農村教師勞動力市場的本地人效應：基于甘肅基礎教育調查的證據

馬紅梅，孫 丹

(華中師范大學教育學院，湖北武漢 430079)

一、引言

“百年大計，教育為本；教育大計，教師為本……教師是教育發展的第一資源”。教師隊伍建設是推動城鄉義務教育一體化發展的重要內容，在黨和國家工作全局中具有重要地位。近年來，國家實施了一系列鄉村教師培養和發展政策。例如，國務院辦公廳關于印發《鄉村教師支持計劃(2015—2020年)的通知》(國辦發〔2015〕43號)將努力培育一支“下得去、留得住、教得好”的鄉村教師隊伍確立為當前的核心工作。在關于印發《教師教育振興行動計劃(2018—2022年)》的通知(教師〔2018〕2號)和《關于全面深化新時代教師隊伍建設改革的意見的通知》(中發〔2018〕4號)中，政府均反復強調了落實農村地區師資工作的決心。

在中西部的農村學校，受制于當地地區經濟地理環境，吸引和留住教師面臨更大的挑戰。國家通過“特崗計劃”“三支一扶”“公費師范生”“輪崗交流”等“項目”導向的師資補充政策在一定程度上緩解了偏遠農村地區教師資源短缺的問題，但這些“項目制”教師總體上流動性強。因此，一部分基層教育管理工作者和從事理論工作的學者開始呼吁農村教師隊伍建設的“本土化”。國家教師政策也提倡“鼓勵地方政府和師范院校根據當地鄉村教育實際需求加強本土化培養，采取多種方式定向培養‘一專多能’的鄉村教師”。

然而，這種“本地化”策略是否能起到“鼓勵(優秀)教師(長期)終身從教”的作用？能否兼顧“公平而有質量的教育”的時代需求？本文將從基于甘肅基礎教育調查(Gansu Survey of Children & Families，以下簡稱“GSCF”)收集的近千名教師微觀個體數據，分析師資來源地對教師職業穩定性及其教學績效的影響，為上述“本地化”主張可行與否提供初步證據。作者根據教師提供的職業經歷詳細信息，剔除了由行政調動產生的工作單位變更情形且在“留多久”的分析中只關注首份教職(主動離職或從未變更工作前的持續時間)，在測量“留得住”方面更加精準。如果“留得住”的本地教師都是“教不好”的教師，這種職業穩定性仍然不為“內涵式發展”所需，作者進一步利用“教師—學生—學科”三維匹配數據，檢驗了“留下來”的本地教師是否能在他/她所教學科中促進學生的學業成長。

基于概率回歸、生存分析(Survival analysis)和普通線性回歸等統計技術，作者的研究結果發現：第一，本村出生的教師職業穩定性更高、主動變更工作單位的概率更低、在首份教職上的停留時間更長；第二，本村出生的教師與外地教師在教學質量上沒有顯著差異。本研究有助于學術界加深對中西部農村地區教師資源配置策略的認識，文中的相關發現對農村地區的師資補充(Recruit)和維護(Retain)工作具有參考價值。

文章余下部分的結構安排如下：第二部分是對相關文獻的回顧；隨后簡要介紹數據、變量和模型界定；第三部分報告實證結果并進行必要的討論；最后總結研究的基本結論、啟示與局限。

二、文獻綜述

地理區位對個人生活方式等產生重要影響，勞動力市場上的職業選擇行為也不例外。它的作用機制至少有如下兩個方面的表現。第一，Tobler的地理學第一定律表明，“距離更近的事物聯系更緊密”，遙遠的事物本能地具有距離威懾效應(Distance deterrence effect)，與不確定性和心理陌生感相聯系。[1]個人的工作方位選擇在很大程度上也體現了這種“空間的力量”。第二，人文地理的研究者H?gerstrand[2]還認為，人與空間之間形成了一種叫做“地方感”(Sense of place)的心理磁場，“地方不只是一個承載的客體，更是某些主體的客體，不只是客觀的承載體，也是主觀的承載體。地方被每個行動者視為一個有意義、感覺和價值的中心；地方是一個可以感情附著的焦點，是一個可以讓人感覺到充滿意義的地方”。[3-4]“地方感”實際上是人對社區精神氣質的認同，對工作心態和效率都產生潛在影響。

作為一個職業群體，教師在勞動力市場上的一系列選擇也體現了對特定地理空間范圍的偏愛?；陂L時段大規模伴隨式管理檔案數據的研究結果顯示，教師更喜愛幼時成長的地方或與家鄉有近似氣質的學區，尤其是在環境更優渥的大都市郊區長大的教師更是如此。[5-6]基于1999—2002年紐約州4萬多名教師的檔案數據，Boyd和他的研究團隊發現，出生地與當前工作學校的距離是教師是否“下得去、留得住”的關鍵要素。一方面，教師更傾向于選擇離家近的工作單位，80%以上的教師在離出生地40英里內工作；[7]職前教師畢業院校以及曾經實習過的學校也是教師任教地點選擇的“錨點”，[8]新教師首次任職的學校位于大學母校周圍的概率高達36%；[9]另一方面，出生地與工作地之間的距離遠近能有效預測教師是否發起工作單位變動的主動申請，[10]這個結論在基于50多萬意大利中小學教師人事管理檔案追蹤數據的研究中也得到了確證。[11]

這種“不遠游”的個人偏好對農村地區的師資補充具有現實意義。例如，如果更加艱苦的地區或薄弱學校需支付額外的補償才能消除不良環境引起的心理負效用，本地教師對這種從小就習慣了的不受歡迎崗位環境的敏感程度低，心理保留價值更低；換言之，聘用本地教師所需的環境補償成本更低。[12]此外，由于教師是一個相對“女性化”的職業，[13]向這些本地高技能女性開放農村教師職業之門，通過“供給效應”降低當地教師勞動力市場的價格，同樣可以節約人力成本。[14-15]

在中國鄉村教師隊伍建設過程中，國內農村教育專家也開始關注鄉村教師來源地問題。[16]鄔志輝在《鄉村教師：農家子女支撐鄉村義務教育大廈》一文中提供了中國農村教師來源地本土化的證據，“從縣城、鄉鎮到村屯，越是接近農村教育體系的末端，教師本地任教的比例越大……本縣跨鄉鎮任教的教師比例逐級減小”[注]在縣城學校，除去教師父輩居住在縣城的以外，父輩居住在本縣其他鄉鎮的比例高達73.27%，鄉鎮學校的這種情況為50.34%，村屯學校的比例則為43.27%。詳見：zqb.cyol.com/html/2015-03/02/nw.D110000zgqnb_20150302_1-12.htm。。學段越低的教師來源地越本地化的基本趨勢與意大利教師的職業選擇半徑的結果一致。[11]與其他國家看法不同的是：在中國，人們對農村教師表現出的這種“戀家”更多持同情態度，將其視為是一種不得已而為之的被動選擇，本地教師甚至與低質量具有某種隱隱約約的不明聯系。

與此同時，當通過“特崗計劃”或“新機制”等項目補充條件好、學歷高的師資無法從根本上解決優質師資短缺的問題時，[17]“本土化”的必要性被重新審視，[18-19]政策制定者和理論工作者也開始討論“何為優秀教師”的本質問題。然而，這個想法至今還停留在理論猜想層面。聘用本地教師有哪些優勢以及對教學質量是否有不良影響等現實問題，文獻并沒有提供基于數據的可信經驗證據。本文進一步補充了農村教師勞動力市場“本地人效應”的中國證據，包括他們是否“下得去、留得住、教得好”。在一個高度“本地化”的西部農村地區，“下得去”基本是一個既成事實，因此，文章將重點聚焦在教師的職業穩定性和教學績效是否體現了本地人優勢上。

三、研究設計

(一)數據來源

本研究的核心工作是檢驗農村教師勞動力市場上的“本地人效應”，所用數據GSCF是在世界銀行等國際贊助方的支持下，由西北師范大學、賓西法尼亞大學等機構合作開發并最終委托甘肅統計局完成的大型調查。GSCF涉及橫跨該省版圖的20個抽樣縣(區)。本文的分析對象來自同一相對落后的省份，但他們又供職于發展水平參差不齊的縣(區)所轄的農村地區，保證“可比性”的同時又保持了必要的統計學“差異”，為本文的研究設計提供了便利。

GSCF以學生為基本的抽樣元素，也附帶收集了被抽樣孩子的父母、所在村村長、所在學校校長、班主任和各科任教師等方面的信息。關于這個數據的詳盡描述，感興趣的讀者可參閱作者基于GSCF的一系列實證研究，[20]此處不再贅述。

“特崗”“支教”“退休返聘”以及“代課”等類別的教師本身具有特殊性，文章不予以分析，作者將分析樣本限定在全職公辦教師群體中。同時，鑒于控制學校所屬縣(區)固定效應的需要，作者剔除了曾經跨省和跨縣(區)流動的個體。

(二)變量說明

1.結果變量

本研究的被解釋變量包括教師的職業穩定性和所教學生在相關學科上的表現水平，分別對應是否“留得住”“教得好”的問題。其中，職業穩定性包括截至調查之日教師是否主動發起至少一次工作單位變更(MOVE)和教師在首份教職上的停留時間(DURA)；學業表現是項目組采集的現場測試成績，包括語文(CHIN)和數學(MATH)兩個學科。下文將對這兩個維度的結果變量進行簡要說明。

第一，教師的職業穩定性回應了是否“留得住”的問題。原始問卷問及教師“在這所學校之前，是否還在其他學校教過書”，做了肯定回答的受訪者進一步被追問曾在多少所學校任教過以及前4份教職工作的起始時間、所在方位、終止原因等細節。在全部具有工作經歷變動的教師中，“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，因此，有必要更加精準地界定教師職業穩定性(或流動性)。利用被訪教師報告的在此前所有工作單位任職經歷的詳盡信息，作者剔除了由縣教育局、鄉教育辦公室等人事主管部門主導的行政調動以及由于學校合并等不可抗力因素導致的被動變更，保留了因個人原因或追求更好的生活和工作環境等主動發起工作單位變更的流動子樣本(MOVE=1)以及沒有在其他任何學校供職的未流動樣本(MOVE=0)。所有的被動調動樣本均不計入文中的任何主體分析。

對于具有主動工作單位變更經歷的樣本，根據教師提供的此前每份教職工作的起止年月即可得到其主動離職前的這份教職持續(生存)時間(DURA)；而對于一直在本校工作的教師，他們首份工作停留時間即為截至調查之日的全部工作時間[注]未流動樣本缺少首次入職月份的信息，作者只能大致計算工作年限，將這個數值乘以12即轉換為月數(可能存在一定的度量誤差)。GSCF的調查時間是6月，而當年入職的教師通常在春季學期開學(2月)開始工作，因此，這部分調查當年入職的教師大約已經在目前的工作崗位上持續了4個月。此外，對于所有不符合常識的工作持續時間(例如，小于0)，作者將其視為無效觀測值。。鑒于GSCF采集了豐富的首次任教的初始工作狀態信息，但第2-4份教職工作變動的前定信息不充分[注]盡管如此，GSCF在教師專項數據庫建設方面做出了巨大努力，在教師過往職業經歷信息的問題中，“您在這所學校工作之前的執教經歷”的題目最多涉及到教師在當前工作單位之前的4次行業內工作經歷變更，包括此前每份工作與目前工作地點相比較的方位(省外/省內其它縣/縣內其它鄉/本鄉其他學校)、地點(縣城/鄉鎮/農村)、起止年月以及變更緣由。，文中只保留第一份教職進行分析。

第二，教師的教學績效度量了是否“教得好”。GSCF采集了學生在語文和數學兩個科目上的現場測試成績，這種獨立于教育行政部門且沒有事先通知的臨時測試具有測量信效度上的優勢，它對教師和學生的實際利益幾乎不產生任何影響，無需應付考試的“操控性”努力，測量誤差小。[21]作者以年級為單位將其轉化為Z分數，同時，參照中國學校系統的傳統計分習慣，將Z分數二次平移為一個均值是70和標準差是10的分布。根據教師當前的主授科目以及兼任課程等信息，作者識別了教師的學科身份[注]主授課程和兼任課程中只要含有“語文”或“數學”的都被認為可以和學生的語文成績或數學成績之間建立業務聯系，這種識別方法導致24名教師同時具有兩個學科身份歸屬。，將學生在語文和數學課程上的測試成績與其科任教師精確匹配，但這樣的操作過程也導致大量分析樣本的損失。

2.解釋變量

教師來源地(ORGj)是本研究解釋甘肅農村教師勞動力市場選擇行為及與此相對應的業務表現的核心解釋變量。原始問卷中將教師的來源地分為本村、本鄉其他村、本縣其他鄉、本省其他縣和其他省份5個類別，由于來自外省的教師較少，作者將其與本省其他縣的情形合并為一個類別。在后文的分析中，本村出生的教師(ORG0)是參照組，余下來源地類別(ORG1，ORG2，ORG3)分別對應“本鄉其他村”“本縣其他鄉”“外縣或外省”3個系數。

總體上，甘肅農村教師勞動力市場的輻射半徑小、師資來源地相對單一，主要由本村以及周邊村莊或鄉鎮的人構成，大多數教師都是來自周邊一二十公里的人。來自本村、本鄉其他村和本縣其他鄉的教師占比分別為22.6%、29.8%和41.3%，省內其他縣或其他省的“外地”教師占比約6%。此外，在配偶職業亦為“教師”的753個個案中，作為被訪教師家屬的教師，出生地在本村、本鄉其他村、本縣其他鄉的比例分別為10.9%、25.5%和54.2%，來自本省其他縣和其他省的僅占8.4%和1.1%[注]此處報告的職業是“教師”的被訪教師配偶情況，與表1中的描述統計可能有所不同，表1中沒有對對方職業做限定，包括經商、務農、無業等所有提供了完整信息的類別。。

在職業穩定性的分析中，作者還控制了教師性別、職初工資及其平方項、從教動機、初始學歷、縣(區)的固定效應等。鑒于家庭關系也直接影響個人的勞動力市場選擇行為，[22]作者還根據教師在其配偶出生地和職業等方面的信息，在考察主動離職和首份教職持續時間長度時，控制了已婚教師的配偶來源地(SORGj)。而在探討教師來源地對學生學業成績影響的分析中，學生性別、父母受教育年限、同時施測的另一個科目測試成績、教師性別、職初工資、入職之初的學歷、工作年限及其平方項、職稱等級、縣(區)固定效應等文獻常提及的教育生產函數變量都得到了有效控制。

表1 主要變量的界定、測量與分布

注：1.教師及其配偶來源地均為類別變量，此處報告的是將其轉換成4個0/1二分的虛擬變量，其均值×100表示該類別的樣本占比；2.表中省略文中不做詳細討論的控制變量，若有需要，歡迎索取。

(三)模型界定

本研究的核心任務是檢驗教師來源地對其職業穩定性和教學績效的影響。如前所述，MOVE和DURA分別是二值和計數的受限因變量，適用概率回歸。對于前者，作者利用probit二值響應模型刻畫不同來源地的教師主動離職概率的差異；對于后者，作者基于生存分析技術并調用Cox風險模型(Hazard model)，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做了解釋上的拓展。文中放松了比例風險(Proportionate hazard，PH)的強假設，參數設定中考慮了時間上的加速衰減問題(Accelerated failure time，AFT)。為了保持解釋上的一致性，作者將基于教師首份教職持續時間的結果進行了反向解釋，報告的是某一特定時間內教師主動發起首次工作單位變更的概率。

學生成績是嚴格連續的變量，直接利用普通線性回歸即可得到教師出生地對教學績效影響的效應量。本文核心內容的簡要表達式如下所示。

Yk=f(ORGj，S，T)

(1)

其中，Yk表示本研究關心的第k個結果變量，k=1，2，3和4分別表示截至調查之日是否已主動發起至少一次工作單位變更(MOVE)、首份教職的持續月數(DURA)、學生的語文(CHIN)和數學成績(MATH)；j是教師出生地(ORG)的類別，來自本村的教師(j=0)是參照組，j=1，2和3分別表示生于其他村、其他鄉和其他縣或省。S和T分別是教師層面和學生層面的控制變量的向量(參見上一節中的“解釋變量”部分)。

四、研究結果

表2第I欄報告主要分析結果，其中，第I組回歸考察的是來源地對教師是否發生過主動離職行為的影響；第II組回歸的結果變量是首份教職的持續時間，表中報告的是在每個特定的時間觀察點上教師已主動離職的發生比；第III欄分別以學生的語文和數學成績作為被解釋變量。下文將對主要發現做簡要解釋和說明。

第一，相對于本村出生的教師，來自其他村、其他鄉和其他縣的教師職業穩定性更低、流動性更強。無論是以入職以來是否發生過至少一次工作單位變更(MOVE)還是以首份教職的持續時間(DURA)作為觀測指標，土生土長的本村教師(ORG0=1)表現出更強的穩定性。平均而言，出生地在本村的教師比來自其他村或鄉鎮以及縣(區)的同行主動離職的概率低40%～50%；而在任一特定的時間內教師仍未首次申請主動調往其他學校的概率方面，本村教師比其他鄉鎮和縣(區)高70%，來自本鄉其他村的教師主動離職的概率是本村教師的兩倍。這個發現與其他國家的研究發現一致：出生于本地的教師穩定性更強。[7,9,11]

如果將首份教職的留任概率設定在某一特定水平上(例如，到某個時間點上已經有30%的教師已經主動發起過工作單位變更)，非本村出生的外地教師只需要相當于本村人約50%～60%的時間就可以實現。換言之，生于本村的教師首份教職持續月數約為外地同行的兩倍。

第二，相對于本村出生的教師，外地教師在教學績效上并沒有表現更優異。如果離職或退出教師勞動力市場的都是那些教學業績更差的教師，這樣的自我淘汰機制反而有利于培育一支高素質的教師隊伍。[23]然而，表2的結果說明：繼續留在本地學校系統的本村教師在業務表現上與外地教師沒有統計意義上的差別，無論是語文學科還是數學學科，本村教師都沒有表現得更差[注]外村出生的語文教師所教學生的語文測試成績表現更好，但系數的標準誤大，無法拒絕沒有組間差異的原假設。。

綜上，相對于來自其他村、鄉鎮或縣(區)外地教師而言，一方面，本村出生的教師職業穩定性更高，主動發起職業流動行為的概率更低，在首份工作上的停留時間更長，在任一特定時間內主動發起工作單位變更的概率更??；另一方面，長期堅持在農村地區任教的本村教師的業務能力至少不比外來的教師差。

為了理解這種農村教師勞動力市場的“主場優勢”，作者補充了一系列尚未在本文中報告的輔助分析：整體上，甘肅地區農村教師更多地將教育視作一項“事業”經營，而不僅僅是一個養家糊口的“職業”或按時領取工資的“工作”。與其他發展中國家邊遠農村地區教師缺勤[24]或“坐在辦公室里喝茶”[25]等現象形成鮮明對比的是：甘肅農村教師內在動機更強烈而外源性動機更低、謹遵工作場所紀律、堅守職業倫理道德，這也是一筆值得珍惜的寶貴無形財富。

在甘肅農村地區，很多中小學教師都是“生于斯長于斯”的本村人，一方面，他們對自己家鄉的公共事業奉獻情感更深厚；另一方面，也可能無形中受制于“鄉土社會”的團體約束，“在一個熟悉的社會中，我們會得到從心所欲而不逾矩的自由”。[26]文章尚未報告的樣本構成基本信息顯示：很多教師的工作獲取途徑是由于“自己是本地人”或“學校領導或老師的推薦以及家庭、朋友或者同學引薦”，通過這種社會關系獲得工作本質上將教師嵌入一個“熟人社會”[注]根據被抽樣孩子家長提供的信息，48.4%的母親在集市或路上見到自己孩子的老師，而家長見到教師時會順便了解孩子在校的表現；而根據2，524名班主任提供的線索，51.5%的班主任報告他們在學校以外的地方見過孩子的家長。，來自社區群體規范和引薦人的隱形約束較強，他們的工作表現和口碑不僅關系到自己的職業生活，更可能是整個家庭在村民中形象的名片,“人們有一個共同的過去，也期待有一個共同的未來。維護自己作為社群中一個可靠成員的信譽對每個人都很重要……換句話說，他們的貼現率是很低的”。[27]

本文的基本發現具有重要的現實意義和政策啟示：在農村地區，教師隊伍建設工作可適當優先考慮立足于當地的人力資源的開發模式，“定向培養”農村教師，建立一支安心在當地終身從教的本地教師隊伍。[28-30]在農村基礎教育學段，優先聘用本地人的做法也得到了國際社會的廣泛認可：吸納本地人補充農村師資能提高教師隊伍的穩定性，而且，借用人類學家克利福德·格爾茨的話語表述，本地人具備更好的“地方知識”(Local knowledge)，能更有效地服務農村學生的發展。[31]

五、結語

以執教于甘肅省20個不同發展水平的地區近千名教師為分析對象，作者利用概率回歸、Cox風險模型和普通線性回歸等分析技術探討了甘肅農村教師勞動力市場上的“本地人效應”。研究發現，相對于外村、外鄉、外縣或外省出生的教師，來自本村的教師主動提出工作變動的概率更低、首份教職的持續時間更長、所教學生在相關學科上的表現沒有更差。這與農村教師的職業精神和群體風貌可嘉、勞動力市場的輻射半徑小且來源本地化、本村出生的教師受到傳統“鄉土社會”的規約等有關。

表2 農村教師勞動力市場的本地人效應

注：1.(1)-(2)關注的是截至調查之日主動發起了工作單位變動行為(MOVE)，(3)-(4)列被解釋變量是首份教職的持續時間(DURA)、(5)-(6)列的結果變量分別是主授語文(CHIN)和數學(MATH)的教師所教學生在相應學科上的測試成績，將學生-學科-教師交叉匹配后避免了用學生的語文成績解釋數學教師的教學質量，但損失大量分析樣本；

2.(1)-(4)列系數經過了指數處理的發生比(Odds ratio)，其中，(3)-(4)列報告的是“失效事件”(failure)的發生比而非首份教職的停留時間，即在特定的時間觀察窗口內已經主動離職的概率；

3.系數下方的括號里為標準誤；

4.+,*,**,***分別表示在10%，5%，1%和0.1%的水平上顯著；

5.(1)-(4)列的控制變量包括教師性別、職初工資及其平方項、從教動機、初始學歷、縣(區)的固定效應等，(5)-(6)的控制變量包括學生性別及其父母受教育年限、同時試測的另一個科目測試成績、教師性別、職初工資、入職之初的學歷、工作年限及其平方項、職稱等級、縣(區)固定效應等，節省篇幅起見，作者僅報告了本研究重點關注的核心解釋變量系數，如需全表，歡迎索??；

6.不同模型中R2統計量的具體含義略有差異，(1)-(4)列為偽R2，而(5)-(6)列為調整R2；

7.教師本人及其配偶的出生地參照組均為“本村”(ORG0/SORG0)。

本文的基本發現與其他國家基本一致，為這一領域的文獻提供了來自中國的證據，也為《鄉村教師支持計劃(2015—2020年)》(國辦發〔2015〕43號)、《教師教育振興行動計劃(2018—2022年)》(教師〔2018〕2號)以及國務院發布的《關于全面深化新時代教師隊伍建設改革的意見》提及的“本土化培養”提供了經驗依據。

盡管作者在變量的操作界定和研究設計等方面均做了努力，但文章仍然存在一定的寫作局限。第一，文章沒有處理教師職業行為選擇的內生性問題，選擇在本村任教的教師可能攜帶了一些影響他們后續職業選擇和工作表現的不可觀測特征。第二，為了更有力地說服文章的核心論點，作者將本地教師界定為出生在本村的人，是最狹隘意義上的“本地”。第三，文章僅學生的學科成績作為教師績效的指標，度量相對粗糙。綜上，本文只是這個領域的一個初步探索，結論的穩健性還需要基于更豐富的樣本進一步分析，有待更多致力于農村教師勞動力市場研究的學者繼續積累。