学术月刊

教育促进经济发展已经成为社会各界的基本共识。^①然而，作为教育体系的重要组成部分，师范教育对经济发展的作用却很少受到经济学研究者的直接关注。^②考察这一问题具有重要的现实政策含义：如果当前的师范教育不能对经济发展产生明显的推动作用，那么将这部分资源配置到对经济发展具有更大贡献的其他教育或者对现行的师范教育进行优化便是有必要的。从学术上讲，在教育与经济关系的讨论中聚焦师范教育的作用，体现了近年来经济学研究者对教育类型和教育内容的关注^③，是教育与经济发展关系研究的深化方向。此外，对更早时期师范教育的经济促进作用进行回溯，也有助于总结欠发达国家逐步摆脱贫困、走向发达的教育发展经验，并从人力资本积累的具体路径的角度丰富当前的发展经济学理论。

然而，实证识别师范教育与经济发展之间的因果关系面临一个巨大的挑战，即师范教育发展本身是非随机的。近年来，一批经济史学家开始将目光投向历史上的教育冲击，试图通过构建历史自然实验的方法来分析教育对经济发展的作用。^④在此启发下，本研究借助清末中国教育近代化的独特历史背景，对师范教育同经济发展之间的关系进行实证分析。具体而言，中国的师范教育直到19世纪末才出现，并在各地呈现出较大的发展差异，这使得我们可以基于师范教育在时间和地区两个层面上的差异构建实证识别策略。此外，与先发工业化国家主动探寻教育变革相比，中国兴办师范教育更多是无奈之举，具有较强的外生驱动性。

为此，我们手动收集了1909年内地十八省261个府的师范学堂在校生人数，以此来刻画师范教育发展情况，并使用1776—1953年间6个年份上的府级人口数据衡量当地的经济发展。标准的双重差分（DID）估计结果显示，与师范教育诞生之前相比，师范教育发展更加迅速地区的人口数量相比于师范教育发展相对滞后地区，在引进师范教育之后具有更大的上升幅度；也就是说，师范教育促进了人口增长和经济发展。动态DID验证了平行趋势假定的成立，并同各种稳健性分析一道强化了上述结果的可靠性。此外，师范教育的经济促进作用在初始经济状况更差地区和内陆地区更加突出，似乎说明师范教育有促进经济收敛的潜力。最后，通过分析小学堂、中学堂和实业学堂这三种师范教育直接面向的教育形式对经济发展的影响，我们认为，清末师范教育促进近代人口增长和经济发展的作用机制是为新式小学提供师资和培养人才。

据我们所知，本文是第一篇分析师范教育与经济发展之间关系的经济学实证研究。通过聚焦近代中国的教育发展并以此构建实证识别策略，本文丰富了教育与经济发展之间关系的经典研究的视野和方法；更为重要的是，关注师范教育的影响体现了教育与经济发展关系研究的前沿方向，即考察不同教育的经济贡献差异。^⑤此外，本研究也补充了中国近代教育和经济的量化历史研究^⑥，并且可以同微观教育经济学中关于教师职前教育的研究对话。最后，本研究的结果表明，后发国家教育近代化初始阶段的师范教育促进了经济发展，并且主要通过面向小学的基础性师范教育来实现，这可能对落后国家和地区的经济和教育发展具有一定的政策参考价值。

后文的结构安排如下：第二部分梳理清末师范教育起源和发展的历史背景，并对相关制度和成效进行简要阐述；第三部分介绍样本和数据，在此基础上引出实证策略；第四部分详细呈现分析过程和结果，重点放在效应识别、异质性分析和机制探讨三个方面；第五部分总结全文并展望未来的研究方向。

对于教育教学实践而言，教师是必不可少的行为主体。正如唐代韩愈在其名篇《师说》中所云“道之所存，师之所存也”，有教育教学活动的地方必然有教师的身影。在漫长的传统社会，教师却并未成为一种专门的职业：无论是享受国家俸禄的官学教官，还是私塾与书院中的教书先生，他们成为教师都只需要具备一定的文化知识。^⑦然而，科学革命和工业革命以后，知识和技术的更新速度加快，如何更加高效地培养更多高素质人才成为各国的头等大事。因此，各国陆续设立了大量师范教育机构，以培养在教学知识、教学技能和教学方法等方面均有突出胜任能力的专业教师人才。以法国为例，1681年，“基督教兄弟会”神父拉萨尔兰斯创立了世界上第一所师资培训学校，成为人类师范教育的滥觞；1794年，巴黎师范学校正式成立，这是世界上第一所正式的高等师范学校；1833年，《基佐法案》颁布，明确规定各省均应设立师范学校，所有教师都必须接受师范教育训练。^⑧

如果说西欧国家的师范教育是各国积极主动地进行文化教育变革的产物，中国最初发展师范教育则是被动挨打之后的无奈之举。两次鸦片战争让清政府见识了西方器物的先进，许多官员因此发起了意在自强的“洋务运动”，包括外语学堂、军事学堂和技术学堂在内的一批新式学堂得以兴办。这些洋务学堂培养的学生后来有不少从事与新式教育相关的工作，和归国留学生一起成为中国师范教育萌芽的推动力量。^⑨可以说，中国的师范教育滥觞于洋务学堂和洋务留学教育，只不过这时期的师范教育相当零散。然而，甲午中日战争粉碎了这种“中学为体，西学为用”的技术改革美梦，不少有识之士意识到制度、组织和文化才是落后的根源，提出了“教育救国”的主张。然而，新式教师的匮乏制约了中国教育的近代化，兴办师范教育因而成为了当时许多思想家和政治家的一大诉求。比如，1897年，盛宣怀在其创办的南洋公学内设立师范院，这是中国有记载的第一所师范学校；1902年，张謇创办通州师范学校，发出了中国私立师范教育的先声；1902年，京师大学堂成立师范馆，中国高等师范教育由此诞生；1904年，清政府颁布《奏定学堂章程》（即“癸卯学制”）并将师范教育作为独立的学制系统，标志着中国师范教育制度初步建立；1906年，北洋女子师范学堂在天津成立，中国的女性教育和女子师范教育迈出了跨时代的一步。

“癸卯学制”是中国历史上第一个以教育法令颁布并在全国施行的学制，对各级各类师范教育的办学宗旨与规模、入学资格、课程与教学、学生管理和师范生优待政策等内容做出了详细的规定。因此，我们根据它来阐述清末的师范教育体系。具体而言，《奏定学堂章程》将全国师资培养机构划分为初级师范学堂、优级师范学堂和实业教员讲习所三种。其中，初级师范学堂承担着培养小学教员、推进教育普及的重任，相当于普通中学程度，每州、县必设一所；优级师范学堂为初级师范学堂、普通中学堂培养教员和管理员，相当于高等学堂程度，需在京师及各省城各设一所；实业教员讲习所为各级实业学堂培养教师，各省创办一所。此外，绝大部分师范生都由公费支持，在校期间完全由政府负担费用；同时，毕业以后也必须为当地的教育事业效力一定的年限。总的来说，中国的正式师范教育制度始于癸卯学制的颁布，反映了清政府对师范教育基础性作用的认知，形成了纵有阶段、横有类别、独立设置的师范教育体系，强调师范生的专业能力、道德教育、人格训练和教育实习。然而，这时的师范教育制度仍然提倡“中体西用”，新旧交融的色彩较浓；课程内容庞杂，课时安排过重，不利于学生自主发展；同时，癸卯学制是在学习和借鉴日本经验的基础上形成的，对中国的本土现实考虑得并不充分。^⑩

在新教育制度的推动下，师范教育得到了较大程度的发展。据统计，1909年全国共有426所师范学堂，29050名师范生。其中，初级师范学堂204所，在校生15636人，占全国师范生总人数比重为53.82%；优级师范学堂31所，在校生5428人，占全国师范生总人数比重为18.69%；其他师范学堂共计191所，在校生7986人，占全国师范生总人数比重为27.49%。^⑪由此可见，旨在培养小学教师、推进教育普及的初级师范教育在当时得到了优先发展。与此同时，师范教育的发展也有明显的地域差异。以《宣统元年分第三次教育统计图表》^⑫对1909年内地十八省各府的各级各类师范生数量统计来看，河南及其周边一带、四川东部今重庆一带、广西桂林、浙江金华和温州、云南昆明等地拥有较多的师范生，其余地方的师范生人数相对较少。如果以每十万人中的师范生数量（师范生密度）来看，情况大体类似；只不过在甘肃和陕西一带，由于人口数量相对较少，师范生的密度反而会比较突出。

综上，中国的师范教育发轫于清末的近代化浪潮。与先发工业化国家不同，中国发展师范教育是不得已而为之，外生性色彩较浓。与此同时，师范教育不仅在短时间内迅速发展，而且在地区之间呈现出较大的差异。因此，这些条件为我们实证识别师范教育的经济影响创造了一个良好的历史自然实验。清政府和有识之士对师范教育重要性和紧迫性的认知预示了其对经济社会发展的巨大潜力，但清末师范教育在内容和宗旨上的封建残留、对西式教育制度的照搬以及相关配套措施的不完善，也可能削弱这种潜力。因此，我们对此时师范教育对经济发展的影响持开放态度，量化实证研究因而格外有必要；另一方面，这也正好体现了后发国家在追赶和引进阶段所面临的权衡与挑战，本研究因而具有一定的可推广性。最后，清末师范教育一方面对在校生进行补贴（比如免除学费），另一方面也规定毕业生必须在当地从事一定年限的教育工作；据此可以推测，清末师范教育影响经济发展的主要路径便是促进当地中小学教育以及实业教育的发展。

为了分析清末师范教育对经济发展的影响，我们首先将样本限定在内地十八省。^⑬这是因为，内地十八省是中国的主体部分，在地理、文化、制度以及民族结构等方面具有较高程度的相似性（相对于边远地区），并且统计制度相对一致、统计数据比较丰富。进一步，我们选择府^⑭作为基本的分析单位：一来，目前可得的近代社会经济发展数据最低只能延伸到府级层面；二来，清代县级区划经常发生变动，但主要发生在同一个府内部。

1. 被解释变量。本研究的被解释变量是各府的经济发展情况。由于近代社会缺少人均GDP等指标，许多研究转而采用人口密度作为地区经济发展水平的代理变量。这是因为，近代社会的人口密度与经济发展水平高度相关。^⑮因此，我们收集了1776年、1820年、1851年、1880年、1910年和1953年六个年份上的府级人口数据。^⑯中国的新式教育兴起于第二次鸦片战争（1856—1860年）以后，上述六个年份恰好平均地位于新式教育正式兴起前后，使得我们可以从时间上考察师范教育对经济发展的影响。

2. 解释变量。本研究的核心解释变量是清末各府的师范教育发展情况。清政府在倒台前的最后几年对全国的新式教育情况进行了摸底，我们因此基于《宣统元年分第三次教育统计图表》收集了1909年内地十八省各府的师范学堂在校生人数。事实上，1907—1909年间，学部根据地方上报的数据提供了三次教育统计图表。然而，前两次教育统计的实施存在诸多问题，在基本的条目界定、统计口径、前后对比等方面均有较大的出入，因此清政府在实施第三次教育统计图表之前编制了较为详细的填报凡例。^⑰有鉴于此，本研究认为第三次统计的数据质量更高；同时，由于教育发展具有一定的延续性和累积性，不同地区1909年的师范生人数差异应该也能在一定程度上捕捉它们早期的师范教育发展情况。最后，《奏定学堂章程》明确规定，毕业生必须在一定年限内服务当地的教育事业，这也使得师范学堂在校生人数与毕业生人数基本保持一致。

需要指出，正式分析并不直接使用人口密度作为被解释变量，而是在回归方程左侧放入人口数量的同时控制各府的面积，这一方面有助于对地理面积与经济发展、人口数量之间的关系进行更加灵活的处理，另一方面也便于实现教育变量与经济变量的可比性。具体而言，基于地理面积的人口密度与师范生密度是可比的，但师范生密度对师范教育发展情况的刻画却不如师范生占人口的比重；如果使用师范生占比来表示师范教育在各地的发展情况，具体选择哪一个年份的人口数量作为分母也会让人存在疑惑，特别是考虑到人口数量本身也是被解释变量（或其中的一部分）。因此，本研究的回归模型一律使用人口数量、地理面积、师范生数量以及相关变量的水平值（绝对数量）。^⑱

3. 控制变量。本研究还控制了其他可能同时影响师范教育和地方经济发展的因素：初始经济状况主要涉及1776年时的城市化率，教育文化特征包括各府历史上存在过的书院数以及清代的进士数，西方和近代化影响使用基督教信徒数量、通商口岸分布等刻画，政治地位包括是否为省城以及基于冲（交通频繁）、繁（行政业务繁杂）、疲（税粮滞纳过多）、难（犯罪事件频发）构造的地理重要性指标（四字均有为最要，三字为要，两字为中，一字或无字为简），其他地理特征涵盖靠海、沿江（长江）、大运河流经以及经纬度等方面的情况。

剔除关键变量存在缺失的观测以后，本研究获得了内地十八省261个府在6个年份上共计1566个观测的样本。主要变量的数据来源和描述性统计如表1所示。需要指出，为了减小异常取值的影响，我们对所有连续变量均进行了对数化处理。

对于内地十八省的各府而言，我们可以收集新式教育引进前后多个年份上的经济发展指标，并获得各府在1909年（师范教育兴起以后）的师范学生数。因此，我们可以使用双重差分（DID）的方法来实证估计师范教育对经济发展的影响。具体而言，师范教育兴办有时间先后差异，同时各府的师范教育发展情况也有差异；于是，其他条件相同，不同师范教育发展情况的府在师范教育兴办之后和师范教育兴办之前的相对经济表现差异，即可视为师范教育发展所造成的影响。具体的回归模型设定如下：

其中，i、p、t分别表示府、省和年份，$ {Y}_{ipt} $即代表p省i府在t年时的经济发展情况，$ {Normal}_{i} $是i府在1909年时的师范教育兴办情况。$ {Post}_{t} $是一个虚拟变量，如果时间位于新式教育兴办以后即取值为1，否则取值为0。在控制变量上，$ {Z}_{it}^{j} $表示既随时间变化又在各府之间存在差异的因素，比如是否修建铁路、是否为通商口岸以及基督教受餐信徒数；$ {Z}_{i}^{j} $表示不随时间变化的府与府之间的可观测差异，比如1776年城市化率、清代进士数、历史书院数、面积、政治地位（最要、要、中、简）、大运河是否流经、是否靠海、是否沿江以及经纬度；$ {I}_{t}^{l} $是一个年份上的示性变量，当且仅当$ t=l $时取值为1。此外，$ {\alpha }_{i} $、$ \;{\rho }_{t} $、$ {\delta }_{pt} $是一系列的固定效应，分别表示府级固定效应、年份固定效应以及省和年份的二维固定效应，$ {\varepsilon }_{ipt} $是误差项。考虑到同一个府在不同年份上的误差序列相关问题，正式回归估计时将标准误集群于府级层面。

由此可见，$\; \beta $是我们主要关心的回归系数，它表示相比于师范教育兴办之前，师范教育发展更加迅速地区与师范教育发展相对滞后地区在经济发展状况上的差异增加（或减少）了多少。为了呈现师范教育发展对经济的动态影响，并检验师范教育如果不兴办条件下各府的经济发展趋势是否一致，我们也将$ {Post}_{t} $进一步细分为各个年度的虚拟变量$ {I}_{t}^{l} $，进而估计以下回归模型：

这样一来，如果在师范教育兴办之前$\; \beta $的估计系数不显著，就表明平行趋势假定成立，师范教育兴办之后的$\; \beta $也就捕捉了师范教育对经济发展的影响。

表2报告了清末师范教育对经济发展影响的标准DID估计结果。其中，第（1）列在核心解释变量的基础上，加入了府级固定效应、年份固定效应以及省和年份的二维固定效应。从模型的拟合情况来看，1776—1953年间内地十八省各府的经济发展差异很大程度上是各府固有差异和整体社会变迁的产物。核心解释变量的估计系数显著为正，说明师范教育发展更加迅速地区的人口数量相比于师范教育发展相对滞后地区在引进师范教育之后具有更大的上升幅度，也就是说，师范教育有助于促进人口增长和经济发展。

然而，这种简单的估计结果可能仅仅反映了各府的地理条件、政治地位、文化特征乃至初始经济表现在1860年以后对经济发展产生了更大的促进作用。比如，初始经济状况较好地区既可以在新式教育诞生之后开办更多的师范学堂，又可以借助开放发展的机会进一步强化自己的经济优势。为了消除这一担忧，第（2）列继续加入了各府不随时间变化的可观测特征与年份虚拟变量的交互项。结果显示，核心解释变量的估计系数反而变大了，说明经济发展潜力的释放不能解释师范教育所产生的影响。

另外，中国的近代化涉及社会、经济、政治、教育和文化等诸多方面的变革，师范教育的诞生和发展仅仅是其中的一个方面。因此，第（1）列的估计系数也有可能反映了更加一般的近代化进程对不同地区经济发展所带来的差异化影响。为此，第（3）列继续控制了以通商口岸开放以及传教活动为代表的近代化活动的影响。与第（1）列相比，核心解释变量的估计系数稍有增大，说明这些近代化活动也不能解释师范教育对经济发展的影响。

最后，第（4）列将以上所有控制变量加入，核心解释变量的估计系数为0.0304，并在5%的水平上统计显著。其具体含义是：其他条件相同，与新式教育诞生之前相比，师范生人数每上升1%，当地的人口增幅便会增加0.0304%。在师范生数量的平均水平处，师范生数量增加一个标准差即师范生人数上升160.97%（=82.07/50.98），将使得人口数量上升4.89%（=160.97*0.0304%），也就意味着在人口平均水平（1514.94）处的人口增加74.08（=1514.94*4.89%）人，大致相当于人口标准差的5.22%（74.08/1418.04）。

综上，基于标准DID实证策略的回归结果表明，清末推行的师范教育显著促进了近代中国的人口增长和经济发展，这与清政府和众多有识之士对发展师范教育重要性和急迫性的认知是一致的。

标准DID实证策略有效必须满足平行趋势假定，即如果不发生干预，干预组和控制组在结果变量上的趋势应该一致。类似地，本研究的基准结果有效也必须满足以下条件：在新式教育诞生之前，不同师范教育发展地区应该在人口增长上呈现一致的变化态势。为此，我们将指示新式教育诞生前后的时期虚拟变量细分为多个年份虚拟变量，在此基础上进行动态DID的系数估计，具体过程和相应的结果见表3。

第（1）列到第（4）列相继加入了与表2完全相同的固定效应和控制变量，核心解释变量的系数和显著性却没有发生明显变化。总的来说，师范学堂学生数与1820年和1851年两个年份虚拟变量交互项的系数估计值虽然为正，但绝对值很小且显著性较低。这说明在新式教育诞生之前，不同师范教育发展情况的地区在人口增长上几乎没有明显差异，基准DID模型因而满足平行趋势假定。同时，师范学堂学生数与1880年、1910年和1953年这三个新式教育诞生之后的年份虚拟变量的交互项系数估计值显著为正，并且与前两个年份虚拟变量上的系数相比有了明显增大，这意味着不同师范教育发展情况的人口增长差异在新式教育诞生之后开始显著。

图1对第（4）列的系数估计值和95%置信区间进行了图示，我们可以更加直观地发现：在新式教育诞生之前，不同地区的人口增长变化趋势没有明显差异；而在新式教育诞生之后，师范教育发展更加迅速地区的人口增长明显更快。这些结果一方面支持了标准DID模型中的平行趋势假定，另一方面也说明清末师范教育促进近代经济发展的基准结果是成立的。

图  1  师范教育对经济发展的动态影响

为了强化基准结果的稳健性，我们还进行了以下操作。

首先，对师范教育同经济发展之间关联的一大担忧是，它可能仅仅反映了中国近代化特别是教育近代化的一般影响。前面已经为中国的近代化选取了相关的代理指标，这里则控制近代中国的其他教育形式。具体而言，在表2第（4）列的基础上，表4第（1）列加入了专门学堂学生数与时期虚拟变量的交互项，第（2）列加入了教会小学生数与时期虚拟变量的交互项，第（3）列进入了传统科举学额数与时期虚拟变量的交互项，分别控制近代中国高等教育、教会教育以及科举废除对人口增长的潜在影响。^⑲从这些教育各自同时期虚拟变量的系数来看，专门学堂似乎并未对近代中国的经济发展起到明显的促进作用，教会小学的积极影响则比较显著，而科举的影响在1860年以后显著降低。从师范学堂学生数与时期虚拟变量的系数来看，专业学堂学生数、教会小学学生数和科举学额数的加入只会在很小的程度上改变师范教育对人口增长的影响，不会影响师范教育促进经济发展的基本结论。第（4）列将上述教育近代化事件的影响同时纳入，也没有明显改变基准结果的方向、大小和显著性。

其次，部分府截至1909年时仍然没有开办师范学堂，在其辖区范围内的师范生数量因而为零，进而造成样本师范生人数存在一定的“零聚集”现象。为此，我们对各府的师范教育发展情况进行二值化，即将样本府划分为有师范生和无师范生两大类，并在此基础上进行基准DID回归。表5第（1）列的结果显示，相比于新式教育诞生之前，有师范生的府比没有师范生的府人口增长更快。

再次，河南省的师范教育发展情况相比其他地方明显更好，基准结果可能仅仅刻画了这一个异常情况。为了消减这一顾虑，表5第（2）列将河南省的样本予以剔除；与基准结果相比，师范学堂学生数与时期虚拟变量的交互项估计系数几乎完全相同。因此，基准结果并不是由师范教育异常值所驱动的。

最后，我们也借助安慰剂检验的思路来考察基准结果是否稳健。一方面，基于新式教育诞生之前（即1860年以前）的样本人为地选择政策干预年份：如表5最后两列的结果所示，无论是将假想的新式教育诞生时间设定在1776—1820年间还是1820—1851年间，不同师范教育发展情况地区的人口增长都没有显著差异。另一方面，将各府的师范教育发展情况随机化：具体而言，根据全部府中拥有师范生的数量，随机选取相同数量的地区作为具有师范生的府，并基于虚拟的师范教育分布情况进行基准回归的估计；以上步骤重复500次，虚拟师范教育变量的估计系数分布如图2所示。可见，随机情况下师范教育对人口增长的影响大致在0两侧呈正态分布，而且绝大部分未通过通常的统计显著检验（即p值小于0.1）；相反，表5第（1）列估计出的实际师范教育效应（0.106）明显处于这些随机估计系数的右侧尾部，说明师范教育对经济发展的促进作用并不是偶然因素或其他政策造成的。

图  2  安慰剂检验

与教育促进经济发展相关的一个问题在于，教育对经济发展的促进作用在哪些地方更加突出？特别地，教育能否更大幅度地促进欠发达地区的经济发展？因此，本部分讨论清末师范教育对经济发展影响的异质性。

为了全面地呈现师范教育对经济影响在各种条件下的差异，我们依据所有控制变量进行了异质性分析。值得一提的是，由于对外通商、位居省城非常有限，我们采用了三重差分（DDD）而非分样本回归的方法；另外，这种处理也有助于在相同的总样本中比较各种效应。具体来说，在基准回归模型中进一步加入控制变量、师范生数量和时期虚拟变量的三阶交互项。结果发现，清末师范教育对近代经济发展的影响只会因初始经济条件和地理位置是否靠海而出现显著差异。^⑳

在表6的第（1）列中，师范学堂学生数与时期虚拟变量交互项的估计系数（0.0630）显著为正，师范教育、时期虚拟变量与1776年城市化率三阶交互项的估计系数（−0.00479）显著为负，说明师范教育对经济发展的促进作用随着初始经济发展水平提高而减弱甚至不显著。类似地，第（2）列中师范学堂学生数与时期虚拟变量交互项的估计系数（0.0381）显著为正，师范教育、时期虚拟变量与靠海虚拟变量三阶交互项的估计系数（−0.0637）显著为负，说明师范教育对经济发展的积极影响仅仅适用于内陆地区；而在沿海地区，师范教育的发展并没有明显的经济促进作用。

上述结果可能意味着，发展师范教育有助于落后地区实现对发达地区的经济追赶，这一点比较直观。然而，它也可能说明发达地区拥有补充师资的其他替代性手段（比如留学生），或者当时的师范教育不能很好地适应少部分发达地区的经济发展需求，因此对师范教育的依赖程度（以及师范教育所发挥的作用）较低。但不管怎样，至少对于当时占多数的落后地区而言，发展师范教育是非常有必要的。

前面的分析从多个角度说明，清末师范教育的确推动了地方的人口增长和经济发展。本部分更进一步讨论师范教育究竟是如何促进地方发展的。直觉上，师范生既可以通过从事教育工作来培养经济发展所需的各类人才，也可以直接将自己在学校积累的人力资本运用于现实经济活动。根据我们对清末师范教育制度的梳理可知，师范生在学成毕业后必须在当地从事一定年限的教育教学工作；因此，我们认为清末师范教育促进经济发展的一个重要机制在于提供师资和培养人才。^㉑

“癸卯学制”将师范教育划分为初级师范、优级师范以及实业师范三种，分别为小学、中学和实业学堂培养师资，这为我们分析师范教育经由其他教育推动经济发展的具体路径提供了进一步指导。因此，我们在《宣统元年分第三次教育统计图表》中收集了各府1909年的小学堂学生数、中学堂学生数和实业学堂学生数。

具体的分析思路和结果如表7所示。首先，我们在前三列考察了各类师范教育的产出对经济发展是否具有促进作用，这是“师范教育—其他教育—经济发展”关系链条的重要一环。第（1）列的结果显示，新式小学发展更好地区相比新式小学发展落后地区在1860年以后经历了更快的人口增长；也就是说，新式小学推动了近代中国的经济发展。第（2）列对新式中学堂的分析也得到了类似的结论，但其系数绝对值更小，说明近代中国小学教育的发展相比中学教育更加重要。然而，实业教育却并未明显拉动近代中国的人口增长和经济发展［第（3）列］；这意味着，即使实业师范教育促进了近代实业教育的发展，它也没有转化成经济的进步。

在此基础上，后三列借鉴中介效应检验的思路来确定三类师范教育对清末师范教育与经济发展之间关系的解释力度。具体来说，我们在基准回归［表2第（4）列］的基础上，相继加入小学教育、中学教育和实业教育发展情况各自与时期虚拟变量的交互项，考察师范教育影响的变化。以第（4）列为例，在同时考察小学教育和师范教育对经济发展的影响时，师范生数与时期虚拟变量的估计系数（0.0116）相比基准回归（0.0304）明显降低且不再显著，说明清末师范教育对经济发展的促进作用几乎完全是通过小学教育来实现的。在第（5）和第（6）两列，师范生数与时期虚拟变量的估计系数相比基准回归变动较小，且中学教育和实业教育对人口发展的影响不显著，进一步说明清末师范教育对经济发展的作用并不能通过中学教育和实业教育来实现。

综合以上结果，我们认为，清末师范教育完全通过为新式小学提供师资和培养人才发挥了对近代人口增长和经济发展的积极作用。这一方面揭示了基础教育对落后国家的重要作用，另一方面也说明文化教育薄弱阶段将资金优先用于基础教育和基础师范教育的重要性和必要性。

基于中国教育近代化的独特历史背景，本文首次实证分析了师范教育与经济发展之间的关系。利用清末师范教育在时间和地区上的双重变异构建识别策略，我们发现：新式教育诞生之后，师范教育发展更加迅速地区相比师范教育发展相对迟缓地区具有更快的人口增长，说明清末师范教育促进了近代中国的经济发展；异质性分析显示，在初始经济状况更差地区或内陆地区，师范教育对经济发展的促进作用更加突出，意味着师范教育的发展可能在一定程度上消减地区间的经济不平衡；此外，小学教育是清末师范教育促进经济发展的主要路径。

本研究为教育近代化初始阶段的师范教育与经济发展之间的关系提供了实证证据，加入了关注教育类型和教育内容的经济学前沿研究，丰富了中国近代教育和经济的量化历史研究，并对落后国家和地区的经济和教育发展提供了一定的政策参考。

然而，本文的发现不能简单地推广到教育和经济发展已经初具规模甚至相对发达的国家和地区。在这些情形下，师范教育对经济发展的影响效应可能会发生变化，或者其发挥作用的路径已经转向更高层次和更加专业的教育。因此，在师范教育与经济发展之间关系的研究中纳入现代或动态的视角，是后续研究可以开展的一个方向。与此同时，师范教育可能从教师数量供给和教师质量提升两种路径促进经济的发展，本研究只关注了师范教育在数量角度上的作用，而对教师质量角度的作用未予探索，这也是后续研究特别是针对现当代样本的研究的重要拓展方向。《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》明确提出，要“重点建设一批师范教育基地，支持高水平综合大学开展教师教育，健全师范生公费教育制度，推进教育类研究生和公费师范生免试认定教师资格改革”。因此，对中国当代师范教育改革的各项举措进行评估，也将成为师范教育与经济发展之间关系研究的、具有重要现实意义的主题。