姚東旻 許藝煊 張鵬遠(yuǎn)

（1.中央財經(jīng)大學(xué)中國財政發(fā)展協(xié)同創(chuàng)新中心 北京 100081）

（2.中國人民大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院 北京 100872）

一、問題的提出

一個學(xué)生對自己未來學(xué)歷水平的預(yù)期，不僅是對自身能力的長期評估，更反映了投資自身人力資本的主觀意愿。從宏觀上看，隨著我國經(jīng)濟的快速發(fā)展和國民素質(zhì)的明顯提升，人們已普遍認(rèn)識到教育在技術(shù)創(chuàng)新、經(jīng)濟發(fā)展、精準(zhǔn)扶貧和社會進(jìn)步中發(fā)揮的重要作用。具體地，每一位學(xué)生的人力資源積累都能夠“聚少成多”地助推我國的創(chuàng)新型國家建設(shè)，有利于實現(xiàn)“教育強國”的長期目標(biāo)。特別是對于貧困人口群體，扶貧還要先扶志。在我國全面實行九年義務(wù)教育，不斷強調(diào)和推進(jìn)教育資源分配均等化、公平化的現(xiàn)實背景下，提高貧困家庭學(xué)生投資自身人力資本的主觀積極性是我們不能忽視的問題。從微觀上看，青少年早期的自我教育期望能夠直接對其最終的學(xué)業(yè)表現(xiàn)和事業(yè)成就起到顯著的積極作用（Strand 和Winston，2008；Rothon 等，2011）。如何才能提升學(xué)生的自我教育期望（以下簡稱“學(xué)生的教育期望”）？研究發(fā)現(xiàn)父母進(jìn)城務(wù)工與否、親子關(guān)系、家長的教育期望和父母參與等都能影響學(xué)生的教育期望（葉靜怡等，2017；Wang 和Ngai，2011；劉保中等，2015），逐漸回答了父母如何提升子女教育期望的重要問題。但就學(xué)校層面而言，老師對學(xué)生施以不同的教育方式將如何影響學(xué)生的教育期望還未可知。其中，表揚和批評是老師日常教學(xué)管理中最常見的激勵方式，那么教師表揚和批評又將如何影響學(xué)生的教育期望？

回歸教師表揚和批評的本質(zhì)，二者都是一種教師反饋。首先，教師反饋涉及具體的反饋內(nèi)容，即老師為何表揚和批評這個學(xué)生。學(xué)生的認(rèn)知能力、是否是農(nóng)民工隨遷子女、學(xué)習(xí)努力與否、參加活動的積極性等都可能是引致教師表揚和批評的重要因素（Kamins 和Dweck，1999；袁振國，2010）。其次，現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)教師表揚能夠有效地提升學(xué)生的教育期望（Schunk，1996；Haimovitz 和Jennifer，2011）；但教師批評對學(xué)生教育期望的影響卻尚未可知。聶雨薇（2017）發(fā)現(xiàn)了教師表揚對不同性別學(xué)生的教育期望影響存在明顯差異。這啟示我們要關(guān)注不同特征學(xué)生的教育期望的固有差異。有鑒于此，本文圍繞“教師表揚和教師批評如何影響不同特征學(xué)生的教育期望，以及這些影響又是否一致”的核心問題，基于中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（以下簡稱“CEPS 數(shù)據(jù)庫”），一方面明確教師批評對學(xué)生教育期望的影響；另一方面首次嘗試在設(shè)置具體情景（將學(xué)生按不同特征分組）的基礎(chǔ)上，相對系統(tǒng)地分析教師表揚和教師批評對不同特征學(xué)生的教育期望的影響。

以下章節(jié)的安排是：第二部分是文獻(xiàn)綜述與待檢驗假設(shè)的提出，第三部分是驗證假設(shè)的策略、研究方法與數(shù)據(jù)說明，第四部分是實證分析，最后是結(jié)論與啟示。

二、文獻(xiàn)綜述與假設(shè)

作為老師教學(xué)管理中最常見的激勵手段，表揚和批評都是一種反饋（Kamins 和Dweck，1999）。反饋讓學(xué)生有機會了解到老師對其個人特征和在校表現(xiàn)的主觀看法，進(jìn)而更新自我認(rèn)知和自我評價，而學(xué)生更新自我認(rèn)知和自我評價的過程正是其教育期望的形成過程。依據(jù)期望形成的定義——以過去經(jīng)驗和現(xiàn)實條件為基礎(chǔ)，對某種結(jié)果出現(xiàn)的可能性形成的一種信念（Oettingen 和Mayer，2002)，學(xué)生會根據(jù)老師對自己個人特征和在校表現(xiàn)的反饋，形成自己要讀到什么程度的信念，即教師反饋能夠影響學(xué)生的教育期望。那么，什么樣的學(xué)生更容易得到教師反饋，教師反饋又如何影響學(xué)生的教育期望？

（一）什么樣的學(xué)生更容易得到教師反饋

老師不會無緣無故地表揚或批評學(xué)生，表揚和批評都有據(jù)可依，即學(xué)生的個人特征和在校表現(xiàn)。目前，教育心理學(xué)文獻(xiàn)已明確地將教師反饋分為兩類：一類是與個人特質(zhì)相關(guān)的反饋。這類反饋不來自于某項具體任務(wù)，而是對一個人的綜合情況進(jìn)行總結(jié)（Kamins和Dweck，1999）。比如老師往往會稱贊學(xué)生說“你真是聰明”，也經(jīng)常批評一個學(xué)生說“你這個學(xué)生真的太笨了”。這表明學(xué)生的認(rèn)知能力高低是引致教師表揚和批評的重要因素之一。部分國內(nèi)學(xué)者還指出我國教師應(yīng)積極鼓勵和宣傳農(nóng)民工隨遷子女的優(yōu)秀品質(zhì)，讓他們在受到鼓勵的過程中更加認(rèn)可自己（袁振國，2010）。由此可知，學(xué)生的城鄉(xiāng)差異是引致教師表揚和批評的又一因素。但在現(xiàn)實中，老師是否真的做到了對農(nóng)村戶口學(xué)生的“傾斜對待”尚未可知。教師反饋的另一分類是過程反饋，即對學(xué)生完成某項具體任務(wù)的過程進(jìn)行評價，比如老師會表揚學(xué)生“你這次作業(yè)完成得很認(rèn)真”，也會批評學(xué)生“你在團隊活動中表現(xiàn)得很糟糕”。與引致個人反饋的認(rèn)知能力、城鄉(xiāng)差異等因素不同，過程反饋的引致因素是學(xué)生自身能夠完全掌握和改變的，如學(xué)習(xí)是否刻苦，是否積極參加班級組織的各項活動。一般而言，老師會表揚學(xué)習(xí)刻苦努力、積極參加班級活動、助人為樂的學(xué)生，批評經(jīng)常遲到、逃課和打架違紀(jì)的學(xué)生。值得一提的是，現(xiàn)有文獻(xiàn)指出一個“好學(xué)生”并不一定在學(xué)習(xí)刻苦努力的同時，還能做到積極地參加班級活動或是助人為樂（闞武杰，2015）。在當(dāng)前我國以“成績”為核心的招考制度下，學(xué)生的考試成績不僅是評價學(xué)生好與壞的標(biāo)準(zhǔn)，更是評價一個老師優(yōu)秀、負(fù)責(zé)與否的主要指標(biāo)之一。這就容易導(dǎo)致“好學(xué)生”只關(guān)心自己的學(xué)習(xí)成績，而對班級組織的活動不熱心，老師也不會對該學(xué)生不積極參加活動的行為予以批評和糾正。綜上所述，本文提出假設(shè)如下：

假設(shè)1：認(rèn)知能力較高、農(nóng)村戶口、學(xué)習(xí)刻苦努力和積極參加班級活動的學(xué)生更容易受到老師表揚。

假設(shè)2：認(rèn)知能力較低、農(nóng)村戶口、經(jīng)常遲到和逃課的學(xué)生更容易受到老師批評。

（二）教師反饋如何影響學(xué)生的教育期望

就教師表揚來看，老師對一個學(xué)生的綜合情況進(jìn)行表揚，能夠有效地提升學(xué)生在成功中獲得的滿足感和認(rèn)同感，進(jìn)而提升他們的自我教育期望（Schunk，1996）；老師對一個學(xué)生在具體任務(wù)中的良好表現(xiàn)進(jìn)行表揚，能在更大程度上提高學(xué)生的自我效能。這是因為如果學(xué)生在獲取技能的具體任務(wù)中受到老師的表揚，他將把自己的成功歸因于可控制的、不穩(wěn)定的因素，然后積極制定應(yīng)對未來挑戰(zhàn)的策略，同時提升了（自我）教育期望和自我價值。這也得到了Haimovitz 和Jennifer（2011）的經(jīng)驗研究支持。部分文獻(xiàn)還將“教師期望”、“教師鼓勵”與“教師表揚”等同，將學(xué)生的“教育期望”、“自我期望”和“學(xué)習(xí)動機”等同，指出教師表揚是激發(fā)學(xué)生學(xué)習(xí)動機的一個重要因素。梁寧建等（1999）和陳德瑛（1993）強調(diào)教師鼓勵在學(xué)生自我期望形成中的重要性，提出要更多地給予學(xué)生鼓勵性的評價。聶雨薇（2017）也發(fā)現(xiàn)了教師鼓勵對學(xué)生教育期望具有顯著的正向影響。特別需要說明的是，越來越多的學(xué)者發(fā)現(xiàn)不同性別、年級、種族、民族和自尊程度的學(xué)生的教育期望存在明顯差異（安雪慧，2005；Bui，2007；Turcios-Cotto 和Milan，2013；Brummelman等，2014）。結(jié)合前文什么樣的學(xué)生容易受到老師表揚的相關(guān)假設(shè)，本文認(rèn)為教師表揚可能對不同特征學(xué)生的教育期望的影響不同。

教師批評又如何影響學(xué)生的教育期望？就已有文獻(xiàn)來看，教師通常傾向于強調(diào)積極而不是消極的過程信息（DePaulo 和Bell，1996）。因此，就批評而言，目前還沒有直接的證據(jù)顯示教師批評是如何影響學(xué)生的教育期望的。但一些間接的證據(jù)已經(jīng)指出老師將學(xué)生的失敗歸咎于能力不足——批評其不夠聰明，必然使得學(xué)生產(chǎn)生無助反應(yīng)，降低其在學(xué)業(yè)上的自信心和耐心（Heyman 和Legare，2005）。研究還發(fā)現(xiàn)被老師批評其能力不足、不夠聰明的孩子，更容易對自身的不良表現(xiàn)感到悲觀和消極，不太可能堅持繼續(xù)挑戰(zhàn)和克服困難。但不同的是，另一部分文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)在技能獲取的具體任務(wù)中受到老師批評的學(xué)生，會盡可能地避免與批評他的老師發(fā)生沖突和對立。老師的批評令這些學(xué)生更加專注于自身的努力和學(xué)習(xí)策略，學(xué)生的教育期望不一定會下降（Kamins 和Dweck，1999）。這兩類結(jié)論的對立與歸因理論的預(yù)測基本一致，也引導(dǎo)了我們關(guān)注教師批評對不同特征學(xué)生的教育期望的異質(zhì)性影響。結(jié)合假設(shè)1 和假設(shè)2，本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3：教師表揚和教師批評對不同認(rèn)知能力、戶口類型、學(xué)習(xí)努力程度和參與活動積極性學(xué)生的教育期望影響不一致。

三、研究方法與數(shù)據(jù)

為探究“什么樣的學(xué)生更容易得到教師反饋”和“教師反饋如何影響不同特征學(xué)生的教育期望”的現(xiàn)實問題，本文以受到班主任表揚和批評的學(xué)生為主要研究對象，使用CEPS 數(shù)據(jù)檢驗上述假說。

（一）研究方法

首先，為分析什么樣的學(xué)生更容易得到教師反饋，檢驗假設(shè)1 和假設(shè)2 的合理性，本文分別以班主任表揚和班主任批評為被解釋變量，以學(xué)生的認(rèn)知能力、城鄉(xiāng)戶口類型、學(xué)習(xí)努力程度和參與活動的積極性為核心解釋變量展開實證分析。由于表揚和批評均是二元虛擬變量，本文采用Probit 模型予以分析，該模型的矩陣定義式如下：

式（1）中Treat是班主任表揚和班主任批評，Treat=1 表示該學(xué)生經(jīng)常被班主任表揚（批評），Treat=0 則表示不經(jīng)常被班主任表揚（批評）。與X有關(guān)的潛變量Treat*有：

式（2）中解釋變量向量X具體包含了學(xué)生的認(rèn)知能力、城鄉(xiāng)戶口類型、學(xué)習(xí)努力程度和參與活動積極性四類指標(biāo)，βi是相應(yīng)的影響系數(shù)，也是本文重點關(guān)注的參數(shù)之一。μ*是隨機擾動項，并且服從正態(tài)分布。

接下來，本文將學(xué)生按認(rèn)知能力、城鄉(xiāng)戶口類型、學(xué)習(xí)努力程度和參與活動積極性分別分組，借助傾向得分匹配—雙重差分法（PSM-DID 法）檢驗假設(shè)3。本文使用PSM-DID法主要是基于影響學(xué)生教育期望的可能因素是復(fù)雜多樣的，特別是在家庭方面（Trusty，2002；葉靜怡等，2017；魏勇和馬欣，2017；等等）。分組研究教師反饋對不同學(xué)生教育期望的異質(zhì)性影響，就需要盡可能保證組內(nèi)學(xué)生的各類特征是最相似的。具體地，按照分組指標(biāo)，如學(xué)生認(rèn)知能力，本文以一定的閾值（具體是學(xué)生認(rèn)知能力的三分位點）將學(xué)生分為較高認(rèn)知能力組、中等認(rèn)知能力組和較低認(rèn)知能力組。完成分組后，本文在每一組內(nèi)使用如式（3）所示的Logit 模型，利用學(xué)生自身、父母、家庭狀況和學(xué)校特征變量向量M，計算控制組樣本因特征M與處理組相似而假定受到教師表揚和教師批評的概率（p），然后通過一對多的核匹配法篩選出與處理組最為相似的控制組。①核匹配法最大的優(yōu)點在于在樣本數(shù)量不夠多時能夠減少樣本損失，并且一對多的核匹配相比最近鄰匹配等一對一匹配法通常更為有效（Angrist 和Pischke，2015）。特別指明的是，本文的處理組樣本為研究基期未受到教師表揚或批評但研究當(dāng)期受到教師表揚或批評的學(xué)生，對照組樣本為研究基期和研究當(dāng)期均未受到教師表揚或批評的學(xué)生。本文站在教師的立場上，重點關(guān)注教師短期內(nèi)對同樣特征的學(xué)生采取不同教育方式的凈效應(yīng)，因此剔除了在兩個時段內(nèi)都經(jīng)常受到表揚或批評的學(xué)生。θ0是常數(shù)項，θ1代表特征變量向量M的系數(shù)矩陣。

得到處理組和控制組樣本后，本文構(gòu)建如式（4）所示的雙重差分模型：

以較高認(rèn)知能力組的學(xué)生為例，Y為較高認(rèn)知能力學(xué)生的教育期望，下標(biāo)i和t分別表示學(xué)生個體i和年份t。n代表處理變量的類型，n取值為1 表示班主任表揚，取值為2 表示班主任批評。year為二元虛擬變量，year=1 表示研究當(dāng)年；year=0 表示研究當(dāng)年之前。α0為常數(shù)項，ε為殘差項。交互項的系數(shù)α3是我們希望估計的教師表揚和批評對學(xué)生教育期望的影響。但由于學(xué)生教育期望為分類變量，本文將式（4）改寫為Ordered Probit 模型的形式。此時，由于概率密度恒為正，我們?nèi)匀恢恍桕P(guān)注3α的正負(fù)。

（二）數(shù)據(jù)、變量與描述性統(tǒng)計

本文的數(shù)據(jù)來源于由中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心設(shè)計與實施的CEPS 數(shù)據(jù)庫，具體以2013—2014 學(xué)年基線數(shù)據(jù)中的16 660 個七年級學(xué)生為樣本，同時使用其在2014—2015 學(xué)年的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)造面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。有關(guān)“什么樣的學(xué)生更容易得到教師反饋”，實證的被解釋變量是班主任表揚和班主任批評。CEPS 問卷中有關(guān)班主任表揚和批評的問題是“班主任老師經(jīng)常表揚我？”和“班主任老師經(jīng)常批評我？”學(xué)生若回答同意，該指標(biāo)賦值為1，反之則取0。關(guān)于“教師反饋對不同特征學(xué)生的教育期望的影響”，實證的被解釋變量是學(xué)生的教育期望，與之相關(guān)的問題是“你希望自己讀到什么程度？”若學(xué)生回答現(xiàn)在就不要念了，取值為1，回答初中畢業(yè)取值為2，中專技校取值為3，之后依次是職業(yè)高中、高中、大學(xué)專科、大學(xué)本科、研究生和博士。①本文沒有考慮對自己未來受教育水平持無所謂態(tài)度的學(xué)生。在第一階段實證分析中，核心解釋變量是學(xué)生的認(rèn)知能力、城鄉(xiāng)戶口類型、學(xué)習(xí)努力程度和參與活動積極性，同時它們也是第二階段分析的分組依據(jù)。

本文在明確什么樣的學(xué)生更容易受到老師表揚或批評的基礎(chǔ)上，分析教師表揚和教師批評對學(xué)生教育期望的影響，首先要克服的問題是如何控制受到老師表揚（批評）和未受到老師表揚（批評）兩組學(xué)生的系統(tǒng)性差異，如性別、戶口類型、家庭收入水平、種族、民族、年級和心理狀況等。因此本文的控制變量向量M共涵蓋了學(xué)生自身、家庭、學(xué)校三個層面四十余個可能影響學(xué)生教育期望的特征變量。表1 是本文重要變量的描述性統(tǒng)計。

表1 重要變量描述性統(tǒng)計

四、實證分析

本文首先使用Probit 模型分析怎樣特征的學(xué)生更容易受到老師的表揚和批評，以此來檢驗假設(shè)1 和假設(shè)2。在此基礎(chǔ)上，文章進(jìn)一步依據(jù)這些特征將學(xué)生分組，然后分別采用PSM-DID 模型檢驗教師反饋對不同特征以及特征組合群體的學(xué)生教育期望的影響，以及這些影響是否具有異質(zhì)性，即驗證假設(shè)3。在本文分析中，教育期望高的學(xué)生很可能更容易受到老師表揚，即教師反饋和學(xué)生教育期望之間可能存在著反向因果的問題。為克服這一問題，本文采用IV-Probit 法再次估計班主任表揚和班主任批評對不同特征學(xué)生的教育期望的影響。此外，為檢驗分組指標(biāo)的穩(wěn)健性，本文選取其他類似問題作為分組指標(biāo)再估計，排除了因代理指標(biāo)選取有偏導(dǎo)致研究結(jié)果有偏的可能。①因篇幅所限，本文省略了控制變量的介紹和指標(biāo)穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟科學(xué)》官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴展”欄目下載，或與通信作者許藝煊聯(lián)系，電子郵件：yixuan8885@126.com。

（一）什么樣的學(xué)生更容易受到老師表揚和批評？

在教學(xué)實踐中，什么樣的學(xué)生更容易受到老師表揚和批評？Probit 模型的估計結(jié)果如表2 所示。

表2 學(xué)生特征與班主任表揚和批評的相關(guān)性

首先，由表2 最后一行可知，以認(rèn)知能力、城鄉(xiāng)戶口類型、學(xué)習(xí)努力程度、參與活動積極性四類指標(biāo)為核心解釋變量，Probit 模型對班主任表揚的預(yù)測準(zhǔn)確率高達(dá)83.21%，對班主任批評的預(yù)測準(zhǔn)確率甚至達(dá)到85.43%。因此總體來看，該模型的擬合效果較好。具體來看，學(xué)生的各種特征對其得到教師反饋的概率的影響：就教師表揚來講，學(xué)生的認(rèn)知能力越低，越容易受到老師表揚；相比擁有非農(nóng)戶口的學(xué)生，擁有農(nóng)村戶口的學(xué)生更容易受到班主任的表揚；本文選取“不喜歡的功課也盡量做”正向測度學(xué)生學(xué)習(xí)的努力程度，發(fā)現(xiàn)學(xué)生學(xué)習(xí)越努力刻苦，其受到班主任表揚的概率也越大；對于學(xué)生參與活動的積極性，學(xué)生越積極地參與學(xué)校或班級組織的活動，其受到班主任表揚的概率也隨之顯著提高。以上研究結(jié)果部分證實了假設(shè)1 的合理性。在假設(shè)1 中，僅“認(rèn)知能力較高的學(xué)生更容易受到老師表揚”與表2 所展示的現(xiàn)實不符。就教師批評來看，學(xué)生的認(rèn)知能力對班主任批評也同樣存在顯著的負(fù)向影響。這一結(jié)果表明了較低認(rèn)知能力的學(xué)生不僅容易被老師表揚，也容易被老師批評。學(xué)生受到老師的表揚和批評不是互斥的兩個事件，都反映了教師對學(xué)生的關(guān)注。類似地，相比擁有非農(nóng)戶口的學(xué)生，擁有農(nóng)村戶口的學(xué)生既容易受到班主任的表揚，也容易受到班主任的批評，即在中國的教育實踐中，班主任真正做到了對農(nóng)村戶口學(xué)生的“傾斜對待”。對于學(xué)生學(xué)習(xí)的努力程度，本文選取“經(jīng)常遲到、逃課”分析發(fā)現(xiàn)學(xué)生經(jīng)常遲到和逃課，其受到班主任批評的概率更大。此外，學(xué)生是否積極地參與活動對其受到班主任批評的概率無顯著影響。這一方面暗示了“好學(xué)生”不一定會在努力學(xué)習(xí)的同時也積極地參加集體活動，另一方面也表明了在“招考至上”的導(dǎo)向下，我國的班主任往往不會對學(xué)生不積極參加活動的行為予以批評和糾正。以上有關(guān)教師批評的結(jié)果為假設(shè)2 提供了經(jīng)驗證據(jù)支持。綜合對比教師表揚和批評的結(jié)果，容易發(fā)現(xiàn)具備較低認(rèn)知能力或擁有農(nóng)村戶口的學(xué)生，往往都是班級中的“弱勢群體”，中國教師將自己有限的注意力集中于這些群體，使得這類學(xué)生既容易受到教師表揚，又同時容易受到教師批評。

以上實證結(jié)果初步說明了學(xué)生特征與教師反饋間的相關(guān)性，發(fā)現(xiàn)了學(xué)生的認(rèn)知能力、城鄉(xiāng)戶口類型、學(xué)習(xí)努力程度和參與活動積極性確實是中國教師表揚和批評的現(xiàn)實依據(jù)。在此基礎(chǔ)上，教師反饋（特別是教師批評）對學(xué)生教育期望的影響尚不明確。學(xué)生在受到教師批評后是自暴自棄，降低自我教育期望，還是“知恥而后勇”，提高自我教育期望？教師表揚和教師批評對不同認(rèn)知能力、城鄉(xiāng)戶口類型、學(xué)習(xí)努力程度和參與活動積極性的學(xué)生的教育期望影響如何、是否具有異質(zhì)性？

（二）教師表揚和批評對不同特征學(xué)生教育期望的影響

針對教師反饋對學(xué)生教育期望影響的異質(zhì)性，本文進(jìn)一步將學(xué)生按認(rèn)知能力、城鄉(xiāng)戶口類型、學(xué)習(xí)努力程度和參與活動積極性分組，依次展開PSM-DID 法檢驗，結(jié)果見表3。首先班主任表揚對較高和中等認(rèn)知能力、非農(nóng)戶口、農(nóng)村戶口、學(xué)習(xí)努力和參加活動不太積極學(xué)生的教育期望都具有顯著的提升作用。就學(xué)生的認(rèn)知能力而言，班主任表揚能夠顯著提高較高和中等認(rèn)知能力學(xué)生的教育期望，但對較低認(rèn)知能力學(xué)生的影響不大。結(jié)合表2 中的結(jié)果，班主任更關(guān)注并且傾向于表揚較低認(rèn)知能力的學(xué)生，認(rèn)知能力越高的學(xué)生反而相對較少地受到老師的表揚，因此中國教師經(jīng)常表揚較低認(rèn)知能力的學(xué)生，并不能提高他們的教育期望，但如果更多地表揚較高和中等認(rèn)知能力的學(xué)生，則能夠明顯提升這些學(xué)生的教育期望。遺憾的是，教師實際并未這樣做。對于城鄉(xiāng)戶口類型，無論是擁有農(nóng)村還是非農(nóng)戶口的學(xué)生，班主任表揚均顯著提升了其教育期望。但相比擁有非農(nóng)戶口的學(xué)生，班主任表揚能夠更大幅度地提升擁有農(nóng)村戶口學(xué)生的教育期望。與之相符的是，表2 的結(jié)果表明擁有農(nóng)村戶口的學(xué)生也更容易受到班主任的表揚。綜合來看，現(xiàn)實中班主任更經(jīng)常表揚農(nóng)村戶口的學(xué)生，而表揚農(nóng)村戶口的學(xué)生又能夠在更大程度上提升其教育期望。就學(xué)習(xí)努力程度而言，對于學(xué)習(xí)努力（不喜歡的功課也盡量做）的學(xué)生，班主任表揚能夠顯著提高他們的教育期望，而這些學(xué)生也正巧是現(xiàn)實教學(xué)實踐中更容易受到班主任表揚的學(xué)生。對于學(xué)生參加活動的積極性，教師表揚顯著提高了不積極參加活動學(xué)生的教育期望，對其他學(xué)生無顯著影響，這可能是由于在我國當(dāng)前應(yīng)試教育為主的背景下，參加學(xué)習(xí)以外的其他活動必然占用有限的學(xué)習(xí)時間，學(xué)生需要在參加活動和努力學(xué)習(xí)間權(quán)衡取舍。對于不積極參加活動的學(xué)生，他們的時間可能更多地花費在學(xué)習(xí)上，因此班主任的表揚是對這類學(xué)生選擇努力學(xué)習(xí)的肯定，進(jìn)而提高他們的教育期望；而對于積極參加學(xué)校和班級組織的活動的學(xué)生，他們對自身教育期望的目標(biāo)本來就較低，教師表揚無法對其產(chǎn)生影響。因此，盡管表2 發(fā)現(xiàn)班主任會經(jīng)常表揚積極參與活動的學(xué)生，但最終卻也無法提高這些學(xué)生的教育期望?？傮w而言，教師表揚對不同特征的學(xué)生教育期望的影響存在差異。

表3 班主任表揚和批評對不同特征學(xué)生教育期望的影響（PSM-DID）

對于教師批評，班主任批評能夠顯著降低中等認(rèn)知能力和比較積極參加活動學(xué)生的教育期望，提升不經(jīng)常遲到學(xué)生的教育期望。就認(rèn)知能力而言，班主任批評會顯著降低中等認(rèn)知能力學(xué)生的教育期望，不會影響較高和較低認(rèn)知能力學(xué)生的教育期望，但學(xué)生的認(rèn)知能力越低，越容易受到教師批評，這在一定程度上會對中等認(rèn)知能力學(xué)生的教育期望產(chǎn)生消極影響。對于城鄉(xiāng)戶口類型，表3 中的結(jié)果顯示無論是擁有非農(nóng)戶口還是農(nóng)村戶口的學(xué)生，班主任批評都對其教育期望水平無顯著影響，盡管擁有農(nóng)村戶口的學(xué)生更容易受到批評，但最終班主任批評對于改變他們的教育期望水平是徒勞的。就學(xué)習(xí)努力程度而言，班主任批評只對不經(jīng)常遲到學(xué)生的教育期望產(chǎn)生正向的積極影響，對經(jīng)常遲到學(xué)生的教育期望無顯著影響。這是因為對于不經(jīng)常遲到的學(xué)生，偶然的遲到行為可能引發(fā)老師對其違紀(jì)行為的糾正，使得這些學(xué)生更深刻地認(rèn)識到遲到行為的不當(dāng)。回顧表2，老師往往更頻繁地批評那些不努力（經(jīng)常遲到或逃課）的學(xué)生，但批評這類學(xué)生并不能對他們的教育期望產(chǎn)生顯著影響。換言之，對于在學(xué)習(xí)上已然自暴自棄的學(xué)生，班主任批評不是一種有效的激勵方式。最后對于比較積極參加活動的學(xué)生，班主任批評會顯著降低這些學(xué)生的教育期望；對于不積極和積極參加活動的學(xué)生，班主任批評不會顯著地改變他們的教育期望。再看表2 的結(jié)果，是否積極參加學(xué)?；顒优c受到教師批評之間的相關(guān)性很弱。因此對于現(xiàn)實中比較積極參加活動的學(xué)生，班主任批評最終無法改變他們的教育期望。上述實證結(jié)果證明了假設(shè)3 的合理性，即發(fā)現(xiàn)了教師反饋對不同特征學(xué)生的教育期望的異質(zhì)性影響。

綜上，由表4 容易發(fā)現(xiàn)，教師表揚和批評對學(xué)生教育期望的影響無論是在作用對象還是實際效果方面，都存在著較大的異質(zhì)性。在教師表揚方面，我國的中學(xué)班主任經(jīng)常表揚擁有較低認(rèn)知能力、農(nóng)村戶口、學(xué)習(xí)努力程度高和參與活動積極的學(xué)生，然而其中老師只有表揚擁有農(nóng)村戶口和學(xué)習(xí)更加努力的學(xué)生，才能明顯提升這些學(xué)生的教育期望。在教師批評方面，中學(xué)班主任經(jīng)常批評具備較低認(rèn)知能力、擁有農(nóng)村戶口和學(xué)習(xí)不努力（有遲到和逃課行為）的學(xué)生，然而老師批評這些學(xué)生并不能對他們的教育期望產(chǎn)生顯著影響。教師批評在更多情況下對學(xué)生教育期望產(chǎn)生不利影響，因此需要謹(jǐn)慎使用。

表4 教師反饋如何影響不同特征學(xué)生的教育期望

（三）教師表揚和批評對不同特征組合的學(xué)生教育期望影響

在現(xiàn)實情境中，一個學(xué)生往往同時具備多種容易引致教師反饋的特征?；诖?，同時考慮到有效樣本量，本文將認(rèn)知能力、城鄉(xiāng)戶口類型、學(xué)習(xí)努力程度和參與活動積極性歸為兩類①另一考慮是特征之間的相關(guān)性，如學(xué)習(xí)努力程度與參與活動積極性的潛在負(fù)相關(guān)關(guān)系。：一類是學(xué)生的稟賦特征，即認(rèn)知能力和戶口類型——在短期內(nèi)難以通過主觀能動性改變的兩個特征；另一類是學(xué)生的行為特征，即學(xué)習(xí)努力程度和參與活動積極性——在短期內(nèi)可以通過主觀能動性改變的特征。在兩類特征中任取其一，兩兩組合對學(xué)生分組，以考察教師反饋對不同特征組合學(xué)生的教育期望的影響。前文已經(jīng)發(fā)現(xiàn)對于中等和較高認(rèn)知能力、農(nóng)村戶口、學(xué)習(xí)努力（不喜歡的功課也盡量做）和參與活動積極性較低（不積極參與活動）的學(xué)生，班主任表揚能夠顯著提高他們的教育期望。因此，容易推斷出如果一個學(xué)生既擁有較高的認(rèn)知能力，又學(xué)習(xí)努力，那么班主任表揚應(yīng)更大幅度地提升這個學(xué)生的教育期望。②預(yù)期結(jié)果圖請見《經(jīng)濟科學(xué)》官網(wǎng)“附錄與擴展”。本文研究班主任表揚對不同特征組合學(xué)生的教育期望的影響，結(jié)果參見表5。當(dāng)學(xué)生同時具備較高認(rèn)知能力和學(xué)習(xí)努力兩種特征、較高認(rèn)知能力和參與活動積極性較低兩種特征、農(nóng)村戶口和學(xué)習(xí)努力兩種特征以及農(nóng)村戶口和參與活動積極性較低兩種特征③本文僅展示了四種特征組合。具備這些組合中任一特征的學(xué)生在前文中均已被證實教師表揚能夠顯著影響其教育期望。，班主任表揚確實能夠在更大程度上提升學(xué)生的教育期望。具體以“不喜歡的功課也盡量做且為農(nóng)村戶口”的組合為例，表3 的結(jié)果表明班主任表揚使得“不喜歡的功課也盡量做”的學(xué)生的教育期望提升0.363，農(nóng)村戶口的學(xué)生的教育期望提升0.376，而當(dāng)學(xué)生同時具備這兩種特征時，班主任表揚對學(xué)生教育期望的提升幅度達(dá)到了0.583。

表5 班主任表揚和批評對不同特征組合學(xué)生教育期望的影響（PSM-DID）

對于批評，本文分別考察班主任批評對具備中等認(rèn)知能力和不經(jīng)常遲到兩個特征、中等認(rèn)知能力和比較積極參加活動兩個特征學(xué)生的教育期望的影響，見表5 最后兩列。具備上述特征組合的學(xué)生，班主任批評對其教育期望的影響也符合推測，如班主任批評對參加活動比較積極學(xué)生的教育期望影響為-0.294，當(dāng)學(xué)生同時具備中等認(rèn)知能力和比較積極參加活動兩種特征時，班主任批評對此類學(xué)生教育期望的影響達(dá)到了-0.527。

（四）克服反向因果問題——IV-Probit 模型再估計

教師反饋和學(xué)生的教育期望之間可能存在著反向因果關(guān)系：對于教育期望較高的學(xué)生，他們往往會更加努力地學(xué)習(xí)以實現(xiàn)目標(biāo)，相反對于教育期望較低的學(xué)生，他們因為本身就不打算接受更高層次的教育，學(xué)習(xí)積極性不高，所以常常遲到、逃課，而努力學(xué)習(xí)和遲到、逃課的行為本身就會引致教師的表揚和批評。為了克服這一潛在的反向因果問題，本文采用工具變量法予以解決。具體地，本文選取CEPS 數(shù)據(jù)中針對班主任的調(diào)查問卷問題“是否對教師這個行業(yè)感到厭倦”作為工具變量。直觀來看，老師是否對教師這個行業(yè)感到厭倦不能直接影響其所在班級每一個學(xué)生的教育期望，但卻能直接影響到老師表揚或批評學(xué)生的頻次。因為一個教師如果對所從事的行業(yè)感到厭倦，就會相應(yīng)減少在工作上的努力和付出，在更多的情況下忽視學(xué)生的行為表現(xiàn)，減少對學(xué)生的具體教育反饋。本文利用IV-Probit 模型分組研究教師反饋對不同特征學(xué)生教育期望的影響，結(jié)果參見表6。首先，老師是否對教師這個行業(yè)感到厭倦這一工具變量通過了Wald 的外生性檢驗，表明了本文工具變量選取的合理性和有效性。IV-Probit 的估計結(jié)果表明無論是班主任表揚還是班主任批評，其對于學(xué)生教育期望的影響都與表3 中PSM-DID 法的結(jié)果一致①除前述控制變量外，本文還增加了學(xué)生所處的年級作為控制變量。Probit-2sls 模型與IV-Probit 模型的估計結(jié)果也基本一致，并且均通過了工具變量的相關(guān)性和外生性檢驗。此外，本文還使用Ordered Probit模型再次估計，結(jié)果顯示了克服潛在反向因果問題的必要性和有效性。相關(guān)結(jié)果請見《經(jīng)濟科學(xué)》官網(wǎng)“附錄與擴展”。，說明了PSM-DID法通過盡可能匹配學(xué)生可觀測的特征變量，在一定程度上克服了潛在的反向因果問題。

表6 班主任表揚和批評對不同特征學(xué)生教育期望的影響（IV-Probit）

五、結(jié)論與啟示

本文基于2013—2015 年CEPS 數(shù)據(jù)研究了教師表揚和教師批評兩種反饋對不同特征學(xué)生教育期望的影響，主要研究結(jié)論如下：第一，教師反饋作為一種教育方式，是老師依據(jù)學(xué)生的個人特征和在校表現(xiàn)做出的主觀評價，也是老師將自己的“有限注意力”分配給部分學(xué)生的具體表現(xiàn)。與經(jīng)驗常識一致，認(rèn)知能力較低、擁有農(nóng)村戶口、學(xué)習(xí)比較刻苦努力和參加活動較為積極的學(xué)生容易受到老師表揚；而認(rèn)知能力較低、擁有農(nóng)村戶口、經(jīng)常遲到和逃課的學(xué)生容易受到老師批評。但值得注意的是，認(rèn)知能力較低和擁有農(nóng)村戶口的學(xué)生容易同時受到老師的表揚和批評。第二，教師反饋對不同特征學(xué)生教育期望的影響存在差異：對于較高和中等水平認(rèn)知能力的學(xué)生，教師表揚能夠顯著提高其教育期望。這一積極作用在學(xué)習(xí)努力程度較高和參與活動不積極的學(xué)生身上也得以體現(xiàn)。教師批評顯著降低了認(rèn)知能力處于中等水平和參與活動比較積極的學(xué)生的教育期望，令其自暴自棄，但也顯著提升了學(xué)習(xí)較為努力的學(xué)生的教育期望。綜合以上兩點，本文指出老師表揚和批評學(xué)生的教育實踐與有效發(fā)揮教師反饋對學(xué)生正向激勵作用的目標(biāo)并不一定匹配。

教師表揚和教師批評是提升學(xué)生教育期望的有效手段。但是老師在借助表揚和批評激勵學(xué)生提高自我教育期望時，需要考慮不同學(xué)生的不同特征。對于中等和較高認(rèn)知能力、農(nóng)村戶口、學(xué)習(xí)更努力和參加活動不那么積極的學(xué)生，老師應(yīng)多表揚他們；對于那些學(xué)習(xí)努力、很少遲到和逃課的學(xué)生，老師可以使用批評的手段來糾正他們的不良行為和錯誤的學(xué)習(xí)策略；這兩條建議對未來創(chuàng)新型人才的早期培養(yǎng)和教育扶貧的實現(xiàn)都具有一定的指導(dǎo)意義。出于教育公平的考慮，對于在現(xiàn)實生活中容易被老師忽視的認(rèn)知能力和參與活動積極性都中等的一般學(xué)生，老師應(yīng)多表揚和鼓勵他們，盡可能減少批評的頻次，以激勵其學(xué)習(xí)“志氣”；而對于認(rèn)知能力較低和比較積極參加活動的學(xué)生，老師應(yīng)該多鼓勵和引導(dǎo)他們發(fā)掘自身的特長和優(yōu)勢，而不是只專注于如何激勵他們提升自我教育期望。最后，盡管批評的作用具有兩面性，既可能挫傷學(xué)生的學(xué)習(xí)積極性，也可能對學(xué)生起到積極的警示作用，但教師批評在更多情況下對學(xué)生的教育期望產(chǎn)生不利影響。