海外訪學能提高高校教師的論文產出嗎？
——基于“2014中國大學教師調查”的分析*

張冰冰，張青根，沈紅

一、問題提出

隨著世界一流大學和一流學科建設進程的加快，中國高等教育逐漸受到國外競爭的沖擊，人才培養的國際化亟待加強，關鍵則是教師隊伍的國際化。中國政府每年投入大量資源資助高校教師到海外訪學，根本目的是通過“一流大學、一流學科和一流導師”的合作模式參與相關學科的前沿研究，提升教師的學術能力。同時，隨著科學管理在高校的興盛，學術評價愈加走向量化，作為追求學術聲譽最大化的高校，科研評價比重日益上升，為篩選出更具學術潛力的教師，也為建設國際化的教師隊伍，一般要求教師在入職或晉升時至少擁有一年及以上的海外訪學經歷。由此，海外訪學經歷成為了衡量教師學術能力的重要指標之一，造成了海外訪學信號效應的外顯，具體表現在：對教師而言，海外訪學經歷是入職和晉升的硬性要求，與收入水平直接掛鉤，教師為實現收入最大化而尋求訪學機會；對高校而言，在量化評價體系下，海外訪學教師的比例是教師隊伍質量和國際化程度的表征，為迎合學科評估而鼓勵教師海外訪學。然而，一方面，由于缺乏對海外訪學政策效果的評估，對其生產效應的判斷仍停留在經驗層面，高校也多止步于擁有海外訪學經歷的教師比例等量化指標的上升，忽視了對海外訪學生產效應的準確計量；另一方面，海外訪學存在嚴重的信號效應，能夠傳遞關于教師學術能力的信號，故教師盲目地去豐富這一履歷，忽視了其本質在于學術能力的提升，導致了海外訪學往往流于形式。總之，實踐中對海外訪學效果的政策評估環節的缺失導致了教師“為訪學而訪學”和高校“為評價而評價”的現象普遍存在，教師和高校也由此忽視了海外訪學的本質目的，并不關注海外訪學信號效應與生產效應的匹配。

在學界，與海外訪學相關的研究多集中于經驗總結與建議(曹丹平，2015)、現狀問題與出路(張柳，2012)、跨文化適應(楊陽等，2013)、管理制度改革(張傳亮等，2015)等方面。僅有少數集中在對海外訪學的收益研究上，具體而言：其一，對訪學收益的理論分析，集中討論海外訪學收益的類型和表現，但對訪學收益的類型劃分并不統一，其中陳學飛(2004)認為出國訪學的社會效益要遠遠大于個人效益，其中個人收益又具有社會效益性質；桑德森(Sanderson，2008)認為在國際化過程中教師會獲得工具性收益和人文性收益，前者與自身的成功緊密相關，而后者則與理解、接受、尊敬和平等等國際化意識緊密相關；也有學者認為教師的訪學收益主要體現在知識效益和態度效益上，但態度效益因其需要在沉浸式的學習環境中才能獲得而更為重要(Biraimah et al.，2013)；更有學者在迪爾多夫的跨文化能力發展模型的基礎上，將訪學收益劃分為內部收益和外部收益，前者包括認知維度、態度和社會維度上的收益，后者包括科研創新、教學改革和國際合作上的收益(蔣玉梅等，2015；陳曉軍，2017)。其二，對海外訪學的收益進行實證研究，但多通過自評法對教師的科研產出進行量化。黃明東(2016)等通過對訪問學者的自評調查發現，出國訪學并沒有對其科研能力、學術水平或管理水平產生較大的幫助，但對其“理念與方法”和科研項目經歷有所助益，且訪學動機和訪學過程對訪學效果具有顯著的正向影響；同時，馬萬華(2016)對北京市的調查表明，雖然教師認為進修期間和回國后在科研方面的收獲很大，但僅有24%的人在進修期間公開發表過相關論文。然而，楊光富(2014)對華東師范大學的調查表明了有96%的青年教師認為海外訪學有利于其專業發展；同時，張瑋佳(2015)發現在H大學的理工科中，有出國留學經歷的教師在論文產出和科研項目方面更具有優勢，但在著作和獲獎方面則并不占優勢；此外，也有研究通過質性分析發現海外訪學教師在內外部收益上具有顯著的提升(蔣玉梅等，2015)。

綜上，相關理論研究都認為海外訪學會對教師的科研產出有所幫助，這既表現在海外訪學對教師科研能力的提升直接作用，例如國際合作、科研項目參與和研究方法學習等外在因素，還表現在海外訪學能夠改善教師的學術理念與認知等內在因素，這些內在和外在因素的改變最終都應有助于教師論文產出的提升。然而，相關的實證研究仍不足，一方面，已有實證研究多通過自評法對教師的科研產出提升進行分析，且所得到的結論也并不統一；另一方面，少數實證研究雖然通過論文產出來評估海外訪學對論文產出的提升效果，但仍停留在描述性分析階段(韓福樂，2013)，這種評估難以區分教師論文產出的自然增長效果與政策影響效果。為此，本研究利用2014年中國大學教師調查數據，通過傾向得分匹配方法，探討海外訪學經歷對高校教師論文產出的真實影響，既有利于驗證長期以來各界對海外訪學經歷的生產效應的認知，為高校教師管理和質量提升提供契合的實踐證據，又有利于在理論上厘清海外訪學的信號效應與生產效應之間的關系(張青根等，2016)，為相關理論在學術勞動力市場中的應用提供基礎。

二、研究方法

(一)模型識別策略

本研究所使用的數據存在以下偏差：其一，調查數據并不能夠保證有海外訪學經歷和沒有海外訪學經歷的教師分布是隨機的；其二，海外訪學經歷是分類變量，這可能會導致包含不可觀測因素的誤差項與解釋變量之間的相關；其三，教師是否擁有海外訪學經歷會受到個人、家庭和高校三個層面的影響，包括學術認知、學術能力、家庭狀況、工作環境和工作預期等多個因素，難以保證教師在上述因素上的分布是完全隨機的。上述選擇偏差的存在并不能保證傳統OLS估計量的無偏性、一致性和有效性，故需采用其他的計量方法來糾正由選擇性偏差所造成的估計偏差，其中最為理想的是完全隨機試驗的方法，可保證干預組和控制組在可觀測變量和不可觀測變量上具有隨機的分布，但考慮到本研究屬于影響評估研究，既無法人為地對教師進行隨機化分組以施加干預，又受限于截面數據和缺乏有效的工具變量，故更適合采用準試驗方法中的傾向得分匹配方法(Propensity Scores Match Method，PSM)。當前，已有的實證研究多用描述性統計和傳統OLS估計，PSM方法既能夠有效地控制上述三種偏差的影響，又可對無法進行隨機試驗的截面數據進行因果推斷。

(二)傾向得分匹配方法的理論框架

羅森鮑姆和魯賓在1983年提出了傾向得分匹配法，其核心是通過一系列協變量計算出樣本接受干預的概率，將概率相當的干預組和控制組相匹配以構成彼此在統計上的對照組，并將二者在結果變量上的差異作為項目的平均處理效應。假定PSM的協變量矩陣為X，干預變量為ω，樣本接受干預的傾向得分為P，其處理效應T如公式(1)所示：

T=E(Y1│ω=1,P)-E(Y0│ω=0,P)

(1)

為此，PSM方法基于以傾向得分為支撐的非混淆假設條件來進行反事實估計，其處理效應指標包括平均處理效應(Average Treatment Effect, ATE)、干預組平均處理效應(Average Treatment Effect on the Treated, ATT)和控制組處理效應(Average Treatment Effect on the Untreated, ATU)。具體而言，ATE表示從總體樣本中隨機抽取單一個體的期望處理效應，ATT則表示從干預組隨機抽取單一個體不接受干預時的期望處理效應，ATE則表示從控制組隨機抽取單一個體接受干預時的期望處理效應，具體計算公式如下：

ATT=E(P(X)|ω=1){E[Y1|ω=1,P(X)]-E[Y0|ω=0,P(X)] }

ATU=E(P(X)|ω=0){E[Y1|ω=1,P(X)]-E[Y0|ω=0,P(X)] }

ATE=E[Y1-Y0,P(X)]

(2)

然而，傾向得分匹配方法具有兩個至關重要的前提假設，其一是共同支撐假設(Common Support Assumption)，該假設是PSM方法的基礎，要求干預組和控制組在協變量X的每個可能取值上都存在正向概率，即干預組和控制組在傾向得分分布上具有相同或重疊的部分，重疊區域越大，樣本的保存率就越高，匹配質量也相對越高；其二是條件獨立假設(Conditional Independence Assumption)，該假設是指在控制可觀測因素X后，結果變量與干預變量之間相互獨立，這要求必須基于豐富的協變量才能進行PSM估計，否則會出現由于遺漏不可觀測因素而造成干預變量內生的可能，但該假設并不能直接被驗證，只可通過干預組和控制組在匹配前后協變量差異的顯著性變化來判斷，即平衡性檢驗。

(三)傾向得分匹配方法的步驟與算法

傾向得分匹配方法的實施有以下步驟：第一，選擇協變量，協變量應當既與干預變量相關，又與結果變量相關，并需選擇足夠豐富的協變量以提高研究的內外部效度；第二，估計傾向得分，常見模型包括Probit、Logit和判別分析等，其中以Logit模型最為常見；第三，選擇匹配方法，常見的匹配方法有六種，分別是最近鄰匹配、卡尺匹配、卡尺內最近鄰匹配、核匹配、局部線性回歸匹配和分層匹配，其中前三種可歸類于近鄰匹配法或貪婪匹配，其匹配結果為臨近的部分個體，并對其進行簡單的算術平均，后三種可歸類于整體匹配法，其匹配結果為不同組的全部個體，并根據個體距離不同給予不同的權重；第四，匹配效果檢驗，包括對條件獨立假設和共同支撐假設的檢驗，以反映選擇偏差的控制程度和混淆變量選取的好壞；第五，估計處理效應，包括ATT、ATU和ATE三個指標，其中以ATT為主；第六，進行敏感性分析，估計不可控制因素對研究結果的影響程度。具體到本研究中，一是對傳統OLS的估計結果和PSM的處理效應進行對比；二是對不同匹配方法的估計結果進行對比，其中以K=1的最近鄰匹配為主要匹配方法，并對K的不同取值進行估計，同時也輔以半徑匹配、核匹配和局部線性匹配的匹配結果；三是對比不同持續時間的海外訪學經歷的處理效應，由此既對比不同估計方法之間的差異，又可作為穩健性檢驗的一部分。

三、數據及變量說明

(一)數據來源

本研究所用數據來源于國家自然科學基金項目“大學教師評價的效能研究”支持的2014年中國大學教師調查，涉及大學教師的個人基本信息、教學與研究、工作及管理、個人與家庭四個部分，較為全面地調查了教師工作與發展狀況。該調查通過“問卷星網絡調查軟件”給全國13個省份的88所高校35418名教師的郵箱發送調查問卷，受郵箱接收限制的影響，有效發送21533個郵箱，最終回收有效問卷5186份，有效問卷回收率為24%*更為詳細的調查介紹及樣本分布情況參見沈紅發表于2016年第2期《高等教育研究》的文章。。本研究將研究對象限定為已獲得博士學位的高校教師，并剔除論文產出缺失的樣本*匿名審稿人指出論文發表系統性缺失的問題，需注意的是，調查中擁有博士學位的教師樣本為4582人，在調查中并未直接詢問教師的發表情況，而是通過將調查郵箱與姓名相匹配的方式，在相關數據庫中反向查找教師的發表情況，不可避免地出現了調查郵箱難以與姓名匹配的現象發生，這部分樣本量為364，故最終有效樣本量為4218名。至于變量存在系統性缺失的問題，即選擇性偏差的存在，本研究所使用的傾向匹配得分估計可有效地避免上述偏差的影響。，最終有效樣本數為4218，其中男性有3119人，女性有1099人；東、中、西部分別有2510人、750人和959人；985高校、211高校和一般本科院校分別有1626人、1201人和1391人；青年教師(35歲及以下)有1138人，中年教師(36-50歲)有2489人，老年教師(50歲以上)有591人；擁有一年及以上海外訪學經歷的教師有1778人，其他教師有2440人。

(二)變量說明

本研究的結果變量為論文產出，其分布如表1所示。考慮到教師的一作論文發表反映了教師作為研究主要負責人的學術能力，其貢獻程度理應大于非一作論文發表，故將教師的一作論文發表和非一作論文發表按照1∶0.5的比例進行加權；又考慮到教師論文發表的學科差異和影響力差異，并兼顧論文產出的質量和數量，分別選取了被SCI或SSCI收錄的論文(國外發表)和被CSSCI或CSCD收錄的論文(國內發表)兩個指標，并對其進行3∶1的加權計算，由此可計算出教師自進入學術職業后的總體論文產出當量。考慮到當前大多高校的入職和晉升標準中對海外訪學時間的設定為一年及以上，本研究的將擁有一年及以上的海外訪學作為干預變量。此外，考慮到未來相關政策的可擴展性和穩健性檢驗需要，本研究同樣以三個月、半年、九個月、十五個月、一年半和兩年為節點估計了海外訪學對論文產出的處理效應。

表1 高校教師論文發表情況匯總

如表2所示，協變量包括個人、家庭和組織三個維度的變量，具體如下：其一，人口統計學特征，分別以女性、少數民族、未婚和青年教師為參照組；其二，家庭社會經濟特征*本研究將被調查者的職業合并成三大職業分類，其中第一類職業為國家和社會管理者，經理人員，私營企業主，專業技術人員(含教師、醫生等)；第二類職業包括企事業單位普通員工，產業工人，個體工商戶，商業服務人員和軍人；第三類職業為農業勞動者，城鄉無業、失業、半失業者，農民工和不便分類的其他從業人員。，分別以農村、沒有接受高等教育、第一類職業為參照組，其中社會階層主觀感知則采用十分制直接加入模型，數值越小，社會階層的主觀感知越高；其三，個人人力資本特征*本研究將哲學、法學、教育學、文學、歷史學和藝術合并為文科，將經濟和管理學合并為經管類，將工學、農學和軍事合并為工科類，對醫學和理學并未處理。，分別以文學、無跨學科就業、985高校或211高校、無博士后經歷和無高校外工作經歷為參照組；其四，所在高校組織特征，分別以985高校、西部高校和博士畢業于其他高校為參照組；其五，所在崗位職業特征，分別以高級職稱、收入低于全國平均水平的教師群體為參照組；其六，學術認知特征*學術認知特征是通過直接詢問被調查者“您對目前科研工作量的感受”、“您對工作負荷的總體感受”、“由于評價活動的存在，我可能會被迫發表質量不高但有數量的學術論文”和“對您而言，教學、科研和服務三者在教師評價中的合理權重應該是”這四個問題獲得，其中前三個問題采用李克特五分量表的形式，最后一個問題采用填空的形式，從而得到教師的主觀感受。，分別以科研占比在50%以下、科研工作正常或輕松、整體工作正常或輕松、追求論文發表質量而非數量或二者并重的主觀感知為參照組。最后，本研究對數據的處理采用Stata13.0進行，對PSM模型的估計采用Psmatch2命令及相關命令進行操作。

四、計量結果

(一)海外訪學經歷對論文產出影響的傳統估計

通過均值比較后發現，擁有一年及以上海外訪學經歷的教師的論文產出要顯著地高于其他教師，其均值較后者高13.07篇。通過穩健OLS回歸后發現，在控制了教師的個人特征、人力資本特征、組織特征、職業特征和學術認知特征后，擁有一年及以上海外訪學經歷的教師的論文產出仍顯著高于其他教師，但其系數較均值比較結果發生了較為明顯的降低，約為2.74篇，如表2左側所示。這意味著：一方面，可初步地認為海外訪學經歷對高校教師論文產出的提高具有正向影響，通過海外學習可顯著地提高教師的科研生產力；另一方面，教師在是否擁有一年及以上海外訪學經歷的分布上存在著明顯的正向選擇性偏差，例如學術能力更高的教師更容易擁有海外訪學經歷，這會導致均值比較結果的不精確，意味著已有研究中簡單地通過描述分析來評估海外訪學效果的做法是不足的。此外，盡管傳統OLS估計可以糾正部分的選擇性偏差，但仍需與PSM的估計結果相比較才能評估對其選擇性偏差的控制程度。

同時，在OLS回歸中，男性教師的論文產出要顯著高于女性教師，這與已有研究結果相同(朱依娜，2016)。青年教師的論文產出要顯著高于中年教師和老年教師，這可能得益于本土博士培養質量的不斷提高和海歸博士規模的不斷壯大，從而教師在學術能力上呈現出與年齡負相關關系；家庭背景特征對教師的論文產出并無顯著影響，與已有研究中關于學術職業是公平的這一認知相符(沈紅，2016)。教師的論文產出呈現出顯著的學科差異，理科、工科和醫科這些硬學科教師的論文產出比人文和經管這些軟學科教師要顯著更高，這種差異主要由學科特性所決定，硬學科更傾向于團隊合作，國際化程度也更高，而軟學科則更傾向于“單打獨斗”，更偏重本土化，其產出必然較低；跨學科就業教師的論文產出也顯著更低，這與跨學科的學術適應困難和高校對跨學科教師的學術支持不足緊密相關。學術背景中，僅博士畢業于海外高校的教師的論文產出要顯著更低，造成這種現象的原因可能在于海歸博士存在“水土不服”的問題，對學術環境和國情等認識不足，學術生產力難以發揮(袁鳳鳳，2014)。高校特征中，985高校和東部高校教師的論文產出要顯著高于其他高校，這與其所在平臺、資金支持和學術競爭激烈等緊密相關，也與經驗認知相符；博士畢業于現就職高校的教師的論文產出也顯著更高，這與對近親繁殖教師的研究發現相同(林杰，2009)，畢業于現就職高校的教師一方面無需重新適應新的學術環境、團隊和人際關系等，另一方面也會得益于已有的社會關系的幫助，例如導師等，從而學術產出更高。職業特征上，高級職稱的教師論文產出更高，這可側面說明當前教師的評價體制整體上是有效的；工作年限與論文產出呈正向的顯著關系，這與人力資本和社會資本積累等相關；收入位于平均水平以上的教師論文產出更高，表明物質保障是提高學術質量的重要前提。學術認知上，對科研評價愈加重視、工作整體超負荷和更重視論文質量的教師發表更多，這與學術職業的特性相關，只有保持對學術的熱情、尊重和投入才能夠有所產出，也說明高校在提高教師質量方面更應該從其內在出發，而非簡單地采用外在激勵的形式。總體上，OLS估計的結果與已有研究和經驗認知相符。

(二)教師海外訪學經歷的傾向得分估計及匹配檢驗

PSM估計中Logit回歸的主要作用是用于計算傾向得分，但由于其能直觀地呈現出教師海外訪學的影響因素，可針對性地提高干預手段的有效性，故有必要對Logit回歸的結果進行簡要的分析。如表2左側所示，模型整體估計效果顯著，所采用的干預變量為擁有一年及以上海外訪學經歷。具體而言，老年教師較青年教師和中年教師具有更少的海外訪學經歷，這種差異可能與時代背景和政策調控緊密相關；教師的家庭背景對其是否擁有海外訪學經歷并無顯著影響，這可能與海外訪學政策的支持力度較大和覆蓋范圍較廣有關；與文科和工科相比，經管類教師進行海外訪學的可能性較低，而理學和醫學教師進行海外訪學的可能性較高，體現出較為明顯的學科差異，這可能受到了學科特征的影響，例如理學和醫學在全球范圍內更開放，普遍認可度也較高；同時具有海外博士學位、擁有博士后經歷和高校外工作經歷的教師更可能進行海外訪學，即學術潛力更高的教師更容易進行海外訪學；與985高校相比，211高校和一般高校教師進行海外訪學的可能性要顯著更低；與高級職稱教師相比，其他教師進行海外訪學的可能性也更低；此外，在評價中認為科研越重要的教師進行海外訪學的可能性更高。為此，可認為年輕教師、人力資本存量較多、學術平臺和專業職稱越高、學科越開放和越重視科研的教師進行海外訪學的可能性更高。

表2 傳統OLS回歸結果、Logit回歸結果和匹配前后干預組與控制組的對比

續表2

OLS回歸Logit回歸平衡性檢驗(一)匹配前匹配后干預組控制組T標準差%干預組控制組T標準差%偏差下降%最高學位為工學23.1730???0.04470.5300.550-1.3-4.10.5310.541-0.64-2.147.0最高學位為醫學17.7566???0.2552??0.0940.0564.7???14.40.0930.0751.94?6.952.3跨學科就業-3.1982?-0.05730.1330.140-0.64-2.00.1330.1121.95?6.2-211.7本科畢業于一般高校-0.6981-0.04570.2930.408-7.72???-24.20.2940.309-1.02-3.386.3本科畢業于海外高校-14.6778-0.21120.0050.0021.44.30.0050.0040.51.856.7碩士畢業于一般高校-2.2004-0.08930.1860.271-6.48???-20.40.1860.1731.013.184.8碩士畢業于海外高校3.7059-0.01640.0430.0165.29???15.90.0430.044-0.16-0.795.8博士畢業于一般高校0.32850.00220.1250.179-4.77???-150.1250.1061.79?5.464.4博士畢業于海外高校-5.6084?0.7092???0.1530.04312.65???37.80.1520.1460.471.994.9擁有博士后經歷1.97460.5118???0.5490.29217.39???53.80.5480.5400.471.796.9有高校外工作經歷0.93630.1161???0.6280.5544.83???15.10.6270.6250.140.597.0就職于211高校-6.8355???-0.1906???0.2910.2800.742.30.2910.295-0.29-1.056.9就職于一般高校-14.8176???-0.5528???0.2090.418-14.64???-46.30.2090.1831.99??5.987.4就職于中部高校-4.4207???0.02830.1870.1711.334.10.1860.197-0.77-2.635.9就職于西部高校-6.3626???0.05490.2410.2181.77??5.50.2410.2370.280.982.9博士畢業于現就職高校5.8940???0.05040.3950.3820.882.80.3960.402-0.38-1.353.8副高級職稱-11.6553???-0.3095???0.4060.444-2.48??-7.70.4070.4010.381.383.8中級及以下職稱-18.8187???-0.6658???0.1160.226-9.23???-29.40.1170.127-0.97-2.990.2工作年限0.5487???-0.000311.17910.9440.942.911.19211.277-0.31-1.163.6收入位于平均水平以上0.8632???-0.000611.97410.4628.12???2511.97212.135-0.71-2.789.2評價中科研占比認知6.5311???0.1163???0.5400.4068.72???27.10.5400.553-0.81-2.789.9科研工作超負荷-1.2645-0.00480.6880.6711.163.60.6880.6870.070.293.4整體工作超負荷6.6111???0.00680.5930.5641.85??5.80.5930.595-0.1-0.394.1

續表2

注：①限于篇幅對相關指標進行了精簡，并未注明相關變量異方差穩健的標準誤；②*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1；③OLS回歸模型效果估計采用F統計量和調整后的R2，Logit回歸模型效果估計采用卡方檢驗統計量和偽R2。

在估計處理效應前，需要對PSM的匹配效果進行檢驗，包括共同支撐假設檢驗和條件獨立假設檢驗，以確保PSM估計的效度。如圖1所示，干預組和控制組在傾向得分[0.0448, 0.956]范圍內都具有共同取值，且在匹配后僅有少量樣本被剔除，表明了匹配質量較高，滿足共同支撐假設。此外，如圖2和表1右側所示，干預組和控制組之間各協變量的均值差異在匹配后變得不再顯著，且整體標準偏差都控制在10%范圍之內，表明了經過匹配后干預組和控制組在協變量上的差異得到了消除；同時，如表3所示，對整體匹配效果的檢驗表明匹配后兩組樣本之間的偽R方和卡方值都發生了較為顯著的下降，且變得不再顯著，這意味著PSM模型的整體匹配效果較好，即滿足了條件獨立假設，可認為經過匹配后干預變量與結果變量論文產出之間相互獨立。

表3 平衡性檢驗(二)：總體匹配效果

續表3

匹配方法干預組/控制組訪學一年及以上/其他匹配方法干預組/控制組訪學一年及以上/其他最近鄰匹配法(k=5)Pseydo R2匹配前0.136匹配后0.004LR chi2匹配前780.10???匹配后20.12半徑匹配法(0.05)Pseydo R2匹配前0.136匹配后0.007LR chi2匹配前780.10???匹配后36.89局部線性回歸匹配Pseydo R2匹配前0.136匹配后0.007LR chi2匹配前780.10???匹配后36.89核匹配Pseydo R2匹配前0.136匹配后0.004LR chi2匹配前780.10???匹配后17.68

注：①限于篇幅并未匯總最近鄰匹配和半徑匹配中間取值的結果；②*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1。

(三)海外訪學經歷對論文產出的處理效應

表4中呈現了不同匹配方法下教師海外訪學經歷對論文產出的處理效應。以最近鄰匹配法(k=1)為例，ATT指標的值為1.76，即從干預組隨機選擇一名教師到海外訪學一年及以上后，其論文產出會增加1.76篇，但在經過500次Bootstrap抽樣估計后發現這種差異并不顯著；同時，ATU指標的值為3.86，即從控制組隨機選擇一名教師到海外訪學一年及以上后，其論文產出會增加3.86篇，且其正向影響在統計學上顯著；此外，ATE指標的值為2.97，即隨機選擇一名教師到海外訪學一年及以上后，其論文產出能增加2.97篇，且這種差異顯著存在。對比可知，盡管不同匹配方法下的處理效應都為正，但其顯著性并不相同，其中ATT值在所有的匹配方法下都不顯著，而ATU值在半徑匹配(0.01)和最近鄰匹配(k=5)中不顯著，ATE值僅在最近鄰匹配(k=1)和半徑匹配(0.05)中顯著，這意味著：其一，海外訪學經歷對教師論文產出具有正向影響，但其處理效應并不總是顯著的，特別是對干預組教師而言，進行一年及以上海外訪學并不能顯著地提高其論文產出；其二，不同匹配方法下，ATU指標的顯著性更具有穩健性，這說明海外訪學經歷對控制組教師論文產出的影響更為顯著，原因可能來自于海外訪學經歷具有較強的逆向選擇風險，越是學術能力不突出的教師，越更有可能選擇海外訪學，以此來增強向高校管理者傳遞關于自身學術能力的信號水平，在這種逆向選擇下干預組處理效應更不具有顯著性，而控制組處理效應則更具有顯著性；其三，除局部線性回歸匹配之外，其他匹配方法下都呈現出ATU>ATE>ATT的特點，即海外訪學對控制組教師論文產出的正面影響要明顯大于其對干預組教師論文產出的正面影響，這也驗證上述逆向選擇的存在。

與傳統估計相比，PSM估計的ATT值則明顯更小，在不同匹配方法下都遠小于OLS的估計值，更小于均值差，這意味著在OLS估計控制了大部分的樣本選擇偏差的基礎上，PSM進一步地降低了樣本選擇偏差的影響，較OLS估計更為精確。此外，這也說明教師是否進行海外訪學存在著較為明顯的正向樣本選擇偏差，例如工作時間越久的教師更容易擁有訪學經歷，同時其論文產出也必然更高，這將導致OLS估計的高估，而PSM估計則能有效控制此類選擇偏差。

綜上可知，海外訪學經歷雖然對教師的論文產出具有正向影響，但這種影響并不顯著，且不同匹配方法的估計結果較為一致，具有較強的穩健性，同時海外訪學項目的篩選過程可能存在著嚴重的逆向選擇風險，這導致了整體項目干預對控制組教師更為有效。此外，與傳統OLS估計而言，PSM估計的精度要更高。

表4 不同匹配方法下高校教師海外訪學對其論文產出影響的處理效應

注：①限于篇幅并未匯總最近鄰匹配和半徑匹配中間取值的結果；②顯著性通過Bootstrap 500次抽樣后獲得，其中*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1；③括號內為標準誤。

(四)海外訪學經歷對論文產出影響的穩健性分析

本研究還以海外訪學的時間長短為界限，分別將擁有三個月及以上、半年及以上、九個月及以上、十五個月及以上、一年半及以上和兩年及以上海外訪學經歷作為干預變量，以此來估計海外訪學經歷對論文產出的處理效應，并借此來對上述結論的穩健性進行分析。如表5所示，均值比較中，擁有三個月及以上、半年及以上、九個月及以上、十五個月及以上、一年半及以上和兩年及以上海外訪學經歷的教師的論文產出分別比其他教師多14.41篇、12.93篇、13.07篇、11.98篇、12.50篇和11.97篇，表明擁有海外訪學經歷的教師的論文產出均值要更高；穩健OLS估計中，在控制了一系列協變量后，干預變量的回歸系數顯著地減小，同時顯著性也有所變化，其中三個月及以上、半年及以上和九個月及以上的訪學經歷也能夠顯著地提高教師的論文產出，增幅分別約為3.15篇、2.47篇和2.77篇，但在以十五個月、一年半和兩年為時間點劃分的干預變量的回歸系數則不再顯著，表明擁有此類海外訪學經歷并不能提高教師的論文產出。

在不同匹配方法下，以不同訪學時間為節點劃分的干預變量的處理效應也呈現出較為穩健的結論，具體體現在：其一，相同訪學時間節點，不同匹配方法下的處理效應呈現出較為統一的結論，海外訪學對論文產出的處理效應盡管都呈現出正向影響，但多數估計量都不顯著，特別是以ATT值為代表的干預組平均處理效應，表明海外訪學經歷對教師論文產出的影響并不顯著，且該結論隨著訪學時間的變化呈現出較強的穩健性；需要注意的是，在以三個月為節點的干預變量劃分中，ATU值和ATE值的顯著性更高，這是由于訪學經歷的篩選機制仍存在較為嚴重的逆向選擇風險，以三個月為節點的劃分會將更多具有海外訪學的教師歸類于干預組，從而造成了ATU和ATE更具有顯著性。其二，在相同匹配方法下，以不同訪學時間為節點的干預變量的處理效應也呈現出較為統一的表現，表明盡管海外訪學對論文產出具有正向影響，但并不顯著，且并不會隨著訪學時間的增加而有所變化；需要注意的是，在核匹配中ATU值和ATE值的顯著性要明顯高于其他匹配方法下的值，這是由于當控制組和干預組樣本的傾向得分越接近，核匹配賦予控制組的權重也就越大，從而ATU值也較其他匹配方法更大，其顯著性也更高。然而，ATT、ATU和ATE處理效應的比較并沒有呈現出較為一致的排序，在以半年、九個月、兩年為節點劃分的干預變量的處理效應呈現出ATU>ATE>ATT的特點，而在以三個月、十五個月、一年半為節點劃分的干預變量的處理效應則呈現出ATT>ATU>ATE的特點；同時，與傳統估計相比，以三個月、半年、九個月為節點劃分的訪學時間的ATT值要明顯小于OLS估計值，而以十五個月、一年半、兩年為節點劃分的訪學時間的ATT值則要明顯大于OLS值，這說明高校教師在訪學時間上的選擇存在著較為明顯的差異，在一年及以下的訪學時間上存在著較為明顯的正向選擇偏差，從而導致了OLS值的高估，而在一年以上的訪學時間上存在著較為明顯的負向選擇偏差，從而導致了OLS值的低估。總之，通過對比不同匹配方法和不同訪學時間的處理效應可知，盡管海外訪學對高校教師的論文產出具有正向影響，但這種影響并不顯著，且具有較強的穩健性。

表5 高校教師海外訪學對其論文產出影響的穩健性分析

注：①限于篇幅并未匯總最近鄰匹配和半徑匹配中間取值的結果；②顯著性通過Bootstrap 500次抽樣后獲得，其中*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1；③括號內為標準誤。

(五)傾向得分估計的敏感性分析

敏感性分析的目的在于估計模型中不可觀測因素的變化對估計結果的影響程度，一旦估計結果對其反應較為敏感，則說明估計結果容易受到外在因素的影響，從而無法保證研究的效度(蘇毅清等，2015)。本研究對PSM的估計結果進行了敏感性分析，模型的整體估計結果對不可觀測因素變化的敏感性較低，以最近鄰匹配法(k=1)為例，訪學時間從三個月到兩年為節點的干預措施的處理效應的Gamma系數都在達到1.6倍之后才開始變得顯著，這意味著PSM的估計結果具有較強的外部信度和穩健性，模型所選取的協變量已經控制了大部分的樣本選擇性偏差，其結果更不容易受到不可觀測因素的影響。

五、結論與討論

基于2014年高校教師的調查數據，本研究采用傾向匹配得分的方法估計了海外訪學經歷對教師論文產出的影響，主要結論為：

第一，通過傳統估計和PSM估計的對比可知，盡管OLS估計可以控制部分的選擇偏差，但在選取相同協變量的基礎上，PSM估計能進一步地控制選擇偏差所帶來的估計誤差，即PSM的估計結果較傳統OLS估計更為精確，同時在本研究中其估計結果不容易受到其他不可觀測因素的影響，具有較高的內外部效度。此外，在穩健性檢驗中發現，教師在選擇訪學時間上存在著不同方向的選擇偏差，從而在估計以訪學時間的長短為節點劃分的干預變量的處理效應時，PSM的估計結果和傳統OLS的估計結果之間的大小并不具有一致性；在整體上，一年及以下訪學時間選擇上存在著正向的選擇偏差，而一年以上的訪學時間選擇上存在著負向的選擇偏差，即學術能力較高的教師更傾向于選擇短期訪學，而學術能力較低的教師則更傾向于選擇長期訪學，從而導致了海外訪學對論文產出的處理效應相應的高估和低估。總之，相較于傳統估計，PSM的估計結果證明了在政策評估中采用因果推斷的必要性。

第二，海外訪學對高校教師的論文產出并不具有顯著的正向影響。通過PSM估計可知，海外訪學對高校教師的論文產出雖然具有正向影響，但在不同匹配方法和不同的訪學時間下其處理效應都不具有顯著性，這意味著海外訪學并不能提高教師的論文產出。這說明：其一，海外訪學對教師的論文產出仍具有積極影響，例如海外訪學能夠有效地拓展教師的學術視野，幫助教師了解研究前沿和掌握新的研究方法，提高教師的國際化程度，但這種積極影響并不能顯著地轉化為論文生產力，從而表現出干預組教師和控制組教師在論文產出上并不具有顯著差異；其二，國家、高校和教師投入大量的資金到海外進行訪學的政策效度并不如早期想象的那么樂觀，即鼓勵教師海外訪學政策的項目效果在促進論文產出提高方面是低效率的，這與海外訪學政策的早期篩選過程和后期監督機制乏力緊密相關，未來需從上述方面加強對海外訪學效果的質量提升。

第三，海外訪學政策存在著較為嚴重的逆向選擇問題，出現了信號效應下的生產力危機。文中的分析表明，一方面高校教師在海外訪學時間上的選擇存在著較為明顯的選擇偏差，學術潛力較高的教師更可能選擇一年及以下的短期訪學項目，而學術潛力較低的教師則更傾向于選擇一年以上的長期訪學項目，即逆向選擇問題；另一方面海外訪學在提升教師的論文產出上并不顯著，這意味著海外訪學并不具備顯著的生產效應。之所以如此，源于海外訪學的信號效應被極度放大所導致，這表現在兩方面：其一，海外訪學正逐漸被高校管理者作為篩選教師學術潛力的重要標準之一，在教師的入職和晉升中扮演著不可替代的角色；其二，海外訪學對教師的收入具有顯著的正向影響，在用相同調查數據和相同方法進行分析后發現，海外訪學能夠顯著地提高教師的收入水平，具有可觀的經濟效益(張青根等，2016)。正是由于海外訪學項目信號效應的存在，迫于升職壓力和對收入最大化的追求，高校教師往往會迎合政策，出現逆向選擇風險，特別是對于學術潛力不佳的教師而言，海外訪學所帶來的收益要更大，這類教師也更傾向于選擇長期訪學項目。然而，海外訪學項目的生產力危機則被其信號效應所掩蓋，造成了社會資源的浪費。為此，高校管理者需完善對海外訪學項目的后期監控機制，加大對其生產效應的評估，以進一步促進教師質量的提升。

基于以上的發現，本研究可對教師的學術職業發展、高校的教師隊伍建設和國家的海外訪學項目評估提供以下契合實際的建議：

對教師而言，學術聲望最大化是其學術職業生涯的最終選擇，外在體現于論文產出的多少，內在表現為學術能力的提高。海外訪學作為高校教師進修的重要渠道，應當對教師的學術能力或論文產出提升提供幫助，然而本研究的結論表明當前海外訪學并未起到顯著的正向促進作用，這既與海外訪學監控機制的不完善緊密相關，也與教師自身的迎合政策行為和追求海外訪學的信號效應緊密相關。為此，為保證海外訪學真正能夠提高教師的學術能力，需要從兩方面出發：其一，明確自身的研究需要，遵循學術需要進行海外訪學，而非為了訪學而訪學，避免為迎合政策而出現資源浪費的現象；其二，注重訪學效果的內化和外顯，內化體現在訪學過程中對國外先進的學術理念、學術視角和研究方法等的洗滌，使其能夠為自己研究所用，外顯則體現在將其真正轉化為科研生產力，提高自身的學術產出。

對高校而言，組織的發展離不開學科建設，學科建設的根本則在于教師質量的提高，其中衡量教師質量的關鍵性指標是教師的國際化程度，而海外訪學是能夠快速提高教師隊伍國際化程度的途徑之一，這也是高校管理者將其作為教師招聘和晉升的重要篩選指標的原因。正是由于評價體系中的量化傾向，導致了高校管理者往往忽視了海外訪學的本質是在提升教師的學術能力而非國際化程度這一指標上，出現本末倒置現象的發生。為此，高校管理者需要意識到海外訪學對學科建設和教師發展的真實意義，通過政策引導海外訪學的本質回歸，這需要從以下方面出發：其一，將一年及以上海外訪學經歷作為硬性標準尚缺少強有力的實踐依據，故應減少海外訪學在教師招聘和晉升環節中的作用，將其作為參考標準，而非硬性標準，既避免評價指標之間的重疊，又能減少海外訪學的信號效應，從而在源頭上杜絕海外訪學項目的逆向選擇風險；其二，健全對教師海外訪學的監督機制，包括前期篩選和后期反饋，需對申請教師的研究計劃的可行性進行同行評審，同時對教師歸國后研究計劃的預期成果進行考核，從整體上提高教師海外訪學的效益；其三，對即將出國的教師進行培訓，總結已有的成功案例，吸納以往案例的經驗，縮短教師出國后的適應期，提高海外訪學的整體效率。

對國家而言，鼓勵教師進行海外訪學是建設世界一流大學的必要手段，其本質在于提高教師隊伍質量，通過送高校教師出去的方式來引進前沿研究、方法和理念。然而，由于政策監管上的不善，導致了當前的海外訪學項目中逆向選擇現象嚴重，從本質上影響了其效果。本研究通過實證分析發現當前海外訪學并不能真正地提高教師的論文產出，并通過對海外訪學的流程分析發現，當前的海外訪學項目前期培訓的缺失和境外監控存在漏洞導致了其效果的不理想(韓福樂，2013)，一方面容易導致逆向選擇行為的發生，大量教師為迎合政策而出國，缺少基本的研究需要和內在驅動力，另一方面又造成了獲批教師在海外訪學期間由于評價寬松而發生懈怠。為此，若想提高海外訪學的整體效果，應當從三方面出發：一是，增加對教師出國的培訓環節，引導教師依據研究需要進行訪學，并縮減教師海外的適應時間，幫助其盡快融入海外的文化環境；二是，加大對教師海外訪學的中期考核，嚴抓境外過程評價，杜絕學術懈怠的發生；三是，在篩選資助對象時，應向經管類、文科和工科教師，211高校和普通高校教師，副高及以下職稱的教師和年長教師等群體傾斜，以擴大項目的資助范圍。

參考文獻:

[1]曹丹平，2015：《青年骨干教師出國訪學經歷與感受》，《科技導報》第13期。[Cao Danping，2015，Young Backbone Teachers' Experience and Feeling in Overseas Visiting，Science&TechnologyReview，13.]

[2]陳曉軍，2017：《教育國際化視域下高校教師出國訪學現狀及效益》，《黑龍江畜牧獸醫》第8期。[Chen Xiaojun，2017，Status and its Benefits of Studying Abroad for University Faculty in the Perspective of Education Internationalization，HeilongjiangAnimalScienceandVeterinaryMedicine，8.]

[3]陳學飛，2004：《改革開放以來大陸公派留學教育政策的演變及成效》，《復旦教育論壇》第3期。[Chen Xuefei，2004，The Change and Benefit of the Government-Founded Studying Abroad Since the Reform and Opening up in China，FudanEducationForum，3.]

[4]韓福樂，2013：《河南公派出國訪學項目管理的研究》，《華北水利水電大學學報(社會科學版) 》第6期。[Han Fule，2013，Study on the Management of Henan Provincal Visiting Scholars Program，Journal of North China InstituteofWaterConservancyandHydroelectricPower(SocialScience)，6.]

[5]黃明東、姚建濤、陳越，2016：《中國出國訪問學者訪學效果實證研究》，《高教發展與評估》第5期。[Huuang Mingdong，Yao Jiantao，Chen Yue，2016，An Empirical Research on the Effect of Chinese Visiting Scholar Abroad Project，HigherEducationDevelopmentandEvaluation，5.]

[6]蔣玉梅、劉勤，2015：《高等教育國際化視野下教師出國訪學收益研究》，《開放教育研究》第1期。[Jiang Yumei，Liu Qin，2015，The Outcomes of Chinese Visiting Scholars’ Experiences and Higher Education Internationalization in China，OpenEducationResearch，1.]

[7]林杰，2009：《中美兩國大學教師“近親繁殖”之比較》，《高等教育研究》第12期。[Lin Jie，2009，Comparison of Faculty Inbreeding between American and Chinese Higher Education Institutions，JournalofHigherEducation，12.]

[8]馬萬華、溫劍波，2016：《高校教師出國進修效益分析——基于首都高校教師的問卷調查》，《清華大學教育研究》第1期。[Ma Wanhua，Wen Jianbo，2016，Research on the Effectiveness of Faculty Training Abroad，TinghuaJournalofEducation，1.]

[9]沈紅，2016：《中國大學教師發展狀況——基于“2014中國大學教師調查”的分析》，《高等教育研究》第2期。[Shen Hong，2016，Status of University Faculty Development in China---Based on 2014 Faculty Survey，JournalofHigherEducation，2.]

[10]蘇毅清、周永剛、王志剛，2015：《傾向評分匹配法的基本邏輯、應用領域和發展趨勢》，《鄭州航空工業管理學院學報》第3期。[Su Yiqing，Zhou Yonggang，Wang Zhigang，2015，A New Method to Find Casual Relationship: Basic Logic, Application Field and Future of Propensity Score Matching，JournalofZhengzhouInstituteofAeronauticalIndustryManagement，3.]

[11]楊光富，2014：《國際化進程中高校青年教師專業發展的現狀調查:以華東師范大學為例》，《教師教育論壇》第10期。[Yang Guangfu，2014，Status Survey on Professional Development of Young Teachers from East China Normal University in the Process of Internationalization，TeacherEducationForum，10.]

[12]楊陽、王雪玲、張姝，2013：《高校英語教師出國訪學跨文化培訓模式與評估》，《中國職工教育》第16 期。[Yang yang，Wang Xueling，Zhang Shu，2013，The Intercultural Training Model of Studying Abroad and its evaluation of English Faculty in Universities，StaffandWorker’sEducationofChina，16.]

[13]袁鳳鳳，2014：《高校青年海歸教師對中國現行學術體制的適應研究》，華東師范大學碩士學位論文。[Yuan Fengfeng，2014，A Study on the Adaptation of Junior Returnee Teachers to China’s Current Academic System，AMaster’sDissertationofEastChinaNormalUniversity.]

[14]張傳亮、王政貴，2015：《青年教師留訪學提升工程的實施策略——以浙江省屬高校為例》，《黑龍江高教研究》第11期。[Zhang Chuanliang，Wang Zhenggui，2015，The Implementation Strategy of Young Teachers’ Promotion Project by Learning Abroad---Take Universities of Zhejiang for Example，HeilongjiangResearchesonHigherEducation，11.]

[15]張柳，2012：《高等學校教師公派出國留學的現狀及對策研究》，上海交通大學碩士學位論文。[Zhang Liu，2012，Study on Status Quo and Countermeasure of Studying Abroad Supported by State in Chinese Universities，AMaster’sDissertationofShanghaiJiaoTongUniversity.]

[16]張青根、沈紅，2016：《出國進修如何影響高校教師收入?--基于“2014中國大學教師調查”的分析》，《教育與經濟》第4期。[Zhang Qinggen，Shen Hong，How Training Abroad Affect Faculty Earnings？---Based on 2014 Faculty Survey in China，Education&Economy，4.]

[17]張瑋佳，2015：《我國公派出國留學對大學教師學術成果影響研究》，華南理工大學碩士學位論文。[Zhang Weijia，2015，A Research on the Effect of Government-sponsored Overseas Studying on University Teachers’ Academic Achievements---Take H University as an Example，AMaster’sDissertationofSouthChinaUniversityofTechnology.]

[18]朱依娜、何光喜，2016：《學術產出的性別差異:一個社會網絡分析的視角》，《社會》第4期。[Zhu Yina，He Guangxi，2016，Gender Difference in Scientific Productivity: An Explanation from the Perspective of Social Network Analysis，ChineseJournalofSociology，4.]

[19]Biraimah，K.L.and A.L.Jotia，2013， The Longitudinal Effects of Study Abroad Programs on Teachers' Content Knowledge and Perspectives: Fulbright-Hays Group Projects Abroad in Botswana and Southeast Asia，JournalofStudiesinInternationalEducation，17(4) ：433-454.

[20]Rosenbaum，P.R.and D.B.Rubin, 1983， The central role of the propensity score in observational studies for causal effects，Biometrika，70(1) ：41-55.

[21]Sanderson，G.，2008，A Foundation for the Internationalization of the Academic Self，JournalofStudiesinInternationalEducation，12(3)：276-307.