趙德成, 曹宗清

(1.北京師范大學(xué) 教育學(xué)部, 北京 100875; 2.西南大學(xué) 教師教育學(xué)院, 重慶 400715)

一、問題提出

班主任是中小學(xué)日常思想道德教育和學(xué)生管理工作的主要實(shí)施者、學(xué)生成長的精神關(guān)懷者以及學(xué)生全面發(fā)展的引領(lǐng)者,在學(xué)生成長與學(xué)校教育高質(zhì)量發(fā)展過程中扮演著非常重要的角色。一直以來,我國都特別重視班主任隊(duì)伍建設(shè)。有關(guān)班主任工作的專門文件,如《小學(xué)班主任工作暫行規(guī)定》(1988)、《中學(xué)班主任工作暫行規(guī)定》(1988)、《中小學(xué)班主任工作規(guī)定》(2009)等,不僅從班主任的配備與選聘、職責(zé)與任務(wù)、待遇與權(quán)利、考核與獎懲等多個方面提出具體要求,而且強(qiáng)調(diào)建立健全班主任表彰制度,在績效工資分配中向班主任傾斜,以激勵教師愿意做班主任并做好班主任工作。中共中央、國務(wù)院頒布的《關(guān)于全面深化新時代教師隊(duì)伍建設(shè)改革的意見》與《深化新時代教育評價改革總體方案》等文件,也進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)了班主任隊(duì)伍建設(shè),重申在績效工資分配、評優(yōu)評先等方面向班主任傾斜。

已有研究發(fā)現(xiàn),當(dāng)前中小學(xué)教師的班主任任職意愿較低。如研究者對西部某市調(diào)研發(fā)現(xiàn),56.7%的班主任主觀上不愿意繼續(xù)從事班主任工作;[1]對中部某縣的調(diào)研顯示,有79%教師“服從學(xué)校安排”,而不是主動要求當(dāng)班主任;[2]對東部某發(fā)達(dá)地區(qū)的調(diào)查發(fā)現(xiàn),更多教師不愿意擔(dān)任班主任;[3]一些面向更大范圍、規(guī)模更大的調(diào)研也證實(shí),中小學(xué)教師不愿意擔(dān)任班主任的人數(shù)占比都接近或超過50%,最高比例超過了80%。[4-6]班主任任職意愿偏低以及部分學(xué)校的“班主任荒”現(xiàn)象,已經(jīng)成為制約中小學(xué)教育高質(zhì)量發(fā)展的重要人力資源管理問題。

影響教師擔(dān)任班主任意愿的原因復(fù)雜而多樣。有些研究者從社會人口學(xué)變量、個體心理感受、工作特征、學(xué)校環(huán)境和政策、家庭與社會等方面進(jìn)行探討,為破解教師擔(dān)任班主任意愿偏低的問題提供了一定的思路。在研究范式上,多思辨性研究或者經(jīng)驗(yàn)性總結(jié);在研究取向上,多側(cè)重探討教師不愿意擔(dān)任班主任的原因,從中立視角對教師意愿進(jìn)行客觀分析的較少;在研究方法上,很多研究讓教師填答半開放式選擇題,主觀報(bào)告愿意或不愿意擔(dān)任班主任的原因,基于教師在多種相關(guān)變量上報(bào)告的數(shù)據(jù)構(gòu)建多元回歸模型的定量分析相對較少;在數(shù)量不多的定量分析研究中,研究者通常從某個單一理論視角出發(fā)(如工作要求-資源理論[7-8]、情緒智力[9]等)探討少數(shù)變量對班主任任職意愿的影響,模型相對簡單,生態(tài)效度不夠。

在這樣的背景下,本研究擬整合傳統(tǒng)心理學(xué)的分析思路與工作嵌入理論,在班主任任職意愿影響因素定量分析中采用一個更加綜合的分析框架,在控制教師人口學(xué)特征變量的基礎(chǔ)上,從職業(yè)心理感受(包括工作滿意度、職業(yè)承諾、組織承諾)以及工作嵌入程度(涉及聯(lián)系、匹配、犧牲等維度)兩方面深入探討影響班主任任職意愿的因素,以彌補(bǔ)有關(guān)研究的缺失,為加強(qiáng)班主任隊(duì)伍建設(shè),完善教師人力資源管理相關(guān)政策提供依據(jù)。

二、一個綜合的分析框架

在本研究中,班主任任職意愿不僅指在任班主任對班主任崗位的去留意愿,而且包含非班主任教師未來擔(dān)任班主任的主觀意愿。在人力資源管理領(lǐng)域,任職意愿與離任、留任等問題緊密相關(guān)。本研究可從雇員離任、留任研究的相關(guān)理論中獲得啟發(fā)。

心理學(xué)家赫茨伯格(Frederick I. Herzberg)提出的雙因素理論(Hygiene-motivational Factors)認(rèn)為,滿意度不是一個從絕對不滿意到絕對滿意的連續(xù)體,滿意和不滿意實(shí)際上是兩個不同的變量。使雇員感到滿意的因素多屬于工作本身或工作內(nèi)容方面,是激勵因素;而使雇員感到不滿的則多屬于工作環(huán)境或工作關(guān)系方面,是保健因素。[10]雙因素理論為人們提供了一個探討雇員任職意愿的新視角:要減少雇員離任,組織需更關(guān)注保健因素;而要提升雇員的留任意愿,組織則要更強(qiáng)調(diào)激勵因素。20世紀(jì)60年代中期,心理學(xué)家亞當(dāng)斯(John S. Adams)提出公平理論(Equity Theory),[11]指出雇員不僅關(guān)心自己所得報(bào)酬的絕對量,而且關(guān)心自己所得報(bào)酬的相對量,雇員激勵程度取決于對自己、參照對象報(bào)酬和投入比例的主觀比較感受。當(dāng)雇員發(fā)現(xiàn)自己的報(bào)酬投入比率低于他人時,就會產(chǎn)生不公平感,就更有可能離職?？傮w來看,心理學(xué)家強(qiáng)調(diào)雇員任職意愿取決于外界環(huán)境因素對雇員主觀心理感受產(chǎn)生的影響。而在實(shí)證研究中,許多研究者通?；谟嘘P(guān)理論,將工作滿意度、職業(yè)承諾和組織承諾等心理感受變量納入定量分析模型。[12-14]

有關(guān)心理學(xué)理論為分析雇員離職或留任提供了分析框架,但基于某一特定心理學(xué)理論對雇員離職或留任的解釋仍然是有局限性的。從20世紀(jì)70年代開始,人們開始嘗試突破傳統(tǒng)心理學(xué)視角,構(gòu)建包括更多變量的解釋模型,使研究視角更加全面,越來越貼合復(fù)雜的工作情境,具有更好的生態(tài)效度。在眾多模型中,工作嵌入理論是最具影響力的一個。2001年,米切爾(Terence Mitchell)和他的團(tuán)隊(duì)發(fā)表《雇員為何留任:工作嵌入視角下的雇員離職》一文,[15]引入工作嵌入(Job Embeddedness)新概念,對“為什么在大部分情況下人們留在組織并沒有離職”進(jìn)行了深入分析,推動了雇員留任/離職理論的進(jìn)一步發(fā)展,產(chǎn)生重大影響。

工作嵌入理論的立意在于如何讓雇員留在組織中,而不是如何阻止他們離開組織。[16]這一理論主要關(guān)注雇員個體與組織內(nèi)外所有與工作相關(guān)的情境之間所形成的關(guān)系網(wǎng)絡(luò),以此反映個體與工作內(nèi)外情境的嵌入程度。[17]個體在組織內(nèi)外的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)越緊密,嵌入程度越深,就越可能留任,相應(yīng)地也就越少可能離職。具體而言,工作嵌入理論從聯(lián)系、匹配和犧牲三個維度展開分析。其中,聯(lián)系是指個體與組織或者其他人之間的正式或非正式連接,這種聯(lián)系要素越多且越重要,雇員離開這一崗位的可能性就越小。匹配是指雇員感知到的與組織內(nèi)外部環(huán)境的契合度或舒適性,當(dāng)雇員的價值觀、職業(yè)目標(biāo)和未來計(jì)劃越適應(yīng)組織文化和組織對他的工作要求(如工作知識、技能和能力),他就會與組織捆綁得越緊,也就越可能留任。已有研究表明,個人歸屬感會降低離職,[18]而較低的工作契合度會促使離職。[19]犧牲是指雇員感知到的因離職而喪失的物質(zhì)或心理成本。離開一個崗位或組織意味著放棄晉升、個人津貼、福利等,并且可能承擔(dān)變化所帶來的其他成本。若雇員離職時放棄的越多,他就越難斷絕與組織的雇傭關(guān)系。從整體而言,工作嵌入理論對離職的預(yù)測好于傳統(tǒng)模型中僅用工作態(tài)度或人員流動容易度等變量的預(yù)測。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)研究對象

本研究分兩個階段抽取樣本。第一階段,采用分層取樣法從北京市A區(qū)所有普通中小學(xué)中選取31所學(xué)校,其中城鎮(zhèn)校19所,非城鎮(zhèn)校12所;完全小學(xué)17所,完全中學(xué)4所,純初中校5所,九年一貫制學(xué)校4所,十二年一貫制學(xué)校1所。第二階段,采用整群抽樣與隨機(jī)抽取相結(jié)合的方法在樣本學(xué)校中選取教師,具體做法:若樣本學(xué)校教師總數(shù)低于60,采取整群抽樣;若教師總數(shù)多于60,則隨機(jī)抽取多于60且至少占全校總數(shù)2/3的教師。最終,1605名教師填答了問卷,剔除缺失值較多、存在異常值以及其他不符合要求的問卷,總計(jì)收到有效問卷1567份,有效回收率為97.6%。其中,男教師318名(20.3%),女教師1249名(79.7%);小學(xué)教師841人(53.7%),初中教師470人(30.0%),高中教師256人(16.3%);填寫問卷時(2021年5月)擔(dān)任班主任工作的有541人(34.5%),未擔(dān)任班主任工作的有1026人(65.4%)。樣本基本信息見表1。

表1 樣本基本信息(n=1567)

(二)研究工具

本研究采用問卷調(diào)查法,問卷由四部分構(gòu)成。第一部分是中小學(xué)教師的基本情況,包括性別、學(xué)歷、職稱等個人特征變量。第二部分是中小學(xué)教師在下一學(xué)年擔(dān)任班主任的主觀意愿情況。第三部分是教師職業(yè)心理感受問卷,題目來源于PISA 2015教師問卷,分為工作滿意度、職業(yè)承諾、組織承諾三個維度,各維度內(nèi)部一致性系數(shù)均在0.90以上。第四部分為借鑒工作嵌入英文量表[17]自編而成的工作嵌入中文問卷。經(jīng)探索性因素分析提取三個因子,分別對應(yīng)聯(lián)系、匹配和犧牲三個維度,各分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)依次為0.79、0.91和0.93。

(三)數(shù)據(jù)的收集與分析

本研究通過“問卷星”網(wǎng)絡(luò)平臺向教師發(fā)起問卷調(diào)查邀請。上述問卷均采用Likert 6點(diǎn)計(jì)分法。利用Stata 16.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析:一是描述性分析了解班主任整體任職意愿和各亞群體之間的差異;二是依次放入教師個人特征變量、心理學(xué)變量和工作嵌入理論變量構(gòu)建三個Logistic回歸模型,探討在控制其他變量情況下各變量對班主任任職意愿的影響;三是采用夏普利值分解方法進(jìn)一步分析各自變量對因變量的貢獻(xiàn)率。

四、研究結(jié)果與分析

(一)中小學(xué)教師擔(dān)任班主任的整體意愿分析

中小學(xué)教師擔(dān)任班主任的整體意愿怎么樣,是本研究的核心問題。教師根據(jù)愿意與不愿意的程度報(bào)告“下一學(xué)年,您是否愿意申請做班主任”,在Likert 6點(diǎn)量表上做出選擇。結(jié)果表明,選擇“非常不愿意”的教師占27.1%,“比較不愿意”的占15.9%,“有點(diǎn)不愿意”的占15.9%,將以上三類合并為“不愿意”,總計(jì)有922人,占教師總數(shù)的58.9%;選擇“有點(diǎn)愿意”的占11.1%,“比較愿意”的占14.0%,“非常愿意”的占16.0%,將以上三類合并為“愿意”,總計(jì)有645人,占總數(shù)的41.1%。將教師報(bào)告的意愿值作為連續(xù)數(shù)據(jù)作進(jìn)一步計(jì)算,所有教師在下一學(xué)年擔(dān)任班主任的意愿平均值為3.17,整體意愿偏低。

2014年,中央編辦、教育部、財(cái)政部聯(lián)合頒發(fā)的《關(guān)于統(tǒng)一城鄉(xiāng)中小學(xué)教職工編制標(biāo)準(zhǔn)的通知》提出,“將縣鎮(zhèn)、農(nóng)村中小學(xué)教職工編制標(biāo)準(zhǔn)統(tǒng)一到城市標(biāo)準(zhǔn),即高中教職工與學(xué)生比為1∶12.5、初中為1∶13.5、小學(xué)為1∶19?！盵20]將這一標(biāo)準(zhǔn)轉(zhuǎn)換為班師比,按每個班級40人粗略計(jì)算,高中、初中和小學(xué)的班師比分別為1∶3.20、1∶2.96、1∶2.11。因此,中小學(xué)教師中需要有三分之一到二分之一的人承擔(dān)班主任工作。在本研究中,盡管表示愿意承擔(dān)班主任工作的教師已占到總數(shù)的41.1%,在95%可靠度上估計(jì),教師愿意擔(dān)任班主任的最低比例超過三分之一,但其中“非常愿意”擔(dān)任班主任工作的教師僅占總數(shù)的14.2%～17.8%;而且,在愿意擔(dān)任班主任的教師中,實(shí)際上還有部分教師無法勝任或不便于擔(dān)任班主任工作。因此,中小學(xué)在聘任班主任時的選擇空間仍然比較有限。

(二)各亞群體擔(dān)任班主任意愿的比較分析

在中小學(xué),哪些亞群體教師更愿意或更不愿意擔(dān)任班主任工作?我們描述不同亞群體擔(dān)任班主任的意愿程度,統(tǒng)計(jì)意愿的平均水平、標(biāo)準(zhǔn)差及CV值;采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)或單因素方差分析進(jìn)行了組間比較,考察組間差異是否達(dá)到統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的顯著性水平;計(jì)算每一個分類變量的效應(yīng)量,以更客觀分析每一種因素對教師意愿的影響,結(jié)果如表2所示。

表2 各亞群體擔(dān)任班主任意愿的描述性統(tǒng)計(jì)及組間差異檢驗(yàn)(n=1567)

由表2可見:(1)除男性教師與女性教師之間的班主任任職意愿無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的顯著差異,其他相對亞群體之間的差異均達(dá)到顯著的水平。(2)相對于城鎮(zhèn)校教師,非城鎮(zhèn)校教師的班主任任職意愿更高;相對于高中教師,初中和小學(xué)教師的班主任任職意愿更高;相對于大學(xué)本科和大專及以下學(xué)歷的教師,研究生及以上學(xué)歷教師的班主任任職意愿更高;就不同職稱群體的教師而言,未定級教師和一級教師的任職意愿分別是最高和最低。(3)多個因素的效應(yīng)量達(dá)到小效應(yīng)量水平。效應(yīng)量是衡量處理效應(yīng)大小的指標(biāo),在樣本容量較大的情況下,相較于平均數(shù)差異顯著性檢驗(yàn),效應(yīng)量能更好地反映因素引起因變量差別的程度。表2顯示,在平均數(shù)差異檢驗(yàn)中達(dá)到顯著性水平的所有因素中,除任教學(xué)段差異外,各因素的效果量都超過小效果量的臨界值,說明與這些因素相關(guān)聯(lián)的班主任任職意愿差異具有實(shí)質(zhì)性意義。

(三)各變量對班主任任職意愿的Logistic回歸分析

對不同亞群體間教師擔(dān)任班主任意愿的差異檢驗(yàn),是在沒有控制其他變量的情況下所做的分析,可能受到內(nèi)生性問題的干擾。要更為客觀、深入探討影響班主任任職意愿的因素,可以基于全樣本數(shù)據(jù),以班主任任職意愿為因變量進(jìn)行多元回歸分析,從而在控制其他變量的前提下定量分析每個因素對班主任任職意愿的影響。由于本研究中因變量,即班主任任職意愿為離散型數(shù)據(jù),因此我們將其轉(zhuǎn)換為二分變量,即將“有點(diǎn)愿意”“比較愿意”“非常愿意”整合為“愿意”,取值為1,將原來的“非常不愿意”“比較不愿意”“有點(diǎn)不愿意”整合為“不愿意”,取值為0,并進(jìn)一步以人口學(xué)特征變量、心理感受變量、工作嵌入變量等多個變量為自變量,構(gòu)建多個Logistic回歸模型。綜合使用似然比、ROC曲線以及Hosmer-Lemeshow 檢驗(yàn)等方法,對模型進(jìn)行擬合度檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)模型具有良好的擬合度。

回歸分析的數(shù)據(jù)結(jié)果表明:(1)在人口學(xué)特征變量方面,學(xué)校位置、學(xué)歷以及職稱等變量能顯著預(yù)測班主任的任職意愿,在三個模型中回歸系數(shù)都具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的顯著性。具體地說,在控制其他變量情況下,非城鎮(zhèn)校教師比城鎮(zhèn)校教師愿意擔(dān)任班主任的幾率高45%;學(xué)歷每提高一個等級,教師愿意擔(dān)任班主任的幾率就提高56.7%;而職稱的回歸系數(shù)顯著為負(fù),說明隨著職稱的提高,教師擔(dān)任班主任意愿呈下降趨勢。(2)在心理學(xué)變量中,職業(yè)承諾在模型二和模型三中的回歸系數(shù)都達(dá)到統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性,分別是0.262和0.224,OR值為1.3和1.251。職業(yè)承諾能夠顯著正向預(yù)測班主任任職意愿,職業(yè)承諾每提高一個單位,教師愿意擔(dān)任班主任的幾率便提高20%以上。(3)在工作嵌入變量中,匹配和犧牲兩個變量能顯著正向預(yù)測班主任的任職意愿,即教師與工作的匹配度越高,離開班主任崗位時犧牲得越多,教師就越愿意擔(dān)任班主任。匹配和犧牲的OR值分別是1.419和1.193。

為進(jìn)一步比較模型中各自變量對因變量的貢獻(xiàn)程度,本研究在回歸的基礎(chǔ)上,采用夏普利值分解方法計(jì)算各變量對因變量差異程度的貢獻(xiàn)率,結(jié)果如表3所示。在模型三即全模型中,在系數(shù)顯著的變量里,貢獻(xiàn)率排名前三的分別是職業(yè)承諾(19.1%)、匹配(13.9%)和犧牲(11.8%),而職稱、學(xué)歷和學(xué)校位置分別占8.9%、7.8%和7.0%。

表3 班主任任職意愿的Logistic 回歸分析和夏普利值分解結(jié)果

五、討論與建議

在本研究中,樣本地區(qū)中小學(xué)教師不愿意擔(dān)任班主任的人數(shù)比例為58.9%,在95%可靠度上估計(jì),55.1%～62.9%的教師不愿意擔(dān)任班主任,存在意愿偏低的問題。此外,教師的學(xué)歷、職稱、職業(yè)承諾、工作匹配度、與離任相聯(lián)系的犧牲等多種因素對班主任任職意愿具有顯著的預(yù)測作用。基于上述結(jié)果,我們在充分討論的基礎(chǔ)上提出以下三點(diǎn)建議。

(一)加強(qiáng)班主任人力資源開發(fā),優(yōu)先關(guān)注重點(diǎn)人群

要應(yīng)對班主任任職意愿偏低的問題,除了通過多種舉措激勵在崗班主任留任外,中小學(xué)校還必須加強(qiáng)人力資源開發(fā),發(fā)現(xiàn)、培養(yǎng)和聘任一些目前不是班主任的教師補(bǔ)充、優(yōu)化班主任隊(duì)伍。而要有效開發(fā)班主任人力資源,中小學(xué)校應(yīng)優(yōu)先關(guān)注兩個重點(diǎn)人群。首先,重點(diǎn)關(guān)注城鎮(zhèn)學(xué)校教師中的班主任人力資源開發(fā)。在本研究中,城鎮(zhèn)校教師擔(dān)任班主任的意愿水平極其顯著地低于非城鎮(zhèn)校教師;城鎮(zhèn)校教師比非城鎮(zhèn)校教師愿意擔(dān)任班主任的比例低45%。這可能與樣本地區(qū)城鎮(zhèn)學(xué)校班額較大、家長對高質(zhì)量教育的需求更強(qiáng)烈、班主任面臨的壓力更大有關(guān)系。在城鎮(zhèn)學(xué)校,如何建設(shè)家校社協(xié)同的育人新模式,如何減輕班主任的工作壓力,以及如何加強(qiáng)班主任激勵,亟待管理者分析與解決。其次,煥發(fā)年長教師的工作活力,激發(fā)其班主任任職意愿。本研究發(fā)現(xiàn)隨著教師職稱的提高,其擔(dān)任班主任的意愿明顯下降;而隨著教師學(xué)歷的提高,其擔(dān)任班主任的意愿明顯提升。這可能是隱藏在職稱與學(xué)歷背后的另外一個因素在發(fā)揮作用——教師教齡。教師教齡越長,原始學(xué)歷越低,年長教師的學(xué)歷低于年輕教師。同時,教師教齡越長,職稱越高,年長教師的職稱高于年輕教師。所以,年長教師是一個需要重點(diǎn)關(guān)注的群體,中小學(xué)要完善激勵政策,特別是完善績效工資分配制度,以調(diào)動年長教師承擔(dān)班主任工作的積極性。

(二)改善工作設(shè)計(jì),增加班主任崗位本身的吸引力

組織行為學(xué)中將雇員激勵分為外在激勵與內(nèi)在激勵兩種形式,它們分別與外部動機(jī)和內(nèi)部動機(jī)相聯(lián)系。從雙因素理論來看,與保健因素相聯(lián)系的通常是外部激勵,與激勵因素相聯(lián)系的則是內(nèi)部激勵。相對而言,內(nèi)部激勵所激發(fā)的動力強(qiáng)度與持久性要好于外部激勵,特別是對于知識型雇員來說。本研究發(fā)現(xiàn),教師的職業(yè)承諾以及工作嵌入中的匹配度對班主任任職意愿有顯著的正向預(yù)測作用。夏普利值分解進(jìn)一步揭示,兩者對因變量差異程度的貢獻(xiàn)率排在第一位和第二位,其總貢獻(xiàn)率達(dá)到33.0%。這表明,教師感覺崗位工作特征與自身需求越匹配,越喜歡本職工作,就會得到內(nèi)在激勵,從而越愿意主動承擔(dān)班主任工作。因此,中小學(xué)校要重視工作設(shè)計(jì),從工作內(nèi)容、工作條件、工作環(huán)境、工作要求、工作關(guān)系、權(quán)責(zé)界定等多方面重新審視班主任崗位設(shè)計(jì),使班主任工作環(huán)境更舒適、工作內(nèi)容更清晰、工作關(guān)系更簡捷、工作流程更高效、權(quán)責(zé)邊界更明確。工作設(shè)計(jì)改善了,班主任不再像原來那樣在班級管理中承擔(dān)無限責(zé)任,不再被要求完成一些意義不大的事務(wù)性工作,當(dāng)遇到問題時不再是孤軍奮戰(zhàn),那么,班主任崗位本身的吸引力就會增加,教師對班主任工作本身的滿意度、成就感與幸福感會提升,擔(dān)任班主任的意愿也就越來越強(qiáng)。

(三)推動績效改革,加大向班主任的傾斜力度

研究結(jié)果發(fā)現(xiàn),在工作嵌入變量中,犧牲這一維度對班主任任職意愿也具有顯著性的正向預(yù)測作用,犧牲變量每提高一個單位,教師愿意擔(dān)任班主任的幾率增長19.3%。這個因素的貢獻(xiàn)率為11.80 %,在所有具有顯著預(yù)測力的自變量中居第三,是影響教師擔(dān)任班主任意愿的又一重要原因。通俗地說,即教師擔(dān)任班主任后在工資、福利、晉升等方面的回報(bào)越多,他由班主任到非班主任所帶來的犧牲就越大,他就越愿意擔(dān)任班主任。這表明,提高班主任待遇可有效提升教師的班主任任職意愿。我國從2009年起在義務(wù)教育階段中小學(xué)推行教師績效工資政策,教師收入有所增長,但多勞多得、優(yōu)績優(yōu)酬、按勞分配的體制尚未真正建立起來,班主任津貼偏低的問題在很多地方都有所反映。2019年底,北京市做出新部署,要求各區(qū)與中小學(xué)完善教師績效工資制度,在增量改革的基礎(chǔ)上提高班主任津貼,每個班級的班主任費(fèi)基數(shù)為每月800元,再按照每生每月40元的標(biāo)準(zhǔn)累加核算。這一改革為其他省市提供了一個改革范本。在未來,各地市應(yīng)進(jìn)一步深入推動績效工資改革,切實(shí)打破“大鍋飯”,建立多勞多得、優(yōu)勞優(yōu)酬的勞動分配制度,而且有意識地加大向班主任傾斜的力度,在榮譽(yù)評選、職稱晉升等方面也優(yōu)先考慮班主任,讓班主任在勞動分配中獲得更加豐厚、更加公平的回報(bào),不斷提高教師的班主任任職意愿。

六、結(jié) 語

本研究整合了心理學(xué)分析思路與工作嵌入理論,對中小學(xué)教師的班主任任職意愿及影響因素進(jìn)行了定量分析,具有一定的創(chuàng)新性與實(shí)踐價值,但同時還存在亟待改進(jìn)的不足。第一,班主任任職意愿影響因素的作用機(jī)制亟待更深入的探討。本研究構(gòu)建了一個較為綜合的分析框架,經(jīng)Logistics回歸發(fā)現(xiàn)多個對班主任任職意愿具有顯著預(yù)測效應(yīng)的因素,但這些因素的作用機(jī)制尚不清楚,研究者在未來可通過構(gòu)建中介效應(yīng)或調(diào)節(jié)效應(yīng)模型做進(jìn)一步的探討。第二,研究取樣范圍亟待進(jìn)一步拓展。教師擔(dān)任班主任的意愿不僅與個體因素和學(xué)校因素緊密相關(guān),還在很大程度上受地方教育政策,特別是人力資源管理政策(如教師績效工資、職稱晉升、課后延時服務(wù)等)的影響。本研究以北京市A區(qū)中小學(xué)教師為樣本實(shí)施問卷調(diào)查,若更換樣本地區(qū),或者擴(kuò)大取樣范圍,是否會有不同的發(fā)現(xiàn),亟待進(jìn)一步研究。研究者在未來可考慮在更大范圍選取一個有代表性的全國性樣本實(shí)施調(diào)研,在國家水平上做更深入的分析,從而為國家完善新時代教師隊(duì)伍建設(shè)相關(guān)政策提供實(shí)證依據(jù)。