吳嘉琦,羅蘊(yùn)豐
(1.北京大學(xué)教育學(xué)院,北京100871;2.電子科技大學(xué)公共管理學(xué)院,四川成都611731)
隨著我國學(xué)位制度的建立與完善,博士生規(guī)模和導(dǎo)師隊伍不斷擴(kuò)大。博士招生數(shù)從1990年的3337人躍升至2018年的95502人[1],年均增長率高達(dá)12.7%。伴隨博士生規(guī)模的擴(kuò)大,“質(zhì)量滑坡”“學(xué)位貶值”和“抄襲頻發(fā)”等問題也隨之而來,如何保障和提升博士研究生培養(yǎng)質(zhì)量受到教育部門和學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。
與其他培養(yǎng)階段不同,博士研究生指導(dǎo)主要由其所在學(xué)術(shù)組織的導(dǎo)師承擔(dān)。導(dǎo)師是博士生培養(yǎng)中最直接且關(guān)鍵的因素,是引導(dǎo)博士生邁入科研學(xué)術(shù)領(lǐng)域、推動國家科研創(chuàng)新的關(guān)鍵[2-3]。同時,博士生身份具有雙重性,其一,博士生是高深知識與科學(xué)研究的初學(xué)者,導(dǎo)師的學(xué)術(shù)指導(dǎo)與個體的學(xué)業(yè)參與影響其科研成果的數(shù)量與質(zhì)量;其二,博士生是準(zhǔn)科研工作者,這意味著博士生的科研產(chǎn)出與其塑造的學(xué)術(shù)網(wǎng)絡(luò)緊密聯(lián)系,但是大部分全日制博士在學(xué)術(shù)領(lǐng)域的積累不足,因此導(dǎo)師學(xué)術(shù)網(wǎng)絡(luò)的作用尤為凸顯。那么,作為反映博士研究生科研成果最重要的依據(jù),科研發(fā)表是否以及如何受到導(dǎo)師的影響呢?是導(dǎo)師的學(xué)術(shù)指導(dǎo)影響更大,還是其社會資本的影響更大呢?博士生自身的科研參在其中發(fā)揮了怎樣的作用?
聚焦導(dǎo)師對博士生科研發(fā)表的影響,既有研究多以高等教育學(xué)生發(fā)展理論、組織社會學(xué)及人力資源管理學(xué)為理論構(gòu)建與實證研究的立足點??紤]到博士生的雙重身份,本研究擬從帕斯卡雷拉的學(xué)生發(fā)展理論與布迪厄的社會資本理論兩條闡釋路徑出發(fā),探討導(dǎo)師對博士生科研發(fā)表的影響機(jī)制。
在費(fèi)爾德曼、佩斯等學(xué)生發(fā)展理論研究的基礎(chǔ)上,歐內(nèi)斯特·帕斯卡雷拉(Ernest T.Pascarella)于20世紀(jì)80年代中期提出了學(xué)生變化的因果解釋模型,用于闡釋學(xué)生學(xué)業(yè)發(fā)展[4]。這一理論模型認(rèn)為,學(xué)生學(xué)業(yè)發(fā)展受到五個方面因素的影響,分別是個體特征、學(xué)業(yè)投入、多元互動、院校組織特征和高等教育微觀環(huán)境。這一理論框架重點探求學(xué)生發(fā)展現(xiàn)象背后的運(yùn)作機(jī)制和影響路徑[5],強(qiáng)調(diào)學(xué)生個體投入程度、社會性互動和院校環(huán)境三方面的交互關(guān)系,明晰了院校環(huán)境通過作用于學(xué)生與同伴、師長等學(xué)業(yè)情境下的社會性互動以及學(xué)生自身的努力程度來間接促進(jìn)學(xué)生發(fā)展。因此,在考察高等院校博士生學(xué)業(yè)發(fā)展的因果關(guān)系時,可以借鑒帕斯卡雷拉的學(xué)生發(fā)展因果解釋模型,從導(dǎo)學(xué)互動和博士生自身科研參與兩個方面分析導(dǎo)師對博士生科研發(fā)表的影響。
首先,導(dǎo)學(xué)互動被定義為“一種技能水平更高或經(jīng)驗更豐富的個體作為榜樣,指導(dǎo)、資助、鼓勵和結(jié)識技能水平較低或經(jīng)驗較少的個體,以促進(jìn)后者專業(yè)發(fā)展的培養(yǎng)過程”[6]。導(dǎo)學(xué)互動的一個重要內(nèi)涵是導(dǎo)師對研究生的學(xué)術(shù)指導(dǎo),它不僅包括導(dǎo)師引導(dǎo)博士生參與學(xué)術(shù)活動,為其提供具有挑戰(zhàn)性的任務(wù),培養(yǎng)其創(chuàng)新能力思維[7];還涉及導(dǎo)師與研究生開展合作,共同完成研究項目,發(fā)表科研論文,為其學(xué)術(shù)職業(yè)發(fā)展做好準(zhǔn)備[8]。
導(dǎo)師學(xué)術(shù)指導(dǎo)主要包括指導(dǎo)頻率與指導(dǎo)質(zhì)量兩個方面[9]。在指導(dǎo)頻率上,國內(nèi)外學(xué)者均發(fā)現(xiàn)師生交流頻次與研究生科研水平顯著正相關(guān),導(dǎo)學(xué)互動得越頻繁,博士生的科研發(fā)表越多[10-11]。且這種影響對理工科博士生、人文社科博士生、農(nóng)醫(yī)學(xué)博士生的科研產(chǎn)出能力均起到了積極作用[12-13]。不僅指導(dǎo)頻率對博士生科研產(chǎn)出具有正向作用,指導(dǎo)質(zhì)量也發(fā)揮了重要作用。導(dǎo)師的科研經(jīng)驗、學(xué)術(shù)地位、學(xué)緣結(jié)構(gòu)等衡量指導(dǎo)質(zhì)量的維度均被證實是培養(yǎng)拔尖創(chuàng)新人才的關(guān)鍵[14-15]。然而,由于數(shù)據(jù)抽樣和研究方法的差異,小部分研究也發(fā)現(xiàn)導(dǎo)師指導(dǎo)頻率與博士生科研成就之間關(guān)系并不大[16],而過高頻率的干預(yù)性指導(dǎo)甚至導(dǎo)致博士生難以發(fā)展為獨立的研究者[17]。
故本研究提出第一類假設(shè):
H1-1:導(dǎo)師指導(dǎo)對博士生科研產(chǎn)出存在線性正向影響;
H1-2:導(dǎo)師指導(dǎo)與博士生科研產(chǎn)出間存在倒U型關(guān)系,即過低的指導(dǎo)和過高的指導(dǎo)都不會產(chǎn)生更高的科研產(chǎn)出。
其次,學(xué)生參與是指個人投入到具有教育價值活動中的時間與精力[18-19]。學(xué)生參與理論的倡導(dǎo)者阿斯?。ˋ.W.Astin)在其著名的“輸入-環(huán)境-輸出”(I-EO)框架中提出,學(xué)生參與具有質(zhì)量和數(shù)量雙重性,學(xué)生在有意義的學(xué)業(yè)活動中投入時間和精力越多,積極學(xué)業(yè)成就越多[20]。實證研究也發(fā)現(xiàn),研究生科研參與程度,尤其是投入到課題活動中的有效時間直接影響博士生的創(chuàng)新能力,進(jìn)而作用于博士生科研發(fā)表[21]。同時,科研學(xué)業(yè)投入也會間接調(diào)節(jié)影響創(chuàng)新能力因素的作用程度。馬永紅等發(fā)現(xiàn),學(xué)業(yè)投入作為博士生身份認(rèn)知與創(chuàng)新能力的中介變量,顯著提高了博士生創(chuàng)新能力[22]。
由此提出本研究第二類假設(shè):
H2:學(xué)生個體努力程度正向影響其科研產(chǎn)出,且對導(dǎo)師指導(dǎo)的影響具有調(diào)節(jié)作用。
皮埃爾·布迪厄(Pierre Bourdieu)認(rèn)為社會資本是個體在社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中獲得的實際資源和潛在資源的總和[23]。社會資本以社會資源的形式嵌入在社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)之中,個體在社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中所處的位置及其動員資源的能力與社會資本的積累和運(yùn)用具有密切的聯(lián)系。
社會資本可以從結(jié)構(gòu)、關(guān)系和規(guī)范三個維度進(jìn)行闡釋。結(jié)構(gòu)維度將社會資本視為嵌入在社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)之中的資源。由于資源嵌入在社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)之中,網(wǎng)絡(luò)聯(lián)系的建立、聯(lián)系的強(qiáng)弱、網(wǎng)絡(luò)的密度和個人所處的位置都會影響個體或組織形成社會資本[24]。關(guān)系維度將社會資本視為獲取資源的能力。這一維度關(guān)注社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中的身份、期待、信譽(yù)等因素,尤其是通過這些因素獲得資本的能力[25]。在中國關(guān)系本位的社會文化中,社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)是社會資本的主要表現(xiàn)形式,它以群體的共同利益為目標(biāo)。規(guī)范維度將社會資本視為一種非正式的價值觀或準(zhǔn)則。這種規(guī)范價值源于社交網(wǎng)絡(luò)中的信息、信任和互惠準(zhǔn)則[26]。
國內(nèi)外學(xué)者普遍認(rèn)為,個體創(chuàng)新需要與外部環(huán)境建立聯(lián)系,因此個體在社會網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)中所處位置、擁有的社會關(guān)系資源、運(yùn)用資源的能力以及團(tuán)體價值規(guī)范對創(chuàng)新生產(chǎn)具有重要影響[27-28]??紤]到本研究關(guān)注的是導(dǎo)師在學(xué)術(shù)領(lǐng)域所積聚的社會資本,因此導(dǎo)師個體在學(xué)術(shù)網(wǎng)絡(luò)中所占據(jù)的位置可能是相對較好的測量指標(biāo)。
已有實證研究證實,導(dǎo)師的社會資本對研究生的科研創(chuàng)新具有正向作用。藺玉(2012)在控制研究生人口學(xué)特征、導(dǎo)師特征等因素后發(fā)現(xiàn),導(dǎo)師的學(xué)術(shù)地位對博士生科研績效具有顯著積極影響[29]。張雁冰(2014)的實證研究發(fā)現(xiàn),不同來源的社會資本存在交互作用,導(dǎo)師的社會資本顯著提高了學(xué)生知識構(gòu)建能力與科研創(chuàng)新能力[30]。閔韡和李永剛(2018)發(fā)現(xiàn),享有學(xué)術(shù)榮譽(yù)和地位的博士生導(dǎo)師在科研成果、學(xué)術(shù)支持方面更為卓越,具有院士、長江學(xué)者等榮譽(yù)稱號的導(dǎo)師在共同指導(dǎo)的作用下顯著正向影響博士生科研產(chǎn)出[31]。
對此,本研究提出第三類假設(shè):
H3:在導(dǎo)師學(xué)術(shù)指導(dǎo)外,導(dǎo)師的社會資本也會對博士生的科研產(chǎn)出產(chǎn)生積極影響。
根據(jù)上述假設(shè),本研究所設(shè)想的影響路徑如圖1所示。
圖1 導(dǎo)師對博士生科研發(fā)表影響路徑
綜上所述,盡管已有部分研究關(guān)注到導(dǎo)師指導(dǎo)與博士生科研參與對博士生科研發(fā)表的影響,但鮮有嚴(yán)謹(jǐn)?shù)囊蚬茢嘌芯繉υ搯栴}進(jìn)行估計。由于各方面能力更高的博士生會選擇學(xué)術(shù)水平更高的導(dǎo)師,如果不控制學(xué)生自選擇問題,則導(dǎo)致導(dǎo)師對博士生科研產(chǎn)出的影響效應(yīng)中存在部分源于學(xué)生自身學(xué)術(shù)能力的影響,而非導(dǎo)師指導(dǎo)的凈影響。因此,本研究嘗試使用2016年首都高校發(fā)展調(diào)查中的博士生數(shù)據(jù),以北京地區(qū)不同層次高校的博士研究生為研究對象,運(yùn)用處理效應(yīng)模型(Treatment Effect Model,下文簡稱TEM)解決樣本選擇偏誤,在剝離自選擇問題的基礎(chǔ)上進(jìn)一步探討導(dǎo)師與博士生科研發(fā)表的因果關(guān)系及影響機(jī)制。
2016年首都高校學(xué)生發(fā)展?fàn)顩r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工程”院校、15所“211工程”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。在剔除了部分對導(dǎo)師情況不甚了解的博士生樣本和完全自主研究的博士生樣本后,最終得到的樣本數(shù)量為1418。
本研究的目的在于探究導(dǎo)師對博士生科研發(fā)表的影響機(jī)制,并分離出其中由導(dǎo)師的學(xué)術(shù)指導(dǎo)、社會資本所解釋的部分。研究涉及幾處難點:其一,存在樣本自選擇問題,即優(yōu)秀的博士生會選擇優(yōu)秀的導(dǎo)師,這可能會高估導(dǎo)師的作用;其二,關(guān)鍵概念的界定困難,如社會資本、學(xué)術(shù)指導(dǎo)和科研發(fā)表等;其三,分離出導(dǎo)師的社會資本與學(xué)術(shù)指導(dǎo)的影響具有較大難度。
為了解決上述難點,本研究首先使用處理效應(yīng)模型來解決樣本自選擇問題。處理效應(yīng)模型由岡達(dá)拉羅·馬達(dá)拉(G.S.Maddala)[32]提出,并遵循詹姆斯·赫克曼(James Heckman)[33]的傳統(tǒng),直接對處理變量進(jìn)行結(jié)構(gòu)建模。
具體來說該模型的估計分為兩步,第一步用Pro?bit模型估計方程(1),主要反映樣本選擇處理變量為1時的概率,由此得到處理變量的估計值,并計算逆米爾斯比(inverse Mills ratio)①;第二步,將處理變量和逆米爾斯比加入方程(2)中,使用最小二乘法估計,系數(shù)β1即為處理變量的影響,其中Zi和Xi均為控制變量②。
其次,本研究對關(guān)鍵概念的界定與度量進(jìn)行了深入思考。第一,所謂社會資本是一個抽象概念,其測量指標(biāo)在不同研究領(lǐng)域中差異較大??紤]到本研究關(guān)注的是涉及科研發(fā)表的學(xué)術(shù)圈內(nèi)社會資本,個體在社會網(wǎng)絡(luò)中所占據(jù)的位置可能是相對較好的測量指標(biāo),因此本研究依次考慮了導(dǎo)師的職稱、學(xué)位、榮譽(yù)稱號等變量。由于大多數(shù)博士生導(dǎo)師均具有博士學(xué)位和正高職稱,而具有兩院院士、長江學(xué)者等榮譽(yù)稱號的博士生導(dǎo)師數(shù)量卻較為有限,更能反映出導(dǎo)師在學(xué)術(shù)圈的社會資本,因此榮譽(yù)稱號成為本研究表征導(dǎo)師社會資本的主要指標(biāo)之一③。第二,關(guān)于導(dǎo)師指導(dǎo)的衡量指標(biāo),本研究全面考慮指導(dǎo)數(shù)量和質(zhì)量兩個層面,主要通過博士生對導(dǎo)師指導(dǎo)質(zhì)量的綜合性評價量表均分來表征。第三,在博士生科研發(fā)表方面,本研究也考慮到了發(fā)表數(shù)量和質(zhì)量的差異。一般來說,期刊級別和作者排序反映科研發(fā)表的質(zhì)量,而論文數(shù)量反映科研發(fā)表的數(shù)量,但由于調(diào)查題項中未涉及被調(diào)查者發(fā)表論文期刊的具體信息和作者排序,本研究參考了既有研究對國際期刊與國內(nèi)期刊影響因子的加權(quán)方法后,在控制學(xué)科的基礎(chǔ)上,對國際期刊、國內(nèi)核心期刊和國內(nèi)一般期刊的發(fā)表論文數(shù)分別賦予60%、30%和10%的不同權(quán)重來計算科研發(fā)表總分,即科研發(fā)表得分=∑(發(fā)文量×期刊權(quán)重)。
最后,從常識邏輯上來說,學(xué)術(shù)地位越高的導(dǎo)師指導(dǎo)水平越高,但指導(dǎo)時間相對越少,故導(dǎo)師社會資本與學(xué)術(shù)指導(dǎo)的關(guān)系并不明確。為了將兩者剝離,調(diào)查問卷中表征導(dǎo)師學(xué)術(shù)指導(dǎo)的題項應(yīng)該獨立于導(dǎo)師學(xué)術(shù)地位的題項。經(jīng)檢驗,本研究所用調(diào)查問卷題項和數(shù)據(jù)恰好滿足這一特性(具體表述見表1備注),即導(dǎo)師學(xué)術(shù)指導(dǎo)與導(dǎo)師榮譽(yù)稱號之間并無相關(guān)關(guān)系。這意味著,在本研究中導(dǎo)師學(xué)術(shù)指導(dǎo)和導(dǎo)師社會資本影響博士生科研發(fā)表的路徑相互獨立。
在變量選取中,本研究借鑒卡羅爾·布蘭德等提出的科研工作者科研生產(chǎn)力三因素模型[34],選取了個體層面、組織層面和領(lǐng)導(dǎo)層面三類影響博士生科研生產(chǎn)的因素。其中,因變量是博士生科研發(fā)表得分。本研究的核心自變量為導(dǎo)師的社會資本、導(dǎo)師學(xué)術(shù)指導(dǎo)和博士生科研參與。導(dǎo)師社會資本以導(dǎo)師是否具有社會榮譽(yù)稱號來判斷,如導(dǎo)師具有兩院院士、千人計劃、長江學(xué)者、杰青、人才工程等以上任一榮譽(yù)稱號,則該變量取值為1,否則為0。導(dǎo)師指導(dǎo)以博士生對導(dǎo)師指導(dǎo)的主觀評價量表題的均分來衡量,而博士生科研參與以博士生每周投入到科研中的小時數(shù)來衡量。
在控制變量部分,在個體層面控制了性別、年齡、民族、政治面貌、婚姻狀況、博士就讀類型、博士學(xué)位類型、博士入學(xué)方式、博士入學(xué)年數(shù)等人口學(xué)特征,本科高校層次、碩士高校層次等受教育背景以及父親受教育程度、父親職業(yè)、家庭經(jīng)濟(jì)狀況等家庭社會經(jīng)濟(jì)背景等變量;在組織層面控制了博士生所在高校的層次、博士生專業(yè)學(xué)科類別。具體變量說明及描述統(tǒng)計見表1和表2。
回歸結(jié)果如表3所示,在處理樣本自選擇問題之前,本研究先使用普通最小二乘法回歸(OLS)來考察未剔除內(nèi)生性的前提下,導(dǎo)師學(xué)術(shù)指導(dǎo)與導(dǎo)師社會資本對博士生科研發(fā)表的影響。OLS模型1在控制博士生個體特征、院校特征、導(dǎo)師特征的基礎(chǔ)上,考察了導(dǎo)師學(xué)術(shù)指導(dǎo)和導(dǎo)師社會資本對博士生科研產(chǎn)出的影響。從回歸結(jié)果來看,在控制了相關(guān)變量后,導(dǎo)師學(xué)術(shù)指導(dǎo)對博士生科研產(chǎn)出具有顯著的正向影響,這表明在其他條件相同的情況下,導(dǎo)師學(xué)術(shù)指導(dǎo)質(zhì)量越高,博士生的科研產(chǎn)出越多。假設(shè)H1-1的線性正向影響得以證實。OLS模型2在自變量部分納入了導(dǎo)師指導(dǎo)的二次項,用以考察假設(shè)H1-2的倒U型關(guān)系是否存在,然而結(jié)果顯示無論是導(dǎo)師指導(dǎo)的一次項還是二次項對博士生科研產(chǎn)出的影響均不顯著,故假設(shè)H1-2證偽。OLS模型3在自變量部分加入了博士生每周投入到科研中的小時數(shù),用于衡量博士生科研參與的努力程度。從模型3的回歸結(jié)果來看,博士生科研參與對其科研產(chǎn)出具有顯著積極影響,且加入這一變量后,導(dǎo)師學(xué)術(shù)指導(dǎo)對博士生科研產(chǎn)出的影響由模型1的顯著變?yōu)椴伙@著,這意味著博士生的科研參與調(diào)節(jié)了導(dǎo)師學(xué)術(shù)指導(dǎo)對其科研發(fā)表的影響,假設(shè)H2得以證實。此外,在所有OLS模型中,表征導(dǎo)師社會資本的導(dǎo)師榮譽(yù)稱號對博士生科研產(chǎn)出的影響均不顯著,且系數(shù)極小。
表1 變量具體說明
考慮到不同能力水平的博士生獲得高社會資本導(dǎo)師青睞的機(jī)會并非隨機(jī),教育背景、家庭背景和個人能力更強(qiáng)的博士生更有可能選擇到高社會資本導(dǎo)師,因此僅采用OLS回歸方法很難有效剔除選擇性偏誤對導(dǎo)師作用的干擾。為了解決內(nèi)生性問題,本研究進(jìn)一步采用處理效應(yīng)模型考察導(dǎo)師社會資本對博士生科研產(chǎn)出影響的因果效應(yīng)。從TEM模型的回歸結(jié)果來看,導(dǎo)師學(xué)術(shù)指導(dǎo)、導(dǎo)師學(xué)術(shù)指導(dǎo)的二次方和博士生科研參與的影響與OLS模型回歸結(jié)果均無差別,這進(jìn)一步確保了H1-1和H2的成立。然而,導(dǎo)師社會資本對博士生科研產(chǎn)出卻呈現(xiàn)出顯著的負(fù)向影響。也就是說,在剔除樣本自選擇偏誤并控制其他條件的情況下,與未能選擇到高社會資本導(dǎo)師的博士生相比,“名師”的徒弟在科研產(chǎn)出數(shù)量和質(zhì)量方面反而得分更低。這與OLS基準(zhǔn)回歸結(jié)果差距甚大,一方面說明未剔除樣本自選擇偏誤的OLS基準(zhǔn)回歸未能準(zhǔn)確估計導(dǎo)師社會資本對博士生科研產(chǎn)出的影響,另一方面也說明由于社會資本高的導(dǎo)師招收到了優(yōu)秀的學(xué)生,導(dǎo)師對于博士生科研產(chǎn)出的負(fù)向作用被學(xué)生自身出眾的科研產(chǎn)出能力所抵消,所以O(shè)LS回歸結(jié)果并未呈現(xiàn)出顯著的影響,由此假設(shè)H3被證偽。
表2 變量描述統(tǒng)計結(jié)果
表3 OLS和TEM回歸結(jié)果④
表4和表5的回歸結(jié)果展示了不同學(xué)科間導(dǎo)師對博士生科研產(chǎn)出影響的異質(zhì)性。對于理工類博士生而言(表4),無論是OLS模型還是TEM模型,回歸結(jié)果都沒有發(fā)現(xiàn)導(dǎo)師社會資本對博士生科研產(chǎn)出的顯著影響,但是導(dǎo)師學(xué)術(shù)指導(dǎo)對于博士生科研產(chǎn)出的影響顯著且不存在倒U型關(guān)系。此外,本研究還發(fā)現(xiàn),對于理工類博士生,個人科研參與不能完全調(diào)節(jié)導(dǎo)師學(xué)術(shù)指導(dǎo)對科研發(fā)表的影響,這主要是由于理工類博士生導(dǎo)師對博士生科研產(chǎn)出的影響并非僅通過監(jiān)督或激勵機(jī)制發(fā)揮作用,博士生科研工作的有效開展還需倚賴導(dǎo)師所提供的實驗室、設(shè)備器材等物質(zhì)支持。對人文社科類博士生的分析結(jié)果(表5)與總體博士生分析結(jié)果較為一致,即導(dǎo)師社會資本對博士生科研產(chǎn)出具有負(fù)向影響。但令人遺憾的是,人文社科類博士生導(dǎo)師的學(xué)術(shù)指導(dǎo)對于博士生的科研發(fā)表影響并不顯著,而社會資本越高的導(dǎo)師反而不利于博士生科研論文的發(fā)表。此外,無論是對理工類博士生還是對人文社科類博士生來說,個體科研參與對科研產(chǎn)出的影響都非常重要。
首先,導(dǎo)師學(xué)術(shù)指導(dǎo)整體上顯著正向影響博士生科研產(chǎn)出,這種影響主要通過作用于博士生科研參與的時間來實現(xiàn)。一方面,導(dǎo)師學(xué)術(shù)指導(dǎo)為博士生提供前沿研究議題、研究方法訓(xùn)練、學(xué)術(shù)研究數(shù)據(jù)以及物資設(shè)備支持等,提升博士生科研能力與科研產(chǎn)出;另一方面,導(dǎo)師對博士生的激勵與監(jiān)督有益于博士生明晰個人學(xué)術(shù)興趣,明確自我價值與使命,推動博士生在科研活動中投入更多時間和精力,進(jìn)而提高科研效率并正向影響科研產(chǎn)出。相比之下,博士生科研參與時間的增多是提升科研產(chǎn)出更為重要且穩(wěn)定的因素。
其次,導(dǎo)師社會資本對博士生的科研產(chǎn)出存在負(fù)向影響。在控制樣本自選擇偏誤后,導(dǎo)師社會資本的負(fù)向作用得以呈現(xiàn)。對此的可能解釋是:一方面,導(dǎo)師的學(xué)術(shù)地位越高,對自己的學(xué)術(shù)聲譽(yù)越為珍視,對科研產(chǎn)出質(zhì)量的要求越高,不會一味追趕發(fā)表數(shù)量而忽視人才培養(yǎng)質(zhì)量;另一方面,相比于未擁有這類榮譽(yù)稱號的博士生導(dǎo)師,高社會資本導(dǎo)師并不再需要通過發(fā)表論文來提升自身的學(xué)術(shù)地位,因而更加重視指導(dǎo)學(xué)生而非合作發(fā)表。
表4 理工類學(xué)科OLS模型和TEM模型結(jié)果
表5 人文社科類學(xué)科OLS模型和TEM模型結(jié)果
此外,導(dǎo)師學(xué)術(shù)指導(dǎo)的正向作用更多地體現(xiàn)在理工類博士生群體中,而導(dǎo)師社會資本的作用更多體現(xiàn)在人文社科類博士生群體中。由于不同學(xué)科思維范式和培養(yǎng)模式的差別,不同學(xué)科的博士生導(dǎo)師影響學(xué)生發(fā)展的機(jī)制也有所區(qū)別。理工類博士生的科研培養(yǎng)更多地涉及日常試驗和實操訓(xùn)練,導(dǎo)師需要予以多方面物質(zhì)支持和智力支持,這使得導(dǎo)師學(xué)術(shù)指導(dǎo)的影響路徑更為復(fù)雜,而博士生科研參與程度僅為其中一條路徑。與之相比,人文社科領(lǐng)域的隱形知識更多,程式化整合程度更低[35],研究多基于特定文化開展,博士生的培養(yǎng)過程與知識生產(chǎn)模式相對更為獨立[36],因而導(dǎo)師與博士生之間的合作程度相對較低,高社會資本導(dǎo)師對博士生科研發(fā)表的要求更為謹(jǐn)慎,導(dǎo)師指導(dǎo)的影響難以體現(xiàn)在科研發(fā)表數(shù)量上。
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)查中的博士生問卷截面數(shù)據(jù),基于最小二乘法回歸模型和處理效應(yīng)模型,分析了博士生導(dǎo)師對博士生科研發(fā)表的影響。研究發(fā)現(xiàn),導(dǎo)師學(xué)術(shù)指導(dǎo)總體上顯著正向影響博士生科研產(chǎn)出,這種影響主要通過作用于博士生科研參與時間來實現(xiàn);而導(dǎo)師社會資本對博士生的科研產(chǎn)出存在負(fù)向影響。導(dǎo)師學(xué)術(shù)指導(dǎo)的正向影響更多體現(xiàn)在理工類博士生群體中,導(dǎo)師社會資本的影響更多體現(xiàn)在人文社科類博士生群體中。
根據(jù)以上結(jié)論,本研究嘗試提出如下博士生培養(yǎng)指導(dǎo)建議:
第一,導(dǎo)師應(yīng)發(fā)揮博士生培養(yǎng)第一負(fù)責(zé)人的作用,為博士生提供充分且全面的指導(dǎo),鼓勵良性互動交流,提高導(dǎo)師指導(dǎo)水平。同時,導(dǎo)師應(yīng)關(guān)注指導(dǎo)內(nèi)容的多元化,在尊重人才培養(yǎng)客觀規(guī)律和學(xué)科差異的基礎(chǔ)上,不斷提升因材施教水平,為博士生提供所需的物質(zhì)支持與個性化指導(dǎo)。
第二,博士生應(yīng)強(qiáng)化學(xué)術(shù)動機(jī),加大科研投入。雖然本研究發(fā)現(xiàn)導(dǎo)師學(xué)術(shù)指導(dǎo)或社會資本在不同程度上影響博士生科研產(chǎn)出,但是博士生個人科研參與始終是一個重要且穩(wěn)定的調(diào)節(jié)因素。博士生應(yīng)該充分認(rèn)識到科研與學(xué)業(yè)參與的重要性,發(fā)揮個體主觀能動性,將探求真理作為自己學(xué)術(shù)生涯的不斷追求,提升學(xué)術(shù)參與程度。
第三,高校應(yīng)優(yōu)化人才培養(yǎng)機(jī)制,改善功利化評價制度導(dǎo)向。雖然本研究發(fā)現(xiàn)了導(dǎo)師社會資本的負(fù)向影響,但這種負(fù)向影響更多地體現(xiàn)了導(dǎo)師對學(xué)生科研指導(dǎo)的負(fù)責(zé)與嚴(yán)謹(jǐn)。導(dǎo)師以身示范教導(dǎo)學(xué)生關(guān)注自身在科研過程中的成長,重視每一個科研成果的質(zhì)量,而非以追求科研發(fā)表數(shù)量為唯一目的。然而,在現(xiàn)有人才評價體系下,科研發(fā)表已成為博士生評獎評優(yōu)、畢業(yè)要求甚至在學(xué)術(shù)勞動力市場競先就業(yè)的關(guān)鍵指標(biāo),過于功利化的評價導(dǎo)向不利于博士生潛心學(xué)術(shù)、臻于至善的科學(xué)研究。因此,高等院校和社會各界需要逐步意識到這一問題,嘗試改善博士教育理念和評價機(jī)制,更多地關(guān)注博士生科研培養(yǎng)過程,解決培養(yǎng)過程與制度建設(shè)之間的矛盾,確保博士生培養(yǎng)的有效性和良性發(fā)展。
最后,由于數(shù)據(jù)限制,本研究尚存一些不足。其一,本研究中的因變量科研得分是一個加權(quán)計算生成的變量,雖然權(quán)重的選取建立在綜述以往研究的基礎(chǔ)上,但仍有改善的空間。其二,本研究中的“社會資本”是二分變量,由導(dǎo)師是否具備代表學(xué)術(shù)地位的社會榮譽(yù)稱號決定,然而不同社會榮譽(yù)稱號的內(nèi)涵仍存在差異,兩院院士、長江學(xué)者、杰青等榮譽(yù)稱號之間的差異未能在本研究中完全體現(xiàn)。其三,本研究雖然提出了導(dǎo)師社會資本對博士生科研產(chǎn)出存在負(fù)向影響的兩種可能解釋,但迫于篇幅限制并未深入探究具體影響機(jī)制,這也成為日后研究有待完善和深化的方向。
注釋
①這是一個根據(jù)Probit模型估計值求得的個體風(fēng)險(hazard)指數(shù)。
②由于Zi可視為工具變量,這意味著Zi中至少應(yīng)有一個變量不在Xi中。
③為方便起見,本文其后所述的“導(dǎo)師社會資本”均指“導(dǎo)師學(xué)術(shù)圈的社會資本”。
④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。