（绍兴文理学院，浙江 绍兴 312000）

一、问题的提出

《中共中央 国务院关于全面深化新时代教师队伍建设改革的意见》提出，要不断提高地位待遇，真正让教师成为令人羡慕的职业。提升教师的社会地位对基础教育质量提升的重要性毋庸置疑。阎光才曾感叹：“中国教师的社会地位究竟如何？……依旧是一个众说纷纭而为人们所广泛争议的问题”[1]。比较乐观的结论来自皮特·道尔顿（Peter Dolton）教授主持并分别于2013年[2]和2018年[3]发布的《全球教师地位指数》（Global Teacher Status Index）研究报告，报告基于特立曼（Treiman）的研究思路，[4]比较了全球35个国家（地区）的教师社会地位，发现儒家文化圈内国家（地区）的教师社会地位普遍较高（中国台湾地区的相关研究也有此发现[5]），中国大陆地区教师社会地位指数排在所有被调查国家（地区）的第一位。而国内相关研究的结论普遍较为悲观，主要基于三个视角展开：一是历史比较视角，探查中小学教师社会地位的生成逻辑、历史演进及转型根由，认为由于传统社会时期各种支持机制在当前的衰落或消解（如教育制度的变迁[6]、礼制规约弱化[7]、国家权力介入[8]、职业分化与专业祛魅[9]等），当前中小学教师的社会地位走向式微；二是现实比较视角，通过对中小学教师社会关系、有价值社会资源、目的性互动等社会资本占有情况[10]，教师专业自主权体现[11]，以及法律层面的权责规定性[12]等方面的比较分析，认为当前中小学教师，尤其是乡村教师的社会地位偏低；三是社会调查视角，以教师主观社会地位调查为主，如董新良基于山西省中小学教师的调查[13]和李维等基于全国东中西部9省中小学教师的调查[14]均发现，当前中小学教师的主观社会地位普遍较低。

国内外相关研究结论的差异，很可能源于调查对象和研究视角的不同。不同于国内学者普遍采用的历史比较视角或针对教师群体本身的直接调查，皮特·道尔顿教授等采用了他者的视角，将教师群体纳入社会比较（Social Comparison）的范畴，此一视角的研究可能更具现实性。从社会心理学的角度看，群体的社会地位是社会比较的结果，某群体对他群体社会地位的认同，通常会以自群体所处社会地位作为参照。[15]中小学教师是嵌套在当前社会之网中的重要群体之一，教师对其社会地位的感知，会深刻地受到周围其他群体对其认同的影响，进而衍生出主观社会地位感知、相对剥夺感等议题。因此，从他者的角度来探究中小学教师社会地位问题，对有效提升中小学教师社会地位具有一定参考价值。

二、研究设计

（一）研究工具

笔者从马克斯·韦伯经典社会分层理论的经济收入、职业权力和职业声望三个维度出发，结合国内外关于（教师）社会地位的相关研究，开发了《中小学教师社会地位他者认同量表》，初始量表共16道题项。经济收入维度从 “收入水平”“收入比较”两个方面设计了5个题项。在教师的职业权力维度，将之操作化为专业能力来测量。笔者认为，作为专业技术人员，教师的职业权力更多来自其专业能力的高低，知识是为师的前提，即所谓 “学高为师”，是教师权力的基础，知识即权力。[16]从“教学技能”“专业知识”两个方面设计了5个题项。职业声望维度从 “职业贡献”“职业声誉”“职业吸引力”三个方面设计了6个题项。量表采用李克特5点评分法，1为 “非常不认同”，5为 “非常认同”。除该量表外，问卷还询问了调查样本的人口学信息、家庭信息、社会环境信息等。

（二）样本来源

本调查采取随机抽样原则，选取非教师职业的成年人（非在校学生）作为调查对象。2019年1月在甘肃省J县、山东省L市（县级市）两地的非教师群体中随机中发放初测问卷，获得有效问卷224份。在依据相关方法对问卷的信效度进行检测并修订问卷后，于2—3月间展开正式调查，笔者得到家乡分别在浙江省S市Y区、山东省Q市J区、吉林省D县、河南省X县、甘肃省Z县和宁夏回族自治区L市（县级市）等六地的同学及研究生共8人大力协助，在其家庭所在地随机向非教师群体发放调查问卷，最终回收正式调查问卷1028份，剔除填答前后矛盾和不完整的问卷，获得有效问卷945份，有效率91.9%。有效样本中，六市（县）的样本占比介于11.4%—27.7%之间，样本的平均年龄为37.1岁（SD=8.3），女性占48.9%，学生家长占54.7%，农业户籍人口占55.5%。

（三）变量说明

1.被解释变量

本研究的被解释变量即他者对中小学教师社会地位的认同，数据由课题组所开发的《中小学教师社会地位他者认同量表》测量获得，利用因子分析法，提取并命名教师社会地位的各构成成分，最终计算得出教师社会地位变量。

2.解释变量

个体维度变量是性别和年龄。性别是二分类变量，男性为参照组；年龄是连续变量，为了考察不同年龄群体对教师社会地位的认同是否存在拐点，在模型中同时加入年龄平方变量。

家庭维度变量有两个，一是样本的社会阶层，用家庭社会经济地位（Socioeconomic Status,SES）来表达。参照黄超的计算方法，[17]将样本的 “职业地位分数”“受教育程度”“自评本地社会地位状况”“是否党员”四个变量进行主成分因子法分析，提取出特征值大于1的1个因子，即家庭社会经济地位变量。通过0—1标准化生成取值范围为1—100的连续型变量，数值越高，表示样本的家庭社会经济地位越高。为更直观地透视社会阶层间的差异，笔者依据SES数据的总体分布情况，将样本划分为五个社会阶层，分别命名为底层阶层、中下阶层、中间阶层、中上阶层和精英阶层。二是依据 “是否有子女正在上学”这一题项，将他者区分为“学生家长”和 “非学生家长”两个群体，“非学生家长”为参照组。

空间维度变量纳入了区域和城乡维度的两个变量。按照传统东中西部的划分，将浙江省、山东省的样本划为 “东部地区”，将 “吉林省、河南省”的样本划为“中部地区”，将“甘肃省、宁夏回族自治区”的样本划为“西部地区”，以 “西部地区”为参照组；城乡维度变量，将乡镇和村屯样本划分为 “农村组”，将县（县级市）及以上的调查样本划分为 “城市组”，以 “城市组”为参照组。

（四）程序与方法

首先，验证课题组自编《中小学教师社会地位他者认同量表》的科学性，为进一步分析做准备。利用初始问卷对初始样本进行调查，随后对样本数据进行项目分析和探索性因子分析，根据相关标准调整题项，形成正式问卷。对正式调查获得的数据进行验证性因子分析，验证正式问卷的合理性，之后利用主成分因子分析，提取量表的结构维度，计算并生成中小学教师社会地位变量。其次，利用参数检验，考察了中小学教师社会地位及其三项指标分别在个体维度、家庭维度和空间维度等方面是否存在显著差异，并利用最小显著差异法（Least Significance Difference,LSD）对方差结果进行事后多重比较分析。再次，为了明确在控制其他变量的基础上哪些变量的影响依然具有显著性，笔者构建了以中小学教师的社会地位为因变量的线性回归模型，纳入上述三个维度的6个自变量进行稳健性检验。最后，得出结论并进行简要政策讨论。数据处理在SPSS 24.0和AMOS 24.0中完成。

三、《中小学教师社会地位他者认同量表》的检验

（一）项目分析与探索性因子分析

笔者首先对初测的224份有效样本进行项目分析。将样本在量表中16个题项上的得分进行加总，获得量表总分并进行排序，提取得分在前后各27%的样本进行t检验，根据检验结果，删除决断值不显著的2个题项，[18]之后，对剩余的14个题项进行探索性因子分析。KMO和Bartlett球形度检验结果显示：KMO=0.768＞0.7，卡方统计值为2138.017，显著性概率为0.00，表明数据适合做因子分析。采用方差极大正交旋转法进行探索性因子分析，依照三个标准对不符合要求的题项进行删减：一是最大负荷量小于0.45的题项，二是最大的两个交叉负荷量绝对值均大于0.45的题项，三是最大的两个交叉负荷量绝对值之差小于0.1的题项。[19]最终删除不符合要求的2个题项。

对剩余的12个题项进行因子分析，抽取特征值大于1的因子共3个，总解释变异量为80.647%。依据因子载荷情况（见表1），将其分别命名为经济收入、专业能力和职业声望，探索性因子分析结果与量表设计预期一致。信度检验显示，三个分量表的克隆巴赫α系数依此为 0.816、0.685、0.743，总量表的 α系数为0.779，表明量表具有良好的信度。

（二）验证性因子分析

依据探索性因子分析的结果对问卷进行修正并展开正式调查，最终获得945份有效样本数据。利用AMOS 24进行验证性因子分析。经检验，模型的各项拟合指数中，χ2/df=3.502＜5，RMSEA=0.041＜0.08，均处于可接受水平，GFI、CFI、IFI等各项指标均大于0.90。综合来看，量表的信效度结构达到可接受的合理性水平，可以用于后续的分析之中。表2报告了他者对中小学教师社会地位及其三个维度认同度的皮尔逊积差相关及均值比较情况，除专业能力维度与经济收入维度的相关性较低外，其他均达到高度相关水平。在他者的认同中，当前中小学教师的总体社会地位及其专业能力、经济收入和职业声望的均值都高于理论中间值3，但高出幅度很小，处于中等偏低水平。

表1 量表各题项的因子载荷

表2 中小学教师社会地位各维度的相关及总体情况

四、研究结果

（一）中小学教师社会地位的他者认同差异

表3分别呈现了个体维度（性别和年龄）、家庭维度（社会阶层和是否为学生家长），以及空间维度（城乡和区域）的均值、标准差和参数检验结果。

1.个体维度

从性别角度来看，女性对中小学教师的社会地位给予了更高的评分，且显著高于男性（t=-4.810，p＜0.001）。具体来看，女性对中小学教师专业能力和职业声望的认同度显著高于男性，但在经济收入方面不存在显著差异。女性对中小学教师社会地位的高认同是否必然导致其更愿意选择从事教师工作，后文会有讨论。

从年龄阶段看，他者对中小学教师社会地位的认同呈现出明显的 “倒U型”态势，青年（30岁及以下）和中老年（50岁以上）群体对中小学教师社会地位的认同度显著低于其他年龄段。笔者认为可能的原因是：对年富力强且有较多机会获得经济收入的青年群体而言，每月拿 “死工资”（且很多地区中小学教师的工资水平甚至未达到当地平均收入水平[20]）的中小学教师的经济收入被认为偏低了。而中老年群体则往往是受社会偏见（如媒体对某些教师负面新闻的聚焦放大效应等），以及过往经验（如以前中小学教学质量、师资质量不高所留下的刻板印象等）的影响。

表3 他者对中小学教师社会地位的多维认同差异（M±SD）

2.家庭维度

在社会阶层方面，不同社会阶层民众对中小学教师社会地位的认同存在显著差异（F=23.691，p＜0.001），在各指标（经济收入、专业能力、职业声望）方面的阶层差异同样显著。LSD结果显示，总体而言，民众的家庭社会经济地位越高，对中小学教师社会地位的认同度越低，仅有中下阶层民众的认同高于平均值。反映出当前中小学教师职业尚未得到社会各界普遍尊重的事实。中上阶层民众对中小学教师社会地位的低认同，可能导致来自中上阶层家庭的优秀人才（中上阶层家庭的子女进入精英大学，并成为优秀人才的概率远高于中下阶层家庭[21]）在择业时持续远离中小学教师职业，成为中小学校师资队伍质量全面提升的深度忧患。

在是否为学生家长方面，学生家长对中小学教师社会地位的认同度显著高于非学生家长（t=5.301，p＜0.001），主要缘于学生家长对中小学教师专业能力的更高认同（t=5.929，p＜0.001），及对其职业声望的相对肯定（t=3.278，p＜0.010）。单从与中小学教师联系的角度看，可认为，了解中小学教师工作与生活的真实状态，可能有助于提升他者对中小学教师的认同度，否则，则可能因社会偏见、刻板印象等而出现认同偏差。

3.空间维度

城乡民众对中小学教师社会地位的认同度不存在显著差异（t=0.927，p＞0.05），与之前学者研究所发现的乡村地区中小学教师社会地位相对低下的结论[22]不尽一致。究其原因，可能源自两个方面的比较优势：其一是在就业机会稀少的乡村地区，“体制内”的中小学教师职业是为数不多的体面工作；其二，近年来实施的乡村教师补助计划，实质性地提升了乡村教师的薪酬水平，使得其经济收入在乡村地区有了一定的比较优势。

在区域维度，东中西部他者对中小学教师社会地位的认同存在显著差异（F=16.618，p＜0.001），在专业能力、经济收入和职业声望等三个指标方面，区域差异均达显著水平。LSD结果显示，东部地区民众对中小学教师社会地位的认同要显著高于中部和西部地区，中部地区最低，呈现出明显的 “中部塌陷”态势。这与近年来学界关注的义务教育学校在基础设施建设、师资队伍建设、经费投入等多项生均指标方面的 “中部塌陷”[23]相吻合，资源投入上的“中部塌陷”已引起了民众对中小学教师社会地位认同的 “中部塌陷”，需要注意和警惕。

（二）基于线性回归模型的差异稳健性验证

以他者对中小学教师社会地位认同为因变量的参数检验结果表明，除城乡变量外，其他变量方面均存在显著差异。不过，这些影响因素的作用还需要在线性回归模型中做进一步的稳健性检验，即明确在控制其他变量的基础上哪些因素依然具有显著的影响。为此，笔者分别以他者对中小学教师社会地位的认同，以及其三个构成指标为因变量，以个体维度、家庭维度和空间维度的六个变量为自变量，构建了四个线性回归模型，来验证前文参数检验结果的稳健性问题。为了不损失相关信息而使得回归结果出现偏差，笔者引入了原始的年龄和SES变量。表4的结果表明，四个线性回归模型的计量结果与前文的参数检验结果总体一致，说明参数检验的结果具有良好的稳健性。

为了验证不同年龄民众对中小学教师社会地位的认同是否存在拐点，笔者在回归模型中加入了年龄平方变量。年龄变量的系数为正，年龄平方的系数为负，并且均达到显著性水平，证明他者的年龄与其对中小学教师社会地位的认同并非线性关系，而是随着年龄的增长而呈现 “倒U型”，存在年龄拐点。依据公式X拐点=|β1/(2*β2)|[24]， 计算得出拐点处的年龄为44.2岁。在全体样本中，年龄大于44.2岁的样本有188人，占比19.9%，满足 “倒U型”关系对样本比例的基本要求。[25]

五、简要讨论

本文利用全国东中西部6市（县）他者的调查数据，利用课题组开发的《中小学教师社会地位他者认同量表》，在验证了量表有效性的基础上，比较分析了他者对中小学教师社会地位的认同差异。发现他者对中小学教师社会地位的认同度总体处于中等偏低水平。除城乡外，他者对中小学教师社会地位的认同在性别、年龄、是否为学生家长、社会阶层，以及区域等维度均存在显著差异。随着近年来的多方努力，当前中国中小学教师的社会地位已有显著提升，教师职业的吸引力也在日益增强。但无论在学理讨论，还是实践推进方面，依然存在一些值得探讨的问题，简要讨论如下。

（一）教师社会地位的研究与政策设计是否需要兼顾社会比较视角

个体（群体）的社会地位，实质是不同个体（群体）在稀有性社会资源占有总量上进行社会比较的结果，稀缺性社会资源占有量越多，则个体（群体）的社会地位便越高。具体涉及三个问题。第一，比较什么。即哪些资源可被称为是稀缺性社会资源，或者说，在不同阶层、不同类属民众看来，抑或在不同时代、不同社会形态下，稀缺性社会资源是否具有同一性。答案显然是否定的，例如，对低阶层民众而言，“金钱”可能是最为重要的稀缺性资源，但对于高阶层民众而言，“闲暇时间”可能才是最重要的稀缺性资源。再比如，在改革开放以前，非农户口、干部身份、家庭成分等，可称之为稀缺性资源，而随着社会的发展，以前的稀缺性社会资源，有些已经消解（如家庭成分），有些也逐渐不再具有稀缺性特征（如非农户口），而另一些资源（如经济收入等）的稀缺性特征更为明显。[26]因此，了解不同群体、不同时代等对稀缺性社会资源的理解，是研究教师社会地位的重要前提。第二，与谁比较。人是生活在其先赋或后致地构建的社会网络（Social Network）中的动物。[27]在社会地位的比较中，个体（群体）会尤其注重与强联结（Strong Ties）的个体（群体）进行比较。[28]由于职业的属地特性，中小学教师进行社会比较的对象一般会是其所在行政区划范围之内的其他群体，如本地事业单位员工、本地其他类别或学段之学校的教师等。第三，如何比较。比较可分为三种形态：一是职业内部比较，发生在纵向的学段之间，或横向的城乡之间；二是职业间比较，发生在教师职业与其他职业之间；三是历史比较，表现为当前与过往的比较等。以上考察表明，中小学教师社会地位的研究，需要兼顾社会比较视角，从而避免陷入 “借用社会地位理论的简单分析和判断，进而从逻辑层面推断出政策建议，陷入 ‘现状问题→政策致因→增加政策给予改善→出现问题→政策致因→再增加政策给予改善’”[29]的逻辑怪圈。

表4 以中小学教师社会地位认同为因变量的线性回归

（二）当前阶段要提升中小学教师的社会地位应该更关注哪些方面

近年来，随着相关政策的陆续推出，中国中小学教师职业的工资收入水平有了明显的提高。当前，中国 “教师工资由20世纪80年代之前在国民经济各行业排倒数后三位，提升到目前在全国19大行业排名第7位”[30]。并且，国务院教育督导办已下发通知，明确2020年要把义务教育教师平均工资收入水平不低于当地公务员平均工资收入水平作为督导检查重点。[31]笔者认为，中小学教师的工资收入水平总体已达历史性高位，继续整体性大幅提升的空间已不大。理由有二：其一，中小学教师工资收入的普遍性增加意味着其占据政府财政投入的比例更大，而作为稀缺性社会资源，教育领域财政投入的比例增大，意味着在其他领域的投入比例要相应减少，且继续整体性地大幅提升中小学教师工资，对中小学教育质量提升是否存在显著的边际效益，尚未有实证研究证实；其二，在经济收入的社会比较中，教师既是主动的比较方，同时也可能成为其他群体进行社会比较的参照对象。依据默顿对相对剥夺感的经典解读，[32]提升中小学教师的经济收入，在减弱教师群体相对剥夺感的同时，也会增强以中小学教师为参照对象的其他强联结群体的相对剥夺感，并可能引发连续的消极后果。因而，在提升中小学教师社会地位的努力措施中，普遍性的工资水平提升措施，应该逐渐向 “精准提升”转变，有效合理地提升重点教师群体的工资水平，使得工资提升的边际效应最大化。如提升青年教师尤其是乡村地区青年教师的补助水平，提升班主任津贴等，真正让在中小学一线承担更多教学与管理任务，或在边远贫困地区坚守教学岗位的教师获益，增强其职业获得感，最终有效提升教师队伍的稳定性。此外，笔者认为，在中国义务教育由数量普及向质量提升的转型阶段，如何有效提升中小学教师的专业能力水平，应该成为当前义务教育发展的优先项。并且，通过正向的舆论引导，逐渐塑造中小学教师的正面形象，而消除消极事件及负面刻板印象的影响，也是需要努力的方向。

（三）中上阶层民众对中小学教师社会地位的低认同有何消极影响

布瑞恩（Breen）和戈德索普（Goldthorpe）总结了阶层间教育不平等产生的三种机制，其中第三点是，阶层间的教育选择是一种为了规避子女的地位下降而做出的理性选择。[33]这一理性选择机制被称为 “地位下降回避机制”，地位下降回避是一种普遍存在的心理机制，父母不希望自己的子女将来所从事职业的地位低于自己，因而他们更倾向于选择让子女接受能够达到与父辈职业地位相当或更高的教育。地位下降幅度对不同阶层民众的含义不同，对于低阶层民众而言，不继续求学导致的地位下降幅度较小，但对于中上阶层民众而言，则幅度较大，感受强烈。[34]因此，埃塞尔（Esser）认为，对于中上层民众而言，对良好教育表现的期望要高于低阶层民众，中上阶层民众有更强烈的动力，使得自己的子女接受更好的教育，以尽量避免阶层下降的情况出现。[35]从地位下降回避机制的角度出发，可以发现，中上阶层民众对中小学教师社会地位的低认同，在一定程度上预示着其认为自我当前的社会地位要比中小学教师高。在此背景下，如果他们选择让子女接受师范教育而成为教师，则需面临地位下降的风险。为了规避此种风险，他们有强烈的动力使子女接受他们所认为的不一样的、更好的教育。而高等教育公平方面的诸多研究均已证明，相比于低阶层民众，中上阶层民众的确有更多的机会使子女进入非师范的精英大学学习。[36]由此推断，如果中小学教师的社会地位难以提升，则可能会形成两种循环。一是中上阶层民众的高阶循环：父代欲避免阶层下降风险→不愿子女当中小学教师→努力进入其他精英大学→利用各种资本，实现阶层再生产，子代再循环父代的路径。二是低阶层民众的跳板效应：父代有提升阶层的愿望→子代入读师范院校或师范专业→成为中小学教师，实现阶层代际升迁→为避免阶层下降风险→部分民众不愿孙代读师范进而从事教师工作→孙代努力进入其他精英大学→利用各种资本，实现阶层再生产或阶层升迁。如此循环的长期结果可能是，在师资来源上，以低阶层家庭的子女为主力军，中上阶层家庭的子女游离于教师队伍之外；在师资质量建设上，师范院校优质生源供给不足，进而影响师资质量全面提升。

（四）女性的高认同是否意味着她们必然愿意选择中小学教师职业

结合女性群体对中小学教师社会地位的高认同，和高校师范专业学生与中小学教师中男女性别的严重失衡，似乎很容易得出女性群体更愿意选择中小学教师职业的结论。但就笔者的调查数据并结合相关理论来看，事实可能并非如此，女性对中小学教师社会地位的高认同并不必然会引发行动选择。其一，理性选择理论（Rational Choice Theory）认为，人的行动本质上都是理性的，人们在行动前会考量利害得失来做出决定。[37]因而，女性是否会选择从事教师职业，是一个理性选择的过程，受多种因素影响，是多种影响因素权衡、博弈的结果，情感认同只是其中一个因素，往往并不能起到决定作用。其二，在一个分层社会中，不同阶层民众的行动选择，受到其所拥有的各种资本（包括经济资本、社会资本、文化资本等）的影响，不同阶层的主观教育成本和风险不同，以及文化资源等的差异，会影响到他们对子女的教育选择。[38]而其最终的目的，则是维持其子代的阶层地位不低于自己当前的阶层地位，即前文所述的 “地位下降回避机制”。因而，当感知到中小学教师的社会地位低于自己（及家庭）当前的社会地位时，作为理性人，家长也不会倾向于选择让女儿去从事教师工作。笔者的调查证实了此推测，底层家庭愿意让女儿从事教师工作的比例为81.6%，分别比中下、中间、中上、精英阶层家庭高6.9、20.0、35.6和36.1个百分点。甚至，随着阶层的升高，家长愿意让女儿从事教师工作的意愿逐渐与儿子趋于持平。因此，笔者认为，要真正解决当前中小学教师队伍 “阴盛阳衰”的问题，需要全面地提升中小学教师的社会地位，当中小学教师职业不再成为中上阶层民众 “地位下降回避”的对象时，基于人们的理性选择，教师队伍 “阴盛阳衰”的问题或可有效消解。