劳动者正式参加工作后，通过某种形式的学习或培训，可以实现受教育程度的提升，本文将此种教育定义为职后学历教育（职后教育形式多样，有脱产的也有在职的；有自主学习的，也有到学校或教育机构学习；有学历和学位导向的，也有非学历导向的普通专业技能培训。受数据信息的限制，笔者无法获知出教师通过何种方式获得最终学历。因此，本文所指的职后学历教育是指教师入职后，通过某种形式的学习，实现受教育程度的提升）。在大多数情况下，职后学历教育可获得官方认定且可作为公共事业单位工作人员加薪晋级的依据。在教师、医生和律师等专业性较强的行业（英语文献常称之为“Professionals”的职业群体），职后学历变更的情形更普遍。欧美国家的教师持续性专业发展的学位计划、香港地区的中小学教师学位教育(Post-Graduate Diploma in Education, 即“PGDE”)或国内的在职教师的研究生教育均属此类。

20世纪90年代中后期以来，随着我国各级各类教育的迅速发展，职业准入门槛的提高以及专业发展的需要，职后学历教育甚至成为公共事业部门工作人员的必然选择。如图1所示，本文所依托的甘肃基础教育调查(Gansu Survey of Children & Families，以下简称GSCF)初步统计结果显示，在成功匹配的跟踪样本中，教师职初和当前的平均受教育年限分别是12年和14年，平均变动2年。其中，近60%的有效样本当前学历高于职初学历，仅在两轮调查的间隔期间，就有19%的教师更新了最高学历记录；教师自我报告的职后学历教育概率更高，在2007年的匹配样本中，这一概率超过了70%（文中所涉调查数据均指成功匹配后的有效分析样本）。

教师职后学历教育成为普遍现象可能与我国1993年通过的《中华人民共和国教师法》（以下简称《教师法》）有关。该法对取得各学段教师资格应具备的学历进行了强制规定（1993年通过的《教师法》第10条规定：1. 取得幼儿园教师资格，应当具备幼儿师范学校毕业及其以上学历；2. 取得小学教师资格，应当具备中等师范学校毕业及其以上学历；3. 取得初级中学教师、初级职业学校文化、专业课教师资格，应当具备高等师范专科学校或者其他大学专科毕业及其以上学历；4. 取得高级中学教师资格和中等专业学校、技工学校、职业高中文化课、专业课教师资格，应当具备高等师范院校本科或者其他大学本科毕业及其以上学历；5. 取得中等专业学校、技工学校和职业高中学生实习指导教师资格应当具备的学历，由国务院教育行政部门规定；6. 取得高等学校教师资格，应当具备研究生或者大学本科毕业学历；7. 取得成人教育教师资格，应当按照成人教育的层次、类别，分别具备高等、中等学校毕业及其以上学历。不具备本法规定的教师资格学历的公民，申请获取教师资格，必须通过国家教师资格考试。国家教师资格考试制度由国务院规定），该法于1994年1月1日起实施（1995年12月12日，国务院令[第188号]《教师资格条例》再次重申了这一基本要求）。如图1所示，《教师法》生效当年(1994)及此后，新入职的教师职初受教育水平明显更高。与此同时，中国教师履历和业务考核的行政管理体系强化了受教育水平的要求，职后学历教育成为很多教师满足职称评聘要求的重要手段。因此，1993年及此前入职但学历未达到最新职业资格标准的教师面临着更大的学历提升压力。

以上是没有控制其他影响因素的直观描述。职后学历教育对教师的经济收入的影响还有待寻求更有力的证据支持。基于GSCF(2004/2007)两期追踪微观调查数据，本文拟回答如下问题：总体上，甘肃农村中小学教师职后学历教育的经济回报如何？这种职后学历教育活动的经济收益如何受国家关于教师行业资格准入政策的影响？ 

利用固定效应估计(Fixed Effect, 以下简称FE)，本文对甘肃农村教师学历后教育的经济回报进行了初步估算并发现国家有关教师行业的学历资格准入政策对此有重要影响。对于在国家有关教师资格必要的学历条件生效后及时完成学历提升的教师，增加一年的职后学历教育能带来6%的经济回报；教师自我报告的职后学历教育活动对收入的影响不显著，部分样本没有获得最终官方认可的学位可能是影响这个估计结果的原因之一。进一步分析发现，在扣除与机关/事业单位工作人员职务(技术)等级挂钩的边远艰苦地区津补贴后，净劳动收入不再受职后学历教育的影响，这两点可能共同反映了职后学历教育主要是通过影响职称评聘的资格条件间接影响隐形福利的机制。本文对今后教师培训项目的成本—收益分析具有参照意义，也回应了农村地区师资队伍建设和教师专业发展的现实问题。

本文余下部分的结构安排如下：第二部分是对普通劳动力市场中在职人力资本投资的理论回顾与文献综述；第三部分介绍数据、变量和分析方法；第四部分是结果与讨论；第五部分为结论、启示与研究局限。

就职后学历教育的动机而言，一方面，教育是一种相对位置品(Position goods)，在全民受教育水平整体提升的情况下，教师、医生、律师等专业(技术)性较强的知识密集型行业更需进行防卫性投资(Defensive investment)以保证其受教育水平的相对位置优势 [1]；另一方面，受专业团体职业准入门槛以及行政管理规定的影响，这些职业的从业人员需要进行技能更新 [2-3]，这在技能更替速度快的行业表现得更为明显 [4]。

作为人力资本投资的重要形式之一，职后学历教育满足了保持或提升个人工作技能的需要，具有预期收益的潜在可能。在劳动经济学的实证研究中，估算职后学历教育的经济回报率也是一个政策评估问题。根据文献检索记录，这个主题的相关研究更多地集中在欧美国家且主要是针对低技能群体的岗位专门技能(Specific skills)培训（职后学历教育也是终身学习的重要形式，参见Blanden, J., Buscha, F., Sturgis, P.,& Urwin, P.[2012].Measuring the earnings returns to lifelong learning in the U.K. Economics of Education Review, 4, 501—514。OECD国家的比较分析结果显示，这种职后学历教育的收益率具有国别差异，参见Cohn, E., & Addison, J. T.[1998].The economic returns to lifelong learning in OECD countries. Education Economics, 3, 253—307）[5-6]。   

基于美国社保记录(1950—1964年)的研究发现，职后短期培训或学历教育对劳动者个人的终生收入产生积极影响 [7]。华盛顿社区学院的数据显示，职后学历教育的年收益率约为10% [8]。以美国青年长期追踪调查(National Longitudinal Survey of Youth，1979—2000)为基础的分析结果表明，在调整了收入分布差异、晋升速度、培训直接成本等方面的差异后，正规培训的净收益为40%~50% [9]。斯坦伯格（A.Stenberg）等人采用经过倾向匹配得分调整的倍差分析，对瑞典中老年人的学历教育收益进行了测算，发现了显著的性别差异，女性的经济收益显著更高 [10-11]（瑞典22~55岁失业人口群体的趋势是，在低技能或边缘群体中，职后教育的收益较高且不因年龄段而异，参见Stenberg, A., & Westerlund, O.[2008].Does comprehensive education work for the long-term unemployed? Labour, 1, 54—67），这与来自美国家庭收入动态调查(Panel Study of Income Dynamics，1983—1992)的数据结果基本一致 [12]。

然而，有关职后学历教育收益的研究并没有得到一致结论 [13-14]。美国和加拿大通过立法的形式为参战老兵争取了更多的职后学历教育机会，但最终传导到劳动力市场上的效果不明显 [15-16]。来自中国成人高等教育的证据也得到了类似的结论 [17]；瑞典政府行政管理数据(Population Register Data by Statistics Sweden)显示，职后学历教育项目并没有通过增加教育机会显著地改善全体劳动者的收入，但低收入群体从中获益的效果明显。

估计职后教育的经济回报时，由劳动者个人、用人单位以及地方政府劳动和社会保障政策等引起的自选择问题(self-selection)是研究者无法回避的技术难题。接受职后学历教育的个体可能更积极上进、更乐于接受新事物，而这些品质同时也影响工作表现，忽视这种正向选择(positive selection)可能导致高估职后学历教育的回报率；同时，职后学历教育可能是部分职业发展遇到困境的人做出的被迫选择或补救措施，这些不可观测的劳动者个体特征对工作机会和工资都具有负面影响，不考虑这种可能性将低估职后学历教育的经济收益。

基于大型社会调查数据的反事实推断发现，矫正由遗漏变量造成的内生性偏误对职后教育或培训效果的精确评估至关重要 [18]。从已有文献来看，解决职后学历教育自选择偏误较为有效的方法之一是采集多期追踪数据，通过固定效应(FE估计)法消除不随时间而变的不可观测特征 [19]。在具有职后学历教育经历的样本中，即使学习前后的劳动力市场条件已经变化，但项目参与者的个人能力、性情等改变的可能性较小 [20-21]。但FE估计无法消除随时间而变的不可观测特征，不能完全消除估计偏误，还需结合其他因果推断技术共同使用 [22]。

综上，尽管检验普通劳动力市场上职后学历教育的收入效应的研究很多，但学术界并没有就此达成共识。同时，国内职后学历教育的实践很丰富，但对其经济回报的研究不多。具体到教师劳动力市场，已有文献中并没有太多基于数据(Evidence-based)的教师职后学历教育或在职培训经济效果的评估研究，中小学教师职后学历教育的成本—收益分析的文献也亟待补充。

本文所涉数据均来自“甘肃基础教育调查”项目(简称GSCF)。GSCF是由美国斯宾塞基金会、世界银行和美国国家卫生部联合资助（2007年的调查同时也是世界银行关于教育费用减免对农村家庭福利影响研究项目的一部分。调查的赞助机构为英国国际发展部[Department for International Development]和经济与社会研究基金会[Economic & Social Research Council]。在中国西北师范大学和美国宾夕法尼亚大学、密歇根大学、明尼苏达大学和俄亥俄州立大学等机构的研究人员合作下，调查设计最终完成并委托甘肃统计局协助完成）的大规模追踪调查，先后于2000年、2004年、2007年和2009年进行了四轮调研（2000年6月，GSCF在甘肃省20个县[市/区] 进行了第一轮基线调查。调查设计遵循分层次、多阶段、整群概率比例抽样原则，抽样对象为2000名9~13岁的儿童，覆盖了42个乡、100个自然村、148所学校和1070名教师。2004年，2007年、2009年先后三次跟踪和重新抽调。其中，2004年的调查除了回访第一轮抽样孩子[他们已是13~17岁的青少年]以及他们的父母、所在学校校长[若他们已不再上学，则以最后毕业的学校校长为采访对象]、班主任和所在村村长外，还收集了第一轮样本儿童1997年9月1号之前出生的弟弟妹妹的资料，涉及71个乡、162个村、232所学校和2672名教师。2007年的调查中，除前两轮调查所涉样本学生[年龄最大的已为16~19岁]及其最大学龄兄弟姐妹外，新增1400名 9~15 岁的随机样本。这些孩子的资料与58个乡、150个村、196所学校和2382名教师的资料对应），旨在全面了解影响中国西北农村地区青少年教育经历、学业成就和身心发展的家庭和社区环境、教师和学校因素。除了儿童各方面的基本信息外，调查还收集了样本儿童的父母、所在村村长、所在学校校长、班主任和各科任教师等方面的信息。

本文所用变量均来自教师问卷。参与2007年第三轮调查的2378个样本中，报告自己曾参加过2000年和2004年调查的教师分别为592人次和1033人次。然而，由于2000年和此后数据的教师代码编码规则不同，无法匹配。本研究仅使用2004年和2007年的两期数据，最终成功匹配了982名教师（由于少数教师在两个年度上报告的出生年份和性别等基本信息上不一致以及在部分变量上的缺失，具体分析中的样本还将进一步删失[详见文中各处表格]）。

本研究的核心问题是职后学历教育是否为教师带来了明显的经济收益。被解释变量是教师月收入（包括基本工资和津补贴等。与收入相关的数据都经过了以2007年不变价格为基础的价格调整和自然对数处理）。考虑到甘肃地区的地理特性以及样本县区的边远等级，笔者还进一步对照教师的职务等级，扣除对应职称（根据中国教师人事管理的相关文件，本文将职称做如下合并：无职称和见习期为第一类；小教二级/中教三级是初级职称、小教一级/中教二级是中级职称、小教高级/中教一级为副高级、中教高级和特级为高级。各个职务等级应该享受的边远艰苦地区津补贴标准参见《关于印发〈完善艰苦边远地区津贴制度实施方案〉的通知》[国人部发〔2006〕61号]和《关于实施艰苦边远地区津贴的方案》[国发办〔2001〕14号]）所应享受的边远艰苦地区津补贴，余下净劳动所得，改变收入的度量方式进行稳健性检验。

核心解释变量是教师职后学历教育，文章采用两种方法进行测量：第一，教师自述入职以来参加过职后学历教育(POSTDGR)（在关于“您任职以来是否参加过在职提高学历的学习？”[2004年和2007年的调查中，问题代码分别为D8和D15]的回答中，如果教师选择“是”选项，则POSTDGR记为1，选择“否”选项则记为0）；第二，根据教师关于职初学历和当前学历的回答，将其编码为受教育年限，并获得职初和当前受教育年限的差值(EDUCHG)（职初和当前受教育年限的差值[EDUCHG]=最终受教育年限[EDUCR]-职初受教育年限[EDUBG]。需要特殊说明的是，80年代的中等专业教育和普通高中比较特殊，前者的录取分数更高。在有效分析样本中，部分教师的学历变更记录是从高中到中专的逆向转换，笔者将其统一编码成为期1年的学历教育活动）。此外，本文还将两轮调查期间有学历提升记录的教师做了限定敏感度分析。主要变量的界定、测量和分布详见表1。

根据以往的研究惯例，教师职后学历教育的收入方程表达式如下，

LNYit=β0+β1Tit+γX+λt+εit     （1）

其中，下标i和t表示第i个教师在第t年的观察值。这实际上是一个基于混合面板数据的普通线性回归，将每个教师在两个年份的观测值当做两个独立样本，同样适用最小二乘估计(Ordinary Least Square，OLS)。LNY为被解释变量教师月收入的对数。在基准分析中，LNY为总收入的对数；而在稳健性检验中，LNY表示扣除与职称对应的边远艰苦地区津补贴后的净劳动收入对数。X为一组控制变量，包括教师出生地、婚姻状况、资格证持证等级、最高学位的授予时间等。λt为时间固定效应。εit为随机误差项。

笔者用教师自我报告是否参加过职后学历教育(POSTDGR)以及他们职初和当前受教育年限的差值(EDUCHG)两种度量方式，分别检验教师职后学历教育的经济收益。理论上，职后学历教育是一项可提高未来劳动生产率且反映到工资水平中的技能培训，预期可以提高个人收入，即核心解释变量的估计系数β1>0。

然而，如前所述，与任何职后培训项目一样，参加职后学历教育也是一种自选择活动。一方面，那些职初受教育水平达不到国家新规定学历资格要求的教师更需要参加学历教育活动，不考虑这一影响将低估学历后教育经济回报；另一方面，工作热情更高、自我要求更严格、积极进取的教师更倾向选择职后学历教育，而这种积极的个性品质同时能带来更好的工作场所表现，不考虑这一影响将高估职后学历教育的经济收益。还有一种可能，收入水平高、经济条件好的教师更有能力进行职后学历教育的投资。综上，混合OLS估计难以避免偏误，所得结果可能不是最优无偏一致估计。

根据GSCF项目设计上的优势，本文利用基于两期面板数据的FE估计（在固定效应和随机效应之间的选择上，笔者也做了模型设定检验，Hausman检验结果也支持FE估计，），识别学历后教育对教师收入的影响。在（1）的基础上，模型2加入了教师固定效应ui。模型2中各变量和参数的含义同模型1。

Yit=α0+α1Tit+τX+λt+ui+σit   （2）

FE估计的主要思路是根据对复合误差项ui和σit的特定假设做分解处理。通过允许个体效应ui与随机误差项σit相关，FE估计消除了个人能力、人格个性、职业精神等不随时间变化的不可观测特征。同时，λt进一步控制随时间变化的个体间共同趋势。

尽管双向固定效应能缓解部分遗漏变量引起的内生性问题，但仍无法消除双向因果的可能性，即职初学历起点高、经济条件更好的教师更有可能参加职后学历教育。下文进一步用工具变量法(FE-IV)进行了估计。同截面数据的分析思路类似，FE-IV估计的关键也是寻找一个与核心解释变量相关但不直接影响结果变量的外生变量Z作为工具，利用两阶段估计获得局部平均处理效应。 

表2报告了教师学历提升对教师当前收入的影响。表中混合OLS回归是基准结果，FE估计栏对应的是组内估计量。通过比较分析，本研究初步发现如下：

第一，混合OLS估计低估了职后学历教育的经济收益，混合OLS估计系数只有FE估计系数的一半。ρ统计量也显示，不可观测的个体特征是教师收入差异的重要来源。国家在教师职业准入资格要求上的规定以及教育行政部门对教师的日常业务考核工作中，学历是考察教师质量的重要标准，也是加薪晋级的基本条件。

第二，无论是教师自己报告的职后学历教育经历还是根据职初和最终学历计算的受教育年限提升，都对月收入没有显著影响。教师自我报告的职后学历教育对收入甚至产生负面影响。将样本进一步限定为两轮调查间隔期间发生学历变更的样本，职后学历教育的经济收益扩大了一倍，职后学历教育的年均回报率从1.3%提升到2.6%，但仍不显著。如前所述，尽管很多教师参加了职后学历教育，但这种活动更多的是满足教育行政部门的执业资格最低要求，没起到显著提高收入的作用。这也间接体现了教育的相对位置品功能。

第三，自我报告具有职后学历教育经历(POSTDGR)可能不是一个有效可靠的度量指标。自我报告和客观测算的两种职后学历教育的交叉列表结果显示，仅55.7%的样本在两种度量方式上具有一致性（，自我报告参加过职后学历教育但职初与当前受教育年限无差异的样本约占18.3%。另有36名教师的学历有提升记录，但他们自己称没有参加过学历提升与培训活动），这种偏差并不一定是谎报或误报，可能很多教师的确正在参加职后学历教育，但尚未获得最终学位。这也可能是“羊皮纸效应”在教师劳动力市场上的体现[23]，最终获得官方认可且可作为职业资格审核条件的职后学历教育对教师收入的影响更大。下文将以较为客观的职初和当前受教育年限的差值(EDUCHG)为准报告结果。

1994年1月1日起生效的《教师法》规定了各级各类学校教师资格应具备的学历标准，这一政策对教师产生了重大影响。考虑到教师培养周期和教师学历资格政策最后一次变迁时间，表3的结果将样本限定在1996年及以前（教师行业资格准入经历了1993—1995的反复强化过程，同时，研究者也将分析样本放宽到最高学历获得年份为1997年做了安慰剂检验[但限于篇幅，没有报告详细结果，如有需要，欢迎索取]，结果不稳健，部分估计系数不再显著。因此，以1996年为分界点）入职的教师群体内做进一步分析。结果发现：

第一，在控制了职初和当前受教育水平后，早期入职的教师能从职后学历教育中获得年均回报率是6.1%。虽然自我报告的职后学历教育仍然不显著，但符号变为正，影响性质发生质的变化。

第二，如果将这批早期入职的教师的学历提升时间进一步限定到2004—2007年间（部分教师发生了学历的二次提升且最近的一次发生在这3年的调查间隔期），职后学历教育的回报率为7.8%，较之6.1%，提高了27.9%。这可能与两轮调查相隔3年的间隙更短报告误差更小有关，也可能与近期职后学历教育质量监控有关。近3年内有学历提升记录的教师都享受到这种投资的收益。按职初和当前平均受教育水平分别为12年与14年计算，可折算为 12%~14%（年均教育年限变更回报率约为6%，因此，从12年到14年，回报率介于12%~14%之间）的经济回报，相当于月工资的0.4~0.5个标准差水平，折合2007年的不变价格约147~171元，相当于中级或副高级职称的教师2007年能享受的边远二类地区津补贴（先将收入经过CPI指数计算，得全样本均值为1222.29元[标准差372.30元]；再根据12%~14%的经济回报，可算出折合2007年不变价格下的收入回报区间为：1222.29×12%≈147元和1222.29×14%≈171元；对照国家边远地区津补贴的标准，最高相当于县处级[副高]二类地区津补贴标准[170元/月]。这个值域转换成标准差即为：147/372.3=0.395≈0.4和171/372.3=0.459≈0.5）。若一位1996年及以前中等师范/高中毕业的教师在近3年内获得了本科学历，其月收入将提高38.9%，折合475元，年收益近6000元（从中专到本科，受教育年限增加5年，按每年7.8%的回报率计算，则收入增加5年×7.8%×1222≈476元[末尾就近取整475元]，增幅为475/1222×100%=38.9%。年收益12个月×475元=5700元[末尾就近取整约6000元]）。

国家在教师行业资格准入方面的政策对职后学历教育的重要影响有待进一步分析。在全样本中，职后学历教育虽然产生正向影响，但既无经济意义也无统计意义；而将样本限定在1996年及以前入职，效应量大幅提高。这可能是因为，早期入职的教师通常是20世纪80年代的中等师范专业毕业生，一方面，当时的师范生源更好，整体素质更高，他们能在政策执行后首先获得制度红利；另一方面，当学历成为教师职业准入资格和职业生涯发展的必备条件后，与此相伴随的经济利益也消失，因此，早期入职且在国家政策生效后及时完成学历教育的教师，其职后学历教育回报更高（在所有估计中，笔者都控制了教师的年龄、工作经验、最高学历获得年份等与时间趋势有关的变量，因此，不太可能是因为各年份职前教育质量本身引起的差异）。

根据表3的统计结果，可做进一步推算。假设一名教师1970年出生，18岁中等师范毕业，60岁退休(或者按照当前的趋势将退休年龄延长至70岁)，2004—2007年间获得学士学位，按照3.5%的利率水平且保持物价水平不变计算，从2008年开始到退休，职后学历教育的经济收益净现值近60000元（计算过程为：。经过CIP调整即为：元）。再根据甘肃省30年来的平均物价变动记录，考虑年均1.56%的通胀率（参见国家统计局提供的各省各年通胀率），则这笔收益的净现金流约为85000元(按延至70岁退休计算，净现值超过10万元)，相当于按2007年的月均收入标准工作5.6年所得。

为了进一步证明职业学历后教育与收入之间的关系，作者进一步利用工具变量进行了分析。根据甘肃农村地区的现实，职后学历教育一般由当地师范大学、师范高等专科学校、教师进修学院等机构承担，且就近攻读学位的可能性更大。因此，笔者用教师所在县(区)的中心城区到西北师范大学的直线距离作为学历提升的工具变量（本研究提取的是县[区]政府所在地的经纬度信息）。逻辑上，一个行政区域内，县(区)中心到该省重点师范大学的距离是教师是否接受职后学历教育的重要因素，但在控制了当地社区的社会经济属性后（文中所有模型都加入了抽样县[区]的边远等级和贫困程度），与位于省会城市的师范大学地理距离就不再直接影响教师的收入水平（笔者也检验了是否有师范院校和教师进修机构做工具变量的可能性。卡方检验表明，当地就近是否有师范类学校及其质量与在职教师学历提升相关，，但由于大多数县[区]辖区都有独立的教师进修学院，这类机构的存在与学历提升关系不大，。鉴于此，本文用各地县[区]政府离西北师范大学的距离作为教师学历教育的工具变量）。

FE-IV估计结果基本证实了前述结果的稳健性，尽管没有通过显著性检验，但仍然维持了年均回报率6%的结论（在FE和FE-IV之间进行模型选择的Hausman检验结果为。笔者省略了FE-IV的具体结果，如有需要，欢迎索取）。这可能跟IV估计本身标准误更大有关，也可能存在弱工具变量问题。

参照边远艰苦津补贴政策，根据教师的报告的职称等级和他们所在学校所属县(区)的边远艰苦等级，扣除教师月收入中其相应职务级别应享受的地区津贴，即净劳动收入。用净劳动收入的对数(LNCPD)作为结果变量，做了进一步敏感度分析。同样，笔者将样本限定在国家教师资格准入政策正式生效前入职的教师群体中。职后学历教育对净劳动所得的影响尚未显著性检验。

即使在早期完成学历提升的样本中，净劳动所得也不再受职后学历提升活动的显著影响，这可能反映了国家教师行业资格准入学历条件的刚性。在该政策生效并全面推行后，学历不仅是教师聘用的硬性条件，也是职称评聘的必备要素。同时，其他福利津补贴又直接与职称挂钩，职后学历教育给教师带来的经济回报可能通过晋升的渠道产生间接影响。对这个潜在机制的充分论证已经超出本研究的范围，但下文的两点补充发现可能为理解这个现象提供更多的线索。

第一，公办教师从职后学历教育中获得的经济收益更低。表3和表4的结果表明，公办教师（每组回归中的右组）学历提升后的回报率比全体教师平均低1~2个百分点。这可能跟公办教师总体上学历达标程度较高、同质性更强有关，但公办教师的职后学历教育收益被职称吸收的可能性更大。

第二，职称对教师工资的产生最重要的影响。如前所述，我国教师的职称与受教育水平、教学经验、个人能力、业务绩效和教育行政管理部门常规性考核等一系列要素相关，并且主管部门据此定编定岗、定薪定级 [24]，且将其与其他福利资格直接挂钩；同时，职称又是主要面向公共财政供养的公办教师所评定的专业(技术)等级。综上，公办教师的职后学历教育收入效应可能部分被职称的作用抵消了。

利用GSCF(2004/2007)两期追踪数据，基于固定效应的估计，笔者检验了甘肃农村教师职后学历教育的收入效应。结果显示，国家大力推行教师质量达标工作的过程中，农村教师没有因这项在职技能提升或培训而获得普惠性的经济收益。作为人力资本积累的手段，职后学历教育的经济回报受度量方式的影响较大，很多正在接受在职教育但尚未获得学位的教师仍然无法预计此收益。职后学历教育只对在国家有关教师学历规定颁布后及时更新学历记录的教师产生显著的影响。

第一，1990年代末完成学历教育的农村教师享受了可观的经济收益，其年均教育年限变更的回报率约6%。如果从职初的高中或中等师范学历提升到大专或本科，按1970年代初出生正常毕业和工作、60岁退休计算，终生可获得6~8万元的净现值收益。

第二，在扣除与职务(技术)等级直接挂钩的边远艰苦地区津补贴后，职后学历教育对教师净劳动收入的影响为正但不显著。在以学校为代表的机关/事业单位，其工作人员的薪酬一方面，学历是其工作职称评聘的必要非充分条件；另一方面，一旦获得相应的职称，包括劳动收入在内的所有福利都是基于它计算而来（两轮调查期间，国家对边远艰苦地区津补贴制度的调整也对农村教师的经济生活产生了重要影响，而地区津补贴的额度的决定因素之一是职称等级）。

本文对在职教育硕/博士项目的成本—收益评估有一定参考意义。在某种程度上，新的教师职后学历提升以及免费师范生在职攻读硕士等均与此类似。无论是教师个人还是师资/人事管理部门，都可参照本研究的思路做成本—收益分析。第一，注重学历教育的效果评估。当前，中小学教师职后学历教育仍然在不断升级，而关于此项活动的评估工作还没有引起足够的重视，包括对宏观上的项目成本收益分析和微观上对教师的发展、对学生的成长等的影响。第二，作为一种专业发展活动，职后学历教育应充分调动教师的内在动力，通过提供足够的经济激励来充分调动教师积极主动地完成持续性专业发展，而不是作为职业发展的刚性要求，过分强化外部动机。同时，本文将样本限定在甘肃农村教师这个特殊的农村公共事业工作人员群体上，今后的研究可以进一步分析其他地区或行业的普通劳动力市场的情况。

尽管本文利用GSCF数据结构的追踪优势，采用自我报告和客观测算两种度量方式，对教师职后学历教育的收入效应进行了估计，但还存在如下局限：

第一，GSCF是以学生为中心展开的抽样，教师是影响学生发展的重要追访对象，但他们毕竟不是核心样本，可能存在较大的抽样误差。若需更准确地了解教师劳动力市场的运作机制，应加强这方面的专题数据采集工作（本文的分析过程也说明，在社会科学研究中截面数据的报告误差较大，即使是出生年份、性别这样的基本信息也不例外。在条件允许的情况下，应注重追踪/面板数据的建设）。第二，国家关于教师行业准入的学历资格限定对教师群体产生了重要影响，就这个政策的全面影响而言，还有待进一步深入研究。本文将收益限定在狭隘的月收入上，教师职后学历教育可能还对专业自信、身份认同、学生关爱、教学效能等产生长期影响，这也是笔者后续关注的研究内容。第三，本文发现学历作为职称评聘条件和工具的价值，但由于缺乏访谈资料并没有详尽地讨论其中的机制。

（责任编辑    范皑皑）