陳俊杰 陳夢愉 胡盼

摘?要：自代表性官僚制理論提出以來，已在世界范圍內(nèi)得到了廣泛傳播和檢驗(yàn)，但在中國此類研究尚處于起步階段且潛力巨大。在新近一項(xiàng)引人關(guān)注的研究中，Zhang運(yùn)用中國教育追蹤調(diào)查基線數(shù)據(jù)對教師的性別代表性與學(xué)生成績之間的關(guān)系進(jìn)行了啟發(fā)性的探討，因此本文希望通過引入新的數(shù)據(jù)和方法，在其基礎(chǔ)上繼續(xù)推進(jìn)代表性官僚制在中國基礎(chǔ)教育部門的適用性研究。實(shí)證結(jié)果表明，教師的性別代表性在數(shù)學(xué)和英語兩個科目上對女生的成績變動有顯著的積極影響，作用機(jī)制既源于主動代表性也源于象征代表性，對男生則在全部科目上都不顯著。在進(jìn)一步的討論中，本文發(fā)現(xiàn)僅以學(xué)業(yè)成就而言，女生在初中階段已經(jīng)全面領(lǐng)先于男生，傳統(tǒng)認(rèn)知上的性別階梯在基礎(chǔ)教育部門發(fā)生倒置。同時，教師的性別代表性在女生這一優(yōu)勢群體中比例更高、效應(yīng)更強(qiáng)，固化了倒置后的性別優(yōu)勢;而在處于弱勢的男生群體中，則呈現(xiàn)出相反的模糊化態(tài)勢。

關(guān)鍵詞：代表性官僚制;學(xué)業(yè)成就;性別效應(yīng);階梯倒置;優(yōu)勢固化???中圖分類號：G40-01??文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A??文章編號：1000-5099（2019）03-0107-13

Abstract：Since the representative bureaucracy theory was put forward， it has been widely disseminated and tested worldwide. But in China， such research is still in its infancy and has great potential. In a recent and interesting study， Zhang used the baseline data of China Education Panel Survey to inspire the relationship between teacher’s gender representation and student’s academic performance. Therefore， with the introduction of new data and methods， this paper continues to explore the applicability of the representative bureaucracy for the elementary education sector in China. Empirical results show that the gender representation of teachers has significant positive impacts on the changes of female student’s performance in math and English， derived from both active representation and symbolic representation. But for male students， teacher’s gender representation is not significant in all subjects. In further discussion， this paper finds that in terms of academic performance， female students have been completely ahead of male students in the junior high school stage， indicating that the traditional cognitive gender ladder has been reversed. Teacher’s gender representation in the advantaged group （female students） has a higher proportion and stronger effect， which solidifies the gender advantage after the inversion. Oppositely， the impact of teacher’s gender representation is fuzzy in the disadvantaged group （male students）.

Key words：representative bureaucracy; academic performance; gender Effect; ladder Inversion; advantage Consolidation

引言

在當(dāng)下中國，教育是全社會關(guān)注最多的領(lǐng)域之一，因?yàn)槠洳粌H關(guān)系到個人的成長，更與國家富強(qiáng)、民族振興息息相關(guān)。在應(yīng)試教育尚未退出歷史舞臺的背景下，衡量教育水平的一個關(guān)鍵指標(biāo)便是學(xué)生的考試成績，特別是在小學(xué)、中學(xué)等基礎(chǔ)教育階段尤為突出。國內(nèi)學(xué)界近年來陸續(xù)發(fā)表了大量關(guān)于學(xué)業(yè)成就影響因素的研究，以中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)為例，相關(guān)文獻(xiàn)對家庭人力資本投資[1]、教育財政投入[2]、學(xué)生人際關(guān)系[3]、城市隨遷子女[4]等要素與學(xué)生的學(xué)業(yè)成就之間的關(guān)系已有較多討論。與國內(nèi)研究相呼應(yīng)的是，Zhang同樣運(yùn)用了中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)來檢驗(yàn)代表性官僚制在中國基礎(chǔ)教育部門的適用性，其研究結(jié)果表明女性數(shù)學(xué)老師對女生的數(shù)學(xué)成績有顯著的正向影響，且主要是通過一種積極的代表性來實(shí)現(xiàn)[5]。

Zhang基于代表性官僚制的研究，不再拘泥于以往國內(nèi)關(guān)于學(xué)業(yè)成就的類似研究中所習(xí)慣使用的常規(guī)變量，而是從更有趣的視角來看待這一問題。但與此同時，本文認(rèn)為該研究在因變量的選取上存在較大不足。Zhang以2013-2014學(xué)年基線數(shù)據(jù)所提供的秋季或春季學(xué)期期中考成績作為因變量，樣本包含了七年級學(xué)生和九年級學(xué)生兩個群體。然而對中國教育有一定熟悉的人都會知曉一個常識，即學(xué)生在七年級的成績很大程度上是六年級的延續(xù)，小學(xué)階段的學(xué)業(yè)基礎(chǔ)對初中階段在一開始通常會有較大影響。對于七年級學(xué)生而言，如果以期中成績來檢驗(yàn)教師的性別代表性可能會導(dǎo)致很強(qiáng)的內(nèi)生性，即影響成績的最主要因素并不在于任課教師，而是其在小學(xué)階段的學(xué)業(yè)表現(xiàn)。

幸運(yùn)的是，繼基線數(shù)據(jù)之后中國教育追蹤調(diào)查項(xiàng)目組又對外發(fā)布了2014-2015學(xué)年的追訪數(shù)據(jù)，本文得以對前后兩年的數(shù)據(jù)進(jìn)行配對，嘗試以成績的變動而不是某一年的成績作為因變量。因此，本文的核心研究問題即教師的性別代表性與學(xué)生的成績變動之間是否存在關(guān)系？以及如果存在關(guān)系其作用機(jī)制是什么？本文余下部分的安排是：第一部分為文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè);第二部分為數(shù)據(jù)與方法;第三部分為實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果;第四部分為對代表性官僚制的延伸討論;第五部分為結(jié)論。

一、文獻(xiàn)綜述與理論假設(shè)

代表性官僚制（Representative bureaucracy）作為一個理論術(shù)語，簡而言之就是公共組織應(yīng)該“看起來”與它所服務(wù)的社會群體相似[6]。在公共服務(wù)中實(shí)現(xiàn)更好的代表性，已經(jīng)成為近些年來許多國家政府所追求的的目標(biāo)[7]。為了達(dá)成這一目標(biāo)，公共組織的人員構(gòu)成便應(yīng)該綜合考慮階層、職業(yè)、地理等相關(guān)因素，并且與它所代表社會群體的精神和態(tài)度保持一致。代表性官僚制理論的開端，普遍被認(rèn)為可以追溯到Kingsley在1944年出版的著作《代表性官僚制》。Kingsley通過對英國公務(wù)部門的研究，指出彼時官僚隊(duì)伍的代表性存在不足，一方面是對女性的歧視，另一方面是精英階層的占比過大[8]。由于官僚隊(duì)伍中的階層差別可以鏡像地反映外部社會的階層差別，因此官僚的階層代表性對于民主規(guī)則十分重要，官僚隊(duì)伍有必要去代表所服務(wù)的社會群體和反映新的社會結(jié)構(gòu)[9]。此后，一些學(xué)者也開始嘗試從行政自由裁量權(quán)、政府與議會關(guān)系、官僚價值觀、政策合法性等不同角度來討論民主制度下政府以及官僚的代表性問題 相關(guān)討論可參見：Hyneman C S. Bureaucracy in a Democracy [M]. New York： Harper & Brothers，1950; Lipset S M. Agrarian socialism [M]. Berkeley： University of California Press，1950;Long N E. Bureaucracy and constitutionalism [J]. American Political Science Review， 1952， 46（3）： 808-818;Blau P M. The dynamics of bureaucracy [M]. Chicago： University of Chicago Press，1955.。

在代表性官僚制的早期發(fā)展中，其理論初步成型的一個重要里程碑是Mosher對于“被動代表性”（Passive representation）和“主動代表性”（Active representation）的界定，這兩種基本類型的劃分奠定了代表性官僚制在相當(dāng)長時期內(nèi)的研究方向[9]。被動代表性指的是官僚隊(duì)伍在多大程度上反映了整個社會的人口統(tǒng)計學(xué)特征，最常見的測量方式是計算代表性比例，如比較某一性別或民族在政府中與在總?cè)丝谥械臉?gòu)成比例;還有一種測量方式是考察官僚體制內(nèi)的層級分布（等級代表性）或部門分布（功能代表性），如女性或有色人種在公共組織中是否處于低層職位，以及諸如教育、住房等部門是否在傳統(tǒng)上就屬于由女性或某些少數(shù)群體主導(dǎo)的 相關(guān)討論可參見：Hellriegel D， Short L. Equal employment opportunity in the federal government： A comparative analysis [J]. Public Administration Review， 1972： 851-858;Rosenbloom D H， Featherstonhaugh J G. Passive and active representation in the federal service： A comparison of blacks and whites [J]. Representative Bureaucracy： Classic Readings and Continuing Controversies， 1977： 97-103;Cayer N J， Sigelman L. Minorities and women in state and local government： 1973-1975[J]. Public Administration Review， 1980： 443-450; Dometrius N C. Minorities and women among state agency leaders [J]. Social Science Quarterly， 1984， 65（1）： 127;Lewis W G. Toward representative bureaucracy： Blacks in city police organizations， 1975-1985 [J]. Public Administration Review， 1989： 257-268.。相較于被動代表性所呈現(xiàn)的“鏡像效應(yīng)”，主動代表性則進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)代表性官僚應(yīng)在政策執(zhí)行中切實(shí)反映其所代表群體的利益[10]，由此帶來疑問便是被動代表性能否轉(zhuǎn)化為主動代表性，或者說更強(qiáng)的官僚代表性能否帶來更好的政策和管理結(jié)果[11]。Meier首次在經(jīng)驗(yàn)層面檢驗(yàn)了被動代表性與主動代表性之間的聯(lián)系[12]，之后其本人和另外一些學(xué)者開展了大量的實(shí)證工作，探究了影響被動代表性向主動代表性轉(zhuǎn)化的因素，如個人價值、組織使命、社會價值、自由裁量權(quán)、組織資源、決策敏感度等，這也標(biāo)志著代表性官僚制理論逐步走向成熟 相關(guān)討論可參見：Meier K J. Latinos and representative bureaucracy testing the Thompson and Henderson hypotheses [J]. Journal of Public Administration Research and Theory， 1993， 3（4）： 393-414;Meier K J， Smith K B. Representative democracy and representative bureaucracy： Examining the top-down and bottom-up linkages [J]. Social Science Quarterly， 1994， 75（4）： 790-803;Meier K J， Wrinkle R D， Polinard J L. Representative bureaucracy and distributional equity： Addressing the hard question [J]. The Journal of Politics， 1999， 61（4）： 1025-1039;Meier K J， Nicholson-Crotty J. Gender， representative bureaucracy， and law enforcement： The case of sexual assault [J]. Public Administration Review， 2006， 66（6）： 850-860;Sowa J E， Selden S C. Administrative discretion and active representation： An expansion of the theory of representative bureaucracy [J]. Public Administration Review， 2003， 63（6）： 700-710;Wilkins V M. Exploring the causal story： Gender， active representation， and bureaucratic priorities [J]. Journal of Public Administration Research and Theory， 2006， 17（1）： 77-94.。

隨著代表性官僚制研究的日漸深入，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)僅依靠被動代表性和主動代表性已經(jīng)不能充分解釋一些客觀現(xiàn)象，因此象征代表性（Symbolic representation）應(yīng)運(yùn)而生。象征代表性的含義是指即使代表性官僚沒有采取任何行動，被動代表性自身也能夠?qū)癞a(chǎn)生有利影響[13]，主要的作用機(jī)制是通過提升公民的信任感、滿意度等來增進(jìn)政府合法性與合作生產(chǎn)[14]。象征代表性被認(rèn)為與主動代表性一樣具有實(shí)質(zhì)效應(yīng)，并且嘗試引入了實(shí)驗(yàn)的方法來進(jìn)行檢驗(yàn)，如Riccucci等發(fā)現(xiàn)在假設(shè)的處理家庭暴力的機(jī)構(gòu)中，增加女性成員可以增進(jìn)受害者對該機(jī)構(gòu)在信任、公平和績效的感知[15];而在另一項(xiàng)實(shí)驗(yàn)中，Riccucci等發(fā)現(xiàn)在假設(shè)的地方循環(huán)利用項(xiàng)目上，如果負(fù)責(zé)人的名字為女性將會增強(qiáng)女性公民參加該項(xiàng)目的意愿[16]?；谏鲜鲅芯砍晒琑iccucci等將代表性官僚制概括為一種雙通道的模型，最終都能實(shí)現(xiàn)社會身份或代表性對政策結(jié)果的影響：第一條通道是由被動代表性向主動代表性的轉(zhuǎn)化，發(fā)生于官僚體制內(nèi)部;第二條通道是由被動代表性向象征代表性的轉(zhuǎn)化，作用于公民自身（參見圖1）[17]。

來源：Riccucci N M， Van Ryzin G G. Representative bureaucracy： A lever to enhance social equity， coproduction， and democracy [J]. Public Administration Review， 2017， 77（1）： 21-30.??以上的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明，代表性官僚制不僅在政策執(zhí)行上扮演重要角色，還在如公共服務(wù)分配等政策制定上發(fā)揮作用。同時，在更廣泛意義上代表性官僚制能夠改善民主治理，特別是保障少數(shù)群體的利益不被忽視[18]。但從已有文獻(xiàn)來看，可能過于強(qiáng)調(diào)代表性官僚制對少數(shù)群體以及弱勢群體的價值，在性別代表性上如女性、在民族代表性上如黑人等。在代表性官僚制的實(shí)證檢驗(yàn)上，過去往往以公共組織的績效作為衡量標(biāo)準(zhǔn)，而隨著象征代表性的提出以及實(shí)驗(yàn)和準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)方法的引入，在個人效用層面上檢驗(yàn)代表性官僚制逐漸被重視。從代表性官僚制理論出現(xiàn)迄今，已經(jīng)在全球范圍內(nèi)被廣泛應(yīng)用，從美國、西歐擴(kuò)展到更多的發(fā)達(dá)國家以及發(fā)展中國家。就國內(nèi)而言，關(guān)于代表性官僚制的研究已經(jīng)起步，在理論層面上既有對西方理論的述評[19]，也有對中西方研究的比較[20];在實(shí)證層面上則是基于性別[21]、民族[22]等因素進(jìn)行觀察，同時也結(jié)合了行政層級[23]。但即使考慮到有一部分中國研究是發(fā)表在英文期刊上的，國內(nèi)有關(guān)代表性官僚制的研究成果仍是相對偏少，尚有巨大的潛力可待挖掘。

在已有的代表性官僚制討論中，性別一向是代表性官僚制中的重要議題，尤其是關(guān)于女性的研究占據(jù)了相當(dāng)比重。絕大多數(shù)文獻(xiàn)都已證明，代表性官僚制能夠?yàn)轭櫩突蚍?wù)對象帶來福利，性別代表性亦然。同時，根據(jù)Riccucci等所概括的雙通道模型，可以了解到代表性官僚制的作用機(jī)制包括公共組織一側(cè)的主動代表性和服務(wù)對象一側(cè)的象征代表性，而這兩種機(jī)制同樣適用于性別代表性。因此，結(jié)合本文的具體研究問題，即在基礎(chǔ)教育部門中教師的性別代表性與學(xué)生的成績變動之間是否存在關(guān)聯(lián)，可以提出如下理論假設(shè)：

H1：教師的性別代表性對學(xué)生的成績變動有積極影響。

H2：教師的性別代表性對學(xué)生成績變動的積極影響源于主動代表性。

H3：教師的性別代表性對學(xué)生成績變動的積極影響源于象征代表性。

二、數(shù)據(jù)與方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所使用的全部數(shù)據(jù)來源于中國教育追蹤調(diào)查（CEPS），是由中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心設(shè)計與實(shí)施的、具有全國代表性的大型追蹤調(diào)查項(xiàng)目，旨在揭示家庭、學(xué)校、社區(qū)以及宏觀社會結(jié)構(gòu)對于個人教育產(chǎn)出的影響，并進(jìn)一步探究教育產(chǎn)出在個人生命歷程中發(fā)生作用的過程 中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心.中國教育追蹤調(diào)查（CEPS）基線數(shù)據(jù)使用手冊[Z]，2015-06.。該調(diào)查項(xiàng)目已對外公開的數(shù)據(jù)庫主要包括兩大部分，一是2013-2014學(xué)年的基線數(shù)據(jù)，一是2014-2015學(xué)年的追訪數(shù)據(jù)?；€數(shù)據(jù)以七年級和九年級兩個同期群為調(diào)查起點(diǎn)，以人口平均受教育水平和流動人口比例為分層變量從全國隨機(jī)抽取了28個縣級單位作為調(diào)查點(diǎn)，然后以學(xué)校為基礎(chǔ)在入選的縣級單位隨機(jī)抽取了112所學(xué)校、438個班級，被抽中班級的學(xué)生全部入樣，最終樣本數(shù)共計19 487。同時，基線數(shù)據(jù)還包含了家長、教師和學(xué)校管理人員等另外三個子數(shù)據(jù)庫，最終入樣數(shù)分別為19 487、438和112。在基線數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，項(xiàng)目組在下一學(xué)年對八年級（即原七年級）學(xué)生進(jìn)行了追訪，結(jié)合失訪和新入樣的情況，四個子數(shù)據(jù)庫的最終入樣數(shù)分別為10 750、10 750、791和112 由于在2014-2015學(xué)年原九年級學(xué)生已經(jīng)從初中畢業(yè)，因此該部分樣本沒有在追訪數(shù)據(jù)中體現(xiàn)，中國教育追蹤調(diào)查項(xiàng)目組也尚未對外公布初中畢業(yè)生數(shù)據(jù).。

中國教育追蹤調(diào)查（CEPS）以問卷調(diào)查為主要手段，問卷結(jié)構(gòu)層次合理，內(nèi)容豐富翔實(shí)。綜合考慮兩輪調(diào)查所使用的問卷，其在結(jié)構(gòu)上層次一致，雖然內(nèi)容上有輕微調(diào)整，但不會影響到研究者的使用。而從中國知網(wǎng)（CNKI）的檢索情況來看，目前國內(nèi)對于中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的使用都是圍繞基線數(shù)據(jù)進(jìn)行的，尚未看到結(jié)合追訪數(shù)據(jù)所做的研究，并且Zhang在其論文中使用的也是基線數(shù)據(jù)[6]。因此，本文嘗試引入了追訪數(shù)據(jù)并將前后兩期數(shù)據(jù)進(jìn)行配對，希望在數(shù)據(jù)本身上有所突破。

（二）變量處理

本文分析中所涉及的變量，分散于學(xué)生、家長和教師三個子數(shù)據(jù)庫中，因此在變量處理過程中依據(jù)學(xué)生、家長、教師以及班級的唯一代碼，對數(shù)據(jù)庫進(jìn)行了重新整合，實(shí)現(xiàn)了學(xué)生-家長以及學(xué)生-班級-教師之間的完全對應(yīng)。根據(jù)研究的需要，全部變量可以分為因變量、自變量和中介變量以及控制變量三類。

1.因變量

本文所使用的因變量為學(xué)生的成績變動，包括語文、數(shù)學(xué)和英語三個科目。對于學(xué)生成績變動的測量，是通過比較2013-2014和2014-2015兩個學(xué)年期中考試的標(biāo)準(zhǔn)化成績得到的，即由后者減去前者所計算出的差值?；€數(shù)據(jù)和追訪數(shù)據(jù)分別提供了兩次考試的原始成績，但由于不同次考試間存在著試卷難度、閱卷尺度等方面的差異，因此本文將原始成績進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，轉(zhuǎn)換過后的標(biāo)準(zhǔn)化成績均值=70，標(biāo)準(zhǔn)差=10。同時，由于不同學(xué)校間的考試相較于同一學(xué)校內(nèi)不同次的考試可能存在更大的差異性，因此這一標(biāo)準(zhǔn)化過程是在各學(xué)校內(nèi)部進(jìn)行的。需要特別說明的是，雖然基線數(shù)據(jù)提供了均值=70，標(biāo)準(zhǔn)差=10的標(biāo)準(zhǔn)化成績，但由于在追訪數(shù)據(jù)中部分樣本沒有被成功追訪，且存在原始成績數(shù)據(jù)缺失的情況，因此本文選取的樣本均為完整擁有兩次考試原始成績記錄的八年級學(xué)生，標(biāo)準(zhǔn)化處理也是在該部分樣本中進(jìn)行的。

2.自變量和中介變量

本文所使用的核心自變量為教師的性別代表性，如果某個學(xué)生與其某個科目的任課老師性別相同，賦值為1;反之則賦值為0。性別代表性變量主要用于檢驗(yàn)H1，觀察其對學(xué)生的成績變動是否有積極影響。而為了更好地解釋這一影響，本文引入了兩個中介變量，一個是老師關(guān)注，另一個是學(xué)習(xí)信心。老師關(guān)注變量是通過對學(xué)生問卷中的一組問題進(jìn)行因子分析后得到的，原題項(xiàng)包括“語文/數(shù)學(xué)/英語老師在課堂上常常注意我/經(jīng)常提問我/經(jīng)常表揚(yáng)我”;學(xué)習(xí)信心變量來源的題項(xiàng)是“你現(xiàn)在學(xué)語文/數(shù)學(xué)/英語感覺吃力嗎”。這兩個中介變量恰好對應(yīng)了H2與H3，即性別代表性是否會增加任課老師對學(xué)生的關(guān)注（主動代表性）以及性別代表性是否會增加學(xué)生對某一科目的學(xué)習(xí)信心（象征代表性）。???? ??3.控制變量

由于本文的研究對象限定在八年級學(xué)生群體上，因此在控制變量的選擇上舍棄了一些常見的人口統(tǒng)計特征變量，主要包括學(xué)生個人、家庭和教師三個方面。個人層面的變量包括認(rèn)知能力、個人毅力、自我教育期許、校園人際關(guān)系、參加課外輔導(dǎo)、獨(dú)生子女;家庭層面的變量包括親子交流頻率、母親教育程度、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、父母管教程度;教師層面的變量包括老師教齡、老師教育程度、老師工作滿意度。關(guān)于控制變量的詳細(xì)介紹（參見表1）。

（三）模型設(shè)定

從數(shù)據(jù)來源中可以看到，中國教育追蹤調(diào)查的抽樣過程較為復(fù)雜，樣本來自于全國數(shù)十個縣級單位的上百個學(xué)校和班級，理論上應(yīng)該運(yùn)用多層線性回歸模型（HLM）來處理不同層次的差異性。但由于本文所使用的因變量已經(jīng)在每個學(xué)校內(nèi)部進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，弱化了地區(qū)和學(xué)校的異質(zhì)性，且零模型估計也沒有通過顯著性檢驗(yàn)，因此本文最后還是采用了普通最小二乘法線性回歸模型（OLS）。同時為了契合性別代表性這一核心自變量，本文借鑒了Zhang的思路，將所有的模型估計都依據(jù)女生樣本和男生樣本分別進(jìn)行[6]。至于中介效應(yīng)的檢驗(yàn)，本文結(jié)合使用了逐步檢驗(yàn)法[24]和系數(shù)乘積檢驗(yàn)法[25]。

三、實(shí)證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計

根據(jù)學(xué)生的性別，本文將研究對象分為了女生樣本和男生樣本，并分別進(jìn)行了描述性統(tǒng)計（參見表2）。從統(tǒng)計結(jié)果來看，女生在成績變動上明顯占優(yōu)，語文、數(shù)學(xué)和英語都為正，表明女生的整體成績得到了提升;男生在三個科目上均為負(fù)，表明男生的整體成績呈現(xiàn)下滑，特別是在傳統(tǒng)認(rèn)識中男生更擅長的數(shù)學(xué)科目上，同女生的差距最為明顯。教師的性別代表性在兩個群體中差異巨大，女生與其任課老師性別相同的比率均超過六成，在英語一項(xiàng)上更是接近九成;而男生在其性別代表性最高的數(shù)學(xué)一項(xiàng)上也僅僅剛過四成，語文和英語兩項(xiàng)則更低。老師對于女生和男生的關(guān)注程度差別不大，在數(shù)學(xué)一項(xiàng)上二者持平，在語文和英語上女生稍微占優(yōu)。在不同科目的學(xué)習(xí)信心上，反映了同常識一致的情形，即女生對于語文和英語更有信心，男生則對數(shù)學(xué)更有信心。在一些關(guān)鍵的控制變量上，女生的表現(xiàn)同樣優(yōu)于男生，如女生有更好的認(rèn)知能力、更強(qiáng)的個人毅力、更高的自我教育期許、更好的校園人際關(guān)系、更高的親子交流頻率等。至于其他的控制變量，此處不再贅述。

（二）回歸分析

本文將回歸模型的估計按不同科目分為語文、數(shù)學(xué)和英語三類，經(jīng)過處理后的相關(guān)控制變量被分別放入不同類別的模型中。在每一類別的內(nèi)部，按照女生樣本和男生樣本又分為兩個小類別，每一小類別包含三個模型。第一個模型為原始模型，因變量為學(xué)生的成績變動，自變量為教師的性別代表性，同時包括所有控制變量;第二個模型在原始模型的基礎(chǔ)上，加入老師關(guān)注這一中介變量;第三個模型在原始模型的基礎(chǔ)上，加入學(xué)習(xí)信心這一中介變量。（參見表3、4、5）

從原始模型的回歸結(jié)果來看，性別代表性在語文上對于女生和男生都不顯著;在數(shù)學(xué)上對女生有弱顯著且系數(shù)為正，對男生則不顯著;在英語上對女生有強(qiáng)顯著且系數(shù)為正，對男生則不顯著。根據(jù)上述結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)性別代表性在數(shù)學(xué)和英語兩個科目上對女生有顯著的積極影響，對男生則是在全部科目上都無顯著影響。因此，性別效應(yīng)在兩個群體中出現(xiàn)分化，H1“教師的性別代表性對學(xué)生的成績變動有積極影響”得到了部分支持。

當(dāng)在原始模型的基礎(chǔ)上加入老師關(guān)注這一中介變量后，性別代表性的估計結(jié)果基本不變，唯一的變化是在數(shù)學(xué)上其對女生的積極影響從弱顯著變?yōu)椴伙@著。老師關(guān)注在語文上對女生和男生都顯著且系數(shù)為正;在數(shù)學(xué)上對女生不顯著，對男生顯著且系數(shù)為正;在英語上對女生和男生都有強(qiáng)顯著且系數(shù)為正。可以看到，老師關(guān)注僅在女生的數(shù)學(xué)上不顯著，對于其他都有顯著的積極影響，即老師的關(guān)注有利于學(xué)生成績的提升。而結(jié)合自變量和中介變量來看，老師關(guān)注的加入使得原先性別代

表性在數(shù)學(xué)上對女生的積極影響不再顯著;性別代表性在英語上對女生依然保持著積極影響，存在著中介效應(yīng)。

當(dāng)在原始模型的基礎(chǔ)上加入學(xué)習(xí)信心這一中介變量后，性別代表性的估計結(jié)果與加入另一中介變量時基本一致，同樣是在數(shù)學(xué)上對女生的積極影響從弱顯著變?yōu)椴伙@著。學(xué)習(xí)信心在全部科目上對女生和男生都顯著且系數(shù)為正，且大部分都表現(xiàn)為強(qiáng)顯著，即無論對于女生還是男生，學(xué)習(xí)信心的增加都明顯有助于成績的提升。而結(jié)合自變量和中介變量來看，學(xué)習(xí)信心的加入使得原先性別代表性在數(shù)學(xué)上對女生的積極影響不再顯著，但學(xué)習(xí)信心的積極影響顯著，很大可能存在著完全中介效應(yīng);性別代表性在英語上對女生依然保持著積極影響，存在著中介效應(yīng)。

在個人層面的控制變量上，當(dāng)認(rèn)知能力顯著時系數(shù)均為負(fù)，即更為抽象的認(rèn)知能力與更為具體的應(yīng)試之間并無正向聯(lián)系;當(dāng)個人毅力、自我教育期許、參加課外輔導(dǎo)以及獨(dú)生子女顯著時系數(shù)均為正，即當(dāng)個人擁有更強(qiáng)的毅力和更高的期許、參加課外輔導(dǎo)以及身為獨(dú)生子女時有助于成績的提升。在家庭層面上，當(dāng)親子交流頻率顯著時系數(shù)均為正，即父母與子女間更頻繁的溝通有助于成績提升;令人詫異的是，相較于參照組，母親更高的學(xué)歷和家庭更好的條件并未帶來成績的提升。在學(xué)校層面上，老師的教齡和學(xué)歷相較于參照組同樣未能帶來成績的提升;老師的工作滿意程度則對成績變動有積極影響。

（三）中介效應(yīng)分析

通過對回歸模型的分析，可以發(fā)現(xiàn)中介效應(yīng)有很大可能存在于女生樣本的數(shù)學(xué)和英語兩個科目上，因而本文對此進(jìn)行了檢驗(yàn)。從結(jié)果來看，在數(shù)學(xué)科目上老師關(guān)注的中介效應(yīng)并不顯著，盡管性別代表性的總效應(yīng)有弱顯著，但其直接效應(yīng)也不顯著;學(xué)習(xí)信心的系數(shù)為正強(qiáng)烈顯著，同時性別代表性的直接效應(yīng)不顯著，可以認(rèn)為存在著完全中介效應(yīng)，占到總效應(yīng)的31.7%。在英語科目上，老師關(guān)注和學(xué)習(xí)信心的系數(shù)都為正且強(qiáng)烈顯著，性別代表性的直接效應(yīng)同樣系數(shù)為正且強(qiáng)烈顯著，可以認(rèn)為存在著部分中介效應(yīng)，分別占到總效應(yīng)的13.6%和15.4%（參見表6）。因此，根據(jù)中介效應(yīng)分析H2和H3都得到了部分支持，即對于女生而言，性別代表性在數(shù)學(xué)上更多體現(xiàn)為一種象征代表性，在英語上則既有主動代表性也有象征代表性。

四、討論

在上一部分，本文以教師的性別代表性對學(xué)生成績變動的影響為核心，構(gòu)建起了不同的回歸模型以進(jìn)行統(tǒng)計分析。在此基礎(chǔ)上，本文希望能夠結(jié)合實(shí)證結(jié)果對代表性官僚制有更深入和充分的討論，主要從性別階梯的倒置和性別優(yōu)勢的固化兩個相互關(guān)聯(lián)的角度加以思考。

（一）階梯倒置

由于社會經(jīng)濟(jì)因素和歷史傳統(tǒng)等的影響，性別不平等被認(rèn)為是普遍存在的，男性較女性在社會生活的諸多方面占據(jù)著優(yōu)勢，兩性之間存在著明顯的階梯差距。在以往的代表性官僚制研究中，通常也將女性視為兩性中處于不利地位的一方，因此強(qiáng)調(diào)通過增加女性在公務(wù)部門特別是涉及女性事務(wù)部門的代表性來更充分地保障女性權(quán)益。具體到中國的教育領(lǐng)域中，大部分人認(rèn)為同樣存在著女生相較于男生更為弱勢的情況，既體現(xiàn)為受教育機(jī)會和教育資源的不平等，也體現(xiàn)為學(xué)業(yè)成就的不平等。“男生比女生聰明”、“男生更擅長數(shù)學(xué)”等刻板印象長期存在，因此數(shù)學(xué)被視為更具男性氣質(zhì)、更加科學(xué)理性的學(xué)科，性別階梯進(jìn)一步演化成知識階梯。

但事實(shí)是否果真如此？借助中國教育追蹤調(diào)查基線數(shù)據(jù)和追訪數(shù)據(jù)，可以獲取入樣學(xué)生前后兩個學(xué)年的學(xué)習(xí)成績，據(jù)此本文發(fā)現(xiàn)了女生在初中階段的學(xué)業(yè)成就已經(jīng)全面領(lǐng)先于男生的驚人事實(shí)（參見表7）。在語文和英語兩個科目上，女生成績遠(yuǎn)高于男生;即使是在傳統(tǒng)意義上男生更擅長的數(shù)學(xué)科目上，女生成績也略優(yōu)于男生。如果再結(jié)合成績變動來看，女生成績的提升幅度同樣大于男生?；谝陨鲜聦?shí)，本文認(rèn)為僅以學(xué)業(yè)成就而言，女生非但不處于弱勢，反而較男生具有相當(dāng)?shù)膬?yōu)勢且優(yōu)勢正在擴(kuò)大。該判斷意味著，性別階梯在中國的基礎(chǔ)教育部門已經(jīng)發(fā)生一定程度的倒置。

（二）優(yōu)勢固化

從描述性統(tǒng)計中可以得知，教師的性別代表性比例在女生樣本中更加突出，在三個科目上均超過了六成，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于性別代表性在男生樣本中的比例。而從模型估計中可以得知，教師的性別代表性在數(shù)學(xué)和英語兩個科目上對女生的成績變動有顯著的積極影響，相反在全部三個科目上對男生的成績變動都沒有顯著的積極影響。通過對中介效應(yīng)的檢驗(yàn)，證明了性別代表性對女生成績變動的影響既源于主動代表性，即女性老師會對女生投入更多的關(guān)注，在學(xué)業(yè)上主動幫助女生;也源于象征代表性，即女性老師的存在會產(chǎn)生榜樣效應(yīng)，從而增強(qiáng)女生對某一科目的學(xué)習(xí)信心。因此，如果認(rèn)同性別階梯倒置的基本判斷，那么性別代表性在女生這一優(yōu)勢群體中就呈現(xiàn)出明顯的銳化態(tài)勢，不僅表現(xiàn)出更強(qiáng)的代表性，還通過主動代表性和象征代表性兩種機(jī)制將原先的優(yōu)勢進(jìn)一步擴(kuò)大。

與此同時，教師的性別代表性在全部三個科目上對于男生成績變動的影響都不顯著，這一發(fā)現(xiàn)與此前Zhang的研究存在著驚人一致，其認(rèn)為發(fā)現(xiàn)教師的性別代表性對女生的數(shù)學(xué)成績有顯著的正向效應(yīng)，同時在全部三個科目上對男生的影響則同樣不顯著[6]。他的解釋是在中國情境下，就教育領(lǐng)域而言女生相較于男生處于較弱勢的地位，因此性別代表性對弱勢一方的作用更加突出。但本文已證明，僅以學(xué)業(yè)成就而言，女生是處于優(yōu)勢的一方，男生才是相對弱勢的群體。因此，這一解釋并不能令人完全信服。

值得一提的是，雖然從回歸模型的結(jié)果來看教師的性別代表性在男生樣本中都不顯著，但老師關(guān)注這一中介變量在全部三個科目都顯著且系數(shù)為正，即當(dāng)老師投入更多關(guān)注時能夠促進(jìn)男生成績的提升。然而此時，這一來源于老師的積極影響同老師的性別并無關(guān)聯(lián)，即使是女性老師一樣能夠通過主動地關(guān)心男生的學(xué)業(yè)表現(xiàn)來幫助其提升成績。因此，如果認(rèn)同男生是處于弱勢的一方，那么性別代表性在弱勢群體中就呈現(xiàn)出明顯的模糊化態(tài)勢，一方面是在代表性的量上有著較大差距;另一方面是在代表性的質(zhì)上也存在不足，男性老師的存在未能對男生學(xué)業(yè)表現(xiàn)產(chǎn)生積極而顯著的影響，相反只要女性老師對男生施加一定的關(guān)注同樣能幫助男生在學(xué)業(yè)上取得進(jìn)步。

五、結(jié)論

本文的核心研究問題是教師的性別代表性與學(xué)生的成績變動之間是否存在關(guān)系，以及如果存在關(guān)系其作用機(jī)制是什么。在梳理了代表性官僚制經(jīng)典文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文根據(jù)雙通道模型提出了三個研究假設(shè)，分別是“H1：教師的性別代表性對學(xué)生的成績變動有積極影響”、“H2：教師的性別代表性對學(xué)生成績變動的積極影響源于主動代表性”和“H3：教師的性別代表性對學(xué)生成績變動的積極影響源于象征代表性”。運(yùn)用中國教育追蹤調(diào)查（CEPS）基線數(shù)據(jù)與追訪數(shù)據(jù)，本文進(jìn)行了回歸模型的估計與中介效應(yīng)的檢驗(yàn)，證明教師的性別代表性在某些科目上對女生有顯著的積極影響，對男生則不顯著。同時，教師的性別代表性對女生數(shù)學(xué)成績的提升主要源于象征代表性，對英語成績的提升則兼有主動代表性和象征代表性的雙重機(jī)制。

本文的貢獻(xiàn)和創(chuàng)新之處主要有三個方面，首先是通過引入“老師關(guān)注”和“學(xué)習(xí)信心”這兩個中介變量，實(shí)現(xiàn)了主動代表性與象征代表性在實(shí)證研究中的概念操作化，并通過回歸模型分析和中介效應(yīng)分析對理論假設(shè)進(jìn)行了檢驗(yàn);其次，突破了以往絕大多數(shù)研究將女性界定為弱勢群體的刻板印象，在經(jīng)驗(yàn)層面證明了僅以學(xué)業(yè)成就而言女生在初中階段已經(jīng)全面領(lǐng)先于男生，性別階梯在中國基礎(chǔ)教育部門發(fā)生了倒置;再者，根據(jù)性別階梯倒置的基本判斷，可以發(fā)現(xiàn)教師性別代表性在優(yōu)勢群體中比例更高、效應(yīng)更強(qiáng)，部分固化了倒置后的性別優(yōu)勢，相反在弱勢群體中則呈現(xiàn)出模糊化態(tài)勢?；谏鲜隼碚撎接懙慕Y(jié)果，本文對于實(shí)踐的啟示主要有兩個方面，一是在基礎(chǔ)教育階段應(yīng)設(shè)法增加男性在教師隊(duì)伍中的比重，從而平衡教師的性別代表性;二是學(xué)校和家庭應(yīng)在學(xué)業(yè)和生活等方面對男生投入更多的關(guān)注，以幫助其更好地成長。

本文的不足首先是在數(shù)據(jù)上，學(xué)生的考試成績并非是通過統(tǒng)一測試得到的，盡管本文已對原始成績進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，但依然僅限于學(xué)校內(nèi)部，如此一來會導(dǎo)致學(xué)校乃至地區(qū)層面的差異被抹去，制約了研究的深度。其次是在方法上，本文所使用的OLS回歸在擬合效果上并不理想，回歸模型調(diào)整后的R2過低，損害了研究結(jié)論的可靠性。再者是在理論上，本文雖然帶來了一些對代表性官僚制的新思考，但在諸如代表性官僚制是否應(yīng)關(guān)注弱勢群體、如何界定弱勢群體等問題上尚未形成系統(tǒng)的回答。上述的種種不足，將有待于下一步研究加以完善。

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