个体因素对义务教育阶段教师再流动意愿的影响——基于logistic回归的城乡教师对比分析.pdf
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1、第2 4卷第4期2023年7 月集美大学学报Journal of Jimei UniversityVol.24No.4Jul.2023个体因素对义务教育阶段教师再流动意愿的影响基于logistic 回归的城乡教师对比分析罗泽意,李雯雯(湘潭大学公共管理学院,湖南湘潭41110 5)【摘要义务教育阶段教师的有序流动对教育公平具有重要意义。对有流动经历教师的调查能够更加客观地反映义务教育阶段教师流动意愿的个体因素。基于6 2 4份有流动经历教师的调查问卷,从个体主观因素和个体客观因素两个维度进行个体因素与流动意愿的二元logistic回归分析,并对城市教师和农村教师的流动意愿相关影响因素做简要比较
2、。研究发现,个体主观因素和个体客观因素显著影响教师的再流动意愿,但影响城市教师和农村教师再流动意愿的具体因素不尽相同。对教师职业的热爱、流动经历对二者都有显著影响;子女受教育条件改善、婚姻状况只对农村教师有显著影响;而工资福利、提升专业能力需要、获得晋升机会、性别、学历层次仅对城市教师有显著影响。为有效促进义务教育阶段合理流动,应重视个体影响因素及其差别,构建城乡双向长期轮岗交流机制;持续强化和提升教师的职业认同感;继续稳步提升义务教育阶段教师学历水平。【关键词】义务教育;教师;再流动意愿;个体因素中图分类号 G642教师流动,尤其是城乡教师流动,因其对教育公平的重要影响而备受学界和政府关注。
3、由于其涉及教育学、社会学、政治学、经济学等学科的复杂交叉,因而对教师流动的公共治理具有明显的复杂性。既有的相关研究大多从城乡师资平衡和公平的视角关注基础教育教师的城乡流动问题,其解决问题的思路多是遵从行政逻辑,通过充分发挥政府和政策的调节作用促进城市优质教师向农村流动。近年来,尽管政府出台了诸如乡村教师支持计划(2 0 15 2 0 2 0 年)等多个政策鼓励城市地区教师向农村学校流动,但是这些政策更多地体现了和综合运用了财政型、权威型、组织型和信息型政策工具,且工具的强制性并不凸显,反映了政府的干预以“引导”为基础,故开发促进教师主动交流的治理工具显得尤为重要 。以“引导”主动交流的治理工具
4、开发的基础便在于符合教师个人的需要,而非教师“被安排”流动的权威型强制。如果缺乏对教师流动的个体影响因素的把握和回应,其治理工具便会造成以“行政流动”为主,很难收稿日期 2 0 2 2 -11-18【基金项目】深圳市教育科学“十四五”规划课题(ZDZZ21049)【作者简介】罗泽意(19 8 3 一),男,湖南邵东人,湘潭大学公共管理学院副教授,博士,主要研究方向为教育行政与管理。【文献标识码 A文章编号16 7 1-6 49 3(2 0 2 3)0 4-0 0 15-0 8冲抵社会和市场流动的“向城”影响力。因此,从个体因素角度研究义务教育阶段教师的流动意愿具有重要的现实意义。本研究通过对6
5、 2 4位具有流动经历的义务教育阶段教师进行问卷调查,试图了解和分析教师再流动的个人影响因素,并对影响城市教师和农村教师流动意愿的影响因素做出比较,为相关治理工具的优化和促进城乡教师流动提供参考。一、文献回顾与研究设计(一)文献回顾国内已有不少对义务教育阶段教师流动影响因素的研究,但少见专门针对教师再流动的调查,也少见将农村教师和城市教师做一定比较的研究。相关研究主要集中在四个方面:个体因素、家庭因素、学校因素、经济和社会因素。其中,对个体影响因素的研究又可以分为个人客观因素和主观因素两个方面。一是个人客观现实因素,如年龄、性别、学历、职称。如常保宁、肖庆业等 2-3 的研究16结果表明,教师
6、年龄、性别、学历、职称等基本特征显著影响教师流动;二是个人主观需要因素。范国锋等 4认为,工资待遇和职业认同感对教师流动具有显著影响;朱秀红等 5 的研究表明,薪酬待遇、发展机会等因素显著影响乡村教师流动意愿;王艳玲、关成华等 6-7 的调查显示,孩子教育、家庭生活和工资待遇是影响教师流动的重要因素。这些研究相对而言大多肯定了相关因素对教师流动意愿的显著影响,但有时也得出了一些相反的结论。如有的认为性别、年龄、教龄当中的个别因素具有显著性,也有部分研究的结论却与之恰恰相反。这可能和上述研究的调查对象是全国或区域范围内的所有教师有关。毕竟,没有过流动经验的教师对自身的流动意愿还处于设想当中,对个
7、人要素和环境的匹配情况也没有直观感受和认识。因此,本研究假定有流动经验的教师在对个体认知方面比没有流动经验的教师更准确,将调查对象聚焦到已有流动经历的教师,并对城市教师和农村教师的流动意愿影响因素进行一定程度的比较分析。(二)研究设计1理论基础与研究假设。个人一环境匹配理论同时包含个人和环境两个维度,个人要素主要指员工,环境要素主要包括工作、组织、职业、群体和个人等五个维度 8 。个人一环境匹配理论认为,个人能否做出正确职业选择主要受到个体对自身了解、成功所需能力与条件及两者相互关系三方面影响。帕森斯(Parsons)在此基础上提出了要求一能力匹配和需求一供给匹配分别描述个体职业选择时的相关影
8、响因素:工作要求与个人态度、能力、资源、局限以及个人兴趣、野心及工作优势、劣势、补偿、机遇与期望 9 。个人一环境匹配理论发展到今天已经分化出不同的研究重点,有关注个人和组织匹配的,有关注个人和工作匹配的,也有关注个人和职业匹配的。但无论如何,该理论的核心都是个体特征和外部要素的匹配度会影响人的工作选择和积极性。因此,本研究主要聚焦于教师个人因素对其流动意愿的影响,并据此提出总体研究假设:个体因素显著影响教师再流动意愿。当前,学界对个人一环境匹配的测量主要有两条方法路径:感知匹配的直接测量和实际匹配的间接测量。但前者容易出现个人感知和实际匹配情况不一致(一致性偏差);后者则存在测量的等同性和环
9、境特征测量数据合成方面的局限性。因此,本集美大学学报研究选择感知匹配的直接测量,为了降低一致性偏差,选择有流动经历的教师作为调查对象,并假定有过流动经历的教师对组织、工作、职业、群体等环境因素有较好的了解和把握。在此基础上,我们将个体因素分解为个体客观条件因素和个体主观需求因素两大类,将总体研究假设分解为两个分假设:(1)个体主观要素显著影响教师的再流动意愿;(2)个体客观要素显著影响教师的再流动意愿。2变量界定。(1)被解释变量一一再流动意愿。本研究中再流动意愿是指已有流动经历的义务教育阶段教师是否选择再一次在教育行业内流动的意愿。由于调查总体是已有流动经历的教师,因此将再流动意愿的测量设计
10、为“您是否希望再次流动”的二分变量:1为希望;2 为不希望。(2)解释变量一一个体主观要素、个体客观要素。个体主观要素操作化为职业热爱以及子女教育条件、工资福利、专业能力、晋升机会等提升的期望。上述都为二分变量(0 为否,1为是)。个体客观要素操作化为性别、学历、婚育情况、流动经历等在内的短期内很难改变的客观因素。其中,性别为分类变量(1为男性;2 为女性);学历为定序变量(1为中专(高中)及以下;2 为专科;3 为本科;4为研究生及以上);婚育状况为分类变量(1为未婚;2 为已婚未育;3为已婚已育);流动经历为定序变量(1为一次;2为二次;3 为三次;4为三次以上)。3计量模型。由于被解释变
11、量为二元分类变量,所以采用二元Logistic回归模型对研究假设进行验证。对于被解释变量为二元分类变量的数据通常所采用的回归方程基本形式为:Logi(P)=In-pP式中,P表示愿意再次流动的概率,P/(1-P)为有再次流动意愿与无再次流动意愿的概率之比,也称优势比;lnP/(1P)为优势比之对数。解释变量的含义为影响教师再次流动意愿的个体主观因素特征差异和个体客观因素特征差异,系数表示解释变量对因变量的影响程度。运用二元Logis-tic模型进行回归分析时输出的优势比值(即Exp(B)值)表示控制其他变量时每一解释变量相对于基准变量而言,选择愿意再次流动概率的倍数。投稿网址:http:/x
12、u e b a o b a n g o n g.j mu.e d u.c n/j k b/第2 4卷第4期二、数据与样本(一)数据来源2021年9 月至2 0 2 2 年4月,通过对湖南、江苏、黑龙江三省已有流动经历的义务教育阶段的教师发送线上链接的方式进行调研,共发放问卷6 5 0份,回收有效问卷6 2 4份,有效回收率为9 6%。(二)样本特征从调查问卷的结果来看,本次接受调查的对象呈现出如下特征:1从样本教师性别来看,其中女教师占6 1.4%,男教师占3 8.6%;2 从婚育状况来看,已婚已育的教师最多,其中未婚教师占22.1%,已婚未育占2 0.2%,已婚已育为5 7.7%;3从文化程
13、度看,教师学历以本科为主,其中,中专(高中)及以下占7.4%,专科学历占17.6%,本科学历的占6 4.6%,研究生及以上的学历为10.4%;4从流动经历来看,被调查的教师有过一次流动经历的占19.2%,有过两次流动经历的占3 7.2%,有过三次流动经历的占13.3%,有过三次以上流动经历的教师占比3 0.3%。表1样本基本特征项目类别男性别女未婚婚育状况已婚未育已婚已育中专(高中)及以下专科学历本科研究生一次两次流动经历三次三次以上(三)教师再次流动意愿整体特征调查将教师流动划分为“希望再次流动”以及“不希望再次流动”。通过研究表明,位于农村地区的教师有19 6 人,占比3 1.4%,位于城
14、市的罗泽意,等:个体因素对义务教育阶段教师再流动意愿的影响78.1城市教师428合计624(四)教师再次流动意愿的群体差异性从性别来看,不同性别教师的再次流动意愿有较大的差别。在男教师中,有再次流动意愿的比例77.6%;而在女教师中,有再次流动意愿的比例约占6 5.5%。由此看来,男教师相较于女教师来说更想要流动。从婚育情况看,未婚教师和已婚已育教师的再次流动意愿相对比较强烈,分别占比为7 0.3%和73.1%;已婚未育的教师的再次流动意愿稍弱,仅占比6 2%。频数所占百分比24138.638361.413822.112620.236057.7467.411017.640364.66510.4
15、12019.223237.28313.318930.3投稿网址:http:/x u e b a o b a n g o n g.j mu.e d u.c n/j k b/17教师有42 8,占比6 8.6%。在样本中,有再次流动意愿的教师比例为7 0.2%,无再次流动意愿的教师比例为2 9.8%。从城乡差别看,在“希望再次流动”的教师中,农村教师占比7 8.1%,城市教师占比6 6.6%。表2 城乡教师流动意向频数有流动意愿%无流动意愿%农村教师196从学历层次看,在有再次流动意愿的教师中,本科学历教师的再次流动意愿最高,占比为72.5%;其次是专科学历的教师,占比为7 1.2%;研究生及以上
16、学历与专科学历的教师再次流动意愿分别占比5 8.5%、6 6.4%。从流动经历看,流动次数越多的教师越追求稳定的现状,不想再次流动。经历了三次以上流动的教师再次流动意愿占比为5 3.8%,经历了三次流动的教师想要再流动的意愿为7 6.8%,经历了两次流动的教师再次流动意愿的占比为7 3.7%,仅仅只经历过一次流动的教师想要再次流动的意愿为 7 6.7%。三、再流动意愿的个体影响因素回归分析与城乡教师比较(一)Logistic回归分析结果就个体主观需求因素和个体客观条件因素分别建立三个回归模型。其中,一个为整体的回归;一个为将教师当前学校所在地控制为“城市”;一个为将教师当前学校所在地控制为“农
17、村”。即对所合计%21.931.466.633.470.229.868.610018有样本、城市教师、农村教师的再流动进行分别回归。考虑到专业能力和晋升机会之间可能相互影响,因此,在主观因素影响分析时加入了专业能力和晋升机会的交互项。利用SPSS Statistics26.0统计软件进行二元Logistic 回归分析的结果分别见表3、表4。模型1、模型2、模型3、模型4、模型模型1解释变量B提升子女的教育条件(不需要)0.335*对教师职业的热爱(否)0.844*16.7392.3270.387*得到更好的工资福利待遇(否)-0.443*4.2860.642-1.171*6.0720.310能
18、提高专业能力(不需要)-0.954*4.2220.385-0.642*能获得晋升机会(不需要)-0.581*4.5400.5600.639*提高专业能力-获得晋升机会1.073*4.4392.9231.152*注:1.*为p0.01;*为p0.005;*为p0.001。2.模型2 在模型1的基础上加人选择变量“当前学校所在地”,选择规则为“当前学校所在地=城市”;模型3 在模型1的基础上加人选择变量“当前学校所在地”,选择规则为“当前学校所在地=农村”。3.括弧内为参照组。解释变量性别是(女)婚育状况(已婚已育)未婚未育已婚未育学历(研究生及以上)高中(中专)及以下大专本科流动经历(三次以上)
19、一次二次三次注:1.*为p0.01;*为p0.005;*为p0.001。2.模型5 在模型4的基础上加人选择变量“当前学校所在地”,选择规则为“当前学校所在地=城市”;模型6 在模型4的基础上加人选择变量“当前学校所在地”,选择规则为“当前学校所在地=农村”。3.括弧内为参照组。(二)回归结果分析Logistic回归分析结果表明,无论是个体主观要素还是个体客观条件皆对教师再次流动意愿存在集美大学学报5、模型6 的“2 似然比”统计量分别为756.078、7 2 9.6 6、2 8 4.0 12、5 3 7.46 3、5 17.6 6 和269.933,均在0.1%统计水平上显著,伪判决系数分别
20、为0.16 0、0.12 2、0.16 3、0.19 5、0.16 2 和0.212,各模型拟合效果皆比较好。表3 个体主观因素影响教师再流动的Logistic回归结果模型2瓦尔德Exp(B)3.0471.397表4个体客观条件因素影响教师再流动的Logistic回归结果模型4B瓦尔德Exp(B)0.581*9.5532.2420.0340.0240.3071.9795.6150.5661.9880.2070.6680.437*:5.12411.3460.700*7.6690.541*7.2270.3741.621投稿网址:http:/x u e b a o b a n g o n g.j m
21、u.e d u.c n/j k b/第2 4卷模型3B瓦尔德Exp(B)-0.3101.8760.7340.531*3.8271.4720.696*0.1004.8130.5268.9841.8954.8133.165模型5B瓦尔德Exp(B)1.7880.658*1.0350.3041.292.7350.4152.6933.2581.7610.4741.2300.2811.5490.398*2.0140.701*1.7170.422*1.4540.363着显著的影响。1个体主观要素对教师再次流动意愿的影响。从总体流动意愿情况看,子女的受教育条件、对教B瓦尔德Exp(B)4.1091.7015
22、.8772.0060.0971.105-0.1800.4180.836-0.2680.6570.7650.0232.3652.781模型6B瓦尔德Exp(B)8.8381.9303.2550.7380.6600.7561.6070.9101.3253.0721.4886.9135.5183.2650.9210.4870.743*-0.0040.0002.668-0.2610.1920.3120.4860.4231.4302.0332.0150.4411.5250.457*1.4370.3832.2504.2653.7851.0951.5550.5271.6282.1030.9960.7701.
23、3661.5271.5541.5791.467第4期师职业的热爱、得到更好的工资福利待遇、提高专业能力、获得晋升机会都显著影响教师再次流动的意愿。但是,上述因素中,提升子女受教育条件对城市教师的再次流动意愿影响不显著;而对农村教师而言,仅提升子女受教育条件和对教师职业的热爱显著影响其再流动意愿。(1)子女受教育条件虽整体显著影响教师再流动意愿,但对城市教师和农村教师再流动意愿的影响具有显著差异。当代中国社会对子女教育的重视程度超过以往的任何时期。“能否改善子女受教育条件”显著影响教师的再次流动意愿,尤其是农村教师的再次流动意愿。模型1中,“子女受教育条件”在1%的显著水平下,优势比为1.3 9
24、 7。也就是说,在控制其它影响因素的条件下,能否改善子女受教育条件使教师产生1.3 9 7 倍的再次流动概率。模型3 中,“子女受教育条件”在1%的显著水平下,优势比增加到1.7 0 1,系数也由0.3 3 5提升至0.5 3 1。但是,该变量对当前学校在城市的教师而言,不显著影响其再次流动意愿。原因可能是城市学校教师的子女户籍所在地为城市,相对农村来说已经具备较好的受教育条件。我国基础教育主要实行基于户籍的就地人学,而即便城市教师流动到农村也不会使其子女的受教育条件下降。(2)对教师职业的热爱显著影响教师的再流动意愿。表1中的相关回归结果表明,无论是对农村教师还是城市教师而言,对教师职业的热
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