梁文艷， 李 濤， 何 茜

(1.北京師范大學 教育學部教育經(jīng)濟研究所/首都教育經(jīng)濟研究院， 北京 100875； 2.上海財經(jīng)大學 高等教育研究所， 上海 200433)

一、引言

近年來，中國基礎教育階段教師的“女性化”趨勢日漸明顯。在2001到2020年期間，我國小學和初中階段專任教師中的女教師占比分別從49.65%和40.37%上升到74.67%和86.23%(1)數(shù)據(jù)源于相應年份《中國教育統(tǒng)計年鑒》。。中小學階段是個體積累人力資本的關鍵時期[1]，社會各界因而普遍擔憂，教師性別結構失衡可能不利于學生特別是男生的發(fā)展。為此，在教師培養(yǎng)環(huán)節(jié)，有學者呼吁通過降分錄取、減免學費等優(yōu)惠條件吸引男生報考師范院校，擴大后備男教師規(guī)模[2]。部分師范院校制定并實施了男生降分錄取的招生政策(2)新浪教育.男女比例嚴重失調(diào) 上海師大降10分網(wǎng)羅男生[EB/OL].http：//edu.sina.com.cn/l/2004-04-22/65953.html.，一些地方教育管理部門推行了針對男生的免費師范生政策(3)新華網(wǎng).男生免費讀師范是否合理合法[EB/OL].http：//www.xinhuanet.com/politics/2016-10/24/c＿129334264.htm.。在教師招聘環(huán)節(jié)，有學者同樣呼吁優(yōu)先招聘男性[3]，有個別地方的教師招聘公告甚至注明“男生優(yōu)先”(4)河南省教育廳.駐馬店市2020年特崗招聘考生注意事項防疫事項及考點地址公告[EB/OL].http：//tgzp.haedu.gov.cn/dsview.aspx？id=6483&ds=411700.。

那么，教師性別結構平衡政策對學生的人力資本發(fā)展是否真的重要呢？如果男教師相對女教師在培養(yǎng)學生意志力、自信心、邏輯思維能力等類別的能力上具有優(yōu)勢[4]，或者男教師相對女教師更有助于男生的發(fā)展[5]，那么各種“男性優(yōu)先”政策便是合理且有效的。反之，基礎教育階段的教師性別結構平衡政策特別是“男性優(yōu)先”政策只會造成更大的經(jīng)濟浪費和社會公平爭議。然而，關于教師性別在教育生產(chǎn)過程中的作用尚未得到充分評估，已有研究也未得到一致的結論，以中國為樣本的實證文獻更是有限。

綜上所述，準確識別基礎教育階段教師性別與學生人力資本發(fā)展之間的關系，有助于回應社會各界關于教師性別結構失衡的擔憂，優(yōu)化教師人事政策和專業(yè)發(fā)展活動，更是從教師性別角度對教育生產(chǎn)研究的有益補充。為此，本文使用2014—2015年中國教育追蹤調(diào)查(China Education Panel Survey，以下簡稱為CEPS)數(shù)據(jù)，聚焦男教師可能存在優(yōu)勢的學生認知表現(xiàn)和非認知表現(xiàn)指標，考察教師性別及其結構對學生人力資本發(fā)展的影響。

二、文獻評述

根據(jù)Heckman提出的新人力資本理論框架，學生的人力資本發(fā)展包括認知表現(xiàn)和非認知表現(xiàn)兩個部分[6]。學校是學生積累人力資本最重要的場域，教師是學校教育最直接的實施者，面對中小學教師隊伍“女性化”可能不利于學生發(fā)展的擔憂，許多文獻考察了教師性別對學生認知或非認知表現(xiàn)的影響。

已有研究多利用學業(yè)成績測量學生認知能力，所得結論并不一致。Antecol等人發(fā)現(xiàn)，男教師相對女教師更有利于學生數(shù)學成績的提升，其原因可能在于女教師更容易觸發(fā)學生的數(shù)學學習焦慮感[7]。然而，更多的經(jīng)驗研究卻發(fā)現(xiàn)，男教師相對女教師在提升學生認知表現(xiàn)方面沒有優(yōu)勢，甚至存在劣勢。比如，多位學者分別基于荷蘭、英國、瑞典、美國以及德國樣本開展的研究顯示，學生成績與教師性別無關[8-13]。Hopf、Ramond Lam以及王云峰等人分別基于希臘、中國香港以及中國大陸樣本開展的研究則發(fā)現(xiàn)，任課教師為女教師時，學生的學業(yè)成績顯著更高[14-16]。女教師更注重知識細節(jié)講授、更強調(diào)過程性考察等教學實踐特征，被認為是女教師更能提升學生學業(yè)成績的原因。

盡管如此，有學者基于心理學和教育學理論，或者自身經(jīng)驗做出推斷：男教師或許在標準化學科知識的講授上不具有優(yōu)勢，但可能在學生的一些非認知能力培養(yǎng)上存在不可替代性。理論上來說，比起女性，男性的競爭偏好[17]、風險偏好[18]以及自我效能感[19]水平都更高，因此他們更可能潛移默化地或通過實施創(chuàng)新型教學方式培養(yǎng)學生的意志力、創(chuàng)新性或自信心[20-22]。國內(nèi)外也有一些文獻探討了教師性別與學生非認知表現(xiàn)間的關系。例如，Driessen在荷蘭小學生群體選擇幸福感、盡責性等指標測量學生非認知表現(xiàn)[23]，Gong等人針對中國初中生群體選擇情緒性、社會性等指標測量學生非認知表現(xiàn)[24]，但他們的研究均發(fā)現(xiàn)，上述非認知表現(xiàn)與教師性別無關。就我們所知，目前國內(nèi)外相關經(jīng)驗研究都沒有關注到意志力、創(chuàng)造力、自信心等在理論上男教師可能更具優(yōu)勢的非認知表現(xiàn)指標。因此，整體而言，當前識別教師性別對學生人力資本影響的相關研究在結果變量的指標選擇上存在可改進之處。

還有學者指出，師生間可能存在性別匹配效應，即同性別教師更有助于同性別學生的人力資本發(fā)展，教師隊伍“女性化”使得學校環(huán)境對女生更有利，進而加劇了“男生落后”現(xiàn)象[25-26]。首先，兒童傾向于觀察和認同社會化的同性監(jiān)護人[27]，學生對同性別教師更可能表現(xiàn)出認同并以該教師為榜樣，進而提升學習動機和更加積極地參與到課堂中，最終更好地獲得發(fā)展，這也被稱為同性別教師存在優(yōu)勢的角色榜樣作用[28-29]。其次，教師對同性別學生可能不自覺地存在偏好[30]。事實上，社會化過程可能造成男女教師與相反性別的學生之間存在“慣習”(habitus)上的不匹配，使得教師有意無意地對與自己性別不同的學生持有偏見，或更偏好同性別的學生并給予更多關注[31-32]。最后，教師的教學方式同樣可能具有同性別優(yōu)勢[33-34]。這是因為，教師更容易結合自身的成長經(jīng)歷，對與自己同性別學生的行為準確地做出理解和判斷，也更容易得心應手地解決這類學生在學習或生活中的問題[35]；同時，教師在建構課程內(nèi)容時可能會無意識地使用符合自己性別特征的案例或工具(例如，女教師在教學設計中可能傾向于選擇符合女生偏好的素材)，同性別學生更容易接受并獲益[36-38]。

目前，已有不少文獻圍繞師生性別匹配效應開展研究。然而，除了個別研究證實了男教師和男生間存在性別匹配效應，即男教師相對女教師更能提升男生的學業(yè)成績[39]。在更多的實證研究中，師生性別匹配效應或者沒有被證實[40]，或者僅在女教師和女生群體得到證實[42-43]。他們發(fā)現(xiàn)，任課教師是女性能夠明顯改善女生的學業(yè)成績、心理狀況和社會適應水平；但任課教師為男性卻不會提高男生的認知表現(xiàn)和非認知表現(xiàn)。這意味著，通過“男性優(yōu)先”的政策去增加男教師數(shù)量，可能降低女生的優(yōu)勢卻無助于改善男生的發(fā)展，不利于學生整體福利的最大化。

綜上所述，教師性別對學生人力資本發(fā)展影響的方向并不明確，關于師生性別匹配效應的研究所得結論也并不一致。同時，目前的文獻幾乎都是基于中國以外的國家樣本開展研究。只有個別文獻基于中國大規(guī)模的抽樣數(shù)據(jù)進行了實證檢驗[44-45]，但他們在以下方面仍有改進空間：僅基于一期調(diào)查的截面數(shù)據(jù)，這阻礙其對樣本選擇性偏誤等問題的解決；此外，僅以學生成績度量認知表現(xiàn)和以心理情緒指標度量非認知表現(xiàn)，并沒有聚焦理論研究中男教師可能更具不可替代性的指標，所得結論難以精準回應社會各界對教師隊伍女性化的擔憂。因此，在學術界和管理領域普遍擔憂中小學教師性別失衡問題的背景下，我們將在以往研究的基礎上，克服上述困難，嘗試以中國學生為樣本、更有效地揭示教師性別對學生人力資本的影響以及可能存在的性別匹配效應。

除此之外，從研究視角看，以上研究只是從教師個體層面考察教師性別對學生人力資本的影響，未從組織層面考察教師隊伍性別結構對學生人力資本的影響。事實上，從后一視角開展研究同樣具有政策啟示意義。特別是在中國，不少教育管理者表示擔憂，受生育政策放開的沖擊，女教師特別是年輕女教師占比過高，可能會存在女性集中生育的問題，而這會帶來學校的正常教學工作中斷或無序的風險[46]。此外，勞動力多樣化理論認為，合理搭配員工的性別結構，能通過技能互補效應激發(fā)工作活力與創(chuàng)造性，最終提升勞動生產(chǎn)率[47]。據(jù)此，我們有理由推測，提高組織中的男教師占比，可能有助于增加教師隊伍的多樣性、發(fā)揮不同性別教師的互補優(yōu)勢，進而激發(fā)教師的創(chuàng)造力、工作活力和教學質(zhì)量，最終促進學生的發(fā)展。在此意義上，本文將從組織層面的視角開展研究，嘗試識別學校或班級任課教師中的男教師占比對學生發(fā)展的影響，旨在填補相關研究的空缺，為更全面地回應“男性優(yōu)先”政策的合理性提供一個理論窗口。

本研究為教師性別如何影響學生的人力資本提供了經(jīng)驗證據(jù)，也為中國基礎教育階段教師人事政策的調(diào)整和優(yōu)化提供了研究依據(jù)。相對已有文獻，本文的主要貢獻體現(xiàn)在以下兩個方面：一方面，本文豐富了有關教師性別與學生發(fā)展關系的研究，以往研究僅從個體層面識別教師性別的影響，而本研究進一步針對學校層面以及班級層面男教師占比與學生人力資本發(fā)展的關系分別進行了嚴格的分析，這有助于我們更全面理解中小學教師行業(yè)性別結構失衡可能造成的影響。另一方面，本文聚焦于已有理論文獻論證的、在培養(yǎng)學生人力資本的過程中男教師可能更具不可替代性或相對優(yōu)勢的學生發(fā)展指標，更加精準化地設計學生人力資本指標框架，這提高了研究的學術價值和政策含義。

三、數(shù)據(jù)與變量選取

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用CEPS數(shù)據(jù)庫中2014—2015學年的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)和2013—2014學年的基線調(diào)查數(shù)據(jù)。CEPS調(diào)查是由中國人民大學中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心負責開展的，旨在提供關于我國初中學生個體、班級和學校教育教學信息的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫對學生的認知和非認知表現(xiàn)、個人特征、家庭特征以及任課教師和所在學校特征進行了非常全面的調(diào)查，利用這些信息我們可以考察教師性別如何影響學生的人力資本發(fā)展。同時，追蹤調(diào)查的數(shù)據(jù)結構，有助于我們更好地克服樣本選擇性偏誤問題，獲得更有效的估計。刪除在本文所涉及關鍵變量上存在缺失值的樣本后，我們最終使用的樣本是來自全國111所學校的9075名在七年級-八年級期間參與追蹤調(diào)查的初中學生及其所對應的288名班主任和244名數(shù)學教師。

(二)變量選取

人力資本變量。在新人力資本理論框架下，本文從認知表現(xiàn)和非認知表現(xiàn)兩個方面測量學生的人力資本。鑒于已有文獻認為男教師更擅長培養(yǎng)學生數(shù)理邏輯和思維能力[49]，因此本文聚焦到數(shù)學成績以及CEPS自行設計并測量的認知技能測試成績(5)CESP認知技能測試主要考察學生的邏輯思維與問題解決能力。本文將所有認知能力與非認知能力指標全部投影到0-100的取值區(qū)間。兩項認知表現(xiàn)指標。同時，男教師在培養(yǎng)學生的意志力、創(chuàng)造力、自信心等方面可能更具優(yōu)勢[49-54]，本文因此也重點關注這三項非認知表現(xiàn)指標(6)在CEPS中，意志力量表包括“就算身體有點不舒服，或者有其他理由可以留在家里，我仍然會盡量去上學”等四道題目；自信心量表包括“對自己的未來有信心”等三道題目；創(chuàng)造力量表包括“我反應能力很迅速”等三道題目。限于篇幅，文中沒有給出完整量表題目，感興趣讀者可來信索取。。按照已有文獻的通常做法，我們分別針對每一類非認知表現(xiàn)量表所含的題目開展因子分析，提取第一公因子后將其投影到0-100的取值區(qū)間，獲得最終使用的三項非認知表現(xiàn)指標。

教師性別變量。由于本文所設計的因變量既包括了數(shù)學成績這類指向特定學科的認知表現(xiàn)指標，也包括認知技能測試成績和意志力等一般性的、不指向特定學科的認知或非認知表現(xiàn)指標，因而我們在針對不同因變量開展分析時需要引入特定教師的性別變量。具體而言，當以數(shù)學成績?yōu)橐蜃兞繒r，我們引入數(shù)學教師的性別；當以其他一般性人力資本指標為因變量時，我們引入班主任的性別。在最終涉及的教師樣本中，班主任和數(shù)學教師中的男教師分別占40.8%和36.5%。

組織層面的男教師占比變量。為了從組織層面識別教師性別的影響，本文引入學校的男教師占比和班級的男教師占比兩項變量。其中，基于校長報告的該學校男教師數(shù)量和教師總數(shù)兩項數(shù)據(jù)，通過對其取比值我們計算出了學校的男教師占比變量；基于抽樣班級參與調(diào)查的3-4名教師樣本填答的性別信息，我們計算出了班級的男教師占比變量(7)在每個調(diào)查班級，CEPS針對語數(shù)外專任教師和班主任教師實施了教師調(diào)查，每名教師填寫了性別。。

控制變量。我們控制了以下可能同時影響任課教師質(zhì)量和學生發(fā)展的其他變量：學生個人特征包括性別、是否獨生子女、是否寄宿生、是否本地人四項指標，家庭特征包括父母最高受教育年限、父母最高職業(yè)層級(8)學生報告的家長職業(yè)地位更高一方的信息，管理類和技術類賦值為3；一般職工、辦事人員賦值為2；商業(yè)服務業(yè)人員、工人、初級勞動者、農(nóng)牧漁民等賦值為1。、父母中是否至少有一人為黨員(含民主黨派)、家庭經(jīng)濟條件指數(shù)(9)包括是否有獨立書桌、獨立廁所、自來水、電腦共四道題目，基于項目反應理論合成家庭經(jīng)濟條件指數(shù)。以及家庭相對經(jīng)濟狀況(10)利用家長問卷調(diào)查的家庭經(jīng)濟自評狀況，選項為“非常困難=1；比較困難=2；中等=3；比較富裕=4；很富裕=5”。，學校特征包括學校生均財政撥款、辦學水平地區(qū)排名等級(11)基于校長報告學校辦學水平在當?shù)厮帉蛹?1-5依次表示最差到最好)。、學校硬件設施指數(shù)(12)校長問卷調(diào)查學校是否有實驗室等9類設施，基于項目反應理論合成學校硬件設施指數(shù)。、學校生師比四項指標。

(三)平衡性檢驗

本文嘗試構建學校固定效應模型以解決學校層面樣本非隨機選擇問題。但是，可能存在學校內(nèi)、班級間的教師性別與學生特征間的非隨機匹配，對識別教師性別對學生人力資本發(fā)展的影響帶來內(nèi)生性威脅。為此，為更充分保證學校固定效應模型較少地受到樣本選擇性偏誤問題的困擾，參考已有文獻[55]，我們將進行平衡性檢驗：檢驗學校內(nèi)不同班級間，教師性別與班級學生特征不相關。

具體檢驗過程如下，我們分別以班主任性別(1=男，0=女)、數(shù)學老師性別(1=男，0=女)、班級男教師占比為因變量，對班級中男生占比、獨生子女占比、寄宿生占比、本地人占比、平均的父母最高受教育年限、平均的父母最高職業(yè)層級、父母中至少有一位黨員的學生占比、平均家庭經(jīng)濟指數(shù)這8項班級學生特征變量做回歸。表2的平衡性檢驗結果顯示，通過控制學校固定效應，班級間教師性別與學生特征之間的相關關系明顯降低。僅有班級平均父母最高受教育年限這一項班級特征與班主任性別以及班級男教師占比顯著地負向相關，其余班級特征變量均與班級教師性別不相關。進一步的F檢驗的結果表明，8項學生特征變量聯(lián)合統(tǒng)計性不顯著?；诖耍煌詣e教師在學校內(nèi)班級間整體可視為隨機分配，下文使用學校固定效應模型可較為準確地揭示教師性別與學生人力資本發(fā)展間的關系。

表1 變量定義及樣本的描述性統(tǒng)計

表2 平衡性檢驗

四、研究結果

(一)教師性別會影響學生的人力資本發(fā)展嗎？

1.基準模型估計

我們構建如下模型，從整體上識別教師性別對學生人力資本的影響：

(1)

我們將數(shù)學成績、認知測試分數(shù)、意志力、創(chuàng)造力、自信心依次作為因變量引入方程(1)，表3的結果顯示，在認知表現(xiàn)方面，無論在以數(shù)學成績還是以認知技能測試成績?yōu)橐蜃兞康哪Ｐ椭?，男教師的系?shù)全部顯著為負；在非認知表現(xiàn)方面，除了以創(chuàng)造力為因變量的模型中男教師的系數(shù)為負但不顯著外，在其余模型中，男教師系數(shù)全部顯著為負。上述結果說明，相比于男教師，女教師在整體上更能促進學生的人力資本發(fā)展。

表3 教師性別對學生人力資本發(fā)展的影響效應估計

2.穩(wěn)健性檢驗

為了獲得教師性別影響學生人力資本穩(wěn)健且具有一致性的證據(jù)，本文從下述四個方面進行了穩(wěn)健性檢驗。首先，考慮到按照成績分班的樣本更可能面臨教師和學生之間的非隨機匹配問題，為了排除這類樣本可能帶來的偏差，我們剔除在初一入學時按成績分班的樣本后估計了方程(1)。據(jù)表4第2行的結果來看，教師性別估計系數(shù)與基準模型的取值和顯著性基本相同。

表4 穩(wěn)健性檢驗

其次，在追蹤期內(nèi)部分班級存在教師變動的情況，考慮到教師變動會降低學生受當前所評估教師影響的程度，為排除這類樣本可能帶來的偏差，我們在相應的模型中分別剔除了追蹤調(diào)查期內(nèi)存在班主任或數(shù)學教師變動的樣本，表4第3行報告了教師性別的系數(shù)?？梢园l(fā)現(xiàn)，教師性別系數(shù)的方向和顯著性與基準估計一致。

接下來，本文將學校固定效應模型替換為兩水平隨機截距模型設計。即方程(1)中不引入學校固定效應項，而引入學校隨機效應項。表4第4行報告了兩水平隨機截距模型估計得到教師性別變量的系數(shù)，結果與表3基準模型的結果的取值和顯著性基本相同。

最后，有一定比例的數(shù)學教師在多個被調(diào)查班級同時授課，這使得我們可以進一步構建班級層面固定效應模型估計方程(1)，以排除班級層面不可觀測要素的干擾(13)只存在個別教師擔任多個班級班主任的情況，本文只在考察數(shù)學教師性別對數(shù)學成績影響時引入班級固定效應。。即方程(1)中不引入學?？刂谱兞亢蛯W校固定效應項，而引入班級固定效應項，表4第5行報告了教師性別的系數(shù)?？梢园l(fā)現(xiàn)，教師性別系數(shù)仍然顯著為負。

綜上，四類穩(wěn)健性檢驗的結果與基準估計非常一致，這說明基準估計的結果較為可靠，男教師相對女教師對學生的認知和非認知表現(xiàn)的確存在負向影響。(14)后文兩小節(jié)的實證發(fā)現(xiàn)均都通過了這些穩(wěn)健性考察，限于篇幅下文未呈現(xiàn)穩(wěn)健性檢驗的具體結果。

(二)教師對學生人力資本發(fā)展的影響存在性別匹配效應嗎？

接下來，本部分將檢驗師生性別匹配效應，即是否女教師相對男教師更有助于女生的人力資本發(fā)展，而男教師相對女教師更有助于男生人力資本的積累。為此，我們在方程(1)中引入師生性別交互項TMALEcs×SMALEics，構建了如下方程：

(2)

方程(2)的變量和參數(shù)設定同方程(1)。在該模型設定下，β1代表男教師相對女教師對女生人力資本的影響，如果其取值顯著為負，女教師對女生人力資本影響的性別匹配效應得到證實；β1+λ表示男教師相對女教師對男生人力資本的影響，如果其取值顯著為正，男教師對男生人力資本影響的性別匹配效應得到證實。

依次引入各項人力資本指標為因變量估計方程(2)，表5的結果顯示，在認知表現(xiàn)方面，β1和β1+λ的取值全部顯著為負。在非認知表現(xiàn)方面，β1全部取值為負，并在除以創(chuàng)造力為因變量以外的所有模型中顯著；而β1+λ盡管在以創(chuàng)造力為因變量的模型中不顯著，但在以意志力和自信心為因變量的模型中全部顯著為負。與已有文獻的發(fā)現(xiàn)一致[56-58]，性別匹配效應僅在女教師和女生群體得到了驗證，但在男教師和男生群體則被拒絕，因而女教師不僅更有助于促進女生的發(fā)展，而且同樣更有助于促進男生的發(fā)展。

(三)教師性別結構會影響學生的人力資本發(fā)展嗎？

我們采用如下模型來考察教師性別結構對學生人力資本發(fā)展的影響：

(3)

(4)

在方程(3)和方程(4)中，Schmales和Clsmalecs分別代表第s所學校和第c個班級的男教師占比，其余變量和參數(shù)設定同方程(1)。在模型設定下，如果β1顯著為正，說明提高學?；虬嗉壷械哪薪處熣急扔兄趯W生人力資本發(fā)展。依次引入各項人力資本指標為因變量進行估計，表6和表7依次報告了估計結果?？梢园l(fā)現(xiàn)，在全部模型中，β1均顯著為負。這說明，隨著學?；虬嗉壗處熤心薪處熣急鹊奶嵘瑢W生的各項人力資本發(fā)展水平會出現(xiàn)不同程度的下降。

表5 教師對學生人力資本發(fā)展影響的性別匹配效應

表6 學校男教師占比對學生人力資本發(fā)展的影響

表7 班級男教師占比對學生人力資本發(fā)展的影響

五、機制剖析

上述結果一致顯示，女教師相比男教師更能促進學生的人力資本發(fā)展。教學效果取決于教師的資質(zhì)和實踐行為[59]，不同性別教師在多項資質(zhì)和實踐行為上存在差異[60-61]；我們據(jù)此推測，女教師的相對優(yōu)勢可能來源于這些教師資質(zhì)和行為情感實踐。

(5)

通過比較方程(1)和方程(5)所得到教師性別變量回歸系數(shù)β1在取值和顯著性上的變化，我們便可以判斷被考察的教師特征要素是否為連接教師性別與學生發(fā)展的內(nèi)在路徑。為了更直觀地進行比較，我們同時繪制了兩個方程所得到系數(shù)的取值及其置信區(qū)間。

圖1a顯示，在除以創(chuàng)造力為因變量的其余模型中，引入教師資質(zhì)維度的變量后，系數(shù)β1的絕對值有一定程度的縮小，但顯著性沒有變化(置信區(qū)間全部不涵蓋零值)，說明該維度是教師性別影響學生發(fā)展的部分中介因子。

圖1b顯示，在以認知技能測試成績和自信心為因變量的估計模型中，引入教師職業(yè)幸福感維度的變量后，系數(shù)β1的絕對值均有一定程度的縮小，但仍然顯著，說明該維度是教師性別影響學生相應人力資本指標的部分中介因子。

圖1c顯示，在以認知表現(xiàn)為因變量的模型中，引入師生關系維度的變量后，系數(shù)β1的絕對值有所減小，但仍然顯著，說明該維度是教師性別影響學生認知表現(xiàn)的部分中介因子；與之不同，在以意志力和自信心為因變量的模型中，引入師生關系維度的變量后，系數(shù)β1的絕對值明顯縮小，且不再顯著，說明該維度是教師性別影響學生非認知表現(xiàn)的完全中介因子。

圖1d顯示，在以認知表現(xiàn)為因變量的模型中，引入教師教學行為維度的變量后，系數(shù)β1的絕對值和顯著性基本沒有變化，說明教師教學行為基本不能解釋女教師在促進學生認知表現(xiàn)中的優(yōu)勢；但是，在以意志力和自信心為因變量的模型中，引入教學行為維度的變量后，系數(shù)β1明顯縮小且不再顯著，說明該維度是教師性別影響學生非認知表現(xiàn)的完全中介因子。

綜上，女教師相對男教師不僅更擅長營造充滿信任程度和關注度的師生關系，也更多地表揚學生以及開展過程性監(jiān)督和實施信息化教學，但更少地批評學生，這可能是造成女教師在促進學生人力資本發(fā)展尤其是非認知表現(xiàn)方面存在優(yōu)勢的主要原因。

圖1 教師性別對學生人力資本的影響：機制分析

六、研究啟示

隨著中小學教育隊伍女性化程度的增大，有關教師性別結構失衡可能不利于學生人力資本發(fā)展的擔憂引起了社會各界很大關注。為回應上述擔憂，本文利用具有全國代表性的CEPS追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，考察了教師性別對初中生人力資本發(fā)展的影響及機制。我們構建引入學校固定效應的增值模型，并通過改變樣本和模型設計等展開穩(wěn)健性討論，盡可能緩解內(nèi)生性問題以獲得的估計偏誤。研究非常穩(wěn)健地發(fā)現(xiàn)：女教師相對男教師對學生的人力資本具有顯著的正向影響；性別匹配效應僅在女教師和女生群體得到了驗證，男教師相對女教師甚至更加不利于改善男生的認知表現(xiàn)以及除創(chuàng)造力外的非認知表現(xiàn)；學?；虬嗉壞薪處熣急鹊奶岣撸鶗W生的認知和非認知表現(xiàn)產(chǎn)生不同程度的負向影響。機制分析發(fā)現(xiàn)，女教師在營造師生關系以及課堂教學行為上存在優(yōu)勢，這是造成她們在促進學生發(fā)展，尤其是改進學生非認知發(fā)展方面表現(xiàn)更好的主要原因。

本研究關注教師性別對學生人力資本發(fā)展的影響，得到當前教師隊伍女性占比的提升并沒有阻礙學生發(fā)展的結論，有助于緩解當前學術界和實踐領域的擔憂，也有著很強的政策含義。首先，均衡教師性別必須守住素質(zhì)底線，管理者應該堅持能力為本的原則招聘和培養(yǎng)教師，不應為了平衡性別結構而刻意地降低師范生招生或教師招聘時男生的準入門檻。因為這可能導致教師勞動力市場的扭曲，造成教師能力下降進而不利于學生發(fā)展。其次，當教師勞動力市場有足夠高的吸引力時，優(yōu)秀男教師進入教師隊伍會“水到渠成”。管理部門須重視提升基礎教育階段教師待遇、落實教師平均工資不低于公務員的政策規(guī)定、紓解教師非教學壓力、落實教師教學自主權等，全方位提高教師職業(yè)吸引力，吸引優(yōu)秀的人才進入中小學教師隊伍。最后，女教師在營造師生關系和課堂教學行為實踐上的優(yōu)勢，是造成她們在促進學生發(fā)展上更加優(yōu)異的主要原因。因而在開展教師專業(yè)發(fā)展活動時，有必要指導和幫助教師，特別是男教師改進上述教學實踐行為，更好地提升教師隊伍質(zhì)量、促進學生的人力資本發(fā)展。

本文仍存在一些局限和不足。第一，本文通過構建增值性模型和固定效應模型、改變模型或樣本設計實施穩(wěn)健性檢驗等手段盡可能保證結果的有效性，但仍存在內(nèi)生性威脅。第二，由于只有兩期追蹤數(shù)據(jù)，我們無法估計教師性別對學生人力資本發(fā)展可能存在的長期影響。第三，限于數(shù)據(jù)可得性，本文并沒有全部考察男教師可能存在優(yōu)勢的學生人力資本發(fā)展指標，所得到的結論可能不夠全面。未來有必要引入更全面的結果變量開展研究，完成男教師對學生人力資本發(fā)展影響效應的更加完整的拼圖。