博士后经历能给高校教师带来经济收益吗?

01. 引言

博士后制度最早出现在美国研究型大学中。1876年, 模仿德国创办的第一所研究型大学——约翰·霍普金斯大学为4名博士学位获得者提供进一步的科研资助, 现代博士后制度随即诞生。在世界著名物理学家李政道先生提议下, 我国政府于1985年正式批准试行博士后制度并于同年建立首批博士后流动站。我国博士后制度总体上呈现出“起步晚、起点高、发展快、资助广”的特征。自博士后制度设立以来的30年间, 我国博士后累计进站约17万人, 累计出站近10万人。稳定的博士后规模以及“学科博士后”“项目博士后”“企业博士后”等多种资助形式为我国实施创新驱动发展战略和建设世界科研强国做出了卓越贡献。数据显示, 在获国家级科技奖励项目中, 1985年以来具有博士后经历人员作为主要参与人员获得2009-2013年国家级科技奖项共470项, 其中国家技术发明奖获奖比例5年来呈连续上升趋势, 由2009年的30.77%上升至2013年的52.73%,占全部奖项的半数以上;国家科学技术进步奖和国家自然科学奖获奖比例也十分可观, 平均获奖比例达到29.83%和44.44%。 (1) 博士后作为我国重大科技项目的主力军全面参与到基础研究、技术创新与成果转化过程中, 提升了我国科研竞争力和自主创新能力。

近年来, 随着我国学术劳动力市场供求关系的变化, “博士后经历”逐渐成为高校用人单位引进或考核新教师的重要指标, 主要存在两种途径:一是设置基准性的“入职门槛”。在一些“双一流”建设高校和研究机构的招聘启事中明确“优先考虑具有本土外著名高校或研究机构博士后经历的申请者”。二是设定隐性“考察过渡期”。在一些研究型大学和教学研究型大学当中, 某些学科和专业要求青年博士在进入教师系列之前先从事2-3年的博士后科研工作, 只有顺利出站的博士后人员才能有机会被正式录用。这些政策导向刺激了青年博士进入博士后流动站的外在动机——通过这种“曲线救国”的“投资”或“镀金”方式帮助自己获取更为优质的工作岗位或平台。然而, 随着博士后研究人员规模的扩大, 主要学术劳动力市场的竞争态势加剧, “博士后经历”的投资风险逐渐扩大, 这也让青年博士们开始权衡和反思自身是否需要这样的博士后经历来寻求更好的工作机会, 博士后经历究竟能否给自己带来足够的经济收益?因此, 评估博士后经历的经济效应能够为未来青年博士的学术职业发展提供重要参考, 也可为我国博士后管理制度和高校教师选聘制度的设计与完善提供重要决策支持。

从既有研究上看, 绝大部分研究聚焦在博士后管理和评估制度的发展与改革上, 如探讨我国博士后制度的发展历程、实践困惑、变化特征及形成原因[1][2][3], 梳理博士后工作综合评估制度的发展过程及其存在的问题[4], 分析博士后制度在人才培养质量提升、促进交叉学科发展与科技创新、完善学术劳动力市场资源配置等方面的作用[5][6][7]。然而, 从目前搜集的文献来看, 很少研究利用问卷调查资料或质性访谈数据探讨微观层面下博士后经历对个人的价值, 仅发现一篇研究尝试探讨博士后经历对个人学术成长的影响。有研究对具有博士后工作经历的50位院士的学术成长经历进行描述性统计分析, 认为博士后工作经历有助于个人进入良好的研究平台与工作环境、快速聚焦专业定位、获取大师指导等, 从而很大程度上缩短个人学术成长时间。[8]但该研究仅针对博士后院士群体, 研究结果的代表性不强, 也只分析了博士后经历的非经济价值, 并未探讨博士后经历的经济效应。有鉴于此, 本文基于全国13个省份88所高校的教师调查数据, 利用因果推断方法, 从微观上探讨博士后经历给高校教师带来的经济收益, 并比较分析“海归”博士后与“本土”博士后经历的经济效应差异。

02. 研究设计

(一) 基本思想及评估策略

博士后制度具有双重属性:一是“培养人才”, 延续和拓展我国高等教育人才培养体系, 为那些有志于扩展和提升自身知识及能力的个体提供有效路径;二是“使用人才”, 丰富个体进入劳动力市场中的职业选择, 帮助个体用自身掌握的专业知识与能力服务博士后流动站所在单位的发展。因此, 于个体而言, 博士后经历既是一种“在职培训或发展”的人力资本投资, 也是一种通过完成特定考核条件来证明自己能力、以获取雇主认可和优质工作岗位的信号资本投资。具体地说, 从人力资本理论上看, 博士后经历是一种专职科研工作体验,青年学者在学术氛围活跃、学术水平较高、科研经费充足的大学、实验室和企业中成长和发展, 快速聚焦专业定位及研究主攻方向, 迅速增强自身能力和核心竞争力, 尽快锻造成为独立的创新性人才, 以期强化人力资本储备、提升未来工作实践表现、获取高效益。从信号理论上看, 博士后管理部门通过设计“入站考核、中期筛选、出站评估”等制度来选拔出交叉学科知识丰富、研究能力强、学术创造性突出的优秀教师。高校在设计教师招聘制度时经常纳入“博士后经历”指标, 甚至部分知名院校或机构将其作为入职的基准门槛。青年学者为满足该门槛性指标, 只能或主动或被动地进入博士后科研流动站, 但能否顺利达到博士后出站要求则与青年学者的个人能力密切相关, 相对来说, 能力较高的个人经过一定努力后可以达到出站要求,且个人付出的成本相对较低, 而能力较低的个人即使付出多倍的努力及其他成本, 也可能无法满足出站要求。由此可推断, 青年学者是否选择进站以及能否顺利出站并非随机的, 存在明显的自选择问题。如此情况下, 简单利用普通最小二乘法 (Ordinary Least Squares, OLS) 评估博士后经历的经济效应可能引致一定程度的选择性偏差。为纠正这种选择性偏差, 本文将使用因果推断方法中常用的倾向得分匹配法 (Propensity Score Matching, PSM) 来评估博士后经历的经济效应。具体评估策略如下。

第一步, 寻找多个能够影响青年学者是否选择从事博士后工作的协变量, 通过建立probit或logit模型来计算每位青年学者的倾向得分, 即每位青年学者选择从事博士后工作的概率。在选择协变量时应遵循条件独立假设, 所选协变量既影响青年学者个体是否具有博士后经历, 也影响青年学者个人的潜在年收入, 但是否具有博士后经历并不会反向影响这些协变量。

第二步, 利用1对1的最近邻匹配法, 对每位青年学者的倾向得分进行匹配, 为每个“从事博士后工作”的青年学者匹配一个与其倾向得分相近的、“未从事博士后工作”的青年学者。匹配结束后需检验匹配效果, 主要存在两种判断方法:一是比较匹配前后“从事博士后工作”与“未从事博士后工作”的青年学者在协变量上的差异是否发生明显变化;二是匹配后的两组青年学者样本是否满足共同支撑假设, 即在“有博士后经历”和“没有博士后经历”两个组别中均能找到具有上述协变量特征的青年学者, 能够用来进行匹配分析。

第三步, 计算“博士后经历”的平均处理效应。利用倾向得分匹配后, 剔除了青年学者选择是否从事博士后工作时的自选择问题, 此时可认为“是否从事博士后工作” (干预变量) 在青年学者中的分配是随机的, 两组青年学者的收入差异主要源自于干预变量。此时, 实验组为“有博士后经历”的青年学者, 对照组为“没有博士后经历”的青年学者。一般需计算三种平均处理效应, 即实验组的平均处理效应 (ATT, Average Treatment Effect on the Treated) 、对照组的平均处理效应 (ATU, Average Treatment Effect on the Untreated) 及整个样本的平均处理效应 (ATE, Average Treatment Effect) , 分别表示的是“博士后经历”给实验组、对照组及所有青年学者带来的经济收益。

(二) 数据来源与变量选择

1. 数据来源

本文数据来源于我们2014年5-7月对全国13个省份88所高校的教师调查, 较为系统地收集了有关大学教师的人口学特征、家庭背景及工作相关等方面的信息。[9]本文旨在评估博士后工作经历对高校教师个人经济效益的影响, 将研究对象聚焦于本次调查中获得了博士学位的4582位高校教师样本。其中, 男性3369人,女性1213人;“985工程”高校1863人, “211工程”高校1162人, 一般本科院校1557人;东、中、西部分别有2631人、956人、995人;2767位教师没有博士后经历, 1815位教师有博士后经历 (其中681位教师具有“海归”博士后经历, 1134名教师具有“本土”博士后经历) 。

2. 变量选择

因变量为经过对数化处理的税前年收入。本文不考虑其他资产或经营性等收入, 仅以高校教师从所在单位获取的税前年收入来反映高校教师的经济收益状况。

干预变量。本文将主要探讨不同情形下的博士后工作经历对高校教师经济收益的影响:一是不区分从事博士后经历时的地域, 仅考虑有无博士后经历 (干预1) 对高校教师经济收益的影响;二是区分从事博士后经历时的地域, 考察海归博士后经历 (干预2) 与本土博士后经历 (干预3) 对高校教师经济收益的影响是否存在差异。

协变量。受高校教师招聘、考核及晋升等政策的影响, 教师是否选择参与博士后工作可能受两方面因素的影响:一是教师的“学术出身”, 如除了进一步提高自身学术能力的内在需求外, 刚毕业的青年博士在应聘时往往面临着“学历歧视”的现实难题, 部分高校会要求青年博士具有博士后经历以更好地胜任教师岗位。为此, 本研究将与“学术出身”相关的4个变量纳入分析, 分别是博士专业所属学科、博士学校类型、硕士学校类型、本科学校类型。二是教师的个人及家庭背景特征等, 如性别、高中成长地、父母是否接受过高等教育、父母职业层次、父母社会地位等变量。不同个人及家庭背景特征的高校教师从事博士后经历的机会成本及其承受能力、顺利出站可能性、外在环境压力等存在差异, 由此影响他们参与博士后工作的内在意愿。

03. 计量结果

(一) OLS方法下博士后经历给高校教师带来的经济收益分析

表1第 (1) 、 (2) 、 (3) 列分别呈现了三种干预方式下的OLS估计结果。从干预1的估计结果上看, 由表1第 (1) 列可知, 模型的拟合优度为10.6%, 估计结果是有意义的。“博士后经历”变量的拟合系数为0.0776, 且是高度显著的, 说明在未区分“海归”和“本土”博士后经历下, 博士后经历具有明显的经济效益, 能给高校教师带来8.07% (2) 的额外经济收益。区分“海归”博士后经历和“本土”博士后经历后再次分析, 由表1第 (2) 、(3) 列可知, “海归”博士后经历能给高校教师带来18.53%的经济收益, 而“本土”博士后经历仅能给高校教师带来3.30%的经济收益, 说明不同场域的博士后经历给高校教师带来的经济效益存在明显差异。该结果与当前高校教师引进政策是相吻合的, 高校在教师招聘时为吸引海归人才, 承诺给予他们更高的教师待遇及福利政策, 匹配更为优越工作条件和平台, 配备一系列人才发展辅助方案, 帮助他们更快地发挥生产力、提高科研产出, 最终也获取更为优厚的经济回报。

尽管OLS估计结果与现实实践是一致的, 但如前文所述, 由于“是否具有博士后经历”是高校教师的“自选择”过程, 简单的OLS估计无法纠正选择性偏差, 拟合结果并不精确。

(二) PSM方法下博士后经历给高校教师带来的经济效益分析

首先, 以“是否具有博士后经历”为被解释变量, 以研究设计中提及的两类协变量为解释变量, 采用logit模型估计高校教师选择从事博士后工作的倾向得分, 结果见表1第 (4) 列。从拟合效果上看, LR-chi2 (32) =281, P>chi2=0.0000, Pseudo R2=0.0517, 通过了LR检验, 表明本文使用这两类协变量来估算教师选择从事博士后工作的倾向得分是有效的。具体来看, 博士就读学科为医、理、工、管、文的高校教师从事博士后工作的概率依次降低, 且差异均是显著的。相对而言, 在国外就读本科、在其他类型学校就读硕士的高校教师选择从事博士后工作的概率较高。除博士就读“211工程”高校外, 博士就读国外高校、科学院系统、其他类型机构、“985工程”高校的教师比博士就读于一般本科高校的教师更有可能选择从事博士后工作。男性教师比女性教师有更高的概率选择从事博士后工作。相对高中成长于农村地区的高校教师而言, 高中成长于地级市的高校教师选择从事博士后工作的概率更低。

接下来, 使用1对1最近邻匹配法对实验组与对照组高校教师的倾向得分进行匹配。表1第 (5) 至 (11) 列呈现了匹配前后两类协变量在不同组别间的分布情况。由结果可知, 进行匹配后, 绝大部分协变量在实验组与对照组间的标准偏差下降至10%以内, 且差异不再显著。图1呈现了实验组与对照组高校教师的倾向得分分布, 不同倾向得分下的共同取值范围较大, 满足了共同支撑假设。

表1:OLS拟合结果与倾向得分估算及匹配结果 

注:限于篇幅, 表中未呈现所有变量的拟合及匹配结果。

图1 实验组与对照组教师的倾向得分分布 

紧接着, 分析实验组与对照组高校教师经济收益的均值差异, 该差异便为博士后经历给高校教师带来的经济效益, 结果详见表2。从干预1的结果上看, 在不区分“海归”和“本土”博士后经历下, 博士后经历能给高校教师带来显著的收入增长, 均值差异均是显著的。博士后经历给实验组高校教师带来的平均处理效应为0.108, 表明具有博士后经历的高校教师比没有博士后经历的高校教师年收入高出11.40%, 说明博士后经历作为一种“在职培训或发展”的人力资本投资是有价值的。博士后经历可以给没有博士后经历的高校教师带来的平均处理效应为0.059, 说明对于那些没有博士后经历的高校教师而言, 如果选择从事博士后工作, 个人的经济收益会显著增长6.08%。该结果低于实验组高校教师的额外收益, 结果表明博士后经历确实存在着自选择问题, 那些没有选择博士后工作的高校教师是理性的, 因为对于他们而言, 博士后经历的经济效益并不大。博士后经历给所有高校教师带来的平均处理效应为0.079, 这说明总体来说, 博士后经历可以将高校教师的经济收益提升8.22%。

进一步区分“海归”博士后经历和“本土”博士后经历的经济效应 (见表2) 发现:“本土”博士后经历给实验组、对照组、总体高校教师分别带来4.08%、3.05%、3.36%的经济收益, 第一和第三项是显著的, 但第二项并不显著;“海归”博士后经历给实验组、对照组、总体高校教师分别带来26.36%、9.53%、12.86%的经济收益, 均是高度显著的。对比可知, “海归”博士后经历的经济效应明显高于“本土”博士后经历的经济效应,与OLS分析结果的方向是一致的。

对比OLS和PSM估计结果可知, 无论是全体样本, 还是区分“海归”与“本土”博士后经历下的分组样本, 简单OLS估计低估了博士后经历的经济价值。该结果再次说明高校教师在选择是否从事博士后工作时存在明显的内生性问题。

表2:PSM下博士后经历给高校教师带来的经济收益分析    

04. 结论与讨论

基于2014年全国大学教师调查数据, 本文利用倾向得分匹配法评估了博士后经历对高校教师的经济效应的影响, 并探讨了“海归”和“本土”博士后经历的经济效应差异, 得出以下三点结论:

第一, 是否具有博士后经历是高校教师“自选择”的过程。传统OLS估计结果低估了博士后经历的经济效应。使用倾向得分匹配法纠正这种选择性偏差能够更加准确地评估博士后经历对高校教师的经济价值。

第二, 博士后经历具有显著的经济效应, 能给高校教师带来11.40%的额外经济收益。该结果可从两方面进行解释:一是人力资本解释。博士后经历是一种“在职培训或发展”的专职科研工作, 期间博士后人员快速定位自己的研究方向, 准确聚焦科学前沿, 在深化交叉学科知识、提高自身专业水平的同时着重培养学术创新能力, 在增强自身核心竞争力的同时规划未来学术发展道路, 寻找更高水平的学术发展平台。二是信号资本解释。完成博士后科研任务、达到出站条件、取得博士后经历证书等是一个充满挑战的过程, 需要付出诸多大量的时间、精力和机会成本;成本高低与个人能力负相关, 能力越高, 成本越低。因此, 能否在规定时间内顺利出站是博士后人员传递自身能力信号的有效途径, 可以帮助自己获取相应资源、机会和条件, 提高自身的经济回报。

第三, 博士后经历的经济效应存在明显的异质性, “海归”博士后经历的经济效应 (26.36%) 是“本土”博士后经历的 (4.08%) 6.46倍。这一结论不仅与当前我国高校教师招聘政策导向直接相关, 也与博士后学术劳动力市场的现实图景高度吻合:高校引进人才时通常将“海归”人才和“本土”人才划分在不同层次中, “海归”层次人才享受的工作待遇、工作条件、科研配套经费以及家庭安顿福利等是“本土”层次人才不可比拟的, 由此直接造成两类人才的收益差异。

上述研究结论为青年学者理性选择学术职业发展路径、完善博士后管理制度设计、优化学术劳动力市场资源配置提供了重要实证依据。

首先, 提升本土博士后人员的核心竞争力、增强博士后人力资本投资的增值效应与信号价值是深化我国博士后管理制度改革的应尽之举。越来越多的青年博士选择进入世界一流大学的博士后科研工作站从事专职科研工作。一方面, 这是青年博士谋求自身发展的主动选择, 他们希望在博士后工作期间切实提高自身科研能力, 扩大自身的学术社会网络和影响力, 促进跨学科知识的交叉应用与创新, 夯实未来学术职业发展的基础;另一方面, 这是青年博士寻求优质工作平台或发展机会的“镀金”手段, 尤其是那些学术成果较少、能力信号不突出、新近毕业的青年博士, 博士后科研工作站成为他们直面岗位竞争的“缓冲区”, 他们尝试通过博士后工作经历来满足优质岗位招聘的“门槛”条件、增强自身的竞争优势。本文研究中博士后经历的人力资本解释和信号资本解释也提醒广大青年博士在面临博士后工作选择时应理性考虑两个问题:一是准确定位和评估自身能力, 客观分析自己能否在规定时间内完成指定的科研任务, 如此才有可能在未来获取相应的人力资本和信号资本回报;二是结合自身实际情况, 在合适的时间选择合适的高校从事博士后工作, 尤其是在权衡国外博士后工作机会时应理性对待可能的收益和机会成本。

其次, 建立博士后人才培养质量保障机制、完善博士后科研评价机制是当前我国博士后管理制度建设的应尽之责。我国先后实施了一系列具体的博士后管理制度, 如《博士后研究人员工作管理规定》《国家博士后科学基金试行条例》《博士后经费管理使用暂行规定》等, 形成了包含博士后招聘制度、管理模式、投入及评价机制等内容的制度体系。但在博士后人员管理实践中仍存在着入口把关松懈、过程培养不足、出口评估不严等问题, 直接影响了本土博士后经历的质量、声誉及其信号价值。因此, 一方面, 博士后科研流动站管理部门应进一步落实精细化管理和全面质量管理理念, 严格把关博士后科研人员的“入口”和“出口”质量;另一方面, 在培养过程中既要注重硬性指标设计也要强化过程管理, 以量化评估为主、质性评价为辅, 尝试执行和推广代表作制度, 从增值视角探讨微观评价体系等, 致力于切实提高博士后人员科研能力和学术水平, 体现博士后经历的人力资本和信号资本价值。此外, 高校或科研机构在教师招聘、考核或晋升制度的设计中应理性对待“海归”博士后经历与“本土”博士后经历的“身份”差异, 坚持学术导向, 秉持公平原则,回归能力本位。

再次, 实施博士后科研流动站动态监管、强化供给侧结构调整是彰显我国博士后制度建设外部效益和优化主要学术劳动力市场资源配置的应尽之策。由于供求关系的转变用人单位在主要学术劳动力市场上的支配地位日渐凸显, 本土顶尖研究型大学不仅主导着对学术劳动力的选择权也掌握着优先议价权。博士后作为我国学术劳动力市场当中的稀缺资源, 需要有良好的监管机制保障实现其实际价值。根据2015年国家人力资源社会保障部和全国博士后管理委员会对2012年前设立的博士后科研流动站、科研工作站的综合评估,有8个博士后科研流动站和184个博士后科研工作站“不合格”, 1个博士后科研流动站和14个博士后科研工作站予以撤销。[10]一些国内高校在招聘时质疑本土博士后经历的“含金量”, 导致本土博士后经历经济回报不高, 在削弱本土博士后经历的声誉与信号价值的同时影响了青年博士对是否从事博士后工作的决策预期, 甚至造成严重的人才流失。对此, 高校或科研机构应重视博士后劳动力市场资源配置中的问题, 坚持“增量改革”与“存量改革”并举的行动逻辑, 着重从供给侧层面厘清政府、高校或科研机构、合作导师和博士后人员等主体间的利益关系、权责关系、劳务关系, 建立健全博士后流动站和工作站评估机制与动态监管机制, 遵循学术劳动力市场运行规律, 彰显新时期我国博士后管理与改革的制度红利。

参考文献

[1]牛风蕊, 张紫薇.中国博士后制度演进中的路径依赖及其突破--基于新制度经济学理论的分析视角[J].高校教育管理, 2018, (1) :20-26.

[2]姚云.中国博士后制度的发展与创新[J].教育研究, 2006, (5) :36-40.

[3]佟林杰.我国高校师资博士后制度困惑与实践反思[J].现代教育管理, 2016, (11) :87-92.

[4]许士荣.中国博士后政策评估的历程、问题与对策[J].高教发展与评估, 2015, (2) :14-20.

[5]李晓琳.博士后制度对培养和造就青年高层次创新型人才的作用[J].社会科学管理与评论, 2013, (4) :43-46.

[6]王修来, 张伟娜.美国博士后满意度调查分析及对我国的启示[J].现代教育管理, 2010, (6) :110-112.

[7]刘继荣.师资博士后制度的探索与实践[J].中国高教研究, 2007, (6) :75-76.

[8]姚云, 吴敏.博士后制度对博士后院士学术成长的作用分析[J].高教发展与评估, 2015, (2) :21-29.

[9]沈红.中国大学教师发展状况--基于“2014中国大学教师调查”的分析[J].高等教育研究, 2016, (2) :37-46.

[10] 中华人民共和国人力资源社会保障部, 全国博士后管理委员会.关于2015年度博士后综合评估结果的通报[R].2015-11-26.

注释

1.数据来源于http://www.chinapostdoctor.org.cn/WebSite/program/Default.aspx.

2.在计算某虚拟变量对教师年收入的影响时, 需用eβ∧-1进行转换计算, 式中e为自然对数的底数, β为虚拟变量的估计系数。博士后经历的拟合系数0.0776, 则e0.0776-1=8.07%。后同。