海歸博導有助于提高博士研究生國際期刊論文產出嗎？
——基于某“雙一流”建設高校的實證分析

王雅晶，汪雅霜

（南京大學 教育研究院，江蘇 南京 210093）

一、問題的提出

為提升我國高等教育的影響力，扎根本土特色、面向世界水平的“雙一流”建設工程在各高校深入開展，開放性和國際化已成為“雙一流”建設高校辦學的鮮明特色。［1］習近平指出“雙一流”建設的關鍵是提高高校教師隊伍質量，解決人才引進的瓶頸問題。［2］人才大量外流一度限制了我國高等教育的可持續發展，削弱了我國高等教育的國際競爭力，而近些年實行的“國家杰出青年科學基金”“長江學者獎勵計劃”“千人計劃”等有效緩解了高校人才短缺的問題。［3］海歸是高校人才引入的主力軍，具有國際視野的海歸博士受到了眾多高校的青睞，不少院校紛紛向海歸伸出橄欖枝，給予更多的科研經費和政策傾斜，有些高校在招聘教師時，甚至明確要求申請者需具有境外留學背景。［4］諸多高校認為，海歸教師具有學術職業國際化的比較優勢，其科研成果的國際化水平、高層次人才的培養質量比本土教師更高。然而，現實中，海歸教師學術職業國際化的比較優勢是否得到了有效發揮呢？

國際期刊論文產出是衡量教師學術職業國際化和人才培養質量的重要指標。已有研究對海歸教師與本土教師的國際期刊論文產出做了大量比較，并持有兩種不同的觀點。一部分學者認為，海歸教師比本土教師更勝一籌。有學者通過分析ESI（Essential Science Indicators）數據庫發現，海歸教師在高被引國際期刊上的論文產出更多，且這種優勢更加體現在人文社科和醫學專業上；［5］有學者基于“2014中國大學教師調查”數據發現，相較于本土教師，海歸教師的科研產出國際化水平更高，且在教學和學術交流方面更加注重與國際前沿接軌。［6］然而，另一部分學者則認為海歸教師與本土教師在國際期刊論文產出上并無顯著差異。有學者采用研究生教育年度報告數據，按照留學背景和工作經歷將海歸教師分為五類，發現僅有博士畢業于境外名校或境內高校且有兩年及以上境外工作或博士后經歷的海歸教師在國際期刊上表現優異，且在理工科領域，這種優勢并不明顯；［7］有學者基于研究型大學教育學教師數據，發現海歸教師和本土教師在自身的國際期刊論文產出上并無顯著差異，且海歸教師的構成比例對研究機構的國際期刊論文產出沒有顯著影響。［8］由于研究對象和研究方法不同，已有研究在海歸教師與本土教師的國際期刊論文產出孰優孰劣上未達成定論，但這些研究表明，海歸教師學術職業國際化的比較優勢受到了來自本土教師和本土科研環境的雙重挑戰。因而在面對史上最大海歸潮的當下，關注海歸教師的引進效益具有重要的現實意義。

除了自身的科學研究，培養高素質人才是高校教師的根本任務。在新時代背景下，人才培養質量的國際化愈來愈凸顯其戰略意義，國際人才本土化和本土人才國際化的有機結合將加快形成人才國際化競爭的比較優勢。［9］博士研究生作為高校科研生產的重要力量，其科研能力的高低在一定程度上反映了高校人才培養質量的高低。［10］［11］作為博士研究生培養的重要他人，［12］海歸博導和本土博導在人才培養質量上存在差異嗎？通過文獻梳理發現，過往研究較少關注教師自身學歷背景對學生培養質量的影響，而這一問題近來才開始得到學者的重視。有學者基于2017年中國博士生調查數據，以國際期刊論文產出為博士研究生科研能力的衡量依據，采用負二項回歸的方法，發現海歸博導的博士研究生有更高的國際期刊論文產出。［13］

但此項研究在模型的選擇上卻未考慮樣本的選擇性偏差。該研究將海歸博導與本土博導在博士研究生間的分布視為“隨機”分布，而在現實的各種干擾下，此前提往往不成立。在現實中，海歸博導在博士研究生間的分布并非隨機，而是包含了行為選擇，如理工科的海歸博導比例較高，因而理工科學生的博導更可能是海歸。因此，在這樣的情況下，負二項回歸的使用忽略了樣本的選擇性偏差，將導致估計結果不準確。另外，雖然大樣本調查數據有更好的代表性，但聚焦于某種類型高校的研究也非常重要，這樣可以控制院校間差異，突出院校內差異。基于此，本研究基于某“雙一流”建設高校博士研究生學習經歷調查數據，以學術型博士研究生為研究對象，使用傾向值匹配法（Propensity Score Matching，PSM）和負二項回歸方法來分析海歸博導與博士研究生國際期刊論文產出之間的關系。

二、數據、變量與方法

（一）研究數據

在人才引進計劃中，由于“雙一流”建設高校吸引了大量的海歸教師，故本研究選取其中一所高校的博士研究生學習經歷調查數據開展研究。調查面向全校6496名在校博士生發放電子問卷，共回收問卷950份，回收率為14．62%。為消除偏態分布的應答時間所反應的調查對象的差異性，［14］本研究首先對應答時間取對數，保留均值正負一個標準差內的樣本數據，再基于專業型博士研究生和學術型博士研究生不同的培養目標，僅保留了學術型博士研究生數據，最終得到有效問卷655份。其中，男生占51．91%，女生占48．09%；文史哲藝博士研究生占22．14%，經管教法博士研究生占26．26%，理科博士研究生占30．23%，工科博士研究生占21．37%。樣本數據的性別比例和專業比例與調查院校一致，表明本研究的調查數據具有一定代表性。

（二）研究變量

1．處理變量

處理變量為導師是否為海歸博導，該變量設置來源于問卷中“導師是否在境外取得博士學位”一題。在本研究中，導師為海歸博導的博士研究生有174人，占比26．56%，這一比例與2017年“中國博士畢業生調查課題”大規模調查結果的比例持平。

2．因變量

因變量為博士研究生的國際期刊論文產出，該變量設置來源于問卷中“攻讀本學位期間，您在國際期刊發表論文__篇”一題，該變量為非負計數變量，選用該指標為因變量也便于將本文研究結果與已有研究進行比較。在本研究中，共有183名博士研究生在國際期刊上發表過論文，占比27．94%。

3．協變量

為更精準地估計海歸博導對博士研究生國際期刊論文產出的影響，需引入協變量消除遺漏變量偏差，控制處理變量之外的因素對因變量的干擾。由于研究采用傾向值匹配法，故在協變量選取上還需滿足以下要求：協變量需與因變量國際期刊論文產出和自變量海歸博導有關，且不受因變量和自變量的反向影響。［16］另外，由于本研究基于學生視角，以學術型博士研究生為研究對象，故更側重選取了與博士研究生密切相關的變量為協變量。協變量的具體設置及描述性分析結果見表1。

表1 協變量設置及描述性分析結果

（三）研究方法

1．傾向值匹配法

本研究首先采用傾向值匹配法來糾正樣本的選擇性偏差。傾向值匹配法可理解為“傾向值”與“匹配法”的結合，其基本思路是為每一個處理組個體找到一個與之匹配的對照組個體，使他們在處理變量之外的各方面特征基本相同，這樣就可以將對照組視為處理組的“反事實狀態”，也就是假設處理組未接受處理時的真實狀態，進而基于處理組和對照組在因變量上均值的差異來估計處理效應。［17］30具體而言，傾向值匹配法的使用步驟如下：（1）計算傾向值。依據表1中的協變量，使用Logit回歸計算每一個博士研究生擁有海歸博導的幾率（即傾向值）。（2）樣本匹配及匹配效果檢驗。依據傾向值匹配處理組“海歸博導”和對照組“本土博導”，使得匹配后的處理組和對照組在選擇海歸博導做導師這一事件上的幾率相同，滿足隨機分配原則。傾向值匹配的有效性首先通過條件獨立假設進行檢驗，這一假設要求處理組和對照組在可觀測協變量上不存在顯著差異。條件獨立假設由于不能直接被驗證，故使用平衡性檢驗來判斷匹配前后處理組和對照組的協變量是否存在顯著差異，以檢驗條件獨立假設是否成立。除了條件獨立假設，傾向值匹配法還要求滿足共同支撐假設，即處理組與對照組在傾向值上需要有共同支撐的重疊區域，以保證處理效應的估計依賴于樣本數據本身，而非在非共同支撐區域的數學預測。當滿足以上要求時，就可以計算樣本的平均處理效應。（3）估計處理效應。實驗組、對照組和全樣本的平均處理效應ATT（Average Treatment Effect for the Treated）、ATU（Average Treatment Effect for the Untreated）和ATE（Average Treatment Effect）可按照下式（式（1－3））計算：

其中，papers1i代表海歸博導博士研究生的國際期刊論文產出，papers0i代表本土博導博士研究生的國際期刊論文產出；overseasi＝1代表海歸博導的博士研究生，overseasi＝0代表本土博導的博士研究生。在式（1）中，papers0i的數據來源于與處理組“海歸博導”相匹配的對照組樣本，式（2）中，papers1i的數據來源于與對照組“本土博導”相匹配的處理組樣本，式（3）是式（1）和式（2）的加權平均和。由于不同匹配方法得到的結果存在一定的差異，因此往往采用多種匹配方法并對結果進行比較。［18］545

2．負二項回歸

通過傾向值匹配法可以得到滿足條件獨立假設和共同支撐假設、消除了極端個案影響的匹配后樣本，使用此樣本并納入協變量進行回歸分析，可以得到“雙重保障的”（doubly protected）和“雙重穩固的”（doubly robust）處理效應估計值。［19］68－69基于此，本研究使用傾向值匹配后的樣本數據，采用適合分析計數變量（國際期刊論文產出）的模型（泊松回歸或負二項回歸）來估計海歸博導對博士研究生國際期刊論文產出的影響，并檢驗傾向值匹配法所得結果的穩健性。泊松回歸需滿足期望與方差相等的前提假設，而在本研究中，因變量國際期刊論文產出均值為0．495，方差為1．033，顯然違背了此假設，因此應當使用負二項回歸而非泊松回歸。

三、研究結果

（一）傾向值匹配法

1．計算傾向值

研究首先依據表1中的協變量，采用Logit模型估計調查對象擁有海歸博導的幾率。Logit回歸分析結果表明，在控制其他變量的前提下，理、工科博士研究生擁有海歸博導的幾率分別是文史哲藝博士研究生的2．114倍和2．334倍（表2），這一學科分布差異與人才引進計劃更側重理工科相一致。［20］同時，這一差異也反映出海歸博導在博士研究生間的分布存在異質性，為得到準確的處理效應，有必要使用傾向值匹配法來消除樣本的選擇性偏差。

表2 Logit回歸分析結果①顯著性水平*表示p＜0．05，**表示p＜0．01，***表示p＜0．001。

續表

2．樣本匹配及匹配效果檢驗

依據Logit回歸估計出的傾向值，本研究對處理組和對照組進行匹配，并對匹配效果進行條件獨立假設檢驗和共同支撐假設檢驗，以確保傾向值匹配法使用的有效性。在本研究中，使用最近鄰匹配法（k＝1）、最近鄰匹配法（k＝4）、卡尺匹配法（0．01）、半徑匹配法、核匹配法和局部線性回歸匹配法等不同的匹配方法得到的匹配效果相一致，這里僅以最近鄰匹配法（k＝1）為例，呈現匹配效果。

條件獨立假設檢驗結果如表3所示。匹配前，經管教法、理科、工科、“申請－考核”制、直博5個變量顯著。匹配后，所有變量均不再顯著，且整體標準化偏差降至20%以下。依據Rosenbaum等人的理論可知，［21］本研究中海歸博導與本土博導在可觀測協變量上的差異已基本消除，導師是否為海歸博導這一事件在匹配后的樣本中近似于隨機分配，數據在各協變量上的匹配效果較好。從模型整體匹配效果來看，匹配前Pseduo R2為0．053，匹配后Pseduo R2下降為0．02；匹配前LR Chi2＝40．54（p＜0．001），匹配后LR Chi2減小為9．77，且不再顯著，說明協變量整體幾乎不再干擾自變量對因變量產生的影響，數據整體的偏差得以消除，滿足條件獨立假設。

表3 平衡性檢驗結果

續表

共同支撐域條形圖顯示了傾向值匹配法共同支撐假設檢驗的結果。如圖1所示，匹配后處理組“海歸博導”與對照組“本土博導”的絕大多數樣本都位于共同支撐域內，表明絕大多數“海歸博導”都成功匹配了一個“本土博導”，處理組和對照組的匹配程度較高，研究依據的樣本數據充分，具有較好的外部有效性，滿足共同支撐假設。

圖1 共同支撐假設檢驗

3．估計處理效應

研究采用最近鄰匹配法（k＝1）、最近鄰匹配法（k＝4）、卡尺匹配法（0．01）、核匹配法、局部線性回歸匹配法和半徑匹配法來估計處理效應。考慮到年級因素不會影響博士研究生擁有海歸博導的幾率，但會影響博士研究生的國際期刊論文產出，本研究將樣本劃分為低年級（一二年級）和高年級（三年級及以上）分別計算處理效應。研究結果表明，在全樣本和低年級、高年級樣本中，ATT、ATU和ATE均不顯著（表4），說明在處理組、對照組和整個樣本中海歸博導對博士研究生的國際期刊論文產出都沒有顯著影響，海歸博導學術職業國際化的比較優勢在人才培養中并沒有得到有效發揮。

表4 不同匹配方法下的處理效應

（二）負二項回歸

由上述條件獨立假設檢驗和共同支撐假設檢驗可知，經過傾向值匹配的處理組和對照組在各個協變量的均值和分布上具有同質性，匹配后的樣本中不再含有極端個案，因此對匹配后樣本進行研究能得到更加可靠的研究結果。基于匹配后的樣本，本研究使用負二項回歸方法來分析海歸博導對博士研究生國際期刊論文產出的影響，并通過年級劃分樣本來檢驗傾向值匹配法估計的處理效應是否具有穩健性。

雖然零膨脹負二項回歸常被用來處理因變量含有大量0值的情形，然而有學者指出，數據中有過多0值不一定要使用零膨脹模型，赤池信息準則AIC和貝葉斯信息準則BIC也是模型選擇的依據。［22］528在本研究中，全樣本零膨脹負二項回歸的AIC＝598．489，BIC＝673．846，標準負二項回歸的AIC＝596．489，BIC＝667．880；低年級樣本零膨脹負二項回歸的AIC＝366．585，BIC＝435．982，標準負二項回歸的AIC＝364．422，BIC＝430．166；高年級樣本零膨脹負二項回歸的AIC＝241．709，BIC＝292．135，標準負二項回歸的AIC＝239．709，BIC＝287．481。全樣本和分樣本標準負二項回歸的AIC和BIC均較小，因此基于信息準則，標準負二項回歸模型更適合分析本研究的樣本數據。需特別說明的是，零膨脹負二項回歸與標準負二項回歸分析的結果相一致。①由于篇幅問題，未呈現穩健性檢驗結果，如有需要請聯系通訊作者（yashuangwang＠163．com）。

標準負二項回歸分析結果表明，在全樣本中，在控制其他變量的前提下，男生在國際期刊上的論文產出是女生的1．909倍；學術導向的博士研究生在國際期刊上的論文產出是非學術導向博士研究生的1．966倍；理、工科博士研究生的國際期刊論文產出更高，分別為文史哲藝博士研究生的6．618倍和7．672倍；相較于統考博士研究生，直博博士研究生的國際期刊論文產出顯著更低，這可能與直博選拔時間早，未能充分考察本科生的科研能力有關。分樣本回歸結果表明，海歸博導對不同年級博士研究生的國際期刊論文產出均沒有顯著影響，這一結果既與全樣本回歸分析結果相一致，也與傾向值匹配法的估計結果相一致。另外，全樣本和分樣本標準負二項回歸分析結果均表明，本科、碩士院校背景對博士研究生的國際期刊論文產出無顯著影響。

四、結論與建議

（一）結論

本研究使用某“雙一流”建設高校博士研究生學習經歷調查數據，采用傾向值匹配和負二項回歸的方法，分析了海歸博導與博士研究生國際期刊論文產出的關系。傾向值匹配法和負二項回歸分析結果表明，與本土博導相比，海歸博導并不能顯著提高博士研究生的國際期刊論文產出。標準負二項回歸分析結果表明，理工科的博士研究生有更高的國際期刊論文產出，而本科、碩士畢業院校背景是否為“雙一流”建設高校對博士研究生國際期刊論文產出沒有顯著影響。

（二）討論

本研究在使用傾向值匹配法消除樣本的選擇性偏差后，發現海歸博導與本土博導的博士研究生在國際期刊論文產出上不存在顯著差異，可能有以下兩方面原因。

一方面，與本土博導相比，海歸博導雖然在科研、語言和國際合作方面具有比較優勢，但也存在回國后在科研進展、學生指導、人際關系方面的“水土不服”問題。在學生指導方面，由于海歸博導晉升較快，成為博導時培養過的學生數量較少，因而缺乏培養本土學生的經驗，這限制了海歸博導的優勢發揮。［23］

另一方面，隨著我國高等教育競爭力和影響力的不斷增強，本土博導的科研水平不斷提升，通過參加國際會議、海外訪學等方式，本土博導積極開展世界前沿領域探索，［24］在學術水平上呈現出趕超海歸博導之勢。在人才培養方面，本土博導更了解學生，具備更豐富的指導經驗。加之長期在國內學習工作，本土博導擁有更多的國內合作伙伴，更熟悉國內的科研、教學和管理體系。因此，其指導水平與海歸博導不分上下也在意料之中。

（三）建議

第一，高校在選拔、評價教師時，要避免“唯海歸論”，為本土教師搭建更公平的競爭平臺。海歸教師與本土教師的博士研究生在國際期刊論文產出上沒有顯著差異，海歸教師的人才培養效益在現實中存在被高估的可能。轉變高校評價觀念，有助于營造良好的科研和育人氛圍，更有利于提升本土教師的工作積極性。

第二，高校應不斷完善教師評價體系，在關注教師自身科研成果的同時，還應將其在人才培養方面的貢獻度納入考核指標中。評價體系尤其要發揮海歸博導學術職業國際化的比較優勢，進一步提升博士研究生的培養質量。

本研究存在以下不足：一是由于本研究的調查對象為某“雙一流”建設高校的學術型博士研究生，其結論在其他類型的高校中是否適用仍有待檢驗；二是本研究中的海歸博導主要指在境外獲得博士學位的博士生導師，而沒有將有境外博士后經歷的博士生導師納入到研究中來，未來可以專門針對這一群體開展研究。