中小學教師社會地位的他者認同差異
——基于東中西部6市（縣）他者群體的調(diào)查

（紹興文理學院，浙江 紹興 312000）

一、問題的提出

《中共中央 國務(wù)院關(guān)于全面深化新時代教師隊伍建設(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)。提升教師的社會地位對基礎(chǔ)教育質(zhì)量提升的重要性毋庸置疑。閻光才曾感嘆：“中國教師的社會地位究竟如何？……依舊是一個眾說紛紜而為人們所廣泛爭議的問題”[1]。比較樂觀的結(jié)論來自皮特·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）研究報告，報告基于特立曼（Treiman）的研究思路，[4]比較了全球35個國家（地區(qū)）的教師社會地位，發(fā)現(xiàn)儒家文化圈內(nèi)國家（地區(qū)）的教師社會地位普遍較高（中國臺灣地區(qū)的相關(guān)研究也有此發(fā)現(xiàn)[5]），中國大陸地區(qū)教師社會地位指數(shù)排在所有被調(diào)查國家（地區(qū)）的第一位。而國內(nèi)相關(guān)研究的結(jié)論普遍較為悲觀，主要基于三個視角展開：一是歷史比較視角，探查中小學教師社會地位的生成邏輯、歷史演進及轉(zhuǎn)型根由，認為由于傳統(tǒng)社會時期各種支持機制在當前的衰落或消解（如教育制度的變遷[6]、禮制規(guī)約弱化[7]、國家權(quán)力介入[8]、職業(yè)分化與專業(yè)祛魅[9]等），當前中小學教師的社會地位走向式微；二是現(xiàn)實比較視角，通過對中小學教師社會關(guān)系、有價值社會資源、目的性互動等社會資本占有情況[10]，教師專業(yè)自主權(quán)體現(xiàn)[11]，以及法律層面的權(quán)責規(guī)定性[12]等方面的比較分析，認為當前中小學教師，尤其是鄉(xiāng)村教師的社會地位偏低；三是社會調(diào)查視角，以教師主觀社會地位調(diào)查為主，如董新良基于山西省中小學教師的調(diào)查[13]和李維等基于全國東中西部9省中小學教師的調(diào)查[14]均發(fā)現(xiàn)，當前中小學教師的主觀社會地位普遍較低。

國內(nèi)外相關(guān)研究結(jié)論的差異，很可能源于調(diào)查對象和研究視角的不同。不同于國內(nèi)學者普遍采用的歷史比較視角或針對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比較（Social Comparison）的范疇，此一視角的研究可能更具現(xiàn)實性。從社會心理學的角度看，群體的社會地位是社會比較的結(jié)果，某群體對他群體社會地位的認同，通常會以自群體所處社會地位作為參照。[15]中小學教師是嵌套在當前社會之網(wǎng)中的重要群體之一，教師對其社會地位的感知，會深刻地受到周圍其他群體對其認同的影響，進而衍生出主觀社會地位感知、相對剝奪感等議題。因此，從他者的角度來探究中小學教師社會地位問題，對有效提升中小學教師社會地位具有一定參考價值。

二、研究設(shè)計

（一）研究工具

筆者從馬克斯·韋伯經(jīng)典社會分層理論的經(jīng)濟收入、職業(yè)權(quán)力和職業(yè)聲望三個維度出發(fā)，結(jié)合國內(nèi)外關(guān)于（教師）社會地位的相關(guān)研究，開發(fā)了《中小學教師社會地位他者認同量表》，初始量表共16道題項。經(jīng)濟收入維度從 “收入水平”“收入比較”兩個方面設(shè)計了5個題項。在教師的職業(yè)權(quán)力維度，將之操作化為專業(yè)能力來測量。筆者認為，作為專業(yè)技術(shù)人員，教師的職業(yè)權(quán)力更多來自其專業(yè)能力的高低，知識是為師的前提，即所謂 “學高為師”，是教師權(quán)力的基礎(chǔ)，知識即權(quán)力。[16]從“教學技能”“專業(yè)知識”兩個方面設(shè)計了5個題項。職業(yè)聲望維度從 “職業(yè)貢獻”“職業(yè)聲譽”“職業(yè)吸引力”三個方面設(shè)計了6個題項。量表采用李克特5點評分法，1為 “非常不認同”，5為 “非常認同”。除該量表外，問卷還詢問了調(diào)查樣本的人口學信息、家庭信息、社會環(huán)境信息等。

（二）樣本來源

本調(diào)查采取隨機抽樣原則，選取非教師職業(yè)的成年人（非在校學生）作為調(diào)查對象。2019年1月在甘肅省J縣、山東省L市（縣級市）兩地的非教師群體中隨機中發(fā)放初測問卷，獲得有效問卷224份。在依據(jù)相關(guān)方法對問卷的信效度進行檢測并修訂問卷后，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（縣級市）等六地的同學及研究生共8人大力協(xié)助，在其家庭所在地隨機向非教師群體發(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%，學生家長占54.7%，農(nóng)業(yè)戶籍人口占55.5%。

（三）變量說明

1.被解釋變量

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

2.解釋變量

個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教師社會地位的認同是否存在拐點，在模型中同時加入年齡平方變量。

家庭維度變量有兩個，一是樣本的社會階層，用家庭社會經(jīng)濟地位（Socioeconomic Status,SES）來表達。參照黃超的計算方法，[17]將樣本的 “職業(yè)地位分數(shù)”“受教育程度”“自評本地社會地位狀況”“是否黨員”四個變量進行主成分因子法分析，提取出特征值大于1的1個因子，即家庭社會經(jīng)濟地位變量。通過0—1標準化生成取值范圍為1—100的連續(xù)型變量，數(shù)值越高，表示樣本的家庭社會經(jīng)濟地位越高。為更直觀地透視社會階層間的差異，筆者依據(jù)SES數(shù)據(jù)的總體分布情況，將樣本劃分為五個社會階層，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”這一題項，將他者區(qū)分為“學生家長”和 “非學生家長”兩個群體，“非學生家長”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，驗證課題組自編《中小學教師社會地位他者認同量表》的科學性，為進一步分析做準備。利用初始問卷對初始樣本進行調(diào)查，隨后對樣本數(shù)據(jù)進行項目分析和探索性因子分析，根據(jù)相關(guān)標準調(diào)整題項，形成正式問卷。對正式調(diào)查獲得的數(shù)據(jù)進行驗證性因子分析，驗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，計算并生成中小學教師社會地位變量。其次，利用參數(shù)檢驗，考察了中小學教師社會地位及其三項指標分別在個體維度、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）對方差結(jié)果進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)建了以中小學教師的社會地位為因變量的線性回歸模型，納入上述三個維度的6個自變量進行穩(wěn)健性檢驗。最后，得出結(jié)論并進行簡要政策討論。數(shù)據(jù)處理在SPSS 24.0和AMOS 24.0中完成。

三、《中小學教師社會地位他者認同量表》的檢驗

（一）項目分析與探索性因子分析

筆者首先對初測的224份有效樣本進行項目分析。將樣本在量表中16個題項上的得分進行加總，獲得量表總分并進行排序，提取得分在前后各27%的樣本進行t檢驗，根據(jù)檢驗結(jié)果，刪除決斷值不顯著的2個題項，[18]之后，對剩余的14個題項進行探索性因子分析。KMO和Bartlett球形度檢驗結(jié)果顯示：KMO=0.768＞0.7，卡方統(tǒng)計值為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)法進行探索性因子分析，依照三個標準對不符合要求的題項進行刪減：一是最大負荷量小于0.45的題項，二是最大的兩個交叉負荷量絕對值均大于0.45的題項，三是最大的兩個交叉負荷量絕對值之差小于0.1的題項。[19]最終刪除不符合要求的2個題項。

對剩余的12個題項進行因子分析，抽取特征值大于1的因子共3個，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)計預期一致。信度檢驗顯示，三個分量表的克隆巴赫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）驗證性因子分析

依據(jù)探索性因子分析的結(jié)果對問卷進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進行驗證性因子分析。經(jīng)檢驗，模型的各項擬合指數(shù)中，χ2/df=3.502＜5，RMSEA=0.041＜0.08，均處于可接受水平，GFI、CFI、IFI等各項指標均大于0.90。綜合來看，量表的信效度結(jié)構(gòu)達到可接受的合理性水平，可以用于后續(xù)的分析之中。表2報告了他者對中小學教師社會地位及其三個維度認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)濟收入維度的相關(guān)性較低外，其他均達到高度相關(guān)水平。在他者的認同中，當前中小學教師的總體社會地位及其專業(yè)能力、經(jīng)濟收入和職業(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 量表各題項的因子載荷

表2 中小學教師社會地位各維度的相關(guān)及總體情況

四、研究結(jié)果

（一）中小學教師社會地位的他者認同差異

表3分別呈現(xiàn)了個體維度（性別和年齡）、家庭維度（社會階層和是否為學生家長），以及空間維度（城鄉(xiāng)和區(qū)域）的均值、標準差和參數(shù)檢驗結(jié)果。

1.個體維度

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

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

表3 他者對中小學教師社會地位的多維認同差異（M±SD）

2.家庭維度

在社會階層方面，不同社會階層民眾對中小學教師社會地位的認同存在顯著差異（F=23.691，p＜0.001），在各指標（經(jīng)濟收入、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，民眾的家庭社會經(jīng)濟地位越高，對中小學教師社會地位的認同度越低，僅有中下階層民眾的認同高于平均值。反映出當前中小學教師職業(yè)尚未得到社會各界普遍尊重的事實。中上階層民眾對中小學教師社會地位的低認同，可能導致來自中上階層家庭的優(yōu)秀人才（中上階層家庭的子女進入精英大學，并成為優(yōu)秀人才的概率遠高于中下階層家庭[21]）在擇業(yè)時持續(xù)遠離中小學教師職業(yè)，成為中小學校師資隊伍質(zhì)量全面提升的深度憂患。

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

3.空間維度

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

在區(qū)域維度，東中西部他者對中小學教師社會地位的認同存在顯著差異（F=16.618，p＜0.001），在專業(yè)能力、經(jīng)濟收入和職業(yè)聲望等三個指標方面，區(qū)域差異均達顯著水平。LSD結(jié)果顯示，東部地區(qū)民眾對中小學教師社會地位的認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。這與近年來學界關(guān)注的義務(wù)教育學校在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、師資隊伍建設(shè)、經(jīng)費投入等多項生均指標方面的 “中部塌陷”[23]相吻合，資源投入上的“中部塌陷”已引起了民眾對中小學教師社會地位認同的 “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)健性驗證

以他者對中小學教師社會地位認同為因變量的參數(shù)檢驗結(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，這些影響因素的作用還需要在線性回歸模型中做進一步的穩(wěn)健性檢驗，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，筆者分別以他者對中小學教師社會地位的認同，以及其三個構(gòu)成指標為因變量，以個體維度、家庭維度和空間維度的六個變量為自變量，構(gòu)建了四個線性回歸模型，來驗證前文參數(shù)檢驗結(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，四個線性回歸模型的計量結(jié)果與前文的參數(shù)檢驗結(jié)果總體一致，說明參數(shù)檢驗的結(jié)果具有良好的穩(wěn)健性。

為了驗證不同年齡民眾對中小學教師社會地位的認同是否存在拐點，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，并且均達到顯著性水平，證明他者的年齡與其對中小學教師社會地位的認同并非線性關(guān)系，而是隨著年齡的增長而呈現(xiàn) “倒U型”，存在年齡拐點。依據(jù)公式X拐點=|β1/(2*β2)|[24]， 計算得出拐點處的年齡為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)系對樣本比例的基本要求。[25]

五、簡要討論

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

（一）教師社會地位的研究與政策設(shè)計是否需要兼顧社會比較視角

個體（群體）的社會地位，實質(zhì)是不同個體（群體）在稀有性社會資源占有總量上進行社會比較的結(jié)果，稀缺性社會資源占有量越多，則個體（群體）的社會地位便越高。具體涉及三個問題。第一，比較什么。即哪些資源可被稱為是稀缺性社會資源，或者說，在不同階層、不同類屬民眾看來，抑或在不同時代、不同社會形態(tài)下，稀缺性社會資源是否具有同一性。答案顯然是否定的，例如，對低階層民眾而言，“金錢”可能是最為重要的稀缺性資源，但對于高階層民眾而言，“閑暇時間”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，而隨著社會的發(fā)展，以前的稀缺性社會資源，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、不同時代等對稀缺性社會資源的理解，是研究教師社會地位的重要前提。第二，與誰比較。人是生活在其先賦或后致地構(gòu)建的社會網(wǎng)絡(luò)（Social Network）中的動物。[27]在社會地位的比較中，個體（群體）會尤其注重與強聯(lián)結(jié)（Strong Ties）的個體（群體）進行比較。[28]由于職業(yè)的屬地特性，中小學教師進行社會比較的對象一般會是其所在行政區(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)為當前與過往的比較等。以上考察表明，中小學教師社會地位的研究，需要兼顧社會比較視角，從而避免陷入 “借用社會地位理論的簡單分析和判斷，進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 以中小學教師社會地位認同為因變量的線性回歸

（二）當前階段要提升中小學教師的社會地位應該更關(guān)注哪些方面

近年來，隨著相關(guān)政策的陸續(xù)推出，中國中小學教師職業(yè)的工資收入水平有了明顯的提高。當前，中國 “教師工資由20世紀80年代之前在國民經(jīng)濟各行業(yè)排倒數(shù)后三位，提升到目前在全國19大行業(yè)排名第7位”[30]。并且，國務(wù)院教育督導辦已下發(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?shù)毓珓?wù)員平均工資收入水平作為督導檢查重點。[31]筆者認為，中小學教師的工資收入水平總體已達歷史性高位，繼續(xù)整體性大幅提升的空間已不大。理由有二：其一，中小學教師工資收入的普遍性增加意味著其占據(jù)政府財政投入的比例更大，而作為稀缺性社會資源，教育領(lǐng)域財政投入的比例增大，意味著在其他領(lǐng)域的投入比例要相應減少，且繼續(xù)整體性地大幅提升中小學教師工資，對中小學教育質(zhì)量提升是否存在顯著的邊際效益，尚未有實證研究證實；其二，在經(jīng)濟收入的社會比較中，教師既是主動的比較方，同時也可能成為其他群體進行社會比較的參照對象。依據(jù)默頓對相對剝奪感的經(jīng)典解讀，[32]提升中小學教師的經(jīng)濟收入，在減弱教師群體相對剝奪感的同時，也會增強以中小學教師為參照對象的其他強聯(lián)結(jié)群體的相對剝奪感，并可能引發(fā)連續(xù)的消極后果。因而，在提升中小學教師社會地位的努力措施中，普遍性的工資水平提升措施，應該逐漸向 “精準提升”轉(zhuǎn)變，有效合理地提升重點教師群體的工資水平，使得工資提升的邊際效應最大化。如提升青年教師尤其是鄉(xiāng)村地區(qū)青年教師的補助水平，提升班主任津貼等，真正讓在中小學一線承擔更多教學與管理任務(wù)，或在邊遠貧困地區(qū)堅守教學崗位的教師獲益，增強其職業(yè)獲得感，最終有效提升教師隊伍的穩(wěn)定性。此外，筆者認為，在中國義務(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教師的專業(yè)能力水平，應該成為當前義務(wù)教育發(fā)展的優(yōu)先項。并且，通過正向的輿論引導，逐漸塑造中小學教師的正面形象，而消除消極事件及負面刻板印象的影響，也是需要努力的方向。

（三）中上階層民眾對中小學教師社會地位的低認同有何消極影響

布瑞恩（Breen）和戈德索普（Goldthorpe）總結(jié)了階層間教育不平等產(chǎn)生的三種機制，其中第三點是，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]這一理性選擇機制被稱為 “地位下降回避機制”，地位下降回避是一種普遍存在的心理機制，父母不希望自己的子女將來所從事職業(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到與父輩職業(yè)地位相當或更高的教育。地位下降幅度對不同階層民眾的含義不同，對于低階層民眾而言，不繼續(xù)求學導致的地位下降幅度較小，但對于中上階層民眾而言，則幅度較大，感受強烈。[34]因此，埃塞爾（Esser）認為，對于中上層民眾而言，對良好教育表現(xiàn)的期望要高于低階層民眾，中上階層民眾有更強烈的動力，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]從地位下降回避機制的角度出發(fā)，可以發(fā)現(xiàn)，中上階層民眾對中小學教師社會地位的低認同，在一定程度上預示著其認為自我當前的社會地位要比中小學教師高。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險。為了規(guī)避此種風險，他們有強烈的動力使子女接受他們所認為的不一樣的、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會使子女進入非師范的精英大學學習。[36]由此推斷，如果中小學教師的社會地位難以提升，則可能會形成兩種循環(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險→不愿子女當中小學教師→努力進入其他精英大學→利用各種資本，實現(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：父代有提升階層的愿望→子代入讀師范院?；驇煼秾I(yè)→成為中小學教師，實現(xiàn)階層代際升遷→為避免階層下降風險→部分民眾不愿孫代讀師范進而從事教師工作→孫代努力進入其他精英大學→利用各種資本，實現(xiàn)階層再生產(chǎn)或階層升遷。如此循環(huán)的長期結(jié)果可能是，在師資來源上，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，進而影響師資質(zhì)量全面提升。

（四）女性的高認同是否意味著她們必然愿意選擇中小學教師職業(yè)

結(jié)合女性群體對中小學教師社會地位的高認同，和高校師范專業(yè)學生與中小學教師中男女性別的嚴重失衡，似乎很容易得出女性群體更愿意選擇中小學教師職業(yè)的結(jié)論。但就筆者的調(diào)查數(shù)據(jù)并結(jié)合相關(guān)理論來看，事實可能并非如此，女性對中小學教師社會地位的高認同并不必然會引發(fā)行動選擇。其一，理性選擇理論（Rational Choice Theory）認為，人的行動本質(zhì)上都是理性的，人們在行動前會考量利害得失來做出決定。[37]因而，女性是否會選擇從事教師職業(yè)，是一個理性選擇的過程，受多種因素影響，是多種影響因素權(quán)衡、博弈的結(jié)果，情感認同只是其中一個因素，往往并不能起到?jīng)Q定作用。其二，在一個分層社會中，不同階層民眾的行動選擇，受到其所擁有的各種資本（包括經(jīng)濟資本、社會資本、文化資本等）的影響，不同階層的主觀教育成本和風險不同，以及文化資源等的差異，會影響到他們對子女的教育選擇。[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前的階層地位，即前文所述的 “地位下降回避機制”。因而，當感知到中小學教師的社會地位低于自己（及家庭）當前的社會地位時，作為理性人，家長也不會傾向于選擇讓女兒去從事教師工作。筆者的調(diào)查證實了此推測，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個百分點。甚至，隨著階層的升高，家長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，筆者認為，要真正解決當前中小學教師隊伍 “陰盛陽衰”的問題，需要全面地提升中小學教師的社會地位，當中小學教師職業(yè)不再成為中上階層民眾 “地位下降回避”的對象時，基于人們的理性選擇，教師隊伍 “陰盛陽衰”的問題或可有效消解。