迈向均衡：义务教育督导评估的效果与启示-基于西部X省县域数据的实证研究

/迈向优质均衡：义务教育督导评估的效果与启示——基于西部X省县域数据的实证研究【摘要】基于西部X省38个区县2013年、2016年、2019年的数据，本研究采用了双向固定效应模型及事件研究模型，系统估计义务教育基本均衡督导评估工作对县域硬件均衡和教育质量均衡发展的平均政策效应及时变政策效应。研究结果显示：义务教育基本均衡督导评估工作有力地推动了区县硬件资源的均衡化发展；政策窗口期结束后，区县硬件均衡呈现一定程度反弹趋势；教师均衡和教育质量均衡未产生显著影响。本研究提出三项政策启示：一是重塑优质均衡的价值目标，二是创新优质均衡的评估形式，三是建立优质均衡的协同推进机制。【关键词】义务教育基本均衡；督导评估；优质均衡发展；教育公平

目前，优质均衡发展督导评估工作还处于起步阶段，2023年全国仅56个县(市、区)通过了优质均衡发展督导评估验收，被评为义务教育优质均衡发展县[1]。深入研究义务教育基本均衡督导评估工作的效果，总结其经验，对于推进义务教育优质均衡发展具有重要的现实意义。 尽管已有研究对义务教育均衡发展取得的成效和存在的问题进行了探讨，但大多数研究仅停留在现状分析层面，没有建立相应的因果推断模型，无法对义务教育基本均衡督导评估工作对均衡发展的影响进行可靠的因果估计，存在一定局限性。由于不同区县通过义务教育基本均衡督导评估验收的时间不同，本研究考虑到这一时间差异，使用西部X省38个区县的数据，结合双向固定效应模型和事件研究模型，从实证角度验证义务教育基本均衡督导评估工作的效果，以期为义务教育优质均衡政策的制定和调整提供科学依据。 一、数据与模型 (一)数据来源 1.样本 本文选取西部X省38个区县作为研究对象，各区县通过义务教育基本均衡国家评估认定的时间不同，分布在2013年至2019年(见表1)。 2.指标 (1)县域硬件均衡指标。2012年教育部印发了《县域义务教育均衡发展督导评估暂行办法》，该办法提出了“硬件均衡”的概念，明确规定“生均教学及辅助用房面积、生均体育运动场馆面积、生均教学仪器设备值、每百名学生拥有计算机台数、生均图书册数、生师比、生均高于规定学历教师数、生均中级及以上职称教师数”8项指标的差异系数作为县域校际硬件均衡的重要指标。基于这一政策依据，本研究采用《县域义务教育均衡发展督导评估暂行办法》规定的差异系数计算方法，根据西部X省38个区县在2013年、2016年、2019年上报的数据，计算出38个区县这三年在8项指标上的差异系数及总体差异系数作为县域硬件均衡指标。 (2)县域教育质量均衡指标。2017年教育部印发了《县域义务教育优质均衡发展督导评估办法》，其中，区县内学业水平的校际差异率被作为教育质量均衡的重要指标。基于这一政策依据，同时考虑到可操作性和数据可得性，本研究采用西部X省开展的基础教育质量监测的学科测试结果，抽样年级为四年级，抽样学科为语文。质量监测试卷由考试专家参照PISA、TIMSS以及国家基础教育质量监测的方式命制。测试时间分别为2013年、2016年、2019年，三次测试中均有铆题，可以进行等值计算。将38个区县学科测试的校间差异作为县域教育质量均衡指标。 (3)控制变量。根据2019年全国教育事业发展统计公报，从2012年至2019年，全国义务教育阶段在校学生数量趋于平稳，不存在大幅波动的情况[2]，因此学生数量变化对生均硬件均衡指标变化的影响可以忽略不计，但区域经济因素可能会对均衡状况及通过国家基本均衡评估认定年份产生影响，因此，从省统计局网站上获取各区县2013年、2016年、2019年的GDP数据作为控制变量。 (二)研究方法 借鉴哈巍和余韧哲的研究[3]，本研究采用双向固定效应模型和事件研究模型。双向固定效应模型能够有效控制区县和年份的固定效应，提供更为准确的因果估计。事件研究模型则能够分析政策影响的动态变化，揭示政策效应的时间趋势。 1.双向固定效应 构建双向固定效应模型来估计通过义务教育基本均衡国家评估认定对区县均衡发展的平均政策影响，设当年通过或者通过评估认定的区县为实验组，没有通过为控制组，在实证估计时提供“反事实”估计。 其中，因变量为区县i在第t年的硬件均衡及质量均衡的差异系数，Zit为通过状态的二分变量，若区县i在t年通过或者已经通过评估认定，则取值为1，否则取值为0。模型中δ为截距顶，X1it代表区县i在第t年的GDP，λt为年份的固定效应，θi为区县的固定效应，εit为随机误差。这一固定效应模型比较的是通过评估认定的区县与没有通过评估认定的区县在通过评估认定前后，区县均衡发展的变化是否存在差异，ρ即估计通过评估认定对均衡发展的平均效应。 本研究采用R语言的plm包构建双向固定效应模型，对相关数据进行分析。 2.事件研究模型 因为政策可能对均衡发展有提前或滞后的影响，因此进一步应用事件研究模型(EventStudy)分析政策的影响效应如何随时间变化，这一模型通过引入一系列二分变量来估计政策前后每个时点的政策效应，估计方程如下： 其中，Dmit是一组二分变量，区县i在t-m年通过评估认定则取值为1，其余为0，m为负则表示通过评估认定之前的年份，每一个二分变量表示区县的均衡数据是通过评估认定之后的第m年，γm估计的就是通过评估认定第m年对均衡发展的影响效果。 采用R语言的plm包构建事件研究模型，对相关数据进行分析。 二、研究结果 (一)义务教育均衡发展变化情况 1.总体硬件均衡变化情况 对2013年、2016年、2019年38个区县的8项硬件均衡指标分别求均值，计算出三年各个区县总体硬件均衡状况。可以看出，2016年与2013年相比，大部分区县硬件均衡的总体差异系数均大幅度下降，而2019年与2016年相比，大部分区县硬件均衡的总体差异系数均小幅度上升。 2.八项硬件均衡指标变化情况 从描述性统计结果可以看出，2016年与2013年，八项硬件均衡指标各自的差异系数均有一定程度下降，而2019年较2016年，八项硬件均衡指标各自的差异系数变化不大。 为使表2中八项硬件均衡指标差异系数的变化趋势更清晰，绘制了差异系数变化图。总体来说，生师比、生均都高于规定学历教师数、生均中级及以上职称教师数等与教师相关的三项均衡指标差异系数变化相对较小，生均教学及辅助用房面积、生均体育运动场馆面积、生均教学仪器设备值、每百名学生拥有计算机台数、生均图书册数等五项差异系数有较明显的下降趋势。 3.总体质量均衡变化情况 整体来看，2013年、2016年、2019年大部分区县的语文学科校际差异变化不大，质量均衡状况变化不明显。 (二)平均政策效应 表3呈现了通过义务教育基本均衡国家评估认定工作对均衡发展的平均政策影响效应。其中的模型1至模型3的因变量为总体硬件均衡的差异系数。模型1只对区县进行了固定，可以看到“通过义务教育基本均衡国家评估认定”(以下简称“通过国家认定”)的时间对总体硬件均衡差异系数的总体效应为负，政策效应为-0.189，且在0.1％水平上显著，说明“通过国家评估认定”后，区县的总体硬件均衡差异系数下降了18.9％。模型2只对年份进行了固定，可以看到“通过国家认定”的时间对总体硬件均衡差异系数的总体效应为负但不显著。模型3同时对区县和年份进行了固定，“通过国家认定”的时间对总体硬件均衡差异系数的总体效应为正，政策效应为0.1059，且在1％水平上显著。这意味着对于区县来说，总体硬件均衡的差异系数逐渐降低，但并不是在“通过国家认定”的时间后下降：在“通过国家认定”的时间后，区县的总体硬件均衡差异系数反倒上升了10.59％。 模型4至模型6的因变量为质量均衡的差异系数。模型4只对区县进行了固定，可以看到“通过国家认定”的时间对质量均衡差异系数的总体效应为负但不显著。模型5只对年份进行了固定，模型6同时对区县和年份进行了固定，模型5和模型6的结果都显示“通过国家认定”的时间对质量均衡差异系数的总体效应为正但不显著。这意味着“通过国家认定”的时间对质量均衡没有影响。 (三)政策效应的动态变化 通过对义务教育基本均衡国家评估认定工作对均衡发展影响的动态变化结果分析可以看到，距“通过国家认定”的时间前6年到前3年，实验组与控制组之间的总体硬件均衡差异系数之差的比率为正，但连续四年的估计系数呈现逐渐下降的趋势，且达到显著，说明在“通过国家认定”之前6年到前3年，“通过国家认定”这一教育均衡政策已经对县域硬件均衡状况产生了影响，带来了差异系数的下降，使实验组和控制组之间的差距逐渐变小。从“通过国家认定”的时间前2年至后3年，实验组和控制组之间的总体硬件均衡差异系数之差的比率不再显著，这时，“通过国家认定”的时间对县域总体硬件均衡不再具有动态影响。 当因变量是质量均衡差异系数时，所有估计系数都不显著，说明“通过国家认定”对县域教育质量均衡没有明显的随时间变化的政策效应。 进一步分析两个方程核心二分变量组的估计系数及其95％置信区间，可以看到“通过国家认定”的前后几年时间对总体硬件均衡和质量均衡差异系数影响的变化趋势。 总体来看，“通过国家认定”前3年之前，总体硬件均衡差异系数的政策效应显著高于0，而从“通过国家认定”前2年开始，实验组与控制组的总体硬件均衡差异系数之差的比率一直在0上下波动，说明在“通过国家认定”之前，这一政策已经对县域总体硬件均衡产生了政策影响，促使硬件均衡差异系数下降，而到“通过国家认定”前2年，这一政策对硬件均衡的影响不再显著。 “通过国家认定”前6年至之后的3年，实验组与控制组的质量均衡差异系数之差的比率一直在0上下波动，说明“通过国家认定”工作对县域质量均衡没有产生显著的政策影响。 鉴于“通过国家认定”对总体硬件均衡的差异系数存在政策效应的动态变化，进一步将八项硬件均衡指标的差异系数作为因变量，考察“通过国家认定”对不同硬件均衡指标差异系数政策影响的动态变化。 从分析结果来看，“通过从国家认定”对不同硬件均衡指标差异系数的政策影响可以分为三类。第一类是对生均教学及辅助用房面积差异系数的影响，在“通过国家认定”后一年差异系数的政策效应为-0.240，在1％水平上显著，差异系数显著下降了24％。第二类是对生均体育运动场馆面积、生均教学仪器设备值、每百名学生拥有计算机台数、生均图书册数等四项差异系数的影响，在“通过国家认定”前6年至前3年，政策效应为正，到前2年，政策效应为负，且不显著。第三类是对生师比、生均高于规定学历教师数、生均中级及以上职称教师数等三项差异系数的影响，所有估计系数都不显著，说明“通过国家认定”对这三项硬件均衡指标的差异系数没有明显的随时间变化的政策效应。 为更清晰地解释“通过国家认定”前后几年时间对不同硬件均衡指标差异系数的三类政策影响的变化趋势，分别绘制每个方程核心二分变量组的估计系数及其95％置信区间。 第一类评估对生均教学及辅助用房面积差异系数的影响，“通过国家认定”前，实验组与控制组的差异系数之差的比率一直在0上下波动，通过认定后1年，政策效应显著低于0，说明“通过国家认定”后1年，生均教学及辅助用房面积差异系数显著下降，其余年份对其差异系数没有显著的影响。 第二类评估对生均体育运动场馆面积、生均教学仪器设备值、每百名学生拥有计算机台数、生均图书册数等四项差异系数的影响，“通过国家认定”前3年之前，政策效应显著高于0，而从“通过国家认定”前2年开始，实验组与控制组的差异系数之差的比率一直在0上下波动，说明在“通过国家认定”之前，这一政策已经对区县的相应硬件指标的均衡产生了政策影响，促使硬件均衡差异系数下降，而到“通过国家认定”前2年，这一政策对硬件均衡的影响不再显著。 第三类评估对生师比、生均高于规定学历教师数、生均中级及以上职称教师数等三项差异系数的影响，“通过国家认定”前6年至之后的3年，实验组与控制组的质量均衡差异系数之差的比率一直在0上下波动，说明“通过国家认定”这一政策对与教师相关的硬件均衡没有产生显著的政策影响。 三、结论与讨论 (一)督导评估认定工作有力地推动了区县硬件资源的均衡发展 在“通过国家认定”前6年至前3年，这一政策已经对区县生均体育运动场馆面积、生均教学仪器设备值、每百名学生拥有计算机台数、生均图书册数等四项硬件指标产生了政策影响，导致硬件均衡差异系数下降。在“通过国家认定”后1年，生均教学及辅助用房面积差异系数也显著下降。 在“通过国家认定”前3年，义务教育均衡督导评估政策已经对区县生均体育运动场馆面积等硬件均衡产生了影响，可能是为了通过评估认定，达到0.65和0.55的差异系数“标准线”，区县会积极主动地提前对县域内的薄弱学校加强资源建设，有针对性地补齐短板。生均体育运动场馆面积、生均教学仪器设备值、每百名学生拥有计算机台数、生均图书册数等资源相对容易改善，建设速度快，短时间内就会显现成效，因此校际间的差异系数在通过评估认定前便显著下降。尤为值得一提的是，政策的持续推进还在“通过国家认定”后1年，对生均教学及辅助用房面积差异系数产生了显著的下降影响。尽管生均教学及辅助用房面积的建设周期较长，但政策的持续发力促使这一关键指标也取得了实质性进步。这充分表明义务教育基本均衡督导评估认定工作，不仅有着明确的目标导向，还切实有效地促进了县域内教育硬件资源的均衡配置。 (二)督导评估认定结束后，区县硬件均衡有一定程度反弹 “通过国家认定”的时间后，区县的总体硬件均衡差异系数上升了10.59％。这说明资源配置均衡达到一定程度以后有所反弹，维持均衡状态面临一定挑战。 以往研究也发现类似结论，区县达到国家规定的义务教育发展基本均衡县评估认定标准后，指标有扩大趋势，且县与县之间的硬件指标和教育质量差距都较大[4]。这可能是因为督导评估认定工作有一根明确的“差异系数标准线”，这种量化指标具有一定的双刃剑效应：一方面，在政策实施初期，它为区县提供了精准的问题定位工具，使其能够迅速锁定资源配置短板，快速改善薄弱学校的硬件条件，从而有效缩小了校际间的硬件差距；但另一方面，当区县达到既定标准并通过评估认定以后，部分地方政府可能会将标准线作为资源配置的底线，产生“任务完成”的心态，对后续的标准化建设投入动力不足，资源配置的持续性和连贯性受到影响。同时，从地方实际来看，不同区县的经济发展水平和财政状况存在差异。一些经济相对落后的区县，由于财政收入及教育经费的有限性，在达到基本均衡标准后，地方政府可能更倾向于将资金投入到其他领域，硬件均衡的投入难以持续。这种现象在一定程度上就会导致资源配置均衡建设停滞不前，进而使差异系数出现波动。 (三)督导评估认定工作对教师均衡状况的影响不显著 “通过国家认定”的时间对生师比、生均高于规定学历教师数、生均中级及以上职称教师数等与教师相关的均衡指标没有产生显著的政策影响。 以往研究也有类似结论，尽管义务教育均衡政策在改善学校办学条件方面成效显著，但对教师资源配置均衡的影响效果一般，教师不易流动，师资分布不均衡现象仍然存在[5]，其最主要的原因是城乡二元结构导致城市和农村学校教师在工作环境、生活条件、职业发展机会等方面存在较大差距。在经济越不发达的地区和学校，对优秀、有经验教师的需求更为迫切，但这些地区往往地处偏远，文化娱乐设施匮乏，职业发展空间较小，对优秀教师的吸引力不足，也留不住优质教师资源[6]。作为义务教育均衡的配套政策，部分地区虽然推行了教师交流轮岗机制，但这一政策也存在一定局限性。由于缺乏有效的激励机制，城市教师参与轮岗的积极性不高。即使部分教师参与了轮岗，也只是短期的、形式上的流动，很少有城市教师愿意留在农村，并没有从根本上改善校际师资差异，城乡教师在学历、专业结构和专业素养上都存在巨大差距[7]。优秀教师不愿意留在薄弱学校是一直以来难以解决的现实问题，仅靠现有的“唯标准”式评估认定，难以从根本上化解县域内师资不均的困境。 (四)督导评估认定工作对质量均衡状况的影响不显著 当因变量是质量均衡差异系数时，所有估计系数都不显著，说明“通过义务教育基本均衡国家评估认定”对县域教育质量均衡没有明显的随时间变化的政策效应。 虽然区县在硬件均衡方面取得了一定成效，但是办学条件的均衡没能转化为教育质量的均衡，这可能是因为硬件指标的达成相对直接和容易量化，通过增加资金投入、改善物质条件等措施，能够在较短时间内看到明显的提升效果。教育质量的均衡则是一个更为复杂和长期的系统工程，非一朝一夕就能实现。因为教育质量受到多种因素的综合影响，县域内各学校即使在资源配置方面越来越均衡，但是在办学基础实力、学校管理能力、教师教学水平、生源质量、地理位置等各方面仍存在差异，而这些都会限制教育质量的均衡发展。另外，教育质量的提升需要长期的积累和持续的投入。与硬件设施的改善相比，教育质量的提升周期更长，见效更慢。因此，教育质量均衡未能与硬件均衡同步实现。这说明在追求教育质量均衡的道路上，需要更加全面和系统地推进，以及更长的时间跨度来逐步实现这一目标。 四、政策启示 (一)重塑优质均衡的价值目标 与基本均衡着力于“缩小差距”“统筹资源”不同，义务教育优质均衡发展的目标是“提高质量”“促进公平”，但这并不意味着简单将“优质均衡”等同于“减少学校间质量的差异系数”。优质均衡需超越“差异系数达标”思维，转向“多元质量共生”。优质均衡政策的目标应是通过政策制定，促进整个教育系统的质量提升，而不是追求学校之间绝对的同质化，不能用同一把尺子去量所有的学校，也不能寄希望于通过政策实现所有学校教育质量的绝对相当[8]。要充分认识差异化发展是教育发展的必然状态，不同学校、不同学生之间的差异应当被看作是教育发展的丰富资源。优质均衡理应兼顾差异化、多样化、个性化的价值追求，关注和理解不同地区、不同学校的特点和需求，尊重个别差异、鼓励创新发展，建立“基础标准+特色增值”的评价体系，让学校的“优质”变得更多元。 (二)创新优质均衡的评估形式