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第1篇

[關鍵詞]比較體育;學科特征;發展趨勢

比較體育是從比較教育中分化出來的一門新的獨立學科。現今,我國的體育競技水平還處于較低狀態,要想在較短的時間內達到世界先進水平,就必須注重培養學科研究人才和尋找更多的理論研究方式。然而體育的社會化、生活化、商業化、科學化、產業化 、法制化、職業化、國際化等趨勢的不斷加強,向比較體育提出了一系列嶄新的研究主題。比較體育作為一門重要學科,無論從現實意義上,還是從歷史意義上都十分重要,有大量的課題、問題亟待調查和解決。為此闡述比較體育的學科特征及研究該學科的意義,從而提高對該學科的認識,將比較體育帶入到每個體育科研者的研究內容中,使更多的國人了解比較體育,并應用比較體育進入體育世界領域,了解當今體育的現狀和趨勢。

一、比較體育的學科特征

比較體育能從比較教育中分化出來,成為一門獨立學科,主要是體育在現代社會中已經成為了一種和平的戰爭和一種健康的標志,它有著非常豐富的內涵。探求其內涵來自如下兩種因素:一是體育的超前發展,國際化趨勢的不斷加強,整合型研究主體化。二是人類對體育全新的認識,體育不僅僅是人與人的較量,更是國家與國家之間實力的對抗。

比較體育是以國家為單元,是一種世界性的研究。比較體育的學科特征的最小單位是國家。比較體育作為一門新學科,對體育的發展具有促進作用,這種作用在其特征上體現出來。比較體育在研究體育的過程中,主要是采用專題比較的方式,通過對不同時期、不同國家及不同地區的社會背景等問題進行研究,并對某種現象進行評價和證明。這種研究方法不僅可以幫助我們了解現代體育與運動發展過程的普遍規律,而且還可以幫助我們理解各個不同國家體育與運動發展的特殊規律。

二、比較體育的研究意義

比較體育作為一門重要學科既體現在它的學科特征上,又體現在它對體育的作用及貢獻上,這正是比較體育研究的意義所在。

從現實看,通過對不同國家、不同社會制度的研究和比較,就可以揭示體育的各種特征,并促進體育運動的發展。當前我國體育運動水平要想達到世界先進水平,就必須重視基礎理論的研究,特別要對比較體育進行研究,因為它能幫助我們認識并促進體育運動的發展,比如:對經濟、各種國情、不同人種、不同環境、不同的社會狀態和不同的體育體制等的研究,從其中找出適合發展我國體育的最佳方法和措施。通過對各國體育運動的研究,可以取長補短開闊眼界,增長見識,了解國外的現狀并加深對本國體育的認識。通過對國外體育運動的比較研究,不僅可以吸取國外體育運動中成功與失敗的經驗教訓,減少我國在研究體育方法的道路上少走彎路,還可以加強各國的交往與學術交流,使我們清醒地認識我國的現實情況,從實際出發,腳踏實地地發展我國的體育文化。

另一方面,比較體育的出現,揭示了許多其他學科發現不了的規律,它的不斷健全也為今后體育的發展和研究開拓了更廣闊的領域,這是其他學科所不能取代的。比如通過對不同國家體育體制及社會制度的比較,就可以發現體育賴以發展的基礎和根源就是國家的經濟能力,因為體育發展要以經濟為基礎,以社會體制為根源的。簡單地說,一個國家經濟的好壞將會直接影響到體育的發展。又如通過對同一國家不同時期、不同文化階段的對比,可以對過去有正確的評價,還可以對現代體育運動有全面的認識,而且可以對未來的體育運動進行預測,并能找出體育發展的動力及現狀。

三、比較體育的發展趨勢

21世紀的體育有著高度社會化、商業化、科學化、法制化、職業化、生活化、國際化,它們向比較體育提出了一系列嶄新的研究主題。學者們正在努力的去解釋各種調查資料,從政治、信仰、文化、教育、經濟、哲學等多種角度,尋找各國體育異同的原因及規律。另一方面,現代體育與科技進步也有著深刻的內在聯系,社會的不斷改變以及新的科學技術的浪潮迭起,都為現代體育的改革與發展提供了巨大的動力。因此,研究并把握比較體育學科的發展方向,將有助于提高體育的發展和進步。

從其研究范圍看,比較體育將有4 個方面不斷拓寬:其一,研究范圍由發達國家轉向發展中國家,并對發展中國家的各個方面進行研究。許多學者認為,發展中國家無論在人口數量上,還是地理面積和資源上,都占絕大優勢。因此,發展中國家的發展,將直接影響世界體育的發展趨勢,并且直接關系到人類素質發展的未來。其二,將改變單一國家的研究方式,轉向以世界和以國家為對象的兩個基本研究方式。研究人員注重跨國研究,國別研究,還有從總括角度進行世界性體育比較研究。其三,研究范圍將擴大到各個領域,現在不僅僅要研究競技運動、學校體育、社會體育等體育現象,同時還要研究與之相關的政治制度、國民經濟、教育體制、文化習俗、社會制度、、人種差異、地理條件、生活方式、心理因素等制約體育運動的各種社會背景,從不同的發展水平來探討、體現現代體育發展的重要規律。其四,同一個國家擁有不同的體育模式將被應用并倡導。由于體育發展的多樣化日益加深,一個國家不同區域體育發展差異將日益加大,區域研究以及區域間的比較研究將成為另一重點。

第2篇

關鍵詞： 自然手語 比較句 句法特征

自然手語是聾人的母語，也是聾人之間最常用的溝通工具。語言學界的學者例如呂會華和高立群（2011）在論文《中國手語的從句關系》中明確界定：“中國手語是指中國聾人使用的，有自己的語法體系的一種自然語言，也就是中國聾人社群中通用的自然手語。”[1]自然手語具有不同于漢語的語法特征與語序規則。漢語和手語各有語法，但是有的時候兩種語法是可以共享的。通過比較，可以了解手語與漢語之間的區別和聯系，進一步認識手語的語言規則和差異。縱觀自然手語中各類表示比較的語句，我們不難發現自然手語的比較語句多種多樣：以語法結構為例，有繁式與簡式；若以語言方式為例，則有明比與暗比；若從項目數上看，則有單項式比、雙項式比及多項式比等。研究手語的比較句的句法特征的目的在于找出漢語和自然手語之間的不同之處，發現其中規律，尋覓它們內在的統一，以便更好地運用兩種語言。

1.手語中比較句的語法特征

1.1繁式和簡式

手語中比較句分有繁簡之分，不同的說法，同一個意思，既可用較復雜的句式表達，又可用較為簡單的句式表達。例如，“小李比小明力氣大”，手語至少可以有三種不同的表達方式：

（1）用兩個并列的小句。

漢語語序：小李力氣大，小明力氣小。

自然手語：小李/力氣/大/是，小明/力氣/小/是。

（“/”用來劃分手勢詞界）

（2）用一個偏正復句。

漢語語序：小李和小明兩人力氣比的話，小李力氣大。

自然手語：小李/和/小明/兩/力氣/比/小李/力氣/大。

漢語語序：小李和小明要論力氣大小的話，還是小李力氣大。

自然手語：小李/和/小明/兩/力氣/大小/看/小李/力氣/大/是。

（3）用一個簡單的比較句。

漢語語序：小李比小明力氣大。

自然手語：小李/比/小明/力氣/大/是

以上多種句式，邏輯意義相似，附加語調色彩卻有差異，這取決于自然手語的語法表現形式主要在面部表情等非手控特征、利用空間布局和部分手勢詞形變化等方面有所不同。

1.2明比和暗比

明比句更加直白明了，在語句中把相比的兩端都訴諸語言，無論是描述的對象，抑或是比較的對象（或基準）都表示出來。

例如：漢語語序：土雞肉比家雞肉香。

自然手語：土雞肉/比/家雞肉/香/是

漢語語序：口比糖甜，心比煤黑。

自然手語：糖/口/比/甜/煤/心/比/黑

暗比句則更加含蓄隱晦，在語句中只把相比的一端訴諸語言，而一般會選擇把比較的對象（=比較的基準）略去。

例如：漢語語序：往右轉走（比往直走）近些。

自然手語：往/右邊/走/距離/近/是

漢語語序：坐飛機去（比乘其他交通工具）快些。

自然手語：飛機/比/快/是

漢語語序：這件衣服的袖子太短了。（跟一般的衣袖比或自己衣的標準比）

自然手語：衣服/這/袖子/小/縮短

這些比較的對象多是淺白易懂的，可以略而不談，因為這樣運用話題優先和重復一些關鍵詞手勢的視覺效果是增強了語氣，突出了重點，更好地傳達和表達了句子的意思。

1.3比較事物的異同和高下

在比較事物異同，或就某一特征比較高下（優劣）方面，漢語的句式多用隨同格（和、同、跟），而在手語句式都一一省略，代替為“兩”多用比較格強調視覺空間的位置，比較兩個詞匯的方式有時是先空間定位，后用指點手勢提及或圈出提及范圍進行表達比較級。例如：

（1）漢語語序：小麥和青稞不同。

自然手語：小麥/青稞/兩/不同

（2）漢語語序：計算機與電腦意思一樣。

自然手語：計算機/電腦/兩/一樣/意思/是

（3）漢語語序：你現在的樣子跟以前不一樣。

自然手語：你/樣子/現在/以前/兩/不同

比異同也可不用隨同格，而用相似、像等，它們都位于比較對象之后。例如：

（1）漢語語序：他像小孩一樣。

自然手語：他/小孩/像/是

當然，形容詞根復合的形式（多少、高矮）在這里也適用。或是為了達到表示在某一特征上的異同關系的目的，而在形容詞根加后綴的形式。例如：

（1）漢語語序：這兩只蘋果大小一樣。

自然手語：蘋果/這/兩/大小/一樣/是

（2）漢語語序：他們倆個子高矮一樣。

自然手語：他們/二/身體/高/一樣/是

1.4比人、比物和比事

某些時候，同一定義的手勢標記，會同時在自然手語中兩人相比或和兩物相比中使用。例如杭州手語方言中，比人句用“大于”之意的手勢表示“超過”。語法空間位置是以手語者以視角為標準詮釋的，這些位置，朝哪個方向進行比較，都是從手語者的角度判斷是超過哪個。例如：

（1）漢語語序：他比我快

自然手語：他/我/大于/快

漢語語序：這只黃瓜比那只黃瓜長

自然手語：黃瓜/這/那/大于/長

比事句跟比人不同。比事句涉及動詞時，需要加上手勢“好”往上的動作即比這個更好的意思強調句子中心。例如：

漢語語序：與其殺死母牛，不如留著擠奶。

自然手語：母牛/殺/不/留著/擠奶/比/好

漢語語序：你去不如我去。

自然手語：你去/不/我去/比/好

2.比較句的歸納分析

隨著手語的發展，聾人溝通的自然手語越來越豐富，手語比較句也起了一些變化。從今天看，不僅今天跟以前有所不同，就是今天自然手語里面也有不同的漢語語序規則的分歧。就比較句的異同而言，我們也可以談談自然手語言中二物相比的句子，可以“A比B好”為例。通過對大量的語料進行統計分析，我們對自然手語比較句的基本格式與類型進行了初步歸納。主要從四個方面加以分析。

2.1語序分析

讓我們一起分析（A比B好）這個二物相比的例句，仔細觀察，不難發現這一句子中包含四個成分：名詞A（描寫對象）、名詞B（比較對象）、比較標記和形容詞。

以上四項可用代號表示如下：名詞A=X名詞B=W，比較標記=than，形容詞=Y。自然手語比較句的語序可以是：（1）“W+X+than+Y”，（2）“X+than+W+Y”，例如：

（1）家雞肉/土雞肉/比/香

（2）土雞肉/比/家雞肉/香/是

以上兩句，語序不同，意思一樣，都表示“土雞肉比家雞肉好吃”。由此可以看出自然手語比較句語序的一些基本特征：形容詞Y（謂語）的位置是固定的，總位于句子結尾處；比較標記也是固定不變的，它通常排列在比較標準之后；而句子中唯一可以一互換位置而不改變句義的，則是描寫對象和比較對象，描寫對象必須置于比較標比（than）的前面。由此得出，以上格式改寫成下面的形式或許更加會清晰明了：

（1）X+（W+than）+Y或X+Wthan+Y

（2）（X+than）+W+Y或Xthan+W+Y

綜合上述，無論自然手語、漢語手勢還是各種的語言交流，在就基本語序而言，它們都是一致的。若將句式加以擴展，語序安排相應就會更加復雜。以形容詞前再加一個名詞為例，就可以把事物的屬性說得更詳細。如“A比B好”可以擴展開為“A比B身材好”，“A比B學習好”，“A比B技巧高明，心更細”，等等。由此看出，這里句子的排列排序有多種，且全句整合了三個名詞性成分。以“他比我學習好”為例，至少有四種說法存在于自然手語中：

我/他/比/學習/好他/比/我/學習/好

我/學習/他/比/好學習/他/比/我/好

如果全句名詞項更多，語序排法自然就更復雜。例如“北京牛肉比南京牛肉價錢高”涉及“北京”、“南京”、“牛肉”、“價錢”四個名詞成分。在自然手語的表達中，下面幾種說法的意思是相同的：

（1）南京/牛肉/北京/比/價錢/貴

（2）牛肉/北京/比/南京/價錢/貴

手語比較句句式的這些表層差異是由自然手語的語序特點決定的，也與聾人在視覺上的認知方式有關。所謂“視覺語言學”這個名稱是游順釗在1983年提出的。經過多年的研究與分析，證明了手語具有人類語言所應具備的所有成分。唯一不同之處是：手語這樣的語言系統是以視覺―動作的管道而不是聽覺―發聲的管道作為溝通方法[2]。

2.2形容詞Y分析

形容詞在比較句中的用法有幾種不同情況。在漢語里，形容詞可以單獨作謂語或賓語。例如前面舉過的例子：小明比小紅身高，牛奶比羊奶香。在自然手語中，形容詞根一般置于句末，很少出現單獨作謂語的情況，后頭要加點手勢動作的頻率和力度表示語氣和程度。手語句子結構是主題在前，說明在后。自然手語里有一種表面上看來是以形容詞比較級形式結尾的句子。例如：

這所房子比那所房子高自然手語：房子/這/比/這/高X2

這朵花比那朵花漂亮自然手語：花/這/比/這/漂亮（加力度）

實際上這里有一個帶有指向性的手勢為輔助動詞跟前面的形容詞根縮合在一起了，在否定句和疑問句里有這個指向性的手勢，直接指點，以人或地點代詞，如：

這個是不是比那個高？自然手語：這/比/這/高/有/沒/有

這個沒有那個高自然手語：這/比/這/高/沒有

2.3疑問分析

在不同的方言里，比較句的問法各有不同，是非問句、選擇問句和特指問句因地而異、格式不同。在自然手語中，一般疑問句從來不加以問號：嗎？呢？呀？等，而臉部呈現疑問的表情：睜大眼睛和揚眉毛表示疑問。手語表示對事物的選擇時，先要明確在幾種事物中選擇。然后伸出左手手指，幾種事物就伸出幾個手指，并指明哪個手指代表哪個事物。最后用另一手在幾個手指中，比較提問時，就指明是哪一個或哪幾個手指代表的事物。同時面部配以疑問的表情[3]。

這個比那個高嗎？自然手語：那個/這個/比/高/哪個？

這本書比那本書厚嗎？自然手語：書/這/那/厚/大于/是？

男孩和女孩哪個大？自然手語：男孩/和/女孩/兩/年齡/大/哪個？

2.4否定分析

比較句的肯定式加上否定詞即“是”要加點頭的動作或“不”搖頭的動作，是以搖頭皺眉的面部表情就構成否定式。但這個否定詞加在哪里，自然手語的語序就不一樣。在聾人手語里，否定詞“是/不”也可以直接放于形容詞后面或句末的。例如：

這個比那個不高。自然手語：那個/這個/比/高/不

汽車沒有火車快。自然手語：汽車/火車/比/快/不

他體力不像我這么強自然手語：他/體力/我/強/相似/沒有

否定比較句在形容詞后面是手語與漢語語法的一大區別。手語中的否定詞在句末，是對前面所述事情的否定，這樣的句法結構聾人容易理解。

3.結語

在自然手語中，比較句的類型多種多樣，難以一言以蔽之。以上的一些初步分析只針對其一特征和雙項比較句，而未能對幾種比較句的句法特征、語序結構、具體句式的使用語境等進行全面了解，深入探討。目前，中國手語研究仍處在初級階段，手語研究資料比較缺乏。世聾聯主席馬克?約肯尼先生簡述了聯合國《維護和促進殘疾人權利和尊嚴的全面綜合國際公約》，在此公約草案中，更確立了手語為正式語言，確認其存在的地位和價值。1998年10月，世界聾人聯合會（WFD）主席莉莎?考比寧博士（Liisa Kauppinee）率團訪問中國，曾提出：中國需要手語研究[4]。挪威心理學家特亞。貝斯列提出一個饒有發人深省的問題：如果我們接納一個人，也就已經接納了這個人的語言；如果我們排斥一個人的語言，也就排斥了這個人。因為語言是我們社會存在的重要組成部分[5]。足以證明手語研究的重要性，任重道遠。這是值得關注的自然手語的語法問題。中國一些手語研究專家，雖然在自然手語領域嘗試過諸多探索，也有過“柳而花明又一村”般的收獲，但終究對手語語法系統深入研究不足、手語句法特點很多，很難總結。未來，我們在懸而未決的問題永不止步、讓更多的手語語言學及聾教育專家共同努力發展中國手語研究事業，促進聾人文化及手語教育共同繁榮。

參考文獻：

[1]呂會華，高立群.中國手語的從句關系.當代語言學，2001，VOL13（2）：116-123.

[2]游順釗.視覺語言學論集.語文出版社，1994.

[3]沈玉林，邵寶興.中國手語實用會話.鄭州大學出版社，2009.

[4]戴目.中國手語概論.上海：上海教育出版社，2007.

第3篇

作者簡介：何霞，廣州番禺職業技術學院工商管理系副教授。（廣州/511483）

*本文系廣東省教育科學“十二五”規劃2011年度研究項目“廣東省高職院校教師流失現狀調查與激勵體系構建研究”（項目批準號2011TJK168）、廣州番禺職業技術學院重點項目“高職院校教師流失現狀分析及激勵體系構建研究”（項目批準號C-G-3）及暨南大學教學改革研究項目“基于創新人才培養的創業教育生態系統本土化構建探究”的階段性成果。 摘要：高職院校教師知識結構的生存特征研究為保障教師隊伍建設的持續穩定發展提供了新視角。借助廣東省某高職院校2007～2012年人事檔案數據及生存分析方法，對高職教師的離職率和留任時間進行了實證研究。結果顯示，高職教師留任時間普遍較短，留任時間的均值和中值分別只有3.05年和2年，且存在明顯的負時間依存性；Kaplan-Meier估計顯示，知識結構對高職院校教師的留任時間具有顯著影響。文章進一步采用Cox比例風險模型，在控制了性別、年齡、崗位選擇等因素后發現，知識結構對高職教師留任時間的影響依然顯著，分析結果具有穩健性。

關鍵詞：高職教師流失；知識結構；生存分析；Cox比例風險模型 一、研究問題

擁有一支素質高且穩定的教師隊伍對高職院校的生存與發展而言，具有舉足輕重的作用。然而，高職院校目前普遍存在教師離職率高、留任時間短等問題，讓我們不得不反思究竟是何種原因導致了教師的嚴重流失。國內外眾多學者從經濟待遇、管理體制、考核標準、職業發展等諸多方面對這一問題展開透徹分析，并在激勵措施的制定和實施上進行了一系列有益探索。[1]然而，高職院校教師的生存特征往往表現出持續期短、不穩定且具有負時間依存性（negative duration dependence，即隨著留任時間的增長，教師的離職風險下降）的特點，單純依靠靜態的激勵研究并不一定能解決現實問題。因此，在設計和制定教師激勵措施的同時，應結合高職教師留任時間的生存特征差異，細致分析教師從在職轉向離職的動態變化過程。

本文嘗試采用生存分析方法[2]，深入探討知識結構對高職教師生存過程的影響，為降低高職教師離職率、延長教師留任時間提供實證依據。對高職教師這一特殊群體而言，知識結構的重要性不言而喻。知識結構既是促進教師專業化發展、提高教育教學質量的重要條件，也是高職教師區別于其他社會群體的關鍵特征。依據經典人力資本理論，擁有豐富經驗、較高學歷和能力的教師更期望得到與之相對應的崗位和薪酬。[3]教師的知識水平越高，職業遷移的意愿和能力就越強，而受教育程度和職稱則是體現高職院校教師知識結構的主要特征①。因此，本文以受教育程度和職稱作為高職院校教師知識結構的“變量”，將難以衡量的“知識結構”轉化為兩個易測變量，以便更準確地預測教師留任時間及制定教師激勵制度。

具體而言，本文的研究工作將基于統計學的生存分析方法，從以下兩個方面展開：第一，基于知識結構，對高職教師離職率和留任時間的分布特征加以描述；第二，應用生存分析的Cox比例風險模型，估計各研究因素對高職教師留任時間的影響。

二、研究方法和數據處理

（一）研究方法

以往對教師流失問題的研究要么采用最小二乘法擬合回歸模型來預測事件發展變化的因果關系，要么采用Logistic回歸來預測結局事件是否發生。這些傳統方法都是基于截面數據的靜態分析，無法反映教師離職或留任狀況隨時間而改變的規律，也不能對觀測期內不同時間截面上的變量取值變化給予正確的描述和解釋，從而造成信息的損失，甚至引起系統估計的偏差。生存分析方法通過為預測變量設置相應的示性函數，對分布復雜的時間數據進行生存函數估計，不僅解決了傳統方法的限制，揭示出傳統方法無法得到的生存特征，而且也精確地反映了預測事件發展變化的動態過程。

本文將采用生存分析的壽命表法（Life Tables）計算不同知識結構的高職教師在各時點上生存函數的估計值（留任率），從時間維度上反映高職教師總體的生存狀況；采用Kaplan-Meier法比較不同知識結構教師的留任時間差別；采用Cox Regression模型分析在控制其他因素的情況下知識結構對高職教師生存狀況的影響。

·高職教育· 基于知識結構的高職院校教師生存特征比較 （二）數據處理

定義高職院校教師留任時間為教師從進入該校到辭職離開（中間沒有間隔）所經歷的時間。為方便后續的數據分析和處理，本研究以“年”為單位，對高職教師的留任時間進行記錄。教師離職稱之為“失敗事件”（failure event）。關于數據處理有兩點需要說明：（1）數據刪失（censor）問題。數據刪失是生存分析中非常普遍但須加以控制的現象。主要有兩種類型： 左刪失（left censoring）和右刪失（right censoring）。前者是指事件在觀測之前即已發生并持續至觀測期內的樣本，后者是指到觀測期末仍未終止的樣本。右刪失問題對于研究分析沒有影響，生存分析方法能夠有效進行處理，但對于左刪失問題目前仍缺乏有效的解決手段，大多數研究采取舍棄左刪失觀測值的做法。本研究的樣本為2007～2012年高職院校離（在）職教師，進入觀測期內的樣本都記錄了明確的起始時間（即入校時間），因此可以恰當地處理左刪失問題，避免了教師的留任時間被低估。（2）多個持續時間段 （multiple spells）問題。這是指高職教師如果在學校持續工作一段時間，離開學校后（至少一年），有可能再次返回該校工作，因此同一名教師可能存在多個留任時間。我們采取的處理方法是將同一名教師的多個留任時間視為相互獨立的留任時間段。

本文的樣本數據來源于廣東省某高職院校的人事檔案，主要分為兩部分：一是該校離職教師數據，共221例，留任時間為教師入校時間與離職時間的差值；二是該校在職教師數據，共373例，留任時間為教師入校時間與研究截止時間的差值。由此，我們得到了594個觀測樣本。接著，我們對高職教師的留任時間進行統計，為每一個時間段定義了結局變量（out variable），并對多個持續時間段進行了標記，最終的統計分析結果如表1所示。

（一）高職教師留任時間的總體情況

表2是描述性統計分析結果。第1行針對全部樣本，給出了高職教師留任時間的均值和中值，分別是3.05年和2.00年；第2行將分析樣本局限于離職教師，此時的均值和中值都有所下降，分別降至2.03年和1.00年；第3行選擇了在職教師樣本，相對于離職樣本和全樣本而言，留任時間均有所提升，均值和中值分別上升至3.65年和3.00年。整體而言，離職教師的留任時間普遍較短，并拉低了全體教師留任時間的均值和中值。

（二）高職院校不同知識結構教師的留任情況

表3的上半部分反映了高職院校不同教育背景教師的留任情況。這里，我們將高職教師留任率定義為高職院校在職教師人數與總人數之比。總體而言，高職教師留任率普遍偏低，平均留任率為6279%，其中最低為高中及以下學歷教師，為3929%；最高為大專學歷教師，為6892%。數據結果與高職院校近年來教師隊伍建設的總體發展情況基本一致。

表3的下半部分反映了高職院校不同職稱教師的留任情況。從表3可知，在發生離職行為的221名教師中，無職稱教師43人、初級職稱教師88人、中級職稱教師70人、副高及以上職稱教師20人。平均而言，高職教師中留任率最低的是副高及以上職稱教師，為35.48%；最高的是無職稱教師，為67.18%。原因可能在于，職稱較高的教師更容易在勞動力市場找到工作，如果其對學校工作滿意度較低，就很容易發生辭職行為，從而導致雙方聘用關系中斷；無職稱人員大多為剛入校不久的新教師，他們可能會由于沒有職稱，在勞動力市場上的議價能力較弱而處于被動地位，因此暫不考慮離職。

四、生存分析結果

（一）高職院校不同教育背景教師的生存特征比較

1.高職院校不同教育背景教師留任率的分布情況

從上述對樣本數據的統計描述中，我們得到了調查截止時點高職院校不同教育背景教師的留任率，但這一分析結果無法反映高職教師留任率的動態變化特征。因此，我們采用生存分析的壽命表法對不同時點高職教師的生存比例進行估計，從而動態地描述高職院校不同教育背景教師留任率的變化情況。

利用壽命表法，我們對樣本數據中四種學歷的高職教師的留任率進行了估計，其中高中及以下學歷的觀測個體有28人，大專學歷的有74人，本科學歷的有286人，研究生學歷的有206人。表4反映了高職院校不同教育背景教師留任率的分布情況。例如，具有研究生學歷的高職教師來校當年有78%的人留任；來校1年后，有68%的人留任……。從表4可知，除高中及以下學歷教師外，對于相同時點（如來校后的某年），留任率隨高職教師受教育程度的提高而降低，留任率從高到低依次為大專、本科、研究生。留任率最低的是高中及以下學歷的教師，這可能是因為高校歷來比較重視求職者的學歷，高中及以下學歷教師在高職院校的生存環境較差，故留任率較低。2.Kaplan-Meier估計

采用生存概率的非參數估計方法——乘積極限法（Product limit method）對高職院校不同教育背景教師的留任時間進行了比較。表5是利用樣本數據獲得的高職院校不同教育背景教師留任時間的均值和中位數估計。由表5可知，高中及以下學歷教師留任時間的均值為5.225年，大專學歷教師為9.799年，本科學歷教師為7.054年，研究生學歷教師為4.082年。隨著教育程度的提高，高職教師的留任時間大幅度縮短。同時，我們還利用Log Rank、Breslow、Tarone-Ware方法分別對高職院校不同教育背景教師的留任時間進行整體比較，查看他們的留任時間是否存在顯著差異。分析結果顯示，3種檢驗統計量的P值均小于0.05（Sig.=0.000），證明高職院校不同教育背景教師在留任時間上存在顯著差異。

圖1高職院校不同教育背景教師留任時間的生存特征曲線

圖1是高職院校不同教育背景教師留任時間（年）的生存曲線。圖中顯示，除高中及以下學歷教師外，其他學歷教師生存曲線所在的位置與其受教育水平呈反方向變化，即受教育程度越高，生存曲線所處的位置越低（即教師的生存狀況越差）。留任時間由長至短依次為大專、本科、研究生、高中及以下學歷。Kaplan-Meier的分析結果同樣支持該結論，教育程度較高的教師在勞動力市場更容易獲得工作，具體表現為留任時間相對縮短。從圖1中還可以看出，不同學歷教師留任人數下降速度最快的時點以及生存函數曲線的趨穩時間都存在顯著差異，學歷較高教師的流失主要發生在來校后的1～3年，學歷較低教師的流失主要發生在來校后的5～6年；平穩時間由早到晚分別是研究生、高中及以下學歷、大專、本科。結合生存表可知，研究生學歷教師的留任率趨穩時間大約在5年左右、高中及以下學歷教師在6年左右、大專學歷教師在8年左右、本科學歷教師在9年左右。

（二）高職院校不同職稱教師的生存特征比較

1.高職院校不同職稱教師留任率的分布情況

利用壽命表法，我們對樣本數據中四種職稱教師的留任率進行了估計，其中無職稱教師有131人，初級職稱教師有240人，中級職稱教師有192人，副高及以上職稱教師有31人。表6顯示了高職院校不同職稱教師留任率的分布情況。

從表6中的數據來看，高職教師留任時間隨著職稱的升高而降低，分別為15年、11年、11年、9年。第0～6年中，對于相同時點（如來校后的某年），留任率從高到低依次為中級、初級、無職稱、副高及以上職稱；第6～14年中，對于相同時點，留任率從高到低依次為中級、無職稱、初級、副高及以上職稱。以上數據分析結果顯示，中級職稱教師在全時段留任率最高，副高及以上職稱教師在全時段留任率最低；初級職稱教師在前5年留任率較高，但超過5年之后，教師流失較大；無職稱教師則與初級職稱教師相反，超過5年之后，教師留任情況反而趨于穩定。

2.Kaplan-Meier估計

我們同時也對高職院校不同職稱教師的留任時間進行了比較。表7是利用樣本數據獲得的高職院校不同職稱教師留任時間的均值和中位數估計。

根據表7可知，無職稱教師留任時間的均值為8.584年，初級職稱教師為6.485年，中級職稱教師為7.294年，副高及以上職稱教師為4.367年。從中位生存時間的估計來看，中級職稱教師的中位生存時間大大超過其他組別，為11年；無職稱教師和整體估計一致，為8年；初級職稱教師的中位生存時間為7年；副高及以上職稱教師的中位生存時間最短，為3年。表7中的整體比較結果也證明，高職院校不同職稱教師在留任時間上差異顯著（3種檢驗統計量的P值均小于0.05）。

圖2高職院校不同職稱教師留任時間的生存特征曲線

圖2是高職院校不同職稱教師留任時間（年）的生存曲線。圖中顯示，中級職稱教師生存曲線所在的位置最高。這說明從一開始，中級職稱教師的生存狀況就明顯好于其他組別，全程也都比其他職稱教師更好。副高及以上職稱教師的流失速度最快，流失主要發生在來校后的第3年，且基本在9年內流失殆盡。無職稱和初級職稱教師由于后期存在失訪數據，所以兩個曲線都有高于40%的累計生存率，且在第6年兩條曲線發生了交叉。在第0～6年，留任時間從長到短依次為中級、初級、無職稱、副高及以上；在第6～14年，留任時間由長至短依次為中級、無職稱、初級、副高及以上。因此，Kaplan-Meier的分析結果也支持了上述壽命表的分析結果。從圖2中還可以看出，高職院校不同職稱教師的生存狀況（留任時間）在全時間段內存在顯著差異，各組別的生存曲線沒有重疊。結合生存表，我們得出各組別生存函數曲線的平穩時間：無職稱教師8年左右、初級職稱教師9年左右、中級職稱教師8年左右、副高及以上職稱教師8年左右。這說明不同職稱教師留任率趨穩時間差別不大，在職8、9年左右各類職稱教師的留任率都趨于穩定。

（三）Cox Regression過程

實際研究中，我們更感興趣的是，在控制其他因素的影響后知識結構是否還能顯著影響高職教師留任的持續時間。這需要借助統計學領域中的Cox Regression過程進行多變量生存分析建模，基本結構如下：

h（t，X）=h0（t）e β1X1+β2X2+…βkXk

其中，h（t，X）代表在k個因素同時影響生存過程的情況下，時間t處的風險函數（Hazard Function）；h0（t）代表沒有任何自變量影響下的生存狀況；X代表一組影響生存過程的因素。

對上式取對數，移項得：

Log[Rh（t）]=Log[h（t，X）/h0（t）]=β1X1+β2X2+…+βkXk

在這里，回歸系數β的實際含義是，當變量X改變一個單位時，引起教師離職風險改變倍數的自然對數值。Cox Regression過程使用最大似然法來估計β值，并標記為B。其雖不能給出各時點的風險率，但由于Cox回歸模型對生存時間分布無要求，并可估計出各研究因素對風險率的影響，因而應用范圍更廣。對于生存時間不連續的情形，Cox回歸模型也可以通過Logistic變換將函數表達式推廣到離散情形。因此，本文嘗試利用Cox回歸模型，在控制包括性別、年齡和崗位選擇（含教師、教輔和管理人員）等變量的情況下，探討高職教師的知識結構是否影響其留任時間。Cox回歸結果見表8。

2 倍對數似然值 整體（得分）無效模型 Cox回歸模型 x2 df Sig.2584.096 2512.794***（2548.463***） 67.533（35.633） 10（7） 0.000注：a.對照組是女性；b.對照組是高中及以下學歷教師；c.對照組是無職稱教師；d.對照組是教輔人員；e.***、**和*分別表示參數的估計值在1%、5%和10%的統計水平上顯著；f.括號中為僅包含性別、年齡、崗位選擇等傳統變量的Cox回歸結果。

表8顯示，在納入所有自變量后，Cox回歸模型的“-2倍對數似然值”為2512.794，x2值為67.533，自由度為10，P=0.000

高職院校不同職稱教師的生存系數估計以無職稱教師為對照組。整體而言，隨著職稱的上升，離職風險先下降再上升，呈∪型分布。離職風險從高到低依次為：副高及以上職稱、無職稱、初級職稱、中級職稱，其中副高及以上職稱教師的離職風險是對照組（無職稱教師）的2.796倍，初級職稱教師的離職風險是對照組的0.845倍，中級職稱教師的離職風險是對照組的0.650倍。當然，U型風險曲線的結論還要在后續研究中利用精確的類間兩兩比較加以驗證。

五、結論與建議

本文從高職院校人事檔案中找出2007～2012年間教師離職情況的真實數據，在控制性別、年齡、崗位選擇等傳統變量的前提下，以受教育程度和職稱作為教師知識結構的替代變量，對教師留任時間和留任率進行生存分析。結果表明：其一，知識結構的確是影響高職教師離職的主要因素。我們在引入性別、年齡、崗位選擇等傳統變量的基礎上，依次加入學歷和職稱這兩個反映知識結構的變量，模型的整體擬合優度提高了47%。換而言之，包含知識結構變量的生存分析模型的擬合優度（x2值為67.533）要遠好于僅包含傳統變量的模型（x2值為35.633）。其二，不同知識結構特征的高職教師之間無論是平均留任時間、在某一時點的留任率、留任人數下降速度還是留任率趨向穩定的時間都存在差別。高學歷、高職稱教師對工作單位的依存度明顯較弱，研究生學歷、副高及以上職稱教師的離職時間主要集中在來校后第3年（見圖1、圖2）。高職院校中，大專學歷、中級職稱教師的生存狀況最好，高中及以下學歷、副高及以上職稱教師的生存狀況最差、流失率最高。其三，具有年齡和性別優勢的高職教師離職風險更大。年齡是高職院校教師生存狀態的保護因素。高職教師在整個生存時間內，年齡每增加一歲，發生離職的風險會降低2.2%（Exp=0.978）。目前，高職院校在職教師的年齡普遍偏小（本樣本均值為32.995歲），因此存在一定程度的人員流失風險。性別也是導致高職院校教師離職的重要因素，男性教師離職的可能性更高。在樣本數據整個生存時間內，男教師的離職風險是女教師的2.027倍，女教師的留任時間更長。其四，從崗位選擇來看，專任教師的離職風險最大，是教輔人員的2.371倍。而行政與教輔人員由于工作任務和性質較為接近，因此離職風險差別不大（Sig.=0.079>0.05）。

在政策操作層面，本文的實證結果表明，作為教師離職的根本內因，知識結構會放大高職教師對自身市場價值的成本收益比較，因此通過分析高職教師知識結構的生存特征可以預測教師離職事件發生的時間，從而揭示教師任職的初始狀況和目標狀況之間復雜的變化過程。例如，根據留任人數下降速度的時間特點，我們認為解決高職稱、高學歷教師群體流失問題應主要集中在其來校后的前3年。實踐中，我們通常以3年為界對新教師進行入職管理，但缺乏實證支撐。本研究利用生存分析方法證實，入職3年是高職稱、高學歷教師產生離職意愿的敏感時期。因此，人事管理中，可將3年作為具有實踐意義的界值加以合理應用；在這段時期，采取差異化培訓、多元激勵等措施會收到意想不到的效果。同時，數據分析結果也顯示，在知識結構的變量中，職稱對高職教師留任的影響更大，教師在職稱評定前后的職業穩定性會有顯著差異，這提示我們在制定激勵政策時應對這類教師群體給予特別關注。樣本數據中，本科學歷、中級職稱教師在來校10年后發生重大流失，這也從一個側面反映出他們的忠誠度實際上是最高的，但現有的激勵機制忽視了他們對職業發展的需求。此外，生存分析結論也解釋了傳統政策的困境——性別、年齡和崗位的不同會在一定程度上影響高職教師的離職選擇，因此在制定教師激勵政策時可針對高職教師的這些特點進行設計與調整。

注釋：

① 用受教育程度和專業背景等特征變量知識結構是國內外學者在研究知識結構問題時常用的方法[4][5]，本文用受教育程度和職稱來高職教師的知識結構亦是此類方法在教育學研究領域的一種嘗試。

參考文獻：

[1]何霞，袁祖望.高職教師“職業高原”現象個體成因類型調查[J].高教探索，2009（6）：119-122.

[2]陳家鼎.生存分析與可靠性[M].北京：北京大學出版社，2005.

[3]Gomez-Mejia， L.R.， Balkin， pensation， organizational strategy and firm performance [M].Cincinnati， OH：South-Western， 1992.