博士生導師如何影響博士生科研發表？
——基于2016年首都高校學生發展狀況調查數據的分析

吳嘉琦，羅蘊豐

（1.北京大學教育學院，北京100871；2.電子科技大學公共管理學院，四川成都611731）

一、問題的提出

隨著我國學位制度的建立與完善，博士生規模和導師隊伍不斷擴大。博士招生數從1990年的3337人躍升至2018年的95502人[1]，年均增長率高達12.7%。伴隨博士生規模的擴大，“質量滑坡”“學位貶值”和“抄襲頻發”等問題也隨之而來，如何保障和提升博士研究生培養質量受到教育部門和學術界的廣泛關注。

與其他培養階段不同，博士研究生指導主要由其所在學術組織的導師承擔。導師是博士生培養中最直接且關鍵的因素，是引導博士生邁入科研學術領域、推動國家科研創新的關鍵[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研究的初學者，導師的學術指導與個體的學業參與影響其科研成果的數量與質量；其二，博士生是準科研工作者，這意味著博士生的科研產出與其塑造的學術網絡緊密聯系，但是大部分全日制博士在學術領域的積累不足，因此導師學術網絡的作用尤為凸顯。那么，作為反映博士研究生科研成果最重要的依據，科研發表是否以及如何受到導師的影響呢？是導師的學術指導影響更大，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揮了怎樣的作用？

二、文獻綜述

聚焦導師對博士生科研發表的影響，既有研究多以高等教育學生發展理論、組織社會學及人力資源管理學為理論構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生發展理論與布迪厄的社會資本理論兩條闡釋路徑出發，探討導師對博士生科研發表的影響機制。

（一）帕斯卡雷拉學生發展理論

在費爾德曼、佩斯等學生發展理論研究的基礎上，歐內斯特·帕斯卡雷拉（Ernest T.Pascarella）于20世紀80年代中期提出了學生變化的因果解釋模型，用于闡釋學生學業發展[4]。這一理論模型認為，學生學業發展受到五個方面因素的影響，分別是個體特征、學業投入、多元互動、院校組織特征和高等教育微觀環境。這一理論框架重點探求學生發展現象背后的運作機制和影響路徑[5]，強調學生個體投入程度、社會性互動和院校環境三方面的交互關系，明晰了院校環境通過作用于學生與同伴、師長等學業情境下的社會性互動以及學生自身的努力程度來間接促進學生發展。因此，在考察高等院校博士生學業發展的因果關系時，可以借鑒帕斯卡雷拉的學生發展因果解釋模型，從導學互動和博士生自身科研參與兩個方面分析導師對博士生科研發表的影響。

首先，導學互動被定義為“一種技能水平更高或經驗更豐富的個體作為榜樣，指導、資助、鼓勵和結識技能水平較低或經驗較少的個體，以促進后者專業發展的培養過程”[6]。導學互動的一個重要內涵是導師對研究生的學術指導，它不僅包括導師引導博士生參與學術活動，為其提供具有挑戰性的任務，培養其創新能力思維[7]；還涉及導師與研究生開展合作，共同完成研究項目，發表科研論文，為其學術職業發展做好準備[8]。

導師學術指導主要包括指導頻率與指導質量兩個方面[9]。在指導頻率上，國內外學者均發現師生交流頻次與研究生科研水平顯著正相關，導學互動得越頻繁，博士生的科研發表越多[10-11]。且這種影響對理工科博士生、人文社科博士生、農醫學博士生的科研產出能力均起到了積極作用[12-13]。不僅指導頻率對博士生科研產出具有正向作用，指導質量也發揮了重要作用。導師的科研經驗、學術地位、學緣結構等衡量指導質量的維度均被證實是培養拔尖創新人才的關鍵[14-15]。然而，由于數據抽樣和研究方法的差異，小部分研究也發現導師指導頻率與博士生科研成就之間關系并不大[16]，而過高頻率的干預性指導甚至導致博士生難以發展為獨立的研究者[17]。

故本研究提出第一類假設：

H1-1：導師指導對博士生科研產出存在線性正向影響；

H1-2：導師指導與博士生科研產出間存在倒U型關系，即過低的指導和過高的指導都不會產生更高的科研產出。

其次，學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]。學生參與理論的倡導者阿斯?。ˋ.W.Astin）在其著名的“輸入-環境-輸出”（I-EO）框架中提出，學生參與具有質量和數量雙重性，學生在有意義的學業活動中投入時間和精力越多，積極學業成就越多[20]。實證研究也發現，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新能力，進而作用于博士生科研發表[21]。同時，科研學業投入也會間接調節影響創新能力因素的作用程度。馬永紅等發現，學業投入作為博士生身份認知與創新能力的中介變量，顯著提高了博士生創新能力[22]。

由此提出本研究第二類假設：

H2：學生個體努力程度正向影響其科研產出，且對導師指導的影響具有調節作用。

（二）布迪厄社會資本理論

皮埃爾·布迪厄（Pierre Bourdieu）認為社會資本是個體在社會關系網絡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系網絡之中，個體在社會關系網絡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用具有密切的聯系。

社會資本可以從結構、關系和規范三個維度進行闡釋。結構維度將社會資本視為嵌入在社會關系網絡之中的資源。由于資源嵌入在社會關系網絡之中，網絡聯系的建立、聯系的強弱、網絡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]。關系維度將社會資本視為獲取資源的能力。這一維度關注社會關系網絡中的身份、期待、信譽等因素，尤其是通過這些因素獲得資本的能力[25]。在中國關系本位的社會文化中，社會關系網絡是社會資本的主要表現形式，它以群體的共同利益為目標。規范維度將社會資本視為一種非正式的價值觀或準則。這種規范價值源于社交網絡中的信息、信任和互惠準則[26]。

國內外學者普遍認為，個體創新需要與外部環境建立聯系，因此個體在社會網絡結構中所處位置、擁有的社會關系資源、運用資源的能力以及團體價值規范對創新生產具有重要影響[27-28]?？紤]到本研究關注的是導師在學術領域所積聚的社會資本，因此導師個體在學術網絡中所占據的位置可能是相對較好的測量指標。

已有實證研究證實，導師的社會資本對研究生的科研創新具有正向作用。藺玉（2012）在控制研究生人口學特征、導師特征等因素后發現，導師的學術地位對博士生科研績效具有顯著積極影響[29]。張雁冰（2014）的實證研究發現，不同來源的社會資本存在交互作用，導師的社會資本顯著提高了學生知識構建能力與科研創新能力[30]。閔韡和李永剛（2018）發現，享有學術榮譽和地位的博士生導師在科研成果、學術支持方面更為卓越，具有院士、長江學者等榮譽稱號的導師在共同指導的作用下顯著正向影響博士生科研產出[31]。

對此，本研究提出第三類假設：

H3：在導師學術指導外，導師的社會資本也會對博士生的科研產出產生積極影響。

根據上述假設，本研究所設想的影響路徑如圖1所示。

圖1 導師對博士生科研發表影響路徑

綜上所述，盡管已有部分研究關注到導師指導與博士生科研參與對博士生科研發表的影響，但鮮有嚴謹的因果推斷研究對該問題進行估計。由于各方面能力更高的博士生會選擇學術水平更高的導師，如果不控制學生自選擇問題，則導致導師對博士生科研產出的影響效應中存在部分源于學生自身學術能力的影響，而非導師指導的凈影響。因此，本研究嘗試使用2016年首都高校發展調查中的博士生數據，以北京地區不同層次高校的博士研究生為研究對象，運用處理效應模型（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上進一步探討導師與博士生科研發表的因果關系及影響機制。

三、研究設計

（一）研究數據

2016年首都高校學生發展狀況調查采用整群分層抽樣方法，所調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。該調查在首都不同類型院校中按比例抽取不同學科專業的博士生樣本，對博士生群體有較好的代表性。此外，調查問卷內容覆蓋了博士生的基本信息、教育情況、學業情況和科研情況等，信息豐富可靠。在剔除了部分對導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，最終得到的樣本數量為1418。

（二）實證策略

本研究的目的在于探究導師對博士生科研發表的影響機制，并分離出其中由導師的學術指導、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，即優秀的博士生會選擇優秀的導師，這可能會高估導師的作用；其二，關鍵概念的界定困難，如社會資本、學術指導和科研發表等；其三，分離出導師的社會資本與學術指導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模型來解決樣本自選擇問題。處理效應模型由岡達拉羅·馬達拉（G.S.Maddala）[32]提出，并遵循詹姆斯·赫克曼（James Heckman）[33]的傳統，直接對處理變量進行結構建模。

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，本研究對關鍵概念的界定與度量進行了深入思考。第一，所謂社會資本是一個抽象概念，其測量指標在不同研究領域中差異較大?？紤]到本研究關注的是涉及科研發表的學術圈內社會資本，個體在社會網絡中所占據的位置可能是相對較好的測量指標，因此本研究依次考慮了導師的職稱、學位、榮譽稱號等變量。由于大多數博士生導師均具有博士學位和正高職稱，而具有兩院院士、長江學者等榮譽稱號的博士生導師數量卻較為有限，更能反映出導師在學術圈的社會資本，因此榮譽稱號成為本研究表征導師社會資本的主要指標之一③。第二，關于導師指導的衡量指標，本研究全面考慮指導數量和質量兩個層面，主要通過博士生對導師指導質量的綜合性評價量表均分來表征。第三，在博士生科研發表方面，本研究也考慮到了發表數量和質量的差異。一般來說，期刊級別和作者排序反映科研發表的質量，而論文數量反映科研發表的數量，但由于調查題項中未涉及被調查者發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期刊影響因子的加權方法后，在控制學科的基礎上，對國際期刊、國內核心期刊和國內一般期刊的發表論文數分別賦予60%、30%和10%的不同權重來計算科研發表總分，即科研發表得分=∑（發文量×期刊權重）。

最后，從常識邏輯上來說，學術地位越高的導師指導水平越高，但指導時間相對越少，故導師社會資本與學術指導的關系并不明確。為了將兩者剝離，調查問卷中表征導師學術指導的題項應該獨立于導師學術地位的題項。經檢驗，本研究所用調查問卷題項和數據恰好滿足這一特性（具體表述見表1備注），即導師學術指導與導師榮譽稱號之間并無相關關系。這意味著，在本研究中導師學術指導和導師社會資本影響博士生科研發表的路徑相互獨立。

（三）變量選取

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力三因素模型[34]，選取了個體層面、組織層面和領導層面三類影響博士生科研生產的因素。其中，因變量是博士生科研發表得分。本研究的核心自變量為導師的社會資本、導師學術指導和博士生科研參與。導師社會資本以導師是否具有社會榮譽稱號來判斷，如導師具有兩院院士、千人計劃、長江學者、杰青、人才工程等以上任一榮譽稱號，則該變量取值為1，否則為0。導師指導以博士生對導師指導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、博士學位類型、博士入學方式、博士入學年數等人口學特征，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、家庭經濟狀況等家庭社會經濟背景等變量；在組織層面控制了博士生所在高校的層次、博士生專業學科類別。具體變量說明及描述統計見表1和表2。

四、研究結果

（一）普通最小二乘法（OLS）和處理效應模型（TEM）回歸結果

回歸結果如表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）來考察未剔除內生性的前提下，導師學術指導與導師社會資本對博士生科研發表的影響。OLS模型1在控制博士生個體特征、院校特征、導師特征的基礎上，考察了導師學術指導和導師社會資本對博士生科研產出的影響。從回歸結果來看，在控制了相關變量后，導師學術指導對博士生科研產出具有顯著的正向影響，這表明在其他條件相同的情況下，導師學術指導質量越高，博士生的科研產出越多。假設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師指導的二次項，用以考察假設H1-2的倒U型關系是否存在，然而結果顯示無論是導師指導的一次項還是二次項對博士生科研產出的影響均不顯著，故假設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，用于衡量博士生科研參與的努力程度。從模型3的回歸結果來看，博士生科研參與對其科研產出具有顯著積極影響，且加入這一變量后，導師學術指導對博士生科研產出的影響由模型1的顯著變為不顯著，這意味著博士生的科研參與調節了導師學術指導對其科研發表的影響，假設H2得以證實。此外，在所有OLS模型中，表征導師社會資本的導師榮譽稱號對博士生科研產出的影響均不顯著，且系數極小。

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師青睞的機會并非隨機，教育背景、家庭背景和個人能力更強的博士生更有可能選擇到高社會資本導師，因此僅采用OLS回歸方法很難有效剔除選擇性偏誤對導師作用的干擾。為了解決內生性問題，本研究進一步采用處理效應模型考察導師社會資本對博士生科研產出影響的因果效應。從TEM模型的回歸結果來看，導師學術指導、導師學術指導的二次方和博士生科研參與的影響與OLS模型回歸結果均無差別，這進一步確保了H1-1和H2的成立。然而，導師社會資本對博士生科研產出卻呈現出顯著的負向影響。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師的博士生相比，“名師”的徒弟在科研產出數量和質量方面反而得分更低。這與OLS基準回歸結果差距甚大，一方面說明未剔除樣本自選擇偏誤的OLS基準回歸未能準確估計導師社會資本對博士生科研產出的影響，另一方面也說明由于社會資本高的導師招收到了優秀的學生，導師對于博士生科研產出的負向作用被學生自身出眾的科研產出能力所抵消，所以OLS回歸結果并未呈現出顯著的影響，由此假設H3被證偽。

表2 變量描述統計結果

表3 OLS和TEM回歸結果④

（二）學科的異質性分析

表4和表5的回歸結果展示了不同學科間導師對博士生科研產出影響的異質性。對于理工類博士生而言（表4），無論是OLS模型還是TEM模型，回歸結果都沒有發現導師社會資本對博士生科研產出的顯著影響，但是導師學術指導對于博士生科研產出的影響顯著且不存在倒U型關系。此外，本研究還發現，對于理工類博士生，個人科研參與不能完全調節導師學術指導對科研發表的影響，這主要是由于理工類博士生導師對博士生科研產出的影響并非僅通過監督或激勵機制發揮作用，博士生科研工作的有效開展還需倚賴導師所提供的實驗室、設備器材等物質支持。對人文社科類博士生的分析結果（表5）與總體博士生分析結果較為一致，即導師社會資本對博士生科研產出具有負向影響。但令人遺憾的是，人文社科類博士生導師的學術指導對于博士生的科研發表影響并不顯著，而社會資本越高的導師反而不利于博士生科研論文的發表。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出的影響都非常重要。

（三）實證結果分析

首先，導師學術指導整體上顯著正向影響博士生科研產出，這種影響主要通過作用于博士生科研參與的時間來實現。一方面，導師學術指導為博士生提供前沿研究議題、研究方法訓練、學術研究數據以及物資設備支持等，提升博士生科研能力與科研產出；另一方面，導師對博士生的激勵與監督有益于博士生明晰個人學術興趣，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，進而提高科研效率并正向影響科研產出。相比之下，博士生科研參與時間的增多是提升科研產出更為重要且穩定的因素。

其次，導師社會資本對博士生的科研產出存在負向影響。在控制樣本自選擇偏誤后，導師社會資本的負向作用得以呈現。對此的可能解釋是：一方面，導師的學術地位越高，對自己的學術聲譽越為珍視，對科研產出質量的要求越高，不會一味追趕發表數量而忽視人才培養質量；另一方面，相比于未擁有這類榮譽稱號的博士生導師，高社會資本導師并不再需要通過發表論文來提升自身的學術地位，因而更加重視指導學生而非合作發表。

表4 理工類學科OLS模型和TEM模型結果

表5 人文社科類學科OLS模型和TEM模型結果

此外，導師學術指導的正向作用更多地體現在理工類博士生群體中，而導師社會資本的作用更多體現在人文社科類博士生群體中。由于不同學科思維范式和培養模式的差別，不同學科的博士生導師影響學生發展的機制也有所區別。理工類博士生的科研培養更多地涉及日常試驗和實操訓練，導師需要予以多方面物質支持和智力支持，這使得導師學術指導的影響路徑更為復雜，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，博士生的培養過程與知識生產模式相對更為獨立[36]，因而導師與博士生之間的合作程度相對較低，高社會資本導師對博士生科研發表的要求更為謹慎，導師指導的影響難以體現在科研發表數量上。

五、結論與啟示

本研究通過使用2016年的首都高校學生發展狀況調查中的博士生問卷截面數據，基于最小二乘法回歸模型和處理效應模型，分析了博士生導師對博士生科研發表的影響。研究發現，導師學術指導總體上顯著正向影響博士生科研產出，這種影響主要通過作用于博士生科研參與時間來實現；而導師社會資本對博士生的科研產出存在負向影響。導師學術指導的正向影響更多體現在理工類博士生群體中，導師社會資本的影響更多體現在人文社科類博士生群體中。

根據以上結論，本研究嘗試提出如下博士生培養指導建議：

第一，導師應發揮博士生培養第一負責人的作用，為博士生提供充分且全面的指導，鼓勵良性互動交流，提高導師指導水平。同時，導師應關注指導內容的多元化，在尊重人才培養客觀規律和學科差異的基礎上，不斷提升因材施教水平，為博士生提供所需的物質支持與個性化指導。

第二，博士生應強化學術動機，加大科研投入。雖然本研究發現導師學術指導或社會資本在不同程度上影響博士生科研產出，但是博士生個人科研參與始終是一個重要且穩定的調節因素。博士生應該充分認識到科研與學業參與的重要性，發揮個體主觀能動性，將探求真理作為自己學術生涯的不斷追求，提升學術參與程度。

第三，高校應優化人才培養機制，改善功利化評價制度導向。雖然本研究發現了導師社會資本的負向影響，但這種負向影響更多地體現了導師對學生科研指導的負責與嚴謹。導師以身示范教導學生關注自身在科研過程中的成長，重視每一個科研成果的質量，而非以追求科研發表數量為唯一目的。然而，在現有人才評價體系下，科研發表已成為博士生評獎評優、畢業要求甚至在學術勞動力市場競先就業的關鍵指標，過于功利化的評價導向不利于博士生潛心學術、臻于至善的科學研究。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制，更多地關注博士生科研培養過程，解決培養過程與制度建設之間的矛盾，確保博士生培養的有效性和良性發展。

最后，由于數據限制，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計算生成的變量，雖然權重的選取建立在綜述以往研究的基礎上，但仍有改善的空間。其二，本研究中的“社會資本”是二分變量，由導師是否具備代表學術地位的社會榮譽稱號決定，然而不同社會榮譽稱號的內涵仍存在差異，兩院院士、長江學者、杰青等榮譽稱號之間的差異未能在本研究中完全體現。其三，本研究雖然提出了導師社會資本對博士生科研產出存在負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Probit模型估計值求得的個體風險（hazard）指數。

②由于Zi可視為工具變量，這意味著Zi中至少應有一個變量不在Xi中。

③為方便起見，本文其后所述的“導師社會資本”均指“導師學術圈的社會資本”。

④由于本研究使用的是橫截面調查數據，可能存在異方差問題，為使回歸結果有效，本研究中標準誤均為異方差穩健標準誤。