聘任制改革对高校青年教师科研产出的影响研究——基于自然实验法的案例效果分析

骆 美，曾 益，尹稳山，金 林，吴佳欣

（1.中南财经政法大学教师发展中心，湖北 武汉 430073；2.中南财经政法大学公共管理学院，湖北 武汉 430073；3.中南财经政法大学信息与安全工程学院，湖北 武汉 430073；4.中南财经政法大学统计与数学学院，湖北 武汉 430073）

一、引言

高校教师的素质和发展直接决定着高校的办学能力和水平。为了激励高校教师提高知识生产动能，促进人才的良性流动，我国早在二十多年前就提出在高等学校实行教师聘任制①，又称“预聘—长聘”制度。这是一项通过一段时期的预聘期，遴选出符合高校要求的专任教师，并在其进入长聘期后给予优厚的科研资源、经济保障和学术自由度的用人制度[1]。青年教师能否从预聘进入长聘，是以预聘期科研产出为主要考核标准。

2003年以清华大学、北京大学为代表的极少数高校开始“试水”该类人事制度改革。《教育部关于2013年深化教育领域综合改革的意见》将建立教师退出机制作为高校教师管理制度改革的重要内容。2015年，高等教育“双一流”建设拉开帷幕，为聘任制在高校的落地注入新的动力。越来越多的大学开始对传统事业编制进行改革。据尹木子基于各大学官网的不完全统计，截至2018年底，全国约有112 所大学实施了“预聘—长聘”制度。

聘任制改革正以燎原之势推进，但也渐入深水区。一方面，聘任制打破了“铁饭碗”，引入竞争机制，形成“能进能出”的流动局面，对完善我国高校师资管理、人才选拔、绩效管理等制度具有重要意义，成为当前高校主推的人事管理改革。另一方面，十几年来伴随我国高校聘任制改革的是峰峦叠起的热点事件和一浪高过一浪的争议。近年来对聘任制的热议主要集中于带有“非升即走”或“不合格即走”性质的预聘期考核的合理性。

对聘任制，尤其是“非升即走”预聘制的研究也一直是学界的热点。我国学者在该领域的研究，前期多以比较研究为主；近几年，评估该制度实施效果的研究逐渐增多。在后一研究源流中，又以主观经验型研究居多，或者通过问卷或者访谈，收集提炼专任教师、管理人员等对该制度的感受及行为反应。鲜有学者沿着“预聘—长聘”制的政策逻辑，就其对高校教师队伍科研产出的影响效应进行科学检验。本研究以Z大学为观察点，运用政策评估中的“自然试验”研究方法，以该校青年教师预聘制度背后的政策逻辑为着眼点，检验其对青年教师的科研产出影响。希望本文的研究结果可以为已经实施和即将实施“预聘—长聘”制的大学，以及对仍在持续中的关于“非升即走”合理性的讨论提供新的视角和有说服力的证据。

二、文献回顾与述评

对于聘任制对教师科研产出的影响，无论是主观经验型还是实证型研究，并没有形成一致结论。但总的来讲，呈现出泾渭分明的两种观点。

第一种观点认为，由于聘任制引入了竞争与问责机制，对高校教师不仅主观上有激励作用，而且客观上也促进了科研产出的数量。此观点集中反映在域（境）外学者的研究。总体而言，这些研究认为，“预聘—长聘”制度对青年教师的学术发展有着重要影响，它不仅在青年教师融入学术团体、获得身份认可的社会化过程中发挥着核心作用[2]，而且从预聘到长聘的升职动机也有助于促进教师学术产出提升[3]。布兰德（Bland）等[4]通过对1200 份有效问卷分析，发现长聘轨道全职教师比非长聘轨道全职教师在科研时间方面平均多投入4%，而且产出是后者的2~3倍。

从制度对科研产出客观影响的角度，多个研究利用时间序列分析方法，对特定教师群体进行了长达10年以上的追踪，发现这些教师在预聘期的产出数量明显高于长聘期。比如库普、斯密兹和华兹耶挪斯基（Coup，Smeets&Warzynski）[5]对 1000 位经济学者 30年间的科研产出趋势的分析显示，其论文在预聘期间稳定上升，却在长聘之后突然下降。布朗加德（Brogaard）等[6]通过分析不同聘任轨道经济学教师的科研成果数量，模拟测算出该群体教师论文发表数量在取得终身教职后的两年内下降15%，十年后下降35%。但是，布朗加德等强调，随着聘任稳定和职业积累增长，教师的论文质量和学术贡献度亦随之上升。还有研究指出西方高校学术出版物数量在2006—2016年十年间增加了56%，并以此从侧面证明大学的预聘—长聘制度对教师的科研产出具有积极影响[7]。

在我国迄今极少量的考察预聘—长聘制度实施效果的实证文献中，也有研究发现聘任制在某些维度提升了中国大学的科研生产力。比如，尹木子[1]基于“准自然实验”，采用双重差分法，发现2016—2018年实施预聘—长聘制度的大学大幅提升了国际期刊论文发表数量，但中文期刊发表数量没有明显增长。

第二种观点认为，聘任制对教师学术产出的影响并不显著；在某些研究中，该影响甚至对青年教师的科研发展呈现出消极状态。比如劳德尔（Laudel）[8]对比了澳大利亚、德国和荷兰3 个国家的青年教师的科研行为后发现，不分国界，预聘状态不同程度地影响了大部分青年教师的研究自主性。劳匝娄、兰瑞毋瑞和金格拉斯（Lozano，Lariviere&Gingras）[9]则进一步指出，预聘考核的指标不能很好地反映个别论文的学术质量，年轻学者为了能在有限的预聘年限内最大限度地提高研究成果数量，更倾向于选择趋近主流的研究课题和方法，从而限制了部分领域或学科对新知识的探索。我国学者也揭示出相似的主观感受与行为表现。黎万红等[10]通过对我国9所高校1770名教师进行问卷调查，对60 名教师进行访谈，发现聘任制改革使得青年教师工作压力巨大，而且学术工作受到诸多限制并愈发标准化。

从客观影响的角度考察，“预聘—长聘”制度对科研产出并无显著影响的发现主要集中于我国学者的相关实证研究。比如，杨希、李欢[11]随机选取了45 个国家重点实验室，对45岁以下的全职教师的科研产出进行了3年期跟踪，发现实施“预聘—长聘”制度对青年教师的论文数量和质量的影响都不显著，未能有效发挥预期的激励作用。尹木子[12]在其2019 的大学个案分析中，对一所地方高校进行了为期5年的跟进调查，发现该校整体科研产出并未有显著提升。

我国现有的致力于评估聘任制实施客观效果的文献，不仅凤毛麟角，而且存在较大的局限性。主要体现在以下三点：

第一，研究方法探测力偏弱，样本代表性不强。比如，有研究选取国家重点实验室青年教师为研究对象。这部分教师在高等教育系统中本身就是少数，其工作内容以及科研模式与一般教师有较大区别；更何况该研究中实施聘任制的实验室仅占据了45 个随机样本的15%，也就是7个。就研究方法而言，大多采用了多元回归等计量方法，尽管在探测制度影响力时尽量控制了多个因素，但这种控制无法真正穷尽，因此研究者们呼吁未来研究采用更严谨的“准自然实验”方法考察聘任制对学术产出的影响[11]。

第二，研究内容与研究问题不符。比如，研究问题为“预聘—长聘”制度对中国大学科研生产力的影响，却并没有能够将学生的科研成果从教师成果中区分出来。鉴于实施聘任制的大学主要分布于部属院校，其研究生队伍的规模通常是教师队伍的数倍，导致整个研究实质上检验的是覆盖面更加宽广的改革，比如“双一流建设”项目对我国大学整体科研产出的影响。如果不能成功将学生成果从整个学校的产出中精准析出，那么对聘任制实施效果的评估将大概率出现偏差，甚至得出错误的结论。

第三，评估逻辑与政策逻辑不符。要检验某项改革的实施效果就应沿着该改革自身的政策逻辑进行[13]。“预聘—长聘”制度是一个典型的以个体教师为目标单位的改革，因为该改革的评价内容以及评价标准均针对个人业绩，而非集体业绩。因此，域内外部分研究对该制度的效果评估仅仅看改革实施前后的集体科研总量变化不尽科学，该效果评估更应该检验的是基于个人层面的差异，也即“人均”变化。仅观测总量变化隐藏着通过增加人员规模，扩大产出总量的判断盲区风险。因此，评估聘任制的实施效果在当前阶段宜采用具体情况具体分析的策略，首先明晰特定聘任制的政策逻辑内涵，然后再沿着该逻辑进行效果评估。

三、我国高校教师聘任制政策逻辑

终身教职制度维护学术自由的政策目的与目标的达成主要依托于预聘制的人才筛选逻辑。经过长期发展，该逻辑在实践中趋向了一种通用模式，可大致描述为：预聘期6年或更长，评价标准以晋升该校副教授的条件为基准，主要覆盖科研、教学、公共服务三个维度，但科研标准权重明显高于后两者[14]。终身教职制度人才筛选逻辑所带来的学术竞争力提高以及学术劳动力流动性增强等附加效果与我国高等教育在现代化建设时期的人事改革需求相契合[15]，于是许多高校借鉴了该人才筛选逻辑及其通用实践模式。三个细节可以帮助判断具体聘任制是否修改了通用的政策逻辑及实践模式：预聘年限，评价标准和考核机制。前两者往往交织在一起。

（一）预聘年限与考核标准

关于预聘年限与考核标准，常见的修改包括，但不仅限于以下几种情况：

第一，将6年晋升副教授的一般做法进一步加码，要求于3年内晋升副教授，否则“非升即走”。

第二，预聘期3年，但不以副教授晋升条件为考核标准，而是将目标定位于高级别论文与项目，因而实质上考核标准比副教授晋升条件更高。

第三，预聘期为“3+3”年，而非6年，即合同 3年一签。达到第一个3年条件的教师并不直接进入长聘，而是继续接受第二个3年的考察，合格后方能进入长聘，不合格则同样“非升即走”。

（二）考核机制

域外考核机制以质性评价为主，对量不做硬性规定[14]。其考核规定中常见的表达为“（预聘教师）需展示出进行原创性和联想性工作的能力，以及持续贡献重要学术产出的潜力”。我国高校预聘考核与之相反，以量化评价为主，在数量前提下追求质量。其考核规定中常见的表达为“（预聘教师）需公开发表X 篇某某级及以上论文，获得Y 个某某级课题立项”。在具体执行考核标准时，我国大学又通常采用两种方法来判断被评议教师是否达标。

第一，“数数目”机制，即严格比照论文和课题数量要求，达成一个核算一个，作品之间不能互相折算。比如，假设考核标准为3 篇B 级及以上论文，1 个国家级课题，但如果聘任教师仅完成了论文，即使3篇都是A级论文，也可能面临解聘的结果。

第二，“积分制”机制，即按照一定规则将科研考核标准转化为积分要求。这是一种相较于“数数目”更灵活的考核机制。在积分制下，即使某些维度有欠缺，也可通过在其他维度的努力进行补充从而取得长聘资格。比如，仍以第一条中的举例来说明，该教师在“数数目”考核机制下可能面临解聘，但在“积分制”机制下则可能留任。

四、研究设计

（一）关于“自然实验”法

对政策逻辑以科研产出提升为中心的聘任制实施效果的评估，本质上是探测聘任制与教师科研产出提升之间是否存在因果关系。聘任制为“因”，科研产出提升为“果”。因果关系的确立有一个非常重要且关键的前提，即“果”只能由该“因”得来，如果有其他潜在的因素影响未能被排除，那么因果关系将不能成立。在当前的研究技术条件下，“实验法”是众多研究方法中，能相对尽可能多地排除其他因素干扰，以检验两个变量之间因果关系的方法[13]。

在政策学领域，人为地将个体（或群体）对象进行适用特定制度或不适用特定制度的随机分配在现实中很难实现，因此多依赖于“自然实验法”进行效果评估。这种方法的特点是研究对象被自然地或被其他非观察者控制因素暴露在试验或对照条件下。

（二）选择Z大学为研究案例的原因

选择Z大学为本文研究案例是因为该大学基于其他需要，无意中间接构建了一个可以进行聘任制效果评估的“自然实验”环境。

Z 大学是一所以哲学社会科学为主干学科的教育部部属院校，其专任教师队伍规模约1500 人。2012年，为扩大海归教师的引进规模，该校在经济、法律、管理三个主干学科设立了“3+3”式预聘制度。与其他兄弟院校不同，该校并非新进教师全员聘任，而仅对海归博士开放，本土博士仍然进入传统事业编。在2012—2015年期间，主干学科海归必须进入“3+3”。这一强制性的规定恰好很大程度满足了实验研究中最关键的随机分配原则，因为海归与本土博士虽然看似来自不同的学缘体系，但就其入职时的科研胜任力而言，个体间差异却是随机分布的②。此外，在“3+3”实施过程中，预聘教师与事业编同侪面临共同的学校、学科、学院三层软硬环境。科研胜任力随机分布和共同的组织环境使得绝大部分可能影响青年教师科研产出的集体因素（除预聘制外）和个人因素均在Z大学得到了有效控制。如果预聘制教师的平均科研产出高于事业编，则Z大学的聘任制度逻辑有效。2016年，Z大学对年薪制的进入条件进行了调整，打通了两类轨道之间的内部流通，使得用人制度分组出现科研胜任力主观“选择偏见”，Z 大学的“3+3”预聘“自然实验”环境消失。Z大学预聘期3年的合格条件为2篇B级及以上论文和1个国家级课题（此后简称“2B论文1课题”）。在考核机制上，该校采用的是“数数目”的方法。

（三）研究假设与t检验

本文的研究假设如下：

假设1.从“质”的角度考察，预聘制教师的高质量科研产出达成率明显高于同期传统事业编教师。

假设2.从“量”的角度考察，预聘制教师的平均科研产出明显高于同期传统事业编教师。

为检验假设1，本文对2012—2015年间在主干学科入职的两组教师的职后3年内达到“2B论文1课题”的累积百分比进行了t检验。

为检验假设2，本文对2012—2015年间在主干学科入职的两组教师的职后3年内的平均科研产出进行了t检验。在计算平均产出时，本文在对Z大学的科研论文及项目的折算规则进行简化后，将每位研究对象的产出换算成了积分。

（四）研究结果稳健性检验

本文运用多元线性回归分析来验证“自然实验”法研究结果的稳健性。通过多元线性回归再次检验两个研究假设，必须首先通过计量方式尽可能地排除用人制度外的其他因素对青年教师科研产出的影响。

过往有大量的文献对影响教师科研产出的因素进行了研究与分析。基于这些丰富的研究，布兰德（Bland）等[4]提炼出学术产出分析框架，将主要影响因素归纳为组织环境、领导者以及个人三个层面。本文是案例研究，因此主要选取了个人层面的客观因素进行可比基础控制。文献中常见的对教师科研产出有影响的个人层面客观因素主要有四个：年龄[16]、性别[17-18]、学科[19-20]以及职称[21]。本文研究对象绝大部分为讲师，因此在进行多元因素控制时只采用了年龄、性别和学科三个客观因素。本文用于验证研究结果稳健性的2个因变量与5个自变量设置见表1。

表1 变量与变量的衡量方式

（五）数据来源与相关说明

1.数据来源。本文中所采用的科研论文数据主要源自Z大学科学研究部2008—2018年《科研成果年鉴》。课题数据主要源自全国哲学社会科学办公室项目查询数据库、国家自然科学基金委员会项目查询数据库和中国高校人文社会科学信息网项目查询数据库。

2.关于青年教师的定义。本文中的青年教师是指博士毕业后三年内进入Z 大学工作，且入职前从未在高校教学或科研岗位有过工作经历的教师。

3.关于科研产出“质”与“量”的定义。本文遵从Z大学预聘制度的政策逻辑，将科研产出的“质”在论文方面定义为B 级及以上，在课题方面定义为国家级。科研产出的“量”则依据Z 大学的论文与项目折算规则，将青年教师C 级及以上论文以及国家级课题折算为积分。关于科研产出“质”与“量”的内涵，本文出于研究需要在此仅提供一种参照思路，未来相关研究可根据自身理解，进行灵活定义。

4.学科说明。Z 大学是一个以哲学社会科学为主体的高等院校，本文的分析范畴主要集中于该校经济、法律和管理三个主干学科。

五、研究结果

（一）自然实验法对研究假设的检验结果

1.Z大学预聘制对青年教师科研质量的影响

2012—2015年期间，在经济、法律、管理三个学科，Z 大学招录了40 位预聘制青年海归，129 位事业编教师。3年聘期结束后，40 位年薪制教师中仅有6 位完成了“2B 论文1 课题”的科研任务，达成率15%；用同样的标准去衡量129 位事业编教师，37 位达到了该条件，达成率28.6%。表2 是对两个样本达成率的t 检验结果。

表2 Z大学预聘制与事业编教师在科研产出“质”方面的t检验

表1 显示，Z 大学预聘教师与事业编同僚在“2B 论文1 课题”的科研质量达成率方面的确存在显著差异（p<0.1），但方向却与预期相反，因此本文研究假设1“Z 大学预聘制教师的高质量科研产出达成率明显高于同期传统事业编教师”不成立。

2.Z大学预聘制对青年教师科研数量的影响

青年教师C级及以上的论文以及国家级课题根据Z 大学的相关规则被转换为积分后，两个不同用人体制下的职后3年人均科研产出出现了显著差异。表3是对两组平均科研积分的t检验结果。

表3 Z大学预聘制与事业编教师在科研产出“量”方面的t检验

表3 显示，两类青年教师在职后3年的人均科研产出“量”方面的确有显著差异（p<0.01），但该差异的方向也和Z大学聘任改革预期的方向截然相反。事业编教师的平均科研产出为27.24 分，从数值上明显高于预聘教师的14.375 分，两者之间相差12.865 分。因此本文研究假设2“预聘制教师的平均科研产出明显高于同期传统事业编教师”不成立。

当然，“2B 论文1 课题”的聘期评价标准很可能极大程度引导了预聘教师群体的期刊级别投稿意向，而事业编教师在普通职称晋升要求下，并无这方面的顾虑，因而可以积跬步。此外，由于Z大学预聘教师均为海归博士，而哲学社会科学的海归教师通常需要较长的时间适应国内的学术与论文发表生态，可能也是引致Z 大学预聘教师整体表现不如预期的一个重要原因。但无论如何，Z大学聘任制改革尝试通过“不合格即走”提升青年教师科研产出“质”与“量”的政策逻辑并没有通过实践检验。

（二）研究结果稳健性验证

首先，本文从“质”的角度对相应研究结果进行稳健性验证。职后3年“是否达到‘2B论文1课题’”是因变量。这一变量为0-1 分布的离散变量（哑变量），取值为1 代表该教师达到“2B 论文1 课题”的考核标准，取值为0 代表该教师未达到考核标准。用人制度、学科、年龄、性别为自变量。由于因变量为0-1 离散变量，本文采用Probit 模型对假设1 研究结果进行验证，具体函数如下：

其中，Y1为青年教师是否达到“2B 论文1 课题”的考核标准；discipline 为所在学科，age为年龄，gender 为性别，tenure 为用人制度，以上四个变量均为自变量；β1至β4为各项自变量的系数，系数如果显著则代表存在显著差异，反之亦然；α1为常数项；ε1为残差项。

同理，在从“量”的角度对相应研究结果进行稳健性验证时，本文以科研产出积分为因变量，以学科、年龄、性别、用人制度为自变量。基于Z大学科研论文及项目的折算规则，计算出2012—2015年入职的青年教师职后3年的产出积分，构成多元线性回归分析中的科研产出“量”这一连续因变量。由于因变量为连续型变量，此处采用经典线性回归模型（OLS）进行分析，具体函数如下：

其中，Y2为积分变量；β5至β8为各项自变量的系数，系数如果显著则代表存在显著差异，反之亦然；α2为常数项；ε2为残差项；其他符号意义同公式（1）。

如表4 所示，在排除了年龄、性别、学科等对青年教师科研产出的客观影响后，Z 大学的预聘制无论是在影响青年教师科研产出的“质”方面，还是在影响其“量”方面，均没有发挥出预期的作用。与自然实验法的研究结果一致，都是事业编教师的科研表现高于预聘教师。

表4 多元线性回归对自然实验法研究结果的验证

多元线性回归的其他分析结果与现有文献中相关研究的发现也保持了高度一致。例如，年龄、性别对科研产出的“量”具有明显影响作用。尤其是性别，尽管男女教师在Z 大学的科研“质”的定义下，差异并不明显，但男性教师职后3年间平均科研积分明显高出女性教师（p<0.01）。

但是，在现有文献中引人注目的科研产出学科差异性，在本研究中却并不明显③。如表4 所示，当以经济学为参照时，管理学和法学青年教师无论是在科研产出“质”还是“量”方面，均未表现出明显差异（p>0.1）。该发现比较反直觉，因为尽管经济、管理和法学都是Z大学的主干学科，师资队伍实力雄厚，但是法学囿于其海外期刊偏少，国内发表生态相对保守等因素，其青年教师的科研产出从整体而言，理应比经济和管理学科困难一些或者缓慢一些。然而多元线性回归分析结果却并不支持这一感知。

本文课题组于是深入到数据微观层面寻找该“反直觉”结果的可能原因，发现2012—2015年期间，Z 大学法学学科队伍补充数量极少。2012—2015年间，该校经济、管理、法学三个主干学科招录的169名青年教师中，仅有15 名来自法学学科。但这15 名教师却是自2007年Z 大学岗位评聘管理改革以来法学学科中整体实力最突出的一批教师。到2020年，已经有1 名入选国家级人才工程，1 名入选校级人才工程，4 名正教授，8 名副教授。法学在其他年份段的教师均未表现出如此强劲的整体发展态势。

六、研究结论与进一步讨论

本文利用Z 大学珍贵的自然实验研究机会，沿着该校聘任制改革中预聘部分的特有政策逻辑，以“2B论文1 课题”和职后3年内科研积分为因变量，检测了预聘制度对青年教师科研表现的影响。预聘制度的“不合格即走”设计并没有发挥出有效的激励作用，无论是聘期科研考核条件达成率，还是从人均科研积分，预聘教师均呈现出显著不如事业编教师的局面。Z大学试图通过“保住饭碗”这一压力杠杆在青年教师群体以更短时限获得更多高水平科研产出的尝试失败，其政策逻辑不为实践所支持。本文虽然仅为案例分析，但环视当前我国高校的聘任制改革，不难发现，持有与Z大学类似政策逻辑的高校大多遭遇了相似的结局。例如，W 大学2014年在部分学院启动“非升即走”式预聘制改革，要求3年内完成多篇A 级期刊论文，至2017年聘期结束时，近200 名预聘教师中仅有4名顺利晋升长聘制，保留率不足5%④。该结果经媒体报道后，引起舆论界一片哗然。

为什么同为聘任制度，在他国体系运行良好，被全球众多一流研究型大学学习借鉴[22]，而在我国高校却频频遭遇滑铁卢，多个聚焦于评估我国实施该制度效果的实证研究并没有发现其在科研产出提升方面的显著影响？这与该制度在他国与我国的不同发展历史有很大关系。域外终身教职制度先于20 世纪初出现，再于20世纪中后期在该制度的评价内容中提出清晰明确的科研要求[23]，形成了终身教职、职称晋升与科研要求一体化的格局。但与域外终身教职制度发展的历史轨迹不同，我国是先于21世纪初出现以明确清晰科研要求为特征的职称评审制度，再于近年出现“预聘—长聘”制度，职称晋升、预聘制度对教师科研产出的影响呈先后格局，而非一体化。因此，要检验预聘制度对青年教师科研产出的影响必须首先将其从职称晋升制度的影响中剥离。

职称晋升制度虽然不实行“非升即走”，是一个带有选择性质的激励制度。但对于大多数高校，尤其是当前实施“预聘—长聘”制度的教育部直属高校的青年教师而言，由于整个群体在职业生涯初期的升职愿望强烈，职称晋升制度已经从表面的激励性质演变成为实质上的压力性质。“青椒”这一高校青年教师的别称在21 世纪初出现就是对其生活与工作“窘”境的形象描述，其中包括面临由职称晋升所带来的极大科研压力[24]。在这种情况下，聘任制加入后所能影响的其实仅是在职称晋升制度辖下可能选择不升职或者升职速度很慢的青年教师。而在我国的研究性大学里，这部分青年教师只是极少数而已。

本文同时也揭示，试图通过加大压力程度刺激人均科研产出的逻辑在我国当前研究型大学不为实践所支持。域外体系终身教职制度通用模式的评价标准为6年内晋升副教授，这是其经过大半个世纪发展而演进出的共识。无独有偶，根据李爱萍、沈红[25]基于“2014 大学教师调查”的数据，发现我国高校青年教师从讲师至副教授的平均升职年限约为5.5年。同样，在Z 大学，90%的副教授于6年内从讲师晋升副教授。也就是说，尽管域外域内各高校的副教授晋升具体条件千差万别，但是该条件的内涵以及在6年左右实现该内涵是一个比较符合各校青年教师实际科研“速率”的压力设置。但当该压力设置被提高一倍或更多，比如3年内晋升副教授，正如Z 大学、W 大学所呈现，青年教师的聘期条件达成率出现断崖式下降。科研劳动的产出质量与数量激励并不能简单套用车间逻辑。更何况即使在车间逻辑的可适用领域，压力与产出其实也并非线性，而是倒“U”形关系，当压力大到一定程度时，其对产出刺激的边际效应将越来越弱。

综上，本文建议已经实施和即将实施“预聘—长聘”制度的大学，专注于该制度的人才筛选逻辑初衷，尊重自身于长期实践而摸索出的职称晋升压力单位，使用好预聘制度，将之前受事业编“铁饭碗”保护的不能胜任之人以及懈怠之人清除出队伍。

七、研究不足与展望

本研究还存在一些局限，有待后续研究进一步探索与完善。最主要的局限在于样本代表性。囿于人事制度改革效果评估类研究难以获得不同轨道教师的精准数据，本研究不得不将研究范围限定于案例分析。Z 大学作为以人文社会科学为主的文科院校，其聘任制教师的表现难以代表其他学科的教师；进而聘任制在该校的实施效果在推广至其他类型高校时也必须谨慎。此外，Z 大学自然实验条件下聘任制教师40 人规模过小，与事业编129 人进行比较有一些潜在的统计学隐患。建议后续研究采用“大数据”策略缓解样本代表性问题。利用爬虫等大数据技术，辅以问卷、访谈等其他方式，尽力精准捕捉实施某类“预聘—长聘”政策逻辑的高校青年教师的人事与科研信息，运用准自然实验法检验该类政策逻辑的实施效果。

致谢

感谢本研究课题组研究助理们的辛勤劳动，他们是：中南财经政法大学公共管理学院李姝、张冉；统计与数学学院王梦圆、廖明可、陈瑶、王悦、谢欣悦、梁依婷；信息与安全工程学院刘露、梅熠。

注释

①1993年出台的《中国教育改革和发展纲要》。

②Z大学2016年“海归教师绩效分析报告”显示，该校2012年以前入职的海归教师，其人均科研产出和同时段事业编教师无显著差异。由于该报告中海归教师数量少，且入职时间间距较大，因此该报告仅用于校内相关决策参考，并未公开发表。

③该学科差异性不显著有前提条件，即是在Z 大学经济、管理、法学这三大主干学科之间相互比较。但是在本文课题组的基于全校同时段（2012—2015年）入职青年教师（即全样本）职后3年的分析中，学科差异呈显著（p<0.01），且主干学科青年教师的平均科研表现优于非主干学科。鉴于本文研究主题，该研究结果并未在正文中进行报告。

④资料来源：http://k.sina.com.cn/article_5545466650_14a891b1a0190 0d76s.html。