羅蘊(yùn)豐

(北京大學(xué) 教育學(xué)院，北京 100871)

一、引言

隨著研究生招生規(guī)模的不斷擴(kuò)大，我國博士生人數(shù)近年來不斷攀升。據(jù)統(tǒng)計，1990年我國共有博士生3300人，而到2017年，我國博士生人數(shù)已達(dá)83878人。[1]而博士生作為“學(xué)位金字塔”的頂端，其總在學(xué)年數(shù)已逾二十年，其平均年齡也多在三十歲左右，遠(yuǎn)超我國法定結(jié)婚年齡，這意味著已婚博士生在博士生群體中并不少見，且隨著博士生人數(shù)的增長而不斷增多。

同時，已婚博士生的身份具有雙重性，其一，已婚博士生仍然屬于學(xué)生，要承擔(dān)其在學(xué)校接受社會化的責(zé)任，故需要完成課程學(xué)習(xí)及導(dǎo)師派遣的任務(wù)，也要為其前途積累科研成果；其二，已婚博士生是家庭中的主要成員，要擔(dān)負(fù)起維持及建設(shè)家庭的責(zé)任，故需要處理與配偶的感情問題、家庭的經(jīng)濟(jì)問題、子女的養(yǎng)育問題等等，這使得他們常常面臨來自家庭、學(xué)校等方面的多重壓力，因而“常在得與失之間徘徊，從而影響他們的學(xué)業(yè)和身心健康”[2]。然而，婚姻所帶來的并不只有負(fù)面影響，家人的陪伴與支持是博士生重要的精神支柱，對家庭和孩子的責(zé)任感也會促使博士生取得更高的成就。那么，不禁要問，作為反映博士生科研水平最重要的依據(jù)，博士生的科研發(fā)表是否受到婚姻狀況的影響？

二、文獻(xiàn)綜述

通過對既有文獻(xiàn)的查找，筆者發(fā)現(xiàn)，關(guān)于婚姻對博士生的影響，已有不少學(xué)者進(jìn)行過相關(guān)研究，其結(jié)論主要集中于兩類，一部分研究認(rèn)為，婚姻狀況對博士生的各方面均沒有顯著的影響。在科研發(fā)表方面，古繼寶等(2009)使用中國科學(xué)技術(shù)大學(xué)理學(xué)院畢業(yè)博士的數(shù)據(jù)建立二值邏輯回歸模型，研究發(fā)現(xiàn)婚姻狀況對頂尖博士生的科研績效沒有顯著影響；[3]藺玉(2012)通過建立博士生科研績效的研究模型，引入主觀態(tài)度和組織氛圍作為情景變量，探究了我國博士生科研績效的關(guān)鍵因素，其實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，博士生婚姻狀況對其科研績效沒有顯著影響；[4]姜華(2015)通過使用北京某重點(diǎn)人文社科類高校的博士生數(shù)據(jù)建立博士生科研產(chǎn)出影響因素模型進(jìn)行實(shí)證探究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)婚姻狀況對其科研產(chǎn)出水平?jīng)]有顯著影響，他認(rèn)為這可能是因?yàn)椴┦可楹蠹彝デ楦猩系闹С峙c家庭責(zé)任的壓力對其科研產(chǎn)出的影響相互抵消所致。[5]威廉·哈莫維奇和理查德·摩根斯特恩(William Hamovitch & Richard D. Morgenstern，1977)通過使用卡內(nèi)基美國教育理事會的數(shù)據(jù)采用多元回歸統(tǒng)計的方法研究發(fā)現(xiàn)，婚姻和生養(yǎng)子女對博士生的科研產(chǎn)出均無顯著影響等等。[6]在學(xué)術(shù)動機(jī)方面，王海迪(2018)借鑒心理學(xué)的激情二元模型，利用38所研究院高校1729名學(xué)術(shù)型博士生的調(diào)查數(shù)據(jù)，考查了我國學(xué)術(shù)型博士生學(xué)術(shù)激情的總體狀況和影響因素，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，婚育狀態(tài)對于博士生的學(xué)術(shù)激情無顯著影響；[7]黃海剛和金夷(2016)通過對中國44所高校的1399名博士生候選人的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)采用單因素方差分析和事后多重比較發(fā)現(xiàn)，在“對學(xué)術(shù)研究的熱情”選項(xiàng)上，已婚已育、已婚未育和未婚三類人群間沒有差異。[8]在就業(yè)方面，徐貞(2018)基于35所研究生院高校1906名理工科博士生的調(diào)查數(shù)據(jù)，結(jié)合對35名博士生的訪談，分析了理工科博士生就業(yè)偏好的總體特征及其影響因素，研究發(fā)現(xiàn)婚姻狀況對就業(yè)意向沒有顯著影響。[9]

另一部分研究則認(rèn)為，婚姻對博士生有顯著的負(fù)向影響，王元元等(2012)通過對我國各地高校博士生的調(diào)查研究顯示，博士生壓力按照大小排名為：婚戀、學(xué)業(yè)、經(jīng)濟(jì)、就業(yè)壓力。[10]萬淼(2014)也認(rèn)為“他們既要辛苦的工作養(yǎng)家糊口，又要為維持家庭付出感情和身體成本，‘上有老下有小的’的現(xiàn)實(shí)壓力成為難以專心科研的攔路虎”[11]。海倫·阿斯汀(Helen S. Astin，1969)[12]和克里斯蒂娜·奧格博古(Christiana O. Ogbogu,2009)[13]也發(fā)現(xiàn)結(jié)婚對女性科研工作者的科研產(chǎn)出有顯著的負(fù)向影響等等。

此外，還有部分研究關(guān)注到了男女性已婚博士生的區(qū)別，比如任錫源等(2013)以北京部分在校博士生有關(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，通過多元回歸統(tǒng)計研究發(fā)現(xiàn)，已婚女性博士生更易就業(yè)而已婚男性博士生更難就業(yè)，這主要是因?yàn)榫蜆I(yè)前已經(jīng)生養(yǎng)孩子的女性博士生更受用人單位青睞。[14]樊慧(2010)運(yùn)用質(zhì)性研究方法對蘭州大學(xué)14名在讀博士生進(jìn)行了深度訪談，研究發(fā)現(xiàn)，婚戀使女性博士生的精力與時間慢慢從科研活動中抽離出來，從而使其在科研活動中慢慢被邊緣化，甚至喪失了曾經(jīng)制定的宏偉的學(xué)術(shù)計劃與自我的學(xué)術(shù)理想，但男性博士生則不然，一旦戀愛關(guān)系或婚姻穩(wěn)定后，“正?！钡幕閼訇P(guān)系會給予男性博士生一個更好的心理狀態(tài)去進(jìn)行科研活動等等。[15]

但實(shí)際上，前述研究并未對幾個重要問題進(jìn)行嚴(yán)謹(jǐn)?shù)年U釋，其一，二值變量的婚姻狀態(tài)存在樣本自選擇問題，最明顯的是，處于已婚狀態(tài)的博士生大多年齡較大，或入學(xué)年數(shù)較長，或社會資源更豐富，其科研成果相較年輕的未婚博士生可能會更多；其二，結(jié)果變量存在不同的界定方式，比如科研產(chǎn)出，實(shí)際上并非所有的科研產(chǎn)出都會受到家庭的影響，這也與科研產(chǎn)出的方式相關(guān)，比如，與個人獨(dú)作的論文相比，與他人合作的論文可能并不需要博士生投入太多的時間和精力，故可能受到博士生家庭的影響較小。

因此，本研究嘗試使用2016年首都高校發(fā)展調(diào)查中的全日制學(xué)術(shù)型博士生數(shù)據(jù)，以首都不同層次、類型的高校博士生為研究對象，運(yùn)用傾向得分匹配法(Propensity Score Matching Method，PSM)解決樣本自選擇，在剝離樣本自選擇帶來的內(nèi)生性問題的基礎(chǔ)上進(jìn)一步探討結(jié)婚與博士生科研發(fā)表之間的因果關(guān)系。

三、數(shù)據(jù)與研究設(shè)計

(一)樣本說明

本研究使用2016年首都高校學(xué)生發(fā)展?fàn)顩r調(diào)查博士生數(shù)據(jù)，該調(diào)查采用整群分層抽樣方法，所調(diào)查樣本高校類型包括6所985院校、15所211院校和5所一般本科院校。該調(diào)查在首都不同類型院校中按比例抽取不同學(xué)科專業(yè)的博士生樣本，對博士生群體有較好的代表性。此外，調(diào)查問卷內(nèi)容覆蓋了博士生的基本信息、教育情況、學(xué)業(yè)情況和科研情況等，信息豐富可靠。為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究選取的是其中的全日制學(xué)術(shù)型博士生的樣本數(shù)據(jù)(為了方便起見，后文中的“博士生”均指“全日制學(xué)術(shù)型博士生”)。經(jīng)過數(shù)據(jù)清洗后，剩余樣本量為2253個。

(二)實(shí)證研究策略

本研究在文獻(xiàn)綜述部分曾提到，對于結(jié)婚與博士生科研發(fā)表之間的因果關(guān)系的探討，存在兩個需要闡釋的問題，其一，二值變量的婚姻狀態(tài)存在樣本自選擇問題；其二，結(jié)果變量存在不同的界定方式。

針對問題一，顯然，選擇的偏差使得普通最小二乘法(Ordinary Least Squares Method，OLS)不再能保證無偏性、一致性和有效性。為了解決這一問題，本研究引入了PSM作為本研究的因果推斷的方法。所謂的PSM，即是由保羅·羅森鮑姆和唐納德·魯賓(Paul R. Rosenbaum & Donald B. Rubin，1983)[16]于1983年所提出的，其核心思想在于，第一步，通過Probit模型控制一系列控制變量來計算每個樣本接受干預(yù)的概率，即傾向得分值，如公式(1)；第二步，將接受干預(yù)概率相近的對照組樣本同實(shí)驗(yàn)組樣本匹配以構(gòu)成彼此在統(tǒng)計上的對照組；第三步，通過將匹配后實(shí)驗(yàn)組和對照組的結(jié)果變量上的差異作為該干預(yù)的平均處理效應(yīng)，如公式(2)。

P(Ti=1)=βZi+εi

(1)

A=E(Y1|T=1,P)-E(Y0|T=0,P)

(2)

其中，Zi為一系列控制變量，T為干預(yù)變量，T=1為實(shí)驗(yàn)組，T=0為對照組，P表示接受干預(yù)的概率即傾向得分值，本研究所關(guān)心的干預(yù)的平均處理效應(yīng)為A。實(shí)際上，在PSM中，A存在三類衡量處理效應(yīng)的指標(biāo)，即平均處理效應(yīng)(Average Treatment Effect，ATE)、實(shí)驗(yàn)組平均處理效應(yīng)(Average Treatment Effect on the Treated，ATT)和對照組平均處理效應(yīng)(Average Treatment Effect on the Untreated，ATU)，分別體現(xiàn)總體(對應(yīng)ATE)、實(shí)驗(yàn)組(對應(yīng)ATT)和對照組(對應(yīng)ATU)的個體接受干預(yù)相比于不接受干預(yù)的結(jié)果變量的期望差異，本研究中使用PSM時，均會考查上述三類處理效應(yīng)指標(biāo)，但主要關(guān)注ATT，即實(shí)驗(yàn)組個體接受干預(yù)相比于不接受干預(yù)的結(jié)果變量的期望差異。

此外，PSM的使用也應(yīng)具備相應(yīng)的條件：其一，共同支撐假設(shè)(Common Support Assumption)，該假設(shè)要求實(shí)驗(yàn)組和對照組在控制變量Z的每個可能的取值上都存在正向概率，即實(shí)驗(yàn)組和對照組在傾向得分分布上具有相同或重疊的部分；其二，條件獨(dú)立假設(shè)(Conditional Independence Assumption)，這要求在控制住控制變量Z后，結(jié)果變量與干預(yù)變量之間相互獨(dú)立，這意味著控制變量Z應(yīng)足夠多以解釋干預(yù)變量的所有變動，使其在控制住Z后足夠外生于結(jié)果變量，該假設(shè)不可直接驗(yàn)證，故需要通過考查實(shí)驗(yàn)組和對照組在匹配前后的變量變動來判斷，即平衡性檢驗(yàn)。[17]

針對問題二，最為理想的做法在于，考慮科研發(fā)表的不同維度，比如論文、著作、專利等等，同時，考慮論文的篇數(shù)、期刊影響因子、作者次序等等。但受限于數(shù)據(jù)，本研究主要考查其中的論文發(fā)表，且由于問卷沒有涉及具體的發(fā)表刊物信息，本研究主要還是以論文發(fā)表的篇數(shù)，即主要以數(shù)量作為結(jié)果變量，暫時不考慮質(zhì)量問題。考慮到論文寫作方式的區(qū)別，本研究進(jìn)一步考查了其中第一作者或通訊作者論文發(fā)表的篇數(shù)。

本研究的科研產(chǎn)出影響因素基本框架借鑒卡羅爾·布蘭德等(Carole J. Bland, et al. ,2005)[18]提出的科研工作者科研生產(chǎn)力三因素模型，選取了個體層面、組織層面和領(lǐng)導(dǎo)層面三類可能影響博士生科研生產(chǎn)的因素。具體來說，除了核心自變量婚姻狀況和核心因變量論文發(fā)表篇數(shù)以外，在個體層面，本研究選取了性別、年齡、民族、政治面貌、碩士高校類型、學(xué)士高校類型、入學(xué)方式、入學(xué)年數(shù)、父親受教育年限、父親職業(yè)、家庭經(jīng)濟(jì)狀況作為控制變量；在組織層面，選取了博士高校類型和博士專業(yè)作為控制變量；在領(lǐng)導(dǎo)層面，選取了導(dǎo)師稱號和導(dǎo)師指導(dǎo)分作為控制變量。為了降低處理效應(yīng)的方差和估計效應(yīng)的偏誤，所有控制變量均參與第一步的Probit模型。具體的變量說明與描述統(tǒng)計見表1、表2。

表2 變量描述統(tǒng)計

表1 變量及具體說明

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)普通最小二乘法回歸(OLS)結(jié)果

在使用PSM進(jìn)行因果推斷前，本研究先使用OLS來考查在未剔除樣本自選擇所帶來的內(nèi)生性問題的前提下，結(jié)婚如何影響博士生的科研發(fā)表。同時，考慮到文獻(xiàn)綜述部分提及的男女性博士生差異的情況，本研究還使用男女性博士生的分樣本分別考查婚姻狀況對不同性別博士生的科研發(fā)表的影響，具體結(jié)果見表3。

表3 OLS回歸結(jié)果①

通過表3的OLS回歸結(jié)果，本研究發(fā)現(xiàn)，在未剔除樣本自選擇所帶來的內(nèi)生性問題的前提下，結(jié)婚使得博士生的論文發(fā)表總篇數(shù)顯著提高了0.35篇，顯著提升了女性博士生論文發(fā)表總篇數(shù)0.45篇。同時，結(jié)婚使得博士生的以第一作者或通訊作者發(fā)表的論文數(shù)顯著提高了0.4篇，顯著提升了男性博士生以第一作者或通訊作者發(fā)表的論文數(shù)0.33篇，顯著提升了女性博士生以第一作者或通訊作者發(fā)表的論文數(shù)0.56篇?？紤]到總體上論文發(fā)表總篇數(shù)的均值為1.8篇，以第一作者或通訊作者發(fā)表的論文篇數(shù)均值為1.41篇，故結(jié)婚顯著提升了博士生20%的論文發(fā)表總篇數(shù)和28%的以第一作者或通訊作者發(fā)表的論文篇數(shù)。這一結(jié)果體現(xiàn)出婚姻對于博士生科研發(fā)表的積極影響，然而，正如前所述，這一影響可能是由于樣本自選擇導(dǎo)致的，因而并不能作為結(jié)婚影響博士生科研發(fā)表的真實(shí)體現(xiàn)。

(二)傾向得分匹配法(PSM)結(jié)果

在使用PSM進(jìn)行因果分析前，本研究首先要遵照實(shí)證研究策略部分所述，對共同支撐假設(shè)和條件獨(dú)立假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如下：

由于PSM存在多種匹配機(jī)制，本研究以最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配這三種主流的匹配機(jī)制為主來探討婚姻對博士生科研發(fā)表的影響。圖1展示的是共同支撐假設(shè)的檢驗(yàn)結(jié)果，可見，盡管分布不夠均勻，但在傾向得分的大部分取值上實(shí)驗(yàn)組與對照組均有共同支撐，可匹配范圍較廣，共同支撐假設(shè)成立。圖2展示的是最近鄰匹配(k=1)匹配前后控制變量標(biāo)準(zhǔn)偏差的對比，標(biāo)準(zhǔn)偏差主要用以體現(xiàn)實(shí)驗(yàn)組和對照組在該變量上的差異程度，理論上匹配后控制變量的標(biāo)準(zhǔn)偏差絕對值應(yīng)小于10%。由圖可見，在匹配后，大部分控制變量的標(biāo)準(zhǔn)偏差均有大幅度下降。實(shí)際上，從數(shù)值來看，僅有導(dǎo)師指導(dǎo)分、家庭經(jīng)濟(jì)狀況-非常貧困、政治面貌-共青團(tuán)員和碩士高校層次-985院校等變量的標(biāo)準(zhǔn)偏差略高于10%②，可見其平衡性檢驗(yàn)結(jié)果較好，匹配質(zhì)量較高，滿足了條件獨(dú)立假設(shè)。關(guān)于三種匹配機(jī)制(最近鄰匹配k分別取1和4)的具體估計結(jié)果見下表，所得結(jié)果均為100次Bootstrap抽樣估計所得：

圖1 共同支撐假設(shè)檢驗(yàn)

圖2 最近鄰匹配(k=1)匹配前后控制變量標(biāo)準(zhǔn)偏差對比

在解釋表4結(jié)果之前，本研究先需要闡釋不同匹配機(jī)制的具體原理，才能以此分析不同匹配機(jī)制下結(jié)果的差異。本研究所使用的三種匹配機(jī)制分別為最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配，所謂最近鄰匹配即尋找傾向得分最近的k個不同組的樣本，當(dāng)k=1時，為一對一匹配，k=4表示一對四匹配；所謂半徑匹配即限制傾向得分的絕對距離，也就是一對一段取值范圍中的個體；而核匹配與上述兩者不同，上述兩者究其根本都是在尋找與其傾向得分最近的部分個體，而核匹配指的是以不同組的所有個體，根據(jù)與被匹配者的距離分配權(quán)重，直接求得結(jié)果變量的核匹配估計值。從上述三種匹配機(jī)制的闡述中，可見，不同匹配機(jī)制下，每個個體對應(yīng)的匹配個體數(shù)量是有差別的，這意味著不同匹配機(jī)制所參考的信息量是不同的。顯而易見，參考信息量越大的匹配效果會越好，但是，信息量也應(yīng)適度，信息量過大也會導(dǎo)致匹配精度下降。從表4的結(jié)果也可以發(fā)現(xiàn)，隨著最近鄰匹配k的上升、到半徑匹配、再到核匹配，ATT顯著性有所改善。

PSM結(jié)果顯示，ATT中，半徑匹配(0.05)和核匹配均反映出婚姻對論文發(fā)表總篇數(shù)的正向顯著影響，系數(shù)均值0.4。這意味著，已婚博士生較未婚博士生論文發(fā)表篇數(shù)高出0.4篇，同時，已婚女性博士生較未婚女性博士生論文發(fā)表總篇數(shù)高出約0.75篇，其顯著性體現(xiàn)于各類匹配機(jī)制中，而男性博士生婚否則對其發(fā)表論文總篇數(shù)無影響。當(dāng)因變量為，以第一作者或通訊作者發(fā)表論文數(shù)時，最近鄰匹配(k=4)、半徑匹配(0.05)和核匹配均反映出婚姻對以第一作者或通訊作者發(fā)表論文數(shù)的正向顯著影響，系數(shù)均值0.47，這意味著，已婚博士生較未婚博士生以第一作者或通訊作者發(fā)表論文數(shù)高出0.47篇，同時，已婚女性博士生較未婚女性博士生以第一作者或通訊作者發(fā)表論文數(shù)高出0.71篇，同樣其顯著性體現(xiàn)于各類匹配機(jī)制中，而男性婚否則對其以第一作者或通訊作者發(fā)表論文數(shù)沒有影響。盡管顯著性不同，ATE和ATU的結(jié)果與ATT結(jié)果在總體和女性樣本中均無太大差異，結(jié)果較為穩(wěn)健。

值得注意的是，PSM結(jié)果顯示，結(jié)婚對博士生論文發(fā)表總篇數(shù)的影響(0.4)同結(jié)婚對博士生以第一作者或通訊作者發(fā)表論文數(shù)的影響(0.47)無太大差別，同時，結(jié)婚對女性博士生的論文發(fā)表總篇數(shù)的影響(0.75)同結(jié)婚對女性博士生的以第一作者或通訊作者發(fā)表論文數(shù)的影響(0.71)也無太大差別，可見，結(jié)婚對博士生科研發(fā)表的影響主要集中于耗費(fèi)個人精力和時間較多的以第一作者或通訊作者發(fā)表論文數(shù)上。

(三)實(shí)證結(jié)果分析

綜上，本研究對實(shí)證結(jié)果的分析如下：

第一，總體來說，結(jié)婚對博士生科研發(fā)表有顯著的正向影響，且這一影響在控制樣本自選擇所帶來的內(nèi)生性問題后仍然顯著，具體來說，相較未婚博士生，已婚博士生論文發(fā)表總篇數(shù)高出0.4篇，以第一作者或通訊作者發(fā)表的論文數(shù)高出0.47篇。這說明，婚姻關(guān)系中家人的陪伴和支持對于博士生科研發(fā)表帶來的積極影響強(qiáng)于其責(zé)任和壓力對博士生科研發(fā)表帶來的消極影響。本研究認(rèn)為，可以從以下的角度來理解：首先，婚姻關(guān)系中責(zé)任和壓力對博士生的影響理論上僅于婚姻初期存在，當(dāng)調(diào)整好新生活的節(jié)奏后，博士生會逐漸適應(yīng)新的生活方式，但是家人的支持和陪伴則是伴隨一生的，即婚姻的“利”與“弊”具有時效性的差異；其次，夫妻關(guān)系帶來的可能并不只有支持的陪伴，婚姻對博士生自身的認(rèn)知和目標(biāo)也有促進(jìn)作用，這也會從側(cè)面促使博士生提高自身的科研發(fā)表效率，即婚姻的“利”具有多樣性；最后，現(xiàn)代年輕人也會使用各種方式來緩解婚姻的壓力，比如委托雙方父母來養(yǎng)育自己的子女等等，即婚姻的“弊”具有可削弱性。

第二，結(jié)婚對博士生科研發(fā)表的影響主要集中于耗費(fèi)個人精力和時間較多的以第一作者或通訊作者發(fā)表論文數(shù)上。實(shí)證結(jié)果顯示，相較未婚博士生，已婚博士生論文發(fā)表總篇數(shù)(0.4)和以第一作者或通訊作者發(fā)表的論文數(shù)(0.47)的增值幅度大致相同，這說明結(jié)婚對其他的發(fā)表方式并沒有太大影響，比如合作的論文等?？紤]到以第一作者或通訊作者發(fā)表的論文需要博士生投入更多的精力和時間，同時這類論文在其進(jìn)入學(xué)術(shù)勞動力市場時是最為有力的競爭力的體現(xiàn)，所以本研究認(rèn)為，結(jié)婚使得博士生更具有對家庭的責(zé)任感，他們開始為未來職業(yè)道路進(jìn)行規(guī)劃，并全身心投入到論文寫作過程中，也就是說，結(jié)婚主要通過提升博士生的家庭責(zé)任感來提升博士生科研發(fā)表的數(shù)量。

第三，在性別差異上，結(jié)婚對男性博士生科研發(fā)表不具有顯著影響，但對女性博士生科研發(fā)表有顯著的正向影響，且這一影響在控制樣本自選擇所帶來的內(nèi)生性問題后仍然顯著，相較未婚女性博士生，已婚女性博士生的論文發(fā)表總篇數(shù)高出0.75篇，以第一作者或通訊作者發(fā)表的論文數(shù)高出0.71篇。在博士生的性別差異上，本研究發(fā)現(xiàn)，女性博士生受婚姻影響非常大。這是因?yàn)椋趥鹘y(tǒng)觀念中，男性在家庭關(guān)系中主要負(fù)責(zé)提供物質(zhì)支持，而女性則需要承擔(dān)更多的家庭的建設(shè)工作，這意味著男性博士生的科研目標(biāo)與其在家庭中的目標(biāo)是重合的，即爭取科研發(fā)表、爭取畢業(yè)，也就是說，婚姻并沒有影響其目標(biāo)，婚姻也并未因此對男性博士生的科研發(fā)表帶來任何的顯著影響。而女性博士生則不然，婚后的女性博士生可能需要承擔(dān)家務(wù)，需要考慮如何養(yǎng)育子女、照顧老人等，這意味著相比男性博士生，女性博士生在結(jié)婚后會耗費(fèi)大量精力在家庭上，但恰恰是因?yàn)槿绱?，她們也會從家庭處得到更多的陪伴和支持?/p>

五、結(jié)論與啟示

本研究通過使用2016年的首都高校學(xué)生發(fā)展?fàn)顩r調(diào)查博士生問卷的截面數(shù)據(jù)，基于最小二乘法回歸、傾向得分匹配法，分析了結(jié)婚對博士生科研發(fā)表的影響。本研究的結(jié)論是：總體來說，結(jié)婚對博士生科研發(fā)表有顯著的正向影響，且這一影響在控制樣本自選擇所帶來的內(nèi)生性問題后仍然顯著，具體來說，相較未婚博士生，已婚博士生論文發(fā)表總篇數(shù)高出0.4篇，以第一作者或通訊作者發(fā)表的論文數(shù)高出0.47篇；結(jié)婚對博士生科研發(fā)表的影響主要集中于耗費(fèi)個人精力和時間較多的以第一作者或通訊作者發(fā)表論文數(shù)上；在性別差異上，結(jié)婚對男性博士生科研發(fā)表不具有顯著影響，但對女性博士生科研發(fā)表有顯著的正向影響，且這一影響在控制樣本自選擇所帶來的內(nèi)生性問題后仍然顯著，具體來說，相較未婚女性博士生，已婚女性博士生的論文發(fā)表總篇數(shù)高出0.75篇，以第一作者或通訊作者發(fā)表的論文數(shù)高出0.71篇。

據(jù)此，本研究認(rèn)為，應(yīng)充分認(rèn)識到婚姻對于博士生，尤其是女性博士生的重要性。盡管婚姻會給博士生帶來部分壓力，但婚姻會更讓博士生更有目標(biāo)和動力去完成自己的使命，他們會投入更多時間和精力在科研工作上，爭取更多的發(fā)表，鋪就自己的未來。尤其是對女性博士生，盡管在傳統(tǒng)觀念中，科研被定義為一項(xiàng)理性的、非情感的工作，這與傳統(tǒng)觀念的女性角色恰好相反，這使得女性在身為科研工作者時其自身的定位充滿矛盾，但實(shí)際上，女性博士生同樣具有深厚的科研潛力，而家庭和婚姻則是激發(fā)其科研潛力的因素之一。但是，在當(dāng)下，我國女性博士生時常被貼上“大齡剩女”的標(biāo)簽，這在無形中污名化了女性博士生群體的形象，使人認(rèn)為這一群體“擇偶要求高”從而敬而遠(yuǎn)之，同時，網(wǎng)絡(luò)新媒體的發(fā)展進(jìn)一步強(qiáng)化了這一污名化的趨勢，使得女性博士生在尋求美滿婚姻上更為困難。對此，社會各界應(yīng)對身處窘境的女性博士生予以更多的關(guān)注，更深入的了解，并努力為其營造良好的發(fā)展空間，擺脫刻板印象。

誠然，本研究仍有許多不足，比如受限于數(shù)據(jù)，本研究的結(jié)果變量選擇了論文發(fā)表的數(shù)量，而沒有細(xì)致觀察論文發(fā)表的質(zhì)量，不同質(zhì)量論文對博士生投入的精力和時間的要求也是有所差別的，同時，對博士生婚姻相處模式的差異也缺少表征的變量，這都是將來的研究應(yīng)該關(guān)注的方向。

致謝：本研究數(shù)據(jù)得到北京大學(xué)教育學(xué)院《高校教學(xué)質(zhì)量與學(xué)生發(fā)展監(jiān)測》項(xiàng)目支持，特此致謝！

注釋：

①由于本研究使用的是橫截面調(diào)查數(shù)據(jù)，可能存在異方差問題，為使回歸結(jié)果有效，本研究中標(biāo)準(zhǔn)誤均為異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

②考慮到篇幅有限，本研究省略了平衡性檢驗(yàn)的表格展示，如有需求可向筆者索取。

③匹配半徑的劃定根據(jù)傾向得分值的標(biāo)準(zhǔn)差計算得來。