摘　　要：學校教育之中，教師是教學執行者‍‌‍‍‌‍‌‍‍‍‌‍‍‌‍‍‍‌‍‍‌‍‍‍‌‍‍‍‍‌‍‌‍‌‍‌‍‍‌‍‍‍‍‍‍‍‍‍‌‍‍‌‍‍‌‍‌‍‌‍。 如果一些教師未能有效提高學生的成績，那么能夠提高學生成績的教師所具備的特征就十分值得探討‍‌‍‍‌‍‌‍‍‍‌‍‍‌‍‍‍‌‍‍‌‍‍‍‌‍‍‍‍‌‍‌‍‌‍‌‍‍‌‍‍‍‍‍‍‍‍‍‌‍‍‌‍‍‌‍‌‍‌‍。 但是，國內對于有效教師的研究相對缺乏，現有研究既無法確定是否有些教師未能提高學生成績，也無法確定有效教師的特征‍‌‍‍‌‍‌‍‍‍‌‍‍‌‍‍‍‌‍‍‌‍‍‍‌‍‍‍‍‌‍‌‍‌‍‌‍‍‌‍‍‍‍‍‍‍‍‍‌‍‍‌‍‍‌‍‌‍‌‍。 基于北京市海淀區2016-2019年高三畢業生及其任課教師、所在高中學校相匹配的數據，采用增值模型、多層線性模型分析了不同科目的教師對于學生成績的整體作用，以及教師特征對學生成績的影響。 實證研究結果顯示：不同教師之間存在增值效果的差異，教師特征能夠部分解釋學生成績的教師間差異; 在語文和數學科目，女性教師相對男性教師對學生成績更有促進作用; 在語文、數學和化學三個科目，骨干教師相對于非骨干教師對學生成績更有促進作用。 基于實證研究結果，建議統籌考慮傳統評價方式與增值模型評價的利弊，構建合理的多維評價體系; 加強年輕教師的培養，合理優化教師的性別結構、學歷結構; 注重學習科目的固有差異性，形成對教師的分類評價標準。

　　關 鍵 詞：教師特征; 學業成績; 基礎教育; 增值

　　一、問題提出

　　近年來，教師質量或專業素質受到黨和政府的關注。 2018年發布的《中共中央國務院關于全面深化新時代教師隊伍建設改革的意見》提出：“全面提高中小學教師質量，建設一支高素質專業化的教師隊伍。 ”同年發布的《國務院辦公廳關于進一步調整優化結構提高教育經費使用效益的意見》提出“不斷提高教師隊伍建設保障水平，……，鼓勵吸引優秀人才從事教育事業，努力讓教師成為全社會尊重的職業”“各地要完善中小學教師培訓經費保障機制，不斷提升教師專業素質能力”。 加強教師隊伍建設，提高教師質量，也是學校多樣化特色發展和促進學生綜合素質能力提升的重要途徑。 《高中階段教育普及攻堅計劃(2017-2020年)》指出“一些學校教育質量不高，普通高中缺乏特色”，應當“加強教師隊伍建設”，進而“推動學校多樣化有特色發展” 。

　　教育論文范例：知網收錄教育教學類期刊

　　一系列關于教師能力提升的政策和相關研究，既說明教師隊伍建設的重要性，又為提升教師質量提供了政策依據。 提升學生學習效果，追根尋源要分析教師對于學生學習進步的作用。 教師對學生發展起作用的過程主要發生在課堂教學過程中，不同的教師擁有的特征屬性(性別、教齡、學歷等)存在差異，所以會展現出不同的教學面貌。 同時，教師有效的教學需要教師在課堂過程中與學生不斷發生互動。 [1]打開“黑箱”的說法來源于《教育中的權力與意識形態》一書的述評。 作者認為，功能主義、人力資本理論、方法論、經驗主義、沖突論都將學校教育過程置于黑箱之中，主要關注學校教育輸入端和輸出端，忽略了具體的學校教育過程的重要性。 [2]在學校教育過程中，教師是教學執行者，起到關鍵作用。 因此，打開學業成績影響因素的“黑箱”，教師如何促進學生成績進步是重點研究方向。

　　教師特征變量是教師的固定屬性(如性別)或個人不容易改變的屬性(如教齡、職稱等)。 探討教師特征變量對于學生成績的作用，實際上是探討學校/教育管理部門選拔教師、評價教師的制度有效性。 本研究聚焦于教師特征變量對于學生成績的作用，在對不同科目教師特征變量進行描述性統計分析的基礎上，采用增值模型分析了教師對學生成績的整體作用，同時采用多層線性模型分析了不同科目的教師個人特征變量對學生成績的影響，試圖通過教師特征的視角打開學業成績影響因素“黑箱”的一部分。

　　二、文獻綜述與研究意義

　　(一)文獻綜述

　　1.學業成績在教師之間存在差異。 現有研究普遍認為學生成績在教師之間存在差異，差異來源于多種因素。 將教師作為一個整體，不拆分其中的各種因素，估算教師間差異是進行教師效能研究的第一步。 已有研究表明，教師或班級是導致學生之間成績差異的關鍵[3]，學生成績具有顯著的班級間差異或教師間的差異[4-6]。 課堂教學的效果加上其他教師特點的影響，在規模上可以與學生背景相提并論，學生成績差異分解到教師和自身的比例大致相同。 [7]國外相關研究對于教師作用的估計值大約在10%-30%。

　　例如，Den Brok等(2004)的研究認為，學生成績差異的7%至15%可以歸因于教師之間的差異[8]; Day等(2006)則認為，教師之間的差異可以解釋學生成績差異的15%至30%[9]。 國內研究中，采用同一個市、區的樣本，估計出的教師作用大約在10%-20%。 例如，張文靜等(2010)以北京市房山區42所小學為研究對象，結果顯示不同教師所教班級的學生數學成績存在顯著差異，小學生數學成績的13.04%是由教師層面的因素引起[10]; 張詠梅等(2012)以北京市小學三年級學生為樣本，研究發現在控制了學生個體特征的情況下，學業成績差異的18.1%由教師間差異造成[5]。 比較特殊的是采用跨國的大規模數據估算出的教師差異數值非常大，例如白勝南等(2019)采用TIMSS 2015數據，估計結果顯示學生數學成績的總差異中約有68.42%的差異是由教師引起的[6]。

　　綜上所述，教師之間確實存在學生成績的差異。 在不同學科之間，這種差異存在區別。 學生成績差異能夠分解到教師的比例與研究樣本的選擇密切相關; 同時教師的差異與學生的教育積累也密切相關; 如果不采用控制學生入口成績的增值模型，所估計出的教師差異實際上是高估了非常多。 學生學習基礎是造成學生成績差距的主要原因[11]，因此對教師效能進行整體評估時，需要考慮將學生入口成績進行控制，才能得出更準確的教師效能差異的結果。 另外，學校的增值在各個科目之間一致性不高，基于學生總分計算增值可能會掩蓋各個學科教師效能的差異，可能會引起部分學科教師“搭便車”，因此增值評價需要分科目考慮。 [12，13]

　　2.教師特征對學生成績的影響。 在教師特征變量中，最受關注的因素是教師的性別。 國內大部分研究的結論是，在中小學階段，女教師相對于男教師更有利于學生獲得更好的成績。 例如，王云峰和田一(2015)采用小學語文和數學的數據，研究發現教師性別對五年級語文、數學兩個科目的學習成績有顯著影響，女教師所教學生學習成績高于男教師所教學生[14]; 張詠梅等(2012)采用北京市小學三年級數學測驗數據，發現教師的性別能夠對班級學業成績產生顯著影響，女教師所教班級學業成績顯著高于男教師所教班級[5]; 白勝南等(2019)采用TIMSS 2015數學成績的數據，同樣發現女教師比男教師所教授班級的學生數學成績更好[6]。 當然也有相反結論，例如，黃慧靜和辛濤(2007)采用TIMSS 2003數學成績數據研究發現，教師的性別對學生成績不存在顯著的影響[15]。

　　教齡是另外一個值得關注的因素。 一般認為，教齡較長的教師擁有更豐富的教學經驗，能夠在備課、教學和課堂管理上節省很多精力，進而能夠有更多時間思考教學的改進。 但是也存在一種可能，豐富的經驗會導致教師偷懶，進而帶來人力資本的貶值。 因此，教齡能夠起到的作用在于上述兩種因素的互相作用。 [16]已有研究大部分表明教齡是解釋學生成績的一個積極因素。 例如，白勝南等(2019)研究發現教齡長的教師，所教授班級的學生數學成績會更好[6]; 張詠梅等(2012)研究發現，具有10年以上教齡的教師所教班級成績高于10年以下教齡的教師所教班級[5]; Rockoff(2004)研究發現，教學經驗顯著提高了學生的考試成績，尤其是在閱讀科目領域，初級教師與具有10年或10年以上經驗的教師之間，學生閱讀考試分數平均差異約0.17個標準差[17].

　　獲得某項學歷、資格證書、職稱職務是教師能力的一種外在體現。 大部分研究認為，通過某項國家資格認證或者獲得某項證書能夠有利于學生成績的進步‍‌‍‍‌‍‌‍‍‍‌‍‍‌‍‍‍‌‍‍‌‍‍‍‌‍‍‍‍‌‍‌‍‌‍‌‍‍‌‍‍‍‍‍‍‍‍‍‌‍‍‌‍‍‌‍‌‍‌‍。 例如，在國內相關研究中，張詠梅等(2012)研究發現“數學專業畢業的教師所教班級數學成績高于非數學專業畢業的教師所教班級成績”[5]; 孔云(2011)通過案例分析發現，優秀教師比普通教師對學生的期待值高，而高期待有利于提高班級學生整體學習成績[18]; 白勝南等(2019)研究發現“教師的學歷越高，所教授班級的學生數學成績也會越好，就讀于非數學專業的教師所教授班級的學生數學成績比數學專業的教師高”[6]; 王顧學和汪棟(2019)研究發現教師學歷對學生成績有顯著正向影響，同時師范畢業的教師所教學生成績高于非師范畢業教師[4]; 胡詠梅和盧珂(2010)研究發現任職資格、是否骨干教師等資源投入對學生學業成績產生顯著影響[19]; 李勉等(2018)研究發現教師的學歷和專業對學生成績有積極影響[20]。

　　在國外相關研究中，Goldhaber 和Brewer(2000)分析了十二年級學生的數據集發現，具有數學課程工作專業和高級數學學位的教師比沒有此類證書的教師更能提高學生的學習成績，擁有標準認證的教師相對于持有私立學校認證或未通過其學科領域認證的教師對學生考試成績具有統計學顯著的積極影響[21]; Clotfelter等(2007)的研究指出，教師的經歷、考試成績和常規證書對學生的學習成績都有積極的影響，對數學的影響要大于對閱讀的影響[22]; Goldhaber(2007)研究表明NBPTS(National Board for Professional Teaching Standards)可以確定更有效的教師申請人，而且與從未申請過該計劃的教師相比，NBPTS認證的教師通常更有效[23]。

　　當然，也有與上述研究不一致的結論值得關注。 例如，黃慧靜和辛濤(2007)研究發現教師的教育水平、所學專業和教師資格對學生成績沒有顯著影響[15]; Harris和Sass(2009)指出，只有在少數幾個單獨的案例中，NBPTS認證才能為教師對學生的成就做出積極貢獻，獲得NBPTS認證的過程不會提高教師的工作效率[24]; Ramírez(2006)使用TIMSS 1998/99中智利的數據發現教師資格與學生成績無關，智利的所有教師都具有基本相同的資格水平，即具有教師培訓證書的大學學士學位[25]。

　　綜上所述，大部分“好”的教師特征變量在不同實證研究中表現出對學生成績的促進作用。 分析教師的特征背景對于學生成績的影響，有利于學校在未來的招聘過程中統籌規劃。 同時，教師的部分特征變量代表了教師的能力，探究教師背景特征對學生成績的影響，也可以說明學校或管理部門能否識別高效率和低效率的教師。 如果擁有更高學位、更高職稱、獲得更多獎項的教師對學生成績有提高作用，那么說明當前對教師的管理體制可以在一定程度上識別有效教師。 部分已有研究也表明校長可以區分高效率和低效率的教師[26]。 即使校長沒有測驗和增值信息，校長的正常評價與教師的增值高度相關，但是校長很難在高風險環境中實際應用這些評價。 [27]

　　(二)研究意義

　　通過文獻的梳理，可以發現，國外關于本主題的研究較多，國內也有部分相關研究。 但是現有研究依舊存在一些問題：第一，現有研究更多地選擇義務教育學生(一至九年級)作為研究對象，很少的研究涉及高三學生。 考慮到當前義務教育階段提倡素質教育，考試區分性不強，因此研究義務教育階段教師特征對學生成績影響的效果大打折扣。 高三學生面對高利害性和選拔性的高考，研究其成績影響因素更具有現實意義。

　　第二，現有研究缺乏基于同一學生群體的多科目之間橫向比較，導致難以獲知某些教師特征對學生的作用是普遍性，還是特定科目所帶來的影響。 第三，當前關于教師有效性的研究缺乏系統性和可驗證性。 日漸興起的教師相關國際調查項目正在解決缺乏系統性的問題，部分研究采用多層線性模型等實證方法也試圖解決研究結果的可驗證性。 但是受限于數據收集的復雜程度，國內相關研究并不豐富，值得進一步挖掘和研究。 第四，必須認識到教師有效性的研究，其結論有一定的地域性。 在美國、英國、荷蘭的情境下得出的研究結論僅可作為一定參考，并不能直接移植到中國情景下，直接用于中國的教育政策改革可能存在本質的錯誤。

　　因此，本研究基于北京市海淀區高三學生語文、數學、化學三個科目的考試數據，通過可驗證性的實證研究方法，從構建多角度、多維度教師評價體系的視角出發，為合理優化教師結構提供了實證證據。 通過實證研究，既可以判斷當前對教師的管理體制是否能在一定程度上識別有效教師，又可以為中國情景下基礎教育改革提供一定證據支撐。

　　另外，本研究為類似主題的研究提供了一個數據整合的范例，通過收集回溯性學生成績數據，并根據行政管理數據將教師與學校、學生匹配，同時通過問卷收集教師特征數據，從而構成學校-教師-學生多層數據集。 這種收集數據的方式更節省成本、實用性更強，降低了日后開展此類研究的難度。

　　三、數據來源與模型設定

　　(一)數據來源

　　本文使用數據由學生數據、教師數據和學校數據三個部分匹配而成。 學生數據的樣本范圍為北京市海淀區2016年至2019年參加高考的高三學生的中考成績(語文、數學、化學)、一模成績(語文、數學、化學)、文理科分類、畢業年份等四個變量。 其中，中考成績和一模成績是連續變量，中考成績代表學生進入高中之前的知識積累水平; 一模成績與高考成績類似，代表了高中學生經歷了高中三年的學校學習和培養，所獲得的出口成績。 根據學生的畢業批次、文理科以及考試的類型，在全海淀區范圍內對每一次考試的成績進行標準化處理。

　　每年的高三畢業生總體略高于1萬人，同時文科與理科的人數比例大約在1：3左右，整體上每年的樣本范圍分布比較穩定。 在學生數據的樣本范圍基礎上，本研究根據學校管理數據將授課教師和學生成績進行匹配。 由于管理數據中學生的授課教師存在部分缺失，部分學生沒有成功匹配到授課教師。 其中，2017屆的授課教師缺失情況較為嚴重，其他年份的授課教師缺失比例很低。 同時，中考成績大約有20%的缺失比例，而一模考試成績缺失比例較低。

　　教師數據來源于北京大學中國教育財政科學研究所課題組在2019年2月至3月期間針對北京市海淀區學校的“區域教研情況調查”的問卷數據。 該調查“旨在了解新時期教育改革背景下，教師專業發展的訴求和對教研工作的需求，為區域教研工作的改進提供參考”。 問卷是基于全球通用的有關教師專業發展、教師效能、教師教學實踐及課堂行為等相關數據的調查問卷，結合我國區域教師專業發展的現狀編制。 [28]此次“區域教研情況調查”共有1974名教師回答了問卷。

　　本文根據參與調查的教師姓名和所在學校，以及學生數據中的授課教師姓名和所在學校，將該調查的數據與學生數據進行了匹配，從而建立了包含高三學生中考成績、一模考試成績、相應任課教師調查數據、學校名稱的多層次數據庫。 經過匹配之后，有60所普通高中學校的542名教師與39894條學生的成績數據成功鏈接。 其中有語文、數學、化學成績信息的學生數分別為14296名、15662名、9936名; 語文、數學、化學的教師數分別為195名、216名、131名。 學生和教師的樣本規模并不是均勻分布，而是與學校的辦學規模相關。

　　(二)計量模型設定

　　首先，構建教師對學生成績整體作用的模型。 基于學生成績數據分析不同教師對于學生成績總體增值效應的評估，根據學生嵌套于任課教師的數據結構，可以建立教師和學生的兩層零模型，將學生一模成績的變異分為任課教師內的變異和教師之間的變異。 “任課教師內”和“任課教師間”的概念，與已有研究中“班級內”和“班級間”的概念內涵類似，但是不完全一樣，同一教師如果只教授一個班級的課程，兩個概念即完全一致; 同一教師如果教授兩個或以上班級，則“任課教師”的范圍大于傳統研究中的“班級”。 零模型如下：

　　該模型的層一是學生個人，層二是教師。 其中層一的Qij為教師j所帶的學生i的出口成績，γij是殘差，β0j表示在教師層面采用隨機截距。 層二中對β0j的估計，僅包括常數項和殘差項。 進一步，在模型1的層一中控制學生個體因素，可以構建出完整計量模型(如下所示)：

　　模型2在模型1的基礎上加入學生層面的控制變量，包括Qij-1為該學生的基線成績，Xijyear是該學生的畢業年份，Xijtrack是該學生的文理科分類。 構建了學生—教師兩層線性模型，教師層采用了隨機截距、固定斜率的估計方法。 進而分語文、數學、化學三個科目，估計不同教師之間是否存在學生成績增值差異‍‌‍‍‌‍‌‍‍‍‌‍‍‌‍‍‍‌‍‍‌‍‍‍‌‍‍‍‍‌‍‌‍‌‍‌‍‍‌‍‍‍‍‍‍‍‍‍‌‍‍‌‍‍‌‍‌‍‌‍。 此處的增值差異是“打包”的教師增值差異。 [29]

　　根據上述學生—教師兩層線性模型計算出的“打包”的教師增值差異，未考慮學校的作用。 如果進一步考慮不同學校存在差異，可加入學校虛擬變量作為控制變量。

　　其次，構建教師特征對學生成績影響的模型。 根據學生嵌套于任課教師的數據結構，可以建立教師-學生兩層線性模型，估計教師個人特征變量對于語文、數學、化學三個科目學生學業成績的影響。

　　其中，層一是學生個人，層二是教師。 層一的Qij為教師j所帶的學生i的出口成績，Qij-1為該學生的基線成績，Xijyear是該學生的畢業年份，Xijtrack是該學生的文理科分類。 γij是殘差，β0j表示在教師層面采用隨機截距。 層二中對β0j的估計，Pj表示第j個教師的個人特征，γ00是常數項，μ0j是殘差項。 教師層采用了隨機截距、固定斜率的估計方法。

　　四、實證研究結果

　　(一)教師特征的描述性統計分析

　　教師問卷中收集到的教師特征變量主要包括性別、學歷、師范生、編制、教齡、教師職務等。 其中大部分是二分類變量，包括性別(女性=0，男性=1)、學歷(非研究生學歷=0，研究生學歷=1)、師范生(非師范生=0，師范生=1)、編制(事業編=0，非事業編=1)、高級職稱(非高級職稱=0，高級職稱=1)、教齡、骨干教師(非骨干教師=0，骨干教師=1)、學科帶頭人(非學科帶頭人=0，學科帶頭人=1)、行政職務(有行政職務=0，無行政職務=1)、教學獲獎(無教學獲獎=0，有教學獲獎=1)。 關于教師的教齡，采用定序變量，其中(1-2年)=1，(3-5年)=2，(6-12年)=3，(13-20年)=4，(21-27年)=5，(28年以上)=6。 另外，教師的教齡采用定序變量，其中(1-2年)=1，(3-5年)=2，(6-12年)=3，(13-20年)=4，(21-27年)=5，(28年以上)=6。 教齡的平方是在將教齡作為定序變量的基礎上取平方值。

　　全部能夠與學生匹配的教師樣本數量是542人。 表3中分別匯報了整體樣本、語文教師樣本、數學教師樣本和化學教師樣本的描述統計分析結果。 其中，整體教師樣本中男性占24%，女性的比例占76%，女性教師數量遠高于男性教師。 擁有研究生學歷的教師占36%，學歷低于研究生的教師比例為64%。 鑒于《中共中央國務院關于全面深化新時代教師隊伍建設改革的意見》提倡“為高中階段教育學校側重培養專業突出、底蘊深厚的研究生層次教師”，海淀區作為全國教育最發達的縣區之一，高中的研究生學歷教師比例依舊有很大的提升空間。 樣本教師中師范生的比例占92.4%，非師范生僅7.6%，從中可以看出高中教師的職業對于非師范生依舊有一定的進入門檻，從業的教師絕大部分來源于師范類高校所培養的師范生。

　　關于教師的工作合同和工作身份方面，樣本教師中僅有9.4%沒有事業編制，90%以上的教師擁有事業編。 教師職稱和身份方面，具有高級教師及以上職稱的樣本占總樣本的54.6%，骨干教師和學科帶頭人的比例分別是44.6%和25.1%，獲得過教學獎勵的教師占總樣本的37.8%。 樣本中沒有職務的教師比例僅為14.9%，進一步分析樣本教師所擔任的行政職務，樣本中大部分教師擔任的行政職務是備課組長。 教師的教齡平均值是4.319，根據問卷中教齡的實際含義，取值4表示教齡13-20年，取值5代表21-27年，因此可以推測樣本教師平均教齡在20年左右。

　　語文教師樣本數量一共有195人，其中男性教師占17.4%，低于整體平均水平; 研究生學歷的教師占40.5%，高于整體平均水平; 骨干教師和有教學獲獎的教師分別占39.0%、31.3%，低于整體平均水平。 數學教師樣本數量一共有216人，其中男性教師占31.9%，高于整體平均水平; 有教學獲獎的教師占33.3%，低于整體平均水平。 化學教師樣本一共131人，其中骨干教師、學科帶頭人、有教學獲獎的教師分別占54.2%、31.3%、55.0%，高于整體平均水平，同時也遠遠高于語文教師和數學教師樣本中的比例。 三個科目其他教師特征變量與整體水平比較相近。

　　研究生學歷與師范生身份、高級職稱、教齡顯著的負相關，并且相關系數大于0.2，在一定程度上說明目前高中學校中擁有研究生學歷的教師進入學校工作的時間較短，很多研究生學歷的教師還未獲評高級職稱; 師范生身份與教齡顯著正相關; 非事業編與高級職稱是顯著的負相關，說明沒有事業編制的教師獲評高級職稱的可能性更低; 高級職稱與教齡、骨干教師、學科帶頭人，教齡與骨干教師、學科帶頭人，骨干教師與學科帶頭人、教學獲獎呈現顯著的正相關關系。 進一步分析不同科目的樣本，其相關關系的方向與整體樣本基本一致，此處不再展示分科目樣本的相關分析結果。

　　(二)教師對學生成績的整體作用

　　表5是根據零模型估計的學科一模成績的教師差異。 var(_cons)和var(Residual)是隨機效果，其中var(_cons)表示隨機截距的誤差項，var(Residual)表示殘差。 對于語文科目，一模成績大約43.1%的變異可以分解到教師層次; 數學科目的一模成績58.8%來源于教師差異; 化學科目一模成績57.8%來自教師差異。

　　在零模型的基礎上，控制學生中考成績、文理科和畢業年份之后，出口成績大約35.3%-47.3%的變異可以分解到教師層次。 相對于零模型,語文、數學、化學科目的教師差異分別降低7.8%、11.8%、10.5%。

　　進一步控制學校虛擬變量，估計結果顯示教師的作用大幅下降。 對于語文學科的一模成績而言，來自不同教師帶來的差異有6.7%; 對于數學學科的一模成績而言，來自不同教師帶來的差異有8.6%; 對于化學學科的一模成績而言，來自不同教師帶來的差異有10.5%。 相對于零模型，語文、數學、化學科目的教師差異分別降低36.4%、50.2%、47.3%。 由此可見，零模型中“打包”的教師增值差異大部分來自校際差異，而不是教師間的差異。

　　根據海淀區的官方資料可以將區內的60余所高中分為四類，從一類學校到四類學校整體質量遞減。 根據學校的分類，將每一類學校的教師分科目計算了平均的增值估計分數和標準分。 首先，每一個科目每一類學校的增值估計的分數平均而言均接近于0，數值非常小，因此表7中采用了科學計數法對增值估計的平均數進行表示，增值估計的平均數趨向接近于0說明每一類學校的教師都有好有差。 其次，雖然每個科目第一類學校相對第四類學校的標準分均高2個標準差左右，但是其增值估計分數相差無幾，因此采用一次性考試的平均分評價教師不合理。 綜合而言，增值估計方法反映了不同類別學校教師的平均水平的差異不大。

　　(三)教師特征對學生成績的影響

　　在控制了學生個人的文理科、畢業年份，學校虛擬變量之后，本研究采用多層線性回歸估計了教師特征變量對于學生成績的回歸結果，如表8所示。 在加入教師個人特征變量之后，學生成績的教師間差異下降。 其中，語文科目從6.7%減少到4.6%，下降2.1%，說明這一系列教師個人特征變量對學業成績差異的解釋率為2.1%; 數學科目從8.6%減少到6.9%，化學科目從10.5%減少到6.3%，說明加入的一系列教師個人特征變量對數學和化學學業成績差異的解釋率分別為1.7%和4.2%。 教師的個人特征變量對于化學科目的影響依次大于語文科目和數學科目‍‌‍‍‌‍‌‍‍‍‌‍‍‌‍‍‍‌‍‍‌‍‍‍‌‍‍‍‍‌‍‌‍‌‍‌‍‍‌‍‍‍‍‍‍‍‍‍‌‍‍‌‍‍‌‍‌‍‌‍。

　　表8的第(1)列是教師個人特征變量對語文成績的影響。 回歸結果顯示是否師范生、是否事業編、是否高級職稱、教齡、教齡的平方、是否擔任行政職務、是否教學獲獎等多個變量對于學生的語文成績沒有顯著的影響。 但是，教師性別、學歷、骨干教師和學科帶頭人身份對于所帶學生的語文成績有顯著影響。 其中，男教師所帶學生的語文成績顯著低于女教師所帶學生的語文成績0.127個標準差。 具有研究生學歷的教師所帶學生的語文成績顯著低于非研究生學歷的教師所帶學生的語文成績0.095個標準差。 骨干教師身份和學科帶頭人身份對于學生的語文成績具有顯著的正向影響，骨干教師相對于非骨干教師可以顯著提升學生的語文成績0.124個標準差，學科帶頭人相對于非學科帶頭人可以顯著提升學生的語文成績0.142個標準差。

　　第(2)列是教師個人特征變量對數學成績的影響。 回歸結果顯示是否研究生、是否師范生、是否事業編、是否高級職稱、教齡、教齡的平方、是否擔任行政職務、是否教學獲獎等多個變量對于學生數學成績沒有顯著的影響。 但是，教師性別、骨干教師和學科帶頭人身份對于所帶學生的數學成績有顯著影響。 其中，男教師所帶學生的數學成績顯著低于女教師所帶學生的數學成績0.083個標準差。 骨干教師身份和學科帶頭人身份對于學生的數學成績具有顯著的正向影響，骨干教師相對于非骨干教師可以顯著提升學生的數學成績0.123個標準差，學科帶頭人相對于非學科帶頭人在10%的顯著性水平上可以顯著提升學生的數學成績0.082個標準差。

　　第(3)列是教師個人特征變量對化學成績的影響。 回歸結果顯示性別、是否事業編、教齡、教齡的平方、是否學科帶頭人、是否擔任行政職務、是否教學獲獎等多個變量對于化學成績沒有顯著的影響。 但是，教師學歷、師范生身份、擁有高級職稱和骨干教師身份對于所帶學生的化學成績有顯著影響。 具有研究生學歷的教師所帶學生的化學成績顯著低于非研究生學歷的教師所帶學生的化學成績0.147個標準差。 具有師范生背景的教師所帶學生的化學成績低于非師范生所帶學生的化學成績0.434個標準差。 擁有高級職稱和骨干教師身份對于學生的化學成績具有顯著的正向影響，擁有高級職稱的教師相對于未擁有高級職稱的教師可以顯著提升學生的化學成績0.19個標準差，骨干教師相對于非骨干教師可以顯著提升學生的化學成績0.129個標準差。

　　綜上所述，每個科目的教師個人特征變量對于該科目成績的影響存在差異。 教師性別差異帶來的學生成績差異值得進一步關注。 另外，上述實證分析結果在一定程度上表明學校在挑選人才時考慮學歷因素可能并不合理，學校及教育管理部門對于高級職稱、骨干教師、學科帶頭人等職稱或稱號的評定有一定合理之處，擁有這些“頭銜”的教師更可能對于學生成績存在顯著的促進作用。

　　五、結論與討論

　　本文選取北京市海淀區2016-2019年高三學生的語文、數學、化學三門科目作為研究對象，并將學生數據與任課教師、所在高中學校相匹配，采用更加可驗證性的增值模型和多層線性模型，估計了教師整體和其特征變量對學生成績的作用，試圖從教師角度打開學生學業成績影響因素的“黑箱”。 根據上述實證研究結果，可以為中國情景下基礎教育改革提供一定的實證支撐。 相關研究結論與討論如下：

　　第一，不同教師之間的確存在增值效果的差異。 在不控制任何因素的情況下，出口成績大約43.1%-58.8%的變異可以分解到教師層次; 控制了學生中考成績、文理科和畢業年份之后，出口成績大約35.3%-47.3%的變異可以分解到教師層次，相對于零模型語文、數學、化學科目的教師差異分別降低7.8%、11.8%、10.5%; 進一步考慮學校虛擬變量后，教師的作用大幅下降，對于語文、數學、化學的一模成績而言，來自不同教師帶來的差異分別是6.7%、8.6%、10.5%。

　　在不控制任何因素的情況下，本研究所估計的學生成績教師間差異43.1%-58.8%遠遠大于大部分已有研究，但是控制了學生中考成績、文理科和畢業年份之后，本研究所估計的結果6.7%-10.5%，略低于大部分已有研究所估計的10%-20%。

　　第二，每個科目的教師個人特征變量對于該科目成績的影響存在差異。 不同科目可能存在教師授課和學生學習的本質差異，教師性別、學歷、骨干教師和學科帶頭人身份對于所帶學生的語文成績有顯著影響; 教師性別、骨干教師和學科帶頭人身份對于所帶學生的數學成績有顯著影響; 教師學歷、師范生身份、擁有高級職稱和骨干教師身份對于所帶學生的化學成績有顯著影響。

　　該研究結論與現有研究基本一致，現有研究大部分采用的是數學科目的成績和數學教師的數據，但是也有部分研究采用了閱讀、英語等科目的相關數據，采取不同科目的數據時對學生成績發揮作用的教師特征不一致。 當然，因為樣本的選擇不同，即使采用同一科目的相關數據，也會出現一些結果的差異。

　　第三，在語文和數學科目，女教師相對男教師對學生成績更有促進作用，男教師所帶學生成績顯著低于女教師所帶學生的語文、數學成績0.127個、0.083個標準差。

　　關于教師性別的結論，與國內大部分研究的結論相同，即在中小學階段女教師相對于男教師更有利于學生成績獲得更好的成績，例如王云峰和田一(2015)、張詠梅等(2012)、白勝南等(2019)。 更進一步探究教師性別所帶來學生成績的差異，原因可能跟教師的性別比例有一些關系：在中小學教師群體，女性教師的比例遠高于男性教師，可能存在一定職業上的性別隔離，女性更樂于進入該行業，而男性進入該行業的意愿比較低，進而平均而言，進入行業的男性教師不如女性教師優秀。

　　第四，在語文與化學科目，未擁有研究生學歷的教師相比擁有研究生學歷的教師對成績更有促進作用，具有研究生學歷教師所帶學生的成績顯著低于非研究生學歷的教師所帶學生的語文、化學成績0.095個、0.147個標準差。

　　該研究結論與已有結論相反。 白勝南等(2019)、王顧學和汪棟(2019)研究發現，教師的學歷越高，所教授班級的學生成績也會越好。 但是本研究的結果是教師的研究生學歷反向作用于學生成績，比較難以解釋。 有一個可能原因是研究生學歷的教師比例較低，進入該行業的時間較短，在回歸分析中可能存在一些遺漏變量，導致了截然相反的結論。 另外一個原因可能在于中小學不是必然需要高學歷的教師，教師的學歷和教學效果的關系并不明確，同時研究生學歷的教師更多來源于綜合性院校，大多在本科階段不是師范生。 綜合而言，中小學校不需要盲目追求研究生學歷的教師。

　　第五，在三個科目上，骨干教師相對于非骨干教師對學生成績更有促進作用。 骨干教師相對于非骨干教師可以顯著提升學生的語文、數學、化學成績0.124個、0.123個、0.129個標準差。

　　該結論與已有結論相符。 一般認為獲得某項職稱職務是教師能力的一種外在體現，骨干教師能夠有利于學生成績的進步也符合主觀認識，也說明學校或管理部門能識別高效率和低效率的教師。 該結論是對現行教師管理制度的一種肯定。

　　第六，教齡不會對學生成績產生顯著影響，表現出不同科目之間的穩定性與一致性。

　　該研究結論與已有結論相差很大。 一般認為，教齡較長的教師擁有更豐富的教學經驗，能夠在備課、教學和課堂管理上更高效，進而能夠有更多時間思考教學的改進。 大部分已有研究表明，教齡是解釋學生成績的一個積極因素。 例如，白勝南等(2019)發現，教齡長的教師，所教授班級的學生數學成績會更好。 張詠梅等(2012)研究發現“具有10年以上教齡的教師所教班級成績高于10年以下教齡的教師所教班級”‍‌‍‍‌‍‌‍‍‍‌‍‍‌‍‍‍‌‍‍‌‍‍‍‌‍‍‍‍‌‍‌‍‌‍‌‍‍‌‍‍‍‍‍‍‍‍‍‌‍‍‌‍‍‌‍‌‍‌‍。

　　Rockoff(2004)研究發現，教學經驗顯著提高了學生的考試成績，尤其是在閱讀科目領域，初級教師與具有10年或10年以上經驗的教師之間，學生閱讀考試分數平均差異約0.17個標準差。 但是本研究的結果顯示教齡沒有顯著的作用，一種可能是師范生身份與教齡顯著正相關，教齡對學生成績的影響力被師范生變量掩蓋; 另外一種可能的解釋是教齡與骨干教師、教師獲獎等變量的共線性較高，在控制了骨干教師、教師獲獎等變量之后，教齡的作用不再顯著。

　　六、政策建議

　　基于上述實證研究結論和討論，結合當前國內中小學教育情境和教師的現實狀況，本文提出以下三條政策建議。

　　第一，構建多角度、多維度教師評價體系。 傳統以出口考試(高考、中考等)評價教師的方法存在固有的缺陷。 由于學生入口質量存在差別，直接采用出口成績的評價方式掩蓋了教師在教學過程中的努力，不利于給予教師正確合理的評價。 構建多維度的教師評價體系，將增值評價方式納入多維評價體系，能夠激活學校和教師的活力。 當然，考慮到增值模型的弊端，也不宜改用增值模型作為唯一的評價方式。 教育行政部門需要統籌考慮傳統評價方式與增值模型評價的利弊，構建合理的多維評價體系。

　　第二，合理優化教師結構。 當前，學校對于教師的評價體系基本有效，高級職稱與教齡、骨干教師、學科帶頭人，教齡與骨干教師、學科帶頭人，骨干教師與學科帶頭人、教學獲獎呈現顯著的正相關關系，但是也體現出一定“論資排輩”的特征。 學校應當加強年輕教師的培養，將更多年輕教師培養成為骨干教師，從而提升教育教學質量。 同時，合理優化教師的性別結構、學歷結構，對于教師的挑選不盲目追求高學歷，合理看待教師的教齡等個人特征因素。

　　第三，注重學習科目的差異性，形成對教師的分類評價標準。 不同科目可能存在教師授課和學生學習的本質差異，采用同一標準評價不同科目的的教師不利于進一步提升基礎教育質量。

　　參考文獻：

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　　作者：劉鑫橋　魏　易