（紹興文理學(xué)院，浙江 紹興 312000）

一、問題的提出

《中共中央 國(guó)務(wù)院關(guān)于全面深化新時(shí)代教師隊(duì)伍建設(shè)改革的意見》提出，要不斷提高地位待遇，真正讓教師成為令人羨慕的職業(yè)。提升教師的社會(huì)地位對(duì)基礎(chǔ)教育質(zhì)量提升的重要性毋庸置疑。閻光才曾感嘆：“中國(guó)教師的社會(huì)地位究竟如何？……依舊是一個(gè)眾說(shuō)紛紜而為人們所廣泛爭(zhēng)議的問題”[1]。比較樂觀的結(jié)論來(lái)自皮特·道爾頓（Peter Dolton）教授主持并分別于2013年[2]和2018年[3]發(fā)布的《全球教師地位指數(shù)》（Global Teacher Status Index）研究報(bào)告，報(bào)告基于特立曼（Treiman）的研究思路，[4]比較了全球35個(gè)國(guó)家（地區(qū)）的教師社會(huì)地位，發(fā)現(xiàn)儒家文化圈內(nèi)國(guó)家（地區(qū)）的教師社會(huì)地位普遍較高（中國(guó)臺(tái)灣地區(qū)的相關(guān)研究也有此發(fā)現(xiàn)[5]），中國(guó)大陸地區(qū)教師社會(huì)地位指數(shù)排在所有被調(diào)查國(guó)家（地區(qū)）的第一位。而國(guó)內(nèi)相關(guān)研究的結(jié)論普遍較為悲觀，主要基于三個(gè)視角展開：一是歷史比較視角，探查中小學(xué)教師社會(huì)地位的生成邏輯、歷史演進(jìn)及轉(zhuǎn)型根由，認(rèn)為由于傳統(tǒng)社會(huì)時(shí)期各種支持機(jī)制在當(dāng)前的衰落或消解（如教育制度的變遷[6]、禮制規(guī)約弱化[7]、國(guó)家權(quán)力介入[8]、職業(yè)分化與專業(yè)祛魅[9]等），當(dāng)前中小學(xué)教師的社會(huì)地位走向式微；二是現(xiàn)實(shí)比較視角，通過(guò)對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)關(guān)系、有價(jià)值社會(huì)資源、目的性互動(dòng)等社會(huì)資本占有情況[10]，教師專業(yè)自主權(quán)體現(xiàn)[11]，以及法律層面的權(quán)責(zé)規(guī)定性[12]等方面的比較分析，認(rèn)為當(dāng)前中小學(xué)教師，尤其是鄉(xiāng)村教師的社會(huì)地位偏低；三是社會(huì)調(diào)查視角，以教師主觀社會(huì)地位調(diào)查為主，如董新良基于山西省中小學(xué)教師的調(diào)查[13]和李維等基于全國(guó)東中西部9省中小學(xué)教師的調(diào)查[14]均發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前中小學(xué)教師的主觀社會(huì)地位普遍較低。

國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究結(jié)論的差異，很可能源于調(diào)查對(duì)象和研究視角的不同。不同于國(guó)內(nèi)學(xué)者普遍采用的歷史比較視角或針對(duì)教師群體本身的直接調(diào)查，皮特·道爾頓教授等采用了他者的視角，將教師群體納入社會(huì)比較（Social Comparison）的范疇，此一視角的研究可能更具現(xiàn)實(shí)性。從社會(huì)心理學(xué)的角度看，群體的社會(huì)地位是社會(huì)比較的結(jié)果，某群體對(duì)他群體社會(huì)地位的認(rèn)同，通常會(huì)以自群體所處社會(huì)地位作為參照。[15]中小學(xué)教師是嵌套在當(dāng)前社會(huì)之網(wǎng)中的重要群體之一，教師對(duì)其社會(huì)地位的感知，會(huì)深刻地受到周圍其他群體對(duì)其認(rèn)同的影響，進(jìn)而衍生出主觀社會(huì)地位感知、相對(duì)剝奪感等議題。因此，從他者的角度來(lái)探究中小學(xué)教師社會(huì)地位問題，對(duì)有效提升中小學(xué)教師社會(huì)地位具有一定參考價(jià)值。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）研究工具

筆者從馬克斯·韋伯經(jīng)典社會(huì)分層理論的經(jīng)濟(jì)收入、職業(yè)權(quán)力和職業(yè)聲望三個(gè)維度出發(fā)，結(jié)合國(guó)內(nèi)外關(guān)于（教師）社會(huì)地位的相關(guān)研究，開發(fā)了《中小學(xué)教師社會(huì)地位他者認(rèn)同量表》，初始量表共16道題項(xiàng)。經(jīng)濟(jì)收入維度從 “收入水平”“收入比較”兩個(gè)方面設(shè)計(jì)了5個(gè)題項(xiàng)。在教師的職業(yè)權(quán)力維度，將之操作化為專業(yè)能力來(lái)測(cè)量。筆者認(rèn)為，作為專業(yè)技術(shù)人員，教師的職業(yè)權(quán)力更多來(lái)自其專業(yè)能力的高低，知識(shí)是為師的前提，即所謂 “學(xué)高為師”，是教師權(quán)力的基礎(chǔ)，知識(shí)即權(quán)力。[16]從“教學(xué)技能”“專業(yè)知識(shí)”兩個(gè)方面設(shè)計(jì)了5個(gè)題項(xiàng)。職業(yè)聲望維度從 “職業(yè)貢獻(xiàn)”“職業(yè)聲譽(yù)”“職業(yè)吸引力”三個(gè)方面設(shè)計(jì)了6個(gè)題項(xiàng)。量表采用李克特5點(diǎn)評(píng)分法，1為 “非常不認(rèn)同”，5為 “非常認(rèn)同”。除該量表外，問卷還詢問了調(diào)查樣本的人口學(xué)信息、家庭信息、社會(huì)環(huán)境信息等。

（二）樣本來(lái)源

本調(diào)查采取隨機(jī)抽樣原則，選取非教師職業(yè)的成年人（非在校學(xué)生）作為調(diào)查對(duì)象。2019年1月在甘肅省J縣、山東省L市（縣級(jí)市）兩地的非教師群體中隨機(jī)中發(fā)放初測(cè)問卷，獲得有效問卷224份。在依據(jù)相關(guān)方法對(duì)問卷的信效度進(jìn)行檢測(cè)并修訂問卷后，于2—3月間展開正式調(diào)查，筆者得到家鄉(xiāng)分別在浙江省S市Y區(qū)、山東省Q市J區(qū)、吉林省D縣、河南省X縣、甘肅省Z縣和寧夏回族自治區(qū)L市（縣級(jí)市）等六地的同學(xué)及研究生共8人大力協(xié)助，在其家庭所在地隨機(jī)向非教師群體發(fā)放調(diào)查問卷，最終回收正式調(diào)查問卷1028份，剔除填答前后矛盾和不完整的問卷，獲得有效問卷945份，有效率91.9%。有效樣本中，六市（縣）的樣本占比介于11.4%—27.7%之間，樣本的平均年齡為37.1歲（SD=8.3），女性占48.9%，學(xué)生家長(zhǎng)占54.7%，農(nóng)業(yè)戶籍人口占55.5%。

（三）變量說(shuō)明

1.被解釋變量

本研究的被解釋變量即他者對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)地位的認(rèn)同，數(shù)據(jù)由課題組所開發(fā)的《中小學(xué)教師社會(huì)地位他者認(rèn)同量表》測(cè)量獲得，利用因子分析法，提取并命名教師社會(huì)地位的各構(gòu)成成分，最終計(jì)算得出教師社會(huì)地位變量。

2.解釋變量

個(gè)體維度變量是性別和年齡。性別是二分類變量，男性為參照組；年齡是連續(xù)變量，為了考察不同年齡群體對(duì)教師社會(huì)地位的認(rèn)同是否存在拐點(diǎn)，在模型中同時(shí)加入年齡平方變量。

家庭維度變量有兩個(gè)，一是樣本的社會(huì)階層，用家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位（Socioeconomic Status,SES）來(lái)表達(dá)。參照黃超的計(jì)算方法，[17]將樣本的 “職業(yè)地位分?jǐn)?shù)”“受教育程度”“自評(píng)本地社會(huì)地位狀況”“是否黨員”四個(gè)變量進(jìn)行主成分因子法分析，提取出特征值大于1的1個(gè)因子，即家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位變量。通過(guò)0—1標(biāo)準(zhǔn)化生成取值范圍為1—100的連續(xù)型變量，數(shù)值越高，表示樣本的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高。為更直觀地透視社會(huì)階層間的差異，筆者依據(jù)SES數(shù)據(jù)的總體分布情況，將樣本劃分為五個(gè)社會(huì)階層，分別命名為底層階層、中下階層、中間階層、中上階層和精英階層。二是依據(jù) “是否有子女正在上學(xué)”這一題項(xiàng)，將他者區(qū)分為“學(xué)生家長(zhǎng)”和 “非學(xué)生家長(zhǎng)”兩個(gè)群體，“非學(xué)生家長(zhǎng)”為參照組。

空間維度變量納入了區(qū)域和城鄉(xiāng)維度的兩個(gè)變量。按照傳統(tǒng)東中西部的劃分，將浙江省、山東省的樣本劃為 “東部地區(qū)”，將 “吉林省、河南省”的樣本劃為“中部地區(qū)”，將“甘肅省、寧夏回族自治區(qū)”的樣本劃為“西部地區(qū)”，以 “西部地區(qū)”為參照組；城鄉(xiāng)維度變量，將鄉(xiāng)鎮(zhèn)和村屯樣本劃分為 “農(nóng)村組”，將縣（縣級(jí)市）及以上的調(diào)查樣本劃分為 “城市組”，以 “城市組”為參照組。

（四）程序與方法

首先，驗(yàn)證課題組自編《中小學(xué)教師社會(huì)地位他者認(rèn)同量表》的科學(xué)性，為進(jìn)一步分析做準(zhǔn)備。利用初始問卷對(duì)初始樣本進(jìn)行調(diào)查，隨后對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行項(xiàng)目分析和探索性因子分析，根據(jù)相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整題項(xiàng)，形成正式問卷。對(duì)正式調(diào)查獲得的數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，驗(yàn)證正式問卷的合理性，之后利用主成分因子分析，提取量表的結(jié)構(gòu)維度，計(jì)算并生成中小學(xué)教師社會(huì)地位變量。其次，利用參數(shù)檢驗(yàn)，考察了中小學(xué)教師社會(huì)地位及其三項(xiàng)指標(biāo)分別在個(gè)體維度、家庭維度和空間維度等方面是否存在顯著差異，并利用最小顯著差異法（Least Significance Difference,LSD）對(duì)方差結(jié)果進(jìn)行事后多重比較分析。再次，為了明確在控制其他變量的基礎(chǔ)上哪些變量的影響依然具有顯著性，筆者構(gòu)建了以中小學(xué)教師的社會(huì)地位為因變量的線性回歸模型，納入上述三個(gè)維度的6個(gè)自變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。最后，得出結(jié)論并進(jìn)行簡(jiǎn)要政策討論。數(shù)據(jù)處理在SPSS 24.0和AMOS 24.0中完成。

三、《中小學(xué)教師社會(huì)地位他者認(rèn)同量表》的檢驗(yàn)

（一）項(xiàng)目分析與探索性因子分析

筆者首先對(duì)初測(cè)的224份有效樣本進(jìn)行項(xiàng)目分析。將樣本在量表中16個(gè)題項(xiàng)上的得分進(jìn)行加總，獲得量表總分并進(jìn)行排序，提取得分在前后各27%的樣本進(jìn)行t檢驗(yàn)，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，刪除決斷值不顯著的2個(gè)題項(xiàng)，[18]之后，對(duì)剩余的14個(gè)題項(xiàng)進(jìn)行探索性因子分析。KMO和Bartlett球形度檢驗(yàn)結(jié)果顯示：KMO=0.768＞0.7，卡方統(tǒng)計(jì)值為2138.017，顯著性概率為0.00，表明數(shù)據(jù)適合做因子分析。采用方差極大正交旋轉(zhuǎn)法進(jìn)行探索性因子分析，依照三個(gè)標(biāo)準(zhǔn)對(duì)不符合要求的題項(xiàng)進(jìn)行刪減：一是最大負(fù)荷量小于0.45的題項(xiàng)，二是最大的兩個(gè)交叉負(fù)荷量絕對(duì)值均大于0.45的題項(xiàng)，三是最大的兩個(gè)交叉負(fù)荷量絕對(duì)值之差小于0.1的題項(xiàng)。[19]最終刪除不符合要求的2個(gè)題項(xiàng)。

對(duì)剩余的12個(gè)題項(xiàng)進(jìn)行因子分析，抽取特征值大于1的因子共3個(gè)，總解釋變異量為80.647%。依據(jù)因子載荷情況（見表1），將其分別命名為經(jīng)濟(jì)收入、專業(yè)能力和職業(yè)聲望，探索性因子分析結(jié)果與量表設(shè)計(jì)預(yù)期一致。信度檢驗(yàn)顯示，三個(gè)分量表的克隆巴赫α系數(shù)依此為 0.816、0.685、0.743，總量表的 α系數(shù)為0.779，表明量表具有良好的信度。

（二）驗(yàn)證性因子分析

依據(jù)探索性因子分析的結(jié)果對(duì)問卷進(jìn)行修正并展開正式調(diào)查，最終獲得945份有效樣本數(shù)據(jù)。利用AMOS 24進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。經(jīng)檢驗(yàn)，模型的各項(xiàng)擬合指數(shù)中，χ2/df=3.502＜5，RMSEA=0.041＜0.08，均處于可接受水平，GFI、CFI、IFI等各項(xiàng)指標(biāo)均大于0.90。綜合來(lái)看，量表的信效度結(jié)構(gòu)達(dá)到可接受的合理性水平，可以用于后續(xù)的分析之中。表2報(bào)告了他者對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)地位及其三個(gè)維度認(rèn)同度的皮爾遜積差相關(guān)及均值比較情況，除專業(yè)能力維度與經(jīng)濟(jì)收入維度的相關(guān)性較低外，其他均達(dá)到高度相關(guān)水平。在他者的認(rèn)同中，當(dāng)前中小學(xué)教師的總體社會(huì)地位及其專業(yè)能力、經(jīng)濟(jì)收入和職業(yè)聲望的均值都高于理論中間值3，但高出幅度很小，處于中等偏低水平。

表1 量表各題項(xiàng)的因子載荷

表2 中小學(xué)教師社會(huì)地位各維度的相關(guān)及總體情況

四、研究結(jié)果

（一）中小學(xué)教師社會(huì)地位的他者認(rèn)同差異

表3分別呈現(xiàn)了個(gè)體維度（性別和年齡）、家庭維度（社會(huì)階層和是否為學(xué)生家長(zhǎng)），以及空間維度（城鄉(xiāng)和區(qū)域）的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果。

1.個(gè)體維度

從性別角度來(lái)看，女性對(duì)中小學(xué)教師的社會(huì)地位給予了更高的評(píng)分，且顯著高于男性（t=-4.810，p＜0.001）。具體來(lái)看，女性對(duì)中小學(xué)教師專業(yè)能力和職業(yè)聲望的認(rèn)同度顯著高于男性，但在經(jīng)濟(jì)收入方面不存在顯著差異。女性對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)地位的高認(rèn)同是否必然導(dǎo)致其更愿意選擇從事教師工作，后文會(huì)有討論。

從年齡階段看，他者對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)地位的認(rèn)同呈現(xiàn)出明顯的 “倒U型”態(tài)勢(shì)，青年（30歲及以下）和中老年（50歲以上）群體對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)地位的認(rèn)同度顯著低于其他年齡段。筆者認(rèn)為可能的原因是：對(duì)年富力強(qiáng)且有較多機(jī)會(huì)獲得經(jīng)濟(jì)收入的青年群體而言，每月拿 “死工資”（且很多地區(qū)中小學(xué)教師的工資水平甚至未達(dá)到當(dāng)?shù)仄骄杖胨絒20]）的中小學(xué)教師的經(jīng)濟(jì)收入被認(rèn)為偏低了。而中老年群體則往往是受社會(huì)偏見（如媒體對(duì)某些教師負(fù)面新聞的聚焦放大效應(yīng)等），以及過(guò)往經(jīng)驗(yàn)（如以前中小學(xué)教學(xué)質(zhì)量、師資質(zhì)量不高所留下的刻板印象等）的影響。

表3 他者對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)地位的多維認(rèn)同差異（M±SD）

2.家庭維度

在社會(huì)階層方面，不同社會(huì)階層民眾對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)地位的認(rèn)同存在顯著差異（F=23.691，p＜0.001），在各指標(biāo)（經(jīng)濟(jì)收入、專業(yè)能力、職業(yè)聲望）方面的階層差異同樣顯著。LSD結(jié)果顯示，總體而言，民眾的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高，對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)地位的認(rèn)同度越低，僅有中下階層民眾的認(rèn)同高于平均值。反映出當(dāng)前中小學(xué)教師職業(yè)尚未得到社會(huì)各界普遍尊重的事實(shí)。中上階層民眾對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)地位的低認(rèn)同，可能導(dǎo)致來(lái)自中上階層家庭的優(yōu)秀人才（中上階層家庭的子女進(jìn)入精英大學(xué)，并成為優(yōu)秀人才的概率遠(yuǎn)高于中下階層家庭[21]）在擇業(yè)時(shí)持續(xù)遠(yuǎn)離中小學(xué)教師職業(yè)，成為中小學(xué)校師資隊(duì)伍質(zhì)量全面提升的深度憂患。

在是否為學(xué)生家長(zhǎng)方面，學(xué)生家長(zhǎng)對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)地位的認(rèn)同度顯著高于非學(xué)生家長(zhǎng)（t=5.301，p＜0.001），主要緣于學(xué)生家長(zhǎng)對(duì)中小學(xué)教師專業(yè)能力的更高認(rèn)同（t=5.929，p＜0.001），及對(duì)其職業(yè)聲望的相對(duì)肯定（t=3.278，p＜0.010）。單從與中小學(xué)教師聯(lián)系的角度看，可認(rèn)為，了解中小學(xué)教師工作與生活的真實(shí)狀態(tài)，可能有助于提升他者對(duì)中小學(xué)教師的認(rèn)同度，否則，則可能因社會(huì)偏見、刻板印象等而出現(xiàn)認(rèn)同偏差。

3.空間維度

城鄉(xiāng)民眾對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)地位的認(rèn)同度不存在顯著差異（t=0.927，p＞0.05），與之前學(xué)者研究所發(fā)現(xiàn)的鄉(xiāng)村地區(qū)中小學(xué)教師社會(huì)地位相對(duì)低下的結(jié)論[22]不盡一致。究其原因，可能源自兩個(gè)方面的比較優(yōu)勢(shì)：其一是在就業(yè)機(jī)會(huì)稀少的鄉(xiāng)村地區(qū)，“體制內(nèi)”的中小學(xué)教師職業(yè)是為數(shù)不多的體面工作；其二，近年來(lái)實(shí)施的鄉(xiāng)村教師補(bǔ)助計(jì)劃，實(shí)質(zhì)性地提升了鄉(xiāng)村教師的薪酬水平，使得其經(jīng)濟(jì)收入在鄉(xiāng)村地區(qū)有了一定的比較優(yōu)勢(shì)。

在區(qū)域維度，東中西部他者對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)地位的認(rèn)同存在顯著差異（F=16.618，p＜0.001），在專業(yè)能力、經(jīng)濟(jì)收入和職業(yè)聲望等三個(gè)指標(biāo)方面，區(qū)域差異均達(dá)顯著水平。LSD結(jié)果顯示，東部地區(qū)民眾對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)地位的認(rèn)同要顯著高于中部和西部地區(qū)，中部地區(qū)最低，呈現(xiàn)出明顯的 “中部塌陷”態(tài)勢(shì)。這與近年來(lái)學(xué)界關(guān)注的義務(wù)教育學(xué)校在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、師資隊(duì)伍建設(shè)、經(jīng)費(fèi)投入等多項(xiàng)生均指標(biāo)方面的 “中部塌陷”[23]相吻合，資源投入上的“中部塌陷”已引起了民眾對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)地位認(rèn)同的 “中部塌陷”，需要注意和警惕。

（二）基于線性回歸模型的差異穩(wěn)健性驗(yàn)證

以他者對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)地位認(rèn)同為因變量的參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果表明，除城鄉(xiāng)變量外，其他變量方面均存在顯著差異。不過(guò)，這些影響因素的作用還需要在線性回歸模型中做進(jìn)一步的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，即明確在控制其他變量的基礎(chǔ)上哪些因素依然具有顯著的影響。為此，筆者分別以他者對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)地位的認(rèn)同，以及其三個(gè)構(gòu)成指標(biāo)為因變量，以個(gè)體維度、家庭維度和空間維度的六個(gè)變量為自變量，構(gòu)建了四個(gè)線性回歸模型，來(lái)驗(yàn)證前文參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性問題。為了不損失相關(guān)信息而使得回歸結(jié)果出現(xiàn)偏差，筆者引入了原始的年齡和SES變量。表4的結(jié)果表明，四個(gè)線性回歸模型的計(jì)量結(jié)果與前文的參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果總體一致，說(shuō)明參數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)果具有良好的穩(wěn)健性。

為了驗(yàn)證不同年齡民眾對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)地位的認(rèn)同是否存在拐點(diǎn)，筆者在回歸模型中加入了年齡平方變量。年齡變量的系數(shù)為正，年齡平方的系數(shù)為負(fù)，并且均達(dá)到顯著性水平，證明他者的年齡與其對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)地位的認(rèn)同并非線性關(guān)系，而是隨著年齡的增長(zhǎng)而呈現(xiàn) “倒U型”，存在年齡拐點(diǎn)。依據(jù)公式X拐點(diǎn)=|β1/(2*β2)|[24]， 計(jì)算得出拐點(diǎn)處的年齡為44.2歲。在全體樣本中，年齡大于44.2歲的樣本有188人，占比19.9%，滿足 “倒U型”關(guān)系對(duì)樣本比例的基本要求。[25]

五、簡(jiǎn)要討論

本文利用全國(guó)東中西部6市（縣）他者的調(diào)查數(shù)據(jù)，利用課題組開發(fā)的《中小學(xué)教師社會(huì)地位他者認(rèn)同量表》，在驗(yàn)證了量表有效性的基礎(chǔ)上，比較分析了他者對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)地位的認(rèn)同差異。發(fā)現(xiàn)他者對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)地位的認(rèn)同度總體處于中等偏低水平。除城鄉(xiāng)外，他者對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)地位的認(rèn)同在性別、年齡、是否為學(xué)生家長(zhǎng)、社會(huì)階層，以及區(qū)域等維度均存在顯著差異。隨著近年來(lái)的多方努力，當(dāng)前中國(guó)中小學(xué)教師的社會(huì)地位已有顯著提升，教師職業(yè)的吸引力也在日益增強(qiáng)。但無(wú)論在學(xué)理討論，還是實(shí)踐推進(jìn)方面，依然存在一些值得探討的問題，簡(jiǎn)要討論如下。

（一）教師社會(huì)地位的研究與政策設(shè)計(jì)是否需要兼顧社會(huì)比較視角

個(gè)體（群體）的社會(huì)地位，實(shí)質(zhì)是不同個(gè)體（群體）在稀有性社會(huì)資源占有總量上進(jìn)行社會(huì)比較的結(jié)果，稀缺性社會(huì)資源占有量越多，則個(gè)體（群體）的社會(huì)地位便越高。具體涉及三個(gè)問題。第一，比較什么。即哪些資源可被稱為是稀缺性社會(huì)資源，或者說(shuō)，在不同階層、不同類屬民眾看來(lái)，抑或在不同時(shí)代、不同社會(huì)形態(tài)下，稀缺性社會(huì)資源是否具有同一性。答案顯然是否定的，例如，對(duì)低階層民眾而言，“金錢”可能是最為重要的稀缺性資源，但對(duì)于高階層民眾而言，“閑暇時(shí)間”可能才是最重要的稀缺性資源。再比如，在改革開放以前，非農(nóng)戶口、干部身份、家庭成分等，可稱之為稀缺性資源，而隨著社會(huì)的發(fā)展，以前的稀缺性社會(huì)資源，有些已經(jīng)消解（如家庭成分），有些也逐漸不再具有稀缺性特征（如非農(nóng)戶口），而另一些資源（如經(jīng)濟(jì)收入等）的稀缺性特征更為明顯。[26]因此，了解不同群體、不同時(shí)代等對(duì)稀缺性社會(huì)資源的理解，是研究教師社會(huì)地位的重要前提。第二，與誰(shuí)比較。人是生活在其先賦或后致地構(gòu)建的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)（Social Network）中的動(dòng)物。[27]在社會(huì)地位的比較中，個(gè)體（群體）會(huì)尤其注重與強(qiáng)聯(lián)結(jié)（Strong Ties）的個(gè)體（群體）進(jìn)行比較。[28]由于職業(yè)的屬地特性，中小學(xué)教師進(jìn)行社會(huì)比較的對(duì)象一般會(huì)是其所在行政區(qū)劃范圍之內(nèi)的其他群體，如本地事業(yè)單位員工、本地其他類別或?qū)W段之學(xué)校的教師等。第三，如何比較。比較可分為三種形態(tài)：一是職業(yè)內(nèi)部比較，發(fā)生在縱向的學(xué)段之間，或橫向的城鄉(xiāng)之間；二是職業(yè)間比較，發(fā)生在教師職業(yè)與其他職業(yè)之間；三是歷史比較，表現(xiàn)為當(dāng)前與過(guò)往的比較等。以上考察表明，中小學(xué)教師社會(huì)地位的研究，需要兼顧社會(huì)比較視角，從而避免陷入 “借用社會(huì)地位理論的簡(jiǎn)單分析和判斷，進(jìn)而從邏輯層面推斷出政策建議，陷入 ‘現(xiàn)狀問題→政策致因→增加政策給予改善→出現(xiàn)問題→政策致因→再增加政策給予改善’”[29]的邏輯怪圈。

表4 以中小學(xué)教師社會(huì)地位認(rèn)同為因變量的線性回歸

（二）當(dāng)前階段要提升中小學(xué)教師的社會(huì)地位應(yīng)該更關(guān)注哪些方面

近年來(lái)，隨著相關(guān)政策的陸續(xù)推出，中國(guó)中小學(xué)教師職業(yè)的工資收入水平有了明顯的提高。當(dāng)前，中國(guó) “教師工資由20世紀(jì)80年代之前在國(guó)民經(jīng)濟(jì)各行業(yè)排倒數(shù)后三位，提升到目前在全國(guó)19大行業(yè)排名第7位”[30]。并且，國(guó)務(wù)院教育督導(dǎo)辦已下發(fā)通知，明確2020年要把義務(wù)教育教師平均工資收入水平不低于當(dāng)?shù)毓珓?wù)員平均工資收入水平作為督導(dǎo)檢查重點(diǎn)。[31]筆者認(rèn)為，中小學(xué)教師的工資收入水平總體已達(dá)歷史性高位，繼續(xù)整體性大幅提升的空間已不大。理由有二：其一，中小學(xué)教師工資收入的普遍性增加意味著其占據(jù)政府財(cái)政投入的比例更大，而作為稀缺性社會(huì)資源，教育領(lǐng)域財(cái)政投入的比例增大，意味著在其他領(lǐng)域的投入比例要相應(yīng)減少，且繼續(xù)整體性地大幅提升中小學(xué)教師工資，對(duì)中小學(xué)教育質(zhì)量提升是否存在顯著的邊際效益，尚未有實(shí)證研究證實(shí)；其二，在經(jīng)濟(jì)收入的社會(huì)比較中，教師既是主動(dòng)的比較方，同時(shí)也可能成為其他群體進(jìn)行社會(huì)比較的參照對(duì)象。依據(jù)默頓對(duì)相對(duì)剝奪感的經(jīng)典解讀，[32]提升中小學(xué)教師的經(jīng)濟(jì)收入，在減弱教師群體相對(duì)剝奪感的同時(shí)，也會(huì)增強(qiáng)以中小學(xué)教師為參照對(duì)象的其他強(qiáng)聯(lián)結(jié)群體的相對(duì)剝奪感，并可能引發(fā)連續(xù)的消極后果。因而，在提升中小學(xué)教師社會(huì)地位的努力措施中，普遍性的工資水平提升措施，應(yīng)該逐漸向 “精準(zhǔn)提升”轉(zhuǎn)變，有效合理地提升重點(diǎn)教師群體的工資水平，使得工資提升的邊際效應(yīng)最大化。如提升青年教師尤其是鄉(xiāng)村地區(qū)青年教師的補(bǔ)助水平，提升班主任津貼等，真正讓在中小學(xué)一線承擔(dān)更多教學(xué)與管理任務(wù)，或在邊遠(yuǎn)貧困地區(qū)堅(jiān)守教學(xué)崗位的教師獲益，增強(qiáng)其職業(yè)獲得感，最終有效提升教師隊(duì)伍的穩(wěn)定性。此外，筆者認(rèn)為，在中國(guó)義務(wù)教育由數(shù)量普及向質(zhì)量提升的轉(zhuǎn)型階段，如何有效提升中小學(xué)教師的專業(yè)能力水平，應(yīng)該成為當(dāng)前義務(wù)教育發(fā)展的優(yōu)先項(xiàng)。并且，通過(guò)正向的輿論引導(dǎo)，逐漸塑造中小學(xué)教師的正面形象，而消除消極事件及負(fù)面刻板印象的影響，也是需要努力的方向。

（三）中上階層民眾對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)地位的低認(rèn)同有何消極影響

布瑞恩（Breen）和戈德索普（Goldthorpe）總結(jié)了階層間教育不平等產(chǎn)生的三種機(jī)制，其中第三點(diǎn)是，階層間的教育選擇是一種為了規(guī)避子女的地位下降而做出的理性選擇。[33]這一理性選擇機(jī)制被稱為 “地位下降回避機(jī)制”，地位下降回避是一種普遍存在的心理機(jī)制，父母不希望自己的子女將來(lái)所從事職業(yè)的地位低于自己，因而他們更傾向于選擇讓子女接受能夠達(dá)到與父輩職業(yè)地位相當(dāng)或更高的教育。地位下降幅度對(duì)不同階層民眾的含義不同，對(duì)于低階層民眾而言，不繼續(xù)求學(xué)導(dǎo)致的地位下降幅度較小，但對(duì)于中上階層民眾而言，則幅度較大，感受強(qiáng)烈。[34]因此，埃塞爾（Esser）認(rèn)為，對(duì)于中上層民眾而言，對(duì)良好教育表現(xiàn)的期望要高于低階層民眾，中上階層民眾有更強(qiáng)烈的動(dòng)力，使得自己的子女接受更好的教育，以盡量避免階層下降的情況出現(xiàn)。[35]從地位下降回避機(jī)制的角度出發(fā)，可以發(fā)現(xiàn)，中上階層民眾對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)地位的低認(rèn)同，在一定程度上預(yù)示著其認(rèn)為自我當(dāng)前的社會(huì)地位要比中小學(xué)教師高。在此背景下，如果他們選擇讓子女接受師范教育而成為教師，則需面臨地位下降的風(fēng)險(xiǎn)。為了規(guī)避此種風(fēng)險(xiǎn)，他們有強(qiáng)烈的動(dòng)力使子女接受他們所認(rèn)為的不一樣的、更好的教育。而高等教育公平方面的諸多研究均已證明，相比于低階層民眾，中上階層民眾的確有更多的機(jī)會(huì)使子女進(jìn)入非師范的精英大學(xué)學(xué)習(xí)。[36]由此推斷，如果中小學(xué)教師的社會(huì)地位難以提升，則可能會(huì)形成兩種循環(huán)。一是中上階層民眾的高階循環(huán)：父代欲避免階層下降風(fēng)險(xiǎn)→不愿子女當(dāng)中小學(xué)教師→努力進(jìn)入其他精英大學(xué)→利用各種資本，實(shí)現(xiàn)階層再生產(chǎn)，子代再循環(huán)父代的路徑。二是低階層民眾的跳板效應(yīng)：父代有提升階層的愿望→子代入讀師范院?；驇煼秾I(yè)→成為中小學(xué)教師，實(shí)現(xiàn)階層代際升遷→為避免階層下降風(fēng)險(xiǎn)→部分民眾不愿孫代讀師范進(jìn)而從事教師工作→孫代努力進(jìn)入其他精英大學(xué)→利用各種資本，實(shí)現(xiàn)階層再生產(chǎn)或階層升遷。如此循環(huán)的長(zhǎng)期結(jié)果可能是，在師資來(lái)源上，以低階層家庭的子女為主力軍，中上階層家庭的子女游離于教師隊(duì)伍之外；在師資質(zhì)量建設(shè)上，師范院校優(yōu)質(zhì)生源供給不足，進(jìn)而影響師資質(zhì)量全面提升。

（四）女性的高認(rèn)同是否意味著她們必然愿意選擇中小學(xué)教師職業(yè)

結(jié)合女性群體對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)地位的高認(rèn)同，和高校師范專業(yè)學(xué)生與中小學(xué)教師中男女性別的嚴(yán)重失衡，似乎很容易得出女性群體更愿意選擇中小學(xué)教師職業(yè)的結(jié)論。但就筆者的調(diào)查數(shù)據(jù)并結(jié)合相關(guān)理論來(lái)看，事實(shí)可能并非如此，女性對(duì)中小學(xué)教師社會(huì)地位的高認(rèn)同并不必然會(huì)引發(fā)行動(dòng)選擇。其一，理性選擇理論（Rational Choice Theory）認(rèn)為，人的行動(dòng)本質(zhì)上都是理性的，人們?cè)谛袆?dòng)前會(huì)考量利害得失來(lái)做出決定。[37]因而，女性是否會(huì)選擇從事教師職業(yè)，是一個(gè)理性選擇的過(guò)程，受多種因素影響，是多種影響因素權(quán)衡、博弈的結(jié)果，情感認(rèn)同只是其中一個(gè)因素，往往并不能起到?jīng)Q定作用。其二，在一個(gè)分層社會(huì)中，不同階層民眾的行動(dòng)選擇，受到其所擁有的各種資本（包括經(jīng)濟(jì)資本、社會(huì)資本、文化資本等）的影響，不同階層的主觀教育成本和風(fēng)險(xiǎn)不同，以及文化資源等的差異，會(huì)影響到他們對(duì)子女的教育選擇。[38]而其最終的目的，則是維持其子代的階層地位不低于自己當(dāng)前的階層地位，即前文所述的 “地位下降回避機(jī)制”。因而，當(dāng)感知到中小學(xué)教師的社會(huì)地位低于自己（及家庭）當(dāng)前的社會(huì)地位時(shí)，作為理性人，家長(zhǎng)也不會(huì)傾向于選擇讓女兒去從事教師工作。筆者的調(diào)查證實(shí)了此推測(cè)，底層家庭愿意讓女兒從事教師工作的比例為81.6%，分別比中下、中間、中上、精英階層家庭高6.9、20.0、35.6和36.1個(gè)百分點(diǎn)。甚至，隨著階層的升高，家長(zhǎng)愿意讓女兒從事教師工作的意愿逐漸與兒子趨于持平。因此，筆者認(rèn)為，要真正解決當(dāng)前中小學(xué)教師隊(duì)伍 “陰盛陽(yáng)衰”的問題，需要全面地提升中小學(xué)教師的社會(huì)地位，當(dāng)中小學(xué)教師職業(yè)不再成為中上階層民眾 “地位下降回避”的對(duì)象時(shí)，基于人們的理性選擇，教師隊(duì)伍 “陰盛陽(yáng)衰”的問題或可有效消解。