李 歡，楊 希

(上海交通大學 高等教育研究院， 上海 200240)

一、問題提出

當前，一流學科建設是我國“雙一流”建設的重要任務，而一流學科需要具備一流的學術隊伍、一流的科研成果、一流的學生質量和一流的學術聲譽[1]。其中，師資隊伍建設是一流學科發(fā)展的重要著眼點，青年教師既是教書育人的中堅力量，又是未來引領學科發(fā)展的儲備人才，其學術職業(yè)發(fā)展對一流學科建設具有長遠意義。

長期以來，我國高校教師的晉升和評價體系存在一些不利于青年教師學術發(fā)展的因素。一方面，較高的科研晉升標準給青年教師造成了不小的科研壓力[2]；另一方面，政府主導下的量化科研評價方法在一定程度上忽視了不同學科科研產出方式和水平的差異，在一項調查中約八成教師表示不同學科教師的科研評價標準“基本一樣”[3]。2018年8月，教育部、財政部、國家發(fā)展改革委聯(lián)合發(fā)布的《關于高等學校加快“雙一流”建設的指導意見》明確提出要建立健全青年教師蓬勃生長的機制，改革與之配套的職稱評審和考核評價制度，激發(fā)教師積極性和創(chuàng)造性。

隨著高校教師職稱評審權逐漸從政府下放到高校，越來越多的高校開始有一定自主權來制定教師的晉升標準。針對高校青年教師，如何科學確定晉升標準以激勵他們提高科研產出水平？如何在維護晉升過程公平的同時，尊重各學科的特點和差異？這些都是“雙一流”建設背景下，高校在教師晉升標準制定方面亟待解決的現(xiàn)實問題。

基于此，本研究選取一流建設學科高校國家重點實驗室(以下簡稱“重點實驗室”)青年教師作為研究對象，分析晉升標準對科研產出的影響及其學科差異性。鑒于各學科的科研產出形式差異較大，研究主要聚焦于理工農醫(yī)類學科，而高校國家重點實驗室恰恰是國內理工農醫(yī)類一流建設學科的高水平科研平臺。研究具體探究以下兩個問題：(1)晉升標準的高低對青年教師的科研產出有何影響？(2)晉升標準對青年教師科研產出的影響是否存在學科差異？

二、文獻回顧

高校教師的晉升標準是教師學術職務晉升時所須達到的基本要求。國內外研究均表明，研究型大學教師的學術職務晉升普遍更加看重教師的科研產出，是否達到科研晉升標準事實上成為決定教師能否晉升的關鍵因素[4-5]。由于重點實驗室教師大都來自理工類學科，本研究將晉升標準操作化定義為教師晉升到更高一級職稱所須發(fā)表論文和獲得專利授權的基本要求。

就目前而言，關注晉升標準對高校教師科研產出影響的研究成果不少，但仍未得出一致性的結論。一方面，一些學者發(fā)現(xiàn)晉升標準的提高能夠調動青年教師的科研積極性，從而有助于科研產出數(shù)量的增長。例如，貝爾肯斯(Beerkens)指出學術晉升是一種有效的激勵手段，它通過強化高校教師的結果導向意識，促使其合理分配工作時間，從而提高科研產出效率[6]。黃海濤等人通過對上海高校青年教師的調查，發(fā)現(xiàn)晉升所帶來的科研壓力會使青年教師科研發(fā)展方面的需求顯著上升[7]。另一方面，一些學者發(fā)現(xiàn)晉升標準的提高可能會引起教師的機會主義行為，對科研產出質量產生副作用。相關實證研究發(fā)現(xiàn)高校教師的科研產出在晉升“教授”職稱前穩(wěn)步增加，而在晉升后會呈現(xiàn)顯著的下降趨勢[8-9]，而且晉升標準的提高可能會加劇教師科研活動的功利性，對科研產出的促進效果不可持續(xù)；也有研究發(fā)現(xiàn)在較高的科研晉升標準下，一些教師會以犧牲研究質量為代價，將一次實驗得出的研究結論刻意拆分到多篇論文中以增加論文數(shù)量[10]。此外，晉升標準對教師科研產出的“指揮棒”作用可能會造成教師科研產出形式的單一化。例如，一些非英語國家和地區(qū)的高校為擴大國際學術影響力，加大了英文學術期刊在晉升標準中的權重，這種做法短期內會增加英文期刊的發(fā)表數(shù)量，但會在一定程度上造成本土學術期刊質量的學術危機[11]。

由上可知，國內研究較少從微觀層面關注晉升標準對教師科研產出的影響，更多的是探討如何進一步優(yōu)化高校教師的職稱評審制度。通過對國外高校晉升制度的案例研究，有學者指出我國高校應制定清晰的職務晉升標準、建立國際同行評審制度、賦予基層教師晉升委員會自主權和尊重并妥善處理學科差異等[12-13]。同時，針對高校教師晉升“錦標賽制”特征所引發(fā)的學術投機行為，有學者提出要建立多元化的科研評價標準和團隊式的考評機制，并提高教師的合作收益[5]。此外，還有學者提出了不同學科教師分類評價的原則，強調基礎研究應以同行學術評價為主，應用研究和技術開發(fā)應突出市場評價，并擬定了不同學科類型教師的評價指標體系[14-15]。盡管多數(shù)學者認同科研成果的數(shù)量并不能甄別教師的學術水平[16]，但也有學者基于政策執(zhí)行的視角指出，量化科研評價方法作為一種政策工具，在特定的社會環(huán)境中存在路徑依賴，一旦改革則意味著需要付出高昂的交易成本[17]，因此其存在具有一定的現(xiàn)實合理性。

綜上，晉升標準對教師科研產出影響的相關研究目前尚未得出較為一致的結論。有些研究發(fā)現(xiàn)晉升標準對青年教師科研產出可能存在促進作用，但也有研究指出晉升標準的提高可能會對科研產出的質量產生不利影響。此外，國內研究大多探討晉升制度的改革方案，較少對晉升標準的實施效果進行實證分析，鮮少研究關注晉升標準對科研產出影響的學科差異。因此，本研究以一流建設學科國家重點實驗室青年教師為樣本，探索晉升標準對高校青年教師科研產出數(shù)量和類型方面的具體影響，以期為理工農醫(yī)類一流建設學科教師晉升標準的制定提供實證依據。

三、數(shù)據、變量及分析方法

(一)數(shù)據及變量選取

本研究采用分層抽樣法(stratified sampling)，根據科學技術部對國家重點實驗室學科領域的劃分，將131個教育部主管的國家重點實驗室分為8個類別，然后在各類別中按比例共抽取40個一流建設學科高校國家重點實驗室。為擴大每一學科類別的樣本容量，以便進行后續(xù)的回歸分析，研究進一步根據學科的近似程度，將8個學科領域合并為4個大類，即理化科學類(包括數(shù)理科學、化學科學和地球科學)、工程信息類(包括工程科學和信息科學)、材料科學類和生物醫(yī)學類(包括生物科學和醫(yī)學科學)[18]。然后從樣本實驗室網站公布的教師簡歷中，隨機抽取45周歲以下的具有中級職稱和副高級職稱的教師(共502人)作為樣本，手工提取了樣本教師的姓名、性別、出生年份、職稱、入職年份、電子郵箱等個人信息。樣本教師的平均年齡為37.18歲，其中23.11%為女性；75.15%為副高級職稱；理化科學、工程信息、材料科學、生物醫(yī)學4類教師分別占樣本總量的43.03%、31.67%、6.77%、18.53%。

1.被解釋變量

本研究采用論文和專利數(shù)量代表青年教師(下文均特指高校理工農醫(yī)類青年教師)的科研產出，將時間限定在2014—2017年，搜集不同年份不同學科領域青年教師的科研產出數(shù)量，具體包括發(fā)明專利申請數(shù)、發(fā)明專利授權數(shù)、期刊論文總數(shù)、中文期刊論文數(shù)、外文期刊論文數(shù)(含發(fā)表在國內外文期刊上的論文)、獨立作者或第一作者(以下簡稱“一作”)發(fā)表的期刊論文數(shù)和合作作者(coauthor)發(fā)表的期刊論文數(shù)。其中，專利數(shù)據來自incoPat全球專利信息數(shù)據庫，論文數(shù)據來自Scopus全球引文數(shù)據庫。在數(shù)據搜集過程中，結合教師簡歷中列舉的學術成果信息，排除了同一歸屬單位中重名教師的干擾。此外，教師工作年限的差異使得其科研產出總量不具有可比性，故本研究結合“入職年份”變量計算了教師在統(tǒng)計年度的實際工作年限，由此計算出對應的科研產出均值，并以此作為本研究的被解釋變量。如表1所示，樣本教師年均申請專利1.25項，獲得授權專利0.65項；年均發(fā)表學術論文4.21篇，其中在中文和外文期刊年均分別發(fā)表0.53篇、3.68篇，年均發(fā)表一作和非一作論文各0.86篇、3.32篇。

2.解釋變量

由于重點實驗室往往會在高校人事處制定的統(tǒng)一晉升標準之外設置單獨的晉升標準，而這些標準往往無法通過公開渠道獲取，因此本研究通過向樣本教師發(fā)送電子調查問卷的方式獲取相關數(shù)據。經過前期對重點實驗室晉升標準的預調研，問卷中將論文和專利晉升標準分別明確為教師晉升到更高一級職稱在聘期內“第一或通信作者發(fā)表高水平期刊論文”、獲得“發(fā)明專利授權”的最低數(shù)量標準。最終共回收有效問卷51份，100%覆蓋了樣本教師所在的實驗室。研究對有效問卷中來自相同實驗室同職稱者所填晉升標準取均值，得到對應實驗室同級教師的晉升標準，并以此作為本研究的解釋變量。

圖1和圖2展示了樣本實驗室各學科青年教師晉升副高級和正高級職稱的平均晉升標準。正高級職稱的科研晉升標準在論文和專利兩方面均高于副高級職稱。論文晉升標準顯著高于專利晉升標準，說明論文仍是學術職稱晉升中最為核心的一項指標。此外，通過樣本數(shù)據可以窺見，當前一流學科建設高校青年教師的晉升標準在學科間仍存在一定程度的“一刀切”現(xiàn)象。以正高級職稱的論文晉升標準為例，除材料學科以外，其余學科的論文晉升標準相差無幾，均為6篇左右。與論文晉升標準相比，專利晉升標準在學科間的差異較小。

圖1 各學科教師專利晉升標準

圖2 各學科教師論文晉升標準

3.控制變量

已有研究表明，性別、年齡、學科和職稱均是影響科研產出的因素[19]，故本研究選取了上述變量作為控制變量，相關變量的賦值和描述性統(tǒng)計結果如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計表

(二)分析方法

本研究應用計量回歸方法，使用STATA 14.0軟件建立負二項回歸(Negative Binomial Regression)模型。在剝離控制變量對科研產出影響的基礎上，檢驗解釋變量晉升標準對被解釋變量科研產出的影響及其學科差異。當被解釋變量為計數(shù)變量時，負二項回歸與最小二乘線性回歸(Ordinary Least Square)相比，能夠避免被解釋變量中的0值對回歸結果的干擾。本研究的被解釋變量論文和專利數(shù)均存在一定數(shù)量的0值，故選用負二項回歸模型能夠取得更好的擬合效果。

研究采用模型(1)驗證科研產出的學科差異，并檢驗晉升標準對青年教師科研產出的影響。模型(2)在模型(1)的基礎上引入晉升標準與學科的交互項，以便檢驗晉升標準對科研產出影響的學科差異。

nb(Yij)=f(Pij,Sij,Xij,εij)

(1)

nb(Yij)=f(Pij,Sij,Pij·Sij,Xij,εij)

(2)

式中：Yij即表1中的被解釋變量；Pij代表解釋變量“論文晉升標準”和“專利晉升標準”；Sij為實驗室所屬的學科類型；Xij為表1中的控制變量；Pij·Sij為論文(或專利)晉升標準與學科類型的交互項；εij為隨機擾動項。以上各項對應的回歸系數(shù)用βij表示。

四、研究結果

(一)科研產出的學科差異

模型1.1和1.2顯示，各學科教師的發(fā)明專利產出數(shù)量存在顯著差異。其中，工程信息類教師的發(fā)明專利成果最多，材料科學類、理化科學類、生物醫(yī)學類教師的發(fā)明專利成果依次遞減。

模型1.3到1.7表明，各學科教師的論文發(fā)表雖然總體上差異不顯著，但在中外文期刊選擇以及科研合作規(guī)模方面均存在顯著差異?？刂葡嚓P變量后，工程信息類教師發(fā)表的中文論文最多，理化科學類和材料科學類次之，生物醫(yī)學類最少(β工信=4.290，p<0.001；β材料=-0.87，p>0.05；β生醫(yī)=-2.588，p<0.01)；工程信息類教師發(fā)表的外文期刊論文顯著少于其他學科教師(β=-3.127，p<0.01)。這些結果表明，工程信息類教師發(fā)表中文期刊論文的比例高于其他學科，而發(fā)表外文期刊論文的比例低于其他學科；生物醫(yī)學類教師發(fā)表外文期刊論文的比例高于其他學科。在科研合作方面，在控制其他變量的前提下，生物醫(yī)學類教師獨立作者或第一作者發(fā)表的論文比其他學科少(β=-1.606，p<0.05)，工程信息類教師合作作者發(fā)表的論文顯著少于其他學科(β=-2.479，p<0.05)。由此可以推測，各學科青年教師的科研合作規(guī)模也存在差異，即生物醫(yī)學類學科的科研合作規(guī)模較大，而工程信息類學科的科研合作規(guī)模較小。

表2 學科、晉升標準影響科研產出的負二項回歸分析

續(xù)表

注：(1)***p<0.001，**p<0.01，*p<0.05；(2)括號中為標準誤

(二)晉升標準對不同類型科研產出的影響

在驗證了不同學科科研產出存在差異后，研究進一步分析了晉升標準對青年教師科研產出的作用效果。模型1.1和1.2顯示，在控制學科及其他變量后，專利晉升標準對教師的發(fā)明專利申請和授權均具有顯著的正向影響(β申請=4.840，β授權=4.127，p<0.001)，表明適度提高專利晉升標準，有助于青年教師產出更多高質量的發(fā)明專利。

在論文發(fā)表方面，模型1.3顯示控制學科及其他變量后，論文晉升標準對青年教師論文發(fā)表數(shù)量具有顯著的促進作用(β=1.969，p<0.05)。模型1.4和1.5進一步顯示，論文晉升標準雖然對中文期刊論文數(shù)的影響不顯著，但對外文期刊論文數(shù)有顯著的正向影響(β=2.516，p<0.05)。這表明適度提高論文晉升標準，能夠促使青年教師發(fā)表更多的外文期刊論文。模型1.7顯示，論文晉升標準對青年教師合作作者發(fā)表論文的數(shù)量有顯著的正向影響(β=2.608，p<0.01)，表明適度提高論文晉升標準，可能會促進青年教師的學術合作。這很可能是由于第一作者需要承擔論文的主要撰寫工作，在晉升的內在驅動下，青年教師參與更多的科研項目可以增加科研產出。此外，模型1.6顯示，專利晉升標準對教師獨立/第一作者發(fā)表論文具有顯著的正向作用(β=3.034，p<0.01)，這一發(fā)現(xiàn)表明晉升標準對科研產出還存在一定的交叉影響。其原因可能在于，專利晉升標準的提高使得教師的發(fā)明專利產出增加，其專利成果同時可以轉化為學術論文，并且專利署名人是對應論文的主要貢獻者，因而專利晉升標準對教師獨立/第一作者發(fā)表論文產生了間接的促進作用[20]。

(三)不同學科晉升標準對科研產出影響的差異性

研究進一步引入晉升標準與學科類別的交互項(以下簡稱“交互項”)，以探究不同學科晉升標準對科研產出作用效果的差異性，回歸結果如表3所示。

表3 晉升標準對科研產出影響的學科差異分析

續(xù)表

注：(1)***p<0.001，**p<0.01，*p<0.05；(2)括號中為標準誤

在專利方面，模型2.2顯示，工程信息類學科交互項的系數(shù)顯著為負(β=-1.869，p<0.05)，說明專利晉升標準在激勵工程信息類教師提高專利質量方面的效果弱于其他學科。

在論文方面，模型2.3顯示，工程信息類和材料科學類交互項的系數(shù)顯著為負(β工信=-2.050，p<0.05，β材料=-2.329，p<0.05)，說明論文晉升標準的提高對工程信息類和材料科學類學科青年教師論文發(fā)表的激勵效果弱于其他學科。結合圖2的晉升標準，可以推斷材料科學類學科論文晉升標準偏高，相當一部分教師很難達到，故晉升標準對其論文發(fā)表激勵效果不佳。從中外文期刊選擇來看，模型2.4和2.5顯示，在控制其他變量后，論文晉升標準雖然對教師發(fā)表中文論文的激勵效果不存在顯著的學科差異，但對材料類教師外文論文發(fā)表的激勵效果明顯較弱(β=-2.310，p<0.05)。從科研合作規(guī)模來看，模型2.6和2.7顯示，在控制其他變量后，論文晉升標準雖然對各學科教師獨立或第一作者發(fā)表論文的激勵效果不存在顯著差異，但對材料科學類學科教師合作作者發(fā)表論文的激勵效果較弱(β=-2.415，p<0.05)。

五、結論與啟示

本研究以一流建設學科高校國家重點實驗室青年教師為樣本，探索了科研晉升標準對青年教師科研產出的影響及其學科差異性，主要得出以下結論。

第一，青年教師科研在產出形式和水平上存在顯著的學科差異，而科研晉升標準在學科間的差別不大，這導致晉升標準對各學科青年教師科研產出的激勵強度不同。

第二，適度提高論文晉升標準，對青年教師的論文發(fā)表和科研合作均有顯著的正向影響，但其對材料學科的影響效果較弱。

第三，適度提高專利晉升標準，對青年教師的專利申請及專利授權均有顯著的正向影響，但對工程學科和信息學科的影響效果較弱。此外，提高專利晉升標準還對青年教師獨立作者或第一作者發(fā)表論文有間接的促進作用。

弗魯姆(Vroom)的期望理論(Expectancy Theory)指出，激勵強度由所能達到的目標對滿足個人需要的價值(即“效價”，Valence)和達成這種期望的可能性(即“期望值”，Expectancy)共同決定[21]。晉升關乎教師的切身利益，在各學科教師晉升“效價”一定的前提下，教師晉升的“期望值”將影響晉升標準對其科研產出的激勵效果。基于此，上述研究結論對于高校教師學術職稱晉升問題有如下政策啟示：

首先，根據晉升激勵效果，差異化調整各學科晉升標準。本研究發(fā)現(xiàn)，相比于其他學科，工程信息類教師的論文晉升標準較低，而且論文晉升標準對其科研產出的激勵強度也較弱，可能的原因就是晉升標準的設置方式降低了教師晉升的“期望值”?！半p一流”建設高校大多采用“基本條件限定+具體指標量化競爭”的模式進行職稱評審，滿足基本條件的教師還需要進行科研績效的比拼，而最終獲得晉升者的各項指標表現(xiàn)一般會大大超過晉升標準[22]。在這種情況下，即使達到晉升標準，青年教師的晉升“期望值”仍然較低。結合研究發(fā)現(xiàn)，可以考慮適度提高工程信息類學科教師的論文晉升標準，使作為“基本條件”的晉升標準更貼近教師實際晉升所須達到的績效水平，以更加有效地激勵青年教師的科學研究活動。

其次，加大專利成果在應用型學科教師晉升中的比重，促進科研評價標準的多元化。以往“一刀切”式的職稱行政評審模式缺乏對學科差異性的考慮，傾向于用論文來衡量高校教師的科研產出。而本研究發(fā)現(xiàn)作為典型的應用型學科，材料學科教師的專利產出顯著高于理化學科和生物醫(yī)學學科，而且專利晉升標準對其教師專利產出數(shù)量和質量的激勵強度均十分顯著。事實上，材料學科教師的論文晉升標準在理工農醫(yī)類學科當中是最高的，且論文晉升標準對其教師論文產出的激勵強度顯著弱于其他學科。為此，建議高?？梢钥紤]突出專利成果在應用型學科教師晉升中的權重，并酌情降低其論文晉升標準，以保障各學科能夠在保持各自學科文化的基礎上持續(xù)發(fā)展。

最后，依據學科科研產出特點，為合作作者的學術貢獻差異化賦權。本研究發(fā)現(xiàn)，晉升標準的提高往往伴隨著教師作為合作作者論文數(shù)量的增加。這一方面可以說明晉升標準的提高促進了青年教師的學術合作，但另一方面也可能存在教師為提高科研績效而進行虛假合作的問題。由于各學科的科研合作規(guī)模不同，為鼓勵科研合作、激發(fā)教師的創(chuàng)造性，同時避免虛假合作、“搭便車”等學術作風問題的發(fā)生，高?？梢钥紤]對不同學科論文作者的排名位次賦以差異化的權重。對于科研合作特征明顯的學科(如材料科學、生物醫(yī)學等)，可以適度提高合作作者在晉升科研績效核算中的權重；對于科研合作規(guī)?？傮w較小的學科(如數(shù)理科學)，應更加突出教師作為主要貢獻者所取得的學術成果。

當然，本研究也存在一些局限性，有待在后續(xù)研究中加以完善，如論文質量衡量方面，可以考慮國際期刊的分區(qū)、中文論文期刊的等級。此外，課題和獲獎也是高校教師晉升標準的兩個重要方面，但由于兩者均存在較為復雜的等級序列，不便于使用問卷方式獲取，故本研究“晉升標準”變量僅包括論文和專利兩方面，后續(xù)研究可以考慮通過官方文件搜集和訪談相結合的方式進一步豐富“晉升標準”這一解釋變量的內容。