姚 昊 馬立超

(1.華東師范大學(xué) 教育學(xué)部，上海 200062；2.清華大學(xué) 教育研究院，北京 100084)

隨著知識更新?lián)Q代的加速，提高教師學(xué)歷層次成為建設(shè)高質(zhì)量教師隊伍的關(guān)鍵，被世界主要國家視為提高學(xué)生學(xué)業(yè)成績的重要手段。各國紛紛圍繞師資隊伍建設(shè)投入大量資源，制定優(yōu)化教師學(xué)歷結(jié)構(gòu)的政策。根據(jù)美國教師質(zhì)量調(diào)查委員會的調(diào)查，全美88%的學(xué)區(qū)向持有碩士學(xué)位的教師提供額外加薪。美國國家教育統(tǒng)計中心的數(shù)據(jù)也表明，超過半數(shù)的公立學(xué)校教師擁有碩士及更高學(xué)位。法國、西班牙、芬蘭等13個國家的中小學(xué)教師資格標(biāo)準(zhǔn)要求申請者具有碩士學(xué)位(Lee,2020)。受國際教育改革浪潮驅(qū)動，2019年2月，中共中央、國務(wù)院頒布實施《中國教育現(xiàn)代化2035》，全方位謀劃推進(jìn)教育現(xiàn)代化、建設(shè)社會主義現(xiàn)代化教育強國的目標(biāo)與戰(zhàn)略，將“建設(shè)高素質(zhì)專業(yè)化創(chuàng)新型教師隊伍”確立為面向教育現(xiàn)代化的十大戰(zhàn)略任務(wù)之一。2020年10月，中共教育部黨組發(fā)布《開啟全面建設(shè)高素質(zhì)專業(yè)化創(chuàng)新型教師隊伍新征程》，明確開啟教師隊伍建設(shè)新征程的基礎(chǔ)、方向和重點。高素質(zhì)師資是衡量教育質(zhì)量的重要指標(biāo)，教師學(xué)歷水平作為彰顯教師素質(zhì)的“信號”，能夠有效衡量教師的人力資本積累和教師隊伍整體的素質(zhì)結(jié)構(gòu)。從教育行政部門和學(xué)校管理者角度看，提升教師學(xué)歷的預(yù)期目標(biāo)在于提高課堂教學(xué)質(zhì)量和學(xué)生成績。但這一目標(biāo)到底能否實現(xiàn)有待探索。盡管教師學(xué)歷對學(xué)生成績的影響長期得到人力資本理論的支持，但國際教育學(xué)界對“提高教師學(xué)歷能否促進(jìn)學(xué)生學(xué)業(yè)成績”問題的結(jié)論及其解釋仍存在爭議(Harris et al.，2011；Mihaly et al.，2013；Ladd et al.，2015)。這一謎團在中國情境下呈現(xiàn)怎樣的狀況？尤其是我國處于全面邁向義務(wù)教育高質(zhì)量發(fā)展的新階段，探討教師學(xué)歷對學(xué)生學(xué)業(yè)成績的影響具有深遠(yuǎn)的意義。本研究旨在廓清國際學(xué)界關(guān)于教師學(xué)歷對學(xué)生成績影響的研究爭議點，借助PISA2018數(shù)據(jù)探討中國情境下提高初中和高中教師學(xué)歷層次能否實現(xiàn)學(xué)生成績提升的目標(biāo)。這既是對國內(nèi)外研究爭議焦點的回應(yīng)，也能從政策層面為我國建設(shè)高素質(zhì)師資隊伍、促進(jìn)基礎(chǔ)教育高質(zhì)量發(fā)展提供實證依據(jù)。

一、兩種觀點

伴隨著西方問責(zé)制度、教師績效薪酬制度逐漸與學(xué)生成績掛鉤，國際教育學(xué)界開始對教師學(xué)歷與學(xué)生成績之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)產(chǎn)生濃厚的研究興趣。關(guān)于教師學(xué)歷對成績影響的研究主要存在兩種不同觀點：一種觀點認(rèn)為，高學(xué)歷教師擁有較高的人力資本積累，能夠有效提升學(xué)生的學(xué)業(yè)成績；另一種觀點則表示，教師具有高學(xué)歷不能實現(xiàn)學(xué)生成績的顯著提升，應(yīng)取消對高學(xué)歷教師的額外薪酬補償。

大量研究表明，碩士學(xué)歷的教師所教授的學(xué)生普遍擁有優(yōu)異的學(xué)業(yè)成績表現(xiàn)，提升教師學(xué)歷能夠顯著提高學(xué)生學(xué)業(yè)成績，尤其是數(shù)學(xué)學(xué)科更明顯。哈里斯(Harris et al.，2011)調(diào)查美國北卡羅萊納州6-8年級學(xué)生發(fā)現(xiàn)，教師有無碩士學(xué)歷與學(xué)生數(shù)學(xué)成績顯著正相關(guān)。此外，提升教師學(xué)歷對學(xué)生學(xué)業(yè)成績的影響并非是短期的，而具有累進(jìn)效益和長期效益。?？瓶?Haycock，1998)發(fā)現(xiàn)，初始水平相當(dāng)?shù)膶W(xué)生，因任課教師學(xué)歷差異，可能會帶來學(xué)生發(fā)展的“累進(jìn)效果”，進(jìn)而導(dǎo)致個體未來學(xué)業(yè)成績的巨大差距。李(Lee，2018)也發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)階段關(guān)于教師學(xué)歷對學(xué)生成績的影響效益遠(yuǎn)被低估。提升教師學(xué)歷不僅能在短期提升學(xué)生成績，更重要的是能夠促進(jìn)學(xué)生長期保持成績進(jìn)步，高學(xué)歷教師所教授的學(xué)生在未來更有可能獲得研究生學(xué)位。

國際教育學(xué)界諸多研究都肯定教師學(xué)歷對學(xué)生學(xué)業(yè)成績的促進(jìn)作用，但存在三個方面的異質(zhì)性：1)學(xué)段異質(zhì)性。高學(xué)歷教師對學(xué)生成績的影響伴隨學(xué)段提升呈現(xiàn)逐步增加的趨勢，即在高中學(xué)段，高學(xué)歷教師更有可能對學(xué)生成績產(chǎn)生高效益(Wayne et al.，2003；姚昊等，2021)。2)學(xué)科異質(zhì)性。相關(guān)研究佐證了提升教師學(xué)歷對學(xué)生數(shù)學(xué)(Harris et al.，2011)、化學(xué)(Unanma et al.，2013)和科學(xué)(Goldhaber et al.，2000)成績有顯著正向影響，對語文、英語等學(xué)科的影響不明顯。戈德哈貝爾(Goldhaber et al.，2014)認(rèn)為，研究生階段特定學(xué)科的知識訓(xùn)練能夠有效提升教師的學(xué)科知識結(jié)構(gòu)，數(shù)學(xué)、科學(xué)等理科難度和專業(yè)程度更高，更需要優(yōu)化教師的學(xué)科知識體系，從而帶來更高的教學(xué)效能。3)學(xué)生異質(zhì)性。教師學(xué)歷對不同背景學(xué)生的學(xué)業(yè)成績的影響也存在差異。扎哈羅夫(Zakharov et al.，2016)研究發(fā)現(xiàn)，高學(xué)歷教師對弱勢家庭學(xué)生的學(xué)業(yè)成績提升效益明顯。博伊德(Boyd et al.，2008)在紐約市的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，教師學(xué)歷提升對貧困地區(qū)學(xué)校的學(xué)生成績影響最顯著，而對“富人區(qū)”學(xué)校學(xué)生成績的影響不顯著。

當(dāng)然，國際教育學(xué)界對教師學(xué)歷與學(xué)生學(xué)業(yè)成績的關(guān)系研究尚未達(dá)成一致意見，一些學(xué)者紛紛對教師學(xué)歷與學(xué)生成績的積極關(guān)系展開抨擊，認(rèn)為提高教師學(xué)歷并不能促進(jìn)學(xué)生學(xué)業(yè)成績提升。巴丁(Buddin et al.，2009)基于美國加利福尼亞州2000-2004年的縱向數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，小學(xué)生數(shù)學(xué)和閱讀成績并不受教師有無高學(xué)歷的影響。亦有研究表明，教師學(xué)歷對學(xué)生成績的影響具有時限性。里夫金(Rivkin et al.，2005)發(fā)現(xiàn)，相對于本科及以下學(xué)歷的教師，碩士學(xué)歷教師僅在入職后第一年教學(xué)質(zhì)量較高，之后的教學(xué)水平與本科及以下學(xué)歷的教師表現(xiàn)并無顯著差異；甚至有研究發(fā)現(xiàn)，高學(xué)歷教師對學(xué)生成績有負(fù)向影響。克洛特費爾特(Clotfelter et al.，2007)基于美國北卡羅來納州的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，研究生學(xué)位的教師所教學(xué)生的數(shù)學(xué)和閱讀成績反而更低。由于沒有確鑿證據(jù)表明高學(xué)歷教師確實能夠帶來學(xué)生成績的提升，美國北卡羅來納州已經(jīng)取消了研究生學(xué)位教師的額外加薪，肯塔基州也取消了教師職業(yè)標(biāo)準(zhǔn)中的碩士學(xué)位要求(Lee,2020)。

綜上所述，探究教師學(xué)歷與學(xué)生成績的因果關(guān)系成為國際教育研究的熱點問題。無論是教育政策制定還是實證研究，這一問題始終存在較大爭論。國際視野下教師學(xué)歷與學(xué)生成績關(guān)系研究的爭議焦點在于，提高教師學(xué)歷能否提升學(xué)生學(xué)業(yè)成績，且高學(xué)歷教師對不同學(xué)科、不同學(xué)段、不同學(xué)習(xí)能力學(xué)生學(xué)業(yè)成績的影響是否存在差異。這事關(guān)國家教師教育政策的調(diào)整和財政性教育經(jīng)費投入結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。

二、兩種主流觀點的理論依據(jù)

(一)提高教師學(xué)歷能夠促進(jìn)學(xué)生成績的理論基礎(chǔ)

1.以教師為核心的“人力資本”理論

長期以來，提高教師學(xué)歷對學(xué)生成績帶來的積極效益受到人力資本理論的支持，即教師通過研究生階段的學(xué)習(xí)能夠獲得更多人力資本積累，在學(xué)科知識和教學(xué)技能方面高于學(xué)歷更低的教師，課堂教學(xué)質(zhì)量也更高(Early et al.，2007)。而且，高學(xué)歷教師能夠通過研究性學(xué)習(xí)融合交叉學(xué)科知識體系，創(chuàng)新校本課程，提升課堂教學(xué)效果(Hill et al.，2005)。漢納謝克(Hanushek，2011)認(rèn)為，在職教師或準(zhǔn)教師在攻讀碩士學(xué)位過程中，有效提升了個人教育教學(xué)理論知識和實踐技能。人力資本理論也解釋了為何很多國家為高學(xué)歷教師提供額外的薪酬補償，這是因為教師在研究生階段花費了更多的時間成本、經(jīng)濟成本用于投資自身的知識和技能積累，這些投資帶來學(xué)生學(xué)業(yè)產(chǎn)出的增值，故而要以額外薪資的方式彌補高學(xué)歷教師的人力資本投資。

2.以學(xué)生為核心的“生源篩選分層”理論

該理論認(rèn)為，校際間生源質(zhì)量差異較大，高學(xué)歷教師培養(yǎng)的學(xué)生能取得更好的成績，原因在于高學(xué)歷教師往往集聚在生源高度“篩選”的學(xué)校，這類學(xué)校大多吸納家庭社會經(jīng)濟背景優(yōu)越或個人天賦卓越的學(xué)生，他們本身成績和能力就優(yōu)異，教師學(xué)歷可以作為一種“符號”篩選出高智力水平、家庭背景優(yōu)異的生源。盧塞恩(Luschei et al.，2018)的研究發(fā)現(xiàn)，高學(xué)歷教師往往在聲譽好的學(xué)校任職，且往往被分配到家庭背景更好、學(xué)習(xí)能力更強、紀(jì)律問題較少的班級，即生源的“自選擇偏差”導(dǎo)致教師學(xué)歷與學(xué)生成績之間存在積極的聯(lián)系，是“好學(xué)生”成就了“好老師”，并非“好老師”培養(yǎng)了“好學(xué)生”。但現(xiàn)有的實證研究較少控制學(xué)生個體特征和家庭背景因素，難以判斷教師學(xué)歷對學(xué)生成績的影響究竟是高學(xué)歷教師的“生產(chǎn)力”還是生源的“自選擇”造成的。

3.以師生交互為核心的“師生匹配”理論

該理論認(rèn)為，高學(xué)歷教師擁有較高的資源配置能力和狀態(tài)調(diào)節(jié)能力，能夠根據(jù)學(xué)生的學(xué)習(xí)能力、學(xué)習(xí)狀態(tài)分層匹配指導(dǎo)，也可以靈活創(chuàng)設(shè)適合學(xué)生學(xué)習(xí)的氛圍(Mihaly et al.，2013)。此外，高學(xué)歷教師有更高的教學(xué)技巧，能夠遵循“因材施教”原則培養(yǎng)學(xué)生(Early et al.，2017)，也會在教學(xué)中調(diào)動不同層次學(xué)生的學(xué)習(xí)興趣與動機，激勵學(xué)生積極參與思考(Yu et al.，2016)?？寺逄刭M爾特等(Clotfelter et al.，2006)調(diào)查發(fā)現(xiàn)，高學(xué)歷教師能夠匹配各種學(xué)力層次的學(xué)生，對不同學(xué)生的特點進(jìn)行差異化、個性化教學(xué)，而低學(xué)歷教師與學(xué)生匹配的范圍更小，學(xué)歷較低的教師對“學(xué)優(yōu)生”的提優(yōu)效果有限。

(二)提高教師學(xué)歷不能促進(jìn)學(xué)生成績的解釋

1.教師學(xué)歷與教學(xué)需求不匹配

該觀點認(rèn)為，研究生學(xué)位的教師所學(xué)內(nèi)容與學(xué)科教學(xué)需求不匹配，致使高學(xué)歷教師與學(xué)生成績之間不存在直接聯(lián)系。研究生階段所修學(xué)位的課程內(nèi)容未必能服務(wù)于教學(xué)實踐，因此未能實現(xiàn)學(xué)科教學(xué)技能方面的人力資本積累。迪伊等(Dee et al.，2018)研究發(fā)現(xiàn)，研究生階段主修學(xué)科教育的教師所教授的學(xué)生成績通常比主修非學(xué)科教育教師教授的學(xué)生成績更好。也有學(xué)者以數(shù)學(xué)學(xué)科為例發(fā)現(xiàn)，部分?jǐn)?shù)學(xué)教師在研究生階段所修專業(yè)為數(shù)學(xué)學(xué)科方向的二級專業(yè)，其教學(xué)效果比其他非學(xué)科專業(yè)學(xué)位教師更好。當(dāng)教師所學(xué)專業(yè)與授課學(xué)科不匹配時，往往致使人力資本投資效益受損(Shuls et al.，2015)。這意味著，只有教師獲取該學(xué)科的研究生學(xué)位并繼續(xù)任教該學(xué)科，才能明顯提升學(xué)生成績(Lee，2018)。對很多教師而言，攻讀研究生學(xué)位可能只是為未來從事學(xué)校行政管理崗位做準(zhǔn)備，如攻讀教育領(lǐng)導(dǎo)碩士學(xué)位雖然有利于促進(jìn)教師發(fā)展成為學(xué)校行政領(lǐng)導(dǎo)，但不會直接提升其課堂教學(xué)技能(Harris et al.，2011)。

2.低學(xué)段高學(xué)歷教師知識溢出

該觀點立足教師專業(yè)能力需求的角度指出，學(xué)生學(xué)段層級越高，對教師知識結(jié)構(gòu)的要求越高，也越需要高學(xué)歷教師教學(xué)。小學(xué)階段對教師教學(xué)專業(yè)知識的需求不高，若高學(xué)歷教師集中于小學(xué)階段，則存在學(xué)科知識“溢出效應(yīng)”。研究表明，學(xué)段層次越低，教師學(xué)歷對學(xué)生成績產(chǎn)生的效益越小，相對于小學(xué)而言，高中對高學(xué)歷教師的需求更緊迫(Ladd et al.，2015)。也有研究發(fā)現(xiàn)，高學(xué)歷教師對小學(xué)生成績不存在明顯提升作用(Lee，2018)。

3.高學(xué)歷教師缺乏教學(xué)經(jīng)驗

教師學(xué)歷不會單獨對學(xué)生學(xué)業(yè)成績產(chǎn)生影響，必須輔之以教學(xué)經(jīng)驗才能發(fā)揮作用。扎哈羅夫等(Zakharov et al.，2016)指出，高學(xué)歷教師在求學(xué)階段積累的主要是學(xué)科知識和研究能力，而高中以下學(xué)段不需要太多的學(xué)科知識積累。因此，剛?cè)肼毜母邔W(xué)歷教師沒有教學(xué)經(jīng)驗，需要積淀較長時間的教學(xué)經(jīng)驗才能發(fā)揮學(xué)歷的作用，故而提倡有教學(xué)經(jīng)驗的教師繼續(xù)在職攻讀教育學(xué)專業(yè)碩士、博士。

4.高學(xué)歷教師教學(xué)投入不足

這類觀點認(rèn)為高學(xué)歷教師往往教學(xué)投入度不足，容易導(dǎo)致學(xué)生成績提升效益欠佳。巴丁等(Buddin et al.，2009)研究發(fā)現(xiàn)，教師學(xué)歷與個人教學(xué)努力呈反比。高學(xué)歷教師盡管有較高的知識技能，但薪酬績效制度無法為高學(xué)歷教師提供持續(xù)的激勵，教師缺乏持續(xù)性教學(xué)投入的內(nèi)生動力。

三、基于PISA2018數(shù)據(jù)檢驗教師學(xué)歷對學(xué)生成績的影響

為探究中國情境下教師學(xué)歷與學(xué)生學(xué)業(yè)成績的關(guān)系，本研究基于國際學(xué)生評估項目PISA 2018調(diào)查數(shù)據(jù)展開實證分析。樣本主要是北京、上海、江蘇、浙江四省市15歲中學(xué)生，所在年級屬初中和高中階段。在剔除缺失樣本后，本研究共得到361所學(xué)校、11990名學(xué)生的數(shù)據(jù)。核心因變量是PISA 2018測試的學(xué)生成績，包括數(shù)學(xué)、科學(xué)和閱讀成績，本研究以項目反應(yīng)理論模型(Item Response Theory，IRT)來估計學(xué)生成績的概率分布，重復(fù)估計10次學(xué)科成績而形成10個似真值。本研究在多層線性模型中使用限制性最大似然估計法，對似真值重復(fù)估計10次后計算均值和標(biāo)準(zhǔn)差，并納入PISA數(shù)據(jù)的學(xué)生權(quán)重與學(xué)校權(quán)重。核心自變量教師學(xué)歷在PISA 2018中的定義為“學(xué)校本科學(xué)歷教師占比、學(xué)校碩士學(xué)歷教師占比”。根據(jù)漢納謝克(Hanushek，1986)的教育生產(chǎn)函數(shù)，學(xué)生成績不僅受教師學(xué)歷等因素的影響，還受學(xué)生家庭背景、個體認(rèn)知水平、性別、年級和學(xué)校類型的干擾。因此，為準(zhǔn)確估計教師學(xué)歷對學(xué)生成績影響的“凈效應(yīng)”，本研究選取PISA 2018家庭社會經(jīng)濟文化地位指數(shù)、學(xué)生元認(rèn)知水平、性別、年級和學(xué)校類型作為控制變量(見表一)。在模型與方法的選擇方面，由于教師學(xué)歷和學(xué)校類型屬于學(xué)校變量，學(xué)生家庭背景、元認(rèn)知水平、性別、年級和成績屬學(xué)生個體層面變量，故本研究采用多層線性模型分析，并通過分樣本多層線性回歸探究教師學(xué)歷對學(xué)生成績影響的異質(zhì)性。

表一 變量描述性統(tǒng)計

(一)控制學(xué)生認(rèn)知水平與家庭背景后，提升教師學(xué)歷有助于提高學(xué)生成績

首先，通過教師學(xué)歷對學(xué)生成績的邊際影響四分位分析(見圖1)，本研究發(fā)現(xiàn)隨著學(xué)校碩士學(xué)歷教師比例的提升，學(xué)生平均成績呈不斷提高趨勢。當(dāng)學(xué)校碩士學(xué)歷的教師占比處于最低四分位時，學(xué)生數(shù)學(xué)、科學(xué)和閱讀成績均值分別為566分、561分、524分。當(dāng)學(xué)校碩士學(xué)歷教師占比位于最高四分位時，學(xué)生平均成績上升明顯，數(shù)學(xué)、科學(xué)和閱讀成績平均提高57分、60分、70分，平均每位學(xué)生各學(xué)科成績提升了10%-13%。

圖1 教師學(xué)歷對學(xué)生成績的邊際影響四分位圖

其次，本研究進(jìn)一步控制學(xué)生認(rèn)知水平和家庭背景后發(fā)現(xiàn)，教師學(xué)歷對學(xué)生學(xué)業(yè)成績影響的“凈效應(yīng)”(見表二)。模型1、模型3和模型5分別用以估計學(xué)生個體認(rèn)知水平和家庭背景對數(shù)學(xué)、科學(xué)和閱讀成績的影響。學(xué)生學(xué)業(yè)成績的組內(nèi)相關(guān)系數(shù)，即校際學(xué)生學(xué)業(yè)成績差異占總差異的比例,表明數(shù)學(xué)組內(nèi)相關(guān)系數(shù)=41.3%、科學(xué)組內(nèi)相關(guān)系數(shù)=41.1%、閱讀組內(nèi)相關(guān)系數(shù)=42.3%，組內(nèi)相關(guān)系數(shù)大于0.138,表示存在高度的組內(nèi)相關(guān)和組間差異。學(xué)生成績組內(nèi)相關(guān)系數(shù)表明有40%以上的方差變異存在于學(xué)校群組之間，遠(yuǎn)超出組內(nèi)相關(guān)系數(shù)的最高標(biāo)準(zhǔn)，因此采用多層線性模型具有較高的適切性。此外，零模型中組內(nèi)相關(guān)系數(shù)值較大，說明學(xué)業(yè)成績不僅需要考慮個體效應(yīng)還需考慮學(xué)校層面的效應(yīng)，且層二核心變量為連續(xù)變量，因此多層線性模型模型估計時使用隨機效應(yīng)。

表二 教師學(xué)歷對學(xué)生成績的多層線性模型計量結(jié)果

模型計量結(jié)果顯示，學(xué)生個體認(rèn)知水平、家庭背景對學(xué)生成績均存在顯著正向影響(P<0.001)，表明有必要將其作為控制變量。模型2、模型4和模型6是在控制學(xué)生個體認(rèn)知水平、家庭背景后教師學(xué)歷對學(xué)生數(shù)學(xué)、科學(xué)和閱讀成績的影響。三個學(xué)科全模型的效應(yīng)量f2均位于40%-55%之間，表明模型具有較高的解釋力。結(jié)果顯示，學(xué)校擁有本科學(xué)歷教師比例和碩士學(xué)歷教師比例對學(xué)生學(xué)科成績均產(chǎn)生顯著正向影響。具體而言，以PISA 2018中國四省市學(xué)生的平均分為對照，學(xué)校本科學(xué)歷教師占比每提升10%，平均每位學(xué)生成績提升約1%-2%；學(xué)校碩士學(xué)歷教師占比每提升10%，平均每位學(xué)生成績提升約3%- 4%。

由于多層線性模型不能提供共線性診斷，即方差膨脹系數(shù)(variance inflation factor，VIF)診斷值，為了檢驗本科學(xué)歷教師比例和碩士學(xué)歷教師比例是否存在共線性問題，本研究將層二教師學(xué)歷變量樣本復(fù)制構(gòu)成單層模型，并通過多元線性回歸模型進(jìn)行共線性診斷，結(jié)果發(fā)現(xiàn)本科學(xué)歷教師比例的方差膨脹系數(shù)值為1.793，碩士學(xué)歷教師比例的方差膨脹系數(shù)值為2.028，均低于10的邊界值，因此模型不存在共線性問題。綜上所述，在控制學(xué)生個體認(rèn)知水平和家庭背景因素后，提高教師學(xué)歷仍然可以促進(jìn)學(xué)生學(xué)業(yè)成績提升。

(二)PSM穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明，高學(xué)歷教師培養(yǎng)的學(xué)生成績確實更優(yōu)異

為檢驗多層線性模型估計是否存在偏差，本研究進(jìn)一步使用傾向得分匹配法(Propensity Score Matching,PSM)對結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，將學(xué)校碩士學(xué)歷教師比例進(jìn)行四分位取值，選取最高四分位和最低四分位作為處理組和對照組，分別對應(yīng)高學(xué)歷教師聚集學(xué)校組和普通學(xué)校組。根據(jù)邏輯回歸模型(Logit Regression Model)得到的傾向得分，本研究對處理組和對照組學(xué)生個體進(jìn)行匹配，并檢驗匹配后的數(shù)據(jù)是否平衡。本研究采取近鄰匹配法(n=1)和核匹配法(Kernel=0.06)，使用各學(xué)科成績的信息載荷最大的第一個似真值(PV1)作為因變量進(jìn)行分析；在構(gòu)建匹配樣本的“反事實”學(xué)生成績分布序列后進(jìn)行傾向匹配估計，平均處理效應(yīng)(ATT)的結(jié)果顯示(見表三)，近鄰匹配結(jié)果呈現(xiàn)了處理組學(xué)生學(xué)業(yè)成績顯著高于對照組學(xué)校(數(shù)學(xué)差值=57.579、科學(xué)差值=62.077,閱讀差值=72.949、t>1.96)；相比近鄰匹配，核匹配的估計標(biāo)準(zhǔn)相對更嚴(yán)格，核匹配結(jié)果表明，處理組學(xué)生學(xué)業(yè)成績?nèi)燥@著高于對照組學(xué)校，但差值系數(shù)有所下降(數(shù)學(xué)差值=32.176、科學(xué)差值=33.225，閱讀差值=36.820、t>1.96)。通過計算，處理組學(xué)校碩士學(xué)歷教師比例平均高出實驗組學(xué)校20%，學(xué)校碩士學(xué)歷教師占比每提升10%，平均每位學(xué)生成績提升約3%-4%，處理組與對照組傾向得分的檢驗支持前文多層線性模型估計的穩(wěn)健性。

表三 傾向得分匹配估計結(jié)果

匹配后處理組和對照組的平衡性檢驗結(jié)果顯示(見表四)，匹配后所有變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差遠(yuǎn)小于10%，誤差消減了近83%-97%，即匹配過程實現(xiàn)了數(shù)據(jù)有效平衡，實驗組和對照組的傾向得分匹配通過了平衡性檢驗，且匹配效果較好，兩組樣本滿足統(tǒng)計意義上的同質(zhì)性要求。

表四 樣本匹配后的平衡性檢驗

(三)相比家庭背景優(yōu)勢學(xué)生而言，提高教師學(xué)歷更有助于提升弱勢家庭學(xué)生成績

根據(jù)PISA 2018中家庭社會經(jīng)濟文化地位指數(shù)(SES)劃分的四等分位點，本研究選取最高四分位學(xué)生樣本和最低四分位學(xué)生樣本，分別代表“家庭背景優(yōu)勢學(xué)生群體”和“家庭背景弱勢學(xué)生群體”。本研究以學(xué)生數(shù)學(xué)成績?yōu)槔?，采用多層線性模型對兩類群體進(jìn)行計量分析，探究教師學(xué)歷對不同家庭背景學(xué)生成績的影響是否存在差異。結(jié)果表明，提高學(xué)校碩士學(xué)歷教師占比對家庭背景處于優(yōu)勢和弱勢的學(xué)生的成績都有顯著促進(jìn)效應(yīng)。從具體效應(yīng)量來看，家庭背景處于最低四分位的學(xué)生初始成績較低，但提高學(xué)校碩士學(xué)歷教師占比，對數(shù)學(xué)成績產(chǎn)生影響的估計系數(shù)(斜率)達(dá)到家庭背景最高四分位學(xué)生的近兩倍(最高四分位SES學(xué)生β數(shù)學(xué)=71.11，最低四分位SES學(xué)生β數(shù)學(xué)=130.24)。以科學(xué)和閱讀成績?yōu)槔M(jìn)行計量分析，得到的結(jié)論與此基本一致。

因此，提高碩士學(xué)歷教師的占比對家庭背景處于弱勢的學(xué)生成績提升的邊際效益更高，這可能是因為高學(xué)歷教師能夠更好地采取分類指導(dǎo)以及家校協(xié)作。有研究表明，高學(xué)歷教師會針對家庭背景弱勢學(xué)生采取額外單獨指導(dǎo)和談話，并積極與家長溝通交流，從而彌合家庭背景劣勢帶來的成績差異(Goldhaber et al.，2000)。當(dāng)然，值得討論的是，家庭背景對學(xué)生學(xué)業(yè)成績也具有“自選擇效應(yīng)”，優(yōu)勢家庭背景的學(xué)生學(xué)業(yè)成績基礎(chǔ)可能相對較好，教師學(xué)歷對家庭背景優(yōu)勢學(xué)生的成績提升效果可能存在“天花板”效應(yīng)。

(四)相比城市而言，高學(xué)歷教師對鄉(xiāng)鎮(zhèn)學(xué)生成績提升的邊際效益更高

為探究教師學(xué)歷對學(xué)生成績的影響是否存在城鄉(xiāng)差異，本研究采用多層線性模型進(jìn)行分樣本計量，按城鄉(xiāng)分類切割樣本，得到城市學(xué)校樣本222所，城市學(xué)生樣本7379人，鄉(xiāng)鎮(zhèn)學(xué)校樣本139所，鄉(xiāng)鎮(zhèn)學(xué)生樣本4611人。分樣本多層線性模型估計結(jié)果見表五。分析發(fā)現(xiàn)，提高碩士學(xué)歷教師占比對城鄉(xiāng)學(xué)生的數(shù)學(xué)、科學(xué)和閱讀成績均有顯著的提升效益。但從教師學(xué)歷對學(xué)生成績影響程度的差異來看，鄉(xiāng)鎮(zhèn)學(xué)校高學(xué)歷教師對學(xué)生成績影響的估計系數(shù)達(dá)到城市學(xué)生的1.7倍(城市β數(shù)學(xué)=257.355，鄉(xiāng)鎮(zhèn)β數(shù)學(xué)=151.196)，鄉(xiāng)鎮(zhèn)學(xué)校模型的效應(yīng)量f2也遠(yuǎn)高于城市學(xué)校模型。這表明相對城市而言，提高鄉(xiāng)鎮(zhèn)學(xué)校高學(xué)歷教師的占比對學(xué)生學(xué)業(yè)成績提升的邊際效益更高。原因在于高學(xué)歷教師對學(xué)生學(xué)業(yè)成績提升的邊際效益是遞減的，城市地區(qū)學(xué)校碩士學(xué)歷教師占比遠(yuǎn)高于鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)學(xué)校，因此提升教師學(xué)歷對鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)學(xué)校學(xué)生成績的邊際效益更高。

表五 教師學(xué)歷對學(xué)生成績的城鄉(xiāng)差異影響

圖2 教師學(xué)歷對不同家庭背景學(xué)生成績提升的邊際效益

(五)提升教師學(xué)歷對大班額學(xué)校學(xué)生成績的影響效益更高

為檢驗不同班額學(xué)校的教師學(xué)歷結(jié)構(gòu)對學(xué)生學(xué)業(yè)成績的影響，本研究根據(jù)義務(wù)教育班級規(guī)模不超過45人/班的劃分標(biāo)準(zhǔn)，通過多層線性模型分別檢驗大班額學(xué)校(超過45人/班)和標(biāo)準(zhǔn)班額學(xué)校(不超過45人/班)教師學(xué)歷對學(xué)生成績的影響效應(yīng)。以PISA 2018中國四省市學(xué)生的數(shù)學(xué)、科學(xué)和閱讀成績平均分為參照，每提升10%的碩士學(xué)歷教師占比，大班額學(xué)校學(xué)生成績平均提升約4%-6%，而標(biāo)準(zhǔn)班額學(xué)校的學(xué)生成績平均提升約2%-3%。在大班額學(xué)校中，教師學(xué)歷可以解釋校際間學(xué)生成績差異的67%-75%，而在標(biāo)準(zhǔn)班額學(xué)校中，教師學(xué)歷僅可解釋校際學(xué)生成績差異的43%-53%，這說明教師學(xué)歷對大班額學(xué)校學(xué)生成績的解釋程度更高(見表六)。從實證結(jié)果來看，提高師資隊伍的學(xué)歷水平在某種程度上能夠彌補大班額教學(xué)效益的固有不足，這也佐證了阿爾蒂諾克(Altinok et al.，2012)的研究結(jié)果，即高學(xué)歷教師相對更有能力應(yīng)對大班額教學(xué)，與縮小班級規(guī)模這一措施相比，提高學(xué)校教師學(xué)歷水平不失為一種提升學(xué)生學(xué)業(yè)成績且成本更低的干預(yù)舉措。

表六 教師學(xué)歷對不同班額學(xué)生成績差異的影響

四、政策構(gòu)想

(一)對標(biāo)OECD國家，我國教師學(xué)歷水平偏低，應(yīng)通過激活“增量”和優(yōu)化“存量”來促進(jìn)高學(xué)歷師資供給已達(dá)58%，表明我國教師學(xué)歷水平與OECD國家相比仍存在較大提升空間。為適應(yīng)新時代人才培養(yǎng)需要、建設(shè)高素質(zhì)專業(yè)化創(chuàng)新型教師隊伍、全面提升教育質(zhì)量，研究者建議推進(jìn)教師培養(yǎng)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，推動研究生層次教師培養(yǎng)，通過激活“增量”和優(yōu)化“存量”促進(jìn)高學(xué)歷師資供給。

基礎(chǔ)教育是我國教育的基礎(chǔ)，教師是基礎(chǔ)的基礎(chǔ)。我國四省市中學(xué)教師擁有研究生學(xué)歷的僅占14%，而OECD國家研究生學(xué)歷教師占比高達(dá)40%(姚昊等，2021)。根據(jù)教育部發(fā)展規(guī)劃司2019年的教育統(tǒng)計數(shù)據(jù)，我國小學(xué)研究生學(xué)歷教師占比1%，初中4%，高中11%。美國教育統(tǒng)計中心的數(shù)據(jù)顯示，2018年美國中小學(xué)研究生學(xué)歷教師占比

激活“增量”指通過設(shè)計補償性差異薪酬制度、提高中小學(xué)教師地位待遇來增強教師職業(yè)吸引力，吸引更多高學(xué)歷畢業(yè)生從教。根據(jù)勞動力市場效率工資理論，教師人力資源具有高流動性，在完全競爭的勞動力市場，若要增加高素質(zhì)教師供給，必須提高相同學(xué)位畢業(yè)生從事教育行業(yè)同比其他行業(yè)崗位的競爭力，而提高教師薪酬待遇不失為最佳選擇(Hanushek et al.，2010)。享樂工資模型也提出，高學(xué)歷教師攻讀研究生學(xué)位過程所積累的人力資本需要以工資的形式補償，美國各州和學(xué)區(qū)每年至少花費140億美元財政投入用于補償持有研究生學(xué)位的教師(Miller et al.，2012)。設(shè)計補償性差異薪酬制度可以帶來附加的積極效應(yīng)，如教師學(xué)歷普遍提升有利于提高教師的社會地位和社會聲譽，吸引更多高學(xué)歷畢業(yè)生進(jìn)入教師崗位，通過形成良性循環(huán)提升我國教師隊伍質(zhì)量，培育高素質(zhì)專業(yè)化創(chuàng)新型教師隊伍。

優(yōu)化“存量”指提升在職教師學(xué)歷水平?！督逃?021年工作要點》提出，要推進(jìn)教師教育高質(zhì)量發(fā)展，深入實施卓越教師培養(yǎng)計劃2.0，加大中學(xué)教師培養(yǎng)改革力度。這可從以下方面入手：建立以師范院校為主體、高水平非師范院校參與的中國特色師范教育體系，鼓勵高水平綜合大學(xué)參與教師培養(yǎng)培訓(xùn)工作，對達(dá)到教師教育辦學(xué)標(biāo)準(zhǔn)的綜合性大學(xué)予以增設(shè)教育專業(yè)研究生學(xué)位點，擴大在職教師的研究生入學(xué)機會；鼓勵高等院校積極開展學(xué)歷繼續(xù)教育，探索教師培訓(xùn)與學(xué)歷教育銜接的項目和模式，擴大教育碩士、教育博士專業(yè)學(xué)位研究生招生規(guī)模，支持教師終身學(xué)習(xí)。

(二)高學(xué)歷教師在城鄉(xiāng)間、省域間分布失衡，應(yīng)對中西部地區(qū)、農(nóng)村地區(qū)實施高學(xué)歷師資支援計劃，優(yōu)化教育專業(yè)研究生學(xué)位授權(quán)點空間布局

由于城鄉(xiāng)間、省域間社會經(jīng)濟條件差異懸殊，教師學(xué)歷空間分布兩極分化明顯。首先，從城鄉(xiāng)分布看，2018年我國城市小學(xué)、初中和高中研究生學(xué)歷教師占比分別為3%、6%、13%，農(nóng)村小學(xué)、初中和高中則分別為0.3%、1%、9%，高學(xué)歷教師在城鄉(xiāng)間分布失衡，農(nóng)村地區(qū)難以留住高學(xué)歷師資。其次，從省域分布(見表七)來看，研究生學(xué)歷教師占比超過10%的省份數(shù)量較少，僅有北京、天津、上海，而占比低于10%的省份明顯較多。各省研究生學(xué)歷教師占比從高到低可以分為四個梯隊。第一梯隊的3個省份均位于東部地區(qū)；第二梯隊的8個省份中有5個位于東部地區(qū)，中部和西部地區(qū)各有2個和1個省份；第三梯隊和第四梯隊主要集中在中西部地區(qū)，3個省份來自東部地區(qū)，中部和西部地區(qū)分別有6個和10個。以上數(shù)據(jù)充分表明省域間高學(xué)歷師資的吸引力差距，東部各省具有“虹吸效應(yīng)”，能夠集聚更多的高學(xué)歷教師。最后，教師學(xué)歷與生師比指標(biāo)的全國空間分布存在高度相關(guān)性(見圖三)，高學(xué)歷教師聚集的省市，其教師供給也相對充裕，即教育發(fā)展薄弱地區(qū)往往存在師資數(shù)量和質(zhì)量的“雙塌陷”問題。

圖三 教師學(xué)歷與生師比指標(biāo)的全國空間分布

表七 基礎(chǔ)教育教師隊伍中擁有研究生學(xué)位的教師占比

教師學(xué)歷水平在城鄉(xiāng)和省域間的差異過大會導(dǎo)致教育結(jié)果不公平。中西部地區(qū)、農(nóng)村地區(qū)學(xué)生接受高學(xué)歷教師教學(xué)的機會相對匱乏，這就有必要解決高學(xué)歷教師在城鄉(xiāng)和省域間的失衡問題，促進(jìn)教師資源配置的優(yōu)質(zhì)均衡：一方面，深入推進(jìn)城鎮(zhèn)優(yōu)秀教師向鄉(xiāng)村學(xué)校、薄弱學(xué)校流動，深化實施“特崗教師”和“銀齡講學(xué)”計劃，逐步擴大農(nóng)村教師“特崗計劃”實施規(guī)模，鼓勵支持樂于奉獻(xiàn)、身體健康的退休優(yōu)秀教師到鄉(xiāng)村學(xué)校支教，從高素質(zhì)師資交流項目入手彌補鄉(xiāng)村教師質(zhì)量供給不足；另一方面，擴大中西部地區(qū)、農(nóng)村地區(qū)的高學(xué)歷教師供給。本研究建議優(yōu)化教育學(xué)專業(yè)學(xué)位點的區(qū)域布局，增加教育碩士招生計劃，并向中西部地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)適當(dāng)傾斜，鼓勵中西部地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)的優(yōu)秀教師攻讀教育碩士，擴大教育學(xué)專業(yè)研究生教育的空間輻射范圍，增加薄弱地區(qū)基礎(chǔ)教育階段高學(xué)歷教師供給。

(三)不同家庭社會經(jīng)濟地位的學(xué)生接受高學(xué)歷教師授課的機會存在差異，應(yīng)加大政府對弱勢家庭子女教師資源配置的宏觀調(diào)控

國際研究表明，高質(zhì)量師資分布通常與學(xué)生的家庭背景相關(guān)，處境不利學(xué)生缺乏接受高素質(zhì)教師指導(dǎo)的機會(Luschei et al.，2018)。本研究將PISA 2018數(shù)據(jù)中學(xué)生的家庭社會經(jīng)濟地位指數(shù)分為三等分位點，分別代表家庭背景處于弱勢、中產(chǎn)、優(yōu)勢的三類群體，進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)(見圖四)，只有9%處于弱勢家庭的學(xué)生能夠接受碩士學(xué)歷教師授課，而優(yōu)勢家庭背景的學(xué)生接受碩士學(xué)歷教師授課的比例是20%。而且，PISA 2018中國調(diào)查數(shù)據(jù)來源于北京、上海、江蘇、浙江等經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)，全國范圍內(nèi)家庭社會經(jīng)濟地位所帶來的高學(xué)歷師資教育機會失衡問題可能更嚴(yán)重。教師學(xué)歷結(jié)構(gòu)分布差異是教育過程不均衡的一種顯著表現(xiàn)，容易造成教育結(jié)果的不平等，甚至擴大由家庭背景所造成的學(xué)生學(xué)業(yè)成績初始差距，進(jìn)一步擴大弱勢家庭子女與優(yōu)勢家庭子女的教育分化，本質(zhì)上是對高質(zhì)量學(xué)習(xí)機會的二次“剝奪”。

圖四 不同家庭背景學(xué)生高學(xué)歷教師授課的機會

盡管本研究發(fā)現(xiàn)，高學(xué)歷教師對家庭背景處于弱勢的學(xué)生成績提升效益更高，但現(xiàn)實情況是，弱勢家庭子女接受高學(xué)歷教師授課的機會遠(yuǎn)低于優(yōu)勢家庭子女，而高學(xué)歷教師的分布差異是由校際間教育資源和質(zhì)量分化導(dǎo)致的。在新西蘭、韓國和日本，家庭背景弱勢學(xué)生與家庭背景優(yōu)勢學(xué)生接受高學(xué)歷、高素質(zhì)教師授課的機會并不存在差距，主要原因在于國家實行強制性教師交流輪崗政策，保障高學(xué)歷師資的均衡分布(Akiba et al.，2007)。這也表明政府宏觀調(diào)控對不同社會階層之間的教育結(jié)果均衡起著重要作用?；诖耍逃姓块T應(yīng)加大對弱勢家庭子女教師資源配置問題的關(guān)注，由縣(市、區(qū))級相關(guān)管理部門組織選派高學(xué)歷教師進(jìn)行輪崗和區(qū)域流動，實現(xiàn)高學(xué)歷教師在優(yōu)質(zhì)學(xué)校和薄弱學(xué)校間的合理有序流動。

五、結(jié) 語

面對國際教育學(xué)界關(guān)于教師學(xué)歷與學(xué)生成績關(guān)系的爭議，本研究基于PISA 2018國際大規(guī)模調(diào)查數(shù)據(jù)，通過多層線性模型、分位數(shù)回歸分析、分樣本多層線性模型進(jìn)行計量分析，發(fā)現(xiàn)在控制學(xué)生家庭背景和認(rèn)知水平后，提升教師學(xué)歷依然可以促進(jìn)學(xué)生成績；此外，高學(xué)歷教師對鄉(xiāng)鎮(zhèn)學(xué)生、弱勢家庭學(xué)生、大班額學(xué)校學(xué)生學(xué)業(yè)成績提升的邊際效益更高。因此，加大基礎(chǔ)教育學(xué)校高學(xué)歷師資供給，既有助于提升鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)和弱勢家庭學(xué)生的成績，符合“公平取向”，同時也能促進(jìn)大班額學(xué)校的教學(xué)效益，符合“效率取向”。這意味著，增加高學(xué)歷教師供給有望成為新時代促進(jìn)教育優(yōu)質(zhì)均衡和牽引教育高質(zhì)量發(fā)展的新型政策工具。然而，對標(biāo)OECD國家可以發(fā)現(xiàn)，我國教師學(xué)歷水平總體偏低，且高學(xué)歷教師在城鄉(xiāng)間、省域間分布失衡，不同家庭背景的學(xué)生接受高學(xué)歷教師授課的機會也存在差距，這些都可能成為加劇教育結(jié)果不平等的機制。

此外，盡管本研究聚焦于教師學(xué)歷結(jié)構(gòu)對學(xué)生成績的影響，但高學(xué)歷教師的效益不僅僅局限于提升學(xué)生成績，也體現(xiàn)為促進(jìn)學(xué)生非認(rèn)知能力的發(fā)展。提升教師學(xué)歷可能也有助于發(fā)展學(xué)生的情感交往能力，實現(xiàn)學(xué)生個體特色化、多樣化發(fā)展，這些超越成績之外的效益值得后續(xù)研究繼續(xù)關(guān)注。