袁玉芝

摘要：基于性別歧視、家庭分工與時間配置、社會角色認同以及學術社會網(wǎng)絡理論，以某研究型大學教育學教師為例，探究高校教師科研產(chǎn)出的性別差異。研究發(fā)現(xiàn)：在該大學教育學教師內(nèi)部存在一定的性別差異，但在教育學學科內(nèi)并不存在性別歧視。家庭負擔和合作是影響教師科研產(chǎn)出的關鍵變量。家庭負擔對教師科研產(chǎn)出的影響完全是通過工作努力程度的中介效應實現(xiàn)的，和男性教師相比，女性教師為了平衡家庭負擔帶來的消極影響會投入更多的時間用于科研。女性教師參與合作的比例低于男性教師也是導致其產(chǎn)出低于男性教師的一個原因。因此，高校應對女性教師尤其是女性青年教師給予更多的科研支持，并采取一定的激勵措施鼓勵女性教師多參與科研合作。

關鍵詞：高校教師；科研產(chǎn)出；性別差異；中介效應一、引言

隨著知識經(jīng)濟時代的到來，科學技術和創(chuàng)新能力成為了世界各國競爭的核心要素。高等學校作為國家科技創(chuàng)新體系的重要組成部分，扮演著越來越重要的角色，尤其是在基礎研究方面，高校更是主要力量。

中國女性人口總數(shù)占全部人口的一半，但長期以來，由于各種文化、歷史、社會、學校和家庭，乃至女性自身的原因，女性在高層次人才中所占比例相對較小。伴隨著社會經(jīng)濟和高等教育事業(yè)的不斷發(fā)展，已經(jīng)有越來越多的女性走出傳統(tǒng)家庭角色的桎梏，成為人才隊伍中的重要組成部分，女性高校教師的數(shù)量更是與日俱增。從表1可以看出，在2009—2013年間，高校女性教師所占比例始終處于46%～48%之間，和男性教師所占比例基本持平，但高職稱的女性比例依然偏低，教授中女性的比例不到30%，副教授中女性的比例也未達到45%。教師的職稱在一定程度上反映了教師的科研水平，女性教師在教授、副教授中所占比例低于男性教師，意味著杰出的女性教師少于男性教師。是什么制約著女性教師成為優(yōu)秀的研究者呢？是先天生理因素還是后天發(fā)展中的其他因素造成了男女教師間的性別差異值得探究。尤其是在美國科學社會學家科爾提出“科研產(chǎn)出之謎”后，即研究發(fā)現(xiàn)女科學家出版物的數(shù)量僅是同年齡組男科學家的一半到三分之二，高校教師科研生產(chǎn)間的性別差異更是成為了研究焦點。本文通過梳理已有研究，結合相關理論，試圖探尋造成科研產(chǎn)出性別差異的原因。

二、相關文獻回顧及研究假設

社會學家科爾和扎克曼（Cole and Zuckerman，1987）最早提出科學家間存在性別差異，經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)男性科學家比女性科學家更容易獲得晉升的機會，這種差異在享有聲望的大學或研究機構中更為明顯。[1]女性科學家的科學聲望一般沒有男性科學家高，她們的工作往往也不被重視，即使在世界一流的科學家中，如在諾貝爾獎獲得者中，女性也不能與男性平分秋色，這就是科爾提出的“科研產(chǎn)出之謎”。

（一）性別歧視與科研產(chǎn)出之謎

性別歧視是指對待某種性別的個人或由個人組成的團體不公正和不公平的態(tài)度或評價。在勞動力市場上表現(xiàn)為雇傭者對不同性別的被雇傭者的態(tài)度和行為的不同，往往體現(xiàn)在就業(yè)或晉升機會以及酬勞的不同。傳統(tǒng)的觀點認為男性的工作能力比女性強，女性更適合家庭工作，從而使人們?nèi)菀讓ぷ髦械呐援a(chǎn)生偏見和歧視。主要表現(xiàn)在三個方面：一是橫向隔離，即男女在某一職業(yè)中的構成比例與其在全部勞動人口中的比例不一致；二是在具有較高技術、地位以及收入的職位上存在女性所占比例低于男性的縱向隔離現(xiàn)象；三是受女性比男性承擔更多的家庭責任的刻板印象的影響，認為女性的工作表現(xiàn)具有更多的不確定性，所以在工作中對女性給予更少的獎勵和報酬。

·高?？蒲小?高校教師科研產(chǎn)出性別差異及其原因探析謝宇和舒曼（Yu Xie and Shauman，1998）在其著作《科學界的女性：從業(yè)歷程與成就》一書中，從生命歷程角度考察科研產(chǎn)出之謎，研究發(fā)現(xiàn)隨著時間的推移，女性教師的科研產(chǎn)量顯著上升，存在性別差異上的趨同效應。[2]但性別差異仍然存在，遠未完全消弭（Hamovitch and Morgenstern，1977；Kyvik and Teigen，1996；Rauber and Ursprung，2007etc.）。[3][4][5]這種科研產(chǎn)出的性別差異在高產(chǎn)的教師間表現(xiàn)更為嚴重（Sax and Hagedorn etc.，2002）。[6]在杰出的研究者中，女性教師所占比例顯著少于男性教師所占比例（Primack and Leary，1989）[7]，男性教師被定義為多產(chǎn)（每年超過三篇論文等價物，即將專著等折合成論文）的比例比女性教師高，沒有發(fā)表文章的女性教師所占比例比男性所占的比例高（Kyvik and Teigen，1996）。隨著年齡的增加，這種性別差異先減少后增加。40歲以下，男女教師科研產(chǎn)出差異最大，男性教師發(fā)表文章量是女性的2倍，但是在40歲以上這種差異就很小了，在50歲以上又有所回升，但仍然低于40歲以下水平（Kyvik and Teigen，1996）。[8]勞貝爾和烏爾施普龍（Rauber and Ursprung，2007）的研究從側面驗證了這一結論，他們發(fā)現(xiàn)女性經(jīng)濟學家在38歲也就是職業(yè)生涯開始8年左右，科研生產(chǎn)力開始下降。在48歲，即職業(yè)生涯18年時，有所恢復。有研究表明這種科研產(chǎn)出性別差異，在早期就已存在。[9]朗（Long，1990）采用協(xié)方差分析研究了生物化學博士早期科研生產(chǎn)情況，發(fā)現(xiàn)在博士期間，男博士比女博士多發(fā)表26%的文章。所在機構性質(zhì)和學科不同，差異表現(xiàn)也不相同。[10]謝宇和舒曼認為這種性別差異應歸結于背景特質(zhì)和所在機構的特點不同上，如女性更可能就職于教學類學院而非研究型大學。學科性質(zhì)不同，科研產(chǎn)出不同。薩克斯和阿雷東多等（Sax and Arredondo etc.，2002）在對美國來自429個教育體系的128423名教師進行抽樣、問卷調(diào)查的基礎上，發(fā)現(xiàn)純理論學科對男性及非終生教職女性科研產(chǎn)出有著顯著正影響，尤其對男性；生命科學對終生教職女性影響顯著（終生教職女性在這些部門產(chǎn)量高）。[11]漢莫維奇和莫根施特恩（Hamovitch and Morgenstern，1977）在對文章和書賦予不同權重的前提下，得到教師科研產(chǎn)出總量，研究發(fā)現(xiàn)屬于生物和心理科學的教師科研產(chǎn)出較高，人文學科的教師科研產(chǎn)出較低。當把樣本僅僅局限于女性教師時，發(fā)現(xiàn)生物或心理學科教師的文章發(fā)表數(shù)量更高。[12]

國內(nèi)學者對高校教師科研產(chǎn)出間的性別差異研究也越來越多。無論是從省級科研成果獎、申請到自然科學基金，還是論文發(fā)表情況來看，結果表現(xiàn)一致，即高校教師始終表現(xiàn)為男性教師比女性教師科研產(chǎn)出多，但在教授中的低產(chǎn)人群中女性科研產(chǎn)出高于男性（嚴艷，2008）。[13]施遠濤和陳雪玲（2011）對湖北省高等院校、科研院所和科研企業(yè)中的科技人員進行調(diào)查分析，發(fā)現(xiàn)這種性別差異主要存在于高產(chǎn)組。總體來看，獲獎教師中女性所占比例要高于男性，但獲得地市級及以上獎項的教師中，男性所占比例高于女性。在發(fā)表的論文數(shù)量方面，發(fā)表3篇及以下論文的教師中，女性所占比例高于男性，發(fā)表4～8篇論文的教師中，女性所占比例和男性相差不大，但是發(fā)表9篇及以上論文的教師中，男性所占比例要高于女性。[14]

根據(jù)性別歧視及已有研究，提出假設1：女性教師的科研產(chǎn)出低于男性教師。

（二）家庭分工及時間配置與科研產(chǎn)出之謎

家庭分工與時間配置理論認為家庭本質(zhì)上是由具有互補性人力資本和不同比較優(yōu)勢的配偶雙方組成的共同體。長期以來，家庭夫婦之間的分工基本模式一直是男性主要從事外部市場活動，女性主要從事家庭內(nèi)部工作，這種分工部分取決于男女之間的性別差異。一旦完成受孕過程，女性就控制了子女的再生產(chǎn)過程，包括子女的喂養(yǎng)與照顧，而男性則很少參與這類活動，因此認為女性在家庭內(nèi)部工作上存在比較優(yōu)勢，也就是說婦女的家庭邊際產(chǎn)品對市場工資率的比率高于男性。因此，一個有兩種性別的、有效率的家庭就會把女性的主要時間配置到家庭部門，而把男性的主要時間配置到市場部門。隨著經(jīng)濟的發(fā)展以及生育率的降低，女性在市場性人力資本上的投資加強，男性和女性之間的比較優(yōu)勢可能發(fā)生變化，女性也有可能形成市場活動的比較優(yōu)勢，從而減少其對家庭的依賴，增加市場的工作時間。再加上，市場工資率在逐漸提高，對于女性而言，除了閑暇，家務勞動占用了她們大部分的非市場時間，家務勞動和市場工作時間之間的替代性較大，因此市場工資率的提高所產(chǎn)生的替代效應往往大于收入效應，從而增加了女性的勞動參與率。

基于家庭分工與時間配置理論討論“科研產(chǎn)出之謎”的研究有很多。首先，討論婚姻對科研產(chǎn)出的影響。科爾和扎克曼（Cole and Zuckerman，1987）發(fā)現(xiàn)婚姻狀況并不影響女科學家的科研產(chǎn)出，并且杰出的已婚女性比杰出的單身女性出版物要多。[15]?？怂梗‵ox，2005）研究發(fā)現(xiàn)二婚的女性科學家比第一次結婚的女性科學家科研產(chǎn)出高，主要是因為二婚的女性科學家傾向于嫁給男科學家，進而對女性科學家的科研產(chǎn)出產(chǎn)生積極影響。[16]總之，大部分的研究得出婚姻并不是科研產(chǎn)出之謎的關鍵影響因素。其次，配偶的職業(yè)及收入對科研產(chǎn)出性別差異的影響值得關注。漢莫維奇和莫根施特恩（Hamovitch and Morgenstern，1977）研究發(fā)現(xiàn)男女教師科研產(chǎn)出的性別差異主要是來自于高產(chǎn)組教師之間的差異，因此他們探究了影響女性成為杰出學者的因素，發(fā)現(xiàn)丈夫的收入和杰出正相關，丈夫收入一方面能夠減輕家務和撫養(yǎng)孩子的負擔，另一方面可以使夫妻間存有競爭意識，為了和對方匹配而不斷努力。[17]還有研究表明，配偶是科學家或者在相同領域工作對女科學家科研產(chǎn)出有積極作用（Fox，2005），嫁給科學家的女科學家要比嫁給其他男性的女性出版物多40%（Cole and Zuckerman，1987）。李星蓉（2011）從側面證明了這一結論，她通過對499名諾貝爾獎得主中僅有的11位女性的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，在這11名女性中有三名終身未婚，已婚女性中又有五名女性的配偶是高學歷高素質(zhì)的科學家。再次，撫養(yǎng)子女情況一直被認為是產(chǎn)生科研產(chǎn)出性別差異的關鍵因素。[18]凱韋克和泰根（Kyvik and Teigen，1996）對挪威的四所大學的教師進行問卷調(diào)查，發(fā)現(xiàn)孩子越小，女性教師認為由于孩子帶來的研究不便越多，男性教師普遍沒有女性覺得不便多。有11歲以下孩子的女性教師的科研產(chǎn)出比同齡男性少41%。當孩子的年齡超過10歲時，這種差距就會縮小為8%。為了從照顧責任中分離出生孩子和休產(chǎn)假對科研生產(chǎn)的影響，將教師分為兩組，一組是有6歲以下孩子的教師，一組是有6-10歲之間孩子的教師。前后兩組進行比較。研究發(fā)現(xiàn)，孩子的年齡對男性沒有影響，有6歲以下孩子的女性比相同情況的男性科研產(chǎn)出少60%，有6-10歲之間孩子的女性教師的科研產(chǎn)出比相同情況下的男性少30%。[19]施遠濤和陳雪玲（2011）對湖北省高校、科研院所以及科研企業(yè)中的科技人員進行調(diào)查發(fā)現(xiàn)，有43.2%的女性每天要花2個小時及以上的時間用于子女教育，而男性僅為22.5%。[20]

然而，也有研究發(fā)現(xiàn)，家庭相關因素并不影響教師的學術產(chǎn)量，女性能夠很好地平衡家庭、孩子和工作的關系。大量的女性教員在獲得終生教職前不結婚不要小孩，并且，相對于男性而言，家庭負擔導致更多的女性離開學術工作或者選擇非終生職位（Sax and Hagedorn etc.，2002）。撫養(yǎng)孩子無論是對杰出研究者還是其他研究者都沒有顯著影響，杰出女教師和普通女教師擁有相同的平均孩子數(shù)量（Cole and Zuckerman，1987），一方面是由于女性教師會減少其他活動時間來撫養(yǎng)孩子，另一方面她們可能會更有效率地利用時間（Hamovitch and Morgenstern，1977）。

基于家庭分工與時間配置理論及已有研究，提出假設2：家庭負擔越重，工作努力程度越低；假設3：工作努力程度是家庭負擔影響高校教師科研產(chǎn)出的中介變量；假設4：家庭負擔對女性教師科研產(chǎn)出的負向影響更大。

（三）社會角色認同與科研產(chǎn)出之謎

人類在社會中扮演的眾多角色往往容易導致角色沖突，針對個體在社會中扮演各個角色間的沖突，斯特賴克提出了角色認同理論。他認為一個人在社會或組織中處于不同的位置，也就擁有許多不同的自我，認同是自我的一部分，是在不同的社會背景下，個體與所占據(jù)的位置相關聯(lián)的自我定位的內(nèi)在化。大量的角色身份組成自我，角色認同是按照角色身份的重要性順序確定的，這樣就容易產(chǎn)生不同的認同顯著性，認同顯著性將影響人的行為，比如一名同時是母親和教師的女性，如果她的認同顯著性是教師，那么她將花更少的時間在照顧孩子身上。認同顯著性來自于：個體獲得他人支持的程度；對某種身份保證或承諾的程度；從角色身份中所獲得的內(nèi)在或外在的獎賞。認同顯著性高的角色比顯著性低的角色更能影響人的行為，一旦個體的某一認同在顯著性等級中是高的，個體就會產(chǎn)生同這一認同預期行為相一致的行為。此外，當認同在顯著性等級中是高的，人們傾向于將維持這些認同的情境當作是機遇，并在角色中凸顯這一認同。如果教師角色認同顯著性高于母親角色認同顯著性，女性將有更強烈的愿望抓住每一個機會去成為杰出教師。基于他人的觀念或社會界定的認同往往能夠導致個人產(chǎn)生與這些共有觀念相一致的行為，如傳統(tǒng)觀點認為女性能夠更好地照顧家庭，促使許多女性成為了家庭主婦。

偏向于事業(yè)型、渴望被認可的教師科研產(chǎn)出相對較高（Sax and Hagedorn etc.，2002），男性教師表現(xiàn)出比女性教師更強的社會發(fā)展效能感，故男性教師比女性教師科研產(chǎn)出高（Tower and Plummer etc.，2007）。[21]林聚任（2003）認為女性科技人員科研情況不如男性，主要是因為女性結婚后便把工作放在了次要地位，不把事業(yè)成功作為其追求的主要目標，生育子女也會耗費她們許多時間、精力，甚至意志，影響其對工作的投入，甚至會中斷其職業(yè)生涯。[22]

基于社會角色認同理論及已有研究，提出假設5：社會角色認同越傾向于事業(yè)型，科研產(chǎn)出量越高；假設6：女性教師的社會角色認同得分低于男性教師；假設7：事業(yè)型社會角色傾向越重，工作努力程度越高；假設8：工作努力程度是社會角色認同傾向影響高校教師科研產(chǎn)出的中介變量。

（四）學術社會網(wǎng)絡與科研產(chǎn)出之謎

社會網(wǎng)絡是由行動者作為“結點”，行動者之間的關系作為“邊”所構成的描述社會關系的網(wǎng)狀圖。社會網(wǎng)絡對于個體而言既是一種社會支持也是一種社會約束，個體既能從社會網(wǎng)絡中獲得幫助也會受到社會網(wǎng)絡的制約。學術社會網(wǎng)絡是學者在學術領域內(nèi)構建的社會網(wǎng)絡關系。學術社會網(wǎng)絡主要通過兩種機制影響科研產(chǎn)出：一是信息交流機制。隨著學科分化加劇，研究者具有的知識更加專業(yè)化，而基于現(xiàn)實的研究問題常常具有一定的復雜性，研究者甚至研究機構之間的合作變得越來越重要。良好的學術交流和合作，不僅能夠通過優(yōu)勢互補提升科研效率，還能夠通過思想的碰撞獲得新的研究啟發(fā)。二是資源獲取機制。主要是通過一定的社會網(wǎng)絡關系，獲得更多的科研資源，包括人、財、物。女性的學術社會網(wǎng)絡規(guī)模、網(wǎng)絡異質(zhì)性和網(wǎng)絡資源都不如男性。受家庭負擔的影響，女性沒有充足的時間用于非正式的學術交流，因此學術社會網(wǎng)絡更為單一，男性具有更強的動用社會網(wǎng)絡資源的能力，更加大了這種差距。另一方面，男性在與核心學術圈子建立網(wǎng)絡關系中明顯占有優(yōu)勢，長期以來核心學術圈子以男性為主。根據(jù)自我分類理論，上下級性別相同可以讓他們更好地理解對方，性別不同時，溝通頻率相對較低，因此，具有較高職務的男性偏好于同性別的職工，女性缺乏與高層次研究者合作的機會。

科研合作是研究者動用學術社會網(wǎng)絡資源的一種體現(xiàn)。科研產(chǎn)出之謎在性別歧視、家庭分工以及身份認同等方面無法尋求到滿意的答案，越來越多的研究者將視線投向了科研合作。有合作伙伴比沒有合作伙伴的教師科研生產(chǎn)力要高，在女性教師身上表現(xiàn)得更加明顯（Kyvik and Teigen，1996）。研究在學術領域中早期的性別差異，發(fā)現(xiàn)對女博士而言，孩子降低了其與導師合作的機會進而導致科研生產(chǎn)力低，但是對男博士而言，孩子并不影響其合作（Long，1990）。[23]梁文艷和周曄馨（2016）基于中國“211工程”大學教育學科教師科研生產(chǎn)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)女性除與導師建立的合作關系外，擁有的和動用的社會資本均低于男性。[24]朱依娜和何光喜（2016）利用2013年北京市科技工作者狀況調(diào)查數(shù)據(jù)，從社會網(wǎng)絡視角分析發(fā)現(xiàn)，女性科研人員的學術社會網(wǎng)絡規(guī)模欠缺并不是導致科研產(chǎn)出性別差異的重要原因，與國內(nèi)外學術界和企業(yè)界紐帶關系的結構性欠缺是導致性別差異的關鍵因素。[25]

根據(jù)學術社會網(wǎng)絡及已有研究，提出假設9：合作與高校教師科研產(chǎn)出正相關；假設10：男性教師比女性教師更多地參與科研合作；假設11：合作是性別影響高校教師科研產(chǎn)出的中介變量。

三、數(shù)據(jù)來源與研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源及變量說明

基礎科學研究的科研產(chǎn)出主要體現(xiàn)為論文、專著等，應用性學科科研產(chǎn)出則更廣泛，包括專利、成果轉化等等。從指標可比性、可重復檢驗性、數(shù)據(jù)可得性角度出發(fā)，我們選擇出版物數(shù)量作為科研產(chǎn)出的衡量指標，因此，選擇基礎性學科教師作為研究對象。本研究主要考察的是教師的科研能力，因此，將研究對象限定為研究型大學教師?？紤]到上述兩個原因，本研究采取隨機便利抽樣法對某研究型大學教育學全體教學科研崗教師發(fā)放問卷，回收問卷100份，其中有效問卷85份（85%）。從表2可以看出，樣本構成基本符合要求。樣本中女性教師所占比例（42.4%）和總體中女性教師所占比例（45.2%）基本一致。從職稱分布來看，樣本中的講師、副教授、教授比例（分別為25.9%、32.9%、41.2%）也與總體（分別為23.8%、36.2%、40.0%）相符。樣本具有一定的代表性。

因本研究采用的是2012年一年的數(shù)據(jù)，出版物中的著作是一個需要長時間積累的產(chǎn)物，因此，本研究的科研產(chǎn)出并不考慮出版著作的情況，將發(fā)表論文的數(shù)量作為科研產(chǎn)出量的主要指標。但論文之間存在質(zhì)量差異，趙肖為等采用Bradford區(qū)域分析法對期刊論文賦權，認為一般學術期刊權重為1，核心學術期刊權重為3。借鑒其研究成果，結合本研究的實際情況，對不同質(zhì)量的論文賦予一定的權重：科研產(chǎn)出=獨立普通文章+獨立核心*3+非獨立核心*3/2+非獨立普通文章*0.5。考慮到獨生子女政策以及養(yǎng)老保險制度的逐漸健全，家庭負擔僅用是否有入幼兒園前的孩子衡量，工作努力程度則以教師實際用于科研的時間衡量。社會角色認同變量借鑒洛貝爾和克萊爾（Lobel and Clair，1992）的研究，采用七級李克特量表測量：在您的生活中您偏重于家庭還是事業(yè)，選擇越靠近1代表越傾向于家庭型，越靠近7代表越傾向于事業(yè)型。用以下幾個題目做補充：我生活中的滿意度主要來自家庭還是事業(yè)；參與家庭活動對我來說是最重要的事；工作對我來說是最重要的事；我愿意付出超過領導期望的努力去工作。最后兩個問題進行反向計分，將每道題的得分相加，總分越大越偏向于事業(yè)型，越小越偏向于家庭型。學術社會網(wǎng)絡主要考察的是合作網(wǎng)絡，以是否有合作發(fā)文來衡量。[26]教師的科研產(chǎn)出還受職稱等變量的影響，但考慮到職稱與科研產(chǎn)出之間存在互為因果關系，因此，選擇研究經(jīng)驗作為控制變量，以第一次發(fā)表論文距今時間作為研究經(jīng)驗。具體見表3。

表4對各變量進行了描述。85個教師樣本中，有49個男性教師，36個女性教師，男性教師的平均科研產(chǎn)出（4.50）高于女性教師的科研產(chǎn)出（3.68），研究經(jīng)驗也比女性教師豐富。8%的男性教師和25%的女性教師家里有入幼兒園前的孩子，男女教師都略傾向于事業(yè)型，并不存在太大差異，拒絕假設6。但男性教師每周用于科研的時間（27.47）要比女性教師（23.47）多。在合作方面，男性教師合作發(fā)文的比例（73%）高于女性教師（69%）。

本研究數(shù)據(jù)分析由兩部分組成：第一部分是總效應檢驗，主要為了檢驗假設1，4，5，9，構建模型1，RePro表示教師科研產(chǎn)出，Gender表示教師性別，Exp表示教師的研究經(jīng)驗，F(xiàn)load表示教師的家庭負擔，Id為教師的社會角色認同，WEffort表示工作努力程度。第二部分是中介效應檢驗，主要為了檢驗假設2，3，6，7，8，10，11，借鑒巴倫和肯尼（Baron & Kenny，1986）對中介效應的分析方法[27]，在模型1的基礎上建立模型2，3，4。通過依次檢驗這4個模型的回歸系數(shù)，來判斷工作努力程度以及合作的中介效應是否顯著。如果β16、β23、β33顯著，且β13不顯著則家庭負擔對科研產(chǎn)出的影響都是通過中介變量工作努力程度實現(xiàn)的，如果β13顯著，則家庭負擔對科研產(chǎn)出的影響只有一部分是通過中介變量工作努力程度實現(xiàn)的。同理，根據(jù)β15、β16、β25、β35的顯著性判斷身份認同對科研產(chǎn)出的影響是否通過工作努力程度的中介效應實現(xiàn)，β11、β17、β21、β41的顯著性判斷性別對科研產(chǎn)出的影響是否通過合作的中介效應實現(xiàn)。

四、假設檢驗

（一）總效應檢驗

如表5所示，女性教師的科研產(chǎn)出量低于男性教師，當加入性別與家庭負擔交互項后，這種差異加大，但控制工作努力程度后，差異又有所減小，進一步控制合作變量，差異再次縮小，但這種差異始終不顯著，拒絕假設1，因此，在該校教育學學科內(nèi)并不存在性別歧視。研究經(jīng)驗對高校教師的科研產(chǎn)出始終有著顯著的積極影響。對男性教師而言，家庭負擔與科研產(chǎn)出負相關，但對于女性而言，家庭負擔與科研產(chǎn)出正相關，女性可能為了平衡家庭負擔帶來的負向影響，投入更多的努力去工作，拒絕假設4。教師的社會角色認同越傾向于事業(yè)型，科研產(chǎn)出量越高，但并不顯著，拒絕假設5。工作努力程度與教師科研產(chǎn)出正相關，且在0.1水平上顯著。合作是影響高校教師科研產(chǎn)出的關鍵變量，參與合作的教師比沒有合作經(jīng)驗的教師科研產(chǎn)出量高出2.52篇，且在0.05水平上顯著，接受假設9。

（二）中介效應檢驗

為了檢驗工作努力程度與合作的中介作用，對模型1、2、3、4分別進行了回歸。從模型3可以看出，女性的工作努力程度低于男性，但家里有入幼兒園前孩子（家庭負擔）的女性工作努力程度要高于男性，但都并不顯著，拒絕假設2。研究經(jīng)驗與工作努力程度負相關，即研究經(jīng)驗越豐富用于科研的時間越少。家庭負擔是影響工作努力程度的關鍵因素，家庭負擔越重，工作努力程度越低，且在0.05水平上顯著。家庭負擔對女性教師的工作努力程度的影響要小于男性教師，但并不顯著，拒絕假設4。教師社會角色認同越傾向于事業(yè)型，投入工作的時間越多，即工作努力程度越高，且在0.01水平上顯著，接受假設7。在合作方面，女性教師參與合作的比例低于男性教師，但這種差異并不顯著，拒絕假設10。研究經(jīng)驗越豐富，教師參與合作的比例越高，且在0.1水平上顯著。對男性而言，家庭負擔與合作負相關，但對女性而言，家庭負擔與合作正相關，也就是說當家庭負擔較重時，女性更傾向于通過合作來消除家庭負擔對科研產(chǎn)出帶來的負面影響，但都不顯著。在模型2中，家庭負擔對科研產(chǎn)出有顯著的消極影響（0.1水平上顯著），在模型3中，家庭負擔對工作努力程度也有顯著的消極影響（0.05水平上顯著），并且在模型1中，工作努力程度對科研產(chǎn)出的積極影響也顯著（0.1水平上顯著），而家庭負擔對科研產(chǎn)出的消極影響在模型1中并不顯著。根據(jù)巴倫和肯尼（Baron & Kenny，1986）對中介效應的分析方法，以及賈德和肯尼（Judd & Kenny，1981）對完全中介效應的定義，可以判定家庭負擔對科研產(chǎn)出的影響都是通過中介變量工作努力程度實現(xiàn)的，接受假設3。在模型3中社會角色認同對工作努力程度有顯著的積極影響（0.01水平上顯著），但在模型2中社會角色認同對科研產(chǎn)出的積極影響并不顯著，因此，工作努力程度并不是社會角色認同傾向影響高校教師科研產(chǎn)出的中介變量，拒絕假設8。由于女性教師和男性教師在科研合作以及科研產(chǎn)出方面并不存在顯著差異，因此，合作并不是性別影響教師科研產(chǎn)出的中介變量，拒絕假設11。

五、結論與建議

以某研究型大學教育學為例，基于性別歧視、家庭分工和時間配置、社會角色認同以及學術社會網(wǎng)絡理論分析高校教師科研產(chǎn)出的性別差異，發(fā)現(xiàn)該大學教育學教師科研產(chǎn)出存在一定的性別差異，但在該學科內(nèi)并不存在性別歧視。家庭負擔對教師的科研產(chǎn)出有顯著的消極影響，尤其是女性往往承擔更多的養(yǎng)育子女的責任，女性教師為了消除由于家庭負擔帶來的消極影響，投入比男性教師更多的時間用于科研，無形中加重了女性教師的工作負擔，帶來另一種形式的性別不平等，因此，需采取一定的措施來改善女性教師在高校中的生存狀態(tài)，尤其是處于生育最佳期的女性青年教師。另一方面，合作是影響科研產(chǎn)出的關鍵變量，科研合作在一定程度上能夠縮小性別差異，但女性教師參與合作的比例低于男性教師，因此，需多激勵女性教師參與科研合作。

1.為女性青年教師提供更多的發(fā)展機會

青年教師是高校發(fā)展的后續(xù)力量，能否有效提升青年教師的科研能力對提高高校整體的科研水平至關重要。科研產(chǎn)出的性別差異也主要存在于青年教師間，因此，為了縮小教師間科研生產(chǎn)力的性別差異，應注重女性青年教師的發(fā)展。對于低職稱的女性青年教師，應提供國內(nèi)做訪問學者或出國訪學的機會，鼓勵她們多參與和申請相關課題。此外，女性青年教師由于正處于最佳生育年齡，往往承擔著較重的家庭負擔，因此，對于有三歲前孩子的女性教師，在教學工作量和行政工作量上應予以減免，使得她們有更多的時間和精力放在科研工作上。

2.倡導女性教師在哺乳期后盡快平衡家庭與事業(yè)的關系

哺乳期的女性不可避免地承擔更多的家庭責任，甚至在哺乳期結束后，很長一段時間內(nèi)依然以家庭為主。因此，應鼓勵哺乳期后的女性教師盡快回到科研領域，盡快平衡家庭與事業(yè)的關系。在部分國家，為了鼓勵哺乳期后的女性教師積極參與科研，專門為這類女性教師設置資助金。如德國在《高等學校特殊綱領》中明確規(guī)定，養(yǎng)育假滿后，還會給予女性教師一定的重返工作崗位資助金。在澳大利亞的一些大學，為了鼓勵剛剛生育完孩子的女性教師重新回到工作崗位，也會對這部分女性教師提供一些補助。此外，哺乳期后的女性教師也應主動平衡家庭與事業(yè)的關系，逐漸以事業(yè)為重，從偏家庭型向偏事業(yè)型轉變。

3.為女性教師創(chuàng)造更多的參與科研合作的機會

參與科研合作有利于提升教師的科研能力和創(chuàng)新能力。在合作的過程中，教師們互相交流思想，共同探討研究問題，豐富了研究視角?？蒲泻献鬟€有利于促進教師之間資源的共享，尤其是跨學科的合作交流，有利于碰撞出知識的火花，提高教師的科研產(chǎn)出，但在以往的研究中發(fā)現(xiàn)，女性教師參與科研合作的比例較低?？蒲泻献髟诟咝＝處熆蒲猩a(chǎn)過程中十分頻繁。有合作伙伴比沒有合作伙伴的教師科研生產(chǎn)力要高，在女性教師身上表現(xiàn)得更加明顯。因此，應加強女性教師的科研合作意識，鼓勵女性教師多參與科研合作，并為女性教師參與科研合作創(chuàng)造更多的機會，從而提高她們的科研生產(chǎn)能力和生產(chǎn)水平。

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（責任編輯劉第紅）