陳俊杰 陳夢愉 胡盼

摘?要：自代表性官僚制理論提出以來，已在世界范圍內得到了廣泛傳播和檢驗，但在中國此類研究尚處于起步階段且潛力巨大。在新近一項引人關注的研究中，Zhang運用中國教育追蹤調查基線數據對教師的性別代表性與學生成績之間的關系進行了啟發(fā)性的探討，因此本文希望通過引入新的數據和方法，在其基礎上繼續(xù)推進代表性官僚制在中國基礎教育部門的適用性研究。實證結果表明，教師的性別代表性在數學和英語兩個科目上對女生的成績變動有顯著的積極影響，作用機制既源于主動代表性也源于象征代表性，對男生則在全部科目上都不顯著。在進一步的討論中，本文發(fā)現(xiàn)僅以學業(yè)成就而言，女生在初中階段已經全面領先于男生，傳統(tǒng)認知上的性別階梯在基礎教育部門發(fā)生倒置。同時，教師的性別代表性在女生這一優(yōu)勢群體中比例更高、效應更強，固化了倒置后的性別優(yōu)勢;而在處于弱勢的男生群體中，則呈現(xiàn)出相反的模糊化態(tài)勢。

關鍵詞：代表性官僚制;學業(yè)成就;性別效應;階梯倒置;優(yōu)勢固化???中圖分類號：G40-01??文獻標識碼：A??文章編號：1000-5099（2019）03-0107-13

Abstract：Since the representative bureaucracy theory was put forward， it has been widely disseminated and tested worldwide. But in China， such research is still in its infancy and has great potential. In a recent and interesting study， Zhang used the baseline data of China Education Panel Survey to inspire the relationship between teacher’s gender representation and student’s academic performance. Therefore， with the introduction of new data and methods， this paper continues to explore the applicability of the representative bureaucracy for the elementary education sector in China. Empirical results show that the gender representation of teachers has significant positive impacts on the changes of female student’s performance in math and English， derived from both active representation and symbolic representation. But for male students， teacher’s gender representation is not significant in all subjects. In further discussion， this paper finds that in terms of academic performance， female students have been completely ahead of male students in the junior high school stage， indicating that the traditional cognitive gender ladder has been reversed. Teacher’s gender representation in the advantaged group （female students） has a higher proportion and stronger effect， which solidifies the gender advantage after the inversion. Oppositely， the impact of teacher’s gender representation is fuzzy in the disadvantaged group （male students）.

Key words：representative bureaucracy; academic performance; gender Effect; ladder Inversion; advantage Consolidation

引言

在當下中國，教育是全社會關注最多的領域之一，因為其不僅關系到個人的成長，更與國家富強、民族振興息息相關。在應試教育尚未退出歷史舞臺的背景下，衡量教育水平的一個關鍵指標便是學生的考試成績，特別是在小學、中學等基礎教育階段尤為突出。國內學界近年來陸續(xù)發(fā)表了大量關于學業(yè)成就影響因素的研究，以中國教育追蹤調查數據為例，相關文獻對家庭人力資本投資[1]、教育財政投入[2]、學生人際關系[3]、城市隨遷子女[4]等要素與學生的學業(yè)成就之間的關系已有較多討論。與國內研究相呼應的是，Zhang同樣運用了中國教育追蹤調查數據來檢驗代表性官僚制在中國基礎教育部門的適用性，其研究結果表明女性數學老師對女生的數學成績有顯著的正向影響，且主要是通過一種積極的代表性來實現(xiàn)[5]。

Zhang基于代表性官僚制的研究，不再拘泥于以往國內關于學業(yè)成就的類似研究中所習慣使用的常規(guī)變量，而是從更有趣的視角來看待這一問題。但與此同時，本文認為該研究在因變量的選取上存在較大不足。Zhang以2013-2014學年基線數據所提供的秋季或春季學期期中考成績作為因變量，樣本包含了七年級學生和九年級學生兩個群體。然而對中國教育有一定熟悉的人都會知曉一個常識，即學生在七年級的成績很大程度上是六年級的延續(xù)，小學階段的學業(yè)基礎對初中階段在一開始通常會有較大影響。對于七年級學生而言，如果以期中成績來檢驗教師的性別代表性可能會導致很強的內生性，即影響成績的最主要因素并不在于任課教師，而是其在小學階段的學業(yè)表現(xiàn)。

幸運的是，繼基線數據之后中國教育追蹤調查項目組又對外發(fā)布了2014-2015學年的追訪數據，本文得以對前后兩年的數據進行配對，嘗試以成績的變動而不是某一年的成績作為因變量。因此，本文的核心研究問題即教師的性別代表性與學生的成績變動之間是否存在關系？以及如果存在關系其作用機制是什么？本文余下部分的安排是：第一部分為文獻綜述與研究假設;第二部分為數據與方法;第三部分為實證檢驗結果;第四部分為對代表性官僚制的延伸討論;第五部分為結論。

一、文獻綜述與理論假設

代表性官僚制（Representative bureaucracy）作為一個理論術語，簡而言之就是公共組織應該“看起來”與它所服務的社會群體相似[6]。在公共服務中實現(xiàn)更好的代表性，已經成為近些年來許多國家政府所追求的的目標[7]。為了達成這一目標，公共組織的人員構成便應該綜合考慮階層、職業(yè)、地理等相關因素，并且與它所代表社會群體的精神和態(tài)度保持一致。代表性官僚制理論的開端，普遍被認為可以追溯到Kingsley在1944年出版的著作《代表性官僚制》。Kingsley通過對英國公務部門的研究，指出彼時官僚隊伍的代表性存在不足，一方面是對女性的歧視，另一方面是精英階層的占比過大[8]。由于官僚隊伍中的階層差別可以鏡像地反映外部社會的階層差別，因此官僚的階層代表性對于民主規(guī)則十分重要，官僚隊伍有必要去代表所服務的社會群體和反映新的社會結構[9]。此后，一些學者也開始嘗試從行政自由裁量權、政府與議會關系、官僚價值觀、政策合法性等不同角度來討論民主制度下政府以及官僚的代表性問題 相關討論可參見：Hyneman C S. Bureaucracy in a Democracy [M]. New York： Harper & Brothers，1950; Lipset S M. Agrarian socialism [M]. Berkeley： University of California Press，1950;Long N E. Bureaucracy and constitutionalism [J]. American Political Science Review， 1952， 46（3）： 808-818;Blau P M. The dynamics of bureaucracy [M]. Chicago： University of Chicago Press，1955.。

在代表性官僚制的早期發(fā)展中，其理論初步成型的一個重要里程碑是Mosher對于“被動代表性”（Passive representation）和“主動代表性”（Active representation）的界定，這兩種基本類型的劃分奠定了代表性官僚制在相當長時期內的研究方向[9]。被動代表性指的是官僚隊伍在多大程度上反映了整個社會的人口統(tǒng)計學特征，最常見的測量方式是計算代表性比例，如比較某一性別或民族在政府中與在總人口中的構成比例;還有一種測量方式是考察官僚體制內的層級分布（等級代表性）或部門分布（功能代表性），如女性或有色人種在公共組織中是否處于低層職位，以及諸如教育、住房等部門是否在傳統(tǒng)上就屬于由女性或某些少數群體主導的 相關討論可參見：Hellriegel D， Short L. Equal employment opportunity in the federal government： A comparative analysis [J]. Public Administration Review， 1972： 851-858;Rosenbloom D H， Featherstonhaugh J G. Passive and active representation in the federal service： A comparison of blacks and whites [J]. Representative Bureaucracy： Classic Readings and Continuing Controversies， 1977： 97-103;Cayer N J， Sigelman L. Minorities and women in state and local government： 1973-1975[J]. Public Administration Review， 1980： 443-450; Dometrius N C. Minorities and women among state agency leaders [J]. Social Science Quarterly， 1984， 65（1）： 127;Lewis W G. Toward representative bureaucracy： Blacks in city police organizations， 1975-1985 [J]. Public Administration Review， 1989： 257-268.。相較于被動代表性所呈現(xiàn)的“鏡像效應”，主動代表性則進一步強調代表性官僚應在政策執(zhí)行中切實反映其所代表群體的利益[10]，由此帶來疑問便是被動代表性能否轉化為主動代表性，或者說更強的官僚代表性能否帶來更好的政策和管理結果[11]。Meier首次在經驗層面檢驗了被動代表性與主動代表性之間的聯(lián)系[12]，之后其本人和另外一些學者開展了大量的實證工作，探究了影響被動代表性向主動代表性轉化的因素，如個人價值、組織使命、社會價值、自由裁量權、組織資源、決策敏感度等，這也標志著代表性官僚制理論逐步走向成熟 相關討論可參見：Meier K J. Latinos and representative bureaucracy testing the Thompson and Henderson hypotheses [J]. Journal of Public Administration Research and Theory， 1993， 3（4）： 393-414;Meier K J， Smith K B. Representative democracy and representative bureaucracy： Examining the top-down and bottom-up linkages [J]. Social Science Quarterly， 1994， 75（4）： 790-803;Meier K J， Wrinkle R D， Polinard J L. Representative bureaucracy and distributional equity： Addressing the hard question [J]. The Journal of Politics， 1999， 61（4）： 1025-1039;Meier K J， Nicholson-Crotty J. Gender， representative bureaucracy， and law enforcement： The case of sexual assault [J]. Public Administration Review， 2006， 66（6）： 850-860;Sowa J E， Selden S C. Administrative discretion and active representation： An expansion of the theory of representative bureaucracy [J]. Public Administration Review， 2003， 63（6）： 700-710;Wilkins V M. Exploring the causal story： Gender， active representation， and bureaucratic priorities [J]. Journal of Public Administration Research and Theory， 2006， 17（1）： 77-94.。

隨著代表性官僚制研究的日漸深入，有學者發(fā)現(xiàn)僅依靠被動代表性和主動代表性已經不能充分解釋一些客觀現(xiàn)象，因此象征代表性（Symbolic representation）應運而生。象征代表性的含義是指即使代表性官僚沒有采取任何行動，被動代表性自身也能夠對公民產生有利影響[13]，主要的作用機制是通過提升公民的信任感、滿意度等來增進政府合法性與合作生產[14]。象征代表性被認為與主動代表性一樣具有實質效應，并且嘗試引入了實驗的方法來進行檢驗，如Riccucci等發(fā)現(xiàn)在假設的處理家庭暴力的機構中，增加女性成員可以增進受害者對該機構在信任、公平和績效的感知[15];而在另一項實驗中，Riccucci等發(fā)現(xiàn)在假設的地方循環(huán)利用項目上，如果負責人的名字為女性將會增強女性公民參加該項目的意愿[16]?；谏鲜鲅芯砍晒琑iccucci等將代表性官僚制概括為一種雙通道的模型，最終都能實現(xiàn)社會身份或代表性對政策結果的影響：第一條通道是由被動代表性向主動代表性的轉化，發(fā)生于官僚體制內部;第二條通道是由被動代表性向象征代表性的轉化，作用于公民自身（參見圖1）[17]。

來源：Riccucci N M， Van Ryzin G G. Representative bureaucracy： A lever to enhance social equity， coproduction， and democracy [J]. Public Administration Review， 2017， 77（1）： 21-30.??以上的經驗證據表明，代表性官僚制不僅在政策執(zhí)行上扮演重要角色，還在如公共服務分配等政策制定上發(fā)揮作用。同時，在更廣泛意義上代表性官僚制能夠改善民主治理，特別是保障少數群體的利益不被忽視[18]。但從已有文獻來看，可能過于強調代表性官僚制對少數群體以及弱勢群體的價值，在性別代表性上如女性、在民族代表性上如黑人等。在代表性官僚制的實證檢驗上，過去往往以公共組織的績效作為衡量標準，而隨著象征代表性的提出以及實驗和準實驗方法的引入，在個人效用層面上檢驗代表性官僚制逐漸被重視。從代表性官僚制理論出現(xiàn)迄今，已經在全球范圍內被廣泛應用，從美國、西歐擴展到更多的發(fā)達國家以及發(fā)展中國家。就國內而言，關于代表性官僚制的研究已經起步，在理論層面上既有對西方理論的述評[19]，也有對中西方研究的比較[20];在實證層面上則是基于性別[21]、民族[22]等因素進行觀察，同時也結合了行政層級[23]。但即使考慮到有一部分中國研究是發(fā)表在英文期刊上的，國內有關代表性官僚制的研究成果仍是相對偏少，尚有巨大的潛力可待挖掘。

在已有的代表性官僚制討論中，性別一向是代表性官僚制中的重要議題，尤其是關于女性的研究占據了相當比重。絕大多數文獻都已證明，代表性官僚制能夠為顧客或服務對象帶來福利，性別代表性亦然。同時，根據Riccucci等所概括的雙通道模型，可以了解到代表性官僚制的作用機制包括公共組織一側的主動代表性和服務對象一側的象征代表性，而這兩種機制同樣適用于性別代表性。因此，結合本文的具體研究問題，即在基礎教育部門中教師的性別代表性與學生的成績變動之間是否存在關聯(lián)，可以提出如下理論假設：

H1：教師的性別代表性對學生的成績變動有積極影響。

H2：教師的性別代表性對學生成績變動的積極影響源于主動代表性。

H3：教師的性別代表性對學生成績變動的積極影響源于象征代表性。

二、數據與方法

（一）數據來源

本文所使用的全部數據來源于中國教育追蹤調查（CEPS），是由中國人民大學中國調查與數據中心設計與實施的、具有全國代表性的大型追蹤調查項目，旨在揭示家庭、學校、社區(qū)以及宏觀社會結構對于個人教育產出的影響，并進一步探究教育產出在個人生命歷程中發(fā)生作用的過程 中國人民大學中國調查與數據中心.中國教育追蹤調查（CEPS）基線數據使用手冊[Z]，2015-06.。該調查項目已對外公開的數據庫主要包括兩大部分，一是2013-2014學年的基線數據，一是2014-2015學年的追訪數據?；€數據以七年級和九年級兩個同期群為調查起點，以人口平均受教育水平和流動人口比例為分層變量從全國隨機抽取了28個縣級單位作為調查點，然后以學校為基礎在入選的縣級單位隨機抽取了112所學校、438個班級，被抽中班級的學生全部入樣，最終樣本數共計19 487。同時，基線數據還包含了家長、教師和學校管理人員等另外三個子數據庫，最終入樣數分別為19 487、438和112。在基線數據的基礎上，項目組在下一學年對八年級（即原七年級）學生進行了追訪，結合失訪和新入樣的情況，四個子數據庫的最終入樣數分別為10 750、10 750、791和112 由于在2014-2015學年原九年級學生已經從初中畢業(yè)，因此該部分樣本沒有在追訪數據中體現(xiàn)，中國教育追蹤調查項目組也尚未對外公布初中畢業(yè)生數據.。

中國教育追蹤調查（CEPS）以問卷調查為主要手段，問卷結構層次合理，內容豐富翔實。綜合考慮兩輪調查所使用的問卷，其在結構上層次一致，雖然內容上有輕微調整，但不會影響到研究者的使用。而從中國知網（CNKI）的檢索情況來看，目前國內對于中國教育追蹤調查數據的使用都是圍繞基線數據進行的，尚未看到結合追訪數據所做的研究，并且Zhang在其論文中使用的也是基線數據[6]。因此，本文嘗試引入了追訪數據并將前后兩期數據進行配對，希望在數據本身上有所突破。

（二）變量處理

本文分析中所涉及的變量，分散于學生、家長和教師三個子數據庫中，因此在變量處理過程中依據學生、家長、教師以及班級的唯一代碼，對數據庫進行了重新整合，實現(xiàn)了學生-家長以及學生-班級-教師之間的完全對應。根據研究的需要，全部變量可以分為因變量、自變量和中介變量以及控制變量三類。

1.因變量

本文所使用的因變量為學生的成績變動，包括語文、數學和英語三個科目。對于學生成績變動的測量，是通過比較2013-2014和2014-2015兩個學年期中考試的標準化成績得到的，即由后者減去前者所計算出的差值?；€數據和追訪數據分別提供了兩次考試的原始成績，但由于不同次考試間存在著試卷難度、閱卷尺度等方面的差異，因此本文將原始成績進行了標準化處理，轉換過后的標準化成績均值=70，標準差=10。同時，由于不同學校間的考試相較于同一學校內不同次的考試可能存在更大的差異性，因此這一標準化過程是在各學校內部進行的。需要特別說明的是，雖然基線數據提供了均值=70，標準差=10的標準化成績，但由于在追訪數據中部分樣本沒有被成功追訪，且存在原始成績數據缺失的情況，因此本文選取的樣本均為完整擁有兩次考試原始成績記錄的八年級學生，標準化處理也是在該部分樣本中進行的。

2.自變量和中介變量

本文所使用的核心自變量為教師的性別代表性，如果某個學生與其某個科目的任課老師性別相同，賦值為1;反之則賦值為0。性別代表性變量主要用于檢驗H1，觀察其對學生的成績變動是否有積極影響。而為了更好地解釋這一影響，本文引入了兩個中介變量，一個是老師關注，另一個是學習信心。老師關注變量是通過對學生問卷中的一組問題進行因子分析后得到的，原題項包括“語文/數學/英語老師在課堂上常常注意我/經常提問我/經常表揚我”;學習信心變量來源的題項是“你現(xiàn)在學語文/數學/英語感覺吃力嗎”。這兩個中介變量恰好對應了H2與H3，即性別代表性是否會增加任課老師對學生的關注（主動代表性）以及性別代表性是否會增加學生對某一科目的學習信心（象征代表性）。???? ??3.控制變量

由于本文的研究對象限定在八年級學生群體上，因此在控制變量的選擇上舍棄了一些常見的人口統(tǒng)計特征變量，主要包括學生個人、家庭和教師三個方面。個人層面的變量包括認知能力、個人毅力、自我教育期許、校園人際關系、參加課外輔導、獨生子女;家庭層面的變量包括親子交流頻率、母親教育程度、家庭經濟狀況、父母管教程度;教師層面的變量包括老師教齡、老師教育程度、老師工作滿意度。關于控制變量的詳細介紹（參見表1）。

（三）模型設定

從數據來源中可以看到，中國教育追蹤調查的抽樣過程較為復雜，樣本來自于全國數十個縣級單位的上百個學校和班級，理論上應該運用多層線性回歸模型（HLM）來處理不同層次的差異性。但由于本文所使用的因變量已經在每個學校內部進行了標準化處理，弱化了地區(qū)和學校的異質性，且零模型估計也沒有通過顯著性檢驗，因此本文最后還是采用了普通最小二乘法線性回歸模型（OLS）。同時為了契合性別代表性這一核心自變量，本文借鑒了Zhang的思路，將所有的模型估計都依據女生樣本和男生樣本分別進行[6]。至于中介效應的檢驗，本文結合使用了逐步檢驗法[24]和系數乘積檢驗法[25]。

三、實證結果

（一）描述性統(tǒng)計

根據學生的性別，本文將研究對象分為了女生樣本和男生樣本，并分別進行了描述性統(tǒng)計（參見表2）。從統(tǒng)計結果來看，女生在成績變動上明顯占優(yōu)，語文、數學和英語都為正，表明女生的整體成績得到了提升;男生在三個科目上均為負，表明男生的整體成績呈現(xiàn)下滑，特別是在傳統(tǒng)認識中男生更擅長的數學科目上，同女生的差距最為明顯。教師的性別代表性在兩個群體中差異巨大，女生與其任課老師性別相同的比率均超過六成，在英語一項上更是接近九成;而男生在其性別代表性最高的數學一項上也僅僅剛過四成，語文和英語兩項則更低。老師對于女生和男生的關注程度差別不大，在數學一項上二者持平，在語文和英語上女生稍微占優(yōu)。在不同科目的學習信心上，反映了同常識一致的情形，即女生對于語文和英語更有信心，男生則對數學更有信心。在一些關鍵的控制變量上，女生的表現(xiàn)同樣優(yōu)于男生，如女生有更好的認知能力、更強的個人毅力、更高的自我教育期許、更好的校園人際關系、更高的親子交流頻率等。至于其他的控制變量，此處不再贅述。

（二）回歸分析

本文將回歸模型的估計按不同科目分為語文、數學和英語三類，經過處理后的相關控制變量被分別放入不同類別的模型中。在每一類別的內部，按照女生樣本和男生樣本又分為兩個小類別，每一小類別包含三個模型。第一個模型為原始模型，因變量為學生的成績變動，自變量為教師的性別代表性，同時包括所有控制變量;第二個模型在原始模型的基礎上，加入老師關注這一中介變量;第三個模型在原始模型的基礎上，加入學習信心這一中介變量。（參見表3、4、5）

從原始模型的回歸結果來看，性別代表性在語文上對于女生和男生都不顯著;在數學上對女生有弱顯著且系數為正，對男生則不顯著;在英語上對女生有強顯著且系數為正，對男生則不顯著。根據上述結果，可以發(fā)現(xiàn)性別代表性在數學和英語兩個科目上對女生有顯著的積極影響，對男生則是在全部科目上都無顯著影響。因此，性別效應在兩個群體中出現(xiàn)分化，H1“教師的性別代表性對學生的成績變動有積極影響”得到了部分支持。

當在原始模型的基礎上加入老師關注這一中介變量后，性別代表性的估計結果基本不變，唯一的變化是在數學上其對女生的積極影響從弱顯著變?yōu)椴伙@著。老師關注在語文上對女生和男生都顯著且系數為正;在數學上對女生不顯著，對男生顯著且系數為正;在英語上對女生和男生都有強顯著且系數為正?？梢钥吹?，老師關注僅在女生的數學上不顯著，對于其他都有顯著的積極影響，即老師的關注有利于學生成績的提升。而結合自變量和中介變量來看，老師關注的加入使得原先性別代

表性在數學上對女生的積極影響不再顯著;性別代表性在英語上對女生依然保持著積極影響，存在著中介效應。

當在原始模型的基礎上加入學習信心這一中介變量后，性別代表性的估計結果與加入另一中介變量時基本一致，同樣是在數學上對女生的積極影響從弱顯著變?yōu)椴伙@著。學習信心在全部科目上對女生和男生都顯著且系數為正，且大部分都表現(xiàn)為強顯著，即無論對于女生還是男生，學習信心的增加都明顯有助于成績的提升。而結合自變量和中介變量來看，學習信心的加入使得原先性別代表性在數學上對女生的積極影響不再顯著，但學習信心的積極影響顯著，很大可能存在著完全中介效應;性別代表性在英語上對女生依然保持著積極影響，存在著中介效應。

在個人層面的控制變量上，當認知能力顯著時系數均為負，即更為抽象的認知能力與更為具體的應試之間并無正向聯(lián)系;當個人毅力、自我教育期許、參加課外輔導以及獨生子女顯著時系數均為正，即當個人擁有更強的毅力和更高的期許、參加課外輔導以及身為獨生子女時有助于成績的提升。在家庭層面上，當親子交流頻率顯著時系數均為正，即父母與子女間更頻繁的溝通有助于成績提升;令人詫異的是，相較于參照組，母親更高的學歷和家庭更好的條件并未帶來成績的提升。在學校層面上，老師的教齡和學歷相較于參照組同樣未能帶來成績的提升;老師的工作滿意程度則對成績變動有積極影響。

（三）中介效應分析

通過對回歸模型的分析，可以發(fā)現(xiàn)中介效應有很大可能存在于女生樣本的數學和英語兩個科目上，因而本文對此進行了檢驗。從結果來看，在數學科目上老師關注的中介效應并不顯著，盡管性別代表性的總效應有弱顯著，但其直接效應也不顯著;學習信心的系數為正強烈顯著，同時性別代表性的直接效應不顯著，可以認為存在著完全中介效應，占到總效應的31.7%。在英語科目上，老師關注和學習信心的系數都為正且強烈顯著，性別代表性的直接效應同樣系數為正且強烈顯著，可以認為存在著部分中介效應，分別占到總效應的13.6%和15.4%（參見表6）。因此，根據中介效應分析H2和H3都得到了部分支持，即對于女生而言，性別代表性在數學上更多體現(xiàn)為一種象征代表性，在英語上則既有主動代表性也有象征代表性。

四、討論

在上一部分，本文以教師的性別代表性對學生成績變動的影響為核心，構建起了不同的回歸模型以進行統(tǒng)計分析。在此基礎上，本文希望能夠結合實證結果對代表性官僚制有更深入和充分的討論，主要從性別階梯的倒置和性別優(yōu)勢的固化兩個相互關聯(lián)的角度加以思考。

（一）階梯倒置

由于社會經濟因素和歷史傳統(tǒng)等的影響，性別不平等被認為是普遍存在的，男性較女性在社會生活的諸多方面占據著優(yōu)勢，兩性之間存在著明顯的階梯差距。在以往的代表性官僚制研究中，通常也將女性視為兩性中處于不利地位的一方，因此強調通過增加女性在公務部門特別是涉及女性事務部門的代表性來更充分地保障女性權益。具體到中國的教育領域中，大部分人認為同樣存在著女生相較于男生更為弱勢的情況，既體現(xiàn)為受教育機會和教育資源的不平等，也體現(xiàn)為學業(yè)成就的不平等?！澳猩扰斆鳌薄ⅰ澳猩瞄L數學”等刻板印象長期存在，因此數學被視為更具男性氣質、更加科學理性的學科，性別階梯進一步演化成知識階梯。

但事實是否果真如此？借助中國教育追蹤調查基線數據和追訪數據，可以獲取入樣學生前后兩個學年的學習成績，據此本文發(fā)現(xiàn)了女生在初中階段的學業(yè)成就已經全面領先于男生的驚人事實（參見表7）。在語文和英語兩個科目上，女生成績遠高于男生;即使是在傳統(tǒng)意義上男生更擅長的數學科目上，女生成績也略優(yōu)于男生。如果再結合成績變動來看，女生成績的提升幅度同樣大于男生?；谝陨鲜聦?，本文認為僅以學業(yè)成就而言，女生非但不處于弱勢，反而較男生具有相當的優(yōu)勢且優(yōu)勢正在擴大。該判斷意味著，性別階梯在中國的基礎教育部門已經發(fā)生一定程度的倒置。

（二）優(yōu)勢固化

從描述性統(tǒng)計中可以得知，教師的性別代表性比例在女生樣本中更加突出，在三個科目上均超過了六成，遠遠高于性別代表性在男生樣本中的比例。而從模型估計中可以得知，教師的性別代表性在數學和英語兩個科目上對女生的成績變動有顯著的積極影響，相反在全部三個科目上對男生的成績變動都沒有顯著的積極影響。通過對中介效應的檢驗，證明了性別代表性對女生成績變動的影響既源于主動代表性，即女性老師會對女生投入更多的關注，在學業(yè)上主動幫助女生;也源于象征代表性，即女性老師的存在會產生榜樣效應，從而增強女生對某一科目的學習信心。因此，如果認同性別階梯倒置的基本判斷，那么性別代表性在女生這一優(yōu)勢群體中就呈現(xiàn)出明顯的銳化態(tài)勢，不僅表現(xiàn)出更強的代表性，還通過主動代表性和象征代表性兩種機制將原先的優(yōu)勢進一步擴大。

與此同時，教師的性別代表性在全部三個科目上對于男生成績變動的影響都不顯著，這一發(fā)現(xiàn)與此前Zhang的研究存在著驚人一致，其認為發(fā)現(xiàn)教師的性別代表性對女生的數學成績有顯著的正向效應，同時在全部三個科目上對男生的影響則同樣不顯著[6]。他的解釋是在中國情境下，就教育領域而言女生相較于男生處于較弱勢的地位，因此性別代表性對弱勢一方的作用更加突出。但本文已證明，僅以學業(yè)成就而言，女生是處于優(yōu)勢的一方，男生才是相對弱勢的群體。因此，這一解釋并不能令人完全信服。

值得一提的是，雖然從回歸模型的結果來看教師的性別代表性在男生樣本中都不顯著，但老師關注這一中介變量在全部三個科目都顯著且系數為正，即當老師投入更多關注時能夠促進男生成績的提升。然而此時，這一來源于老師的積極影響同老師的性別并無關聯(lián)，即使是女性老師一樣能夠通過主動地關心男生的學業(yè)表現(xiàn)來幫助其提升成績。因此，如果認同男生是處于弱勢的一方，那么性別代表性在弱勢群體中就呈現(xiàn)出明顯的模糊化態(tài)勢，一方面是在代表性的量上有著較大差距;另一方面是在代表性的質上也存在不足，男性老師的存在未能對男生學業(yè)表現(xiàn)產生積極而顯著的影響，相反只要女性老師對男生施加一定的關注同樣能幫助男生在學業(yè)上取得進步。

五、結論

本文的核心研究問題是教師的性別代表性與學生的成績變動之間是否存在關系，以及如果存在關系其作用機制是什么。在梳理了代表性官僚制經典文獻的基礎上，本文根據雙通道模型提出了三個研究假設，分別是“H1：教師的性別代表性對學生的成績變動有積極影響”、“H2：教師的性別代表性對學生成績變動的積極影響源于主動代表性”和“H3：教師的性別代表性對學生成績變動的積極影響源于象征代表性”。運用中國教育追蹤調查（CEPS）基線數據與追訪數據，本文進行了回歸模型的估計與中介效應的檢驗，證明教師的性別代表性在某些科目上對女生有顯著的積極影響，對男生則不顯著。同時，教師的性別代表性對女生數學成績的提升主要源于象征代表性，對英語成績的提升則兼有主動代表性和象征代表性的雙重機制。

本文的貢獻和創(chuàng)新之處主要有三個方面，首先是通過引入“老師關注”和“學習信心”這兩個中介變量，實現(xiàn)了主動代表性與象征代表性在實證研究中的概念操作化，并通過回歸模型分析和中介效應分析對理論假設進行了檢驗;其次，突破了以往絕大多數研究將女性界定為弱勢群體的刻板印象，在經驗層面證明了僅以學業(yè)成就而言女生在初中階段已經全面領先于男生，性別階梯在中國基礎教育部門發(fā)生了倒置;再者，根據性別階梯倒置的基本判斷，可以發(fā)現(xiàn)教師性別代表性在優(yōu)勢群體中比例更高、效應更強，部分固化了倒置后的性別優(yōu)勢，相反在弱勢群體中則呈現(xiàn)出模糊化態(tài)勢?；谏鲜隼碚撎接懙慕Y果，本文對于實踐的啟示主要有兩個方面，一是在基礎教育階段應設法增加男性在教師隊伍中的比重，從而平衡教師的性別代表性;二是學校和家庭應在學業(yè)和生活等方面對男生投入更多的關注，以幫助其更好地成長。

本文的不足首先是在數據上，學生的考試成績并非是通過統(tǒng)一測試得到的，盡管本文已對原始成績進行了標準化處理，但依然僅限于學校內部，如此一來會導致學校乃至地區(qū)層面的差異被抹去，制約了研究的深度。其次是在方法上，本文所使用的OLS回歸在擬合效果上并不理想，回歸模型調整后的R2過低，損害了研究結論的可靠性。再者是在理論上，本文雖然帶來了一些對代表性官僚制的新思考，但在諸如代表性官僚制是否應關注弱勢群體、如何界定弱勢群體等問題上尚未形成系統(tǒng)的回答。上述的種種不足，將有待于下一步研究加以完善。

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