学缘对高校教师流动性作用的实证研究——基于Web内容分析数据

学缘对高校教师流动性作用的实证研究
——基于Web内容分析数据

吴培群，孟璀

(北京电子科技学院， 北京100070)

摘要：采用“毕业校与现任职校关系”和“现任职校学术层次”等学缘和地位指标，对通过Web内容分析得到的我国大学教师流动数据(有效个案数2 354人)进行统计分析，并建立相应的统计模型。模型分析结果表明，教师自校率(毕业于现职校的教师占该校教师总人数的比率)过高是导致我国大学教师校际流动性过低的一个原因，学缘越近，教师通过流动进入该校越容易。我国大学教师校际流动是学缘庇护下的能力流动。

关键词：学缘；高校教师；校际流动；相关分析；回归模型；实证研究

[中图分类号]G645，O213.9[文献标志码]A

学缘，泛指教育和科学研究中师生和学术派别之间的渊源关系，本文特指大学教师的毕业院校与任职高校的关系。大学教师流动，这里特指校际流动，是我国全日制高等学校的教师任职高校的变换(兼职除外)。我国大学教师的学缘结构如何？它对大学教师流动及其学术地位获得有何作用？这方面问题的实证研究，可以为我国高校深化人事制度改革、建立现代大学制度提供客观依据。

一、已有相关研究述评

自从社会学家默顿提出包括“普遍主义”在内的四大“精神气质”之后，人们就在不断地通过实证研究来验证现实的科学世界是否真正完全遵循“普遍主义规范”，这些实证研究的分析样本主要来自于大学教师。上世纪对美国大学教师的毕业院校和学术业绩与伴随着流动的选拔教师过程的实证分析结果表明，毕业院校对大学选拔录用教师的作用大于教师学术业绩的作用，大学的人才配置是由“所属过程”决定的(Crane，D．，1965，1970；Long，J．S．& Allison，P．D．，1962，1963；Reskin，B．F．，1979)。日本教育社会学家山野井敦德(1990，2005)综合应用内容分析法和问卷调查方法得到了日本全国大学教师的相关数据，对这些数据的统计分析证实了学缘对日本大学教师上升流动的庇护作用，即日本大学教师流动实质是“学阀控制下的选拔配置”过程[3-4]。

国内有些学者通过对国内外典型院校或典型学科教师毕业院校的实证分析，揭示了我国高校尤其是研究型大学学缘结构上“近亲繁殖”的严重性(田原，喻恺，2013；张斌，2013)[1-2]。对我国大学教师的大样本实证研究也揭示了高自校率和低流动性的事实(吴培群，2011；吴培群，封化民，2013)[3-4]。

学缘对我国大学教师的校际流动有何作用？本文通过对作者自己所建大样本数据进行统计分析做相应探讨。

二、数据来源与分析指标

(一) 数据来源：作者通过Web内容分析自建数据库

Web内容分析，就是根据研究需要，对互联网上传播的信息进行收集、整理分析的定量研究方法。2008年，作者用了整整一年的时间对各大学官网上以教师简历为主的信息进行了内容分析，建立了我国大学教师数据库。本文是对该数据研究的成果之一。

作者先按照大区-省-大学-学院-系(所)的顺序对我国大学教师进行分层整群抽样，先参照我国的行政区划，把国内大学从地域上分为七大类，由北向南依次是：东北地区、西北地区、华北地区、华东地区、华中地区、华南地区和西南地区。然后相应地从这些地区随机共抽样27所高校。当然，这些高校的选择也考虑到了其教师信息的网上可获得情况。这27所大学在全国各行政大区的分布情况是：

东北地区：吉林大学1所。

华北地区：主要是位于北京的清华大学、北京大学医学部、首都经济贸易大学、中国农业大学、北京航空航天大学、北京电子科技学院6所高校。

华东地区：有山东大学和山东农业大学2所位于山东省的高校。

华南地区：有广东外语外贸大学、广西大学、广西民族大学、华南师范大学、惠州学院、暨南大学6所位于广东省和广西壮族自治区的高校。

华中地区：有湖南农业大学、武汉中国地质大学和中南财经政法大学共3所高校。

西北地区：有甘肃农业大学、西安交通大学和西北大学共3所高校。

西南地区：有贵州师范大学、西南交通大学、西南政法大学、新疆农业大学、云南农业大学和遵义医学院共6所高校。

确定大学之后，再从大学内抽取学院，学院内抽取系或研究所(有的学院规模较小，其教师就全部成为我们的分析对象)，对于抽到的系或研究所，其全体教师就都成为信息采集的对象。

对于抽到的系或研究所的教师，收集其所在高校官网上的简历资料，再结合“百度”搜索，最后得到2 354位教师的较详尽的学业经历和职业经历资料。这2 354名教师的流动情况构成本研究的“有效样本”，该有效样本对教师所在校和专业的教师的比率是2 354/4 890(约等于48%)，这个比值相当于问卷调查的有效回收率。

样本分布,除军事学之外,该有效样本覆盖了其他12个学科门类。另外，这一样本的院系所分布及性别和职称分布情况分别见表1和表2。

表1　有效样本的地区和单位分布情况

表2　有效样本的性别、职称分布

可以说，该研究样本在学科专业、地域、院系所及性别和职称等方面对我国高校教师总体都具有一定的代表性[3]。

对样本中的每位教师，以其所在大学官方网站上的师资介绍为主要信息源，收集了他们截止到2008年的简历资料；再设计“年龄”“性别”等基本信息，“本科毕业时间”“本科专业”“本科毕业学校”“硕士毕业时间”“硕士所学专业”“硕士毕业学校”等学业经历信息，以及“首次就职时间及单位”“首次就职的高校”“第二次就职高校”“开始任讲师时间”“开始任副教授时间”“开始任正教授时间”“初职后所获新学历学位数”等职业经历信息三大类共计30 余个“类目”，用内容分析法对每一位教师的简历进行分析并录入SPSS数据表中。同时，计算得出了每位教师的“工作历经高校数”及“校际流动次数”等数值，最后得到2 354 位大学教师流动情况的数据(以下简称为“有效样本数据”)。

(二) 分析指标及其计算方法

1．流动性指标：人均生涯流动期望值

校际流动性，指的是教师校际流动的频繁程度，这种频繁程度可以用“流动频数”和“人均流动次数”说明。但是，这两个指标受样本年龄因素的影响较大，不利于横向比较。“人均生涯流动期望值”(用“E”表示)是可以消除年龄因素影响的指标。该指标的计算公式如下：

(1)

其中fi和mi分别是有效样本中第i个教师的已有校际流动次数和高校教龄，Mi是该教师一生中大学教龄的预期值。山野井敦德(1996)和吴培群(2011)在各自的统计分析中都把Mi设定为30年，上式变为[3]：

(2)

2．教师学术地位获得、学缘及其他变量的量化指标

大学教师经过校际流动的主要收获就是进入了作为其学术地位标志之一的新任职校的学术层次，所以本文用教师新任职校的学术层次(简称“现职校”)作为刻画教师经过校际流动所获得的学术地位的变量，并用“1”“2”“3”分别表示“研究型大学”“教学研究型大学”和“教学型大学”，即数值越大，意味着其学术层次越低。其他变量，如学缘(毕业院校与现任职校的关系)、教师的学历学位和职称的赋值方法如表3所示。“进校时间”和“进校年龄”指的是教师进现任职校的时间和当时的年龄，这两个变量本来就是“数值变量”，本文也重新赋值。

表3　变量赋值方法

注：对“进校时间”这一变量，考虑到我国高校从1999年开始扩招，高校教师需求量开始增多，所以将“1999”这一年份归入赋值为“4”的这一时期。

3．统计分析工具

本文统计分析和建模主要利用统计软件包SPSS17.0完成。

三、统计结果及分析

(一) 我国大学教师的学缘结构

对有效样本中每个个案的学缘取值进行统计，得到学缘频数、频率分布如表4所示。

表4　有效样本的学缘构成

从表4可以看出，我国大学教师的自校率(毕业于现职校的教师占该校教师总人数的比率)平均达到57.7%。即使除去有外校学习经历的人数，这个“纯粹的”自校率也超过40%。该有效样本中吉林大学、西安交通大学、山东大学的教师自校率分别是78.31%、77.90%和74.69%，都高于70%，比日本研究型大学的自校率还要高得多。这从一定程度上证实了我国高校学术近亲繁殖情况严重的观点。

(二) 学缘对大学教师校际流动性的影响

按学缘取值对样本分组，用公式(2)计算各组的“人均生涯流动期望值(E)”，得表5。

表5　大学教师的学缘与流动性

四个组的E值分别是：0.03、0.44、0.87和0.63。通过方差分析得出，这四个组的E值之间差异显著。第一组的E值远低于其他各组。由此可以说，完全没有外校学业经历的教师，最不易产生校际流动。没有外部高校的学习经历，一旦留校，是很难再流动出去的。完全没有现任职校学习经历的教师以及曾经在现任职校学习但最高学历非现任职校授予的人，多是经历了多次校际流动才来到现任职校的。值得注意的是，有过现任职校学历但最高学历学位非现职校的人(第3组)数量少，但校际流动性最高，即一旦离开原来的“学术圈子”又想“返回母校”工作，是最困难的，往往要历经一些“中转站性质”的大学才能达成。而这种“U”型的流动类型在日本大学教师中较为普遍，在欧美更受到鼓励。这方面，中外有差异。

学缘取值不同，相应的各组的流动性有显著差异，意味着学缘是对大学教师校际流动性有显著影响的一个因素。于是有以下结论：

结论1学缘对大学教师的校际流动性有显著影响。完全没有外校学业经历的教师，其校际流动性显著低于有外校学业经历的教师；大学在选拔和配置其教师时，有首先选用本校毕业生的倾向。

(三) 学缘对教师学术地位获得的作用

1. 哪些个人因素与教师学术地位获得显著相关

本文有效样本中有395名教师有校际流动经历，这395名教师组成“流动样本”。先按照表1所示的方法将他们的现任职校的学术层次(简称“现职校”)、学缘、进入现职校前的学历学位(简称“进校学位”)、首次任职校学术层次(简称“首职校”)、进入现职校的时间(简称“进校时间”)以及流进现职校时的职称和年龄(简称“进校年龄”)这7大因素(变量)数值化，统计教师在参加工作后直到进入现任职校之前取得的新学位数(简称“新学位数”)，再计算这些变量之间的相关系数，得表6。将这些因素之间的相关系数表示在图1所示的相关路径图里，使各变量之间的相关关系更加直观。

表6　现职校学术层次与各因素的肯德尔相关系数表

注：ρ 为相关系数；N为有效个案数；“Sig.”即p值。另，表中各相关系数是肯德尔等级相关系数(tau-b(k))；“**”表示显著性水平为0.01(双侧)时相关是显著的，“*”表示显著性水平为0.05(双侧)时相关是显著的。

图1　大学教师现职校学术地位与其他因素的相关路径图 注：实线表示显著性水平为0.01(双侧)时相关是显著的，虚线表示显著性水平为0.05(双侧)时相关是显著的，无连线表示相关不显著。

从表6可以看出，“进校时间”和“进校年龄”与教师的“现职校”相关不显著，但与“新学位数”“进校学位”“职称”和“学缘”等因素相关。

按相关系数从大到小的顺序排列，与大学教师“现职校”显著相关的因素依次是：“进校学位”“学缘”“首职校”“新学位数”和“职称”。尤其值得注意的是，这里“新学位数”与“现职校”的相关系数是负值，“进校学位”与“现职校”的相关系数(0.381)大于“学缘”与“现职校”的相关系数(0.327)。

不过，这里的相关系数属于一般相关系数，即没有控制其他因素影响时显示的相关系数，控制其他因素得到的“净相关系数”对相关关系的比较更有意义。控制“专业”“职称”“首职校”以及“进校时间”等因素，得到“学缘”和“进校学位”与“现职校”的“净相关系数”分别是0.409和0.360，前者高于后者。因此可以断定，大学教师通过校际流动获得所在大学的学术地位与“学缘”关系更密切。即教师的母校与现任职校的社会距离越近，教师流动到现任职校越容易；相反，社会距离越远，越不容易流动进来。

2．教师所获学术地位的归因

进一步比较学缘及学历学位对教师获得现职校学术层次地位的作用，需要对上述各个因素进行回归分析。

图1的相关路径图显示，与大学教师“现职校”相关显著的是“进校学位”“学缘”“首职校”“职称”及“新学位数”，而“新学位数”又与“进校学位”高度相关(0.683)。因此，可以选取大学教师的“进校学位”“毕业院校”“首职校”和“职称”这4个因素作为自变量，以大学教师的现职校学术层次(“现职校”)作为因变量进行线性回归，得到一般回归方程和标准化回归方程如下①：

y=0.260x1+0.302x2+0.200x3+0.175x4-0.574

(3)

y=0.292x1+0.334x2+0.251x3+0.133x4

(4)

(其中y表示“现职校”，x1表示“进校学位”，x2表示“学缘”，x3表示“首职校”，x4表示“职称”)

方程(3)和(4)的可决系数均为0.357，即这两个方程都可以解释我国大学教师现任职校学术地位差异的35.7%。另外，方程(3)表明，在其他因素相同的情况下，学历学位每提高一个等级，比如由硕士学位提高到博士学位，教师任职大学的层次将可提高0.260个等级；在其他因素相同的情况下，毕业院校与现职校的社会距离每减少一个单位，比如完全没有外校学业经历的人，就比最高学位在现职校取得但有外校学业经历的人获得现职校地位高0.302个层次。其他两个因素对现职校学术地位获得的作用也可做类似解释或预测。

方程(4)中4个因素的标准回归系数分别是0.292、0.334、0.251和0.133。由于标准化回归方程中各自变量的标准化系数大小可以比较各自变量对因变量作用的大小，所以方程(4)告诉我们，4个因素中学缘对大学教师流入更高层次大学所起的作用最大，其次才是学历学位，再次是首职校，而职称的作用在四个因素中最小。

结论2对教师通过流动获得现任职校学术地位起作用的教师个人因素主要是学缘、学历学位、首职校的学术层次及教师职称。其中学缘所起的作用最大，学历学位次之，再次是首职校，最后是教师的职称。

四、进一步思考

大学教师学缘、学历学位、职称和前任职校这4个因素都属于教师的学术因素。模型分析表明，这4个学术因素可以决定“现职校”所代表的教师学术地位的三分之一以上的差异。比起个人家庭背景及其他社会资本，个人的学术因素在学术地位获得上能占如此大的比例，自然显示出我国大学教师社会流动的先进性。但是，学缘与学历学位、前任职校与职称这些因素之间又有很大的不同，“学历学位”和“职称”可以看作教师个人学术水平或学术业绩的“自致性属性”，而“学缘”和“前任职校”则都是教师所在群体的特征，是“所属性因素”。“自致性属性”的作用与“业绩主义”“普遍主义”规范对应，相应的流动更多地显现为“能力流动”；“所属性因素”的作用对应着“所属主义”“特殊主义”规范，相应的流动更多地显现为“庇护流动”。本文所建模型显示，教师的“所属性因素”对教师通过流动所获学术地位的作用大于“自致性因素”的作用。因此，可以说，我国大学教师的校际流动既遵循普遍主义规范，又遵循所属主义规范，但显然所属主义要比普遍主义更优先地被强调。我国大学教师的校际流动归根到底是学缘庇护下的“能力流动”。

学缘关系一旦确定，是无法改变的，就像人的血缘关系一样。学缘对大学教师地位获得产生作用无可厚非，但其作用显著高于代表学术水平和业绩的学历学位及职称这些自致性因素的作用，就很容易导致这样的情况普遍发生：那些毕业院校与流动目标院校学缘关系较远的教师，无论如何奋斗，无论学术上如何成功，也很难达成自己的流动目标。这显然有违社会公平，也难以激发学术创造力。我国高校在录用教师及校际人才交流方面，应努力解决这类问题，进一步深化人事改革，真正推动现代大学制度建设。

注释：

①为了表述简洁起见，回归方程右边的残差项都未标出。

参考文献：

[1]田原,喻恺.亚洲世界一流大学的师资模式[J].复旦教育论坛，2013(1)：23-49.

[2]张斌.博士毕业生互聘网络中的院校分层与结构化特征[J].教育研究，2013(1)：84-96.

[3]吴培群.大学教师流动及其中外比较研究——基于一个全国样本的内容分析和建模[M].北京：北京西苑出版社,2011:49-101.

[4]吴培群,封化民.大学教师校际流动性的实证分析——基于Web内容分析数据与国际调查结果的比较[J].科研管理,2013(5)：86-92.

[5]山野井敦德.大学教授の移動研究——学閥支配の選抜·配分のマカニズムー[M].日本東京:東信堂,1990:24-30．

[6]山野井敦德.日本の大学教員市場再考——過去·現在·未来[R].COE 研究シリ- ズ15.日本広島: 広島大学大学教育研究センター,2005:1-37．

(责任编辑蔡宗模)

The Empirical Analysis of Effect of Learning Margin on

the University Teachers Mobility

——Based on the Web Content Analysis Data

WU Peiqun, MENG Cui

(Beijing Electronic Science and Technology Institute, Beijing 100070, China)

Abstract：By using the learning margin index of “per capita career mobility expectation” and “relationship between the graduate school and the current school” the corresponding statistic model was established based on the data statistical analysis of the interschool mobility data of Chinese university teachers involving 2,354 effective resumes collected from corresponding university’s official website. Analysis results show that, the high ratio of teachers graduated from one school is one cause of low mobility of interschool university teacher, the closer learning margin, and the easier teacher flowing to reach the school. The interschool mobility of university teacher is the ability flowing under the protection of learning margin.

Key words：learning margin; university teacher; interschool mobility; correlation analysis; regression analysis; empirical analysis