誰對本科師范生的就業結果影響更重要？

摘 要：師范生是我國基礎教育高素質教師隊伍的主要來源，對其就業結果的關注有助于師范生在職業準備期進行更加充分的就業準備。通過機會不平等理論的“環境—努力”分析框架，對安徽省2022屆12306名師范類畢業生進行整體調查，檢驗了不同因素對就業結果的影響效應。研究表明，環境因素中，個體特征對就業落實、職業選擇影響更顯著，而家庭背景對崗位性質影響更顯著；努力程度因素中，就讀經歷和在校表現對就業落實、職業選擇及崗位性質均產生顯著影響。進一步通過Shapley值分解發現，環境因素中的戶籍、性別分別對就業落實、職業選擇影響最大，貢獻度為52.20%、31.42%；努力程度因素中的院校層次對崗位性質影響最大，貢獻度為53.87%。基于此，研究從政府、高校及個人角度對實現本科師范生更加充分、更高質量就業提出三點建議。

關鍵詞：本科師范生；就業結果；機會不平等理論；影響因素；Shapley值分解

一、問題提出

當前，我國師范類畢業生就業面臨著諸多挑戰，其就業狀況也發生了較大變化。一方面，隨著我國事業單位人事改革及中小學適齡入學學生基數下降、城鄉中小學布局調整，教師崗位需求減少；另一方面，非師范類畢業生大量涌入教育勞動力市場，使得本就競爭激烈的教學崗位一職難求，教師職業社會聲望的提升及工作穩定性特征，吸引了越來越多的碩博生進入中小學教師隊伍。[1]相關調查表明，近些年，本科師范生（以下簡稱“師范生”）就業率要比全國高校畢業生的平均水平低近10個百分點，且有進一步擴大的趨勢。[2]此外，已就業的師范生中，有超過四分之一的畢業生未進入教育行業，并且在幼兒園、中小學等學校單位從事教學工作的比例也呈現下滑趨勢。[3][4][5]可見，師范生就業狀況不容樂觀。如何幫助師范生更好、更高質量就業，這不僅對個人職業生涯發展產生深遠影響，還對我國高等學校的人才培養及基礎教育事業長期穩定發展具有重要實踐意義。

二、文獻綜述

本科畢業生的就業結果存在較大的個體異質性，除了受國家政策、社會環境、用人單位等宏觀因素的影響外，還與個體自身因素密切相關。本文以師范生個體為中心，從三個層面對影響師范生就業結果的因素進行歸納。

其一，從宏觀層面看，勞動力市場對師范生就業結果影響深遠。有學者認為，勞動力市場的供需矛盾導致師范生面臨結構性失業問題，具體表現為對就業的崗位所在地和行業選擇的影響。[6]也有學者指出，受財政、人事和教育等多個部門的制約，師范生能否順利從教受地區的教師招聘政策及學校需求影響較大。[7]其二，從中觀層面看，高校是影響師范生就業結果的重要因素。有學者指出，地方高校因教育教學投入不足、專業設置不合理、就業指導工作不到位等問題，進一步加劇了本科教育與專業技能的分化，致使地方高校師范生在就業過程中能力稍顯不足。[8]也有學者在對部屬師范院校的公費師范生進行調查時發現，學校聲望對師范生的就業落實影響顯著，來自“985”高校的師范畢業生落實就業的概率要顯著高于“211”高校的師范畢業生。[9]其三，從微觀層面看，個體特征是影響師范生就業結果的關鍵性因素。其中，個體特征包括先賦性特征，即個人入學之前的所有情況，如性別、戶籍、家庭背景等；也包括后致性特征，即個人入學后教育過程中的各種表現，如學業成績、社會參與等。在先賦性特征上，有學者認為，獨生子女狀況、戶籍、家庭經濟水平等個體特征對師范生就業狀態、就業地域、就業單位及就業途徑產生不同程度的顯著影響。[10]在后致性特征上，有學者認為，人際交往能力、面試的綜合表現、職業資格證書、師范技能和工作實踐經歷等因素對師范生就業結果影響較大。[11]

總之，既有研究雖已取得一定成績，但仍存在一些不足，這為本文留下了一定的研究空間。一是從研究視角來看，從微觀層面對影響師范生就業結果的個體特征因素探究較少，且對個體特征中諸多要素的類型及其影響效果缺乏更加系統的理論解釋；二是從研究設計來看，專門針對師范生就業狀況的實證研究在樣本代表性上存在不足，大多數研究僅針對個別院校、個別專業或是高校的部分師范專業畢業生的就業狀況展開調查，針對某一省域的師范生進行大規模調查的研究實屬罕見。事實上，由于不同省域教師教育體系存在較大異質性，這也導致采取全國范圍的抽樣調查難以真實反映師范生的整體就業狀況，而以某地區全體師范生為代表的整體調查或許在研究可行性和可推廣性上效果更佳。基于此，本研究利用Romer機會不平等理論的“環境—努力”分析框架，從微觀視角分析個體特征中不可控的環境因素以及可控的努力程度因素對師范生就業結果的影響及其作用。通過安徽省15所高校的12306名師范生的就業調查數據，在研究理論上，希冀對機會不平等理論在高等教育領域應用范圍的擴展有所貢獻；在實踐運用上，能為教育行政部門與地方高校提升師范生培養水平及就業質量提供有效建議。本研究內容包括以下兩個方面：一是根據問卷調查數據，揭示影響地方高校師范生就業結果的主要因素；二是采用Shapley值分解法，解釋個體不可控的環境因素、可控的努力程度因素分別對師范生就業落實、職業選擇及崗位性質的差異性影響及其作用。

三、理論基礎和研究設計

"""" （一）理論基礎與分析框架

機會不平等理論最早可追溯至羅爾斯在1958年提出的“機會公平”概念。他將個人責任納入機會集的考量，并且將這一部分因素造成的不平等看成是道德上合理的不平等，但最終依然強調的是結果平等。直到1971年，他在經典著作《正義論》中，提出用“基本益品”的概念來替代個人福利或個人效用。至此，學者們紛紛將研究視角從結果平等轉向機會平等。1981年，Dworkin討論了資源平等，他認為，資源分為人身資源（家庭背景、基因等因素）和非人身資源（財富等因素），個人應該為自身的偏好選擇負責，而不是資源，如果不平等是由個人自身偏好的不同導致資源使用上的差異，進而使得分配結果不平等，這在道德上看作是合理的不平等。為更好地檢驗機會平等內涵的合理性和可操作性，1998年，以Romer為代表的學者進行了一系列的理論探索，開創性地提出了基于“環境—努力”二元因素的機會不平等理論框架，強調了由個體努力造成的結果差異的合理性。[12]

該理論認為，導致結果不平等的原因分為兩類：一類是個體無法控制的外在因素，由社會經濟、種族文化等因素組成，具有個體不可控、異質性的特點，包括文化、種族、出生地、父母的受教育水平和職業、家庭經濟水平等環境因素（集）造成的不平等；另一類是個體可控的偏好（選擇）等內在因素，具有后天性、可控制的特點，包括工作時間、職業選擇等努力因素（集）造成的不平等。因此，相應的結果不平等可以分解為合理的不平等（努力因素導致）和不合理的不平等（環境因素導致）。他還強調，個體僅應該為其自身選擇的努力因素導致的不平等而負責，這一部分不平等被認為是道德上可以接受的合理的不平等，無需人為干預；而對無法控制的環境因素造成的不平等則個體不需要負責，這部分不平等被認為是道德上不可接受的不合理的不平等，應該得到補償。

當前，機會不平等理論廣泛運用于對個人收入不平等、健康不平等問題的研究，而對教育獲得不平等影響的研究卻鳳毛麟角。在為數不多的探討機會不平等對教育獲得不平等影響的研究中，國外學者發現，以性別和家庭背景為環境因素的機會不平等在教育成就差異中的占比高達35%。[13]我國學者基于“環境—努力”分析框架，實證檢驗了家庭背景因素對經濟類專業本科生畢業去向的影響，研究發現，學生讀研和海外讀研差異分別有28.16%和39.86%的解釋來自家庭背景的影響。[14]作為解釋和預測不可控的環境因素和可控的努力程度因素對不平等教育結果的影響，機會不平等理論對師范生就業結果同樣具有較強的理論解釋力。一方面，由機會不平等理論的具體內涵可知，個人不可控的環境因素包括性別、家庭背景、戶籍等變量對畢業生的影響，在鄭茂雄、張莉等人的研究中得到了印證。[15][16]此外，個人可控的努力程度因素中的在校學習時間投入、學業表現等人力資本變量對畢業生的影響，同樣在劉保中、岳昌君等人的研究中得到佐證。[17][18]因此，機會不平等理論的“環境—努力”二元分析視角能夠涵蓋影響大學生個體就業結果差異的內外部諸多因素，從而為師范生就業結果影響因素提供相對完整的理論框架。另一方面，機會不平等理論還進一步測量環境因素和努力程度因素對機會不平等結果產生的影響效應。換句話說，這有助于研究者更加清晰地捕捉到師范生個體就業結果的差異究竟是不可控的環境因素影響更大，還是可控的努力程度因素影響更大。為此，本研究構建了師范生就業結果的“環境—努力”分析框架（詳見圖1）。

（二）研究設計

1.數據來源和樣本

本研究的數據來自“本科師范生鄉村就業保障機制”課題組對2022屆安徽省高校本科師范生就業狀況的問卷調查。在開展此項研究之前，首先，課題組成員對高校數量、類型及其相關專業信息進行統計，通過檢索安徽省各高校網站發布的2018年招生簡章，進而確定15所本科高校、22個師范類本科專業，共計120個專業教學點；其次，通過發送郵件、短信以及他人引薦等方式與各高校師范專業的近百名畢業班輔導員建立聯系，并獲得研究支持；最后，在各位輔導員的幫助下，與293個班級主要負責人建立聯系并制定工作臺賬，依次在各高校所有師范專業班級進行點對點的電子問卷發放，并定期對每所院校的數據進行整理和清洗，對符合規定作答時間、無明顯隨意作答傾向的問卷進行審核，以保證樣本數據的真實性與可靠性。本次調查為期4個月，樣本均來自畢業后半年的師范類畢業生，最終面向全省12306名師范生發放電子問卷，有6071名畢業生參與了本次調查，剔除無效樣本后剩余問卷6048份，有效率達99.62%。

調查中，男、女畢業生比例分別為25.69％和74.31％；師范大學、師范學院、綜合學院畢業生比例分別為57.90％、17.36％和24.74％；城鎮籍、農村籍畢業生比例分別為31.76%和68.24%；皖北地區畢業生占30.80％，皖中地區畢業生占29.93％，皖南地區畢業生占26.75％，省外地區畢業生占12.52%；文化學科類、教育學科類、藝體類畢業生占比分別為63.39％、20.89％、15.72％。樣本充分考慮到了學校屬性、地域分布特征、畢業生就讀專業類別，基本能夠反映安徽省高校師范生的就業狀況，本次調查中，有1160人的畢業去向為國內外深造，占比19.18%。

2.變量設置

被解釋變量。對師范生就業結果的考察包括就業落實情況和就業質量兩方面內容。具體而言，一是就業落實，關系到師范生能否順利實現就業；二是職業選擇，關系到師范生是否從事教學工作；三是崗位性質，關系到師范生能否在教育行業獲得編制身份。因此，本研究將“是否落實工作”“是否從事教學工作”以及“是否獲得教師編制”作為衡量師范生就業結果的三個觀測指標。具體變量設置及描述性統計如表1所示。

解釋變量。根據機會不平等理論的“環境—努力”分析框架，本文將師范生就業結果的影響因素劃分為個體不可控的環境因素和個體可控的努力程度因素。具體來看，個體不可控的環境因素主要包括師范生的個體特征和家庭背景，分別選取性別、戶籍、家庭經濟水平、父母學歷、父母職業5個觀測指標。個體可控的努力程度因素主要包括師范生的就讀經歷和在校表現，分別選取院校層次、學科背景、學業成績、英語等級、教學技能競賽、教師職業成熟度6個觀測指標。需要說明的是，考慮到師范生就讀經歷與在校表現在某種程度上高度關聯，院校層次和學科背景一定程度上對師范生個人在校期間的學習經歷和表現產生重要影響。因此，本研究將就讀經歷和在校表現共同視為個人可控的努力程度因素加以考量。此外，教師職業成熟度這一指標借鑒了繳潤凱的研究觀點[19]，通過編制“本科師范生教師職業成熟度自評量表”，對師范生在專業知識水平、職業勝任力及教師職業素養三個維度進行測量，量表由15個題項組成，得分越高，說明師范生教師職業成熟度水平越高。[20]同時對量表的內部一致性Cronbach’s α系數均進行了測算，信度分別為0.946、0.957、0.974，總信度高達0.968，這說明該量表的可信度很好。具體變量設置及描述性統計如表2所示。

3.研究方法

利用二元logistic回歸分析探究環境因素和努力程度因素對師范生就業結果的影響。在此基礎上，使用Shapley值分解法，分析個體不可控的環境因素及個體可控的努力程度因素對師范生就業結果影響的作用。

四、實證分析

"""" （一）師范生就業結果影響因素的回歸分析

為探究哪些因素對師范生就業結果產生顯著影響，本文利用二元logistic回歸分析進行實證檢驗，結果如表3所示。

模型1為就業落實影響因素回歸分析。環境因素中，戶籍對就業落實的影響系數最大，為-0.438，說明城鎮籍師范生落實就業的概率比農村籍低35.4%，而性別、家庭經濟水平、父母學歷和父母職業的影響不顯著。努力因素中，學科背景、院校層次、教學技能競賽、教師職業成熟度均在不同程度上顯著影響師范生的就業落實。具體來看，就讀經歷方面，與文化學科類師范生相比，教育學科類師范生落實就業的概率高27.5%，而藝體類師范生落實就業的概率低47.9%;與院校層次較低的師范生相比，院校層次中等和較高的師范生落實就業的概率分別高25.7%和36.9%。在校表現方面，相較于學業成績為后25%的師范生，學業成績為前25%的師范生落實就業的概率高14.6%，教學技能競賽獲獎的師范生落實就業的概率高37.7%，而通過英語四級或六級的師范生落實就業的概率比未通過英語等級的低28.7%。與此同時，教師職業成熟度的影響系數為0.107，說明師范生的教師職業成熟度每提高1個標準差，落實就業的概率將增加10.1%。

模型2為職業選擇影響因素回歸分析。環境因素中，性別、家庭經濟水平和戶籍均顯著影響師范生的職業選擇，其系數分別為-0.433、-0.298、-0.268，這說明男生、家庭經濟水平中等、城鎮戶籍師范生選擇從教的概率比女生、家庭經濟水平較低、農村戶籍師范生分別低54.2%、34.7%、30.7%。努力因素中，學科背景、院校層次等就讀經歷和教學技能競賽、教師職業成熟度等在校表現因素均不同程度上顯著影響師范生的職業選擇。具體來看，就讀經歷方面，相較于文化學科類師范生，藝體類師范生從事教學工作的概率要低45.7%;相較于院校層次較低的師范生，院校層次中等和較高的師范生從事教學工作的概率分別高13.9%和6.3%，這說明院校層次越高，師范生從事教學工作的可能性越大。在校表現方面，相較于學業成績為后25%的師范生，學業成績一般的師范生從事教學工作的概率要低31.2%，除學業成績因素對其職業選擇產生負向影響外，英語等級、教學技能競賽、教師職業成熟度均顯著正向影響師范生的職業選擇，通過英語四級或六級的師范生從事教學工作的概率比未通過英語等級的高15.1%，教學技能競賽獲獎的師范生從事教學工作的概率比未獲獎的高20.4%。與此同時，教師職業成熟度的影響系數為0.237，說明師范生的教師職業成熟度每提高1個標準差，師范生從事教學工作的概率將提高21.1%。

模型3為崗位性質影響因素回歸分析。在環境因素中，性別、父母學歷顯著影響師范生的崗位性質，其系數分別為-0.371、0.461，說明男生獲得工作編制的概率要比女生低31%，父母接受過高等教育的師范生獲得工作編制的概率要比父母未接受過高等教育的師范生高36.9%。努力因素中，學科背景、院校層次等就讀經歷和教學技能競賽、教師職業成熟度等在校表現因素均不同程度上顯著影響師范生的崗位性質。具體來看，就讀經歷方面，相較于文化學科類師范生，教育學科類師范生獲得工作編制的概率高38.7%，而藝體類師范生獲得工作編制的概率要低53.7%；相較于院校層次較低的師范生，院校層次中等和較高的師范生獲得工作編制的概率分別高79.1%和43.4%，這說明院校層次越高，師范生獲得工作編制的可能性越大。在校表現方面，學業成績、英語等級、教學技能競賽、教師職業成熟度均顯著正向影響師范生編制獲得，相較于學業成績為后25%的師范生，學業成績一般、優異的師范生獲得工作編制的概率分別高20.8%、43.9%，通過英語四級或六級的師范生獲得工作編制的概率高36.5%，教學技能競賽獲獎的師范生獲得工作編制的概率高28.8%。與此同時，教師職業成熟度的影響系數為0.488，說明師范生的教師職業成熟度每提高1個標準差，師范生獲得工作編制的概率將提高38.6%。

"""" （二）師范生就業結果影響因素的Shapley值分解

在探討師范生就業結果影響因素的基礎上，本文還引入了Shapley值分解法，進一步分析環境因素、努力程度因素對師范生就業結果影響的差異程度及其貢獻大小。

如表4所示，Shapley值分解結果顯示，努力因素中，在校表現對師范生就業的影響較大，而就讀經歷的影響較小。具體而言，在校表現對師范生就業落實、職業選擇、崗位性質分別貢獻了可解釋變異的23.47%、37.41%、34.82%，均位居各影響因素的第2位，而就讀經歷分別貢獻了可解釋變異的6.91%、18.96%、54.86%，位居各影響因素的第4位、第3位、第1位。與師范生努力因素中的就讀經歷相比，在校表現無疑對師范生就業結果的影響更重要。環境因素中，個體特征對師范生就業結果的影響次之。具體而言，個體特征對師范生就業落實、職業選擇、崗位性質分別貢獻了可解釋變異的52.38%、38.59%、2.75%，位居各影響因素的第1位、第1位、第4位，這說明個體特征是解釋師范生就業落實、職業選擇最重要的影響因素。此外，家庭背景對師范生就業結果的影響最小，分別貢獻了可解釋變異的17.24%、5.02%、7.57%，位居各影響因素的第3位、第4位、第3位。由此可見，在個體特征、家庭背景、就讀經歷和在校表現等諸多因素中，努力因素對師范生就業結果的崗位性質的影響最大，其次是職業選擇，而對師范生是否落實就業的影響最小。相反，個體特征是制約師范生就業落實、職業選擇不可忽視的重要環境因素。

五、結論、討論與建議

"""" （一）結論與討論

本研究使用2022年安徽省地方高校本科師范生就業調查數據，運用回歸分析、Shapley值分解法從就業落實、職業選擇、崗位性質三個方面對師范生就業結果的影響因素進行實證分析，得出以下結論。

1.在不可控的環境因素方面，個體特征對師范生就業落實、職業選擇影響更顯著，而家庭背景對師范生崗位性質影響更顯著

就個體特征而言，性別顯著影響師范生的職業選擇。調查發現，女生選擇教學工作的概率明顯更高，這可能與教師職業屬性有關。對于女性為何傾向于選擇教師職業，一種理論解釋是從供給側角度出發，認為女性預期的工作壽命比男性更短，持續時間更短，所以她們會選擇人力資本從勞動力市場退出時貶值更少的職業。[21]還有一種是來自Becker性別分工模型的理論解釋，他認為女性不成比例地選擇教師職業是因為它的任務與家庭生產更兼容。[22]大多數女生及其家長都認為教師職業不僅穩定、體面，而且能平衡好家庭與工作的關系。因此，師范類專業的女生對從事教學工作更加青睞。戶籍是影響師范生就業落實和職業選擇的重要因素。一方面，農村籍師范生就業落實率更高，這可能是因為這類學生在校期間承擔的家庭負擔更重，對就業區域的選擇彈性也更大，往往也更容易接受鄉村就業，相對較低的教育期望有助于個人實現就業。另一方面，農村籍師范生從事教學工作的比例也明顯更高，這可能與個人成長環境及其職業認知有關。一般來說，城鎮籍學生接觸的新事物更多、職業選擇面也更廣，當個人對理想的教師職業認知與實際預期不相符時，更容易做出其他選擇。就家庭背景而言，父母學歷顯著影響師范生的崗位性質。調查發現，父母接受過高等教育的師范生更容易獲得教師編制，這也印證了個人初職地位獲得受家庭經濟地位水平影響。[23]父母接受過高等教育的師范生對職業生涯的規劃意識會更強，在大學期間也會更早做好就業準備，可雇傭能力更加突出，這使得他們在就業過程中更容易獲得一份穩定的工作。

2.在可控的努力因素方面，個人的就讀經歷和在校表現對師范生就業結果各維度均產生不同程度的顯著影響

就就讀經歷而言，院校層次越高，師范生就業落實率和獲得編制的概率更高，這一結論與劉揚等人的觀點基本一致。[24]研究發現，隨著大學層次的提高，畢業生實現就業及進入體制內就業的可能性更高，這是因為勞動力市場會根據畢業生所擁有的專業人力資本量來錄取畢業生，在專業相同的情況下，用人單位更傾向于選擇院校層次較高的畢業生。此外，學科背景差異也會顯著影響師范生的就業結果。研究發現，教育學科類師范生的就業落實率及入編率顯著高于文化學科類及藝體類師范生。究其原因，這可能與不同學科類師范生人才培養目標定位有關。與教育學科類師范生相比，文化學科類及藝體類師范生對所學專業的能力素質要求明顯更高，即更加注重專業能力培養。然而，在本科教育階段，通用能力培養更符合用人單位對復合型人才的需求。顯然，教育學科類師范生因具有更廣泛的知識與能力結構，其在就業機會的獲得上更具優勢。就在校表現而言，從理論上說，人力資本積累越豐富，個人的教育回報率越高。[25]其中，學業成績、英語等級更加側重師范生的通用能力表現，而教學技能競賽、教師職業成熟度更加側重師范生的專業能力表現。具體來看，英語等級、教學技能競賽、教師職業成熟度對師范生就業結果各維度的正向作用更強，而學業成績的影響效應不顯著或存在雙向性。一種可能的解釋是，隨著師范生就業選擇逐漸由封閉走向開放，市場在資源配置中的作用越來越大，有著生產能力與配置能力等人力資本的求職者更受用人單位青睞。顯然，以英語等級、教學技能競賽、教師職業成熟度為代表的能力指標更能反映一名師范生的綜合能力素養和專業技能，故被視為評價畢業生“績優”的重要標簽。學業成績的評定則因學校、因任課教師不同而相差懸殊，而且，因為教育水平不同，不同學校的相同課程、相同成績可能代表了完全不同的專業水平。此外，相對于男生，女生在大學期間的整體學業成績更優，且呈現出相對均衡的分布狀態。因此，這對于女生占比較高的師范類專業學生而言，以學業成績這一指標來衡量大學生就業能力，顯然會帶來較大的偏差。

3.個體不可控的環境因素和可控的努力因素對師范生就業結果不同維度影響的貢獻解釋度存在差異

通過Shapley值分解法得出，師范生就業落實的結果差異受個體不可控的環境因素影響更大，貢獻解釋度達69.62%，其中，戶籍對師范生就業落實影響的貢獻解釋度達52.20%；師范生職業選擇的結果差異受個體可控的努力因素影響相對更大，貢獻解釋度達56.37%，但性別對師范生職業選擇影響的貢獻解釋度達31.42%，師范生崗位性質的結果差異受個體可控的努力因素影響更大，貢獻解釋度達89.68%，其中，院校層次對師范生崗位性質的貢獻解釋度達53.87%。進一步分析發現，個體可控的努力因素中，在校表現是對師范生就業結果各維度影響最大且更具穩定性的解釋變量，分別對師范生就業結果各維度的貢獻度達23.47%、37.41%、38.42%。其中，以教學技能競賽、教師職業成熟度為代表的師范生專業能力指標解釋力較強。

"""" （二）啟示建議

針對上述研究結論，本文就環境因素、努力程度因素對師范生就業結果的差異性影響，提出如下建議。

首先，性別及戶籍差異對我國教師隊伍補給及流動帶來不利影響的可能性。政府可以通過宏觀調控，利用貨幣杠桿和政策杠桿來調整性別、戶籍等個體不可控因素對就業結果的負面影響。一方面，男生選擇教學工作的比例要明顯低于女生，這可能與中小學教師的薪資水平有關。有研究在對12名新教師職業選擇的調查中總結發現，男性需要在職業興趣與經濟收入之間作出權衡取舍，當中小學教師職業的經濟收益明顯不如其他職業時，男性往往因承擔更多的家庭責任而不得不離開感興趣的教師職業。[26]為留住更多樂教、善教的男性師范生，政府可適當提高教師的薪資待遇水平，這不僅有利于緩解我國當前中小學教師男女比例嚴重失衡的問題，更有助于基礎教育階段中小學生身心更好、更健康發展。另一方面，隨著城鎮化進程的加快，大多數師范生在畢業后都選擇留在城市，城鄉溝通渠道不暢，導致城鄉教育差距進一步拉大。因此，政府應該起到“橋梁”作用，通過一系列的宏觀激勵政策來反哺鄉村教育，促進城鄉勞動力市場一體化，既要鼓勵農村籍師范生“回流”，也要吸引更多不了解鄉村、不愿意去鄉村就業的城鎮籍師范畢業生面向基層就業，這對促進城鄉教育公平具有重要的政策意義。

其次，高校要加強個人職業生涯規劃與就業指導，引導師范生樹立正確的就業擇業觀。事實證明，家庭經濟水平、父母學歷等不可控制因素對師范生就業結果的影響具有雙面性。盡管處境不利家庭子女的就業落實、職業選擇情況更為理想，但優勢家庭子女在教學工作崗位上更容易獲得教師編制值得深思。畢竟，教師作為穩定性高、社會聲望高的職業身份符號是建立在編制的基本前提下，對于處境不利家庭的子女來說，想在競爭激烈的教師招聘中脫穎而出，往往意味著要投入更多的時間成本和資金成本，而這兩方面恰恰是這類群體最難以承受的心理負擔和經濟負擔。從某種程度上說，處境不利家庭子女相對于優勢家庭子女在就業質量上仍處在一個相對弱勢的地位，經濟累積優勢在此發揮了更顯著的作用。對此，高校有責任和義務促進處境不利家庭子女就業質量的長效提升。例如，可以通過定期舉辦職業規劃、求職技巧等方面的專業培訓課程，給予畢業生更加細致的指導，進一步提升就業服務水平。

最后，盡管師范生就業結果不同程度上受到環境因素的影響，但令人欣慰的是，努力程度因素對師范生就業結果的不同維度具有重要而穩定的積極作用。對于教師職業而言，教學能力的提升是一個緩慢長期的過程，需要持續的實踐經驗積累，這對立志于從事教學工作的師范生而言就顯得格外重要。因此，個人要主動提升自身就業能力，不斷加強專業知識積累和教學實踐技能訓練，夯實專業本領，只有具備更強的專業技能，才能在競爭激烈的勞動力市場上更容易實現就業和更高質量就業。

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（責任編輯 陳春陽）

收稿日期：2023-11-15

作者簡介：王重光，華東師范大學高等教育研究所2021級博士生。（上海/200062）

*本文系國家自然科學基金2023年度面上項目“拔尖本科生專業學習規律及培優策略研究”（72374072）、安徽省高校科學研究項目“地方高校非公費師范生鄉村就業保障機制研究”（2022AH051306）、阜陽師范大學校級人文社科研究重點項目“非公費師范生初次就業質量及其影響因素研究”（2022FSZJ02ZD）的成果之一。