中小學教師工資收入及其影響因素的實證研究

賴德信

(北京教育科學研究院教師研究中心，北京 100191)

一、引言

中小學教師收入問題一直是深受社會各界廣泛關注。近年來，經(jīng)過各級政府的努力，中小學教師工資得到較快的提高。在教師工資增長的過程中，進一步了解教師工資決定的影響因素將有助于發(fā)現(xiàn)教師工資制度改革進程中所出現(xiàn)的問題。

有關教師工資決定的影響因素，國外學者較早、系統(tǒng)進行了這方面的研究，而且成果豐富。R.N.Horn，and W.J.McGuire;M.L.Walden，and Z.Sogutlu 研究認為［1］［2］，中小學教師工資與教師個人特征呈現(xiàn)正相關關系，比如美國教師工資與教師受教育水平和教學經(jīng)驗呈現(xiàn)顯著相關。J.Chambers，and S.A.Bobbitt 研究則認為［3］，在其它條件相同的情況下，教學辛苦或環(huán)境艱苦的教師，工資較高。比如，具有暴力傾向?qū)W生的學校和班級規(guī)模較大的中小學校，教師工資較高。我國學者對教師工資的影響因素研究是伴隨著我國企事業(yè)單位工資制度改革而展開，成果相對有限。自2006年起，我國企事業(yè)單位(包括中小學學校)實施崗位績效工資制度，在這種工資制度下，職務、學歷與教齡都是教師工資的法定影響因素。楊建芳認為［4］［5］，除了這些教師工資的法定影響因素外，教師津補貼、地方財政能力和地方政府提高教師收入的意愿都成為教師工資影響因素。例如，從全國范圍來看，由于教師津補貼地區(qū)差距懸殊，相同職稱教師的工資差距可達5 至9 倍;分地區(qū)來看，東部地區(qū)教師津補貼遠遠高于中、西部地區(qū)，而西部地區(qū)又高于中部地區(qū)。馬紅梅研究認為［6］［7］，農(nóng)村教師職初工資水平由教師個人特征和教職的崗位特征共同決定，個人特征解釋了收入增長差異80%，教師個人的學歷、教齡等人力資本存量指標的影響顯著但經(jīng)濟意義不大。

通過上述文獻我們了解到，有關教師工資影響因素主要包括教師個人特征和工作特征等。這些研究為本研究奠定了良好的基礎，具有很好的借鑒意義。但是，上述研究也存在一定的不足之處。一方面是，上述研究大多是基于省際教師工資收入的差異研究，而教師工資收入的差異很大程度在于地方的財政狀況，研究區(qū)域內(nèi)的教師工資收入差異其可比性應更強些。另一方面，上述研究沒有考慮榮譽稱號、學校辦學質(zhì)量因素對教師工資收入的影響。為此，本研究將在借鑒已有成果基礎上，以北京市中小學教師工資收入為例，分析教師工資收入差異情況和相關因素對教師工資收入水平的影響。

二、樣本數(shù)據(jù)分析

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于北京教育科學研究院教師研究中心課題組承擔的北京市教委委托項目“首都教育人才規(guī)劃綱要(2010－2020)專項調(diào)研”。本調(diào)查對北京市19 個區(qū)縣245 所中小學7350 位教師進行抽樣調(diào)查，回收總樣本量7011 份，回收率為95%。本研究樣本數(shù)據(jù)描述如表1。

(二)數(shù)據(jù)描述性分析

1.本調(diào)查樣本的工資收入被分成低收入(低于2000 元)、中收入(2000－4000 元)和高收入(高于4000 元)三類。教師低收入群體的平均工資為1830 元，占總樣本9.1%，教師中收入群體的平均工資為3139 元，占總樣本83.8%，教師高收入群體的平均工資為4864 元，占7.1%。說明絕大數(shù)中小學教師處在中等收入群體中。

2.在教齡方面，1－3年教齡教師平均工資2748 元，占 9.0%;4－10年教齡教師平均為 3052元，占25.1%;11－20年教齡教師平均工資為3194元，占49.7%;具有20年以上教齡教師平均工資為3379 元，占16.2%。初入職教師與具有20年以上教齡教師平均工資差距為631 元。從上述教齡段分布來看，北京市中小學教師教齡結構相對合理。

3.從學歷上看，中專(及)以下和?？茖W歷的教師工資幾乎沒有區(qū)別，中專(及)以下學歷教師平均工資為3065 元，占樣本量1.6%。中專學歷教師平均工資為3019 元，占樣本量9.2%。本科學歷教師平均工資為3137 元，占樣本量84.3%，研究生學歷教師平均工資為3495 元，占樣本量4.9%。目前，從北京市中小學教師學歷分布來看，本科學歷占絕大多數(shù)，排在第一，其次是專科學歷教師和研究生學歷教師，最后中專(及)以下學歷教師。

4.從是否兼任行政職務來看，沒有行政職務的普通教師平均工資為3057 元，占總樣本70.6%。兼任行政職務的教師平均工資為3345 元，占總樣本量29.4%。二者工資相差300 元左右。

5.從職稱方面來看，未評職稱教師平均工資為2611 元，占樣本量4.3%;初級職稱教師平均工資2914 元，占樣本量35.8%;中級職稱教師平均工資3212，占樣本量50.6%;高級職稱教師平均工資為3895 元，占總樣本量9.3%。未評職稱與初級職稱和中級職稱之間的平均工資差距都在300 左右，而中級職稱到高級職稱之間平均工資差距則達到600 元左右。

6.從榮譽稱號方面看，沒有獲得區(qū)級(含)以上榮譽稱號的教師平均工資為3052 元，占樣本量67.9%。獲得區(qū)級(含)以上榮譽稱號的教師平均工資為3333 元，占樣本量32.1%。二者平均工資差距為300 左右。

7.在兼任班主任方面，沒有兼任班主任教師平均工資為3062 元，占樣本量52.6%。兼任班主任教師平均工資為3230 元，占樣本量47.4%。二者工資差距為200 元左右。

8.從辦學層級上來看，小學教師平均工資為3010 元，占樣本量50%。初中教師平均工資3120元，占樣本量32.2%。高中教師平均工資3570 元，占樣本量17.8%。同為義務教育階段的小學教師和初中教師工資差異很小，僅為100 元左右。高中教師與小學和初中教師平均工資差異較大，達到450 元左右。

9.從辦學質(zhì)量上來看，一般學校的教師平均工資為3051 元，占樣本量70.1%。優(yōu)質(zhì)學校的教師平均工資為3356 元，占樣本量29.9%。二者工資差距為300 元左右。

10.從城鄉(xiāng)方面來看，農(nóng)村學校教師平均工資為2893 元，占樣本量53.7%。城區(qū)學校教師平均工資為3431 元，占樣本量為46.3%。二者工資差距為460 元左右。

表1 樣本數(shù)據(jù)描述統(tǒng)計

三、教師工資收入水平的影響因素分析

(一)變量選擇

1.因變量:月收入。教師月收入包括工資、獎金、津貼及其他所有收入，將收入分為低收入、中收入和高收入三類，取值分別為“1”、“2”和“3”。

2.自變量:個人特征及工作特征。根據(jù)已有相關研究經(jīng)驗，本文將教師的學歷、教齡、職務、職稱、榮譽稱號、是否為班主任、學校層次、辦學質(zhì)量、學校地理位置作為影響教師收入的自變量，分別設為X1～X9。在回歸模型中，偏回歸系數(shù)βi表示當其他自變量不變時，Xi每改變一個單位，所預測的因變量的平均變化量。這種解釋在自變量是連續(xù)變量或二分類變量時是合適的，但當自變量為多分類時，只用一個偏回歸系數(shù)解釋就不合適了。因此，在回歸前需要對多分類自變量設置亞變量，而教師的學歷、教齡、職務、職稱、榮譽稱號、是否為班主任、學校層次、辦學質(zhì)量、學校地理位置都為分類變量。本研究所用的因變量和自變量詳細描述如表2。

(二)Logit 回歸模型設定

根據(jù)上述變量構建多元Logit 回歸模型，對影響教師收入的相關因素進行計量分析。教師工資高低分類是一個多項無序型變量，受到多方面因素的影響，因此，多元Logit 模型是分析中小學教師收入影響因素的最好模型之一。把因變量教師收入分為三類，“1”表示低收入，“2”表示中收入、“3”表示高收入，模型以高收入群體作為參照水平。

表2 logit 回歸模型主要變量描述

設中小學教師i 是收入分類j 的概率:

式中，i 代表教師，N 代表教師樣本;j 代表教師收入類型;xi代表應教師個人特征和學校特征有關變量;βj是待估計參數(shù)。在實際統(tǒng)計分析中，需要選擇一種收入類型作為參照組，并令其系數(shù)等于0。這樣利用統(tǒng)計軟件進行回歸，就可以得到模型的參數(shù)估計值。參數(shù)估計值OR(發(fā)生比)反映了相對于參照組而言，各變量對中小學教師收入分布的相對概率的影響。正的估計值表示與參照相比，變量對中小學教師收入分布相對概率有正的影響;反之則相反。

(三)計量結果分析

為了觀察多元Logit 模型中是否所有自變量偏回歸系數(shù)為0，先對模型進行似然比檢驗，結果如表3所示。除了學歷在5%水平上顯著外，其它8 個自變量均在1%水平上對教師收入均存在顯著影響。

進一步通過SPSS17.0 軟件對影響中小學教師收入的因素進行多元Logit 回歸模型分析，模型回歸結果如表4所示。

1.教師個人特征對教師工資收入的影響。教師個人特征主要包括教齡、學歷、職稱、榮譽稱號、行政職務和班主任等因素。

(1)教齡對教師工資收入水平的影響。教師的教齡對教師收入的影響存在兩種情況，即對教齡低收入群體教師收入影響顯著，對中收入群體教師收入影響不顯著。統(tǒng)計參數(shù)Exp(B)的值分別為5.686，表明教齡1－3年教師的工資收入水平為低等收入的概率是教齡20年以上教師的5.686 倍;同理，教齡4－10年教師的工資收入水平為低等收入的概率是教齡20年以上教師的1.963，教齡11－20年教師的工資收入水平為低等收入的概率是教齡20年以上教師的1.855 倍。

表3 Logit 回歸擬合參數(shù)表

(2)學歷水平對教師工資收入的影響。從教師學歷水平來分析，中專以下學歷對中小學教師工資收入沒有明顯影響，但是隨著教師學歷水平越高，其影響教師工資收入效果越小。大專學歷的統(tǒng)計檢驗在5%水平上顯著，表明大專學歷水平教師的工資收入水平為低等收入和中等收入的概率是具有研究生學歷水平教師的2.486 倍和1.909 倍;本科學歷水平教師的工資收入水平為低等收入和中等收入的概率是具有研究生學歷水平教師的1.88 倍和1.842倍。進一步發(fā)現(xiàn)，大專學歷和本科學歷的教師與具有研究生學歷教師相比較來看，其工資收入水平為中等收入的概率的變化差異不大，其值大致保持在 1.8－1.9 水平上。

(3)職稱對教師工資收入水平的影響。從統(tǒng)計結果來看，教師職稱的統(tǒng)計檢驗在1%的水平上非常顯著。從未評職稱教師來看，統(tǒng)計參數(shù)Exp(B)的值分別為183.559 和30.933，表明未評職稱教師的工資收入水平為低等收入和中等收入的概率是具有高級職稱教師的183.213 倍和31.228 倍;初級職稱教師的工資收入水平為低等收入和中等收入的概率是具有高級職稱教師的26.102 倍和7.332 倍;中級職稱教師的工資收入水平為低等收入和中等收入的概率是具有高級職稱教師的4.613 倍和3.449倍;這表明教師職稱是影響中小學教師工資收入非常重要的因素，也說明了職稱工資是中小學教師工資結構的一個非常重要組成部分。

(4)榮譽稱號對教師工資收入水平的影響。統(tǒng)計分析結果顯示，榮譽稱號的統(tǒng)計檢驗在1%水平上非常顯著。統(tǒng)計參數(shù)Exp(B)的值分別為2.225 和1.694，表明沒有獲得區(qū)級(含)以上榮譽稱號的教師工資收入水平為低等收入和中等收入的概率是具有獲得區(qū)級(含)以上榮譽稱號教師的2.225 倍和 1.694 倍。

(5)行政職務對教師工資水平的影響。對行政職務進行統(tǒng)計顯示，行政職務的統(tǒng)計檢驗在1%的水平上顯著。統(tǒng)計參數(shù)Exp(B)的值分別為2.196 和1.58，表明普通教師(沒有行政職務的教師)的工資收入水平為低等收入和中等收入的概率是兼有行政職務教師的2.196 倍和1.58 倍。這說明在行政崗位，行政領導工資收入要明顯高于普通教師工資收入，普通教師與行政領導的教師工資收入差異中，低等收入群體明顯大于中等收入群體。這也說明了行政職務工資在中小學教師工資結構中占有較大的比重。

(6)是否兼任班主任對教師工資收入水平的影響。統(tǒng)計結果顯示，班主任的統(tǒng)計檢驗在1%水平上非常顯著。統(tǒng)計參數(shù)Exp(B)的值分別為2.922和2.254，表明普通教師的教師工資收入水平為低等收入和中等收入的概率是兼任班主任教師的2.922 倍和 2.254 倍。

2.學校特征對教師工資收入的影響。學校特征主要包含學校辦學水平、學校辦學層級和學校地理位置等因素。

(1)學校辦學水平對教師工資收入水平影響。從統(tǒng)計結果來看，學校辦學水平的統(tǒng)計檢驗在1%水平上非常顯著。統(tǒng)計參數(shù)Exp(B)的值分別為5.421 和3.642，表明一般學校的教師工資收入水平為低等收入和中等收入的概率是優(yōu)質(zhì)學校教師的5.421 倍和3.642 倍。整體來看，優(yōu)質(zhì)學校在招生、辦學經(jīng)費、獲取外部資源等方面都具有先天的優(yōu)勢，那么學校發(fā)給教師的校內(nèi)津貼部分比例相對較大，造成教師工資收入的整體水平就較高。

(2)學校辦學層級對教師工資收入水平影響。學校辦學層級包含小學、初中和高中。從小學層級來看，統(tǒng)計參數(shù) Exp(B)的值分別為6.769 和4.158，結果表明小學教師的工資收入水平為低等收入和中等收入的概率是高中教師的6.769 倍和4.158倍;初中層級的統(tǒng)計參數(shù)Exp(B)的值分別為2.412 和1.343，結果表明初中學教師的工資收入水平為低等收入和中等收入的概率是高中教師的2.412 倍和1.343 倍。從統(tǒng)計結果分析可以得出，小學教師整體工資水平低于初中和高中教師工資收入水平，初中教師工資收入水平低于高中教師工資收入水平。這一統(tǒng)計結果也符合人力資本理論，高中階段要求教師不管在學歷上還是能力上都要高于初中和小學，高中教師人力資本存量高于初中和小學教師，那么高中教師獲得的回報(工資收入)也相應高于初中、小學教師。

(3)學校地理位置對教師工資收入水平影響。從統(tǒng)計結果可以發(fā)現(xiàn)，北京市中小學教師工資收入的城鄉(xiāng)差異非常明顯。學校地理位置的統(tǒng)計檢驗在1%水平上非常顯著，統(tǒng)計參數(shù)Exp(B)的值分別為12.711 和4.61，結果表明農(nóng)村地區(qū)學校教師的工資收入水平為低等收入和中等收入的概率是城區(qū)學校教師的 12.711 倍和 4.61 倍。

表4 Logit 回歸模型估計結果

四、研究結論及建議

通過對北京市中小學教師工資收入分析，我們得出以下幾個結論:1.教齡影響教師工資收入，但對不同收入群體的影響顯著性不同。在中等收入與高等收入群體教師間，教齡對收入影響不明顯，在低等收入與高等收入群體間影響顯著;2.是否兼任中層干部對于教師的工資有顯著的影響，中層干部教師工資高于一部普通教師工資;3.職稱對于教師平均工資有顯著影響，高級職稱教師平均工資高于中級職稱、初級職稱以及未評職稱教師平均工資;4.學歷對教師工資有一定的影響，但是不同學歷教師工資差異幅度不是很大;5.榮譽稱號對教師工資差異有顯著影響，獲得區(qū)級(含)以上榮譽稱號教師平均工資要明顯高于沒有獲得相關榮譽稱號教師平均工資;6.是否兼任班主任對教師工資有顯著影響，班主任教師平均工資高于非班主任教師平均工資;7.學校辦學水平顯著影響教師收入，優(yōu)質(zhì)學校教師平均工資要明顯高于一般學校教師平均工資;8.辦學層級對教師收入有顯著的影響，在小學、初中和高中三級教育階段中，高中階段教師平均工資最高，其次是初中教師，最低為小學教師。高中教師與初中、小學教師平均工資差異明顯，初中和小學教師平均工資基本無差異;9.學校區(qū)域地理位置顯著影響教師收入，城市學校教師平均工資要明顯高于農(nóng)村學校教師平均工資。針對上述問題，我們提出以下幾點政策建議:

第一，提高中小學校班主任津貼補助。班主任是教育教學的重要崗位，是班集體的組織者、教育者和指導者，是學校領導者實施教育教學工作計劃的得力助手。隨著時代的發(fā)展，班主任的工作量和工作壓力越來越大，尤其是高中班主任，高考升學壓力被轉(zhuǎn)嫁到班主任身上。相比之下，其待遇不成正比，班主任教師與非班主任教師工資差距的絕對值不大，沒有真正體現(xiàn)出班主任工作量的價值。因此，需要加大中小學校班主任崗位的財政補貼力度，提高班主任教師的職業(yè)幸福感。

第二，優(yōu)化校內(nèi)津貼分配制度，平衡學校中層干部與非中層干部教師的工資差距。行政津貼是造成中層干部與非中層干部教師工資差距的主要因素，也是中層干部與教師利益博弈的焦點。原因在于，一方面，中層干部覺得，自己付出了很多，但在津貼上，享受的比較少，甚至和個別教師享受的補貼不相上下，覺得不合理。另一方面，有些教師覺得，中層干部的付出是由于他們的工作性質(zhì)決定的，不應享受額外的補貼，尤其是比較高的津貼。但是從現(xiàn)實來看，行政津貼并沒有統(tǒng)一的標準，各省市、區(qū)縣甚至是不同學校之間的行政津貼也不一致?！吨行W貫徹“事業(yè)單位工作人員工資制度改革方案”的實施意見》文件規(guī)定，中小學各類津貼由各省、自治區(qū)、直轄市教育行政部門根據(jù)本實施意見規(guī)定的原則和指導性意見，制定當?shù)氐木唧w實施細則和津貼的基本標準，學校自主分配。這就要求津貼分配標準應征求學校全體教職工的意見，不宜差距拉得過大，也不宜過小，并且要能夠充分調(diào)動中層干部和教師的積極性。

第三，建立公平的教育資源分配制度，縮小教師工資收入的校際差異和城鄉(xiāng)差異。孫志軍、杜育紅認為［8］，目前在義務教育財政資金的分配上，除了城鄉(xiāng)的差異外，校際之間的差異成為當前逐漸顯露的一個突出問題。教師工資收入的城鄉(xiāng)差距和校際差距的根本原因在于城鄉(xiāng)學校對各種資源占有的差距。農(nóng)村教育資源的貧困帶來農(nóng)村教師貧困。縮小城鄉(xiāng)差異，促進城鄉(xiāng)教育的均衡發(fā)展關鍵在于改善城鄉(xiāng)教育資源的配置。一方面，加大農(nóng)村基礎教育的投入力度，不斷縮小農(nóng)村學校在教育資源占有量上與城市學校之間的差異，提高農(nóng)村學校辦學條件。另一方面，創(chuàng)新城鄉(xiāng)教師合理流動機制。各級政府相關部門應積級配合、協(xié)調(diào)，統(tǒng)籌制定教師流動政策制度，鼓勵城鎮(zhèn)教師到農(nóng)村支教。教育的城鄉(xiāng)差異和校際差異，根本上來說還是教師資源的差異。合理教師流動機制有利于優(yōu)化教師資源配置，促進城鄉(xiāng)、校際之間教師資源的均衡。

第四，調(diào)整工資結構，進一步強化國家和省(市)級層面在教師工資統(tǒng)籌責任。在深化教師工資制度改革過程中，要重點調(diào)整工資結構，使教師的收入工資化，即盡量減少工資項目，把各項津貼、補貼等項目納入工資;同時，要以崗位、績效、市場等因素調(diào)整工資結構。教師工資的設計要處理好影響教師工資水平的因素之間的關系，比如學歷、教齡、職務、工作量等。教師工資的決定因素，應該從過去的資歷轉(zhuǎn)向強調(diào)教師的能力和作出的貢獻。［9］

［1］R.N.Horn，and W.J.McGuire.Determinants of secondary school teacher salaries in a large urban school district［J］.Southern Economic Journal，1984，51(2):481－494.

［2］M.L.Walden，and Z.Sogutlu.Determinants of intrastate variation in teacher salaries［J］.Economics of Education Review，2001(20):63－70.

［3］J.Chambers，and S.A.Bobbitt.The patterns of teacher compensation［R］.NCES 95－829.Washington，D.C.:National Center for Education Statistics，U.S.Department of Education，1996.

［4］楊建芳.義務教育教師收入分配制度存在的問題與對策［J］.浙江社會科學，2010，(11):33－39.

［5］楊建芳.義務教育階段教師收入的結構分析［J］.中小學管理，2009，(2):34－38.

［6］馬紅梅.教師工資的影響因素及差異形成機制［J］.教育測量與評價，2011，(11):23－27.

［7］馬紅梅.教師收入增長機制芻議:基于甘肅農(nóng)村的實證研究［J］.清華大學教育研究，2012，(2):103－109.

［8］孫志軍、杜育紅.中國義務教育財政制度改革:進展、問題與建議［J］.華中師范大學學報(人文社會科學版)，2010，(1):113－119.

［9］向紅琳.縮小城鄉(xiāng)中小學教師薪酬差異對策研究［D］.長沙:湖南師范大學碩士論文，2010.