师范院校毕业生教学效能评估研究公开课教案教学设计课件资料.docx

师范院校毕业生教学效能评估研究EvaluateTeachingEffectivenessofNormalUniversityGraduates：AnEmpiricalStudyBasedonValue-addedModel作者:xxxxxxxXXX作者简介:xx,xxxxxxxxxx,长春130024；xxx,xxxxxxxxxx学院,南京210097；XX,xxxxxxxxxxx；xxx,XXXXXXX学院原发信息:教育发展研究(沪)2022年第202218期第27-37页内容提要:近年来综合性大学的毕业生在基础教育教师劳动力市场中越来越受到青睐，这在一定程度上引起公众关于师范院校毕业生教学效能的讨论。文章基于全国代表性的中国教育追踪调查(CEPS)初中生数据和云南省某县2020年初中学生的行政数据，使用增值模型对XX大学毕业的教师和XXX大学毕业的教师的教学效能差异进行了实证检验。研究发现XX大学毕业的教师比XXX大学毕业的教师对学生的考试成绩增值更高。进一步的机制分析表明，XX大学毕业的教师在职业认同感和教学能力上表现更好，职业倦怠感更弱。为了满足日趋多元化的教师队伍建设，文章建议综合性高校或其他XXX院校通过开设教师教育类课程以及提供教育实习的机会来满足具有从教意愿的学生的职业发展需求。EvaluateTeachingEffectivenessofNormalUniversityGraduates：AnEmpiricalStudyBasedonValue-addedModelXXX词S教师教育/教师效能/师范大学/增值模型teachereducation/teachereffectiveness/normalUniverSity/valued-addedmodel期刊名称：中小学学校管理复印期号：2023年02期DOI:10.14121ki,1008-3855.2022.18.011一、实证研究设计（一）数据来源CEPS是由中国人民大学中国调查与数据中心设计与实施、具有全国代表性的大型追踪调查项目，它以2013-2014学年为基线，以初中一年级（七年级）和初中三年级（九年级）两个同期群为调直起点，采用多阶段的概率与规模成比例的抽样方法，从全国28个县级单位中随机抽取了112所学校的438个班级，被抽中班级的学生全体入样，并对被调查的学生及其家长、班主任、主科目教师、学校领导分别开展了问卷调查。CEPS项目组在2014-2015学年开展实施的调查以2013年的全国调查为输出，成功追访原七年级学生9449人。根据本研究目的，我们使用的是CEPS全国代表性样本.学生数据来源于CEPS2013-2014学年七年级学生的基线调直和2014-2015学年原七年级学生的追踪调直，教师数据来源于CEPS项目开展的教师问卷调查.我们只保留了2013年基线调查为七年级的学生和教师数据,并排除了根据成绩分班的学生和教师,最终教师的样本量是343,独特学生的样本量为5708.此外，为了检验研究结论的外部效度以及时效性，我们在稳健性检验中使用了云南省某县（前国家级赘困县）全体初一学生的行政数据作为补充。这份蝇包含来自全县18所学校共4552名初一学生于2020-2021年秋季学期的开学模拟考和期末考试的英语成绩,以及全体英语任课教师的问卷数据（其中包含了各位老师详细的教育经历）.两次测试均为全县统一出题和批卷的全体考生标准化测试。（二）样本及其特征表1呈现了教师层面的描述性统计特征.从表1可以发现，师范院校毕业的教师受教育水平更高而工龄较低，女性比例偏少，但这些特质都可被观测并能够在回归中加以控制.另一方面，这些特征以及在不同组别中的分布与郑琦等研究中海淀区的状况并不完全一致，这表明了对于更多研究证据的必要性。非师承近教师师范教师1（全样本）均值标准差均值标准差受教育水平专科26.92%0.4516.03%0.37本科73.08%0.4583.65%0.37硕士0.32%0.06工龄14.8111.7014.558.37女性75.86%0.4472.61%0.45职称无职称36.00%0.4912.54%033三级教师12.00%0.330.96%0.10二级教师16.00%0.3735.69%0.48一级教师24.00%0.4439.87%0.49高级/正高级12.00%0.3310.93%0.31N29314表1教师样本描述统计注:使用的是CEPS全国代表性样本，只保留了2013年基线调杳为七年级的教师;不包含依的样本保留了至少有个非师范教师的学校,并通过泛精确匹配教师特征剔除了3个教师特M表2呈现的是学生层面的描述性统计.根据表中数据可知，师危院校毕业的教师组别的学生与非师范院校毕业教师组别的学生在学业成绩（初一语文、初一数学）、个人特征（性别、年龄、民族、兄弟姐妹数量）、家庭特征（户口、收入、父母职业、父母最高受教育水平），以及家长教育期待等方面十分接近，不存在统计学意义上的显著差异。值得注意的是，尽管全样本的师范院校毕业教师组与非师范院校毕业教师组在学生的初一英语成绩和父母的教育参与方面一开始是有差异的，但使用调整后的师范教师组样本之后，二者之间的这些差异不再显著.总之，师范教师组的学生与非师范教师组的学生在学生各个层面的特征变量方面是没有差异的.非师范教师组师范教师组（全样本）均值标准差均值标准差初一语文-0.1020.946-0.1450.984初一数学0.2870.9020.1800.931初一英语0.0320.976-0.0150.918女性44.40%0.49746.80%0.499年龄14.3091.02314.2260.930少数民族14.73%0.35513.92%0.346兄弟姐妹数量0.9200.9080.9170.865低收入家庭14.66%0.35415.24%0.359父母为白领工作14.15%0.34917.21%0.377本地户口89.01%0.31385.25%0.355父母最高受教育水平文盲0.58%0.0760.59%0.077小学13.24%0.33911.59%0.320初中51.80%0.550.04%0.500高中26.76%0.44326.29%0.440大专2.95%0.1694.40%0.205本科4.10%0.1986.13%0.240研究生0.58%0.0760.94%0.097父母的教育参与0.0581.036-0.0050.993家长教育期待（本科或以上）58.91%0.49260.89%0.488N139215732表2学生样本描述统计（未加权）注:使用的是CEPS全国代表性样本.只保留了2013年基线调杳为七年级的学生;不包含依的样本保留了至少有一个非师范教师的学校,并通过泛精确匹配教师特征剔除了3个教师特后匹配到的学生;N以学科为单位对应的观测值,而非独特的学生个体数量。一个学生最多有3（三）计量模型我们使用增值模型来检验教师效能以及学生在学业成绩上的轨迹变化在多大程度上可以归功于教师接受的师范训练。本研究的结果变量是学生的学科成绩，核心自变量是教师"是否是师范类院校或者师范类专业毕业"。考虑到分学科回归后部分学科中非师范教师的样本较少,影响估计的效度，我们采用了跨学科固定效应模型。基于上述考虑，我们提出如下计量模型：Yfet=Bo+BY.+2NMU+3Tit+B4Slrt+7T+q+et其中Yhl表示学生i在学校S里的学科教师t的教学卜.取得的测试成绩Y皿表示学牛七年级（仞一）的学业成绩Yirt则是CEPS追踪调数据里一年后八年级（原初一）学生的学科考试成绩为了使得我们的结果可以进彳了横向比较,我们将考试分数进行了标准化处理NMU表示教师所学专业属于师范性质（师范为1）代表对应学科教师的其他特征.包括教师的性别、工龄和学历,S,则是学生个人和家庭背景的控制变量集,诸如学生的性别、年龄、民族等人口学特征以及家庭的户口类型、收人、父母职业、父母学历等社经背景的特征值得一提的是.我们根据家长问卷中的信息构建了父母的教育参与和家长教育期待（是否希望孩子念大学或以上）并控制在同归模型中父母的教育参与和教育期待在以往的研究中通常是不可观测的,但却可能是影响学生进入不同组别的重要因索，使得我们的估计更加准确色是残差项考虑到不同学校存在系统性差异.具有不同专业背景的教师在不同的学校之间有可能不是随机分配的,我们在模型中加入了学校固定效应模型（E）来解释模型中不可观测到的学校层面的特质我们还加入了学科固定效应（IlJ来调整不同学科测试具的差异在我们进行了如上的调整与控制之后,模型中的残差项与核心11变量是否是师范教师之间没有显著的相关性,因此我们认为不存在遗漏变量同时决定学生是否分配给师范教师和非师范教师以及学生的学科表现。二、研究结果（一）主效应回归结果表3主效应回归结果全样本(1)(2)(3)川师范教师0.104-OJlO*0.061*0.093*(0.023)(0.025)(0.026)(0.026)学校固定效应7学科固定效应A-R20.4890.5310.5400.497N1430214302143024615注:拿pv.1；*p<0.05；*p<0.01由于篇幅所限.教师特征、学生个人和家庭特征、截距师特征、学生个人和家庭特征所包含的变景与表1、表2完全相同,读者若有需要.可与作者联系一表3呈现了基准模型的回归结果,其中模型(1)、(2)、(3)为全样本的回归结果，模型(4)、(5)、(6)报告了调整后的样本回归结果。我们发现不论是全样本还是调整后的样本，整体而言，师范院校毕业教师的回归系数在不同模型中都显著为正，为0l个标准差左右。调整后的样本回归结果显示，师范院校毕业的教师在三个模型中的系数分别为0.093、0.108和0.079,且均在1%的水平上显著。模型(6)表明，在同时控制学校固定效应和学科固定效应之后,与师范院校朝日师范专业毕业的教IJ科目比，师范院校毕业的教师对学生考试成绩的增值高0079个标准差，这与海淀区高中具有师范背景的教师对学生考试成绩的增值高0.088个标准差的研究结果非常一致，2说明无论是全国代表性样本还是北京海淀区的样本，教师的“币范效应”在我国是普遍存在的，币范大学毕业的教师对学生的学科成绩有更高的增值。(二)稳健性检验首先，为了排除因模型设定而导致的结果偶然性，我们对所有可能的控制变量组合进行了回归分析，以检验结果是否不论模型的设定而稳健。我们发现，不论如何调整模型设定，接受过传统训练的教师对学生成绩的增值都是正向的，而且在绝大多数的模型中都是显著的.尤其是当我们XXXX学校和学科的固定效应之后,虽然使用全样本估计值的区间小于调整后的样本，但所有模型中师范教师的系数都是正向且显著.其次，为了验证主效应结果的外部效度,表4报告了云南省某县初一英语测试的增值回归结果.从中可以看出，在表4的4个回归模型中，师范教师对学生期末成绩的系数均为正向且系数在0.1个标准差左右，与CEPS的结果十分一致.虽然模型(2)和(3)里的结果并不显著，但这两个模型遗漏了较为重要的教师特征和成绩信息。当控制了所有必要的控制变量之后，模型(4)验证了U碗院校毕业的教师的增值优势，相比较非师范大学毕业的教U币而言，他们对初一学生英语学科的考试增值要高0.111个标准差,不论是使用教师劳动力市场竞争最为充分的地区数据，3还是具有全国代表性的样本数据(CEPS),抑或是经济欠发达地区的数据，教师的“师我也应"都普遍存在，且回归系数非常一致(0.1个标准差左右).师范院校毕业的教师对学生成绩增值的优势具有很高的外部效度.异质性分析考虑到已有实证研究指出教师效应可能随着教师工龄4或是学生学习基础56的变化而存在差异，我们通过在模型中加入交互项的方式来探索教师工龄和学生前测成绩的调节效应。表5呈现了最终的异质性分析结果。师范毕业的教师与其工龄之间的交互项系数接近于0,且在统计学意义上不显著，说明师范毕业的教师无论其工龄是多少，要比师范毕业的教师对学生成绩有更高的增值,但是，师范毕业的教师与初一成绩之间的交互项系数是-0091,且在1%的显著性水平上显著，表明"师范效应”与学生的学习基础明显负相关。具体而言，师范效应对学习基础差的学生而言非常显著，但当学生学习基础达到中等以上的水平时，"师范效应”的系数和O没有统计意义上的显著差异。这说明对于初一的中等生和后进生来说，师范毕业的教师要EHE师范毕业的教师对学生成绩有更高的增值，但对于初一的优等生而言，其教师是否是师范毕业对他们成绩的增值并不明显。表4结论外部效度检验结果（云南某县初一学生行政数据）(1)(2)(3)(4)教师特征师范教师0.195*0.1130.0900.111*(0.111)(0.074)(0.059)(0.054)女性教师-0.246*(0.104)教师工龄-0.007*(0.003)班主任0.003(0.045)使用国际音标教学法0.162*(0.035)学生和班级特征学生前测成绩0.804*0.704*0.567*0.566*(0.028)(0.033)(0.028)(0.028)前测成绩班级平均值0.023*0.029(0.005)(0.005)前测成绩班级标准差-0.019*-0.012(0.010)(0.008)实验班0.110*0.081(0.065)(0.057)鞭-0.098*-0.068*-1.460*-1.731*(0.054)(0.036)(0.370)(0.348)学校固定效应N4552455245524552A-R20.6250.7090.7470.752注：*p<0.1；*p<0.05;*“pv001;回归的因变量为2020年秋季节期期末考试英语成绩.前测成绩为该学期开学模拟考试的英语成绩两次成绩均为全县全体初一学生标准化成绩，(1)师范教师().077*0.071(0.029)(0.028)教师工龄().006*0.006*(0.002)(0.3)师范教师*教师工龄0.000(0.003)初一成绩0.807*0.736(0.028)(0.014)师范教师*初一成绩-0.09(0.031)学校固定效应学科固定效应VVA-R20.5350.534N46174617注：*p<0.1；*p<0.05PVO.01;回归使用调整后的样本-我们控制了与交互项分析无关的教师特征变量、学生个人和家庭特征变a.限于篇幅未能呈现（四）机制分析我们的主效应研究结果发现了师范院校毕业的教师对学生考试成绩的增值要匕HE师范院校毕业的教师高0.1个标准差左右.那么产生这种“师范效应”的机制是什么呢？我们根据CEPS的教师调直问卷，以教师为单位，将教师的课程量、时间分配、教学能力、荣誉奖励、教育信念、职业倦怠、学校归属感等教师特质作为产出，对接受了传统训练的教师和非传统训练的教师进行了回归分析.整体来看，师范院校毕业的教师在课程量和时间分配方面与非巾范院校的教师没有统计学意义上的显著差异。但在大多数教学能力和心理特质上表现出了正向关系，师范大学毕业的教师尤其在学校级奖励、教育信念和职业倦怠（反向计分）方面得分显著更高，而这可能是他们教得更好的原因。接受过传统师范训练的教师有更扎实的教学技能和更强的教学信念，其职业倦怠感也会更低，进而导致他们的学生有更高的学业产出。一般而言，我XXXX学校级奖励视为反映敦师课堂教学能力的指标，相比于省级和市级奖励，校内更多的教师会有机会获得校级奖励,我们的研究显示，师范院校毕业的教师在校级奖励方面更突出，说明师范院校毕业的教师在教学能力方面更胜一筹，这与当前的部分研究结论相一致：诸如课堂教学和课堂管理等行为能够正向膨响学生的学业成绩、教师教育项目能够提高教师候选人的教学质量、网9教师参与有关课程内容和教学的专业发展培训对学生的教育成就有显著的积极影响，口0口1博等。这里所说的"教育信念"是由原始问卷中"仍然蝌教师职业、XXXX初中教师、还会XXXX学校”三个题项构成，师范院校毕业的教师在这三方面的得分显著更高，表明他们的教育信念要tHE师范院校的教师更加坚定.事实上诸多实证研究发现,拥有更高的教学信念的教师能够对学生的学习成就有积极影响。12口3口4口5最后，通常来说，教师的职业倦怠感最终会对学生的学业成绩产生负面影响。口61117因此，根据我们的数据分析结果,发现职业倦怠感更低的师范院校毕业教师对学生的学科成绩增值更高也就不足为奇了。三、结论与政策建议本文基于全国代表性的XXXX数据，使用增值模型对师范教育的价值和融性进行了研究.首先，我们证明了就全国范围而言，接受过传统师范训练的教师对学生的学科考试成绩有更高的增值.系数在0.1个标准差左右,且估计结果在经过稳健性检验和异质性分析之后仍然成立.这一结论充实了使用全国最好学区样本的研究，口8证明了无论是在全国范围内还是经济发达程度不一的地区，师范院校毕业的教师对学生学业产出有普遍的积极作用。其次，对XXXX教师问卷的挖掘发现，师范院校毕业的教师增值效应的影响机制可能来源于其较高的职业认同和教学能力，前者主要表现为更坚定的教育信念和更低的职业倦怠，后者表现为课堂管理和教学设备的使用。考虑到教师来源多样化的趋势，以及吸引更多高水平人才进入教师队伍的需要，我们并XXXX小学XXXX大学和其他非师范院校那里招聘未来的教师，不过，本文的实证研究结果验证了师范敦育的"比较优势"0因此，为了满XXXX大学与其他师范院校毕业生日益增长的从教意愿，我们建议相关高校开设有关教师培养的教师教育类课程以及提供更多的教学实践机会，以增强有志从事教师职业的毕业生的教学效能.另外，本文建议进T完善教师资格证制度，在教师资格的考核方式上增加必要的内容，可将修习一定的教育类课程和参与教育实习作为获取教师资格的必要条件。本文在写作过程中,XXX(XX大学)、XX(XXXXXXXXXXX)参与了本研究的讨论并提供诸多数据分析和研究思路的支持，在此一并致谢！文贵自负。"师范教师”是指CEPS样本中毕业于师范院校或师范专业的教师，同理，"非师范教师”是指毕业于其他高等院校或其他师范专业的教师，下同.调整后样本只保留了至少有一名非师XXXX学校，这就剔除了师范组教师和非师范组教XXXX学校间不是随机分配的自选择问题.我们进一步通过泛精确匹配的方式对教师特征进行了匹配和筛选.在后文分析中,我们会呈现全样本和匹配后样本的回归结果，并将调整后的样本作为主效应回归的结果.我们使用云南省某县全体初一学生的最新行政数据同样发现，师范院校毕业的教师对学习热出较差的学生的增值更为明显。