科學(xué)基金對學(xué)術(shù)產(chǎn)出的長期影響研究

喬錦忠，孫 娜，沈敬軒，王 昆

(1.北京師范大學(xué)高等教育研究院，北京 100875；2.華東師范大學(xué)高等教育研究院，上海 200062；3.北京大學(xué)教育學(xué)院，北京 100871；4.中央財經(jīng)大學(xué)校友與基金工作辦公室，北京 100081)

0 引言

當代國際競爭主要體現(xiàn)為基于科技創(chuàng)新的經(jīng)濟競爭，發(fā)達國家紛紛制定科技發(fā)展戰(zhàn)略以保持在國際競爭中的優(yōu)勢地位。 《科學(xué)：無盡的前沿》報告催生了美國國家科學(xué)基金會 (NSF)等部門，構(gòu)建美國戰(zhàn)后科技創(chuàng)新體系總框架[1]。基于該報告建議，美國政府長期持續(xù)對科研投入資金支持，使其維持了70余年的全球科技領(lǐng)先優(yōu)勢。

2021年我國R&D經(jīng)費高達2.79萬億元，占GDP比的2.44%，絕對規(guī)模與相對占比均創(chuàng)新高。R&D經(jīng)費主要分為兩大類，即穩(wěn)定性經(jīng)費和競爭性經(jīng)費。競爭性經(jīng)費多采取競爭性科研資助模式，主要以科學(xué)基金的形式投入，以項目形式實施，通過公開征集的方式遴選高質(zhì)量資助對象以確保資助效果，對學(xué)者的激勵作用也更為明顯[2-3]。學(xué)術(shù)界對于科學(xué)基金的研究由來已久。英國學(xué)者貝爾納[4]在其著作 《科學(xué)的社會功能》中談及科學(xué)基金經(jīng)費的籌措及管理措施，提到 “源源不斷的經(jīng)費是科學(xué)研究發(fā)展的基本條件，要避免科研經(jīng)費隨商業(yè)循環(huán)變化的可悲結(jié)果，主張通過各種措施降低科研經(jīng)費的波動性，并使科研工作者獲得穩(wěn)定、緩慢增加的收入”。科學(xué)計量學(xué)之父普賴斯[5]以 “小科學(xué)、大科學(xué)”描述不同規(guī)模的科研活動所需要原始動力、外部組織和經(jīng)費的支持各不相同，并談及大科學(xué)時代科學(xué)家應(yīng)該擔任起保證科研質(zhì)量的責任。穩(wěn)定的經(jīng)費支持是科研活動開展的保障，因此應(yīng)對學(xué)術(shù)產(chǎn)出的效果進行評估。

1 文獻回顧

科學(xué)基金項目以競爭性經(jīng)費資助為主，評估科學(xué)基金項目的投資效益成為各界關(guān)注的焦點。美國1993年通過制定 《政府績效與結(jié)果法案》 (GPRA)對美國國家科學(xué)基金會 (NSF)、國立衛(wèi)生研究院 (NIH)等機構(gòu)的科研項目進行效益評估[6]。科學(xué)基金項目的評估更加側(cè)重于評估項目負責人的研究績效，即基于學(xué)術(shù)產(chǎn)出成果各項指標的評估[7-8]。雖然以論文產(chǎn)出數(shù)量、引用次數(shù)等指標不能全面評估學(xué)者的學(xué)術(shù)產(chǎn)出貢獻，但仍不失為評價科研人員研究績效的有效手段之一。Gregorutti[9]認為充足的項目經(jīng)費支持是促進學(xué)術(shù)產(chǎn)出的積極因素。Jacob等[10]評估了美國國立衛(wèi)生研究院 (NIH)博士后培訓(xùn)經(jīng)費的科研績效，發(fā)現(xiàn)科研生產(chǎn)率提高了20%。Anderson等[11]發(fā)現(xiàn)具備科研基金資助的出版物更易受到關(guān)注和引用，并提出私人資助的研究要比公共資助的研究更具有創(chuàng)造性。Bozeman等[12]認為資助項目會增強學(xué)者與學(xué)術(shù)同僚直接和間接的社會聯(lián)系，促進學(xué)術(shù)合作并且提升學(xué)者未來的研究能力。Hussinger等[13]以盧森堡國家研究的資助為例，發(fā)現(xiàn)基金資助將學(xué)者的學(xué)術(shù)產(chǎn)出提高了31%，但學(xué)者在受到資助5年后產(chǎn)出再次下降，并發(fā)現(xiàn)學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量顯著提高更受益于長期的資助效應(yīng)。

也有學(xué)者[14]認為，資助政策和獎勵不能提高科研人員的生產(chǎn)力。Fedderke等[15]以獲資助研究者為研究對象，將具有類似學(xué)術(shù)地位、但未獲相應(yīng)資助的研究者為參照對象。比較兩類人員的研究績效，表明基金資助與研究人員績效提高略有關(guān)系，但在很大程度上取決于研究人員的素質(zhì)和學(xué)科領(lǐng)域。Jacob等[10]對1980—2000年所有NIH標準研究項目申請進行分析，發(fā)現(xiàn)獲得一項NIH資助項目后，其后5年內(nèi)論文數(shù)量僅提高7%，即1篇。Tonta[16]發(fā)現(xiàn)，土耳其科學(xué)和技術(shù)研究的資金支持計劃 (UBYT)實施后，論文數(shù)量確實有大幅提升，但排除土耳其論文數(shù)量增長速度后，發(fā)現(xiàn)資助計劃似乎并未提高作者發(fā)表的論文數(shù)量。Benavente等[17]分析智利的國家科學(xué)技術(shù)資助基金的資助效果，也具有同樣的發(fā)現(xiàn)。

綜上，目前關(guān)于科學(xué)基金資助項目對科研成果影響研究尚未得出一致性結(jié)論，仍需進一步探究。科研基金項目實施效果的評估方法大多采用描述性統(tǒng)計與差異分析，少數(shù)學(xué)者利用DID模型探究杰青基金資助年齡異質(zhì)性問題[18]和海外高層次人才政策對資助者學(xué)術(shù)生產(chǎn)力的影響[19]，但仍缺少科學(xué)基金項目對學(xué)術(shù)產(chǎn)出在資助期內(nèi)、資助期外 (即短期效應(yīng)、長期效應(yīng))影響的探究。因此，本文以杰青學(xué)者為例，基于DID模型探究科學(xué)基金項目在資助學(xué)者后1～10年、資助后1～5年、資助后6～10年間如何影響學(xué)者的學(xué)術(shù)產(chǎn)出。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選取與變量選擇

學(xué)者的學(xué)術(shù)產(chǎn)出會受到多方面因素的影響。一種觀點為科爾和加斯頓等所提倡的側(cè)重討論由個人內(nèi)部特征導(dǎo)致學(xué)術(shù)產(chǎn)出的差異，如天賦、努力程度、創(chuàng)造性等方面[20]，另一種則歸因于帶有社會建構(gòu)論的特殊主義認可取向即外部因素，將學(xué)術(shù)產(chǎn)出的差異主要歸因于教育背景 (畢業(yè)機構(gòu)的聲譽或地位)、工作機構(gòu)、聲譽與環(huán)境、職業(yè)流動、學(xué)科特點、導(dǎo)師關(guān)系、早期優(yōu)勢積累等眾多復(fù)雜的條件和因素[21-22]。對于個人天賦等內(nèi)在因素進行實證研究著實不易，因此本研究在選取影響學(xué)術(shù)產(chǎn)出的控制變量主要包括可觀測到的學(xué)者個體特征和外部支持因素，包括性別、年齡、職稱、學(xué)科、博士畢業(yè)學(xué)校排名、所獲國家自然科學(xué)基金資助總金額 (獲杰青基金資助后，含杰青資助金額)、海外留學(xué)、成長為杰青的時間 (評選時間—博士畢業(yè)時間)等，具體變量與指標見表1。

表1 變量定義與指標說明

實驗組為2008年、2009年國家杰出青年基金獲得者共257人。首先在學(xué)校官網(wǎng)中的個人主頁及其他相關(guān)專業(yè)網(wǎng)站獲取入選學(xué)者的基本信息，包括性別、職稱、設(shè)崗學(xué)科、出生年份、博士畢業(yè)年份、博士畢業(yè)學(xué)校、海外留學(xué)經(jīng)歷、所獲國家自然科學(xué)基金資助金額等。其次搜集實驗組履歷信息并核實樣本姓名及現(xiàn)工作機構(gòu) (及以前)，通過Scopus數(shù)據(jù)庫，檢索其在1999—2018、2000—2019年作為 “第一作者” “通信作者” “單獨作者”發(fā)表的SCI論文，將面板數(shù)據(jù)作為學(xué)術(shù)產(chǎn)出的分析源。為了排除科學(xué)基金資助的內(nèi)生效應(yīng)，將未獲得國家杰出青年基金及其他重點項目資助的學(xué)者 (如長江學(xué)者獎勵計劃、千人計劃、萬人計劃、優(yōu)青等)作為對照組并收集其論文數(shù)據(jù) (選取原則：與獲資助學(xué)者研究學(xué)科領(lǐng)域一致；年齡在與獲資助學(xué)者年齡相差±3的區(qū)間內(nèi)；博士畢業(yè)年份與獲資助學(xué)者畢業(yè)年份相差±3的區(qū)間內(nèi))。

研究對象514人，其中數(shù)理科學(xué)部101人、地理科學(xué)部45人、工程材料科學(xué)部97人、信息科學(xué)部60人、生命科學(xué)部108人、化學(xué)科學(xué)部103人。一般而言，數(shù)理科學(xué)與地理科學(xué)更偏向于基礎(chǔ)研究領(lǐng)域，工程材料科學(xué)和信息科學(xué)更偏向應(yīng)用研究領(lǐng)域。雖然按照基金委的分類，化學(xué)屬于基礎(chǔ)科學(xué)，但化學(xué)與生物和醫(yī)學(xué)的關(guān)系密切，一旦深入到分子水平，就會涉及到化學(xué)，所以幾乎所有的生物學(xué)問題都是以化學(xué)術(shù)語回答的。生物學(xué)中不具備統(tǒng)一性的解釋性法則，機制多到不勝枚舉。在生命科學(xué)領(lǐng)域，傳統(tǒng)科學(xué)分支之間的界限實際上已經(jīng)消失了[23-24]。綜上所述，數(shù)理科學(xué)部和地理科學(xué)部屬于基礎(chǔ)研究，工程材料科學(xué)部和信息科學(xué)部屬于應(yīng)用研究，而將生命科學(xué)和化學(xué)單獨歸為一類進行研究。按照上述分類，樣本中基礎(chǔ)研究學(xué)者146人，應(yīng)用研究領(lǐng)域157人，生命科學(xué)及化學(xué)研究領(lǐng)域211人。

2.2 非參數(shù)檢驗

首先，對實驗組與對照組20年標識學(xué)術(shù)產(chǎn)出的各變量進行正態(tài)性檢驗，發(fā)現(xiàn)學(xué)術(shù)產(chǎn)出的各項指標均不呈現(xiàn)正態(tài)分布，因此選擇非參數(shù)秩和檢驗—曼-惠特尼U檢驗，將實驗組與對照組學(xué)術(shù)產(chǎn)出指標進行比較，發(fā)現(xiàn)在論文產(chǎn)出數(shù)量、前10%被引文章數(shù)量及百分比、篇年均被引次數(shù)、FWCI指數(shù)、h指數(shù)、資助金額方面存在顯著性差異且實驗組明顯高于對照組 (P=0.00<0.01)，見表2。

表2 實驗組與對照組20年間學(xué)術(shù)產(chǎn)出的非參數(shù)檢驗 (中位數(shù))

數(shù)量上，實驗組論文產(chǎn)出數(shù)量是對照組的2.43倍；質(zhì)量上，在前10%文章數(shù)量及百分比方面，實驗組前10%文章數(shù)量高出對照組8篇、高出9.8%；在篇年均被引次數(shù)方面，實驗組論文年均被引用次數(shù)是對照組的1.67倍；學(xué)術(shù)影響力方面，實驗組FWCI指數(shù)是對照組的1.58倍，且同時高于世界平均水平 (FWCI值等于1.00代表世界平均水平)；個人影響力方面，實驗組h指數(shù)約是對照組的1.72倍；在入選杰青項目后所獲國家自然科學(xué)基金金額總數(shù) (包括杰青基金)方面，實驗組約是對照組的6.65倍。可見，杰青學(xué)者的學(xué)術(shù)產(chǎn)出無論是從數(shù)量、質(zhì)量，還是從學(xué)術(shù)影響力及個人影響力、所獲資助金額方面都要遠高于未獲杰青項目資助學(xué)者。

其次，對于學(xué)者獲資助前10年和后10年的學(xué)術(shù)產(chǎn)出各變量進行非參數(shù)檢驗，發(fā)現(xiàn)學(xué)者獲得杰青基金項目資助后，論文產(chǎn)出數(shù)量、前10%文章數(shù)量、篇年均被引次數(shù)方面具有顯著性差異 (P=0.00<0.01)。在獲得杰青項目資助10年后，論文產(chǎn)出量 (10年發(fā)表量中位數(shù)，下同)比資助前高出13篇，是資助前的1.72倍；論文質(zhì)量方面，前10%文章數(shù)量比資助前高出2篇，是入選前的2倍；篇年均被引次數(shù)方面，則低于資助前的11.5次/篇，這與篇均引用次數(shù)的計算方法有關(guān)，新發(fā)表的文章被引用需要一定的時間，因此在特定時期內(nèi)，新發(fā)表論文的數(shù)量增加可能會導(dǎo)致篇年均被引次數(shù)下降。由此可見，學(xué)者獲得項目資助有效提高了學(xué)術(shù)產(chǎn)出的數(shù)量和質(zhì)量，見表3。

表3 實驗組獲杰青資助前10年至后10年學(xué)術(shù)產(chǎn)出的非參數(shù)檢驗 (中位數(shù))

2.3 計量模型構(gòu)建

采用差異性分析方法無法判斷學(xué)者論文數(shù)量與質(zhì)量的變化是時間累積效應(yīng)，還是項目支持效應(yīng)[25]，也無法探究因果關(guān)系和因果作用。在政策評估中，剝離時間累積效應(yīng)，獲得項目支持的凈效應(yīng)很重要。 “雙重差分法”可以實現(xiàn)這一目的，采用準自然實驗方式，通過比較實驗組與對照組形成的反事實情況，能有效控制時間變量，解決模型內(nèi)生性問題。本研究采用雙重差分法探究基金項目資助在資助期內(nèi)、資助期外對學(xué)術(shù)產(chǎn)出的影響，研究設(shè)計模型如圖1所示。

圖1 基金資助效應(yīng)DID模型

以2008年杰青學(xué)者為例，將2009作為學(xué)者獲得基金資助第1年，2010年為第2年，2011年為第3年，以此類推。傳統(tǒng)雙重差分法通常研究一個時間點的政策沖擊效應(yīng)，但在本研究中，2008—2009年間實驗組個體受政策沖擊的時間點不一致，即獲得基金資助的時間節(jié)點不同，為考察同一基金資助效益對于學(xué)者的學(xué)術(shù)產(chǎn)出發(fā)生的變化，因此采用多期DID模型。將入選杰青學(xué)者的年份設(shè)為t，此后年份依此為t+1，t+2，t+3……,入選項目前年份依此為t-1，t-2，t-3……。由于杰青項目為階段性資助，5年為一個資助期，因此將時間窗口設(shè)為每5年為一個單位，設(shè)為資助前6～10年、資助前1～5年、資助后1～5年、資助后6～10年4個時間段以探究基金資助的時間效應(yīng)。

一般而言，科研實力強的學(xué)者入選杰青項目資助的可能性更大，獲得資助后有更好的學(xué)術(shù)產(chǎn)出。如果不能控制能力因素，會產(chǎn)生遺漏變量偏誤，造成對資助效應(yīng)的高估。能力因素在模型中容易成為不隨時間改變但隨個體特征而變的遺漏變量，產(chǎn)生個體效應(yīng)。此外，學(xué)科評估、 “雙一流”建設(shè)戰(zhàn)略等其他政策和外部因素，也會通過各種路徑影響學(xué)者的學(xué)術(shù)產(chǎn)出，這些政策和環(huán)境在模型中表現(xiàn)為隨時間改變不隨個體能力等特征改變的時間效應(yīng)[26]。綜上所述，本研究中同時存在個體效應(yīng)和時間效應(yīng)，因此建立雙向固定效應(yīng)的異時雙重差分法，公式為：

Pubit=β0+αt+β1(Treatit×Postit)+β2Ui+εit

(1)

Pubit為因變量；i(i=1,2,3……n)表示個體；t(t=1，2，3……t)表示時間；αt表示年份固定效應(yīng)，Ui是個體固定效應(yīng)，εit為模型誤差項。Treatit是反映樣本是否受到政策沖擊的虛擬變量，實驗組取值為1，對照組取值為0。Postit是反映不同個體政策實施前后的時間虛擬變量，政策沖擊前取值為0，沖擊后取值為1。交互項Treatit×Postit，表示個體在i在第t期是否收到政策沖擊，若個體i在第t期受到政策沖擊，此期以后時期都取值為1，否則取值為0。β1是處理后整體的平均處理效應(yīng)。本研究進一步將Treatit×Postit簡化為Dit,它指個體i在第t期是否接受處理，將個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)簡化為Xit，表示隨個體和時間變化的控制變量，最終得到以下公式：

Pubit=β0+β1Dit+β2Xit+εit

(2)

3 實證結(jié)果與分析

3.1 項目資助對學(xué)術(shù)產(chǎn)出影響的短期效應(yīng)分析(資助后1～5年)

在控制個體效應(yīng)和時間效應(yīng)后，項目資助后5年 (資助期內(nèi))，對于論文產(chǎn)出數(shù)量和質(zhì)量、學(xué)術(shù)影響力都有顯著的正向影響，見表4。在論文產(chǎn)出數(shù)量方面，項目資助后5年內(nèi)有利于促進學(xué)者發(fā)表SCI論文，系數(shù)為1.01 (為正，下同)。在論文產(chǎn)出質(zhì)量方面，前10%被引文章的數(shù)量方面影響系數(shù)為0.31，對于學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量有明顯提升。學(xué)術(shù)影響力方面，F(xiàn)WCI指數(shù)方面系數(shù)為0.18，項目資助有效提升了學(xué)者的學(xué)術(shù)影響力。

從控制變量看，資助金額 (經(jīng)對數(shù)處理)、海外留學(xué)經(jīng)歷、成長為杰青學(xué)者的時間、生命/化學(xué)領(lǐng)域?qū)τ趯W(xué)者論文產(chǎn)出的數(shù)量具有顯著正向影響，更有助于論文數(shù)量的提高。基礎(chǔ)研究領(lǐng)域、獲得博士學(xué)位的學(xué)校排名越靠后，學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量則越少。前10%文章數(shù)量和 “FWCI”指數(shù)方面，資助金額、獲得博士學(xué)位的學(xué)校排名越靠前、成長為杰青學(xué)者的時間 (越短)、生命/化學(xué)領(lǐng)域等變量則有助于提升學(xué)者的學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量和學(xué)術(shù)影響力，而基礎(chǔ)研究領(lǐng)域中學(xué)者獲得項目資助對學(xué)術(shù)產(chǎn)出的質(zhì)量和學(xué)術(shù)影響力依然存在負向影響。

表4 項目資助后5年對于學(xué)者的學(xué)術(shù)產(chǎn)出的影響

3.2 項目資助對學(xué)術(shù)產(chǎn)出影響的長期效應(yīng)分析(資助后1～10年)

考慮科研論文發(fā)表具有時滯性，并試圖探究學(xué)者獲得基金項目資助后是否會因資助期結(jié)束而對學(xué)術(shù)產(chǎn)出有影響，因此將時間窗口設(shè)置為獲項目資助后1～10年，構(gòu)建DID模型探究項目資助對于學(xué)者的學(xué)術(shù)產(chǎn)出的長期效應(yīng)。項目資助對于學(xué)術(shù)產(chǎn)出的數(shù)量、質(zhì)量、學(xué)術(shù)影響力依然存在顯著性正向影響。在提高產(chǎn)出數(shù)量方面，長期效應(yīng)模型的did系數(shù) (1.02)大于短期效應(yīng)模型的did系數(shù) (1.01)，說明項目資助對于學(xué)者產(chǎn)出數(shù)量的長期正向影響更明顯。在論文質(zhì)量方面，以前10%被引文章數(shù)量作為衡量指標，長期效應(yīng)模型的did系數(shù) (0.33)大于短期效應(yīng)模型的did系數(shù) (0.31)，說明項目資助對于提升學(xué)者產(chǎn)出質(zhì)量的長期正向影響作用也更為明顯。在學(xué)術(shù)影響力方面，以FWCI指數(shù)作為衡量指標，長期效應(yīng)模型的did系數(shù)為 (0.15)小于短期效應(yīng)模型的did系數(shù) (0.18)，說明項目資助對于學(xué)術(shù)影響力提升的短期效應(yīng)更明顯，見表5。

表5 項目資助后10年對于學(xué)者學(xué)術(shù)產(chǎn)出的影響

3.3 平行趨勢檢驗及證偽檢驗

在使用異時雙重差分法時，以學(xué)者獲得項目資助前的學(xué)術(shù)產(chǎn)出變化趨勢與其對照組平行為假設(shè)條件。為此，通過趨勢對比圖以及通過項目資助前1～5年的反事實檢驗法來驗證平行趨勢的假設(shè)條件是否成立。學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量、質(zhì)量和學(xué)術(shù)影響力相關(guān)指標對比，如圖2所示。

圖2 2008年杰青學(xué)者資助前10年學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量、質(zhì)量、學(xué)術(shù)影響力平行趨勢對比

以2008年杰青學(xué)者為例說明，學(xué)者在獲項目資助之前，實驗組與對照組的論文產(chǎn)出數(shù)量、前10%文章數(shù)量、FWCI指數(shù)都隨時間推移不斷上升，且實驗組高于對照組，總體上升趨勢一致，基本符合平行趨勢的前提條件。同時，假設(shè)項目資助前1～5年存在項目資助干擾，觀察DID系數(shù)是否顯著。若DID系數(shù)具有顯著性差異，說明存在干擾，不滿足平行趨勢檢驗，反之亦然。因此，以學(xué)者獲得項目資助前1～5年，即假設(shè)2003年、2004年作為項目資助年份，再次構(gòu)建DID模型，發(fā)現(xiàn)交叉項系數(shù)并不顯著，因此拒絕假設(shè)，即實驗組和對照組不存在明顯差異，滿足了平行趨勢檢驗。

3.4 差異性分析

通過對比項目資助后5年和后10年的學(xué)術(shù)產(chǎn)出變化各項指標的DID系數(shù)，發(fā)現(xiàn)獲得基金項目資助對于學(xué)術(shù)產(chǎn)出的數(shù)量和質(zhì)量提升的長期效應(yīng)更為明顯 (資助后10年)，對于學(xué)術(shù)影響力的提升，則短期效應(yīng) (資助期內(nèi)5年)更明顯。雖然學(xué)術(shù)產(chǎn)出在學(xué)者獲得資助后1～5年與資助后6～10年的兩個時間段內(nèi)不滿足平行趨勢檢驗，無法使用DID模型對比學(xué)者在資助后1～5年和資助后6～10年的產(chǎn)出差異，但可以通過對比學(xué)者獲得項目資助后1～5年和6～10年學(xué)術(shù)產(chǎn)出在數(shù)量和質(zhì)量方面的差異，進而分析資助期內(nèi) (1～5年)和資助結(jié)束后 (6～10年)哪一時間段對于學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量和質(zhì)量的影響作用更為明顯。時間變量設(shè)置共兩組 (資助后1～5年，資助后6～10年)組成，使用曼-惠特尼U檢驗中位數(shù)檢驗統(tǒng)計量進行分析。不同時間變量設(shè)置對于論文產(chǎn)出數(shù)量均不會表現(xiàn)出顯著性差異 (p>0.05)，說明項目資助對于學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量的正向影響雖然長期效應(yīng)更為明顯，但對于資助期內(nèi) (資助后1～5年)和資助期結(jié)束后 (資助后6～10年)產(chǎn)出的數(shù)量影響并無顯著性差異。而在前10%文章數(shù)量方面，學(xué)者在資助期內(nèi) (資助后1～5年)和資助期結(jié)束后 (資助后6～10年)的產(chǎn)出質(zhì)量具有顯著性差異 (p=0.00<0.01)，資助期結(jié)束后所發(fā)的高質(zhì)量文章數(shù)量 (前10%區(qū)間內(nèi))是資助期內(nèi)的2倍，說明獲得杰出青年基金資助對于學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量的正向影響在資助期結(jié)束后 (資助后6～10年)更為明顯。

結(jié)合學(xué)術(shù)生產(chǎn)趨勢圖，以2008年杰青學(xué)者為例會發(fā)現(xiàn)學(xué)者學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量、質(zhì)量、學(xué)術(shù)影響力始終高于其對照組。在獲得項目資助后，學(xué)術(shù)產(chǎn)出的數(shù)量 (論文產(chǎn)出數(shù)量)和質(zhì)量 (前10%被引文章數(shù)量)與對照組差距拉大。論文產(chǎn)出數(shù)量在項目資助前2年和獲得資助后1～5年內(nèi)有大幅上升，在資助期結(jié)束時刻，即資助第6年左右達到學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量的頂峰。前10%被引用文章數(shù)量方面，在資助結(jié)束時刻，即資助第6年左右達到學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量的頂峰，而后有小幅回落并繼續(xù)上升。FWCI指數(shù)方面，在獲得資助前2年左右達到學(xué)術(shù)影響力的頂峰，而后平穩(wěn)回落，并在資助結(jié)束后2年再次上升并平穩(wěn)回落。綜上，學(xué)者學(xué)術(shù)產(chǎn)出的數(shù)量和質(zhì)量受項目資助的激勵作用更為明顯，而學(xué)者在獲得項目資助前學(xué)術(shù)成果已經(jīng)具備一定的學(xué)術(shù)影響力。

4 結(jié)論與討論

(1)獲得杰出青年基金項目資助對于學(xué)術(shù)生產(chǎn)力提升有積極作用，項目資助效應(yīng)在資助后1～10年更明顯。首先，對學(xué)者在項目資助前后10年的學(xué)術(shù)成果差異性分析，發(fā)現(xiàn)數(shù)量方面，學(xué)者獲得項目資助后的論文產(chǎn)出為31篇 (10年發(fā)表量中位數(shù)，下同)高出項目資助前13篇；質(zhì)量方面，項目資助后的前10%論文為4篇，項目資助前為2篇，資助后學(xué)者的高質(zhì)量論文 (前10%區(qū)間)高出2篇。其次，通過分析資助后1～5年，資助后1～10年的DID模型系數(shù)發(fā)現(xiàn)項目資助對于學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量、質(zhì)量和學(xué)術(shù)影響力均有正向影響。學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量方面，資助后5年、后10年對于學(xué)者論文產(chǎn)出數(shù)量提升的系數(shù) (1.01、1.02)為正向影響；學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量方面，項目資助 (后5年、后10年)對于學(xué)者提升前10%被引論文的數(shù)量方面系數(shù) (0.31、0.33)同樣為正向影響。學(xué)術(shù)影響力方面，資助后5年、后10年對于學(xué)者FWCI指數(shù)影響系數(shù) (0.18、0.15)同樣也為正，有效提升了學(xué)者的學(xué)術(shù)影響力。論文產(chǎn)出數(shù)量方面，長期效應(yīng)模型的did系數(shù) (1.02)為正且大于短期效應(yīng)模型的did系數(shù) (1.01)；學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量方面，以前10%被引論文數(shù)量作為衡量指標，長期效應(yīng)模型的did系數(shù) (0.33)同樣為正且大于短期效應(yīng)模型的did系數(shù) (0.31)。綜上所述，獲得項目資助對學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量、質(zhì)量具有正向影響且長期效應(yīng)更為明顯。

國家杰出青年科學(xué)基金是為培養(yǎng)造就優(yōu)秀學(xué)術(shù)帶頭人而特別設(shè)立的科學(xué)基金。在杰青基金的項目資助下，一大批學(xué)科領(lǐng)軍人才成長起來。通過實證結(jié)果分析，也側(cè)面驗證了杰青基金項目的實施有效提升了學(xué)者學(xué)術(shù)生產(chǎn)力，對學(xué)者的激勵和支持作用明顯，并且項目資助效應(yīng) (數(shù)量、質(zhì)量方面)在資助后1～10年更明顯。

(2)項目資助對學(xué)術(shù)質(zhì)量提升的在資助后6～10年更顯著，對學(xué)術(shù)影響力提升則在資助期內(nèi) (1～5年)更明顯。學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量在資助期內(nèi) (資助后1～5年)和資助期結(jié)束后 (資助后6～10年)不存在差異，但學(xué)術(shù)產(chǎn)出的質(zhì)量 (前10%被引文章數(shù)量)在資助期結(jié)束后的提升效果更明顯。學(xué)術(shù)影響力方面，以FWCI指數(shù)作為衡量指標，長期效應(yīng)模型的did系數(shù) (0.15)為正但小于短期效應(yīng)模型的did系數(shù) (0.18)，說明項目資助對于學(xué)者提升學(xué)術(shù)影響力具有正向影響，在資助期內(nèi) (資助后1～5年)效果更為明顯。

杰青基金項目對于學(xué)術(shù)產(chǎn)出存在長期正向影響，說明杰青基金對于學(xué)者的激勵和支持作用并不因為資助期限而消失，尤其是對于學(xué)術(shù)質(zhì)量的提升在資助期結(jié)束后激勵作用更為明顯。一方面基金的資助支持為科研人員提供了完備的科研基礎(chǔ)設(shè)備，改善了學(xué)術(shù)研究的環(huán)境，為研究人員提供了參加學(xué)術(shù)交流、國際會議等活動所需經(jīng)費，為招聘科研助理、擴大研究團隊規(guī)模提供資金支持，進而為學(xué)者持續(xù)創(chuàng)新提供了可能。另一方面，也驗證了科學(xué)基金項目的支持可以擴大學(xué)者合作研究網(wǎng)絡(luò)，提高學(xué)者的學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力[27]。杰青基金項目提升學(xué)術(shù)影響力在資助期內(nèi)正向效應(yīng)更為明顯。一方面，杰青學(xué)者的年齡一般不超過45周歲，在項目資助期5年內(nèi)，處于學(xué)術(shù)生涯的高峰期，學(xué)術(shù)聲譽正快速積累上升，另一方面杰青雖然是有一定資助期限的研究項目，但也會存在被異化為學(xué)術(shù) “頭銜”的可能。因此，杰青資助管理工作應(yīng)進一步強調(diào)項目屬性，避免項目被異化成 “頭銜”從而產(chǎn)生學(xué)術(shù)產(chǎn)出的光環(huán)效應(yīng)。

(3)學(xué)者在項目資助過程中具有顯著的項目申請效應(yīng)和考核效應(yīng)。從學(xué)術(shù)產(chǎn)出各項指標的年份趨勢變化圖可以看出，學(xué)者在獲得項目資助這一過程中存在項目申請效應(yīng)和結(jié)題考核效應(yīng)。學(xué)者論文產(chǎn)出數(shù)量在項目資助前2年和資助期內(nèi)有大幅上升，在資助期結(jié)束時刻，即資助后第6年左右達到學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量的頂峰，而后趨勢平穩(wěn)回落；學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量 (前10%被引用文章數(shù)量)方面，在資助期結(jié)束時刻，即資助后第6年左右達到學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量的頂峰，而后有小幅回落并繼續(xù)上升；學(xué)術(shù)影響力 (FWCI指數(shù))方面，項目資助前2年左右達到學(xué)者學(xué)術(shù)影響力的頂峰，而后平穩(wěn)回落，并在資助期結(jié)束后2年后再次上升并平穩(wěn)回落。

學(xué)者在參評杰青基金項目過程中存在著項目申請效應(yīng)，學(xué)者需要為申請杰青基金產(chǎn)出一定的學(xué)術(shù)成果，增加其入選的可能性。入選杰青基金項目在資助期內(nèi)和資助期結(jié)束后均達到了學(xué)者學(xué)術(shù)生涯產(chǎn)出數(shù)量和質(zhì)量的兩個頂峰，一方面是因為存在項目結(jié)題時期的考核效應(yīng)，一方面從學(xué)術(shù)生命周期理論視角，杰青學(xué)者此時也正處于學(xué)術(shù)人才成長的后兩個階段—規(guī)范穩(wěn)定期和個性創(chuàng)造期，處于學(xué)術(shù)創(chuàng)造的高峰時期。同時，論文發(fā)表需要一定周期，論文短期內(nèi)難以積累足夠反映其影響力的引用數(shù)量及頻次，因此表征學(xué)術(shù)產(chǎn)出的質(zhì)量和學(xué)術(shù)影響力的相關(guān)指標會存在時滯性，相比于獲資助年份有所推遲。

(4)科學(xué)基金項目對于學(xué)術(shù)產(chǎn)出的影響存在學(xué)科差異。項目資助后1～5年及1～10年，對于不同學(xué)科領(lǐng)域的學(xué)者存在差異化影響。對于生命科學(xué)/化學(xué)領(lǐng)域的學(xué)者，無論是資助的短期效應(yīng)、還是長期效應(yīng)都有利于提高學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量、質(zhì)量和學(xué)術(shù)影響力、篇年均被引次數(shù)。但對于基礎(chǔ)領(lǐng)域研究的學(xué)者，無論是在資助期內(nèi)，還是在資助期結(jié)束后，項目資助對于學(xué)者產(chǎn)出數(shù)量、質(zhì)量和學(xué)術(shù)影響力均呈負向影響，而應(yīng)用領(lǐng)域?qū)W術(shù)產(chǎn)出的各項指標在DID模型中系數(shù)均未通過顯著性檢驗，未能得出結(jié)論，仍需進一步研究。

生命科學(xué)與化學(xué)領(lǐng)域的研究更具有跨學(xué)科合作性質(zhì)，獲得項目資助一定程度上在學(xué)術(shù)界釋放出學(xué)者的學(xué)術(shù)能力信號，降低了科研合作中合作交易的相關(guān)成本和風險[28-30]，有利于促進生命科學(xué)/化學(xué)領(lǐng)域?qū)W者跨學(xué)科合作和國際交流，進而提升學(xué)術(shù)生產(chǎn)力。同時，生命科學(xué)/化學(xué)領(lǐng)域的學(xué)術(shù)生產(chǎn)也更加依賴外在條件和設(shè)備，一旦具備較好的學(xué)術(shù)環(huán)境與科研基礎(chǔ)設(shè)備，知識生產(chǎn)則相對比較容易。基礎(chǔ)學(xué)科領(lǐng)域從0到 1的創(chuàng)新比較困難，難以預(yù)見知識生產(chǎn)的一般規(guī)律，研究周期持續(xù)時間較長。基金項目對于基礎(chǔ)研究的成果及影響能否進行以及如何進行科研績效評估，一直是個有爭議的話題[31]。原因一方面是在基礎(chǔ)研究中重大科學(xué)突破的產(chǎn)生時機和發(fā)展方向無法預(yù)測，以項目考核形式倒逼科學(xué)突破，會迫使學(xué)者更多地關(guān)注短期結(jié)果趨于保守，而非追求銳意創(chuàng)新；另一方面是沒有什么定量方法能夠真正衡量基礎(chǔ)研究的價值，研究結(jié)果可以量化，但研究價值卻難以用定量指標來衡量[6]。過于頻繁的評估會給科研人員造成額外負擔，不合理的評估指標也起到誤導(dǎo)作用，反而不利于基礎(chǔ)研究的發(fā)展。

5 政策建議

(1)科學(xué)基金項目評估應(yīng)改變資助期內(nèi)評估的傾向，合理拉長資助與評估周期。國家杰出青年基金項目的資助周期為5年，而結(jié)題評估是國家自然科學(xué)基金管理人員在資助期結(jié)束時對項目結(jié)題進行結(jié)果評價。從研究結(jié)果來看，項目資助的長期效應(yīng)更加明顯，對于高質(zhì)量學(xué)術(shù)產(chǎn)出的影響也多集中于資助期結(jié)束后 (資助后6～10年)。Hussinger等[13]在2021年11月的研究中也證實了學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量顯著提高的學(xué)者更受益于長期的資助效應(yīng)，同時從學(xué)術(shù)成果數(shù)量、質(zhì)量的產(chǎn)出趨勢圖中也發(fā)現(xiàn)存在項目結(jié)題時刻的審核效應(yīng)。學(xué)者為了滿足結(jié)題要求，需要在資助期限內(nèi)產(chǎn)出一定量的學(xué)術(shù)成果。在有限的時間內(nèi)對于研究進行資助和考核評估，一定程度上不利于學(xué)者產(chǎn)出高質(zhì)量的學(xué)術(shù)成果。歐洲研究理事會 (ERC)是歐盟委員會成立的承擔歐盟基礎(chǔ)科學(xué)規(guī)劃與管理的資助基金部門，ERC項目的資助周期同樣一般為5年，為使科學(xué)家集中精力開展持續(xù)研究，目前也在積極探索延續(xù)資助的管理機制，對于重要戰(zhàn)略的變革研究更是開創(chuàng)了高強度 (10億歐元)和長周期 (10年)穩(wěn)定支持的先河[32]。因此，建議改變科學(xué)基金項目合理拉長資助周期和評估周期，保障學(xué)者研究的持續(xù)性和學(xué)術(shù)產(chǎn)出的質(zhì)量。

(2)改變對基礎(chǔ)研究的資助方式，用保障性、穩(wěn)定性資助代替激勵性、競爭性資助。2022年3月的中央政府工作報告指出，深入實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，實施基礎(chǔ)研究十年計劃，加強科研經(jīng)費的長期穩(wěn)定支持，打好關(guān)鍵核心技術(shù)攻堅戰(zhàn)。創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略賦予基礎(chǔ)研究新的要求，基礎(chǔ)研究是科學(xué)創(chuàng)新的源頭，國際競爭更需對基礎(chǔ)研究發(fā)展進行前瞻性布局。目前，基礎(chǔ)研究的資助還是以競爭性項目資助方式為主導(dǎo)，缺乏持續(xù)、穩(wěn)定的經(jīng)費資助，研究人員不得不耗費大量時間和精力申請多頭經(jīng)費、應(yīng)付多處評估，嚴重阻礙科研人員的創(chuàng)新研究。因此，建議對基礎(chǔ)研究領(lǐng)域?qū)W者的資助變?yōu)楸Ｕ闲浴⒎€(wěn)定性的經(jīng)費資助以代替激勵性資助 (可視為非競爭性資助)，用于支持基礎(chǔ)研究領(lǐng)域人員開展基礎(chǔ)性、支撐性、自主選題等研究，保護學(xué)者的自主性，激發(fā)其創(chuàng)造力。

(3)提高基礎(chǔ)研究占比，鼓勵企業(yè)和公益基金投入基礎(chǔ)研究。隨著國家財政對基礎(chǔ)研究的投入不斷增長，大大改善了基礎(chǔ)研究的資助環(huán)境，項目資助的強度穩(wěn)步提高。自2013年以來，中國R&D經(jīng)費總量一直穩(wěn)居世界第2位，與美國差距逐步縮小，已接近歐盟15國平均水平，但基礎(chǔ)研究投入占R&D比重比例仍然相對偏低，2019年法國基礎(chǔ)研究投入占R&D比重比例為24.2%，葡萄牙為21.2%，美國為17.6%，中國僅為4.7%。世界一流創(chuàng)新型國家的R&D經(jīng)費投入結(jié)構(gòu)中，基礎(chǔ)研究的投入比例普遍都在15%～20%之間，而中國的基礎(chǔ)研究經(jīng)費比重明顯偏低，經(jīng)費投入還十分不足。同時，基礎(chǔ)研究的投入結(jié)構(gòu)也存在資助主體單一化問題，90%主要依賴中央政府，而美國、歐盟、韓國等發(fā)達國家的企業(yè)和公益基金投入占基礎(chǔ)研究投入在20%以上。為此，建議進一步加大對于基礎(chǔ)研究的經(jīng)費投入，并通過減免稅收等財稅措施鼓勵企業(yè)和公益基金投入基礎(chǔ)研究，提高企業(yè)參與基礎(chǔ)研究的積極性，不斷推動基礎(chǔ)研究的原始創(chuàng)新成果向應(yīng)用領(lǐng)域、再到產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新鏈的技術(shù)轉(zhuǎn)化。