趙 迎

(山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 國際教育學(xué)院，山東 濟(jì)南，250014)

隨著我國經(jīng)濟(jì)由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)已成為經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵動(dòng)力，這同時(shí)對創(chuàng)新平臺(tái)和載體建設(shè)、創(chuàng)新資源和要素開發(fā)提出了更高的要求。在此背景下，作為人才培育、科技創(chuàng)新的基礎(chǔ)載體和重要源泉，高等學(xué)校應(yīng)著力加強(qiáng)創(chuàng)新能力建設(shè)，關(guān)鍵在于培育和提升高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力。高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力側(cè)重于高校教師的科研能力、科研成果產(chǎn)出以及成果轉(zhuǎn)化對社會(huì)生產(chǎn)力的作用，很大程度上影響著我國同世界先進(jìn)地區(qū)科研能力的比較優(yōu)勢。因此，深入分析影響高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力的主要因素，探索提升高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力的有效路徑具有重要意義。本文旨在以提升高校教師的科研領(lǐng)導(dǎo)力為出發(fā)點(diǎn)和落腳點(diǎn)，在總結(jié)評述現(xiàn)有研究文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，以高校教師科研產(chǎn)出作為科研領(lǐng)導(dǎo)力的表征變量，采用面板固定效應(yīng)模型、面板分位數(shù)回歸模型等現(xiàn)代計(jì)量方法，實(shí)證檢驗(yàn)地區(qū)特征、教師特征、科研載體、基礎(chǔ)研發(fā)投入等因素對高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力的影響，并提出提升高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力的對策建議。

一、文獻(xiàn)綜述

近年來，以教師領(lǐng)導(dǎo)力發(fā)展為策略的教育改革模式得到了越來越多國家的認(rèn)同，教師領(lǐng)導(dǎo)力問題受到了學(xué)者的廣泛關(guān)注。從一般意義上講，教師領(lǐng)導(dǎo)力主要涵蓋道德領(lǐng)導(dǎo)力、教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力和科研領(lǐng)導(dǎo)力等維度。就科研領(lǐng)導(dǎo)力而言，已有研究主要集中在影響因素和提升路徑等方面。

(一)高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力的影響因素

關(guān)于影響因素的研究主要涉及組織文化、組織架構(gòu)、個(gè)人能力等方面。Harris & Muijs以及Murphy指出，合作開放、分享信任、具有共同愿景的學(xué)校文化對教師領(lǐng)導(dǎo)力具有顯著的促進(jìn)作用，保守的學(xué)校文化則會(huì)阻礙教師領(lǐng)導(dǎo)力的發(fā)展。(1)Alma Harris,Daniel Muijs，Improving schools through teacher leadership，London: Open University Press，2005,p.65.(2)Murphy J, “Teacher Leadership: Barriers and Supports”, International Handbook of School Effectiveness and Improvement, Springer Netherlands，2007, pp.681-706.Yarger & Lee 指出，教師領(lǐng)導(dǎo)力的發(fā)展需要對學(xué)校場域進(jìn)行結(jié)構(gòu)與秩序重組，從而激勵(lì)教師參與決策制定并促進(jìn)教師間的合作。(3)Yarger S J，Lee O, “The development and sustenance of instructional leadership”，in Walling D R, Ed., Teachers as Leaders: Perspectives on the professional development of teachers, Bloomingdale: Phi Delta Kappa Educational Foundation, 1994, pp.223-237.陳先奎等研究認(rèn)為，在網(wǎng)絡(luò)共同體情境下，教師科研領(lǐng)導(dǎo)力發(fā)展是共同體成員結(jié)構(gòu)、教師網(wǎng)絡(luò)互動(dòng)、網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)環(huán)境3個(gè)核心要素良性互動(dòng)的結(jié)果。(4)陳先奎等：《網(wǎng)絡(luò)實(shí)踐共同體對高校英語教師科研領(lǐng)導(dǎo)力發(fā)展的影響:一項(xiàng)多案例研究》，《外語界》2016年第6期。姚翔基于對35所“雙一流”建設(shè)A類高校的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)術(shù)成就和國際化經(jīng)歷是擔(dān)任學(xué)術(shù)領(lǐng)導(dǎo)的重要推動(dòng)力。(5)姚翔：《中國一流大學(xué)學(xué)術(shù)領(lǐng)導(dǎo)任職的影響因素分析——基于35所“雙一流”建設(shè)A類高校的實(shí)證研究》，《國家教育行政學(xué)院學(xué)報(bào)》2019年第8期。關(guān)于科研產(chǎn)出的影響因素，王若宇等通過實(shí)證發(fā)現(xiàn)，人才政策、高等教育規(guī)模和層次、公共服務(wù)水平和信息化水平是高?？蒲腥瞬欧植嫉闹饕绊懸蛩?。(6)王若宇等：《2005-2015年中國高校科研人才的時(shí)空變化及影響因素分析》，《地理科學(xué)》2019年第8期。沈烈和譚芳碧運(yùn)用比較分析法證實(shí)，科研人力投入和科研經(jīng)費(fèi)支出對我國重點(diǎn)高校科研績效存在顯著的正向影響。(7)沈烈、譚芳碧：《我國重點(diǎn)高?？蒲锌冃в绊懸蛩乇容^研究》，《財(cái)政監(jiān)督》2019年第16期。劉天佐和許航利用DEA-Tobit模型實(shí)證發(fā)現(xiàn)，地區(qū)科研環(huán)境、教師職稱結(jié)構(gòu)以及區(qū)域教育投入力度等因素，對于區(qū)域高?？蒲型度氘a(chǎn)出績效具有顯著影響。(8)劉天佐、許航：《我國不同區(qū)域高?？蒲型度氘a(chǎn)出績效及其影響因素分析——基于DEA-Tobit模型的實(shí)證研究》，《科技管理研究》2018年第13期。

(二)提升高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力的有效路徑

已有研究發(fā)現(xiàn)，教師領(lǐng)導(dǎo)力的發(fā)揮，有助于學(xué)校變革取得成功并得以持續(xù)發(fā)展。Henson認(rèn)為，提升教師科研領(lǐng)導(dǎo)力，有利于提高教師對于教學(xué)科研實(shí)踐的反思能力與自省能力，從而促進(jìn)教師通過學(xué)習(xí)并實(shí)踐科研。(9)Henson K T, “Teachers as researchers”，in Sikula J，Buttery T J，Guyton E, Eds., Handbook of research on teacher education(2nd), New York: Simon&Schuster, 1996, pp.53-64.聶玉景認(rèn)為，教師領(lǐng)導(dǎo)力在提高教育教學(xué)質(zhì)量、培養(yǎng)高質(zhì)量人才、組建優(yōu)秀師資隊(duì)伍、助推高校治理完善等方面具有重要的作用。(10)聶玉景：《論內(nèi)涵式發(fā)展中高校教師領(lǐng)導(dǎo)力的提升》，《黑龍江高教研究》2019年第3期。

就具體路徑而言，柯麗芬認(rèn)為，教師領(lǐng)導(dǎo)力提升路徑包括教師多元文化包容性、團(tuán)隊(duì)協(xié)作能力、教學(xué)方式多樣化、自主性程度及實(shí)踐能力等5個(gè)方面(11)柯麗芬：《高校教師領(lǐng)導(dǎo)力提升途徑研究》，《中國教育技術(shù)裝備》2019年第4期。。蘇薈和劉奧運(yùn)應(yīng)用Tobit模型發(fā)現(xiàn)，我國高校人力資本投資總體處于“稀缺”狀態(tài)，物質(zhì)資本投入處于“冗余”階段，科學(xué)研究機(jī)構(gòu)存在“重量輕質(zhì)”等問題，建議推動(dòng)高校內(nèi)涵式發(fā)展應(yīng)將重點(diǎn)轉(zhuǎn)向?qū)θ肆Y本的積累，相對減少物質(zhì)資本的過度投入。(12)蘇薈、劉奧運(yùn)：《”雙一流“建設(shè)背景下我國省際高?？蒲行始坝绊懸蛩匮芯俊贒EA-Tobit模型》，《重慶大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)》2020年第1期。張衛(wèi)國針對不同類型地區(qū)，提出了全面型、完善型、激勵(lì)型和傳統(tǒng)型4種提升高校科研生產(chǎn)率的路徑。(13)張衛(wèi)國：《我國高?？蒲猩a(chǎn)率提升路徑研究——基于31個(gè)省份的模糊集定性比較分析》，《中國高教研究》2019年第7期。

從現(xiàn)有研究看，對高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力的構(gòu)成要素界定還不夠統(tǒng)一，在影響因素定量分析方面比較欠缺，特別是對教師特征、區(qū)域發(fā)展環(huán)境、科研經(jīng)費(fèi)支出結(jié)構(gòu)等方面研究相對較少。鑒于此，本文嘗試采用現(xiàn)代計(jì)量模型系統(tǒng)分析相關(guān)因素對高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力的影響，并研究提出提升高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力的對策和建議。

二、模型與變量

(一)模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)教師特征、地區(qū)特征、研發(fā)投入、科研載體等4個(gè)維度對高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力的影響，本文將計(jì)量模型設(shè)定如下：

Inpapert=β0+β1×Inprafassarit+β2×Inprogramit+β3×Ingdpt+β4×Inrdit+β5×Inmeetingit+β6×Inuniversityit+λi+τt+εit

其中，lnpaperit是因變量，衡量高校教師的科研領(lǐng)導(dǎo)力；lnprofessorit是自變量，衡量高校教師特征；lnprogramit和lnmeetingit是測量科研載體的自變量；lngdpit和lnuniversityit是測量地區(qū)特征的自變量；lnrdit是衡量研發(fā)投入的自變量。此外，模型也加入了時(shí)間效應(yīng)(τt)、不隨時(shí)間變化的個(gè)體效應(yīng)(λi)(本文指各個(gè)地區(qū))和隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)(εit)以控制不可觀察的變量對高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力的影響。

β1-β6是教師特征、科研載體、地區(qū)特征、研發(fā)投入等對高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力影響的估計(jì)系數(shù)，該系數(shù)是該計(jì)量模型的核心估計(jì)系數(shù)。如果β不顯著，則表明上述自變量對高校教師科研能力這個(gè)因變量沒有顯著的影響；如果β系數(shù)顯著，則說明上述特征對高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力具有顯著的影響。

(二)變量說明

1.高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力。高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力重點(diǎn)是指高校教師的科研能力，本文選取高校教師發(fā)表論文的總數(shù)來衡量。為檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文同時(shí)選取高校教師出版的科技著作數(shù)量來表示高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力。

2.高校教師特征。根據(jù)一般文獻(xiàn)的做法，本文選取教學(xué)科研人員中具有高級職稱人員數(shù)量來測量高校教師特征。由于教學(xué)科研人員與高級職稱人員這兩個(gè)變量具有高度的相關(guān)性(r=0.88,p=0.000)，為了避免多重共線性，本文沒有將教學(xué)科研人員和高級職稱人員這兩個(gè)變量同時(shí)納入模型，只在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中分析了教學(xué)科研人員對高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力的影響。

3.地區(qū)特征。一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)狀況對本地的科研投入具有重要的影響。本文利用每個(gè)地區(qū)的人均GDP來測量地區(qū)特征對高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力的影響。同時(shí)，地方大學(xué)與地區(qū)大學(xué)間的關(guān)系對高校教師科研能力也具有重要影響，本文亦利用地方大學(xué)占地區(qū)大學(xué)數(shù)量的比重來測量地區(qū)特征。

4.研發(fā)投入。已有文獻(xiàn)表明，一個(gè)地區(qū)的研發(fā)投入尤其是基礎(chǔ)研發(fā)投入對當(dāng)?shù)氐目蒲兴骄哂兄匾挠绊?。本文利用地區(qū)的基礎(chǔ)研發(fā)投入來測量研發(fā)投入。

5.科研載體。相關(guān)研究表明，高校教師參與或承擔(dān)的科研項(xiàng)目數(shù)量以及參與的國際學(xué)術(shù)會(huì)議次數(shù)對高校教師的科研能力具有顯著的影響。本文利用高校教師參與或承擔(dān)的科研項(xiàng)目數(shù)量和參與的國際學(xué)術(shù)會(huì)議次數(shù)來測量科研載體。上述變量的定義與測量方式見表1。

(三)描述性統(tǒng)計(jì)

本文選擇2001—2017年30個(gè)省(市)、自治區(qū)的高等學(xué)校為研究樣本。由于西藏自治區(qū)大部分相關(guān)數(shù)據(jù)缺失，故本文刪除了西藏自治區(qū)的相關(guān)樣本。這樣，樣本包括30個(gè)截面17年的面板數(shù)據(jù)，省份—年度觀察值為510個(gè)。本文的數(shù)據(jù)主要來源于2002—2018年的《高等學(xué)?？萍冀y(tǒng)計(jì)資料匯編》以及各省市的地方統(tǒng)計(jì)年鑒。為了消除異常值的影響，本文對連續(xù)變量在1%和99%分位進(jìn)行了Winsorize處理。以下數(shù)據(jù)報(bào)告均基于處理后的數(shù)據(jù)結(jié)果。在回歸分析前對模型中變量間的Pearson相關(guān)性及自變量的描述性統(tǒng)計(jì)進(jìn)行了分析。表2報(bào)告了變量間的Pearson相關(guān)性矩陣以及各變量的描述性統(tǒng)計(jì)。從相關(guān)性矩陣可以看出，各個(gè)自變量與因變量間存在中高度相關(guān)關(guān)系，表明自變量對因變量具有一定程度的影響，初步驗(yàn)證了本文的假設(shè)。從自變量間的關(guān)系看，lnprofessorit和lnresearcherit間的相關(guān)系數(shù)達(dá)到了0.88，如果將兩個(gè)變量同時(shí)納入模型可能會(huì)導(dǎo)致嚴(yán)重的多重共線性，因此本文用lnprofessorit作主效應(yīng)分析，lnresearcherit作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)變量，以驗(yàn)證教師特征對高校教師科研能力的效應(yīng)。除此之外，其余自變量間的相關(guān)系數(shù)沒有超過0.5，這在一定程度上說明了模型不存在嚴(yán)重的多重共線性。進(jìn)一步檢驗(yàn)，方差膨脹因子(Variance Inflation Factors, VIF)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示VIF的均值為1.53，低于1.60的門檻值，這表明在我們的回歸分析中不存在多重共線性問題。

表1 主要變量的定義及說明

三、模型的計(jì)量分析

為了對各個(gè)模型的相關(guān)結(jié)果進(jìn)行對比分析，本文分別估計(jì)了混合普通最小二乘法(pooled OLS)、固定效應(yīng)模型(FE)、隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)以及Driscoll-Kraay模型(DK)(14)Driscoll J C.& Kraay A C, “Consistent Covariance Matrix Estimation with Spatially Dependent Panel Data”, Review of Economics and Statistics，Vol.80,1998,pp.549-560.。OLS模型、FE模型和RE模型都選擇省份層面的穩(wěn)健聚類標(biāo)準(zhǔn)誤，而DK模型采用的是Driscoll-Kraay標(biāo)準(zhǔn)誤，同時(shí)采用滯后四階(lag(4))。由于本文的模型各變量都是采用對數(shù)形式，所以，估計(jì)的回歸系數(shù)可以通過高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力對教師特征、科研載體、地區(qū)特征、研發(fā)特征等自變量變化的敏感程度即兩者之間的彈性(elasticity)進(jìn)行解釋。此外，由于可能的內(nèi)生性問題，本文只是分析了變量間可能存在的相關(guān)關(guān)系，而不是因果關(guān)系。

表2 變量的相關(guān)性矩陣及描述性統(tǒng)計(jì)

(一)基本回歸分析

本文首先檢驗(yàn)了各自變量對因變量高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力的影響。表3顯示了基本回歸結(jié)果。模型(1)到模型(4)分別顯示了混合普通最小二乘、固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)以及DK模型的結(jié)果。Breusch-Pagan Lagrange Multiplier檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明，本文的計(jì)量分析應(yīng)該采用固定效應(yīng)模型，因此，主要根據(jù)模型(2)固定效應(yīng)模型解釋變量的估計(jì)結(jié)果。從具體模型看，教師特征、科研載體、基礎(chǔ)研發(fā)投入等變量對高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力具有顯著的影響。

從模型(2)看，lnprofessorit的系數(shù)估計(jì)值β1=0.253，且在1%水平上顯著(se=0.09)，表明高?？蒲腥藛T具有高級職稱的人員數(shù)量會(huì)顯著提高高校教師的科研領(lǐng)導(dǎo)力。我們也計(jì)算了高級職稱人員數(shù)量對教師科研能力影響的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。因?yàn)樵谀Ｐ椭袃烧叨际遣捎玫膶?shù)形式，所以，可以采用彈性系數(shù)來解釋高級職稱人員數(shù)量對教師科研領(lǐng)導(dǎo)力的影響效應(yīng)。從回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn)，高級職稱人員數(shù)量每增加10%，高校教師發(fā)表的論文數(shù)量會(huì)增加2.53%。這說明，高校教師中具有高級職稱的科研人員具有顯著的外溢效應(yīng)，能夠帶動(dòng)整個(gè)教師隊(duì)伍科研能力的提升。

lnprogramit的系數(shù)估計(jì)值β2=0.696，且在1%水平上顯著(se=0.09)，表明高?？蒲腥藛T參與或承擔(dān)科研項(xiàng)目會(huì)顯著提高高校教師的科研領(lǐng)導(dǎo)力。我們也計(jì)算了參與或承擔(dān)科研項(xiàng)目對教師科研領(lǐng)導(dǎo)力影響的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。從回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn)，高?？蒲腥藛T參與或承擔(dān)科研項(xiàng)目每增加10%，高校教師發(fā)表的論文數(shù)量會(huì)增加6.96%，這說明，高校教師積極參與或承擔(dān)相關(guān)的科研項(xiàng)目會(huì)帶動(dòng)整個(gè)教師隊(duì)伍科研能力的提升。

lnrdit的系數(shù)估計(jì)值β4=0.155，且在10%水平上顯著(se=0.08)，表明地區(qū)的基礎(chǔ)研發(fā)投入有利于高校教師開展科學(xué)研究。我們也計(jì)算了基礎(chǔ)研發(fā)投入對教師科研領(lǐng)導(dǎo)力影響的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。從回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn)，基礎(chǔ)研發(fā)投入每增加10%，高校教師發(fā)表的論文數(shù)量會(huì)增加1.55%，這說明，各個(gè)地區(qū)應(yīng)加大研發(fā)尤其是基礎(chǔ)研發(fā)的投入量來提高高校教師的科研能力。

lnmeetingit的系數(shù)估計(jì)值β5=0.117，且在10%水平上顯著(se=0.06)，表明參與國際學(xué)術(shù)會(huì)議有利于高校教師開展科學(xué)研究。我們也計(jì)算了參加國際學(xué)術(shù)會(huì)議對教師科研領(lǐng)導(dǎo)力影響的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。從回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn)，參加國際學(xué)術(shù)會(huì)議的次數(shù)每增加10%，高校教師發(fā)表的論文數(shù)量會(huì)增加1.17%。這說明，參加國際學(xué)術(shù)會(huì)議能夠吸收比較前沿的理論知識(shí)和研究方向，從而提高高校教師的科研能力。

從回歸結(jié)果看，地區(qū)特征lngdpit和lnuniversityit對高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力的提高沒有顯著的影響。lngdpit的系數(shù)β3=0.165，但在統(tǒng)計(jì)上并不顯著(se=0.2)，lnuniversityit的估計(jì)系數(shù)β6=0.032，在統(tǒng)計(jì)上與0沒有顯著差異(se=0.32)。經(jīng)過各種模型的比較分析和系數(shù)的差異檢驗(yàn)，高校教師參與或承擔(dān)科研項(xiàng)目對科研領(lǐng)導(dǎo)力的提升作用相對最大，提升科研隊(duì)伍中高級職稱人員比例對科研領(lǐng)導(dǎo)力的提高作用次之，加大地區(qū)基礎(chǔ)研發(fā)投入以及鼓勵(lì)高?？蒲腥藛T積極參加國際學(xué)術(shù)會(huì)議都有利于提升高校教師的科研領(lǐng)導(dǎo)力。

表3 基本回歸結(jié)果

括號(hào)中為se，***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1

(二)面板分位數(shù)回歸

上面的基本回歸檢驗(yàn)了各自變量對因變量影響的平均效應(yīng)，沒有考慮具有不同科研能力高校的差異。這一部分，利用面板分位數(shù)回歸檢驗(yàn)了上述效應(yīng)的異質(zhì)性。面板分位數(shù)回歸采用固定效應(yīng)模型，表4分別報(bào)告了25分位、50分位、75分位和95分位的回歸結(jié)果。

從lnprofessorit的回歸結(jié)果來看，隨著高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力從25分位提升到95分位，lnprofessorit的回歸系數(shù)逐步降低，并且q75和q95分位的系數(shù)在10%的水平上不顯著。這表明，科研隊(duì)伍中高級職稱人員比例的正向效應(yīng)在科研領(lǐng)導(dǎo)力的低分位(如q25、q50)上更加重要。也就是說，高?？蒲蓄I(lǐng)導(dǎo)力相對不高時(shí)，高級科研人員的正面溢出作用更加明顯。

從lnprogramit的回歸結(jié)果來看，隨著高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力從25分位提升到95分位，lnprogramit的回歸系數(shù)隨之逐步降低，從q25分位的0.712逐步降低到q95分位的0.66。這表明，參與或承擔(dān)科研項(xiàng)目對高校科研領(lǐng)導(dǎo)力提升具有正向影響，但是這種效應(yīng)對中低科研能力的高校影響最大，這也為落后高?？蒲心芰Φ奶嵘峁┝艘粭l可行路徑。

從lnrdit的回歸結(jié)果來看，隨著高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力從25分位提升到95分位，lnrdit的回歸系數(shù)也隨之逐步提高，從q25分位的0.121逐步增加到q95分位的0.231。這表明，基礎(chǔ)研發(fā)投入對高?？蒲蓄I(lǐng)導(dǎo)力提升具有重要的正向影響，但是這種效應(yīng)對科研能力強(qiáng)的高校影響更大，也許是因?yàn)榭蒲心芰?qiáng)的高校具有一定的吸收能力，能夠更高效率地利用基礎(chǔ)研發(fā)投入。

從lnmeetingit的回歸結(jié)果來看，隨著高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力從25分位提升到95分位，lnmeetingit的回歸系數(shù)逐步降低，并且q75和q95分位的系數(shù)在10%的水平上不顯著。這表明，參與國際學(xué)術(shù)會(huì)議的正向效應(yīng)在科研能力中低分位(如q25、q50)上更加重要。也就是說科研能力相對不高時(shí)，高校更應(yīng)該創(chuàng)造條件鼓勵(lì)科研人員積極參加國際學(xué)術(shù)會(huì)議。與前面的分析一致，地區(qū)特征lngdpit和lnuniversityit對高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力的提高沒有顯著的影響。

表4 分位數(shù)回歸結(jié)果

括號(hào)中為se，***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1

(三)分地區(qū)回歸

上述的估計(jì)結(jié)果可能存在地區(qū)差異。為了更好地理解上述效應(yīng)的異質(zhì)性，本節(jié)按照高校所在地區(qū)進(jìn)行了異質(zhì)性分析。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局的劃分，本文將我國的行政區(qū)域分為東部、中部、西部和東北4大板塊。本節(jié)回歸采用固定效應(yīng)模型，標(biāo)準(zhǔn)誤為省級層面的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。表5報(bào)告了回歸結(jié)果。

從回歸結(jié)果看，lnprofessorit只對東北地區(qū)的高校具有顯著的正面效應(yīng)；lnprogramit對東部、中部、西部高校具有顯著影響，但對東北地區(qū)高校影響不顯著。與前面回歸結(jié)果不同，lngdpit對東部和西部的影響具有顯著的正向作用，但是對中部和東北的影響為負(fù)向；lnrdit對中西部高校具有顯著的影響，對東部和東北沒有顯著作用；lnmeetingit和lnuniversityit對各個(gè)地區(qū)都沒有顯著效應(yīng)。總之，在分析各個(gè)自變量對因變量的影響或制定出臺(tái)有關(guān)政策時(shí)，要結(jié)合各個(gè)地區(qū)的實(shí)際情況，防止“一刀切”。

表5 分地區(qū)回歸結(jié)果

括號(hào)中為se，***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)上述結(jié)果的穩(wěn)健性，我們進(jìn)一步用教師出版的科技著作數(shù)量(lnbookit)來測量高校教師的科研領(lǐng)導(dǎo)力，用高校教師中教學(xué)科研人員的總量(lnresearcherit)來衡量教師特征。根據(jù)前面介紹的計(jì)量方法，我們對相關(guān)變量重新進(jìn)行了回歸分析，表6報(bào)告了穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。

從回歸結(jié)果看，教師特征(lnresearcherit)、科研載體(lnprogramit，lnmeetingit)、基礎(chǔ)研發(fā)投入(lnrdit)等變量對高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力具有顯著的正向效應(yīng)，地區(qū)特征(lnuniversityit)沒有顯著效應(yīng)，與前面的分析結(jié)果一致。但是，與前面結(jié)果不同的是，除了混合普通最小二乘模型外，地區(qū)特征lngdpit對高校教師科研能力具有顯著的正向影響?？傊處熖卣?、科研載體、基礎(chǔ)研發(fā)投入等變量是影響高校教師科研能力的重要因素，而地區(qū)特征的效應(yīng)需要謹(jǐn)慎處理。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

注：括號(hào)中為se，***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1

四、結(jié)論與啟示

加強(qiáng)高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力建設(shè)、強(qiáng)化高校教師科研“智慧引擎”是提升高校科研創(chuàng)新能力、推動(dòng)高等教育內(nèi)涵式發(fā)展的重要基礎(chǔ)。本文著眼于如何提高高校教師的科研領(lǐng)導(dǎo)力，以全國30個(gè)省份高?？蒲谢顒?dòng)數(shù)據(jù)為樣本，運(yùn)用面板固定效應(yīng)模型、面板分位數(shù)回歸等計(jì)量方法對高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力的影響因素進(jìn)行了定量分析。研究發(fā)現(xiàn)：教師特征、科研載體、基礎(chǔ)研發(fā)投入等變量對高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力具有顯著的影響。高級職稱人員數(shù)量、參與或承擔(dān)科研項(xiàng)目、基礎(chǔ)研發(fā)投入、參加國際學(xué)術(shù)會(huì)議的次數(shù)等每增加10%，高校教師發(fā)表的論文數(shù)量分別會(huì)增加2.53%、6.96%、1.55%、1.17%，高校教師參與或承擔(dān)科研項(xiàng)目對科研領(lǐng)導(dǎo)力的提升作用相對最大。

根據(jù)研究結(jié)論，本文認(rèn)為提高高校教師科研領(lǐng)導(dǎo)力應(yīng)重點(diǎn)從以下幾個(gè)方面努力：一是完善高校職稱評價(jià)制度和評聘體系，逐步優(yōu)化職稱結(jié)構(gòu)，真正實(shí)現(xiàn)教師水平和職稱等級相對等，教授、副教授能夠起到科研傳幫帶和教學(xué)示范作用，增強(qiáng)高級職稱的含金量。二是健全改進(jìn)科研成果評價(jià)獎(jiǎng)勵(lì)制度，對論文、課題等成果的認(rèn)定不僅要看其學(xué)術(shù)價(jià)值，更要看其應(yīng)用價(jià)值，引導(dǎo)高校教師積極對接服務(wù)國家發(fā)展戰(zhàn)略，聚焦高質(zhì)量發(fā)展、新舊動(dòng)能轉(zhuǎn)換等領(lǐng)域的熱點(diǎn)難點(diǎn)開展科研活動(dòng)，提升科研成果轉(zhuǎn)化率。三是重視培養(yǎng)提升高校教師的研究層次，鼓勵(lì)和支持高校教師主動(dòng)承擔(dān)或參與國家社科基金、國家自然科學(xué)基金等高級別科研項(xiàng)目，積極參加國際學(xué)術(shù)會(huì)議和國外訪學(xué)交流，進(jìn)一步拓寬科學(xué)研究視野。