駱 美，曾 益，尹穩(wěn)山，金 林，吳佳欣

（1.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)教師發(fā)展中心，湖北 武漢 430073；2.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)公共管理學(xué)院，湖北 武漢 430073；3.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)信息與安全工程學(xué)院，湖北 武漢 430073；4.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院，湖北 武漢 430073）

一、引言

高校教師的素質(zhì)和發(fā)展直接決定著高校的辦學(xué)能力和水平。為了激勵(lì)高校教師提高知識(shí)生產(chǎn)動(dòng)能，促進(jìn)人才的良性流動(dòng)，我國早在二十多年前就提出在高等學(xué)校實(shí)行教師聘任制①，又稱“預(yù)聘—長聘”制度。這是一項(xiàng)通過一段時(shí)期的預(yù)聘期，遴選出符合高校要求的專任教師，并在其進(jìn)入長聘期后給予優(yōu)厚的科研資源、經(jīng)濟(jì)保障和學(xué)術(shù)自由度的用人制度[1]。青年教師能否從預(yù)聘進(jìn)入長聘，是以預(yù)聘期科研產(chǎn)出為主要考核標(biāo)準(zhǔn)。

2003年以清華大學(xué)、北京大學(xué)為代表的極少數(shù)高校開始“試水”該類人事制度改革?！督逃筷P(guān)于2013年深化教育領(lǐng)域綜合改革的意見》將建立教師退出機(jī)制作為高校教師管理制度改革的重要內(nèi)容。2015年，高等教育“雙一流”建設(shè)拉開帷幕，為聘任制在高校的落地注入新的動(dòng)力。越來越多的大學(xué)開始對(duì)傳統(tǒng)事業(yè)編制進(jìn)行改革。據(jù)尹木子基于各大學(xué)官網(wǎng)的不完全統(tǒng)計(jì)，截至2018年底，全國約有112 所大學(xué)實(shí)施了“預(yù)聘—長聘”制度。

聘任制改革正以燎原之勢(shì)推進(jìn)，但也漸入深水區(qū)。一方面，聘任制打破了“鐵飯碗”，引入競爭機(jī)制，形成“能進(jìn)能出”的流動(dòng)局面，對(duì)完善我國高校師資管理、人才選拔、績效管理等制度具有重要意義，成為當(dāng)前高校主推的人事管理改革。另一方面，十幾年來伴隨我國高校聘任制改革的是峰巒疊起的熱點(diǎn)事件和一浪高過一浪的爭議。近年來對(duì)聘任制的熱議主要集中于帶有“非升即走”或“不合格即走”性質(zhì)的預(yù)聘期考核的合理性。

對(duì)聘任制，尤其是“非升即走”預(yù)聘制的研究也一直是學(xué)界的熱點(diǎn)。我國學(xué)者在該領(lǐng)域的研究，前期多以比較研究為主；近幾年，評(píng)估該制度實(shí)施效果的研究逐漸增多。在后一研究源流中，又以主觀經(jīng)驗(yàn)型研究居多，或者通過問卷或者訪談，收集提煉專任教師、管理人員等對(duì)該制度的感受及行為反應(yīng)。鮮有學(xué)者沿著“預(yù)聘—長聘”制的政策邏輯，就其對(duì)高校教師隊(duì)伍科研產(chǎn)出的影響效應(yīng)進(jìn)行科學(xué)檢驗(yàn)。本研究以Z大學(xué)為觀察點(diǎn)，運(yùn)用政策評(píng)估中的“自然試驗(yàn)”研究方法，以該校青年教師預(yù)聘制度背后的政策邏輯為著眼點(diǎn)，檢驗(yàn)其對(duì)青年教師的科研產(chǎn)出影響。希望本文的研究結(jié)果可以為已經(jīng)實(shí)施和即將實(shí)施“預(yù)聘—長聘”制的大學(xué)，以及對(duì)仍在持續(xù)中的關(guān)于“非升即走”合理性的討論提供新的視角和有說服力的證據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧與述評(píng)

對(duì)于聘任制對(duì)教師科研產(chǎn)出的影響，無論是主觀經(jīng)驗(yàn)型還是實(shí)證型研究，并沒有形成一致結(jié)論。但總的來講，呈現(xiàn)出涇渭分明的兩種觀點(diǎn)。

第一種觀點(diǎn)認(rèn)為，由于聘任制引入了競爭與問責(zé)機(jī)制，對(duì)高校教師不僅主觀上有激勵(lì)作用，而且客觀上也促進(jìn)了科研產(chǎn)出的數(shù)量。此觀點(diǎn)集中反映在域（境）外學(xué)者的研究。總體而言，這些研究認(rèn)為，“預(yù)聘—長聘”制度對(duì)青年教師的學(xué)術(shù)發(fā)展有著重要影響，它不僅在青年教師融入學(xué)術(shù)團(tuán)體、獲得身份認(rèn)可的社會(huì)化過程中發(fā)揮著核心作用[2]，而且從預(yù)聘到長聘的升職動(dòng)機(jī)也有助于促進(jìn)教師學(xué)術(shù)產(chǎn)出提升[3]。布蘭德（Bland）等[4]通過對(duì)1200 份有效問卷分析，發(fā)現(xiàn)長聘軌道全職教師比非長聘軌道全職教師在科研時(shí)間方面平均多投入4%，而且產(chǎn)出是后者的2~3倍。

從制度對(duì)科研產(chǎn)出客觀影響的角度，多個(gè)研究利用時(shí)間序列分析方法，對(duì)特定教師群體進(jìn)行了長達(dá)10年以上的追蹤，發(fā)現(xiàn)這些教師在預(yù)聘期的產(chǎn)出數(shù)量明顯高于長聘期。比如庫普、斯密茲和華茲耶挪斯基（Coup，Smeets&Warzynski）[5]對(duì) 1000 位經(jīng)濟(jì)學(xué)者 30年間的科研產(chǎn)出趨勢(shì)的分析顯示，其論文在預(yù)聘期間穩(wěn)定上升，卻在長聘之后突然下降。布朗加德（Brogaard）等[6]通過分析不同聘任軌道經(jīng)濟(jì)學(xué)教師的科研成果數(shù)量，模擬測(cè)算出該群體教師論文發(fā)表數(shù)量在取得終身教職后的兩年內(nèi)下降15%，十年后下降35%。但是，布朗加德等強(qiáng)調(diào)，隨著聘任穩(wěn)定和職業(yè)積累增長，教師的論文質(zhì)量和學(xué)術(shù)貢獻(xiàn)度亦隨之上升。還有研究指出西方高校學(xué)術(shù)出版物數(shù)量在2006—2016年十年間增加了56%，并以此從側(cè)面證明大學(xué)的預(yù)聘—長聘制度對(duì)教師的科研產(chǎn)出具有積極影響[7]。

在我國迄今極少量的考察預(yù)聘—長聘制度實(shí)施效果的實(shí)證文獻(xiàn)中，也有研究發(fā)現(xiàn)聘任制在某些維度提升了中國大學(xué)的科研生產(chǎn)力。比如，尹木子[1]基于“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，采用雙重差分法，發(fā)現(xiàn)2016—2018年實(shí)施預(yù)聘—長聘制度的大學(xué)大幅提升了國際期刊論文發(fā)表數(shù)量，但中文期刊發(fā)表數(shù)量沒有明顯增長。

第二種觀點(diǎn)認(rèn)為，聘任制對(duì)教師學(xué)術(shù)產(chǎn)出的影響并不顯著；在某些研究中，該影響甚至對(duì)青年教師的科研發(fā)展呈現(xiàn)出消極狀態(tài)。比如勞德爾（Laudel）[8]對(duì)比了澳大利亞、德國和荷蘭3 個(gè)國家的青年教師的科研行為后發(fā)現(xiàn)，不分國界，預(yù)聘狀態(tài)不同程度地影響了大部分青年教師的研究自主性。勞匝婁、蘭瑞毋瑞和金格拉斯（Lozano，Lariviere&Gingras）[9]則進(jìn)一步指出，預(yù)聘考核的指標(biāo)不能很好地反映個(gè)別論文的學(xué)術(shù)質(zhì)量，年輕學(xué)者為了能在有限的預(yù)聘年限內(nèi)最大限度地提高研究成果數(shù)量，更傾向于選擇趨近主流的研究課題和方法，從而限制了部分領(lǐng)域或?qū)W科對(duì)新知識(shí)的探索。我國學(xué)者也揭示出相似的主觀感受與行為表現(xiàn)。黎萬紅等[10]通過對(duì)我國9所高校1770名教師進(jìn)行問卷調(diào)查，對(duì)60 名教師進(jìn)行訪談，發(fā)現(xiàn)聘任制改革使得青年教師工作壓力巨大，而且學(xué)術(shù)工作受到諸多限制并愈發(fā)標(biāo)準(zhǔn)化。

從客觀影響的角度考察，“預(yù)聘—長聘”制度對(duì)科研產(chǎn)出并無顯著影響的發(fā)現(xiàn)主要集中于我國學(xué)者的相關(guān)實(shí)證研究。比如，楊希、李歡[11]隨機(jī)選取了45 個(gè)國家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，對(duì)45歲以下的全職教師的科研產(chǎn)出進(jìn)行了3年期跟蹤，發(fā)現(xiàn)實(shí)施“預(yù)聘—長聘”制度對(duì)青年教師的論文數(shù)量和質(zhì)量的影響都不顯著，未能有效發(fā)揮預(yù)期的激勵(lì)作用。尹木子[12]在其2019 的大學(xué)個(gè)案分析中，對(duì)一所地方高校進(jìn)行了為期5年的跟進(jìn)調(diào)查，發(fā)現(xiàn)該校整體科研產(chǎn)出并未有顯著提升。

我國現(xiàn)有的致力于評(píng)估聘任制實(shí)施客觀效果的文獻(xiàn)，不僅鳳毛麟角，而且存在較大的局限性。主要體現(xiàn)在以下三點(diǎn)：

第一，研究方法探測(cè)力偏弱，樣本代表性不強(qiáng)。比如，有研究選取國家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室青年教師為研究對(duì)象。這部分教師在高等教育系統(tǒng)中本身就是少數(shù)，其工作內(nèi)容以及科研模式與一般教師有較大區(qū)別；更何況該研究中實(shí)施聘任制的實(shí)驗(yàn)室僅占據(jù)了45 個(gè)隨機(jī)樣本的15%，也就是7個(gè)。就研究方法而言，大多采用了多元回歸等計(jì)量方法，盡管在探測(cè)制度影響力時(shí)盡量控制了多個(gè)因素，但這種控制無法真正窮盡，因此研究者們呼吁未來研究采用更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)摹皽?zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”方法考察聘任制對(duì)學(xué)術(shù)產(chǎn)出的影響[11]。

第二，研究內(nèi)容與研究問題不符。比如，研究問題為“預(yù)聘—長聘”制度對(duì)中國大學(xué)科研生產(chǎn)力的影響，卻并沒有能夠?qū)W(xué)生的科研成果從教師成果中區(qū)分出來。鑒于實(shí)施聘任制的大學(xué)主要分布于部屬院校，其研究生隊(duì)伍的規(guī)模通常是教師隊(duì)伍的數(shù)倍，導(dǎo)致整個(gè)研究實(shí)質(zhì)上檢驗(yàn)的是覆蓋面更加寬廣的改革，比如“雙一流建設(shè)”項(xiàng)目對(duì)我國大學(xué)整體科研產(chǎn)出的影響。如果不能成功將學(xué)生成果從整個(gè)學(xué)校的產(chǎn)出中精準(zhǔn)析出，那么對(duì)聘任制實(shí)施效果的評(píng)估將大概率出現(xiàn)偏差，甚至得出錯(cuò)誤的結(jié)論。

第三，評(píng)估邏輯與政策邏輯不符。要檢驗(yàn)?zāi)稠?xiàng)改革的實(shí)施效果就應(yīng)沿著該改革自身的政策邏輯進(jìn)行[13]?！邦A(yù)聘—長聘”制度是一個(gè)典型的以個(gè)體教師為目標(biāo)單位的改革，因?yàn)樵摳母锏脑u(píng)價(jià)內(nèi)容以及評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)均針對(duì)個(gè)人業(yè)績，而非集體業(yè)績。因此，域內(nèi)外部分研究對(duì)該制度的效果評(píng)估僅僅看改革實(shí)施前后的集體科研總量變化不盡科學(xué)，該效果評(píng)估更應(yīng)該檢驗(yàn)的是基于個(gè)人層面的差異，也即“人均”變化。僅觀測(cè)總量變化隱藏著通過增加人員規(guī)模，擴(kuò)大產(chǎn)出總量的判斷盲區(qū)風(fēng)險(xiǎn)。因此，評(píng)估聘任制的實(shí)施效果在當(dāng)前階段宜采用具體情況具體分析的策略，首先明晰特定聘任制的政策邏輯內(nèi)涵，然后再沿著該邏輯進(jìn)行效果評(píng)估。

三、我國高校教師聘任制政策邏輯

終身教職制度維護(hù)學(xué)術(shù)自由的政策目的與目標(biāo)的達(dá)成主要依托于預(yù)聘制的人才篩選邏輯。經(jīng)過長期發(fā)展，該邏輯在實(shí)踐中趨向了一種通用模式，可大致描述為：預(yù)聘期6年或更長，評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)以晉升該校副教授的條件為基準(zhǔn)，主要覆蓋科研、教學(xué)、公共服務(wù)三個(gè)維度，但科研標(biāo)準(zhǔn)權(quán)重明顯高于后兩者[14]。終身教職制度人才篩選邏輯所帶來的學(xué)術(shù)競爭力提高以及學(xué)術(shù)勞動(dòng)力流動(dòng)性增強(qiáng)等附加效果與我國高等教育在現(xiàn)代化建設(shè)時(shí)期的人事改革需求相契合[15]，于是許多高校借鑒了該人才篩選邏輯及其通用實(shí)踐模式。三個(gè)細(xì)節(jié)可以幫助判斷具體聘任制是否修改了通用的政策邏輯及實(shí)踐模式：預(yù)聘年限，評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)和考核機(jī)制。前兩者往往交織在一起。

（一）預(yù)聘年限與考核標(biāo)準(zhǔn)

關(guān)于預(yù)聘年限與考核標(biāo)準(zhǔn)，常見的修改包括，但不僅限于以下幾種情況：

第一，將6年晉升副教授的一般做法進(jìn)一步加碼，要求于3年內(nèi)晉升副教授，否則“非升即走”。

第二，預(yù)聘期3年，但不以副教授晉升條件為考核標(biāo)準(zhǔn)，而是將目標(biāo)定位于高級(jí)別論文與項(xiàng)目，因而實(shí)質(zhì)上考核標(biāo)準(zhǔn)比副教授晉升條件更高。

第三，預(yù)聘期為“3+3”年，而非6年，即合同 3年一簽。達(dá)到第一個(gè)3年條件的教師并不直接進(jìn)入長聘，而是繼續(xù)接受第二個(gè)3年的考察，合格后方能進(jìn)入長聘，不合格則同樣“非升即走”。

（二）考核機(jī)制

域外考核機(jī)制以質(zhì)性評(píng)價(jià)為主，對(duì)量不做硬性規(guī)定[14]。其考核規(guī)定中常見的表達(dá)為“（預(yù)聘教師）需展示出進(jìn)行原創(chuàng)性和聯(lián)想性工作的能力，以及持續(xù)貢獻(xiàn)重要學(xué)術(shù)產(chǎn)出的潛力”。我國高校預(yù)聘考核與之相反，以量化評(píng)價(jià)為主，在數(shù)量前提下追求質(zhì)量。其考核規(guī)定中常見的表達(dá)為“（預(yù)聘教師）需公開發(fā)表X 篇某某級(jí)及以上論文，獲得Y 個(gè)某某級(jí)課題立項(xiàng)”。在具體執(zhí)行考核標(biāo)準(zhǔn)時(shí)，我國大學(xué)又通常采用兩種方法來判斷被評(píng)議教師是否達(dá)標(biāo)。

第一，“數(shù)數(shù)目”機(jī)制，即嚴(yán)格比照論文和課題數(shù)量要求，達(dá)成一個(gè)核算一個(gè)，作品之間不能互相折算。比如，假設(shè)考核標(biāo)準(zhǔn)為3 篇B 級(jí)及以上論文，1 個(gè)國家級(jí)課題，但如果聘任教師僅完成了論文，即使3篇都是A級(jí)論文，也可能面臨解聘的結(jié)果。

第二，“積分制”機(jī)制，即按照一定規(guī)則將科研考核標(biāo)準(zhǔn)轉(zhuǎn)化為積分要求。這是一種相較于“數(shù)數(shù)目”更靈活的考核機(jī)制。在積分制下，即使某些維度有欠缺，也可通過在其他維度的努力進(jìn)行補(bǔ)充從而取得長聘資格。比如，仍以第一條中的舉例來說明，該教師在“數(shù)數(shù)目”考核機(jī)制下可能面臨解聘，但在“積分制”機(jī)制下則可能留任。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）關(guān)于“自然實(shí)驗(yàn)”法

對(duì)政策邏輯以科研產(chǎn)出提升為中心的聘任制實(shí)施效果的評(píng)估，本質(zhì)上是探測(cè)聘任制與教師科研產(chǎn)出提升之間是否存在因果關(guān)系。聘任制為“因”，科研產(chǎn)出提升為“果”。因果關(guān)系的確立有一個(gè)非常重要且關(guān)鍵的前提，即“果”只能由該“因”得來，如果有其他潛在的因素影響未能被排除，那么因果關(guān)系將不能成立。在當(dāng)前的研究技術(shù)條件下，“實(shí)驗(yàn)法”是眾多研究方法中，能相對(duì)盡可能多地排除其他因素干擾，以檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間因果關(guān)系的方法[13]。

在政策學(xué)領(lǐng)域，人為地將個(gè)體（或群體）對(duì)象進(jìn)行適用特定制度或不適用特定制度的隨機(jī)分配在現(xiàn)實(shí)中很難實(shí)現(xiàn)，因此多依賴于“自然實(shí)驗(yàn)法”進(jìn)行效果評(píng)估。這種方法的特點(diǎn)是研究對(duì)象被自然地或被其他非觀察者控制因素暴露在試驗(yàn)或?qū)φ諚l件下。

（二）選擇Z大學(xué)為研究案例的原因

選擇Z大學(xué)為本文研究案例是因?yàn)樵摯髮W(xué)基于其他需要，無意中間接構(gòu)建了一個(gè)可以進(jìn)行聘任制效果評(píng)估的“自然實(shí)驗(yàn)”環(huán)境。

Z 大學(xué)是一所以哲學(xué)社會(huì)科學(xué)為主干學(xué)科的教育部部屬院校，其專任教師隊(duì)伍規(guī)模約1500 人。2012年，為擴(kuò)大海歸教師的引進(jìn)規(guī)模，該校在經(jīng)濟(jì)、法律、管理三個(gè)主干學(xué)科設(shè)立了“3+3”式預(yù)聘制度。與其他兄弟院校不同，該校并非新進(jìn)教師全員聘任，而僅對(duì)海歸博士開放，本土博士仍然進(jìn)入傳統(tǒng)事業(yè)編。在2012—2015年期間，主干學(xué)科海歸必須進(jìn)入“3+3”。這一強(qiáng)制性的規(guī)定恰好很大程度滿足了實(shí)驗(yàn)研究中最關(guān)鍵的隨機(jī)分配原則，因?yàn)楹w與本土博士雖然看似來自不同的學(xué)緣體系，但就其入職時(shí)的科研勝任力而言，個(gè)體間差異卻是隨機(jī)分布的②。此外，在“3+3”實(shí)施過程中，預(yù)聘教師與事業(yè)編同儕面臨共同的學(xué)校、學(xué)科、學(xué)院三層軟硬環(huán)境?？蒲袆偃瘟﹄S機(jī)分布和共同的組織環(huán)境使得絕大部分可能影響青年教師科研產(chǎn)出的集體因素（除預(yù)聘制外）和個(gè)人因素均在Z大學(xué)得到了有效控制。如果預(yù)聘制教師的平均科研產(chǎn)出高于事業(yè)編，則Z大學(xué)的聘任制度邏輯有效。2016年，Z大學(xué)對(duì)年薪制的進(jìn)入條件進(jìn)行了調(diào)整，打通了兩類軌道之間的內(nèi)部流通，使得用人制度分組出現(xiàn)科研勝任力主觀“選擇偏見”，Z 大學(xué)的“3+3”預(yù)聘“自然實(shí)驗(yàn)”環(huán)境消失。Z大學(xué)預(yù)聘期3年的合格條件為2篇B級(jí)及以上論文和1個(gè)國家級(jí)課題（此后簡稱“2B論文1課題”）。在考核機(jī)制上，該校采用的是“數(shù)數(shù)目”的方法。

（三）研究假設(shè)與t檢驗(yàn)

本文的研究假設(shè)如下：

假設(shè)1.從“質(zhì)”的角度考察，預(yù)聘制教師的高質(zhì)量科研產(chǎn)出達(dá)成率明顯高于同期傳統(tǒng)事業(yè)編教師。

假設(shè)2.從“量”的角度考察，預(yù)聘制教師的平均科研產(chǎn)出明顯高于同期傳統(tǒng)事業(yè)編教師。

為檢驗(yàn)假設(shè)1，本文對(duì)2012—2015年間在主干學(xué)科入職的兩組教師的職后3年內(nèi)達(dá)到“2B論文1課題”的累積百分比進(jìn)行了t檢驗(yàn)。

為檢驗(yàn)假設(shè)2，本文對(duì)2012—2015年間在主干學(xué)科入職的兩組教師的職后3年內(nèi)的平均科研產(chǎn)出進(jìn)行了t檢驗(yàn)。在計(jì)算平均產(chǎn)出時(shí)，本文在對(duì)Z大學(xué)的科研論文及項(xiàng)目的折算規(guī)則進(jìn)行簡化后，將每位研究對(duì)象的產(chǎn)出換算成了積分。

（四）研究結(jié)果穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文運(yùn)用多元線性回歸分析來驗(yàn)證“自然實(shí)驗(yàn)”法研究結(jié)果的穩(wěn)健性。通過多元線性回歸再次檢驗(yàn)兩個(gè)研究假設(shè)，必須首先通過計(jì)量方式盡可能地排除用人制度外的其他因素對(duì)青年教師科研產(chǎn)出的影響。

過往有大量的文獻(xiàn)對(duì)影響教師科研產(chǎn)出的因素進(jìn)行了研究與分析?；谶@些豐富的研究，布蘭德（Bland）等[4]提煉出學(xué)術(shù)產(chǎn)出分析框架，將主要影響因素歸納為組織環(huán)境、領(lǐng)導(dǎo)者以及個(gè)人三個(gè)層面。本文是案例研究，因此主要選取了個(gè)人層面的客觀因素進(jìn)行可比基礎(chǔ)控制。文獻(xiàn)中常見的對(duì)教師科研產(chǎn)出有影響的個(gè)人層面客觀因素主要有四個(gè)：年齡[16]、性別[17-18]、學(xué)科[19-20]以及職稱[21]。本文研究對(duì)象絕大部分為講師，因此在進(jìn)行多元因素控制時(shí)只采用了年齡、性別和學(xué)科三個(gè)客觀因素。本文用于驗(yàn)證研究結(jié)果穩(wěn)健性的2個(gè)因變量與5個(gè)自變量設(shè)置見表1。

表1 變量與變量的衡量方式

（五）數(shù)據(jù)來源與相關(guān)說明

1.數(shù)據(jù)來源。本文中所采用的科研論文數(shù)據(jù)主要源自Z大學(xué)科學(xué)研究部2008—2018年《科研成果年鑒》。課題數(shù)據(jù)主要源自全國哲學(xué)社會(huì)科學(xué)辦公室項(xiàng)目查詢數(shù)據(jù)庫、國家自然科學(xué)基金委員會(huì)項(xiàng)目查詢數(shù)據(jù)庫和中國高校人文社會(huì)科學(xué)信息網(wǎng)項(xiàng)目查詢數(shù)據(jù)庫。

2.關(guān)于青年教師的定義。本文中的青年教師是指博士畢業(yè)后三年內(nèi)進(jìn)入Z 大學(xué)工作，且入職前從未在高校教學(xué)或科研崗位有過工作經(jīng)歷的教師。

3.關(guān)于科研產(chǎn)出“質(zhì)”與“量”的定義。本文遵從Z大學(xué)預(yù)聘制度的政策邏輯，將科研產(chǎn)出的“質(zhì)”在論文方面定義為B 級(jí)及以上，在課題方面定義為國家級(jí)?？蒲挟a(chǎn)出的“量”則依據(jù)Z 大學(xué)的論文與項(xiàng)目折算規(guī)則，將青年教師C 級(jí)及以上論文以及國家級(jí)課題折算為積分。關(guān)于科研產(chǎn)出“質(zhì)”與“量”的內(nèi)涵，本文出于研究需要在此僅提供一種參照思路，未來相關(guān)研究可根據(jù)自身理解，進(jìn)行靈活定義。

4.學(xué)科說明。Z 大學(xué)是一個(gè)以哲學(xué)社會(huì)科學(xué)為主體的高等院校，本文的分析范疇主要集中于該校經(jīng)濟(jì)、法律和管理三個(gè)主干學(xué)科。

五、研究結(jié)果

（一）自然實(shí)驗(yàn)法對(duì)研究假設(shè)的檢驗(yàn)結(jié)果

1.Z大學(xué)預(yù)聘制對(duì)青年教師科研質(zhì)量的影響

2012—2015年期間，在經(jīng)濟(jì)、法律、管理三個(gè)學(xué)科，Z 大學(xué)招錄了40 位預(yù)聘制青年海歸，129 位事業(yè)編教師。3年聘期結(jié)束后，40 位年薪制教師中僅有6 位完成了“2B 論文1 課題”的科研任務(wù)，達(dá)成率15%；用同樣的標(biāo)準(zhǔn)去衡量129 位事業(yè)編教師，37 位達(dá)到了該條件，達(dá)成率28.6%。表2 是對(duì)兩個(gè)樣本達(dá)成率的t 檢驗(yàn)結(jié)果。

表2 Z大學(xué)預(yù)聘制與事業(yè)編教師在科研產(chǎn)出“質(zhì)”方面的t檢驗(yàn)

表1 顯示，Z 大學(xué)預(yù)聘教師與事業(yè)編同僚在“2B 論文1 課題”的科研質(zhì)量達(dá)成率方面的確存在顯著差異（p<0.1），但方向卻與預(yù)期相反，因此本文研究假設(shè)1“Z 大學(xué)預(yù)聘制教師的高質(zhì)量科研產(chǎn)出達(dá)成率明顯高于同期傳統(tǒng)事業(yè)編教師”不成立。

2.Z大學(xué)預(yù)聘制對(duì)青年教師科研數(shù)量的影響

青年教師C級(jí)及以上的論文以及國家級(jí)課題根據(jù)Z 大學(xué)的相關(guān)規(guī)則被轉(zhuǎn)換為積分后，兩個(gè)不同用人體制下的職后3年人均科研產(chǎn)出出現(xiàn)了顯著差異。表3是對(duì)兩組平均科研積分的t檢驗(yàn)結(jié)果。

表3 Z大學(xué)預(yù)聘制與事業(yè)編教師在科研產(chǎn)出“量”方面的t檢驗(yàn)

表3 顯示，兩類青年教師在職后3年的人均科研產(chǎn)出“量”方面的確有顯著差異（p<0.01），但該差異的方向也和Z大學(xué)聘任改革預(yù)期的方向截然相反。事業(yè)編教師的平均科研產(chǎn)出為27.24 分，從數(shù)值上明顯高于預(yù)聘教師的14.375 分，兩者之間相差12.865 分。因此本文研究假設(shè)2“預(yù)聘制教師的平均科研產(chǎn)出明顯高于同期傳統(tǒng)事業(yè)編教師”不成立。

當(dāng)然，“2B 論文1 課題”的聘期評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)很可能極大程度引導(dǎo)了預(yù)聘教師群體的期刊級(jí)別投稿意向，而事業(yè)編教師在普通職稱晉升要求下，并無這方面的顧慮，因而可以積跬步。此外，由于Z大學(xué)預(yù)聘教師均為海歸博士，而哲學(xué)社會(huì)科學(xué)的海歸教師通常需要較長的時(shí)間適應(yīng)國內(nèi)的學(xué)術(shù)與論文發(fā)表生態(tài)，可能也是引致Z 大學(xué)預(yù)聘教師整體表現(xiàn)不如預(yù)期的一個(gè)重要原因。但無論如何，Z大學(xué)聘任制改革嘗試通過“不合格即走”提升青年教師科研產(chǎn)出“質(zhì)”與“量”的政策邏輯并沒有通過實(shí)踐檢驗(yàn)。

（二）研究結(jié)果穩(wěn)健性驗(yàn)證

首先，本文從“質(zhì)”的角度對(duì)相應(yīng)研究結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性驗(yàn)證。職后3年“是否達(dá)到‘2B論文1課題’”是因變量。這一變量為0-1 分布的離散變量（啞變量），取值為1 代表該教師達(dá)到“2B 論文1 課題”的考核標(biāo)準(zhǔn)，取值為0 代表該教師未達(dá)到考核標(biāo)準(zhǔn)。用人制度、學(xué)科、年齡、性別為自變量。由于因變量為0-1 離散變量，本文采用Probit 模型對(duì)假設(shè)1 研究結(jié)果進(jìn)行驗(yàn)證，具體函數(shù)如下：

其中，Y1為青年教師是否達(dá)到“2B 論文1 課題”的考核標(biāo)準(zhǔn)；discipline 為所在學(xué)科，age為年齡，gender 為性別，tenure 為用人制度，以上四個(gè)變量均為自變量；β1至β4為各項(xiàng)自變量的系數(shù)，系數(shù)如果顯著則代表存在顯著差異，反之亦然；α1為常數(shù)項(xiàng)；ε1為殘差項(xiàng)。

同理，在從“量”的角度對(duì)相應(yīng)研究結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性驗(yàn)證時(shí)，本文以科研產(chǎn)出積分為因變量，以學(xué)科、年齡、性別、用人制度為自變量?；赯大學(xué)科研論文及項(xiàng)目的折算規(guī)則，計(jì)算出2012—2015年入職的青年教師職后3年的產(chǎn)出積分，構(gòu)成多元線性回歸分析中的科研產(chǎn)出“量”這一連續(xù)因變量。由于因變量為連續(xù)型變量，此處采用經(jīng)典線性回歸模型（OLS）進(jìn)行分析，具體函數(shù)如下：

其中，Y2為積分變量；β5至β8為各項(xiàng)自變量的系數(shù)，系數(shù)如果顯著則代表存在顯著差異，反之亦然；α2為常數(shù)項(xiàng)；ε2為殘差項(xiàng)；其他符號(hào)意義同公式（1）。

如表4 所示，在排除了年齡、性別、學(xué)科等對(duì)青年教師科研產(chǎn)出的客觀影響后，Z 大學(xué)的預(yù)聘制無論是在影響青年教師科研產(chǎn)出的“質(zhì)”方面，還是在影響其“量”方面，均沒有發(fā)揮出預(yù)期的作用。與自然實(shí)驗(yàn)法的研究結(jié)果一致，都是事業(yè)編教師的科研表現(xiàn)高于預(yù)聘教師。

表4 多元線性回歸對(duì)自然實(shí)驗(yàn)法研究結(jié)果的驗(yàn)證

多元線性回歸的其他分析結(jié)果與現(xiàn)有文獻(xiàn)中相關(guān)研究的發(fā)現(xiàn)也保持了高度一致。例如，年齡、性別對(duì)科研產(chǎn)出的“量”具有明顯影響作用。尤其是性別，盡管男女教師在Z 大學(xué)的科研“質(zhì)”的定義下，差異并不明顯，但男性教師職后3年間平均科研積分明顯高出女性教師（p<0.01）。

但是，在現(xiàn)有文獻(xiàn)中引人注目的科研產(chǎn)出學(xué)科差異性，在本研究中卻并不明顯③。如表4 所示，當(dāng)以經(jīng)濟(jì)學(xué)為參照時(shí)，管理學(xué)和法學(xué)青年教師無論是在科研產(chǎn)出“質(zhì)”還是“量”方面，均未表現(xiàn)出明顯差異（p>0.1）。該發(fā)現(xiàn)比較反直覺，因?yàn)楸M管經(jīng)濟(jì)、管理和法學(xué)都是Z大學(xué)的主干學(xué)科，師資隊(duì)伍實(shí)力雄厚，但是法學(xué)囿于其海外期刊偏少，國內(nèi)發(fā)表生態(tài)相對(duì)保守等因素，其青年教師的科研產(chǎn)出從整體而言，理應(yīng)比經(jīng)濟(jì)和管理學(xué)科困難一些或者緩慢一些。然而多元線性回歸分析結(jié)果卻并不支持這一感知。

本文課題組于是深入到數(shù)據(jù)微觀層面尋找該“反直覺”結(jié)果的可能原因，發(fā)現(xiàn)2012—2015年期間，Z 大學(xué)法學(xué)學(xué)科隊(duì)伍補(bǔ)充數(shù)量極少。2012—2015年間，該校經(jīng)濟(jì)、管理、法學(xué)三個(gè)主干學(xué)科招錄的169名青年教師中，僅有15 名來自法學(xué)學(xué)科。但這15 名教師卻是自2007年Z 大學(xué)崗位評(píng)聘管理改革以來法學(xué)學(xué)科中整體實(shí)力最突出的一批教師。到2020年，已經(jīng)有1 名入選國家級(jí)人才工程，1 名入選校級(jí)人才工程，4 名正教授，8 名副教授。法學(xué)在其他年份段的教師均未表現(xiàn)出如此強(qiáng)勁的整體發(fā)展態(tài)勢(shì)。

六、研究結(jié)論與進(jìn)一步討論

本文利用Z 大學(xué)珍貴的自然實(shí)驗(yàn)研究機(jī)會(huì)，沿著該校聘任制改革中預(yù)聘部分的特有政策邏輯，以“2B論文1 課題”和職后3年內(nèi)科研積分為因變量，檢測(cè)了預(yù)聘制度對(duì)青年教師科研表現(xiàn)的影響。預(yù)聘制度的“不合格即走”設(shè)計(jì)并沒有發(fā)揮出有效的激勵(lì)作用，無論是聘期科研考核條件達(dá)成率，還是從人均科研積分，預(yù)聘教師均呈現(xiàn)出顯著不如事業(yè)編教師的局面。Z大學(xué)試圖通過“保住飯碗”這一壓力杠桿在青年教師群體以更短時(shí)限獲得更多高水平科研產(chǎn)出的嘗試失敗，其政策邏輯不為實(shí)踐所支持。本文雖然僅為案例分析，但環(huán)視當(dāng)前我國高校的聘任制改革，不難發(fā)現(xiàn)，持有與Z大學(xué)類似政策邏輯的高校大多遭遇了相似的結(jié)局。例如，W 大學(xué)2014年在部分學(xué)院啟動(dòng)“非升即走”式預(yù)聘制改革，要求3年內(nèi)完成多篇A 級(jí)期刊論文，至2017年聘期結(jié)束時(shí)，近200 名預(yù)聘教師中僅有4名順利晉升長聘制，保留率不足5%④。該結(jié)果經(jīng)媒體報(bào)道后，引起輿論界一片嘩然。

為什么同為聘任制度，在他國體系運(yùn)行良好，被全球眾多一流研究型大學(xué)學(xué)習(xí)借鑒[22]，而在我國高校卻頻頻遭遇滑鐵盧，多個(gè)聚焦于評(píng)估我國實(shí)施該制度效果的實(shí)證研究并沒有發(fā)現(xiàn)其在科研產(chǎn)出提升方面的顯著影響？這與該制度在他國與我國的不同發(fā)展歷史有很大關(guān)系。域外終身教職制度先于20 世紀(jì)初出現(xiàn)，再于20世紀(jì)中后期在該制度的評(píng)價(jià)內(nèi)容中提出清晰明確的科研要求[23]，形成了終身教職、職稱晉升與科研要求一體化的格局。但與域外終身教職制度發(fā)展的歷史軌跡不同，我國是先于21世紀(jì)初出現(xiàn)以明確清晰科研要求為特征的職稱評(píng)審制度，再于近年出現(xiàn)“預(yù)聘—長聘”制度，職稱晉升、預(yù)聘制度對(duì)教師科研產(chǎn)出的影響呈先后格局，而非一體化。因此，要檢驗(yàn)預(yù)聘制度對(duì)青年教師科研產(chǎn)出的影響必須首先將其從職稱晉升制度的影響中剝離。

職稱晉升制度雖然不實(shí)行“非升即走”，是一個(gè)帶有選擇性質(zhì)的激勵(lì)制度。但對(duì)于大多數(shù)高校，尤其是當(dāng)前實(shí)施“預(yù)聘—長聘”制度的教育部直屬高校的青年教師而言，由于整個(gè)群體在職業(yè)生涯初期的升職愿望強(qiáng)烈，職稱晉升制度已經(jīng)從表面的激勵(lì)性質(zhì)演變成為實(shí)質(zhì)上的壓力性質(zhì)。“青椒”這一高校青年教師的別稱在21 世紀(jì)初出現(xiàn)就是對(duì)其生活與工作“窘”境的形象描述，其中包括面臨由職稱晉升所帶來的極大科研壓力[24]。在這種情況下，聘任制加入后所能影響的其實(shí)僅是在職稱晉升制度轄下可能選擇不升職或者升職速度很慢的青年教師。而在我國的研究性大學(xué)里，這部分青年教師只是極少數(shù)而已。

本文同時(shí)也揭示，試圖通過加大壓力程度刺激人均科研產(chǎn)出的邏輯在我國當(dāng)前研究型大學(xué)不為實(shí)踐所支持。域外體系終身教職制度通用模式的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)為6年內(nèi)晉升副教授，這是其經(jīng)過大半個(gè)世紀(jì)發(fā)展而演進(jìn)出的共識(shí)。無獨(dú)有偶，根據(jù)李愛萍、沈紅[25]基于“2014 大學(xué)教師調(diào)查”的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)我國高校青年教師從講師至副教授的平均升職年限約為5.5年。同樣，在Z 大學(xué)，90%的副教授于6年內(nèi)從講師晉升副教授。也就是說，盡管域外域內(nèi)各高校的副教授晉升具體條件千差萬別，但是該條件的內(nèi)涵以及在6年左右實(shí)現(xiàn)該內(nèi)涵是一個(gè)比較符合各校青年教師實(shí)際科研“速率”的壓力設(shè)置。但當(dāng)該壓力設(shè)置被提高一倍或更多，比如3年內(nèi)晉升副教授，正如Z 大學(xué)、W 大學(xué)所呈現(xiàn)，青年教師的聘期條件達(dá)成率出現(xiàn)斷崖式下降?？蒲袆趧?dòng)的產(chǎn)出質(zhì)量與數(shù)量激勵(lì)并不能簡單套用車間邏輯。更何況即使在車間邏輯的可適用領(lǐng)域，壓力與產(chǎn)出其實(shí)也并非線性，而是倒“U”形關(guān)系，當(dāng)壓力大到一定程度時(shí)，其對(duì)產(chǎn)出刺激的邊際效應(yīng)將越來越弱。

綜上，本文建議已經(jīng)實(shí)施和即將實(shí)施“預(yù)聘—長聘”制度的大學(xué)，專注于該制度的人才篩選邏輯初衷，尊重自身于長期實(shí)踐而摸索出的職稱晉升壓力單位，使用好預(yù)聘制度，將之前受事業(yè)編“鐵飯碗”保護(hù)的不能勝任之人以及懈怠之人清除出隊(duì)伍。

七、研究不足與展望

本研究還存在一些局限，有待后續(xù)研究進(jìn)一步探索與完善。最主要的局限在于樣本代表性。囿于人事制度改革效果評(píng)估類研究難以獲得不同軌道教師的精準(zhǔn)數(shù)據(jù)，本研究不得不將研究范圍限定于案例分析。Z 大學(xué)作為以人文社會(huì)科學(xué)為主的文科院校，其聘任制教師的表現(xiàn)難以代表其他學(xué)科的教師；進(jìn)而聘任制在該校的實(shí)施效果在推廣至其他類型高校時(shí)也必須謹(jǐn)慎。此外，Z 大學(xué)自然實(shí)驗(yàn)條件下聘任制教師40 人規(guī)模過小，與事業(yè)編129 人進(jìn)行比較有一些潛在的統(tǒng)計(jì)學(xué)隱患。建議后續(xù)研究采用“大數(shù)據(jù)”策略緩解樣本代表性問題。利用爬蟲等大數(shù)據(jù)技術(shù)，輔以問卷、訪談等其他方式，盡力精準(zhǔn)捕捉實(shí)施某類“預(yù)聘—長聘”政策邏輯的高校青年教師的人事與科研信息，運(yùn)用準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)法檢驗(yàn)該類政策邏輯的實(shí)施效果。

致謝

感謝本研究課題組研究助理們的辛勤勞動(dòng)，他們是：中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)公共管理學(xué)院李姝、張冉；統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院王夢(mèng)圓、廖明可、陳瑤、王悅、謝欣悅、梁依婷；信息與安全工程學(xué)院劉露、梅熠。

注釋

①1993年出臺(tái)的《中國教育改革和發(fā)展綱要》。

②Z大學(xué)2016年“海歸教師績效分析報(bào)告”顯示，該校2012年以前入職的海歸教師，其人均科研產(chǎn)出和同時(shí)段事業(yè)編教師無顯著差異。由于該報(bào)告中海歸教師數(shù)量少，且入職時(shí)間間距較大，因此該報(bào)告僅用于校內(nèi)相關(guān)決策參考，并未公開發(fā)表。

③該學(xué)科差異性不顯著有前提條件，即是在Z 大學(xué)經(jīng)濟(jì)、管理、法學(xué)這三大主干學(xué)科之間相互比較。但是在本文課題組的基于全校同時(shí)段（2012—2015年）入職青年教師（即全樣本）職后3年的分析中，學(xué)科差異呈顯著（p<0.01），且主干學(xué)科青年教師的平均科研表現(xiàn)優(yōu)于非主干學(xué)科。鑒于本文研究主題，該研究結(jié)果并未在正文中進(jìn)行報(bào)告。

④資料來源：http://k.sina.com.cn/article_5545466650_14a891b1a0190 0d76s.html。