教育研究集刊
第六十輯第四 期 2014年12月 頁33-61
臺灣中小學教師職業流動表分析
黃毅志 摘要
中小學教師職業流動愈是封閉，愈有助於階級意識發展。本研究分析臺灣中 小學教師流動的封閉性與可能的階級意識發展，以對數線性與對數相乘分析，結 果顯示，從父職到初職、初職到現職與父職到現職的流動過程，都只用一個主要 代表職業間社經地位差距愈大，相對流動機會愈小的齊一關聯參數，以及流動表 對角線上六個代表不流動封閉性的參數，就使流動表適合資料。以下說明各參數 所顯示的中小學教師流動封閉性：一、從初職到現職流動的封閉性，以中小學教 師最高。二、從父職到初職、父職到現職的流動封閉性，中小學教師排名第二。
而在以上三個流動過程中，各職業與中小學教師社經地位差距愈大，相對流動機 會都愈小。
關鍵詞：中小學教師、職業流動、階級意識
黃毅志，國立臺東大學教育學系教授 電子郵件：[email protected]
投稿日期：2014年05月30日；修改日期：2014年09月02日；採用日期：2014年10月13日
The Occupational Mobility Analysis for Elementary and Junior High School
Teachers in Taiwan
Yih-Jyh Hwang A b s t r a c t
The more closed occupational mobility the elementary and junior high school teachers in Taiwan are, more helpful to develop class consciousness it is. This study explores the closed pattern of teachers’ mobility and the possible development of class consciousness. According to loglinear and multiplicative analysis, in the mobility process from father’s occupation to the first occupation, and then to the current occupation, and from father’s occupation to the current occupation, the uniform association parameter mainly presenting the larger the gap of socioeconomic status between occupations is, the smaller the opportunity of relative mobility is, and the six parameters on the diagonal mobility tables presenting the immobile closed pattern, make the mobility tables fitted the data. The findings indicate that the teachers’ closed mobility in the process from the first occupation to the current occupation is the highest. The teachers’ closed motilities in the process from father’s occupation to the first occupation and to the current occupation are the second high. Finally, above three
Yih-Jyh Hwang, Professor, Department of Education, National Taitung University Email: [email protected]
Manuscript received: May 30, 2014; Modified: Sep. 02, 2014; Accepted: Oct. 13, 2014.
Bulletin of Educational Research
December, 2014, Vol. 60 No. 4 pp. 33-61
mobility tables, the larger the gap of socioeconomic status between teachers and other occupations is, the smaller the opportunity of relative mobility is.
Keywords: elementary and junior high school teachers, occupational mobility, class consciousness
黃毅志（2011）所做的全國代表性大樣本研究顯示，臺灣的中小學教師大多 就職於公立學校，不僅職業地位高，收入也高，又有寒暑假，再加上大多屬於公 家部門，工作穩定，福利優厚，工作滿意度非常高。而在近年中小學教師甄試日 趨困難之際，大學畢業生進公家部門當中小學教師，是他們要成為高層白領人員 的專業人員的最大出路。
然而，近年一連串的教育改革，造成整體教師處於不利的工作狀況，因而 乃有2002年教師節10萬教師的走上街頭（蘇船利，2011）。不過，後續教師階 級意識之發展仍有待進一步的觀察。中小學教師的職業流動是否具有封閉性，
大大關係到教師階級意識發展，愈是封閉，愈有助於階級意識發展（Blau, 1977;
Giddens, 1973; Goldthorpe, Llewellyn, & Payne, 1980; Parkin, 1979）。故從中小學 教師職業流動表分析所顯示的流動封閉性，以探討今後教師階級意識發展，也就 成為重要的新研究取向。
而過去國內探討中小學教師職業流動表的研究（林益慶，2000；郭丁熒，
1997），主要的研究方法是百分比交叉分析，尚未看到有學者做過精緻的對數線 性與對數相乘分析，研究方法尚有發展的空間，有鑑於此，本研究運用2005年臺 灣社會變遷調查附加題—東亞社會階層與社會流動組的全國代表性大樣本資料
（N = 5,379，含110位中小學教師）做分析，所做的中小學教師職業流動表採用 百分比交叉表、對數線性與對數相乘模型；這筆資料是目前所能取得適合分析中 小學教師職業流動的資料中，樣本最大、也較新的資料，而且在資料中，本研究 所需的變項完整，並有足夠的樣本做中小學教師職業流動表分析。
壹、文獻探討
由於本研究尚未看到探討中小學教師職業流動與階級意識關聯之研究，因此 檢討其他社會流動，包括階級、職業、工作部門流動與階級意識關聯的文獻，以 做為本研究之參考。
一、社會流動與階級意識的關聯
依據Marx的觀點，工人要起來抗爭、革命，就必須先發展出階級意識，此 即從只占有客觀階級位置而沒有階級意識的自在階級，發展成具有主觀階級意識 的自為階級，這就是階級形成（王振寰，1989；Elster, 1986）。至於從自在階級 發展成自為階級的條件，Marx早就指出階級不流動是很重要的條件（Goldthorpe et al., 1980），隨後也有許多大師們與Marx抱持著一樣觀點（Dahrendorf, 1959;
Giddens, 1973; Lenski, 1966; Parkin, 1979）。Giddens（1973）指出，代間階級不 流動促成代間共同生活經驗的傳承，而子代進入勞動市場後，一直從事工作條件 類似之職業的工作生涯，也強化經驗同質性。許多人有類似的經驗，就會促成了 自為階級之形成。Parkin（1979）則指出，流動模式（pattern）關聯到階級行動 與階級衝突，流動模式是否具有開放性關聯到階級意識的發展，而下層階級（如 工人）若能排除困難，經常可有流入上層階級的機會（如變成資本家或專業人 員），如此將會降低工人的階級行動與階級衝突，而流動模式取決於上、下層階 級間集體動員的抗爭結果（Goldthorpe et al., 1980; Parkin, 1979）。而工會或專業 組織為其成員爭取權益，往往設定資格，排除資格不合者進入組織，限制團體間 交換，以獨占資源，這有助於形成內團體（Parkin, 1979）。Parkin的理論說明流 動與網絡封閉性都有助於階級形成。
在Giddens和Parkin的架構引導下，Goldthorpe等人（1980）的研究是對於從 社會流動（或不流動），到建立親密網絡，進而促成階級形成的整個因果機制進 行分析的里程碑。Goldthorpe等人（1980）把英國的階級分為工人階級、服務階 級與中間階級以進行分析，其所得到的結論是：由於英國很早就發生工業革命，
所以很早就有很多工人，因而現在英國的工人大多是承襲了好幾代的工人，導致 他們的親朋好友亦大多是工人，他們在代內的工作生涯又少有向上流動機會，背 景同質、網絡同質，加上工作生涯少有流動，因此產生強大的工人階級之形成。
相對而言，本人為屬於上層階級的服務階級者，父親分散在許多階級；不過，無 論出身於任何階級者，一旦進了服務階級就能守在那裡，並在那裡廣結人際網 絡，加上工作生涯的穩定性，也就促進服務階級之形成。至於中間階級，則由於 代間及工作生涯流動都很大，因而難以產生階級意識。
二、職業流動表分析的意義
職業流動表分析主要是針對包括對從父親職業（簡稱父職）到本人初職（簡 稱初職），從初職到本人現職（簡稱現職），以及從父職到本人現職等三項流 動的分析。通常分析的方法除了傳統的百分比交叉分析外，還有對數線性與對數 相乘模型分析，其中後者可清楚看出各職業間流動機會所顯示的流動結構與封閉 性（林益慶，2000；Bearman & Deane, 1992; Emily, 2009; Florencia, 2005; Guest, Landale, & Mccann, 1989; Hiroshi, Walter, & John, 1995; Hout, 1983, 1984, 1988;
Kim & David, 2012; Tak & Vikki, 2013）；若發現中小學教師與其他職業間的流動 機會很少，不流動的機會很高，例如：許多人從初職到現職都是中小學教師，初 職為其他職業者又少有機會現職為中小學教師，而具有高度流動的封閉性，則有 助於中小學教師的階級意識之發展（Goldthorpe et al., 1980）。
傳統的職業流動表百分比交叉分析固然有其功用，但其最大的缺點在於表上 的數字太多，有失簡潔，例如：職業分成七類的百分比交叉流動表，共有49個格 子，每格又都有列百分比與行百分比這兩個數字，整個流動表就有98個百分比；
由於數字過於繁多，研究者就很難清楚地看出整體流動的結構與封閉性所在。儘 管社會學用精緻的對數線性與對數相乘模型分析職業流動表早已成熱潮，但本研 究尚未看到社會學家、教育社會學家用此分析中小學教師職業流動表。藉此方法 只要運用少數參數，就能很清楚、簡潔地呈現出具有教育社會學意義的中小學教 師流動結構與封閉性所在（孫清山、黃毅志，1997；Bearman & Deane, 1992; Jan, David, Matthew, Reinhard, & Mary, 2009; Michael, Mark, & Susan, 1998），這可參 見隨後的分析方法。
三、國內社會學研究的社會流動表對數線性與對數相乘分析
國外社會學研究的社會流動表之對數線性與對數相乘分析，從1970年代末期 到1990年代初期做了很多（如Featherman & Hauser, 1978; Goldthorpe et al., 1980;
Hout, 1988; Western & Wright, 1994），且遍及許多重要的議題，加上1990年代中 期以後對數線性與對數相乘分析方法沒有多少新發展，因而國外1990年代中期以 後社會學流動表的研究也就做得很少。而國外用對數線性與對數相乘分析來研究
中小學教師職業流動者，付之闕如。至於過去國內分析中小學教師職業流動表的 研究（林益慶，2000；郭丁熒，1997），主要的研究方法是百分比交叉分析，筆 者尚未看到有研究做過精緻的對數線性與對數相乘分析，故研究方法尚有發展的 空間。而本節對有關社會流動表對數線性與對數相乘分析研究的文獻檢討，也就 聚焦於和本研究關聯較密切的國內1990年代中期以後的社會流動表對數線性與對 數相乘分析之研究，其中亦含括職業、階級與工作部門流動表，可做為本研究用 對數線性與對數相乘分析中小學教師職業流動表之重要參考。
孫清山與黃毅志（1997）用1992年的臺灣社會變遷調查階層組資料做分析，
將職業依社經地位由高而低依序分成專技管理佐理人員、買賣服務工作人員、勞 動工人與農林漁牧人，而用對數線性與對數相乘模型來分析職業流動表。其所分 析的職業流動，包括從父親職業到本人初職、從本人初職到本人現職，以及從父 親職業到本人現職。
這項研究發現顯示，在臺灣流動呈顯出全盤距離效應，各職業間社經地位差 距愈大，流動的相對機會愈小；然此全盤距離效應較無法呈顯的主要是表上對角 線各格高度流動的封閉性，特別是農民之高度封閉性。為此，這項研究也就再各 自利用二或三個參數代表三個流動表上對角線各格流動的封閉性。
至於各職業間流動相對機會所涉及的階級界限之問題，很明顯地，同屬社經 地位較高的專技管理佐理人員與買賣服務人員間流動的相對機會均大於1，在同 職業內不流動之相對機會亦均大於1；同屬社經地位較低的工與農間之流動相對 機會亦均大於1，在同職業內不流動之相對機會亦均大於1；反之，高、低階層間 流動的相對機會均小於1，很明顯地呈現出一個流動的封閉性所在，這通常稱為 階級界限，位於工人與買賣服務人員之間，跨界限的相對機會小於1，界限內的 相對機會大於1。
這項研究的對數線性與對數相乘模型只用到一個參數代表全盤距離效應，以 及用到二或三個參數代表三個流動表上對角線各格的流動封閉性，就能很清楚地 看到各職業間的整體流動結構以及流動的封閉性所在，而且模型也符合資料，可 說是簡潔有力。
上述所有的流動表分析顯示，三項流動的階級界限中，以從本人初職到本人 現職的流動階級界限最難以跨越。而這可歸因於：
（一）臺灣的勞力市場高度重視學歷，工、農為初職者教育程度較低，由於 學歷不足，難以跨越階級界限，而以教育程度普遍較高，較重學歷的專技管理佐 理、買賣服務工作者為現職。
（二）以工、農為本人初職者在工作經驗或訓練上所得到的特殊技能，即特 殊人力資本，不容易轉換成專技管理佐理、買賣服務人員所需要的特殊技能。
黃毅志（2001）同樣運用1992年的臺灣社會變遷調查階層組資料做工作部門 流動表的對數線性分析，一方面參考國外所發展的新結構論之研究架構，另一方 面則考量臺灣勞力市場的特殊性，將勞力市場做區分，將臺灣的勞力市場分成九 類，做為從初工作部門到現工作部門的生流動表分析之工作部門分類依據。流動 表分析顯示，不同勞力市場間的確存在著流動的障礙，這主要存在於公、私部門 之間，而構成勞力市場分隔的主要基礎；此外，基於行業所區分的私人核心與邊 陲經濟部門，老闆階級與受雇者之間也存在著一些流動的障礙，然而，這些障礙 都比公、私部門間的流動障礙要小得多。而私人大公司並不能留住員工，公司規 模並不能構成勞力市場分隔的基礎。
至於公、私部門間不流動的原因，主要可能是在臺灣的公家部門工作，不但 工作穩定，福利優厚，社會地位高，為許多人所嚮往，而且可能普遍存在著內 部勞力市場，具有初級市場的性質，故能相當有效地防止從公到私部門的流動；
而且私部門工作者要進入公部門，往往又需要相當的教育程度，且需通過考試資 格，這都妨礙公、私部門間的相互流動。
這項研究的對數線性模型在分析換過工作者的工作部門流動表時，只用到一 個跨階級流動參數，以及三個參數分別代表同經濟部門不流動，公家部門不流 動，以及私人部門不流動的現象，模型也符合資料。
許嘉猷與黃毅志（2002）則採用新馬克思主義者Wright的多元剝削理論之階 級分類來探討臺灣的階級流動，並與一些西方社會做比較。他們先對臺灣的基本 階級位置加以分類，依是否有產權、是否有權威與是否有專業等三個面向，將受 訪民眾分成資產階級、小資產階級、專業經理、非專業經理、專業人員與勞工階 級六類階級，並進一步以跨界限的對數線性模式，進行6×6之從親代階級到子代 初階、從子代初階到子代現階與親代階級到子代現階流動表分析，藉以探討階級 流動的封閉性所在。
在實證層次上，這項研究運用「階級結構與階級意識比較研究」計畫於1992 年蒐集的全國性樣本調查資料，進行流動表之分析。研究發現顯示：
（一）就親代階級到子代初階的代間流動過程而言，在三個面向的流動中，
專業與非專業者間的流動封閉性最高，有產權與沒產權者間的流動封閉性居中，
有權威與沒權威者間的流動封閉性最低。
（二）親代階級到子代現階的代間流動中，仍以專業與非專業者間的流動封 閉性最高，有產權與沒產權間之流動封閉性最低，而有權威與沒權威者間之流動 機會居次。
（三）子代初階到子代現階的代內流動中，專業與非專業者間的流動封閉性 特別高，有產權與沒產權間之流動封閉性機會居次，有權威與沒權威者間之流動 封閉性最低。
不論是親代階級到子代初階、親代階級到子代現階與子代初階到子代現階流 動中，這項研究的對數線性模型對每個流動過程都只用到一個參數代表各階級者 不流動機會相等的現象，以及用到三個參數分別代表專業與非專業者間、有產權 與沒產權者間與有權威與沒權威者間的流動機會，模型也符合資料。
以上社會學流動表研究都能根據理論設定參數，而參數估計結果都得到許多 有意義的發現，只可惜這些研究都沒能對中小學教師做流動表分析，本研究則參 考這些研究對中小學教師流動表做分析。
貳、研究方法
一、資料來源
進行中小學教師職業流動表分析的必要條件是要有足夠的大樣本，特別是要 包含足夠的中小學教師樣本；如果樣本不夠大，流動表上會出現許多沒有樣本 的空格子，特別是人數不多的中小學教師會產生許多空格子，而不利於職業流動 表分析。本研究運用臺灣社會變遷調查全國代表性樣本資料進行分析，近年的社 會變遷調查資料中以2005年社會變遷調查附加題—東亞社會階層與社會流動組 資料的樣本最大（N = 5,379，含110位中小學教師），並且是少數社會變遷調查
中，同時調查了父親職業、本人初職與本人現職者，因而本研究乃採用這份資料 做分析。
二、變項測量（職業）
本研究在做職業流動表時，不論是做百分比交叉分析或對數線性與對數相乘 分析，都依據臺灣社會變遷調查的職業分類（黃毅志，1998），將父親職業（簡 稱父職）、本人初職（簡稱初職職）、本人現職（簡稱現職）分成六類，即中小 學教師、上層白領（含主管人員、專業人員）、基層白領（含半專業人員、事務 工作人員）、買賣服務工作人員、勞動工人與農林漁牧人員，而必須進行6×6的 職業流動表分析；中小學教師原本屬於上層白領（黃毅志，1998，2003），但因 本研究目的在分析中小學教師的職業流動，所以，必須將中小學教師從上層白 領中獨立出來而自成一類。依黃毅志（2003）的職業量表，各項職業類別的社經 地位由高而低依序為：5中小學教師與上層白領、4基層白領、3買賣服務工作人 員、2勞動工人、1農林漁牧人員；數字愈大，代表職業社經地位愈高，這是對數 相乘分析所需要用到的數字，可參見隨後的分析方法。
三、分析方法：職業流動表
本研究以各職業間的流動情形來分析中小學教師的流動結構與封閉性，故 必須先做職業流動表分析，而這除了做職業流動表百分比交叉表分析之外，並 用Goodman（1984）的關聯模型（association model）之對數相乘分析與Marsden
（1988）的對數線性模型來分析職業流動表（Hout, 1983）。藉此模型只須運用 少數的參數，就能夠很清楚、簡潔地呈現出具有教育社會學意義的中小學教師流 動結構與封閉性所在。本研究所做的職業流動表分析，包括從父職到初職、從初 職到現職，以及從父職到現職等三項流動。
流動表百分比交叉表分析包括列百分比的流出表分析，這可顯示原來為各職 業者（如初職為中小學教師），後來流出去到哪些職業（如現職為上層百領）的 百分比；也包括行百分比的流入表分析，這可顯示後來為各職業者（如現職為中 小學教師），從原先哪些職業（如初職為上層百領）流入的百分比。
根據對數相乘與對數線性模型，職業流動表交叉表中對角線上各格代表不
流動，對角線以外各格代表流動，交叉表中各格交互作用項（ln Rij）以及流動比
（Rij）可用下列方程式表示：
ln Rij = B(Ui - u)(Vj - v) + dij （1）
各格期望次數可表示為：
ln Fij = µ + λxi + λyj + B(Ui - u)(Vj - v) + dij （2）
µ為主效應，λxi為列的邊際次數效應，λyj為行的邊際次數效應；i為列數，j為 行數，例如：F33為第三行第三列的格子之期望次數；式（2）的邊際次數效應與 代表流動比的各參數分離，可剔除邊際次數效應後，再看看流動比所代表的各職 業不流動與職業間流動之相對機會。此即Goodman（1984）關聯模型的參數B，
加上隨各格特殊狀況而定的參數dij（Marsden, 1988）。而依這些參數的估計值，
可計算出對角線以外各格的交互作用項（ln Rij），對此取反對數值，就得到各職 業間流動的相對機會（Rij），此即流動比（Featherman & Hauser, 1978）；而在 對角線各格者代表不流動，其交互作用項（ln Rij）取反對數值，就得到各職業不 流動的相對機會（Rij），此即不流動比。如果中小學教師與各職業間流動的相對 機會都很小，而不流動的相對機會很高，即中小學教師的流動封閉性很高，這 有助於中小學教師階級意識的發展（Giddens, 1973; Goldthorpe et al., 1980; Parkin, 1979）。
在上述方程式中，Ui可依職業流動表各列（如父親職業類別），以及根據 某些標準（如職業社經地位）給定一些數值（Hout, 1984, 1988; Kalmijn, 1994;
Marsden, 1988）；Vj可依各行（如本人職業的類別），以及根據某些標準（如職 業社經地位）給定一些數值；u、v可用各列、各行數值之平均數代入；在B為正 值的一般情況下，這會呈現「代表本人職業不流動的對角線上各格，不流動相對 機會較大；愈遠離對角線，職業社經地位差距愈大，流動相對機會愈小」的全盤 距離效應。在本研究給定各項職業的社經地位，從高到低為5、4、3、2、1，而 u、v均等於3的情況下（詳見變項測量），此效應即類似Duncan（1979）所說的 齊一關聯（Uniform）效應（孫清山、黃毅志，1997；黃毅志、章英華，2005；
Goodman, 1984; Hout, 1983; Marsden, 1988）。1 在此模型中，有B(Ui - u)(Vj - v) 三個數值相乘，而非對數線性模型的各數值相加，也就屬於Goodman的關聯模 型，是對數相乘，而非一般的對數線性模式（Goodman, 1984; Marsden, 1988）。
dij則為Marsden（1988）對數線性模型的參數。
在筆者過去所做過的分析中，都發現此單一B值，即齊一關聯參數，所顯現 的距離與對角線效應，在大多數格子都相當符合資料。不過，在對角線上同職業 者不流動相對機會往往比齊一關聯模型之預測值還大，而不完全符合資料。因而 本研究在分析資料時，除了以一個很簡潔的參數B來代表全盤距離與部分對角線 效應外，並針對不合全盤距離效應的各格（都在對角線上），以代表各格特定情 況dij，進一步顯現對角線各格有較高不流動相對機會之封閉性，此為本研究職業 流動表簡潔的基本模型。而對角線各格不流動機會大都也受到B影響，要計算各 格不流動比時，同時要將B與dij納入計算。
至於本研究選擇最適（佳）模型所根據的是BIC值，但也列出傳統的G2。G2 雖可做為統計顯著性檢定的基礎，然而，在本研究採用大樣本的情況下，只要 根據模型所做的預測值與觀察值，有著實質意義不大的細微出入，就會在檢定中 被拒絕。因而本研究也就以不易受樣本數影響的BIC做為選擇最適模型的標準；
BIC = G2 - df × log(N)，BIC愈低（負得愈多），模型愈佳（Mare, 1991; Raftery, 1986）。如果用到參數很多的較複雜的模型，而新增的參數估計值不大，並沒有 多大的實質意義，G2就不會下降多少，反而很可能會因為用到較多參數，降低 df，而提高BIC，模型變得較差。
參、研究結果與討論
由於本研究目的在探討中小學教師職業流動，以下的分析也就聚焦於與中小
1 平均值u、v都以(1 + 2 + 3 + 4 + 5)/5 = 3做計算，在算出u、v後，各格的齊一關聯效應，
即可用B(Ui - u)(Vj - v)計算；例如：初職為中小學教師（職業社經地位為5）、現職為農 林漁牧人員（職業社經地位為1）的格子，此效應為B(5 - 3)(1 - 3) = -4B，這負值代表 職業流動相對機會很低，就反應出社經地位差距愈大，職業流動相對機會就愈小的距離 效應。
學教師職業流動有關的研究發現。
一、流動表百分比交叉分析
（一）從父職到初職流動
從表1可看出，父職為中小學教師者，初職只有16.7%為中小學教師者，遠低 於父職為中小學教師而初職基層白領的比率（39.4%），也低於父職為中小學教 師而初職上層白領的比率（24.2%），這當可歸因於初職基層白領（1,209人）、
上層白領（213人）就業機會遠高於中小學教師的邊際次數效應（124人）（見表 1行小計），隨後的對數線性與對數相乘分析可剔除邊際次數效應，再看看父職 為中小學教師者的不流動相對機會。不過，父職為中小學教師者，初職為中小學 教師比率（16.7%）仍為父職所有職業中最高者；高於父職為基層白領、上層白 領初職為中小學教師的比率（分別是5.5%、4.2%）。
根據表1，由於父職為中小學教師者，初職也是中小學教師的比率很低，
初職為中小學教師者中，父職為中小學教師者也就只有8.9%；而初職為中小學 教師者，其父職為中小學教師比率以勞動工人最高（29.0%），基層白領居次
（23.4%），農民第三（16.9%），買賣服務人員第四（12.1%），上層白領第五
（9.7%），中小學教師反而最低。
表1
從父職到初職流動百分比
列百分比 行百分比
初職 中小學
教師
上層 白領
基層 白領
買賣 服務
勞動
工人 農民 列小計
父 親 職 業
中小學 16.7 24.2 39.4 6.1 12.1 1.5 66
教師 8.9 7.5 2.2 0.9 0.4 0.4 1.5
上層 4.2 8.4 54.7 8.4 24.0 0.3 287
白領 9.7 11.3 13.0 5.1 3.2 0.4 6.5
基層 5.5 11.8 46.1 9.3 25.9 1.3 525
白領 23.4 29.1 20.0 10.4 6.3 2.6 11.8
買賣 2.9 3.9 34.3 21.2 37.1 0.6 510
（續下頁）
列百分比 行百分比
初職 中小學
教師
上層 白領
基層 白領
買賣 服務
勞動
工人 農民 列小計
服務 12.1 9.4 14.5 23.0 8.7 1.1 11.5
勞動 2.0 3.7 24.2 10.4 58.1 1.6 1,782
工人 29.0 31.0 35.6 39.4 47.8 10.9 40.1
農民 1.6 2.0 14.0 7.8 57.1 17.6 1,275
16.9 11.7 14.7 21.1 33.6 84.5 28.7
行小計 124 213 1,209 469 2,165 265 4,445
2.8 4.8 27.2 10.6 48.7 6.0 100.0
註：1. Cramer’ V = .223*；2. *表卡方考驗。
p < .05.
（二）從初職到現職流動
先就表2而言，從初職到現職，中小學教師流動具有高度的封閉性，初職為 中小學教師者，現職高達77.2%也是中小學教師，而初職為中小學教師現職流向 其他職業的比率都很低，特別是不屬於白領職業的買賣服務工作人員（2.0%）、
勞動工人（1.0%）、農林漁牧人員（0%），其所流向其他職業的比率略高的是 上層白領與基層白領（都是9.9%）。
再就表2觀之，由於初職為中小學教師者，現職也是中小學教師的比率很 高，現職為中小學教師者，初職為中小學教師者也就高達70.3%。現職為中小學 教師者，其初職為其他職業的比率大都很低，其中以基層白領最高（20.7%），
其餘都低於6%。
表2
從初職到現職流動百分比
列百分比 行百分比
初職 中小學
教師
上層 白領
基層 白領
買賣 服務
勞動
工人 農民 列小計
初 職
中小學 77.2 9.9 9.9 2.0 1.0 101
教師 70.3 2.9 0.9 0.3 0.1 2.8
（續下頁）
列百分比 行百分比
初職 中小學
教師
上層 白領
基層 白領
買賣 服務
勞動
工人 農民 列小計
上層 1.5 71.1 19.6 5.7 1.5 0.5 194
白領 2.7 40.2 3.4 1.8 0.2 0.5 5.3
基層 2.2 12.1 67.1 9.2 8.7 0.7 1,053
白領 20.7 37.0 63.0 16.0 7.3 3.2 28.8
買賣 0.3 3.7 24.3 49.7 20.7 1.3 382
服務 0.9 4.1 8.3 31.4 6.3 2.3 10.4
勞動 0.3 2.9 15.6 16.5 60.2 4.5 1,722
工人 5.4 14.6 23.9 46.9 82.4 35.2 47.0
農民 1.9 3.4 106 22.1 62.0 208
1.2 0.6 3.6 3.7 58.9 5.7
行小計 111 343 1,123 606 1,258 219 3,660
3.0 9.4 30.7 16.6 34.4 6.0 100.0
註：1. Cramer’ V = .554*；2. *表卡方考驗。
p < .05.
（三）從父職到現職流動
從表3可看出，父職為中小學教師者，現職只有18.5%為中小學教師者，遠低 於父職中小學教師而現職基層白領的比率（35.2%），也低於父職中小學教師而 現職高層白領的比率（31.5%），這當可歸因於現職高層白領（320人）、基層白 領（1,050人）就業機會遠高於中小學教師（103人）的邊際次數效應，見表3行 小計。不過，父職為中小學教師者，初職為中小學教師比率仍為父職所有職業中 最高者。
根據表3，由於父職為中小學教師者，現職也是中小學教師的比率很低，現 職為中小學教師者中，父職為中小學教師者也就只有9.7%；而現職為中小學教師 者，其父職以勞動工人比率最高（35.0%），基層白領居次（20.4%），買賣服 務人員與農民同居第三（13.6%）。
表3
從父職到現職流動百分比
列百分比 行百分比
初職 中小學
教師
上層 白領
基層 白領
買賣 服務
勞動
工人 農民 列小計
父 親 職 業
中小學 18.5 31.5 35.2 7.4 7.4 54
教師 9.7 5.3 1.8 0.7 0.4 1.6
上層 3.6 19.6 48.7 11.6 16.5 224
白領 7.8 13.8 10.4 4.8 3.3 6.7
基層 5.1 16.7 48.5 10.7 17.5 1.5 412
白領 20.4 21.6 19.0 8.2 6.3 3.0 12.3
買賣 3.5 10.6 34.3 23.4 27.1 1.0 398
服務 13.6 13.1 13.0 17.3 9.5 2.0 11.9
勞動 2.6 7.2 30.5 15.7 41.4 2.6 1,385
工人 35.0 31.3 40.2 40.4 50.5 17.8 41.4
農民 1.6 5.5 18.6 17.6 38.9 17.8 876
13.6 15.0 15.5 28.6 30.0 77.2 26.2
行小計 103 320 1,050 539 1,135 202 3,349
3.1 9.6 31.4 16.1 33.9 6.0 100.0
註：1. Cramer’ V = .199*；2. *表卡方考驗。
p < .05.
二、流動表對數線性與相乘分析
（一）從父職到初職流動
接著說明表4從父職到初職流動的對數線性與相乘分析。模式1的獨立模型代 表父職與初職沒有關聯，G2高達1008，p = .00，BIC = 798，顯然不符合資料。
模式2的齊一對角模型代表交叉表對角線上各格，即從父職到初職不流動的格子
（參見前面的百分比交差表），不流動的相對機會相等的現象，只多加一個參 數，G2就下降許多，不過，仍高達634，p = .00，BIC = 432，顯然也不符合資 料。模式3的準獨立模型代表交叉表對角線上各格不流動的相對機會不相等的現 象，比模式2多用了五個參數，G2仍高達443，p = .00，BIC = 283；模式4從準獨
表4 從父職到初職流動對數線性與相乘分析 模型適合度最適模型之參數估計：模型4 根據模型4父職與初 職相同的相對機會 G2 dfpBICBS.E. 1. 獨立模型1,00825.00798齊一關聯參數0.25*0.014 2. 齊一對角模型63424.00432準獨立參數 3. 準獨立模型44319.00283中小學教師0.670.355.31 4. 齊一關聯＋準獨立參數9918.00-52上層白領-1.07*0.240.93 基層白領0.29*0.101.72 買賣服務0.79*0.122.20 勞動工人0.120.231.45 農民2.30*0.1827.11 註：*表示B值。 p > .05.
立模型中只多加入一個齊一關聯參數，代表對角線上各格職業不流動的相對機會 較高，以及社經地位差距較大的職業間，流動的相對機會較低的現象，G2大幅下 降到99，p = .00，BIC = -52，而相當符合資料。
模式4為本研究分析所設定從父職到初職流動的模型中之最佳模型。根據這 個模型的對角參數與齊一關聯參數估計值做計算，以農民不流動的封閉性最高
（相對機會27.11），中小學教師不流動的封閉性第二（相對機會5.31）；而職業 間社經地位差距愈大，流動相對機會愈小（B = .25）。
（二）從初職到現職流動
接著說明表5從初職到現職流動的對數線性與相乘分析。模式1的獨立模型代 表父職與初職沒有關聯，G2高達3058，p = .00，BIC = 2853，顯然不符合資料。
模式2的齊一對角模型代表交叉表對角線上各格，即從初職到現職不流動的格子
（參見前面的百分比交叉表），不流動的相對機會相等的現象，只多加一個參 數，G2就下降許多，不過，仍高達676，p = .00，BIC = 479，顯然也不符合資 料。模式3的準獨立模型代表交叉表對角線上各格不流動的相對機會不相等的現 象，比模式2多用了五個參數，G2仍高達334，p = .00，BIC = 178；模式4從準獨 立模型中多加入一個齊一關聯參數，代表不但對角線上各格職業不流動的相對機 會較高，社經地位差距較大的職業間，流動的相對機會較低的現象，G2大幅下降 到53，p = .00，BIC = -95，相當符合資料。
模式4為本研究分析所設定從初職到現職的流動模型中之最佳模型。根據這 個模型的對角與齊一關聯參數估計值做計算，以中小學教師不流動封閉性最高
（相對機會252.14），農民不流動封閉性第二（相對機會84.77）；而職業間社經 地位差距愈大，流動相對機會愈小（B = .39）。
（三）從父職到現職流動
接著說明表6從父職到現職流動的對數線性與相乘分析。模式1的獨立模型代 表父職與初職沒有關聯，G2達670，p = .00，BIC = 467，顯然不符合資料。模式2 的齊一對角模型代表交叉對角線上各格，即從父職到現職不流動的格子（參見前 面的百分比交叉表），不流動的相對機會相等的現象，多加一個參數，G2下降，
不過，仍達375，p = .00，BIC = 180，顯然也不符合資料。模式3的準獨立模型代 表交叉表對角線上各格不流動的相對機會不相等的現象，比模式2多用了五個參
表5 從初職到現職流動對數線性與相乘分析 模型適合度最適模型之參數估計：模型4 根據模型4初職與現 職相同的相對機會 G2 dfpBICBS.E. 1. 獨立模型3,05825.002,853齊一關聯參數0.39*0.025* 2. 齊一對角模型67624.00479準獨立參數 3. 準獨立模型33419.00178中小學教師3.97*0.30252.14 4. 齊一關聯＋準獨立參數5318.00-95上層白領0.004.76 基層白領0.25*0.0141.90 買賣服務0.95*0.122.59 勞動工人1.11*0.104.48 農民2.88*0.18*84.77 註：*表示B值。 p > .05.
表6 從父職到現職流動對數線性與相乘分析 模型適合度最適模型之參數估計：模型4 根據模型4父職與現 職相同的相對機會 G2 dfpBICBS.E. 1. 獨立模型67025.00467齊一關聯參數0.210.015* 2. 齊一對角模型37524.00180準獨立參數 3. 準獨立模型24219.0088中小學教師1.010.37*6.36 4. 齊一關聯＋準獨立參數4518.00-101上層白領-0.470.19*2.21 基層白領0.350.11*1.75 買賣服務0.350.13*1.42 勞動工人0.180.07*1.48 農民1.990.18*16.65 註：*表示B值。 p > .05.
數，G2仍達242，p = .00，BIC = 88；模式4從準獨立模型中多加入一個齊一關聯 參數，代表不但對角線上各格職業不流動的相對機會較高，社經地位差距較大的 職業間流動相對機會也較低的現象，G2大幅下降到45，p = .00，BIC = -101，相 當符合資料。
模式4為本研究所設定從父職到現職的流動模型中之最佳模型。根據這個模 型的對角與齊一關聯參數估計值做計算，以農民不流動封閉性最高（相對機會 16.65），中小學教師不流動封閉性第第二（相對機會6.36）；而職業社經地位差 距愈大，流動相對機會愈小（B = .21）。
（四）討論
在臺灣擔任中小學教師，大多是在公立學校，不但工作穩定，福利優厚，
社會地位高，具有初級市場的性質，工作滿意度非常高，為許多人所嚮往（黃 毅志，2011），故能相當有效地防止初職為中小學教師者現職為其他職業者的流 動；而且要當中小學教師，往往又需要高教育與通過考試資格，這都妨礙初職為 其他職業者現職為中小學教師的流動；從初職到現職，其他職業者與中小學教師 間也就很少互相流動。這很像臺灣勞力市場公、私部門間很少互相流動，而且公 家部門工作條件較佳的雙元勞力市場分隔（黃毅志，2001）。
本研究發現又顯示，初、現職為中小學教師者，父職也是中小學教師的不流 動者不多，而初、現職為中小學教師者，父職涵蓋了許多中小學教師以外職業 者；如此中小學教師流動的開放性，不利於中小學教師之階級意識發展。不過，
不論父職是何種職業，初職一旦進了中小學教師，由於工作條件優厚，大都能一 直守在那裡，現職也是中小學教師，而且可能在那裡廣結人際網絡，又加上了工 作生涯所具有的穩定性，也就可能促進中小學教師階級之形成。這與Goldthorpe 等人（1980）所分析的在英國屬於上層階級的服務階級類似。而初職為中小學教 師以外職業者，若要擔任中小學教師，由於當中小學教師需要高教育以及通過不 容易考上的考試，現職為中小學教師的機會也就很小。從初職到現職，初職為中 小學教師者很少現職為其他職業，初職為其他職業者也很少現職為中小學教師，
這也就造成中小學教師從初職到現職流動的封閉性為所有職業中最高者，這也有 助於中小學教師之階級意識發展。
肆、結論與建議
一、結論
本研究首先用百分比交叉分析做職業流動流出表與流入表，研究發現顯示：
（一）從父職到初職流動
父職為中小學教師者，初職只有16.7%為中小學教師者，遠低於父職為中小 學教師而初職基層白領、上層白領的比率；初職為中小學教師者中，父職為中小 學教師者只有8.9%，遠低於父職為勞動工人、基層白領的比率。
（二）從初職到現職流動
從初職到現職，中小學教師流動具有高度的封閉性，初職為中小學教師者，
現職高達77.2%也是中小學教師，而中小學教師流向其他現職的比率都很低。現 職為中小學教師者中，初職為中小學教師者也就高70.3%。而現職為中小學教師 者，其初職為其他各職業的比率大都很低，其中以基層白領最高。
（三）從父職到現職流動
父職為中小學教師者，現職只有18.5%為中小學教師者，遠低於父職中小學 教師而現職為基層白領、高層白領的比率。現職為中小學教師者中，父職為中小 學教師者只有9.7%，父職以勞動工人比率最高，基層白領居次。
整體而言，中小學教師的代間職業流動較開放，從初職到現職的代內流動則 很封閉：初職若能當中小學教師，大都就能守在那邊，現職依然為中小學教師；
而初職為中小學教師以外職業者，少有機會現職為中小學教師。
進一步的對數線性與對數相乘分析則顯示，從父職到初職流動、初職到現職 流動與父職到現職流動過程，都只用一個代表社經地位差距愈大，相對流動機會 愈小，與對角線上各格不流動機會較大的齊一關聯參數，以及流動表對角線上六 個代表不流動封閉性的準獨立參數，就能使流動表符合資料，流動表的模型顯得 很簡潔有力。以下說明齊一關聯參數與不流動參數所顯示的流動結構：
（一）從父職到初職流動：以農民不流動的封閉性最高，中小學教師不流動
的封閉性第二；與中小學教師社經地位差距愈大，相對流動機會愈小。
（二）從初職到現職流動：中小學教師不流動的封閉性最高，農民不流動的 封閉性第二；與中小學教師社經地位差距愈大，相對流動機會愈小。
（三）從父職到現職流動：以農民不流動的封閉性最高，中小學教師不流動 的封閉性第二；與中小學教師社經地位差距愈大，相對流動機會愈小。
綜合上述，就父職到初職、初職到現職與父職到現職等三項流動過程，整體 而言，中小學教師與農民的職業不流動之封閉性，可說都是所有職業中最高者。
在本研究的職業分類中，中小學教師的職業社經地位為5而最高，而且工作條件 優厚，農民的職業社經地位為1而最低，而且工作條件困苦。中小學教師不流 動，可以長期從事工作條件優厚的工作；農民不流動，則需長期從事工作條件困 苦的工作。
二、建議
（一）對實務建議
由於高教育是當工作條件優厚的中小學教師與公家部門的公務員的重要條 件，造成中小學教師與公務員流動高度封閉性的重要原因是許多人教育程度不 足，故應輔助這些人接受回流教育以提高教育程度。雖然目前中小學教師與公務 員都很難考上，不過，提高教育程度還是能增加當中小學教師與公務員的機會，
特別是增加較容易考上的當公務員的機會，即使當不成，還是可以增加當白領職 業機會。
本研究發現，許多人初職一旦進了中小學教師，由於工作條件優厚，大都能 一直守在那裡，現職仍是中小學教師；即使工作表現不佳，仍然能繼續擔任中小 學教師；初職中小學教師以外職業者又不容易考上中小學教師，這也就造成中小 學教師從初職到現職高度的流動封閉性。建議今後教育當局應解聘工作表現很差 的中小學教師，並增加中小學教師甄試的錄取名額，以遞補被解聘中小學教師留 下來的職缺。
（二）對未來研究建議
1. 近年的社會變遷調查資料全國代表性大樣本資料中，以本研究採用的2005 年社會變遷調查附加題—東亞社會階層與社會流動組資料的樣本最大（N =
5,379，含110位中小學教師），而且是少數社會變遷調查中，同時調查父職、初 職與現職者，這才能做較完整的中小學教師職業流動表分析。然而，本研究採用 的這筆資料之蒐集時間距今已有一段時間，建議未來能儘快蒐集同時調查父職、
初職與現職的全國代表性大樣本資料；這樣的資料不但可以分析中小學教師的職 業流動，也可以分析許多其他職業的流動。
2. 本研究在對數線性與對數相乘的三個流動表分析中，都只用到一個包含一 齊一關聯參數與六個準獨立參數的簡潔模型，就能使模型適合資料；先前的研 究，例如：孫清山與黃毅志（1997）、黃毅志與章英華（2005）用類似的模型，
也能使模型適合資料。不過，本研究還沒看到其他人用同樣的模型做分析，未來 研究應可考慮用此模型做分析。
3. 各職業的親密網絡成員之職業，例如：配偶與好友之職業，也會影響階 級意識，本人與其親密網絡成員之職業同質性愈高，愈有助於階級意識之發展
（Goldthorpe et al., 1980; Parkin, 1979）。因而分析中小學教師與親密網絡成員之 職業同質性，有助於探討中小學教師階級意識之發展。然而，本研究所採用之資 料並未詢問好友職業，但有問及配偶職業，故仍可分析中小學教師親密網絡成員 之職業對階級意識之影響。由於中小學教師占總人口人數不多，若要從中小學教 師親密網絡之職業同質性探討中小學教師階級意識之發展，必須用很大的樣本 數，例如：本研究所用資料的樣本數。而本研究的上層白領採職業大分類，如果 細分，則還有比中小學教師更高層的高層專業人員，例如：大專教師、醫師、律 師，其職業地位高於中小學教師（黃毅志，2005）；只不過，其人數很少，無法 把這些人獨立成一類另外做分析。把這些人另外分開分析，與併入同類來分析做 比較，得到的結果可能有所不同。未來研究若要做此分析，需要用到比本研究所 用資料更大樣本數的資料，這可從合併多筆調查資料，得到更大的樣本數著手。
4. 不流動會促進階級意識發展，這主要是本研究根據許多學者（Dahrendorf, 1959; Elster, 1986; Giddens, 1973; Lenski, 1966; Parkin, 1979）觀點所做的預設；
本研究用百分比交叉分析、對數線性與對數相乘分析分析職業流動的結構與封閉 性，並推論中小學教師的階級意識，這主要是參考Goldthorpe等人（1980）的研 究。不過，這幾位學者與Goldthorpe等人都沒有做多變量分析，探討流動的結構 與封閉性對階級意識的影響。而黃毅志（1996）雖用多元迴歸證實流動的封閉性
對階級意識的影響，但未把中小學教師從白領職業中獨立出來，階級意識又為工 人意識，也就無法分析流動的封閉性對中小學教師階級意識的影響。今後的研究 可參考黃毅志的研究，分析流動的封閉性對階級意識的影響，但須先將中小學教 師從白領職業中獨立出來，階級意識則採用中小學教師階級意識（蘇船利、黃毅 志，2012）。
5. 本研究用流動表分析中小學教師職業流動的結構與封閉性，不論是百分比 交叉分析、對數線性與對數相乘分析，所做的都是雙變項分析，無法控制干擾變 項或加入中介變項以推論因果關係，例如：本研究只能說明父職與現職有高度關 聯性，卻無法用數據證實父職愈高，本人教育愈高，進而提高現職。要控制干擾 變項或加入中介變項以推論因果關係，可參考Blau與Duncan（1967）的地位取得 基本模式。不過，由於Blau與Duncan是用職業社經地位做測量，若要參考Blau與 Duncan的地位取得基本模分析中小學教師職業流動因果機制，應將職業轉換成 是否為中小學教師之二分變項，才可分析取得中小學教師的因果機制。
DOI: 10.3966/102887082014126004002
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