(qū)更明顯。當(dāng)前貧困地區(qū)“鄉(xiāng)村教師生活補助”的指導(dǎo)思想與此結(jié)論之間具有內(nèi)在聯(lián)系，但今后的補助工作也需要關(guān)注提高艱苦地區(qū)新教師起始工資，改變當(dāng)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(nóng)村教師首次工作單位變動

筆者就研究結(jié)果的穩(wěn)健性作以下補充說明：第一，對于那些一直在當(dāng)前所在學(xué)校工作的教師，他們很可能在調(diào)查結(jié)束后的某個時間點上發(fā)起主動流動，可能存在數(shù)據(jù)右刪截（Right-censored）。Heckman兩步選擇模型的分析結(jié)果顯示：Mills統(tǒng)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(jié)果不是文章分析的重點，但它顯示了教師職業(yè)經(jīng)歷變更原因?qū)﹃P(guān)鍵變量內(nèi)涵和分析結(jié)果的重要影響。這再一次說明：有關(guān)教師職業(yè)流動的研究應(yīng)高度重視情景因素，不能籠統(tǒng)地將所有能觀測到的工作單位變動均界定“流動”，關(guān)于“教師流動”的文獻(xiàn)需要根據(jù)教師職業(yè)經(jīng)歷變更的原因和動機更加精確地度量這個關(guān)鍵變量。

五、結(jié)語

基于甘肅省逾千名農(nóng)村教師的職業(yè)經(jīng)歷細(xì)節(jié)信息，本研究利用概率回歸和生存分析技術(shù)檢驗了職初工資對當(dāng)?shù)剞r(nóng)村教師首次主動職業(yè)流動行為和首份工作持續(xù)時間的影響，得到如下幾個基本結(jié)論。

第一，在甘肅農(nóng)村地區(qū)，實際觀測到的教師職業(yè)變更記錄實際上是兩種性質(zhì)截然不同的流動總和：因個人原因、工作環(huán)境或生活條件等發(fā)生的主動流動和縣教育局或鄉(xiāng)教育辦公室主導(dǎo)的行政調(diào)動。在涉及教師職業(yè)生涯選擇的實證分析中，應(yīng)區(qū)分教師工作經(jīng)歷變更的動機，更加精準(zhǔn)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(qū)的農(nóng)村教師在首份工作上的持續(xù)月數(shù)受職初工資的影響更大。這對當(dāng)前集中連片特困地區(qū)的“鄉(xiāng)村教師生活補助”具有現(xiàn)實意義，將包括職初工資在內(nèi)的收入提高到足以抵消不受歡迎的工作環(huán)境引起的負(fù)面效用的水平是“鄉(xiāng)村教師支持計劃”落實“下得去、留得住”工作要點的有效策略。