公平偏好視角下新生代教師教學質量研究——以某地方高校為例

梁馨月 李佳恒 王智勇

（天津中醫藥大學，天津 300193）

一、問題的提出

近年來，我國新生代教師（出生于20世紀80年代后的教師，即80后教師）逐漸成為高校教師的中堅力量。與出生于70年代后的教師（即70后教師）相比，經歷改革開放30多年的洗禮，新生代教師的思想更為獨立和開放，其行為方式也有較大差異，這就導致他們的公平偏好和風險態度存在異質性[1]。70后和80后教師公平偏好和風險態度的異質性，一方面會導致他們的授課風格和授課習慣不同，進而影響到其課堂教學效果，另一方面偏好公平的教師會平等的對待每一個學生，從而學生對其評價也會更高。因此，在厘清新生代教師的公平偏好和風險態度的基礎上，我們不僅可以制定相應的激勵措施以提高其公平感，還可以在高校教學質量改革中制定科學合理的計劃，以提高教學質量。

目前，國內學者對新生代教師的研究相對較少，他們多以新生代員工為研究視角，聚焦于新生代員工的特點、動機及激勵等方面的研究。呂翠[2]等認為新生代員工的特點為自我意識較強，團隊合作能力較弱，文化觀念開放。傅紅和段萬春在分析新生代員工成長環境的基礎上，認為新生代員工最注重的工作動機是社會需要和尊重需要。周石[3]認為新生代員工更為注意個人和組織的發展，喜歡寬松、和諧的職業環境。伍曉奕[4]認為新生代員工具有與年長員工不同的特點與需要，應針對新生代員工的需求制定適當的激勵措施。黃雷[5]發現新生代員工更為偏好風險，具有很強的自我意識，注重提升自身競爭力。

另外一些學者從新生代農民偏好和信念的視角展開研究。楊春華[6]認為與70后農民工相比，新生代農民工的個人訴求、參照目標、身份認同、自我心理定位等方面都已發生根本性變化。淦未宇和劉偉[7]從社會偏好視角研究了信任對新生代農民工的激勵效應，研究發現新生代農民工不僅關注于物質利益訴求，還具有強烈的認同、尊重與信任等社會偏好需求，并且組織信任與物質激勵存在替代效應。

綜上所述，首先，學者們對新生代的研究多從新生代自身的成長環境中發掘80后與70后所不同的個性特征，且他們的研究多以新生代員工和農民工為視角，并沒有涉及新生代教師。其次，學者們從新生代的社會偏好和信念的視角對新生代員工激勵作用的機制進行了剖析，但卻忽略了新生代員工的公平偏好和風險態度。最后，對新生代員工的研究文獻，多運用規范的研究方法，實證研究較為不足。

本文與現有文獻的主要區別如下：第一，本文采用行為經濟學實驗的方法首次測度了新生代教師和70后教師的公平偏好和風險態度，實驗結果發現80后教師相較于70后教師，其公平偏好較弱，但更偏好風險。第二，本文采用實證的研究方法，把公平偏好和風險態度引入教學質量的影響因素中，并以學生評價作為教學的替代變量，研究結果發現公平偏好對學生評價有顯著影響，而風險偏好對其的影響并不具有統計上的顯著性。第三，本文實證檢驗了新生代教師和70后教師公平偏好的差異對教學質量的影響，結果發現80后教師的公平偏好對其教學質量的影響更大，因此設計公平的薪酬機制可以促進80后教師的公平感，進而提高學生對其的評價。

二、研究設計

1.問卷設計

本研究采用調查問卷的方法來測度被試的公平偏好和風險偏好，問卷主體部分包括公平偏好問卷和風險偏好問卷。

公平偏好問卷借鑒實驗經濟學中的最后通牒博弈（Ultimatum Game，以下簡稱 UG）和獨裁者博弈（Dictator Game，以下簡稱DG）實驗框架，設計兩個題項。UG的基本原理是：招募2n名被試，然后隨機選取n名提議者和n名響應者，并將其兩兩配對成n組，第i組成員為提議者Ai和響應者 Bi（i=1，2，…，n）。 每個提議者針對一定數額的錢在自己和響應者之間提出分配方案，響應者可以接受也可以拒絕。當響應者接受時，則按照提議者的提議方案分配這些錢，如果響應者拒絕提議者的分配方案，則雙方收益均為零。之后根據響應者對提議者不同分配方案的反應，測度響應者的公平偏好，比如，針對提議者（8，2）的分配方案，擁有公平偏好的響應者會因自己的收益明顯少于提議者而拒絕該方案。我們外生給定（80，20）、（60，40）和（50，50）三個分配方案，分析被試對不同分配方案的拒絕和接受情況。DG在UG的基礎上，取消了響應者拒絕的權利，即提議者是獨裁者，有權決定一定數額的錢在自己和接受者之間的分配。據此，我們給定被試100元初始稟賦，讓被試選擇愿意分配多少金額給其伙伴，擁有公平偏好的被試會選擇（50，50）的分配方案。

風險偏好問卷借鑒前景理論中的獲得和損失框架，設計兩個題項。在獲得框架下，問卷設計為：若先給你1000元，你面臨兩個選擇方案，方案一是你再得500元，方案二是你需要拋一枚硬幣，如果正面朝上，你再得1000元，否則你再得0。在損失框架下，問卷設計為：若先給你2000元，你面臨兩個選擇方案，方案一是你損失500元，方案二是你需要拋一枚硬幣，如果是正面朝上，你損失1000元，否則你損失0。風險偏好者在兩種框架下都會選擇方案二，以期獲得最大的收益2000元。

2.樣本來源及變量定義

本研究的調查對象為天津中醫藥大學的70后和80后教師。首先，我們利用天津中醫藥大學的教師數據庫，帥選出所有的70后和80后教師，共143名。其次，調查于2014年9-11月進行，總共130名教師參加本次問卷調查，最終收回有效問卷119份，有效率為91.54%，其中70后69名，80后50名，男性37名，女性82名。

根據研究需要，本文選擇學生評價分數和學生評價檔次作為因變量，公平偏好和風險態度作為自變量，性別、年齡、職稱和學位作為控制變量。學生評價分數數據來自天津中醫藥大學教師評價數據庫，性別、年齡、職稱和學位數據來自天津中醫藥大學教師評價系統。

其中，我們把學生評價分數按0.2為區間劃分為5個有序分類，作為學生評價檔次變量。公平偏好變量劃分為強、弱和不明顯三個有序分類，定義規則為：在DG中選擇給予對方 50，在 UG 中對（80，20）、（60，40）和（50，50）三個分配方案的反應分別為拒絕、拒絕和接受，則具有強公平偏好；在 DG中選擇給予對方 50，在 UG中對（80，20）、（60，40）和（50，50）三個分配方案的反應分別為拒絕、接受和接受（或者為均接受），則具有弱公平偏好；其他則為公平偏好不明顯。風險態度根據問卷的設計劃分為兩個有序分類，定義規則為：在獲得和損失框架下，均選擇方案二，則為風險偏好者；其他則為風險厭惡者[8]。具體的變量符號及定義如下表1所示。

表1 變量及描述性統計

3.模型

根據以上變量定義，本文首先將學生評價檔次作為因變量進行多元有序Logistic回歸，進而將學生評價分數作為因變量做OLS回歸進行穩健性檢驗。另外，為了檢驗風險態度和年齡對公平偏好是否存在調節作用，我們分別把風險態度和公平偏好的交叉項、年齡和公平偏好的交叉項放入回歸方程。

三、實證檢驗結果及分析

1.描述性統計分析

由表1可知，學生對全體教師評價分數的均值為0.48，且分數段主要集中于0.4到0.6之間，占比為38.66%。72名教師擁有弱公平偏好，24名教師擁有強公平偏好，即擁有公平偏好的教師占比80.67%。僅僅17名教師為風險偏好者，即風險規避者占比85.71%。

表2是對70后和80后兩類樣本進行檢驗，比較兩個樣本各變量的均值及其來自總體分布的差異。由表2可知，學生對80后教師評價分數的均值為0.51，對70后教師評價分數的均值為0.47，學生對80后教師的評價高于70后教師。雖然這一結果在統計上并不顯著，但從評價檔次變量的均值來看，二者分別為3.06和2.84，差距較大。70后教師的公平偏好均值為1.03，80后教師的公平偏好均值為0.88，二者的均值和所來自的樣本總體分布均存在顯著差異，這表明70后和80后教師的公平偏好不同，80后比70后教師的公平偏好較弱。70后和80后教師的風險態度也不同，80后教師的風險態度均值為0.96，而70后教師的風險態度均值為0.71，80后比70后教師更偏好風險，二者的均值和所來自的樣本總體分布均在5%的顯著性水平上存在顯著差異。另外，70后與80后教師在職稱和學位上均存在顯著差異，70后教師比80后教師的職稱和學位更高。

表2 變量的均值及其分布比較

由表3中各變量間的Spearman相關系數可知，公平偏好和風險態度之間不存在共線性，而學生評價檔次與公平偏好存在顯著的正相關關系。另外，性別和學位與公平偏好正相關，年齡和風險態度正相關，而年齡與職稱和學位負相關，這些結果與前文的描述性統計結果基本一致，而變量間的真實關系需要進一步結合多元回歸結果進行判斷。

表3 Spearman相關系數

2.多元回歸分析

首先，我們將學生評價檔次作為因變量進行多元有序Logistic回歸，回歸結果如表4所示。

表4 Logistic回歸結果

第一步，我們將控制變量和公平偏好放入回歸方程，結果顯示公平偏好的回歸系數為正，且在5%的統計水平上具有顯著性，這表明公平偏好感越強的教師，學生對其的評價檔次會越高。第二步，放入風險態度，回歸方程的Pseudo R2由0.021上升到0.023，公平偏好的回歸系數和顯著性并沒有變化，而風險態度的回歸系數為負，但不具有統計上的顯著性，教師的風險態度對其評價檔次并沒有影響。第三步，放入公平偏好和風險態度的交叉項，回歸方程的Pseudo R2由0.023上升到0.030，但該交叉項的回歸系數在統計上并沒有顯著性，這顯示風險態度對公平偏好并沒有調節作用。第四步，在第二步的基礎上，放入公平偏好和年齡的交叉項，結果顯示交叉項的回歸系數為正，且在1%的統計水平上具有顯著性，Pseudo R2由0.023上升到0.032，這表明年齡對公平偏好與評價檔次具有正向調節作用，即80后教師相對于70后教師，其公平偏好對評價檔次的影響更大。為了檢驗其他控制變量對公平偏好是否具有調節作用，我們依次把性別、職稱、學位與公平偏好的交叉項放入回歸方程，結果顯示所有的交叉項的回歸系數都不具有統計上的顯著性①。

其次，我們將學生評價分數作為因變量做OLS回歸進行穩健性檢驗，回歸結果如表5所示。OLS回歸結果表明各個變量的回歸系數大小和顯著性水平略有差異，回歸系數的正負號并沒有變化，研究結論并未發生實質變化。

表5 OLS回歸結果

綜上所述，教師的公平偏好會影響學生對其的評價分數，80后比70后教師擁有較弱的公平偏好，但80后教師相對于70后教師，其公平偏好對學生評價的影響更大。

四、研究結論

本文采用實證法檢驗了新生代教師公平偏好對其教學質量的影響，主要研究結論如下。

首先，教師大多偏好公平，且為風險規避者，80后教師比70后教師更為偏好風險，但其公平偏好比較弱。研究發現樣本中85.71%的教師為風險規避者，這可能是由于教師職業比較穩定，他們長時間處于穩定的工作環境中，導致他們更為規避風險。80后教師出生于更為開放和競爭的環境中，接受的教育也更為西方化，導致他們的公平偏好較弱，且更為偏好風險。而70后教師出生于改革開放之前，其觀念較為保守，受“均貧富”文化影響較深。

其次，教師的公平偏好會影響學生對其的評價，而風險偏好對學生評價并無顯著影響。教師擁有公平偏好，會公平的看待每一個學生，學生也會因受到公平對待而更為積極向上，刻苦學習，從而教學質量也會提高。這啟示我們學校應為學生營造公平的教學氛圍，取締“重點班”，扭轉以成績為學生劃分等級的教學現狀，一方面可以引導教師應平等公平的對待學生，不要以成績高低來作為評價學生的惟一指標，另一方面可以設計合理健全的激勵機制，提高教師的公平感。

最后，80后教師相對于70后教師，其公平偏好對學生評價的影響更大。80后與70后教師成長于不同的社會環境中，其觀念和行為偏好不同，因此學生對其的評價也不同。針對新生代教師，學生更為關注其公平偏好，因此，學校在進行教學質量改革中，應分類對待，把提高80后教師的公平感作為制度設計的重要考核指標，這樣才會提高學生評價，進而提高教學質量。

注釋：

① 限于篇幅，本文沒有把其他控制變量與公平變量的回歸結果一一列出。

[1]馬愛凈.基于個體偏好理論的高校教師職業倦怠問題對策研究[J].高等教育研究，2013（6）：51-53.

[2]呂翠，楊培興，周歡.從富士康員工“12跳”談新生代員工管理[J].經營與管理，2010（6）：20-22.

[3] 周石.80 后員工“職業觀”分析[J].管理世界，2009（4）：184-185.

[4]伍曉奕.新生代員工的特點與管理對策[J].中國人力資源開發，2007（2）：44-46.

[5]黃雷.如何有效管理“80后”員工[J].人才開發，2009（1）：23-24.

[6]楊春華.關于新生代農民工問題的思考[J].農業經濟問題，2010，31（4）：80-84.

[7]淦未宇，劉偉.基于社會偏好視角的新生代農民工信任激勵機制研究[J].軟科學，2012，26（9）：80-83.

[8]周業安，左聰穎，陳葉烽，等.具有社會偏好個體的風險厭惡的實驗研究[J].管理世界，2012（6）：86-95.