“双一流”建设学科团队青年教师晋升标准对科研产出的影响——基于高校国家重点实验室的调查分析

李 欢，杨 希

(上海交通大学 高等教育研究院， 上海 200240)

一、问题提出

当前，一流学科建设是我国“双一流”建设的重要任务，而一流学科需要具备一流的学术队伍、一流的科研成果、一流的学生质量和一流的学术声誉[1]。其中，师资队伍建设是一流学科发展的重要着眼点，青年教师既是教书育人的中坚力量，又是未来引领学科发展的储备人才，其学术职业发展对一流学科建设具有长远意义。

长期以来，我国高校教师的晋升和评价体系存在一些不利于青年教师学术发展的因素。一方面，较高的科研晋升标准给青年教师造成了不小的科研压力[2]；另一方面，政府主导下的量化科研评价方法在一定程度上忽视了不同学科科研产出方式和水平的差异，在一项调查中约八成教师表示不同学科教师的科研评价标准“基本一样”[3]。2018年8月，教育部、财政部、国家发展改革委联合发布的《关于高等学校加快“双一流”建设的指导意见》明确提出要建立健全青年教师蓬勃生长的机制，改革与之配套的职称评审和考核评价制度，激发教师积极性和创造性。

随着高校教师职称评审权逐渐从政府下放到高校，越来越多的高校开始有一定自主权来制定教师的晋升标准。针对高校青年教师，如何科学确定晋升标准以激励他们提高科研产出水平？如何在维护晋升过程公平的同时，尊重各学科的特点和差异？这些都是“双一流”建设背景下，高校在教师晋升标准制定方面亟待解决的现实问题。

基于此，本研究选取一流建设学科高校国家重点实验室(以下简称“重点实验室”)青年教师作为研究对象，分析晋升标准对科研产出的影响及其学科差异性。鉴于各学科的科研产出形式差异较大，研究主要聚焦于理工农医类学科，而高校国家重点实验室恰恰是国内理工农医类一流建设学科的高水平科研平台。研究具体探究以下两个问题：(1)晋升标准的高低对青年教师的科研产出有何影响？(2)晋升标准对青年教师科研产出的影响是否存在学科差异？

二、文献回顾

高校教师的晋升标准是教师学术职务晋升时所须达到的基本要求。国内外研究均表明，研究型大学教师的学术职务晋升普遍更加看重教师的科研产出，是否达到科研晋升标准事实上成为决定教师能否晋升的关键因素[4-5]。由于重点实验室教师大都来自理工类学科，本研究将晋升标准操作化定义为教师晋升到更高一级职称所须发表论文和获得专利授权的基本要求。

就目前而言，关注晋升标准对高校教师科研产出影响的研究成果不少，但仍未得出一致性的结论。一方面，一些学者发现晋升标准的提高能够调动青年教师的科研积极性，从而有助于科研产出数量的增长。例如，贝尔肯斯(Beerkens)指出学术晋升是一种有效的激励手段，它通过强化高校教师的结果导向意识，促使其合理分配工作时间，从而提高科研产出效率[6]。黄海涛等人通过对上海高校青年教师的调查，发现晋升所带来的科研压力会使青年教师科研发展方面的需求显著上升[7]。另一方面，一些学者发现晋升标准的提高可能会引起教师的机会主义行为，对科研产出质量产生副作用。相关实证研究发现高校教师的科研产出在晋升“教授”职称前稳步增加，而在晋升后会呈现显著的下降趋势[8-9]，而且晋升标准的提高可能会加剧教师科研活动的功利性，对科研产出的促进效果不可持续；也有研究发现在较高的科研晋升标准下，一些教师会以牺牲研究质量为代价，将一次实验得出的研究结论刻意拆分到多篇论文中以增加论文数量[10]。此外，晋升标准对教师科研产出的“指挥棒”作用可能会造成教师科研产出形式的单一化。例如，一些非英语国家和地区的高校为扩大国际学术影响力，加大了英文学术期刊在晋升标准中的权重，这种做法短期内会增加英文期刊的发表数量，但会在一定程度上造成本土学术期刊质量的学术危机[11]。

由上可知，国内研究较少从微观层面关注晋升标准对教师科研产出的影响，更多的是探讨如何进一步优化高校教师的职称评审制度。通过对国外高校晋升制度的案例研究，有学者指出我国高校应制定清晰的职务晋升标准、建立国际同行评审制度、赋予基层教师晋升委员会自主权和尊重并妥善处理学科差异等[12-13]。同时，针对高校教师晋升“锦标赛制”特征所引发的学术投机行为，有学者提出要建立多元化的科研评价标准和团队式的考评机制，并提高教师的合作收益[5]。此外，还有学者提出了不同学科教师分类评价的原则，强调基础研究应以同行学术评价为主，应用研究和技术开发应突出市场评价，并拟定了不同学科类型教师的评价指标体系[14-15]。尽管多数学者认同科研成果的数量并不能甄别教师的学术水平[16]，但也有学者基于政策执行的视角指出，量化科研评价方法作为一种政策工具，在特定的社会环境中存在路径依赖，一旦改革则意味着需要付出高昂的交易成本[17]，因此其存在具有一定的现实合理性。

综上，晋升标准对教师科研产出影响的相关研究目前尚未得出较为一致的结论。有些研究发现晋升标准对青年教师科研产出可能存在促进作用，但也有研究指出晋升标准的提高可能会对科研产出的质量产生不利影响。此外，国内研究大多探讨晋升制度的改革方案，较少对晋升标准的实施效果进行实证分析，鲜少研究关注晋升标准对科研产出影响的学科差异。因此，本研究以一流建设学科国家重点实验室青年教师为样本，探索晋升标准对高校青年教师科研产出数量和类型方面的具体影响，以期为理工农医类一流建设学科教师晋升标准的制定提供实证依据。

三、数据、变量及分析方法

(一)数据及变量选取

本研究采用分层抽样法(stratified sampling)，根据科学技术部对国家重点实验室学科领域的划分，将131个教育部主管的国家重点实验室分为8个类别，然后在各类别中按比例共抽取40个一流建设学科高校国家重点实验室。为扩大每一学科类别的样本容量，以便进行后续的回归分析，研究进一步根据学科的近似程度，将8个学科领域合并为4个大类，即理化科学类(包括数理科学、化学科学和地球科学)、工程信息类(包括工程科学和信息科学)、材料科学类和生物医学类(包括生物科学和医学科学)[18]。然后从样本实验室网站公布的教师简历中，随机抽取45周岁以下的具有中级职称和副高级职称的教师(共502人)作为样本，手工提取了样本教师的姓名、性别、出生年份、职称、入职年份、电子邮箱等个人信息。样本教师的平均年龄为37.18岁，其中23.11%为女性；75.15%为副高级职称；理化科学、工程信息、材料科学、生物医学4类教师分别占样本总量的43.03%、31.67%、6.77%、18.53%。

1.被解释变量

本研究采用论文和专利数量代表青年教师(下文均特指高校理工农医类青年教师)的科研产出，将时间限定在2014—2017年，搜集不同年份不同学科领域青年教师的科研产出数量，具体包括发明专利申请数、发明专利授权数、期刊论文总数、中文期刊论文数、外文期刊论文数(含发表在国内外文期刊上的论文)、独立作者或第一作者(以下简称“一作”)发表的期刊论文数和合作作者(coauthor)发表的期刊论文数。其中，专利数据来自incoPat全球专利信息数据库，论文数据来自Scopus全球引文数据库。在数据搜集过程中，结合教师简历中列举的学术成果信息，排除了同一归属单位中重名教师的干扰。此外，教师工作年限的差异使得其科研产出总量不具有可比性，故本研究结合“入职年份”变量计算了教师在统计年度的实际工作年限，由此计算出对应的科研产出均值，并以此作为本研究的被解释变量。如表1所示，样本教师年均申请专利1.25项，获得授权专利0.65项；年均发表学术论文4.21篇，其中在中文和外文期刊年均分别发表0.53篇、3.68篇，年均发表一作和非一作论文各0.86篇、3.32篇。

2.解释变量

由于重点实验室往往会在高校人事处制定的统一晋升标准之外设置单独的晋升标准，而这些标准往往无法通过公开渠道获取，因此本研究通过向样本教师发送电子调查问卷的方式获取相关数据。经过前期对重点实验室晋升标准的预调研，问卷中将论文和专利晋升标准分别明确为教师晋升到更高一级职称在聘期内“第一或通信作者发表高水平期刊论文”、获得“发明专利授权”的最低数量标准。最终共回收有效问卷51份，100%覆盖了样本教师所在的实验室。研究对有效问卷中来自相同实验室同职称者所填晋升标准取均值，得到对应实验室同级教师的晋升标准，并以此作为本研究的解释变量。

图1和图2展示了样本实验室各学科青年教师晋升副高级和正高级职称的平均晋升标准。正高级职称的科研晋升标准在论文和专利两方面均高于副高级职称。论文晋升标准显著高于专利晋升标准，说明论文仍是学术职称晋升中最为核心的一项指标。此外，通过样本数据可以窥见，当前一流学科建设高校青年教师的晋升标准在学科间仍存在一定程度的“一刀切”现象。以正高级职称的论文晋升标准为例，除材料学科以外，其余学科的论文晋升标准相差无几，均为6篇左右。与论文晋升标准相比，专利晋升标准在学科间的差异较小。

图1 各学科教师专利晋升标准

图2 各学科教师论文晋升标准

3.控制变量

已有研究表明，性别、年龄、学科和职称均是影响科研产出的因素[19]，故本研究选取了上述变量作为控制变量，相关变量的赋值和描述性统计结果如表1所示。

表1 变量描述性统计表

(二)分析方法

本研究应用计量回归方法，使用STATA 14.0软件建立负二项回归(Negative Binomial Regression)模型。在剥离控制变量对科研产出影响的基础上，检验解释变量晋升标准对被解释变量科研产出的影响及其学科差异。当被解释变量为计数变量时，负二项回归与最小二乘线性回归(Ordinary Least Square)相比，能够避免被解释变量中的0值对回归结果的干扰。本研究的被解释变量论文和专利数均存在一定数量的0值，故选用负二项回归模型能够取得更好的拟合效果。

研究采用模型(1)验证科研产出的学科差异，并检验晋升标准对青年教师科研产出的影响。模型(2)在模型(1)的基础上引入晋升标准与学科的交互项，以便检验晋升标准对科研产出影响的学科差异。

nb(Yij)=f(Pij,Sij,Xij,εij)

(1)

nb(Yij)=f(Pij,Sij,Pij·Sij,Xij,εij)

(2)

式中：Yij即表1中的被解释变量；Pij代表解释变量“论文晋升标准”和“专利晋升标准”；Sij为实验室所属的学科类型；Xij为表1中的控制变量；Pij·Sij为论文(或专利)晋升标准与学科类型的交互项；εij为随机扰动项。以上各项对应的回归系数用βij表示。

四、研究结果

(一)科研产出的学科差异

模型1.1和1.2显示，各学科教师的发明专利产出数量存在显著差异。其中，工程信息类教师的发明专利成果最多，材料科学类、理化科学类、生物医学类教师的发明专利成果依次递减。

模型1.3到1.7表明，各学科教师的论文发表虽然总体上差异不显著，但在中外文期刊选择以及科研合作规模方面均存在显著差异。控制相关变量后，工程信息类教师发表的中文论文最多，理化科学类和材料科学类次之，生物医学类最少(β工信=4.290，p<0.001；β材料=-0.87，p>0.05；β生医=-2.588，p<0.01)；工程信息类教师发表的外文期刊论文显著少于其他学科教师(β=-3.127，p<0.01)。这些结果表明，工程信息类教师发表中文期刊论文的比例高于其他学科，而发表外文期刊论文的比例低于其他学科；生物医学类教师发表外文期刊论文的比例高于其他学科。在科研合作方面，在控制其他变量的前提下，生物医学类教师独立作者或第一作者发表的论文比其他学科少(β=-1.606，p<0.05)，工程信息类教师合作作者发表的论文显著少于其他学科(β=-2.479，p<0.05)。由此可以推测，各学科青年教师的科研合作规模也存在差异，即生物医学类学科的科研合作规模较大，而工程信息类学科的科研合作规模较小。

表2 学科、晋升标准影响科研产出的负二项回归分析

续表

注：(1)***p<0.001，**p<0.01，*p<0.05；(2)括号中为标准误

(二)晋升标准对不同类型科研产出的影响

在验证了不同学科科研产出存在差异后，研究进一步分析了晋升标准对青年教师科研产出的作用效果。模型1.1和1.2显示，在控制学科及其他变量后，专利晋升标准对教师的发明专利申请和授权均具有显著的正向影响(β申请=4.840，β授权=4.127，p<0.001)，表明适度提高专利晋升标准，有助于青年教师产出更多高质量的发明专利。

在论文发表方面，模型1.3显示控制学科及其他变量后，论文晋升标准对青年教师论文发表数量具有显著的促进作用(β=1.969，p<0.05)。模型1.4和1.5进一步显示，论文晋升标准虽然对中文期刊论文数的影响不显著，但对外文期刊论文数有显著的正向影响(β=2.516，p<0.05)。这表明适度提高论文晋升标准，能够促使青年教师发表更多的外文期刊论文。模型1.7显示，论文晋升标准对青年教师合作作者发表论文的数量有显著的正向影响(β=2.608，p<0.01)，表明适度提高论文晋升标准，可能会促进青年教师的学术合作。这很可能是由于第一作者需要承担论文的主要撰写工作，在晋升的内在驱动下，青年教师参与更多的科研项目可以增加科研产出。此外，模型1.6显示，专利晋升标准对教师独立/第一作者发表论文具有显著的正向作用(β=3.034，p<0.01)，这一发现表明晋升标准对科研产出还存在一定的交叉影响。其原因可能在于，专利晋升标准的提高使得教师的发明专利产出增加，其专利成果同时可以转化为学术论文，并且专利署名人是对应论文的主要贡献者，因而专利晋升标准对教师独立/第一作者发表论文产生了间接的促进作用[20]。

(三)不同学科晋升标准对科研产出影响的差异性

研究进一步引入晋升标准与学科类别的交互项(以下简称“交互项”)，以探究不同学科晋升标准对科研产出作用效果的差异性，回归结果如表3所示。

表3 晋升标准对科研产出影响的学科差异分析

续表

注：(1)***p<0.001，**p<0.01，*p<0.05；(2)括号中为标准误

在专利方面，模型2.2显示，工程信息类学科交互项的系数显著为负(β=-1.869，p<0.05)，说明专利晋升标准在激励工程信息类教师提高专利质量方面的效果弱于其他学科。

在论文方面，模型2.3显示，工程信息类和材料科学类交互项的系数显著为负(β工信=-2.050，p<0.05，β材料=-2.329，p<0.05)，说明论文晋升标准的提高对工程信息类和材料科学类学科青年教师论文发表的激励效果弱于其他学科。结合图2的晋升标准，可以推断材料科学类学科论文晋升标准偏高，相当一部分教师很难达到，故晋升标准对其论文发表激励效果不佳。从中外文期刊选择来看，模型2.4和2.5显示，在控制其他变量后，论文晋升标准虽然对教师发表中文论文的激励效果不存在显著的学科差异，但对材料类教师外文论文发表的激励效果明显较弱(β=-2.310，p<0.05)。从科研合作规模来看，模型2.6和2.7显示，在控制其他变量后，论文晋升标准虽然对各学科教师独立或第一作者发表论文的激励效果不存在显著差异，但对材料科学类学科教师合作作者发表论文的激励效果较弱(β=-2.415，p<0.05)。

五、结论与启示

本研究以一流建设学科高校国家重点实验室青年教师为样本，探索了科研晋升标准对青年教师科研产出的影响及其学科差异性，主要得出以下结论。

第一，青年教师科研在产出形式和水平上存在显著的学科差异，而科研晋升标准在学科间的差别不大，这导致晋升标准对各学科青年教师科研产出的激励强度不同。

第二，适度提高论文晋升标准，对青年教师的论文发表和科研合作均有显著的正向影响，但其对材料学科的影响效果较弱。

第三，适度提高专利晋升标准，对青年教师的专利申请及专利授权均有显著的正向影响，但对工程学科和信息学科的影响效果较弱。此外，提高专利晋升标准还对青年教师独立作者或第一作者发表论文有间接的促进作用。

弗鲁姆(Vroom)的期望理论(Expectancy Theory)指出，激励强度由所能达到的目标对满足个人需要的价值(即“效价”，Valence)和达成这种期望的可能性(即“期望值”，Expectancy)共同决定[21]。晋升关乎教师的切身利益，在各学科教师晋升“效价”一定的前提下，教师晋升的“期望值”将影响晋升标准对其科研产出的激励效果。基于此，上述研究结论对于高校教师学术职称晋升问题有如下政策启示：

首先，根据晋升激励效果，差异化调整各学科晋升标准。本研究发现，相比于其他学科，工程信息类教师的论文晋升标准较低，而且论文晋升标准对其科研产出的激励强度也较弱，可能的原因就是晋升标准的设置方式降低了教师晋升的“期望值”。“双一流”建设高校大多采用“基本条件限定+具体指标量化竞争”的模式进行职称评审，满足基本条件的教师还需要进行科研绩效的比拼，而最终获得晋升者的各项指标表现一般会大大超过晋升标准[22]。在这种情况下，即使达到晋升标准，青年教师的晋升“期望值”仍然较低。结合研究发现，可以考虑适度提高工程信息类学科教师的论文晋升标准，使作为“基本条件”的晋升标准更贴近教师实际晋升所须达到的绩效水平，以更加有效地激励青年教师的科学研究活动。

其次，加大专利成果在应用型学科教师晋升中的比重，促进科研评价标准的多元化。以往“一刀切”式的职称行政评审模式缺乏对学科差异性的考虑，倾向于用论文来衡量高校教师的科研产出。而本研究发现作为典型的应用型学科，材料学科教师的专利产出显著高于理化学科和生物医学学科，而且专利晋升标准对其教师专利产出数量和质量的激励强度均十分显著。事实上，材料学科教师的论文晋升标准在理工农医类学科当中是最高的，且论文晋升标准对其教师论文产出的激励强度显著弱于其他学科。为此，建议高校可以考虑突出专利成果在应用型学科教师晋升中的权重，并酌情降低其论文晋升标准，以保障各学科能够在保持各自学科文化的基础上持续发展。

最后，依据学科科研产出特点，为合作作者的学术贡献差异化赋权。本研究发现，晋升标准的提高往往伴随着教师作为合作作者论文数量的增加。这一方面可以说明晋升标准的提高促进了青年教师的学术合作，但另一方面也可能存在教师为提高科研绩效而进行虚假合作的问题。由于各学科的科研合作规模不同，为鼓励科研合作、激发教师的创造性，同时避免虚假合作、“搭便车”等学术作风问题的发生，高校可以考虑对不同学科论文作者的排名位次赋以差异化的权重。对于科研合作特征明显的学科(如材料科学、生物医学等)，可以适度提高合作作者在晋升科研绩效核算中的权重；对于科研合作规模总体较小的学科(如数理科学)，应更加突出教师作为主要贡献者所取得的学术成果。

当然，本研究也存在一些局限性，有待在后续研究中加以完善，如论文质量衡量方面，可以考虑国际期刊的分区、中文论文期刊的等级。此外，课题和获奖也是高校教师晋升标准的两个重要方面，但由于两者均存在较为复杂的等级序列，不便于使用问卷方式获取，故本研究“晋升标准”变量仅包括论文和专利两方面，后续研究可以考虑通过官方文件搜集和访谈相结合的方式进一步丰富“晋升标准”这一解释变量的内容。