張柳欽， 康玉真， 周戰(zhàn)強(qiáng)

(1.中央財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 北京 102206； 2.高明區(qū)市場監(jiān)管局， 佛山528500)

一、引 言

認(rèn)知能力作為一種初期的人力資本，是學(xué)生未來成才的基礎(chǔ)，因此，認(rèn)知能力一直是現(xiàn)代教育和勞動經(jīng)濟(jì)學(xué)中的重要研究對象[1]。學(xué)生認(rèn)知能力的提高在微觀上有利于其自身的人力資本積累，提升其未來的受教育水平、收入水平和社會地位[2]，在宏觀上則能夠增強(qiáng)社會的創(chuàng)新能力，促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量增長[3]。在教育生產(chǎn)函數(shù)理論中，學(xué)生的認(rèn)知能力是一種重要的教育產(chǎn)出，教育活動所具有的復(fù)雜性決定了學(xué)生認(rèn)知能力會受到多種類型教育投入要素的影響。已有研究表明，學(xué)生認(rèn)知能力會受到諸如學(xué)前教育[4-6]、同群效應(yīng)[7-9]、家庭背景[10-12]、影子教育[13]、留守狀況[14-15]、學(xué)校[16-17]與教師特征[18-21]等方面的因素影響，而在這些教育投入要素中，學(xué)校和教師方面的要素投入尤為重要。學(xué)校教育占據(jù)著學(xué)生日常生活的大半時間，是學(xué)生認(rèn)知成長過程中的重要形成階段，因此學(xué)校和教師的質(zhì)量水平會深刻影響學(xué)生的認(rèn)知能力(學(xué)業(yè)成績)和未來成就，這也是為何社會上會出現(xiàn)“學(xué)區(qū)房熱”現(xiàn)象的一個重要原因[22-23]。

近年來，得益于我國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，政府和教育部門不斷地加強(qiáng)對學(xué)校教師隊伍的建設(shè)，其中最為顯著的一個方面就是教師學(xué)歷。就初中而言，我國初中教師的學(xué)歷在2000年主要為?？疲急雀哌_(dá)72.91%(見圖1)。隨著教育的現(xiàn)代化發(fā)展和教師隊伍的優(yōu)化，我國初中教師的學(xué)歷有著較大的提升，2008年初中教師的本科學(xué)歷占比超過了?？茖W(xué)歷占比。截至2018年，我國初中教師的本科學(xué)歷占比已高達(dá)83.18%。2018年，國務(wù)院發(fā)布的《關(guān)于全面深化新時代教師隊伍建設(shè)改革的意見》中提出，要“為義務(wù)教育學(xué)校側(cè)重培養(yǎng)素質(zhì)全面、業(yè)務(wù)見長的本科層次教師，為高中階段教育學(xué)校側(cè)重培養(yǎng)專業(yè)突出、底蘊(yùn)深厚的研究生層次教師”，提升我國教師質(zhì)量水平。由此可見，教師隊伍的學(xué)歷升級在新時代推進(jìn)建設(shè)教育高質(zhì)量發(fā)展的背景下凸顯出了高度的重要性。近來，一些中學(xué)開始加大招聘力度，引入博士、博士后，這一現(xiàn)象引發(fā)了社會熱議，使人們更加關(guān)注一個問題：教師學(xué)歷是否會影響中學(xué)生認(rèn)知能力的發(fā)展？若存在影響，其機(jī)制邏輯是什么？

圖1 初中教師學(xué)歷分布圖資料來源：作者根據(jù)教育部統(tǒng)計數(shù)據(jù)手工整理而得。

要解答如上問題，我們需要對所研究的教師進(jìn)行細(xì)分和定位。因?yàn)閷W(xué)生在中學(xué)階段需要學(xué)習(xí)較多的課程科目，且授課教師也存在著頻繁的調(diào)換，所以要準(zhǔn)確分析出每個教師對學(xué)生認(rèn)知能力的影響是比較困難的。實(shí)際上，學(xué)校中的教師一般可分為班主任(1)據(jù)統(tǒng)計，2018年我國普通初中階段有1000970個班級，按照一班配置一個班主任的原則，則有1000970個班主任，占教師總數(shù)的27.51%。和其他授課教師，學(xué)生的班主任不同于其他科目的授課教師，班主任作為班級的組織者和管理者，是影響學(xué)生心智健康成長的“重要他人”[24]。班主任直接負(fù)責(zé)班級學(xué)生的思想、學(xué)習(xí)、健康和日常生活，與學(xué)生的關(guān)系更密切，對學(xué)生的教育期望、認(rèn)知能力和長遠(yuǎn)發(fā)展的影響也更重大[25-26]。因此，我們將研究對象聚焦于學(xué)生的班主任，深入研究分析班主任學(xué)歷與學(xué)生認(rèn)知能力之間的影響關(guān)系及其相關(guān)影響機(jī)制，這在當(dāng)今我國全面建設(shè)高素質(zhì)專業(yè)化創(chuàng)新型教師隊伍的背景下具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

鑒于此，本文利用中國教育追蹤調(diào)查(CEPS)2014—2015年度調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)班主任學(xué)歷的上升能夠顯著提高學(xué)生的認(rèn)知能力，上述結(jié)論在一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)之后仍舊成立。通過機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，班主任學(xué)歷的上升能夠增強(qiáng)其業(yè)務(wù)能力和管理能力，大幅提高其教學(xué)質(zhì)量，因此學(xué)生的認(rèn)知能力能夠得到更好地發(fā)展。在異質(zhì)性方面，我們發(fā)現(xiàn)班主任學(xué)歷對女學(xué)生的認(rèn)知能力具有更為積極的作用，城鎮(zhèn)地區(qū)和中、低教齡班主任的學(xué)歷對學(xué)生的認(rèn)知能力存在顯著的正向影響。

與已有研究相比，本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在兩個方面：在研究方法上，本文采用增值模型(Value-added Model)，減輕了因班主任教師和學(xué)生自選擇行為導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，對已有文獻(xiàn)在識別方法上進(jìn)行了有力補(bǔ)充。在影響渠道上，我們論證了班主任的教學(xué)質(zhì)量是班主任學(xué)歷影響學(xué)生認(rèn)知能力的一個重要機(jī)制，這為相關(guān)教育理論提供了微觀上的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

教師在學(xué)校教育中扮演著“知識傳輸者”的角色，對學(xué)生認(rèn)知能力的發(fā)展具有極其重要影響，且這樣的影響大于學(xué)生的同群效應(yīng)[27]，教師與學(xué)生之間的密切關(guān)系使得教師的個人特征都可能顯著影響學(xué)生的認(rèn)知能力和學(xué)業(yè)成績。Gong等(2018)[28]以性別為切入點(diǎn)，發(fā)現(xiàn)教師與學(xué)生之間存在性別匹配效應(yīng)，即當(dāng)教師與學(xué)生的性別相同時，教師更能夠提升學(xué)生的學(xué)業(yè)成績，特別是在女教師的班中，女學(xué)生的學(xué)業(yè)成績提升更為明顯。教師教齡也是一個不可忽視的重要影響因素，教師教齡代表著教師的教學(xué)經(jīng)驗(yàn)，一定程度上能夠反映教師的教學(xué)能力。通常來說，教師教齡的增長能夠顯著提高學(xué)生的學(xué)業(yè)成績[29-30]，可以解釋班級間的學(xué)生成績差異[19]。此外，也有一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)教師的積極行為(如支持、表揚(yáng)、鼓勵和關(guān)懷等)能提高學(xué)生的自我教育期望、學(xué)業(yè)成績與認(rèn)知能力[3，25，31-32]。

在教師學(xué)歷方面，目前大多數(shù)的文獻(xiàn)只是將教師學(xué)歷作為控制變量來簡單說明教師學(xué)歷的作用，且還未得出一致的結(jié)論。部分學(xué)者用“教師是否有研究生學(xué)歷”來衡量教師學(xué)歷的高低，并認(rèn)為教師學(xué)歷對學(xué)生學(xué)業(yè)成績沒有顯著的影響[28，33-34]，甚至有負(fù)影響[18]；但也有一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，教師學(xué)歷對學(xué)生學(xué)業(yè)發(fā)展有顯著的正向效應(yīng)[35-37]。王顧學(xué)和汪棟(2019)[38]認(rèn)為教師的人力資本水平可以解釋班級間學(xué)生成績差異的8.9%，教師學(xué)歷能夠提升學(xué)生的數(shù)學(xué)成績。孫志軍 等(2009)[39]發(fā)現(xiàn)教師學(xué)歷在專科以上與學(xué)生的學(xué)業(yè)成績具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。

理論上，教師作為學(xué)校的重要投入要素，教師自身的各種特征(如性別、教齡、學(xué)歷、工資、業(yè)務(wù)能力和管理能力等)會深刻影響教育生產(chǎn)效率的變化，從而影響學(xué)生認(rèn)知能力的發(fā)展[40]。一般而言，在其他因素同等的條件下，學(xué)歷越高的教師具有越強(qiáng)的知識儲備和學(xué)習(xí)能力，能夠傳授更優(yōu)的學(xué)習(xí)方法，把課程知識點(diǎn)講透，重視邏輯推理和問題解決，進(jìn)而提升學(xué)生的學(xué)業(yè)成績和認(rèn)知能力[41]。Peerzada和Jabeen(2014)[42]的研究表明教師的專業(yè)知識和學(xué)術(shù)能力與學(xué)生的學(xué)業(yè)表現(xiàn)存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。除知識水平和教學(xué)能力外，高學(xué)歷的老師也擁有更高的綜合素養(yǎng)、管理能力和更先進(jìn)的教育理念，能夠營造更優(yōu)的班級氛圍[36，43]，傾聽學(xué)生的個性思想和關(guān)注學(xué)生長遠(yuǎn)的發(fā)展，因而有助于學(xué)生認(rèn)知能力的提升。概言之，高學(xué)歷的教師往往具有更高的教育生產(chǎn)力，能將各種顯性或隱性的教育投入要素進(jìn)行合理高效的配置，從而有助于教育產(chǎn)出的增長，即提升學(xué)生的認(rèn)知能力。

通過對文獻(xiàn)的梳理，我們可以發(fā)現(xiàn)：首先，雖然已有許多的文獻(xiàn)研究了教師特征(性別、教齡、行為等)對學(xué)生認(rèn)知能力的影響，但將教師學(xué)歷作為主自變量來研究分析其對學(xué)生認(rèn)知能力影響的文獻(xiàn)還是偏少。由于教師和學(xué)生兩類群體具有很強(qiáng)的自選擇行為，即高學(xué)歷的教師和學(xué)習(xí)成績好的學(xué)生都傾向于在好學(xué)校中，因此簡單地將教師學(xué)歷作為控制變量來解釋會嚴(yán)重高估教師學(xué)歷的作用。其次，雖然有一些文獻(xiàn)使用“是否擁有研究生學(xué)歷”或“是否擁有本科學(xué)歷”來度量教師的學(xué)歷水平，但考慮到我國中學(xué)教師學(xué)歷分布具有多樣性，主要有高中及高中以下、?？啤⒊扇吮究?、全日制本科和研究生學(xué)歷這五種，因此，較為粗糙的衡量標(biāo)準(zhǔn)使得他們的研究結(jié)論也難以說明我國中學(xué)教師不同的學(xué)歷水平對學(xué)生的真實(shí)影響。最后，目前還鮮有文獻(xiàn)實(shí)證地分析教師學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力的影響渠道，使得關(guān)于兩者之間的影響傳導(dǎo)途徑的探討仍存在于理論論述層面，這也是本文研究的一個重要創(chuàng)新。

三、研究設(shè)計

在本文的研究問題中，存在教師和學(xué)生兩個層面的樣本自選擇問題。在教師層面，教師的學(xué)歷越高一定程度上代表著越高的知識技能水平，有著更高的經(jīng)濟(jì)收入和教學(xué)環(huán)境需求，因此，學(xué)歷越高的教師越可能傾向選擇市/縣城區(qū)、辦學(xué)水平越高的公辦學(xué)校；在學(xué)生層面，成績越好、越優(yōu)秀的學(xué)生往往傾向前往辦學(xué)水平越高的學(xué)校，且這樣的學(xué)校大多位于市/縣城區(qū)中(2)盡管初中階段可能存在一定比例的跨市/縣域就讀的學(xué)生，但這比例一般較小。因此本文認(rèn)為初中學(xué)生主要是在本市/縣(區(qū))行政地域范圍內(nèi)的學(xué)校進(jìn)行選擇和就讀。。教師和學(xué)生的自選擇行為會產(chǎn)生這樣一種現(xiàn)象：學(xué)歷越高的教師教著學(xué)習(xí)成績越好的學(xué)生，易得出“學(xué)歷越高的教師能夠培養(yǎng)出學(xué)習(xí)成績越好的學(xué)生”的結(jié)論。因此簡單地通過回歸得到的估計結(jié)果是有偏的。

(一)實(shí)證回歸模型

在分析班主任對學(xué)生認(rèn)知能力發(fā)展這樣跨層次的影響關(guān)系時，我們需將學(xué)生認(rèn)知能力的總方差拆分為組內(nèi)方差(個體)和組間方差(學(xué)校—班級)，其中組間方差是本文所關(guān)注的重點(diǎn)。若能將組間方差剝離出來，則能夠準(zhǔn)確地評估班主任學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力的影響。

考慮到本文重點(diǎn)是班主任學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力“增值”的影響，更加凸出學(xué)生認(rèn)知能力的增加，故本文借鑒Chetty等(2014)[2]、Tian等(2019)[44]的研究方法，使用增值模型(Value-added Model)來分析班主任學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力的影響，這一模型也在評價學(xué)校教育質(zhì)量成效中被廣泛應(yīng)用。由于學(xué)生的認(rèn)知能力主要受個體(包括同伴)、家庭、學(xué)校和教師因素的影響，故我們將學(xué)生認(rèn)知能力分解為學(xué)生個體-家庭特征層面與教師-學(xué)校特征層面這兩大部分。學(xué)生個體和家庭特征層面的一部分認(rèn)知能力主要是受學(xué)生前一期的初始認(rèn)知能力、學(xué)生個人因素、同伴和家庭特征影響。再考慮學(xué)生的自選擇問題，我們可以在前一階段的回歸模型中通過控制每個班主任(班級)的固定效應(yīng)，去除各個班主任(班級)之間的組間差異，這樣便可得出學(xué)生個人和家庭各個因素的影響系數(shù)。在排除掉上述受學(xué)生個體和家庭特征因素影響的認(rèn)知能力部分后，剩余部分的認(rèn)知能力則主要受教師和學(xué)校的影響。于是，我們將差值部分(常數(shù)項和殘差)作為被解釋變量對教師、學(xué)校特征進(jìn)行回歸，即可得到班主任學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力的影響。值得注意的是，由于在第一階段的回歸中已控制了班主任(班級)固定效應(yīng)，故得到的差值部分只是代表教師、學(xué)校特征對學(xué)生認(rèn)知能力的“增值”影響，后續(xù)回歸則不需要考慮教師的自選擇問題。

(1)

(2)

在式(1)中，stui包含有學(xué)生七年級時的認(rèn)知能力、學(xué)生個體和家庭層面特征的控制變量，αj為班主任(班級)固定效應(yīng)，εi為隨機(jī)項，testscorei是由式(2)得到的差值項。

通過式(1)控制班主任(班級)固定效應(yīng)，可得到僅受學(xué)生個體和家庭特征因素影響的一部分學(xué)生認(rèn)知能力；而后通過式(2)得到的差值項則是主要受教師、學(xué)校特征影響的另一部分學(xué)生認(rèn)知能力。在此基礎(chǔ)上，我們將這部分的學(xué)生認(rèn)知能力與教師、學(xué)校特征相關(guān)變量進(jìn)行回歸，即可得到班主任學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力的影響效應(yīng)。建立如下模型：

testscorei=b+λc+γ·bzreduj+∑β·teacherj+∑η·schools+μi

(3)

其中，bzreduj是每個學(xué)生班主任的最高學(xué)歷，teacherj為影響學(xué)生認(rèn)知能力的教師層面的控制變量，λc為縣級固定效應(yīng)，γ為班主任學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力的影響系數(shù)，β和η為教師其他特征和學(xué)校特征變量對學(xué)生認(rèn)知能力的影響系數(shù)，b為常數(shù)項，μi為隨機(jī)項。

(二)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心(NSRC)實(shí)施的大型追蹤調(diào)查項目——2014—2015學(xué)年中國教育追蹤調(diào)查(China Education Panel Survey，CEPS)數(shù)據(jù)，該調(diào)查采用多階段的概率與規(guī)模成比例(PPS)的抽樣方法，以學(xué)校為基礎(chǔ)，于2013—2014學(xué)年在全國31個省、市、自治區(qū)范圍內(nèi)抽取了28個縣級單位(PSU)、112所初中學(xué)校、438個班級、共計約2萬名學(xué)生作為調(diào)查樣本，因此，該樣本在全國范圍具有代表性。該調(diào)查問卷包含學(xué)校負(fù)責(zé)人問卷(學(xué)校信息)、教師問卷(教師信息)、家長問卷(家庭信息)和學(xué)生問卷(學(xué)生個體信息)，能夠?yàn)楸疚难芯繂栴}提供詳盡有效的數(shù)據(jù)。在2014年下半年和2015年上半年，該調(diào)查組對上一學(xué)年基線調(diào)查學(xué)校七年級的10279名學(xué)生進(jìn)行了追訪(追蹤調(diào)查時則為八年級)，并新增了部分學(xué)校、老師和學(xué)生樣本。最終2014—2015年度追蹤數(shù)據(jù)共調(diào)查112所學(xué)校、301個班級、9920個學(xué)生和家長的數(shù)據(jù)信息。

本文使用2014—2015年追蹤數(shù)據(jù)而不是基線數(shù)據(jù)有如下原因：首先，教師學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力的影響需要較長的時間才能發(fā)揮作用，而基線調(diào)查的七年級學(xué)生與班主任的接觸交流時間相對較短；此外，九年級學(xué)生雖然滿足與班主任接觸交流的時間長度，但是由于九年級學(xué)生樣本中更換班主任的比例可能較大，且我們無法獲取這些學(xué)生在他們七、八年級的數(shù)據(jù)，因此我們無法準(zhǔn)確估計其班主任學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力的影響。其次，本文所需變量之一是學(xué)生前一期的認(rèn)知能力，故本文使用追蹤數(shù)據(jù)中八年級、基線期為七年級的學(xué)生樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

(三)變量說明

本文的因變量為學(xué)生的認(rèn)知能力，該調(diào)查數(shù)據(jù)庫中提供了標(biāo)準(zhǔn)化認(rèn)知能力值。學(xué)生的認(rèn)知能力是由一套受認(rèn)可的認(rèn)知能力測試題進(jìn)行衡量，該測試題的內(nèi)容不涉及學(xué)校課程所教授的具體識記性知識，而是測量學(xué)生的邏輯思維與問題解決能力，通過對學(xué)生測試所得的原始分?jǐn)?shù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，則該變量數(shù)值在全國樣本中具有可比性。

在學(xué)生個人特征變量方面，我們選取了學(xué)生在七年級時測試所得的認(rèn)知能力、學(xué)生是否為女性、是否獨(dú)生子女、是否留守、學(xué)習(xí)態(tài)度、是否愛好閱讀、是否參加輔導(dǎo)班、積極和消極的同伴效應(yīng)(3)本文在設(shè)置同群效應(yīng)變量中參考了寧光杰和馬俊龍(2019)[45]的衡量方法，積極的同群效應(yīng)根據(jù)問卷中的問題“上面提到的幾個好朋友有沒有以下情況：學(xué)習(xí)成績優(yōu)良(子問題1)、學(xué)習(xí)努力刻苦(子問題2)和想上大學(xué)(子問題3)”得出，回答選項均為“沒有這樣的”(1分)、“一到二個這樣的”(2分)和“很多這樣的”(3分)，我們將這三個問題的回答選項所對應(yīng)的分?jǐn)?shù)取均值作為積極的同群效應(yīng)的值。消極的同群效應(yīng)值的計算與積極的同群效應(yīng)取值規(guī)則類似，其相對應(yīng)的子問題為“逃課、曠課、逃學(xué)”“違反校紀(jì)被批評、處分”和“退學(xué)了”。；家庭特征變量包括家里是否有電腦、父母上網(wǎng)時長、家中非課本書籍量、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、父母職業(yè)和受教育水平、父母對孩子的教育期望等。這些變量主要解釋了受家庭、學(xué)生個體特征影響的一部分認(rèn)知能力，因此主要應(yīng)用在式(1)中。

在教師特征變量方面，我們選取了班主任性別、班主任學(xué)歷、班主任教齡、班主任是否兼任行政職務(wù)、班主任婚姻狀況和其他非班主任任課教師的平均學(xué)歷以及平均教齡等變量。其中班主任學(xué)歷是本文的核心解釋變量，相關(guān)類別分別為：?？萍捌湟韵隆⒊扇吮究?、大學(xué)本科(全日制)和研究生及以上學(xué)歷，取值從1到4(4)盡管教師學(xué)歷不同于教育年限，但由于該分類變量具有有序的遞增性質(zhì)，故采用分類變量進(jìn)行回歸也是可行的，采用這一做法的有張陽陽和謝桂華(2017)[26]與劉浩(2018)[43]。。此外，我們也選取了一些學(xué)校特征變量，主要包括有：學(xué)校目前在當(dāng)?shù)乜h(區(qū))的排名，賦值1為最差，5為最好；學(xué)校所在地是否為城鎮(zhèn)地區(qū)，定義農(nóng)村為0，城鎮(zhèn)為1。

表1展示了本文實(shí)證所使用的主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，從表中可知，女班主任比男班主任相對要多一些，占比達(dá)64.7%；班主任的平均學(xué)歷在成人本科這一層次，說明整體上初中教師的學(xué)歷還略顯偏低；班主任教齡最低為0，最高為50，均值為16.3年且標(biāo)準(zhǔn)差為7.988，說明班主任教齡偏高，分布較廣；而在所有班主任中，有21.9%兼有年級負(fù)責(zé)人、教研室負(fù)責(zé)人、教務(wù)主任(副主任)、校長(副校長)等行政職務(wù)。其他主科教師的平均學(xué)歷值為5.357，且平均教齡在1.5-37.5年之間，表明非班主任的其他主科教師的特征和班主任的特征差異較小。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實(shí)證結(jié)果

(一)基準(zhǔn)回歸

本文首先在控制班主任(班級)固定效應(yīng)下估計模型(1)中學(xué)生個體和家庭特征對學(xué)生認(rèn)知能力的影響系數(shù)，然后通過模型(2)得到受教師、學(xué)校特征影響的一部分學(xué)生認(rèn)知能力，并利用這部分的學(xué)生認(rèn)知能力作為模型(3)的因變量，對教師、學(xué)校特征變量進(jìn)行回歸。由于學(xué)生個體和家庭特征不是本文所關(guān)注的重點(diǎn)，故本文只展示教師、學(xué)校特征對學(xué)生認(rèn)知能力影響的結(jié)果。

表2報告了模型(3)的回歸結(jié)果。從第(2)列中可知，總體上班主任學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力在1%的水平上具有顯著的正向影響，班主任學(xué)歷上升一個水平能夠提升學(xué)生認(rèn)知能力0.035個點(diǎn)。在第(3)列中，班主任所任教數(shù)學(xué)、英語和其他課程的系數(shù)均為正，但只有數(shù)學(xué)和其他課程的系數(shù)顯著，表明相比語文課程，教授數(shù)學(xué)和其他課程的班主任更能顯著提升學(xué)生的認(rèn)知能力。這樣的結(jié)果出現(xiàn)可能是由于數(shù)據(jù)中因變量“學(xué)生認(rèn)知能力”主要是衡量學(xué)生的邏輯思維與問題解決能力，而不是學(xué)校所教授的具體識記能力，因此，數(shù)學(xué)課程對學(xué)生認(rèn)知能力的影響最大。在第(4)列中，我們添加了班主任學(xué)歷與性別的交互項，可知該系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，意味著女班主任學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力的影響相比男班主任較弱。在本文樣本中，女班主任任教語文和英語課程居多，而男班主任任教數(shù)學(xué)課程居多(5)女班主任任教語文和英語的占比為65.4%，數(shù)學(xué)為21.6%；男班主任任教語文和英語的占比為39%，數(shù)學(xué)為38.1%。，這可能使得男班主任對學(xué)生認(rèn)知能力的影響比女班主任要強(qiáng)。

為分析班主任的不同學(xué)歷層次對學(xué)生認(rèn)知能力的影響，我們依據(jù)班主任學(xué)歷生成了2個虛擬變量，即是否為全日制本科學(xué)歷和是否為研究生及以上學(xué)歷，并將這兩個變量代入模型(3)中進(jìn)行回歸。表2第(5)列中的結(jié)果表明：相比?？坪统扇吮究?，班主任擁有全日制本科學(xué)歷、研究生及以上學(xué)歷能顯著提升學(xué)生認(rèn)知能力約0.053和0.167個點(diǎn)。我們進(jìn)一步將“班主任學(xué)歷是否為研究生及以上”這一虛擬變量單獨(dú)放入模型(3)中回歸，第(6)列的結(jié)果表明相比本科和專科，班主任學(xué)歷為研究生及以上能提升學(xué)生認(rèn)知能力約0.204個點(diǎn)。這表明擁有研究生及以上學(xué)歷的班主任對學(xué)生認(rèn)知能力的影響比本科和?？茖W(xué)歷更強(qiáng)。

在控制變量方面，從第(3)列中可知，在考慮班主任其他特征變量的影響之后，班主任的性別對學(xué)生認(rèn)知能力并沒有顯著影響，這一結(jié)果同第(5)、(6)列中相同。班主任教齡總體上能夠顯著提升學(xué)生認(rèn)知能力，教師教齡上升一年能夠提升學(xué)生認(rèn)知能力0.004個點(diǎn)。當(dāng)班主任兼有行政職務(wù)時，對學(xué)生認(rèn)知能力有負(fù)向作用，具體地，相比兼有行政職務(wù)的班主任，班主任未兼任行政職務(wù)能夠提升學(xué)生認(rèn)知能力0.085個點(diǎn)。這表明班主任如果過于忙于行政，可能會降低班主任與學(xué)生之間的交流時間，從而不利于學(xué)生認(rèn)知能力的發(fā)展。此外，位于城鎮(zhèn)地區(qū)或教學(xué)水平越好的學(xué)校，其學(xué)生的認(rèn)知能力越強(qiáng)。

①本表中認(rèn)知能力通過式(2)得到，即為式(3)的因變量。

表2 教師學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力的影響

(二)穩(wěn)健性分析

為了驗(yàn)證上文基本結(jié)果的穩(wěn)健性，本文分別采用替換解釋變量、傾向得分匹配法和遺漏變量檢驗(yàn)來進(jìn)行穩(wěn)健性分析。

1. 替換解釋變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于大多數(shù)成人本科學(xué)歷的班主任第一學(xué)歷是為?？萍捌湟韵?，故本文首先將成人本科學(xué)歷與?？茖W(xué)歷歸為一類，進(jìn)而班主任學(xué)歷則存在3種賦值狀態(tài)：1為?？坪统扇吮究?、2為全日制本科、3為研究生及以上，相應(yīng)的回歸結(jié)果如表3所示。從第(1)、(2)列中可知，在變換學(xué)歷賦值標(biāo)準(zhǔn)后，班主任學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力依舊存在顯著正向的影響。在第(3)列中，班主任授課數(shù)學(xué)和其他課程的系數(shù)顯著為正，而在第(4)列中，班主任性別和學(xué)歷的交乘項顯著為負(fù)，這些均與基準(zhǔn)回歸的結(jié)果基本一致。具體地看，表3第(1)-(4)列中班主任學(xué)歷系數(shù)均比表2第(1)-(4)的系數(shù)大，這更加說明了具有較高學(xué)歷的班主任會對學(xué)生認(rèn)知能力有更強(qiáng)的提升作用。此外，我們還將班主任學(xué)歷轉(zhuǎn)換為班主任的受教育年限，以進(jìn)一步檢驗(yàn)本文基本結(jié)果的穩(wěn)健性。依據(jù)班主任學(xué)歷對班主任受教育年限進(jìn)行相應(yīng)設(shè)置：專科學(xué)歷賦值為15年、本科學(xué)歷(包括成人本科)賦值為16年、研究生及以上賦值為19年。從表3第(5)、(6)列中可知，班主任受教育年限對學(xué)生認(rèn)知能力的影響系數(shù)均顯著為正，說明即使是將教師學(xué)歷轉(zhuǎn)化為受教育年限，班主任的學(xué)歷水平依舊能促進(jìn)學(xué)生認(rèn)知能力的提升。因此，本文的基本結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表3 教師學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力影響：替換變量穩(wěn)健性分析

2. 傾向得分匹配法

在此，本文應(yīng)用傾向得分匹配法(PSM)來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)分析，傾向得分匹配法能夠依據(jù)可觀測的變量將各個維度都相似的處理組和控制組樣本個體進(jìn)行匹配來解決樣本的自選擇問題，通過比較匹配成功的處理組和控制組均值差異，可得到的處理組平均處理效應(yīng)(ATT)。在運(yùn)用PSM的過程中，我們把學(xué)生認(rèn)知能力作為結(jié)果變量，班主任學(xué)歷為處理變量，當(dāng)班主任的最高學(xué)歷為本科及本科以上，賦值為1，否則為0；繼而構(gòu)造出了高學(xué)歷班主任的處理組和低學(xué)歷班主任的控制組。隨后，我們將模型(1)和模型(3)中的學(xué)生、家庭、教師和學(xué)校等特征變量作為匹配的相關(guān)協(xié)變量。

表4報告了運(yùn)用鄰近一對一、鄰近一對四、半徑匹配和核匹配這四種方法得到的處理組平均處理效應(yīng)(ATT)。結(jié)果顯示各種匹配方法得出的ATT系數(shù)大小相近且均顯著為正，即班主任學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力具有顯著的正向影響，這一結(jié)果與本文的基本研究發(fā)現(xiàn)相一致。這也凸顯了一個事實(shí)：即使更換估計方法，班主任學(xué)歷越高越能提升學(xué)生認(rèn)知能力這一結(jié)果依舊存在，進(jìn)一步佐證了本文基本結(jié)果的穩(wěn)健性。

表4 傾向得分匹配分析結(jié)果

3. 考慮遺漏變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在本文的基準(zhǔn)回歸中，我們在控制了學(xué)生個體和家庭特征、學(xué)校和教師特征以后，分析了班主任學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力的影響；替換解釋變量和傾向得分匹配法(PSM)也基于以上可觀測變量分析了班主任學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力的影響和處理組平均處理效應(yīng)，結(jié)果均顯示班主任學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力存在顯著正向的影響。雖然本文已考慮和控制了大量的可觀測變量，然而，仍可能存在一些不可觀測的變量(遺漏變量)會嚴(yán)重影響本文基本結(jié)果的有效性。為考察可能存在的遺漏變量對上文結(jié)論的影響，本文采用Oster(2019)[46]提出的方法繼續(xù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。Oster認(rèn)為：(1)假設(shè)可觀測變量、遺漏變量與因變量相關(guān)關(guān)系的強(qiáng)弱是相同的(δ=1)(6)δ值為可觀測變量、不可觀測變量(遺漏變量)與被解釋變量相關(guān)關(guān)系的強(qiáng)弱。如當(dāng)δ=2時，不可觀測變量的重要性為可觀測變量的2倍。一般而言，為保證方程有唯一解，這里我們將δ設(shè)定為1，這也是通行做法。，那么將回歸方程的擬合優(yōu)度提升1.3倍后(7)在操作上，將擬合優(yōu)度擴(kuò)大1.3倍的目的是要設(shè)定出一個最大的擬合優(yōu)度Rmax，這個Rmax表示當(dāng)所有遺漏變量都能被觀測到時回歸方程的最大擬合優(yōu)度。而將擬合優(yōu)度擴(kuò)大1.3倍則是Oster(2019)得到的一個經(jīng)驗(yàn)值，她認(rèn)為這樣的設(shè)定是合理的。，若模擬得到的自變量β*估計量位于基本回歸結(jié)果中β估計量的95%置信區(qū)間范圍內(nèi)，則表明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的：(2)將回歸方程的擬合優(yōu)度提升1.3倍后，若使得當(dāng)β=0時，δ值大于1，即可觀測變量與自變量的相關(guān)關(guān)系比遺漏變量與自變量的相關(guān)關(guān)系強(qiáng)，則表明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

本文設(shè)定Rmax=0.165，即將表2第(3)列的回歸模型的擬合優(yōu)度增大1.3倍，相關(guān)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果報告在表5中。表5第一行是設(shè)定δ=1后得到的β*估計量，第二行是設(shè)定β=0后估計得到的δ值，從表5所展示的檢驗(yàn)結(jié)果可知，本文的結(jié)果通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，即遺漏變量對本文結(jié)論的影響是微弱的。

表5 考慮遺漏變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、機(jī)制分析與異質(zhì)性

(一)教師學(xué)歷影響學(xué)生認(rèn)知能力機(jī)制分析

前文所得出的結(jié)論表明，班主任的學(xué)歷能夠顯著正向地影響學(xué)生的認(rèn)知能力。我們認(rèn)為這種影響的機(jī)制可能在于班主任的教學(xué)質(zhì)量水平，而這一點(diǎn)可以從兩個方面來反映：一方面是班主任的業(yè)務(wù)能力，班主任學(xué)歷水平越高，代表著班主任對于課程知識的掌握能力和理解程度更高，教學(xué)反思、自我提升意識也更強(qiáng)[47]，高學(xué)歷的班主任不會囿于教材，更愿意且有能力將自己對知識的理解教授給學(xué)生，因此高學(xué)歷班主任的教學(xué)方式會更加多樣和有效，更能夠提升學(xué)生的認(rèn)知能力。另一方面是班主任的管理能力，班主任學(xué)歷水平越高，知識面和綜合素質(zhì)越高，更會重視學(xué)生的長遠(yuǎn)發(fā)展，而不會僅僅專注于學(xué)生短期的成績。故高學(xué)歷班主任一般更多地關(guān)注學(xué)生的日常生活，傾聽和理解學(xué)生的思想，能夠給學(xué)生一個相對寬松的環(huán)境來激發(fā)學(xué)生的主動性、積極性和創(chuàng)造性。

為驗(yàn)證上述機(jī)制，本文選取班主任在教學(xué)內(nèi)容中使用自行編寫的教學(xué)材料所占百分比例來衡量班主任在教學(xué)上的業(yè)務(wù)能力①，選取家長對老師的負(fù)責(zé)任評價來衡量班主任的管理能力。運(yùn)用中介效應(yīng)模型來分析班主任學(xué)歷是否能通過提升其業(yè)務(wù)能力和管理能力來正向影響學(xué)生的認(rèn)知能力。如表6第(1)、(2)列所示，班主任學(xué)歷對班主任教學(xué)內(nèi)容中使用自行編寫教材的比例具有顯著的正向效應(yīng)，同時班主任的業(yè)務(wù)能力對學(xué)生認(rèn)知能力的影響亦存在顯著的積極效應(yīng)。這表明班主任學(xué)歷越高，其知識儲備和業(yè)務(wù)能力就越強(qiáng)，對課本知識的理解愈加深刻，更能在教學(xué)中旁征博引、深入淺出將知識傳授給學(xué)生，提升學(xué)生的認(rèn)知能力。在第(3)、(4)列中，班主任學(xué)歷對班主任負(fù)責(zé)任評價的影響系數(shù)顯著為正，且班主任越負(fù)責(zé)任，則越能提升學(xué)生的認(rèn)知能力。這表明高學(xué)歷的班主任具有更強(qiáng)的負(fù)責(zé)任意識和管理能力，更關(guān)注學(xué)生身心健康的長遠(yuǎn)發(fā)展，能通過日常的交流互動潛移默化地影響學(xué)生的認(rèn)知能力。

表6 班主任學(xué)歷對業(yè)務(wù)能力和管理能力的影響

(二)異質(zhì)性分析

由于學(xué)生、學(xué)校和班主任存在不同的特征，可能會使得班主任學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力具有不同的影響程度，因此我們有必要對本文的基本結(jié)果進(jìn)行相關(guān)的異質(zhì)性分析。本文依據(jù)學(xué)生性別、學(xué)校是否位于城鎮(zhèn)以及班主任教齡低、中、高分別進(jìn)行分組回歸。首先，我們將學(xué)校所在地區(qū)為城鄉(xiāng)結(jié)合部、農(nóng)村和鄉(xiāng)鎮(zhèn)歸類于農(nóng)村組，而市中心和市中心邊緣地區(qū)為城鎮(zhèn)組；然后，依據(jù)班主任教齡將樣本分為3個等分位數(shù)組，定義教齡小于等于12年為低教齡組，教齡大于12年且小于等于20年為中教齡組，教齡大于20年為高教齡組。

表7報告了班主任學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力的異質(zhì)性分析結(jié)果。第(1)、(2)列是學(xué)生為女性和男性的回歸結(jié)果，第(1)列的結(jié)果顯示：班主任學(xué)歷對女學(xué)生的認(rèn)知能力有顯著的正向影響，班主任學(xué)歷上升一個水平能夠提升女學(xué)生認(rèn)知能力0.037個點(diǎn)。而在第(2)列中，班主任學(xué)歷對男學(xué)生認(rèn)知能力的影響則不顯著。這可能是由于在初中時期，女學(xué)生相比男學(xué)生更加成熟，在校園學(xué)習(xí)和生活中更加認(rèn)真和乖巧，更能傾聽班主任的教導(dǎo)，故班主任學(xué)歷對女學(xué)生的認(rèn)知能力的影響比男學(xué)生強(qiáng)。

第(3)、(4)和(5)列為教師低教齡組、中教齡組和高教齡組的回歸結(jié)果。結(jié)果表明：低教齡班主任的學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力存在顯著正向的影響，低教齡班主任的學(xué)歷上升一個水平能夠提升學(xué)生認(rèn)知能力0.096個點(diǎn)；中教齡組中的班主任學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力的影響系數(shù)0.059，相比低教齡組系數(shù)變小且顯著性變?nèi)?，而在高教齡組中，班主任學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力的影響雖為正但已不顯著，這意味著相比中、高教齡班主任，低教齡班主任學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力的影響更強(qiáng)，這一是由于低教齡組班主任的年齡更小，全日制本科和研究生學(xué)歷占比更高(8)在低教齡組中，全日制本科及以上學(xué)歷的班主任占比為70.76%，幾乎是中教齡組(36.27%)的兩倍和高教齡組(29.54%)的兩倍多。，因此低教齡的班主任學(xué)歷越高，對學(xué)生認(rèn)知能力的影響越大。二是隨著班主任教齡的提升，教學(xué)經(jīng)驗(yàn)和能力的增強(qiáng)，使得班主任學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知的影響逐漸變?nèi)踔敝敛伙@著，這意味著班主任學(xué)歷與教齡之間可能存在一種替代效應(yīng)，

第(6)、(7)列為學(xué)校所在地區(qū)為城市和農(nóng)村的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，在城市地區(qū)的學(xué)校中，班主任學(xué)歷上升一個水平能夠提升學(xué)生認(rèn)知能力0.07個點(diǎn)；而在農(nóng)村地區(qū)的學(xué)校中，班主任學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力沒有顯著影響。與此同時，班主任教齡對學(xué)生認(rèn)知能力的影響在城市地區(qū)顯著，而在農(nóng)村地區(qū)不顯著。這兩種差異可能是由于：第一，農(nóng)村地區(qū)班主任學(xué)歷在總體分布上比城市要低一個層次，農(nóng)村地區(qū)班主任學(xué)歷主要分布在成人本科學(xué)歷，且全日制本科學(xué)歷占比相比成人本科要低一些，研究生學(xué)歷的班主任幾乎沒有；而城市地區(qū)班主任學(xué)歷主要分布在全日制本科學(xué)歷，研究生學(xué)歷占比相比農(nóng)村地區(qū)要高許多(9)班主任業(yè)務(wù)能力變量來自于班主任問卷中“以下各種教學(xué)材料(國內(nèi)編寫的正式課本、自行編寫的教學(xué)材料)在您的教學(xué)內(nèi)容中所占百分比為多少？”；班主任管理能力來自于家長問卷中“孩子的老師對這個孩子負(fù)責(zé)嗎？(1為一點(diǎn)也不負(fù)責(zé)，5為非常負(fù)責(zé))”。；第二，在農(nóng)村地區(qū)，專業(yè)素質(zhì)高和教學(xué)能力強(qiáng)的教師往往易于調(diào)往城市地區(qū)的學(xué)校工作，而留在農(nóng)村地區(qū)的教師大多是業(yè)務(wù)能力素養(yǎng)偏低的。這些原因使得農(nóng)村地區(qū)班主任學(xué)歷和教齡無法對學(xué)生認(rèn)知能力產(chǎn)生顯著的影響。因此，注重提升農(nóng)村地區(qū)教師的業(yè)務(wù)能力和平衡城鄉(xiāng)優(yōu)質(zhì)教師資源是十分必要的。

表7 班主任學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力的影響：異質(zhì)性分析

六、結(jié)論與建議

本文利用中國教育追蹤數(shù)據(jù)(CEPS)2014—2015年度調(diào)查數(shù)據(jù)研究分析了班主任學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力的影響。本文的主要發(fā)現(xiàn)如下：第一，相比于專科和成人本科，全日制本科和研究生及以上學(xué)歷班主任對學(xué)生認(rèn)知能力的影響更強(qiáng)，其中研究生及以上學(xué)歷的影響最強(qiáng)。第二，高學(xué)歷的班主任擁有更高的教學(xué)水平，即更強(qiáng)的業(yè)務(wù)能力和管理能力，更能總結(jié)教材知識，使用自編的教材參考材料，更愿意在課外與學(xué)生交流，對學(xué)生更加負(fù)責(zé)，因此更能提升學(xué)生的認(rèn)知能力。第三，班主任學(xué)歷能提升女學(xué)生的認(rèn)知能力，而對男學(xué)生的認(rèn)知能力影響不顯著。第四，在城市地區(qū)，班主任學(xué)歷能提升學(xué)生的認(rèn)知能力，而農(nóng)村地區(qū)班主任的學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力無顯著影響。最后，班主任學(xué)歷對學(xué)生認(rèn)知能力在中、低教齡組中有顯著正向的影響，而在高教齡組中則不顯著。

本文的研究結(jié)論具有重要的政策啟示。首先，現(xiàn)今中小學(xué)教師待遇偏低是阻礙優(yōu)秀人才流入教育系統(tǒng)崗位的最重要原因之一。政府部門和學(xué)校應(yīng)該重視提升中小學(xué)教師的待遇和福利，以吸收引進(jìn)優(yōu)秀的教學(xué)人才在中小學(xué)教育系統(tǒng)中服務(wù)和工作。其次，學(xué)校和教育部門的領(lǐng)導(dǎo)要重視和尊重優(yōu)秀教學(xué)教師，改革教師專業(yè)能力培育機(jī)制和晉升機(jī)制，促進(jìn)在職教師的職業(yè)化、專業(yè)化和高學(xué)歷化發(fā)展，給予優(yōu)秀教師更大自主發(fā)揮和個人發(fā)展的空間，留住學(xué)?，F(xiàn)有的優(yōu)秀教師人才，從而有利于加強(qiáng)高質(zhì)量、高水平教師隊伍的建設(shè)。再次，近年學(xué)校和政府雖然在逐漸重視教師學(xué)歷的提升，提高教師資格的準(zhǔn)入門檻，但招聘教師也需要綜合教師教齡、教學(xué)經(jīng)驗(yàn)等其他方面特質(zhì)(如業(yè)務(wù)能力、管理能力、教師道德涵養(yǎng)等)，要全面綜合地考察教師的綜合素質(zhì)，不能做簡單的“一刀切”決策。最后，隨著城市化的發(fā)展，一般學(xué)歷越高、教學(xué)能力越強(qiáng)的教師越傾向任職于城市地區(qū)的學(xué)校，這進(jìn)一步擴(kuò)大了城鄉(xiāng)優(yōu)質(zhì)教師資源上差異。政府部門應(yīng)該加大對“特崗教師”“三支一扶”等教育政策的宣傳和扶持，提升農(nóng)村地區(qū)教師的待遇和補(bǔ)貼，加強(qiáng)對鄉(xiāng)村學(xué)校高素質(zhì)教師的補(bǔ)充，促進(jìn)鄉(xiāng)村教育振興，縮小城鄉(xiāng)之間人力資本的差距，進(jìn)而阻斷貧困代際傳遞，以達(dá)到教育扶貧的目的。

致謝：作者特別感謝李建生、李彬、孫偉增、亢延錕等人在本文寫作和修改過程中所提供的幫助和支持，文責(zé)自負(fù)。