馬紅梅

(華中師范大學 教育學院， 湖北 武漢 430079)

引 言

教師素質(zhì)對教育質(zhì)量的影響受到了全球的關注，國內(nèi)外學者也一直在研究究竟什么是好老師，哪些教師資歷特質(zhì)對學生成長與發(fā)展產(chǎn)生實質(zhì)性作用等課題，而教師學歷成為若干文獻中討論最多的一個指標。盡管學術界尚未就教師受教育水平對教學效能的影響這一問題達成共識，但提高其受教育水平仍然是各國教師隊伍建設工作的重點指標。例如，1994年開始生效的《中華人民共和國教師法》(以下簡稱《教師法》)明確規(guī)定了各級各類教師從業(yè)資格的學歷標準。2018年中共中央國務院發(fā)布的《關于全面深化新時代教師隊伍建設改革的意見》對新時期教師的學歷要求做了進一步規(guī)劃(1)“逐步將幼兒園教師學歷提升至?？?，小學教師學歷提升至師范專業(yè)?？坪头菐煼秾I(yè)本科，初中教師學歷提升至本科，有條件的地方將普通高中教師學歷提升至研究生。”。教育部等五部門《關于印發(fā)〈教師教育振興行動計劃(2018—2022年)〉的通知》也明確提出要“加大義務教育階段學校本科層次教師培養(yǎng)力度。按照有關程序辦法，增加一批教育碩士專業(yè)學位授權點?！盵1]

學歷硬件要求貫穿在教育行政管理部門關于教師招聘與錄用、職稱評聘等一整套人事管理工作中。對于從事中小學教學工作的教師，入職后學歷提升的動機來自兩方面：第一，職初學歷達不到國家職業(yè)準入資格相關要求的生存型需求，這在入職較早的邊遠農(nóng)村地區(qū)教師群體中表現(xiàn)更普遍；第二，在競爭日益激烈的勞動力市場保持相對優(yōu)勢的發(fā)展型策略。在此背景下，在職學歷提升成為很多參加工作較早但又經(jīng)歷了后期人事制度和學制變遷的教師的必然選擇。本研究所依托的“甘肅基礎教育調(diào)查”(Gansu Survey of Children & Families，GSCF)的兩輪數(shù)據(jù)初步顯示：在國家頒布教師行業(yè)職業(yè)資格準入的學歷標準后，20世紀90年代中后期中小學教師在職學歷提升的概率明顯提高并成為普遍現(xiàn)象(2)60%以上的樣本都曾有參加在職學歷提升活動的記錄。在所有參加了學歷提升活動的被訪者中，全額自費的占90%，全部公費資助的樣本低于3%。，根據(jù)教師獲得最高學位與學歷提升的時間間隔、首次獲得教學職位與學歷提升的年份差值這兩種算法的結果都支持了上述推論(圖1)。

注：最高學位就是兩次中最高的那一次，如果沒有學歷提升它就是職初學歷，如果經(jīng)歷過學歷提升就是最后的學歷

圖1各年份入職教師的學歷提升時間間隔

作為一種重要的人力資本積累方式，教師在職學習和培訓具有提高學生學業(yè)水平的潛在可能，但這種以學歷提升為形式的教師人力資本提升過程是否能提高教學質(zhì)量，我們不得而知。根據(jù)筆者的文獻檢索記錄，教師工作后的學歷提升活動對教學效能是否產(chǎn)生影響以及產(chǎn)生了多大程度的生產(chǎn)性作用還沒有引起國內(nèi)學術界的足夠重視。實際上，在職學習和培訓通常會付出一定的經(jīng)濟和時間代價，預期能對投資者產(chǎn)生經(jīng)濟回報并表現(xiàn)在工資水平的提高上。但根據(jù)人力資本理論的基本假設，在職學習和培訓的經(jīng)濟收益是勞動生產(chǎn)率提高的附帶結果，[2]希望明晰這種在職技能升級活動是否改善了教師的經(jīng)濟生活，則需要進一步檢驗中間的傳導機制。如果學歷提升對課堂教學效能沒有影響但提高了教師經(jīng)濟收入，則文憑的篩選信號起著主導作用；如果教師職后學歷提升不能有效提高以學生學業(yè)成績?yōu)榇淼慕虒W生產(chǎn)率，且對教師收入也不產(chǎn)生顯著影響時，則是人力資本理論的中間邏輯鏈條斷裂的必然結果，也可能反映了學校對教師業(yè)務績效的識別能力；當學歷提升在促進教學績效改進的同時也反映到工資收入的提高上時，則是人力資本理論正常預期的結果。本研究是筆者關于甘肅農(nóng)村教師職后學歷提升的經(jīng)濟價值研究的補充，在筆者以往的有關研究中，我們沒有檢驗教師職后學歷提升對工作績效表現(xiàn)起到了怎么樣的作用，[3]本研究的工作是補充圖2實線箭頭所示部分的證據(jù)。

圖2 教師在職學歷提升的生產(chǎn)率傳導機制

筆者以甘肅農(nóng)村教師為分析對象，通過教師及其任教學科與學生在相應科目上的考試成績的匹配，檢驗教師職后學歷提升對教學效能的影響。筆者將學科教師和學生在對應學科的表現(xiàn)進行精準匹配，檢測到了教師在職學歷提升對教學績效的影響，回避了“語文學科教師—學生數(shù)學成績”的匹配偏誤，[4-5]也可以間接地將教師人力資本積累與教學質(zhì)量有機聯(lián)系起來。[6]基于“學生—教師”交叉匹配后的固定效應(fixed effect, FE)并結合工具變量法(instrument variable, IV)的估計，結果顯示：第一，總體上，教師在職學歷提升能促進學生在相應學科標準化測試中的成績，其當前比職初受教育年限每增加一年，學生的學業(yè)表現(xiàn)便高出0.2～0.3個標準差，相當于將學生的學科排名從中等水平向上拔高10個百分位；第二，受20世紀90年代國家學制變遷和教師資格準入政策的雙重影響，教師在職學歷提升的動機和性質(zhì)具有異質(zhì)性，不考慮這種差異就不能精準地評估其實際影響。

一、文獻綜述

Ashenfelter認為，在職學習或培訓的目的大致包括兩類：一類是在全民整體素質(zhì)大幅度提升的情況下，勞動者面臨更新工作技能以適應新形勢的壓力，特別是智識水平要求較高的教師、醫(yī)生、律師等行業(yè)的專業(yè)技術人員需要發(fā)展型提升；另一類是由于社會經(jīng)濟結構轉(zhuǎn)型導致產(chǎn)業(yè)升級，面向面臨失業(yè)或被淘汰風險的低技能群體或邊緣人群的補償型培訓，包括為改善項目參與人員的經(jīng)濟生活狀況的社會減貧。(3)多米尼加共和國青年培訓的隨機干預實驗顯示：結業(yè)后10～14個月后再對項目參與者進行追訪，其收入和繼續(xù)工作的可能性具有中等程度的促進作用，參見：CARD D, IBARRARN P, REGALIA F, et al.The Labor Market Impacts of Youth Training in the Dominican Republic[J].Journal of Labor Economics, 2011,29(2):267-300.[7]特別是后者，政府動用公共財政資助的培訓占主導地位(4)例如，美國政府20世紀60年代的“Manpower Development and Training Act”以及后續(xù)的《全面就業(yè)與培訓法案》(Comprehensive Employment and Training Act, CETA)，再到80年代里根政府的《工作伙伴培訓法案》(Job Partnership Training Act, JPTA)等都屬于在職培訓法案的頒布，都代表了政府行為。，但公共培訓項目對此后的收入、勞動參與率、脫離貧困的概率等方面的實際效果與預期的偏差較大，[8]這在針對低技能勞動力的項目中尤其明顯。[9]

與普通勞動力市場不同的是，在教育生產(chǎn)函數(shù)的分析框架中，學生學業(yè)產(chǎn)出水平是評價教師生產(chǎn)率的重要操作指標。[10-11]教師質(zhì)量在這個過程中的重要作用也幾乎得到了跨國界的一致認可。與教師學歷、[12]資格證、[13-14]工作經(jīng)驗或在當前工作單位的教齡[14]等以往文獻中指示教師質(zhì)量的常用傳統(tǒng)指標相比，在職學習和培訓受到的關注較少。[16]近年來，歐美各國的研究逐漸豐富了這個領域里的經(jīng)驗證據(jù)。

Bressoux基于1991學年192名法國小學教師的追蹤研究，發(fā)現(xiàn)新近入職教師的在職培訓對學生語言(法語)和數(shù)學都具有顯著的促進作用，但對縮小學生學業(yè)成就差距沒有明顯的作用。[17]

1995年起，在以色列耶路撒冷北部地區(qū)Neve Yaakov和Pisgat Zeev兩個縣挑選了30個鎮(zhèn)進行教師培訓實驗，外校專家每周對希伯來語、英語和數(shù)學等學科教師進行教學技能培訓?；?994—1996學年小學4—6年級的“學生—教師”配對數(shù)據(jù)，Angrist和Lavy利用倍差分析和其他輔助方法檢驗了教師在職培訓對學生數(shù)學和閱讀成績的影響，結果發(fā)現(xiàn)，教師培訓有效提高了非宗教學校學生標準化考試成績，而對宗教學校的學生影響不明顯。[16]

1996年，芝加哥公立學校啟動質(zhì)量監(jiān)測系統(tǒng)，對成績能達到國家標準線的學生比例低于15%的學校予以黃牌警告，這些被罰黃牌的學?？梢詢?yōu)先享受教職工發(fā)展與培訓的政府購買服務(5)這類教職工發(fā)展基金只能用于聘請外校或培訓機構專家，第一年的費用全額報銷，第二年只報銷50%，兩年以后只報銷三分之一。。利用這個自然實驗，Jacob和Lefgren 利用斷點回歸方法檢驗了教師在職培訓對學生閱讀和數(shù)學成績的作用。[18]

基于佛羅里達公立學校系統(tǒng)提供的1999—2004學年所有3—10年級的160多萬條行政管理檔案數(shù)據(jù)記錄，Harris 和 Sass利用“學生—教師—學科—年級”交叉組合配對固定效應，估計了教師在職培訓對學生學業(yè)增值的影響且發(fā)現(xiàn)了異質(zhì)性，職后學歷提升與培訓對小學教師教學效能沒有顯著作用；在初中和高中階段，職后培訓對數(shù)學教師的業(yè)務表現(xiàn)促進作用顯著，但對語言學科教師的影響不明顯。[19]Harris和Sass 還檢驗了教師職后學歷提升對教學效能的影響，但僅發(fā)現(xiàn)對中學數(shù)學教師的教學效能具有顯著的促進作用，對中學閱讀教師甚至產(chǎn)生了負面作用。他們認為，在職培訓或?qū)W歷提升對教師生產(chǎn)率的促進作用主要來自以任課教師課程教學內(nèi)容為導向的學科知識補充，而教育心理學和教學法等基本理論課程幾乎沒有作用。[20]基于同一套數(shù)據(jù)和類似的研究設計，F(xiàn)eng 和Sass使用增值評估方法對7萬多條特殊學校學生記錄進行了補充分析，研究發(fā)現(xiàn)，特教機構教師職后培訓對那些身心殘障孩子的成績提升作用并不顯著，而接受過職前特殊教育訓練并獲得相關職業(yè)資格的教師能有效提高學生學業(yè)水平。[20]

基于北卡羅納州1999—2002學年高中課程結業(yè)考試85萬多條“學生—教師”配對數(shù)據(jù)，Clotfelter等人研究發(fā)現(xiàn)，教師職前獲得或職后再攻讀碩士學位對學生學業(yè)絕對水平和增值都不產(chǎn)生實質(zhì)性的作用，[21]與他們基于該州1994—2003年3—8年級學生在州級課程統(tǒng)考中的表現(xiàn)所得到的結論基本一致。在Clotfelter等人的一系列研究中，他們特別謹慎地處理了學生的學科成績與任課教師的配對，認為在檢驗教師在職培訓與學習對學生閱讀成績的影響時，應將教師限定到教語言學科的教師；同理，只有任教科目包含數(shù)學及其相關學科的教師才能用以預測學生數(shù)學成績。

2014年起，格魯吉亞共和國在122個試點學校開展了小學教師的培訓項目?；?—6年級學生數(shù)學和格魯吉亞語測試成績，利用增值評估的分析思路，Ome等人檢驗了教師在職培訓對教學效能的影響，高年段(4年級)效果不顯著，但1—3年級的低年段受到明顯影響。[22]

鑒別在職教育與培訓項目的因果效應比較復雜，[7][23]需要考慮培訓過程的自選擇性，[24-25]這種選擇性可能來自兩種不同性質(zhì)的力量：一方面，接受在職培訓的個體可能更積極樂觀和上進，而這些品質(zhì)也影響勞動力市場表現(xiàn)等，忽視這種正向選擇可能會導致高估在職培訓的效果；另一方面，在職培訓可能是此前面臨失業(yè)風險、職業(yè)發(fā)展危機或長期以來在更差的勞動力市場環(huán)境的個體做出的被迫選擇或補救措施，這種負向選擇的存在可能會導致系數(shù)被低估。[26]矯正由遺漏變量造成的內(nèi)生性偏誤對職后教育或培訓效果的精確評估至關重要。[27]

Ashenfelter和Card認為，解決選擇性偏誤較為常見的方法是基于多期追蹤數(shù)據(jù)通過固定效應消除不隨時間而變的不可觀測特征，并同時控制時間變量消除宏觀共同趨勢項。[23]然而，Ashenfelter和Card利用DID的方差成分分解方法，根據(jù)社保數(shù)據(jù)提供的勞動記錄考察了美國聯(lián)邦政府的《人力資源開發(fā)與培訓項目》(Manpower Development and Training Act, MDTA[1962])(6)該法案始于1962年，后來又經(jīng)美國國會修訂，先后出臺《全面就業(yè)與培訓法案》(Comprehensive Employment and Training Act, CETA) (1976)、《工作伙伴培訓法案》(Job Partnership Training Act, JPTA)(1982)。效果，追蹤數(shù)據(jù)本身還不足以獲得職后培訓項目純凈效應，這跟反向因果關系所致的模型設定誤差有關。[7]對于教育生產(chǎn)過程而言，能力更強、基礎更好的學生所在班級的教師也通常更加上進和優(yōu)秀，[10][28-29]這種群分效應會導致對教師在職培訓效果的估計偏差。因此，F(xiàn)E估計仍然無法消除隨時間而變的不可觀測特征，還需結合其他分析技術共同使用，隨機實驗或自然實驗是較受推崇的方式。[30]

綜上，已有的關于教師職后學習與培訓效果的評估研究大多都集中在歐美發(fā)達國家，而缺乏發(fā)展中國家的證據(jù)，這與數(shù)據(jù)缺失或獲得困難有很大關系。盡管我國各行業(yè)在職學習與培訓的實踐規(guī)?？焖贁U張，[31]但作為人力資本積累的重要形式，在職學歷提升對勞動者個體和社會的后續(xù)影響并沒有得到應有的重視。

GSCF在數(shù)據(jù)采集方面的優(yōu)勢為本研究補充教師勞動力市場的中國證據(jù)提供了基礎。第一，我國教師職后學歷提升不僅是一種形式上的參與，而且大多數(shù)以學歷更新為導向，近10%的被訪者屬于通過參加統(tǒng)考的形式全日制脫產(chǎn)進修后獲得最終學位的情形，質(zhì)量上可能更加有保障。第二，通過教師問卷中關于其主授課程以及兼任課程的完整信息，筆者可以精準識別教師的學科歸屬，將數(shù)學教師與學生的數(shù)學成績、語文教師和學生的語文成績進行匹配，排除用數(shù)學教師的職業(yè)專門技能預測學生語文成績的錯配可能性(7)在學生已經(jīng)具備基本的聽說讀寫能力后，筆者認為學科之間的交互影響可以忽略不計。此外，在有效分析樣本中，也存在一部分同時兼任語文和數(shù)學的教師，但將這部分同時兼任課程的教師剔除后，樣本量太小，筆者放棄了這個嘗試。。

二、研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源和主要變量

本研究所涉數(shù)據(jù)主要由GSCF項目提供。該項目旨在了解影響農(nóng)村學生成長的個人因素、家庭因素、學校因素和社會因素。筆者在其他文章中對GSCF的具體抽樣過程做過詳細描述，在此不再贅述(8)也可以參見GSCF項目執(zhí)行報告。。本文所涉變量主要來自教師問卷和學生問卷，部分變量也來自村干部和學生父母的回答。為了充分利用該項目數(shù)據(jù)對同一批個體多次追蹤的優(yōu)勢，筆者將不同調(diào)查年份的數(shù)據(jù)在各個維度進行了匹配，利用“學生—教師—學科”固定效應估計方法消除不隨時間而變的師生特征。

筆者根據(jù)教師報告的主授課程和兼任課程信息，識別教師的學科歸屬，然后與學生的語文、數(shù)學成績進行配對(9)在全部有效樣本中，約400名教師同時教授語文和數(shù)學，則在兩個學科的分析中均記為有效匹配樣本。。將同時參加兩輪調(diào)查的學生與教師進行匹配時，樣本量縮減較多(10)此外，最終的回歸分析存在部分變量的缺失，有效分析樣本還將進一步減少(詳見文中各表標注的n)。。

本研究的核心問題是職后學歷提升對教師教學效能的影響。遵循以往實證研究的慣例，筆者將教學效能操作化為學生在標準化測試中的得分。GSCF在收集影響農(nóng)村學生成長的全方位信息時，也對學生進行了語文和數(shù)學兩門課的文化測試，卷面滿分是50，項目中心在最終發(fā)布的數(shù)據(jù)中將其拆分為“語文”和“數(shù)學”兩科?？紤]到傳統(tǒng)計分的習慣，筆者按照年級和調(diào)查年份兩個分組類別將其標準化，然后再將其線性轉(zhuǎn)換為服從均值為70和標準差為10的分布，分別對應后文的被解釋變量語文(CHIN)和數(shù)學(MATH)。

教師在職學歷提升情況是本文的核心解釋變量。政府控制教師行業(yè)的準入資格必然影響教師勞動力構成，[32]如圖3所示，這種影響通過兩種渠道表現(xiàn)出來：第一，在政策規(guī)定之前入職但學歷不達標的教師將采取措施提高受教育水平，屬于學歷補償教育。根據(jù)受教育年限差值，教師平均受教育年限從職初12.4年上升到當前14.2年，平均提升了近兩年。第二，行業(yè)準入資格的規(guī)定正式實施后的入職教師首次就業(yè)的受教育水平將普遍更高。盡管兩輪調(diào)查均直接詢問了教師入職以來是否參加過學歷提升活動情況，但為了減少自陳報告的誤差，筆者根據(jù)教師關于職初學歷和當前學歷的回答，參照中國的學制系統(tǒng)將其轉(zhuǎn)換為受教育年限，將兩者的差值界定為在職學歷提高程度(EDUCHG)。在所有回歸結果中，筆者進一步剔除了根據(jù)教師職初和當前受教育年限差值能檢測到學歷提升記錄，但自陳報告工作后沒有參加過學歷提升活動的樣本。

圖3 各年份入職教師的職初與當前受教育年限

考慮到30多年來我國學制變遷以及20世紀80年代和90年代早期的特殊性(11)少數(shù)教師參加在職學習的目標學歷是中專，這與20世紀80年代我國的學制系統(tǒng)的歷史有關：中等師范(簡稱“中師”)曾是中小學教師的主要培養(yǎng)機構，盡管中師屬于以培養(yǎng)職業(yè)技能為主的教育類別，但在當時的招考系統(tǒng)中，其招生要求比普通高中更高、生源質(zhì)量更好，畢業(yè)生更受歡迎。而很多高中和非師范類中等職業(yè)技術學校的畢業(yè)生進入教師行業(yè)后還需要接受中師的技能訓練。，筆者將當時高中畢業(yè)但后來又到中專進修的教師統(tǒng)一編碼成在職學歷提升活動為期一年的類別，其余的負值全部視為缺失值(表1)。在普通線性回歸最小二乘估計(Ordinary Least Square, OLS)基準分析中，筆者對在職學歷提升情況做了度量方式上的細微變換：第一，將這個差值年限視為類別變量(CHGYR0-CHGYR5)，其中，職初學歷和當前學歷相同的情況(CHGYR0)為基準組(12)其中，當前與職初受教育年限差值高于6年的樣本較少，筆者將5年及以上的均合并到CHGYR5的類別中。；第二，將所有差值大于0的教師界定為學歷提升樣本(UPGRADE)，而差值為0的教師即為沒有變更過學歷水平記錄的個體(即EDUCHG=0或CHGYR0=1的樣本)。

表1 教師職初學歷與在職學習目標學歷的交叉列表

在后文的識別策略部分，筆者還利用教師入職學歷要求的政策時間信息作為工具變量矯正了模型設定內(nèi)生性的問題。本文所涉主要變量的界定、測量和分布詳見表2。

表2 主要變量的界定、測量與分布

(二)模型識別

本研究的目的是檢驗教師在職學歷提升對其教學效能的影響，利用學生在標準測試中的成績作為教學效能的操作指標，其數(shù)學表達式如公式(1)：

Yitkj=α+β×EDUCHGitj+γT+δS+λtj+Ck+εitkj

(1)

其中，k、t、i分別表示第k個縣(區(qū))第t年的第i個觀察值。被解釋變量Y即為學生的標準化測試分數(shù)，j=1, 2分別表示語文和數(shù)學成績。T為教師層面的控制變量，包括教師性別、出生地、首次進入教師行業(yè)時間、編制情況、當前最高受教育年限、資格證持證等級及獲得方式、工作經(jīng)驗、職稱、收入、主授或兼任學科、任課年級及工作負擔、職業(yè)經(jīng)歷等。S是影響學生學業(yè)表現(xiàn)的協(xié)變量，包括學生性別、年齡、自我教育期望、所在年級、健康狀況、是否獨生子女、父母受教育水平和年齡、在家親子陪伴狀況。γ和δ分別為影響教育生產(chǎn)過程的重要控制變量對學生學業(yè)表現(xiàn)的影響程度。λt和Ck分別為時間固定效應和縣(區(qū))固定效應，控制了隨時間而變的組間共同趨勢和隨抽樣縣(區(qū))而變的截面空間效應。ε為隨機誤差項。

EDUCHG是一個值域為[0,10]的連續(xù)變量，測量了教師工作后學歷提升對應的受教育年限變化程度，β即為筆者重點關心的參數(shù)，反映了學歷變化程度帶來的教學效能變化程度。將EDUCHG的測量等級從連續(xù)變量降為類別變量(CHGYR0-5或UPGRADE)時，對應的是若干個虛擬變量的系數(shù)，但其對應的含義不同。根據(jù)人力資本理論關于在職學習與培訓性質(zhì)的界定，職后學歷提升是一項可提高未來勞動生產(chǎn)率的培訓活動，則估計系數(shù)β>0。

將每個學生和每個教師兩輪調(diào)查的觀測值當作多個獨立觀測個體。然而，如前所述，與任何職后培訓項目一樣，教師職后學歷提升活動也具有自選擇性質(zhì)：一方面，在教師行業(yè)準入的學歷資格政策實施后，那些職初受教育水平達不到國家標準的教師參加學歷提升活動的必要性更大(圖3)，如果受教育水平能有效傳達生產(chǎn)率信號，這種負向選擇可能低估學歷提升對生產(chǎn)率的真實影響；另一方面，工作熱情高、自我要求嚴格、積極進取的教師也更可能參加職后再教育，如果這種積極的不可觀測的教師個體特征能帶來更好的工作場所表現(xiàn)，β將高估學歷提升對教學效能的影響。除此之外，教師和學生的雙向選擇性匹配通常會削弱教師職后教育與學生成績之間的統(tǒng)計關系。[10][ 28-29]綜上，混合OLS估計難以避免模型設定偏誤問題。

根據(jù)GSCF項目設計上的優(yōu)勢，本研究利用兩期追蹤數(shù)據(jù)，通過“教師—學生—學科”的交叉固定效應(μij)并輔之以工具變量法(FE-IV)識別職后學歷提升對教師教學效能的影響。如公式(2)所示，F(xiàn)E估計的主要思路是將隨機誤差εitjk分解成復合誤差項μij和σitkj。通過允許個體效應α'與誤差項μij相關，消除了個人能力、人格個性、職業(yè)精神等不隨時間變化的不可觀測特征。

Yitkj=α'+β'×EDUCHG'itj+γ'T+δ'S+λtj+Ck+μij+σitkj

(2)

同截面數(shù)據(jù)的IV估計思路類似，F(xiàn)E-IV策略的核心思想也是尋找一個與核心解釋變量相關但不直接影響結果變量的外生變量Z作為工具，利用兩階段估計獲得局部平均處理效應。EDUCHG'是根據(jù)工具變量Z獲得的第一階段預測值，筆者將教師學歷更新的時間信息作為職后受教育水平變化的工具變量，即教師完成學歷更新的時間是否在國家關于行業(yè)準入學歷資格之前(CHG96)，由于1995年底國務院又重申了教師的職業(yè)資格要求且學歷更新完成一般需要經(jīng)過三年左右的孵化期，本文將1996年作為《教師法》完全生效的時間節(jié)點。

三、實證結果

表3報告了教師職后學歷提升情況對學生標準化測試成績的影響。筆者初步發(fā)現(xiàn)：無論采取何種度量方式，在語文(CHIN)和數(shù)學(MATH)兩門學科上，OLS估計對應的結果都發(fā)現(xiàn)了教師工作后的受教育水平提升對教學效能的負面影響，這與人力資本的基本預期不符，教師在職人力資本積累不僅沒有改善教學效能，還對業(yè)務績效產(chǎn)生了負面影響。在控制了教師最終受教育水平(EDUYR)以及其他若干協(xié)變量后，相對于均值水平而言，教師工作后受教育年限相對于職初水平每增加一年，其所教學生的文化課成績降低約0.4個標準差。

表3 教師在職學歷提升與教學效能(學生學業(yè)表現(xiàn))

分類別察看教師職后學歷提高程度CHGYR1-5和UPGRADE，參照組均是沒有學歷提升記錄的人(EDUCHG=0)，這可能反映了職后學歷更新是教師負向選擇的結果。如前所述，在國家出臺行業(yè)資格準入標準后，早期入職的學歷不達標的教師為了職業(yè)發(fā)展的需要，被迫參加職后學歷提升活動。在報告了詳盡職后學歷提升活動細節(jié)的甘肅農(nóng)村教師樣本中，職后學歷提升活動幾乎都是學位更新導向的學歷升級，沒有(或?qū)⒉粫?獲得相應學歷的樣本不到1%。絕大多數(shù)教師的在職學習最終都變更為大專或本科學歷。這是教師行業(yè)學歷資格準入條件硬性規(guī)定的必然結果，特別是對那些起點學歷是高中和中專/職業(yè)技術學校(或大專)且從事較高年級教學工作的教師而言，職后提升學歷是決定其職業(yè)生涯發(fā)展和個人福祉的重大事件(13)根據(jù)全部樣本的統(tǒng)計，起點學歷是高中而最終學歷是中專(師)的比例約占8%；另外3%的教師報告起始學歷是中專且經(jīng)歷了學歷提升活動，筆者猜想這部分樣本是由其他類型的中等職業(yè)技術學校畢業(yè)的經(jīng)過中等師范教育的群體(在沒有更多證據(jù)的情況下，無法做更多推斷)。。

由于缺乏教師職初的詳盡信息，筆者無法識別教師學歷提升的具體動機，究竟是補缺型還是發(fā)展型的學歷提升，還需要更加充分的信息(14)由于持證等級可能隨時間而變化，而數(shù)據(jù)中并沒有提供教師職初資格證等級的詳盡信息，按職初學歷和當前資格證持證等級的點線僅供參考，不能作為主要證據(jù)支撐。。然而，根據(jù)教師報告的當前職業(yè)細節(jié)信息，筆者做了嘗試性的輔助分析，在沒有更具有說服力信息支撐的情況下，它也可以提供部分參照。對照國家關于各級各類教師學歷資格的最低要求，筆者根據(jù)教師自己報告的當前任教最高年級以及資格證持證等級兩個標準分別計算了不同年份入職的樣本的實際受教育年限與國家標準的差值：根據(jù)教師現(xiàn)任最高年級所對應的學歷要求，近20%的農(nóng)村教師當前學歷仍然沒有達標；按照教師資格證等級對應的受教育水平要求，超過20%的樣本仍然沒有達到最低要求；總體上，入樣教師教育水平與規(guī)定的學歷標準的缺口平均為近一年。

進一步分析發(fā)現(xiàn)，最終學歷仍然不達標的教師主要是20世紀80年代早期及此前入職群體，而80年代中后期入職的教師基本都努力達到了最低要求且略高于國家標準(圖4)。筆者在所有的回歸中都控制了教師的具體入職年份，因此，職后學歷提升對教學效能的負面影響主要來自補償性的進修活動(15)還存在一種潛在的可能性：學業(yè)表現(xiàn)更差的學生也通常被分配給教學能力更低的教師，這種師生雙向選擇性匹配也可能進一步降低那些學歷補償型提升的處理效應。。綜上，對于本研究所依據(jù)的特殊樣本而言，OLS低估了教師職后學習和培訓的實際影響，需要對模型設定誤差做估計方法上的矯正。

圖4 1966—2006年入職教師的學歷與國標差值

基于“教師—學生”固定效應且利用IV對同時影響教師在職學歷提升和教學效能的不可觀測特征以及教育生產(chǎn)過程中師生互相選擇進行矯正后，F(xiàn)E-IV欄對應的結果顯示，教師職后學歷更新對學生語文和數(shù)學成績都具有顯著的提高作用，其效應量相當于0.2～0.3個標準差且與IV估計有關的Hauman檢驗及弱工具變量F檢驗都通過了約定俗成的顯著水平。

經(jīng)過模型設定的技術矯正后，教師在職學歷提升對學生成績影響的效應量相當于將學生的排名從中等水平向上拔高10個分位點，從第50百分位提至前40%。如表1所示，教師的職后學歷提升幅度多集中在3～5年間，按匹配樣本在職學歷提高均值1.96年計算，這些教師完成學歷提升活動后傳導到學生成長上的效應約0.6～1.5個標準差，這與國際上關于優(yōu)秀教師的經(jīng)濟價值的研究結論基本一致。(16)在紀錄片《等待超人》(Waiting for Superman) (2010)中，Hanushek直觀地展示了教師教學效能對學生成長的長期和短期影響。[33-35]

教師工作后學歷提升的生產(chǎn)率效應在OLS和FE估計中存在巨大反差并不沖突。在OLS估計中，β檢驗的是相對于樣本均值水平或不(需要)參加學歷提升的教師，職后更新了學歷的教師教學效能的表面效果，是組間比較的結果，而這兩組人是否具有可比性是正確解釋結果的基本前提。[15]而在FE-IV估計中，組內(nèi)估計量β'反映的效果是：如果不參加在職學歷提升的教師進行了這項人力資本投資后預期收到的效果，反之亦然。這再一次說明，在評估中國教師教育政策的效果時，需要高度重視分析方法的精確性，否則可能得出具有誤導性的結論。[36]

四、結 語

利用甘肅基礎教育調(diào)查的兩輪追蹤數(shù)據(jù)，筆者檢驗了農(nóng)村教師在職學歷提升對其教學效能的影響。利用《教師法》關于各級各類教師行業(yè)準入的學歷資格的自然實驗，基于面板數(shù)據(jù)的固定效應估計和工具變量法的分析結果顯示：

第一，職后參加學歷提升活動的教師能提高其所任教學科的學生的測驗成績。平均而言，當前學歷比職初學歷所對應的受教育年限每增加一年，學生的成績能提高0.2～0.3個標準差，相當于將學生的排名提高10個分位點。

第二，在涉及農(nóng)村教師學歷提升效果的研究時，有必要充分考慮中國學制系統(tǒng)時代變遷的系統(tǒng)性影響。早期的職后學歷提升更多的是教師參照國家標準進行的補缺型升級，忽視這種政策激勵下的行為結果可能導致巨大的估計偏誤。

繼筆者前期關于教師在職學歷提升活動的經(jīng)濟收益評估研究后，本文進一步提供了這種職后技能提升對個人教學效能影響的證據(jù)，為銜接“在職學習與培訓—勞動生產(chǎn)率提高—工資收益”的理論邏輯鏈條提供了必要的補充說明。今后的研究還需要將其適當整合，可以參考Krueger和Rouse的做法，[37]在一個完整的研究中完全打通這個機制作用的路徑，即檢驗教師在職學歷提升對教學效能的影響機制，是通過增加工資這個間接的經(jīng)濟激勵機制，還是因為職后學歷提升本身具有促進教學生產(chǎn)率的作用。這一系列研究將不僅為評估過去20多年農(nóng)村教師職后教育和培訓效果提供客觀的數(shù)據(jù)評判，也可以為新一輪教師學歷升級實踐提供理論依據(jù)和技術參考。受數(shù)據(jù)本身限制，本文諸多無法充分展開的初步探索對未來教師教育研究的內(nèi)容和方法、教育評價與測量等都具有拋磚引玉的作用。

本研究還存在如下有待改進之處：第一，由于缺少教師職初的任職年級信息以及資格信息，筆者大致辨識出教師學歷提升屬于補缺型提高，但精準性有待提高，鑒別不同動機的在職學歷提升對政策評估的精準性具有重要意義。第二，這是基于中國甘肅農(nóng)村調(diào)查數(shù)據(jù)的結果，而且，教師不是核心的目標抽樣群體，可能存在偏差。第三，在研究過程中，筆者還發(fā)現(xiàn)：甘肅農(nóng)村教師在職學歷提升活動的參與機構以及該機構所在的具體地理方位、學習方式、費用負擔等方面形式多樣，理論上為檢驗不同模式的教師職后學習效果和效率提供了可能。然而，由于能成功匹配到各學科上的“教師—學生”配對組合樣本量太少，因此，筆者只能放棄進一步探索的努力，但這種分析思路為今后的數(shù)據(jù)采集、調(diào)查項目設計以及教師教育研究等新問題都提供了有價值的思考痕跡和素材。在這方面，有必要借鑒歐美國家教師行政管理檔案數(shù)據(jù)庫有條件地向?qū)W術界開放，[12][21][38]將這些有價值且沒有任何額外成本付出的海量過程性的伴隨式數(shù)據(jù)作為教育評價與改革的事實基礎。