國內高校“生師比”對學生科研能力影響的實證研究＊

邵彥君，梅琬舲，沙奕歆，張瀠月，錢璟，汪利錟

國內高校“生師比”對學生科研能力影響的實證研究＊

邵彥君，梅琬舲，沙奕歆，張瀠月，錢璟，汪利錟

（上海立信會計金融學院，上海 201620）

利用實證研究方法分析了中國高校財經類專業“生師比”對學生科研能力的影響及其內在因素。在收集了100所中國高校和全國財經類專業“生師比”的數據，如人均占地、生均圖書量、教師平均年齡、論文影響因子、論文被引次數、論文數量、碩士點數、博士點數、教師論文數量、教師論文影響因子和教師論文引用次數，以及學生獨立撰寫及教師指導撰寫的論文數據后，利用計量方法，發現樣本高校中的“生師比”與學生發表論文數量呈現顯著的負相關關系，這意味著降低“生師比”可顯著提高學生發表論文數量，提升學生科研能力。

“生師比”；學生科研能力；論文影響因子；論文引用次數

近年來，中國高校越來越重視培養和提高學生的科研能力。影響學生科研能力的因素很多，從目前已有文獻看，“生師比”對學生科研能力的影響較為顯著。DAHAR等人（2009）通過探究調查發現，不合理的“生師比”、教室規模以及人均學生花費將會導致教育資源的浪費以及更低的學術成就。HELEN等人（2012）發現1∶1配比教學的學生學習成績顯著高于按小組授課的學生成績，田納西州立大學和英國的CSPAR項目實施的明星項目也表明了班級規模對學業成績的重要性。

關于“生師比”對學生科研能力的影響，國內文獻涉及該主題較少。因此本文試圖揭示“生師比”和學生科研能力之間的關系。

1 數據說明和統計描述

1.1 數據來源

通過瀏覽各校官方網站和招生簡章，本文收集了校友網（中國唯一為校友會組織提供網絡服務的專業網站）排名前100的中國高校以及全國財經類專業“生師比”和全校“生師比”的數據。本文檢索中國知網等學術網站，收集中國前100所高校以及全國財經類大學財經類專業中，學生自主撰寫及導師指導學生撰寫的論文數據。隨后，還選取了含碩士點或博士點的54所財經類院校，將數據進行收集對比，探究“生師比”對學生科研能力的影響。

1.2 變量描述

1.2.1 因變量

文章因變量是高校學生的科研能力，以學生撰寫的論文數和導師指導撰寫的論文數據來作為該因變量的代理變量。同時確定了衡量學生科研能力的指數化指標——高校學生發表的論文數量、論文影響因子及被引用次數。韓玲等人（2003）指出期刊影響因子能測度期刊有用性或顯示度、學術水平的指標。袁翀等人（2008）指出期刊被引次數是一個非常客觀實際的評價指標，可用來衡量期刊自創刊以來的學術影響力。李佳煜等人（2018）指出論文的被引用次數越多，說明其學術影響力及學術輻射能力越大，論文的內在價值也就越大。因此，本文將高校學生發表的論文數量和被引用次數作為本研究的因變量，從而探究“生師比”對學生科研能力的影響。

1.2.2 自變量

1.2.2.1 核心變量

“生師比”是指某一高校內在校學生數與學校專任教師數的比例，可用來衡量高校辦學規模（李智，2016）。國內高校的“生師比”=高校折合在校生數/高校專任教師總數。

1.2.2.2 控制變量

生均圖書量是指高校學生人均圖書量。生均圖書（冊/生）=高校圖書館總冊數/高校折合在校生數。劉琳等人（2015）指出高校圖書資源合理分配可助于提高圖書館乃至學校的整體發展水平。

教師的平均年齡是指高校專任教師平均年齡。鮑威等人（2020）指出教師隊伍年齡結構與科研產出有關。當青年教師、中生代教師、資深教師的占比分別為51.2%、43.0%、5.8%時，高校科研產出達到理論最優。教師平均年齡=高校專任教師總年齡/高校專任教師總數。

生均占地面積是指高校學生人均占地面積。李智等人（2016）將校園占地面積作為外生控制變量最優“生師比”。生均占地面積（m2/生）=高校總占地面積/高校折合在校生數。

碩士點是指判斷高校是否有碩士點，博士點是指判斷高校是否有博士點。兩者均可反映高校的師資力量與科研 實力。

教師科研能力是指高校專任教師發表文章數量。姜嵐（2018）指出教師科研能力能影響學生科研創新能力的培養。

1.3 統計描述

通過對數據的描述性統計分析，本文可以得到中國綜合類大學財經類專業以及中國財經類大學的相關統計數據。全國前100綜合性大學的描述性統計數據如表1所示。

表1 全國前100綜合性大學的描述性統計數據

變量觀測值均值標準差最小值最大值 年份1 078.002 014.003.162 0092 019 數量1 078.0049.5028.301.0098.00 生師比1 078.0023.697.596.7654.32 人均占地1 078.0062.32105.901.47996.21 生均圖書量1 078.00134.51197.5420.001 903.99 教師平均年齡1 067.0047.134.1435.5058.00 論文影響因子1 059.000.850.630.015.51 論文被引次數1 021.006.204.410.2066.08 論文數量1 078.00150.3561.0142.00816.00 碩士點1 078.001.000.001.001.00 博士點1 078.000.900.300.001.00 教師論文數量1 078.004 054.823 271.12954.0025 798.00 教師論文影響因子1 078.001.130.520.122.55 教師論文引用次數1 021.006.624.410.2066.08

數據來源：全國綜合排名前100高校官網和知網，并經筆者整理而成。

從表1的信息可以得知，本文收集了2009—2019年全國前100所綜合性大學財經類專業的數據（除去2所醫學院）。在所有的解釋變量和被解釋變量中，教師的平均年齡在47歲左右，且所有綜合性大學均開設碩士點，學校具有較強的研究型性質。然而，由于各學校的規模不同，人均學生面積和人均圖書資源存量的標準差較大，教師的發表論文數量差異性較大。全國54所財經類學校的描述性統計結果如表2所示。

從表2信息可知，學生人均占地面積、人均圖書資源、學生發表論文數量這3個變量的標準差較大。相比綜合性大學，財經類大學普遍偏向應用就業型。因此，在人才培養方案中更加注重學生的實踐能力，而非學術研究能力。在這種教育模式之下，學生的學術科研能力就會受到比較大的影響，從而影響論文發表的數量，造成差異化大的情況。在開設博士點和碩士點的平均數數據中，可以發現對財經類大學而言，碩士點的開設程度要遠遠大于博士點的開設。同時，在財經類大學中，教師的平均年齡在45歲左右，略小于全國綜合性大學教師平均年齡。

從表1、表2的描述性數據結果對比中，可以發現研究型綜合性大學學生平均發表論文數量和影響因子略高于應用型大學學生。然而，在核心變量“生師比”的比較中，綜合性大學的“生師比”要略低于財經類大學（23.392∶ 26.755）。這與筆者們的原假設相類似。因此，將利用回歸分析系統性探究“生師比”對學生科研能力的影響。

表2 全國54所財經類學校的描述性統計結果

變量觀測值中位數標準差最小值最大值 年份594.002 014.003.1672 0092 019 序列594.0027.5.15.601.0054.00 生師比594.0026.766.2011.1942.47 人均占地594.0053.4836.734.17189.80 生均圖書量561.00111.6769.6025.00350.95 教師平均年齡550.0045.363.1738.2555.00 學生論文數量594.00144.43210.630.002 821.00 學生論文影響因子594.000.490.290.031.33 學生論文被引次數594.003.893.290.0018.48 碩士點594.000.760.420.001.00 博士點594.000.370.480.001.00 教師論文數量594.007.341.783.5912.85

數據來源：全國綜合排名前100高校官網和知網，并經筆者整理而成。

2 主要估計結果

文章采用OLS回歸分析在控制學生人均占地、人均圖書量、教師平均年齡、學校是否開設博士點、教師科研能力等變量的變量下，檢驗“生師比”對學生科研能力的影響。本文使用面板數據進行分析。面板數據指的是在一段世界內跟蹤同一組個體的數據。根據收集的全國前100綜合性大學以及全國54所財經類大學2009—2019年的數據，整理成面板數據。

在回歸分析時，文章引入了混合回歸模型，并使用“聚類穩健的標準誤”進行估計。回歸模型方程如下：

i=11i+22i+33i+44i+55i+66i+77i+i（1）

式（1）中：i為被解釋變量代表學生科研能力；n為回歸系數；1i為核心解釋變量代表“生師比”；2i、3i、4i、5i、6i、7i為控制變量，分別代表學生人均占地、人均圖書量、教師平均年齡、學校是否開設博士點、教師科研能力、是否開設碩士點；i為隨機誤差項，此外，學生科研能力在本實驗中由學生發表論文數量、發表論文被引用次數、論文發表期刊影響因子3部分來衡量。同時，研究型大學和應用類大學不具有可比性的。所以本文根據這3個衡量標準分別對中國綜合排名前100的高校以及財經類高校進行了回歸分析。

全國綜合排名前100高校生師比對學生發表論文數量的影響回歸分析如下。“生師比”對學生發表論文數量的影響的混合回歸結果如表3所示。

從表3中可以發現“生師比”變量的系數為﹣0.719，因此“生師比”和學生論文數量之間存在較強的負相關關系。同時，值為0.021<0.05，因此可以認為在95%的顯著程度上此變量的結果是顯著的，即“生師比”和論文數量存在嚴

格負相關關系。同時，在5個控制變量中，可以得到學校是否設有博士點和教師的科研能力可以對學生的科研能力產生正相的影響，即在學校開設博士點和教師科研能力強的情況下，學生的科研能力也會更強。考慮到整個方程的值為0.004 5<0.05，所以可以認為在95%的置信水平上該方程是顯著的。然而，Adjusted R-squred為0.022 4，說明該模型僅能解釋學生科研能力2.24%的變異（方差），該模型的解釋性不強。

表3 “生師比”對學生發表論文數量的影響的混合回歸結果

系數標準誤差t值P值VIF 生師比-0.720.31-2.340.021.14 人均占地-0.010.01-0.970.331.03 生均圖數量0.000.01-0.200.841.06 教師平均年齡-0.500.82-0.610.551.12 博士點13.106.262.090.041.04 教師論文論文0.000.002.780.011.11 誤差項175.1442.114.160.00 Adjusted R-squred：0.02 Prob>F：0.004 5 數據觀測量：1 067.00

數據來源：全國綜合排名前100高校官網和知網，并經筆者整理而成。

盡管面板數據可以較好地避免截面數據中存在的多重共線性現象，仍然對方程的共線性問題進行了考慮。從表中第6列的數據中可以發現，所有解釋變量的值（方差膨脹因子）均在2以下。計量中考慮當值超過10時，則存在多重共線性的現象。因此，該方程并不存在多重共線性。

全國綜合排名前100高校“生師比”對學生發表論文被引用次數的影響回歸分析如下。“生師比”對學生發表論文被引用次數影響的混合回歸結果如表4所示。

表4 “生師比”對學生發表論文被引用次數影響的混合回歸結果

系數標準誤差t值P值VIF 生師比-0.050.02-2.140.041.06 人均占地0.000.00-0.530.591.02 生均圖數量0.000.00-3.430.001.06 教師平均年齡0.050.050.880.381.05 博士點1.390.492.850.011.05 教師論文引用次數0.020.070.310.761.07 誤差項4.472.871.560.12 Adjusted R-squred:0.040 8 Prob>F:0.000 4 數據觀測量：1 078

數據來源：全國綜合排名前100高校官網和知網，并經筆者整理而成。

相比起以論文數量作為學生科研能力的衡量標準，可以從表格中明顯發現“生師比”和論文引用次數之間的負相關關系不明顯（系數為﹣0.048）。但“生師比”變量的值低于0.05，即可認為在95%的置信水平上結果是顯著的。在控制變量中，人均圖書資源和是否設有博士點2個變量較為顯著。同時，結果表明在人均圖書資源擁有更少的情況下，學生的科研能力會更強。考慮整個方程的顯著性，可以發現方程的值為0.000 4，遠小于0.005。因此，方程在95%的置信水平上是顯著的。但該回歸中，Adjusted R-squred= 0.040 8，說明該模型僅能解釋學生科研能力4.08%的變異（方差），不具有較強的解釋性。

3 結論與建議

中國高校“生師比”與學生科研能力呈現顯著的負相關性，即“生師比”越高，學生科研能力越低。因此，文章建議增設科研指導相關課程，推進導師制在本科階段的實行，引進科研能力成熟、突出的人才。

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2095－6835（2020）24－0090－03

G642

A

10.15913/j.cnki.kjycx.2020.24.030

邵彥君（2000—），女，在讀本科，主要研究方向為會計學及其教育學等。汪利錟，上海財經大學經濟學博士，現為上海立信會計金融學院財稅學院副教授。

＊該文系上海市大學生創新創業訓練計劃項目資助的階段性成果（編號：S202011047003），該成果在汪利錟副教授指導下完成。邵彥君、梅琬舲、沙奕歆、張瀠月和錢璟為該項目的課題組成員

〔編輯：王霞〕