中国式教育现代化背景下高校教师职称晋升间隔及其影响因素研究

刘 浩,高跃伟,刘树霖

(1.贵州财经大学贵州省大数据统计分析重点实验室,贵州贵阳 550025;2.贵州财经大学数学与统计学院,贵州贵阳 550025;3.广西壮族自治区人力资源和社会保障研究所,广西南宁 530022)

《二○三五年远景目标》指出,我国在2035年将建成文化强国、教育强国以及人才强国。高素质人才的培养与高校师资队伍的建设紧密相关,为加速推进中国式现代化教育发展进程以及教育管理现代化,关注高校教师队伍的职业发展显得势在必行[1]。《关于高等学校加快“双一流”建设的指导意见》也指出,建设高素质教师队伍是“双一流”建设的三大基础性工作之一,要加强师德师风建设、改革编制和岗位管理制度以促进高校教师职业发展。高校教师在科研、教学、社会以及经济等方面的成就会在其职称晋升过程中被综合呈现出来,故在中国式教育现代化背景下,探讨高校教师的职称晋升时间间隔及其影响因素具有重要意义。

近年来,学者们对教师晋升问题进行了系列研究。高等教育质量已经成为国家软实力和国际竞争力的核心要素之一。著名的“锦标赛理论”表明晋升能很好地激励员工,为实现高等教育的内涵式和跨越式发展,职称晋升已经成为了激励高校教师最为有效的途径之一。陈时见、李英(2013)认为高校教师主要通过培训、发展咨询、教学评估、课题研究以及学术会议及网络资源共享平台等来提升自己的职称水平[2]。现有关于高校教师职称晋升的研究主要分为教师晋升激励的管理机制、教师晋升激励影响因素两大部分。

在晋升机制上,不少高校在管理体系改革以及教师晋升管理上都积累了大量经验。于杨和张鑫鑫(2022)指出加拿大的教学型教师各高校成立了教师发展协会,为教学型教师设立了终身教职岗位,以及设立了卓越成就评价机制、“系院校”评价机制、绩效及愿景评价机制[3]。覃红霞等(2022)指出台湾地区除了会提供教师多元晋升的政策及制度支持外,各个高校也依法具有教师职称评审权,如:代表作分类送审制度,研究、教学、辅导等多维教师评审制度以及高校教师评审委员会的内部监管机制[4]。

在中国式教育现代化背景下,对影响高校教师晋升的影响因素进行探讨有助于激发教师的工作积极性,助推中国高校人事管理体制的改革。李爱萍和沈红(2017)从个人背景、院校情况以及人力和社会资本等视角来阐释高校教师晋升时间的影响因素,研究指出教师性别、社会地位、学历水平、博士毕业时间以及有无博士后流动站学习经历等因素对教师晋升时间具有显著性影响[5]。岳英(2020)率先采用事件史分析方法,探究了教师从讲师晋升为副教授以及从副教授晋升为教授的晋升速度,并考虑了性别、年龄、学科等因素的影响[6]。刘炳辉(2010)采用灰色系统的方法从基本素质、教学、科研三个层面对高校教师的工作绩效进行综合测评[7];综上,学者们已经对高校教师晋升及其影响因素进行了系列研究,而关于教师职称晋升时间间隔的研究还并不多见。

一、数据来源及变量说明

(一)数据来源

该研究的核心变量即为高校教师的晋升时间间隔,研究数据来源于教育部、财政部以及国家发展改革委发布的全国41所世界一流大学建设高校(1)因涉密问题以及数据的可得性问题,本文未将国防科技大学列入研究样本之中。的教师晋升数据,数据采集时间为2020年1月1日至2020年6月30日。采集的样本数据分别为2900条(讲师晋升至副教授)和2365条(副教授晋升至教授)。本次教师样本数据主要具有以下特征(见图2):一是教师晋升时间间隔(年)主要指教师从讲师(副教授)晋升至副教授(教授)或者退出观测所发生的时间;二是部分教师的晋升时间是右删失数据,无法确定教师是否发生了晋升或者教师晋升至副教授或教授的时间点。

图1 教师职称晋升间隔的右删失图(2)该图系作者根据教师晋升数据的特点自行绘制,如果教师在晋升至副教授或者晋升至教授的过程中,直到观测期截止还未发生晋升,则说明该数据存在右删失问题。

图2(a) 讲师至副教授的晋升生存曲线

图2(b) 讲师至副教授的累积风险

(二)变量说明

表1 高校教师晋升影响因素的变量说明及描述性分析

二、研究方法

(一)生存时间以及生存函数

生存分析在不同领域又称为事件史分析或失效分析。高校教师在职场中的晋升生存时间为其各阶段晋升时间间隔,用非负随机变量T表示,其实际观测值t可以表示为:

t=min(T,C),δi=I(T≤C)

(1)

其中,C为删失时间,I(·)是示性函数,δ是教师晋升的生存状态变量(若教师的晋升生存时间为右删失数据,则δ=0,否则,δ=1)。生存函数S(t)表示教师发生晋升的时间长于t的概率,即:

(2)

风险函数h(t)表示教师在t时刻后瞬时发生晋升的概率:

3)

(二)K-M估计及对数秩检验

假定教师的职称晋升发生在n个区间上,每个区间的右端点为t(i)(t(1)

(4)

对数秩检验(Kalbfleisch and Prentice,2011)[8]是检验两个样本组中的生存函数是否一致的一种非参数检验。假设在ti(i=1,2,…,n)时刻,两组待检验的教师样本中分别有n1i和n0i个样本,0和1分别表示控制组和处理组。d0i和d1i表示两组教师群体中发生晋升的教师数量,总晋升人数为di=d0i+d1i,处于晋升状态的总教师人数ni=n0i+n1i。

假设教师群体中发生晋升的人数是独立同分布的,对数秩检验为

H0:h1(t)=h0(t)↔H1:h1(t)=θh0(t)

(5)

其中,h1(t)和h0(t)分别为两组教师样本中生存分布的风险函数,θ(θ≠1)表示两组样本中的风险比。在时间ti上,d0i～H(di,n0i,ni),H(·)表示超几何分布,它的期望e0i和方差v0i分别为:

(6)

(7)

(三)Cox比例风险模型

Cox比例风险模型(简称Cox模型)包含h(t|X)=h0(t)exp{X′β}的重要假定,是不用假定其基准风险h0(t)的具体形式的一种半参数回归。其中,X=(X1,X2,…,Xp)(j=1,2…,p)为教学及科研产出变量,则教师晋升的Cox模型为:

(8)

其中,exp(X′β)表示教师晋升的相对风险,对上式两边取对数可得:

(9)

其中,β为回归系数,为了估计Cox模型中的β,Cox(1972,1975)[9]-[10]提出了如下对数偏似然函数:

(10)

三、高校教师职称晋升间隔的生存分析

(一)高校教师晋升生存时间分析

表2是高校教师晋升生存时间的估计结果,可知高校教师晋升至副教授的平均时间间隔约为8.7744年,中位时间间隔为5年;教师晋升为教授的平均时间间隔约为5.8022年,中位时间间隔为5年。约有43.09%的教师晋升副教授的时间间隔超过5年,晋升时间间隔超过9年的教师占比为19.7%;约有44.39%的教师晋升教授的时间间隔超过5年,晋升时间间隔超过9年的教师占比为11.35%,高校教师晋升副教授的时间间隔更长。

表2 一流大学建设高校教师晋升生存时间估计

不同地域工作和专业所属学科类别不同,教师晋升时间间隔也有明显差异。从区域来看,由讲师晋升副教授的时间间隔长短排名依次为东部>西部>中部,即东部区域的教师在晋升至副教授所需时间最长,为8.5538年,而西部地区和中部地区的教师的晋升时间则更短,分别为7.7311和7.0351年;从副教授晋升教授的间隔长短排名依次为西部>东部>中部,可见,西部地区的教师晋升至教授所需时间最长,比东部和中部地区分别长0.3069和0.6232年。从学科类别来看,当晋升副教授时,文史专业的教师比理工科和经管法专业的教师的晋升时间平均长1.8046和1.4803年;在晋升教授时,文史专业的教师晋升时间依然比经管法和理工科专业的教师晋升时间更长(0.079年和0.4083年)。

图2至图3是一流大学建设高校教师在两级晋升时间间隔的生存曲线图以及累积风险图。由图可知,从讲师晋升副教授时,教师晋升的生存率总体呈下降趋势,在28年以后教师晋升的概率趋于稳定,晋升概率接近于0,教师晋升至副教授时的累积风险(教师晋升的几率)随着时间的增加总体呈上升态势,存在正时间依存性,并在28年以后达到最高水平后趋于稳定。与晋升副教授类似,从副教授到教授时,其晋升的生存率总体呈下降趋势,在23年以后晋升概率趋于0,晋升累积风险随时间的增加而增加,存在正时间依存性。

图3(a) 副教授至教授的晋升生存曲线

图3(b) 副教授至教授的累积风险

(二)高校教师在不同视角下的生存时间以及生存函数

图4至图9以及表3是一流大学建设高校教师在不同背景下的晋升生存时间及生存函数估计结果。总体来看,在不同背景下,无论教师的处于职场晋升中的哪一阶段,其晋升生存曲线随着时间的推移总体会呈下降趋势,且其晋升生存时间具有负时间依存性。由图4至图9可知,男性教师相比女性教师具有更强的职业生存能力,从讲师晋升至副教授以及从副教授晋升至教授的时间间隔更短,女性教师在整个观察期内的晋升生存率都明显高于男性教师;同理,有博士后经历的教师有更强的竞争力,两级晋升的时间更短,其在整个观察期内晋升生存率均低于其他教师;有海外经历的教师晋升竞争力更强,其两级晋升时间更短,在整个观察期内的晋升生存率更低。

表3 不同背景下高校教师的晋升生存时间及K-M生存率的估计

图4 晋升至副教授的生存曲线(分性别)

图5 晋升至教授的生存曲线(分性别)

图6 晋升至副教授的生存曲线(分海外经历)

图7 晋升至教授的生存曲线(分海外经历)

图8 晋升至副教授的生存曲线(分博士后经历)

图9 晋升至教授的生存曲线(分博士后经历)

关于一流大学建设高校教师的两级晋升,就性别、是否具有博士后以及是否具有海外进修经历进行样本分组,并针对各分组样本进行对数秩检验。结果如表4所示,说明无论是在教师的第一级晋升(讲师至副教授)还是第二级晋升(副教授至教授)中,每个变量的检验P值均小于0.0001,表明性别、博士后经历以及海外进修经历对教师的两级晋升均具有明显性影响。具体而言,男性、具有博士后经历或者具有海外进修经历都能缩短教师晋升至副教授或晋升至教授的时间,以见男性教师具有一定的优势,同时博士后和海外进修等学习经历也会提升教师的晋升实力,同时缩短晋升的时间。

表4 不同教师样本组之间的对数秩检验

(三)一流大学建设高校教师晋升时间间隔的Cox比例风险模型估计

1.一流大学建设高校教师晋升至副教授的影响因素分析。为避免多重共线性,先计算了各变量间的相关系数ρij以及方差膨胀因子VIFj(表略),并筛选出冗余变量。经比例风险假定检验可知,平均每年主持科研项目数为时变变量,故在后续的Cox比例风险模型中引入了与时间的交互项(alead×t)。

表5衡量了教师个人及科研特征变量对教师晋升至副教授的生存时间的影响。具体来看,在个人层面上,性别的风险比率大于1,且在1%的显著性水平上高,即男性教师从讲师晋升至副教授的速度会比女性更快,晋升速度约为女性教师的1.38倍,男性教师晋升至副教授的时间间隔会大幅缩短。这主要是由男性和女性的生理因素和家庭角色定位所造成的,且受“男主外,女主内”的传统观念影响,许多女性教师会将重心更多地放在家庭,而男性教师在晋升副教授的过程中具有社会性晋升优势。有无博士后经历的风险比率为1.3714,且在1%的显著性水平上突出,这表明如果教师具有博士后经历,其晋升至副教授的时间则会缩短,且晋升速度更快,这主要是博士后的科研经历会有助于教师提升其独立从事科研能力并能积累一定的学识和成果,提升了教师的软实力。是否就职于“985”高校这一变量显著,其风险比率大于1,这表明如果教师就职于“985工程”高校,则从讲师晋升副教授的速度会有所提升,这主要是因为“985工程”高校无论是在政府支持力度、教学及科研资源丰富程度还是学术环境上都比其他高校更具优势,故显著提升了教师的核心竞争力,缩短了教师的晋升时间。同校“学缘关系”的风险比率显著大于1,即如果教师的工作单位和毕业高校一致,教师晋升至副教授的速度会提升,晋升时间会缩短。鉴于本文的研究对象的多属一流大学建设高校,且大多毕业于世界知名学府,教师可以通过“学缘关系”获得更多的学术资源、进入更好的学习交流平台,较于其他老师更具有晋升优势。

表5 一流大学建设高校教师晋升时间间隔的影响因素分析(晋升至副教授)

从科研层面来看,平均每年发表的论文数显著,其风险比率大于1,这表明教师平均每年多发表一篇论文,其晋升至副教授的速度就会提升,从而缩短其晋升时间;平均每年主持的科研项目数显著,其风险比率大于1,这表明教师平均每年多主持一项课题,其晋升副教授的速度会提升,进而缩短晋升时间,但论文数和科研项目数对教师晋升时间的缩短效果并不明显,这主要是因为晋升不单看科研成果的数量,更看重的是科研成果的质量。

2.一流大学建设高校教师晋升至教授的影响因素分析。表6评估了在一流大学建设高校中,教师个人及科研特征变量对其晋升至教授的生存时间的影响。具体来看,性别的风险比率大于1,且在1%的显著性水平上显著,这表明男性晋升至教授时会更有性别优势,晋升速度会显著提升;海外进修经历的风险比率大于1,且在1%的显著性水平上显著,这表明具有海外进修经历会使副教授晋升至教授的速度提升,缩短晋升教授的时间间隔。“学缘关系”的风险比率显著小于1,这表明“学缘关系”也缩短了教师从副教授晋升至教授的时间。教师平均每年发表论文数的风险比率为1.0177,在1‰的显著性水平下显著,即升至教授的速度会因为平均每年发表的论文数的增多而提升,但提升速度并不明显,由此可见,教师的科研能力更看重的是论文的“质”。教师平均每年主持的科研项目数的风险比率为1.0616,显著大于1,这表明虽然教师从副教授晋升至教授的速度会随着平均每年主持的科研项目数的增加而提升,但提升效果并不明显,这是由于教师的科研能力更看重是科研项目的“质”。

表6 一流大学建设高校的教师晋升时间间隔的影响因素分析(晋升至教授)

四、结论与政策建议

实证研究表明:(1)总体而言,一流大学建设高校教师从讲师晋升至副教授的时间间隔平均约为8.7744年,其中约有43.09%的教师晋升的时间间隔超过5年,约有19.7%的教师升至副教授的时间间隔超过9年;教师从副教授晋升至教授的时间间隔平均约为5.8022年,其中约有44.39%的教师晋升教授间隔超过5年,约有11.35%的教师由副教授晋升至教授的时间间隔超过9年,且教师在两级晋升中所耗费的时间间隔的中位数均为5年;(2)一流大学建设高校的教师晋升至副教授的过程中,男性教师的晋升速度更快,具有博士后经历、就职于“985工程”高校以及具有“学缘关系”都会显著缩短教师的晋升时间;此外,教师平均多发表一篇论文、主持一项课题,也会缩短其晋升至副教授的时间,但影响并不明显;(3)在一流大学建设高校的教师晋升至教授的过程中,男性教师的晋升速度也显著快于女性教师,具有海外进修经历、具有“学缘关系”、平均每年发表的论文数以及平均每年主持的科研项目数的影响与第一级晋升时大致相同,这些变量均显著缩短了教师晋升至教授的时间,对晋升速度有正向影响。针对上述结论,本文在中国式教育现代化背景下,分别基于国家、高校以及教师个人层面提出对策建议。

首先,在中国式教育现代化背景下,国家应着力加强高校师资队伍建设,全面深化教育管理体制改革,加快建设教育强国,加速推进教育现代化进程。教育部应简化高校教师的职称考评程序,合理设置和控制教师的职称晋升时间;同时,进一步为高校教师们减负,破除“四唯”束缚,使教师们安心于教学和科研。此外,国家也应加大对“双非”高校的扶持力度,破除“高校标签”等政策障碍对教师职称评审的影响,推动高等教育事业的高质量发展。针对女性教师,国家应出台合理的晋升激励政策,设计并完善契合女性教师的职业发展规划,定期为有生育需求的女性教师提供心理辅导、学术假期以及弹性工作制度支持,完善高校教师的晋升机制,为女性教师创造良好的晋升环境。

其次,各高校应聚焦国家战略需求,落实教育优先发展战略,加快完善教师晋升考评体制及其激励机制,打造国家急需的高端人才智库,构建创新、协调、开放的现代化高等教育体系[11]。高校应建立教师培训机制,加强对高校教师的教学及科研能力的培养,提升教师们教学和科研的动力。对于有进修意愿的教师,高校应为其提供进修渠道,调动其工作积极性,增强其内生动力,培养具有国际竞争力的高端人才。此外,各高校要基于学科发展前景和资源分配效率等公平公正地考核教师的各项绩效指标,确保教师晋升考评的公平性与公开性,合理考虑教师晋升中同校“学缘关系”以及学科类别的影响,完善职称考评体系,提高教育管理现代化的水平。

最后,高校教师应努力提升自身综合实力,树立现代化教育观念和发展理念,保持热情,强化自身的教学技能和科研能力,争做高质量的国际科研和教学人才,强化国家科技战略力量。对于女性教师,应摒弃“男主外,女主内”的传统观念,努力平衡好家庭和职业发展的关系,积极进取,努力实现自我价值。高校教师应与时俱进,着眼于人类可持续发展的重大问题,致力于发表高质量的学术论文以及主持高质量的课题,缩短晋升时间。