曹 妍 唐珊珊 荀 淵

（華東師范大學高等教育研究所，上海 200062）

一、引言

21世紀以來，我國高等教育每年采取“基本支出加項目支出”的方式完成自上而下的經費劃撥，基本支出用于維持高校的正常運轉，項目支出則用于激勵和引導高校特定的發(fā)展方向。早期實施的“211工程”“985工程”“中央財政支持地方高校發(fā)展專項資金”等都屬于項目支出的一種方式。

最初，項目制并非以政府配置資源的形式存在于我國高等教育領域中，隨著我國政府職能的轉變及高校辦學自主權的擴大，項目制在高等教育領域不斷滲透，逐步成為政府對高校進行財政撥款和資源配置的重要方式，具有目標明確、靶向精準的特征（陳廷柱等，2021）。但項目制更是一種應對科層制失靈的處理機制（熊進，2016），作為一種新的有效補充方式，項目制能在短期內推進對科層制體系中的資源更為有效、靈活和針對性的流動，繼而提高效率（杜春林&張新文，2015）。

在項目制運作模式下，我國政府對高校撥款的項目支出克服了原有的“條塊”約束，在中央與地方多層級關系中能迅速實現高校的發(fā)展目標（鄭磊，等，2014）。政府以“招標”形式完成“發(fā)包”“拆包”和“打包”，再由高校申請和競標。在這種目標管理與過程控制下，高校自發(fā)形成效率最優(yōu)的資源配置方式以完成相應的發(fā)展目標。然而，長期來看，這種具有市場化特征的專項撥款方式與我國科層制形成“雙軌嵌套”，從而造成一定的“效率損失”。項目制這種特殊的資源配置方式被桎梏于政府與高校多層級的行政關系中，嚴格而繁雜的權力流轉過程實則強化了政府的控制權威（熊進，2019）。目前，我國高等教育學術與行政等領域幾乎全由項目制牽引，政府通過管控教育經費等資源，對高校進行更有效的管理（劉永亮&王瑛，2019）。此外，項目制的競爭機制和業(yè)績結果導向進一步激發(fā)了高校圍繞結果的組織與布局，致使發(fā)展目標與學術組織的特征和運行規(guī)律相背離（閻光才，2019）。

高校教師作為組織內部的行動者，既實施和執(zhí)行任務，也用其行動重新詮釋著項目制的激勵方式（熊進，2019）。項目制激勵背景下，項目愈發(fā)成為教師獲取各類資源的重要渠道之一，高校也不斷通過各類激勵、考核、晉升、配套等方式使不少教師“主動”或“被動”申請各類項目，繼而使自身在與其他高校競爭中占據優(yōu)勢地位，以獲得更多的政府支持。但項目制具有的功利性、效率化及工具理性等特點，使其對易量化、顯性類指標具有優(yōu)先偏好，而忽視了應該在內涵式和軟約束引導下的學術生態(tài)建設，這兩者間本來便存在內在的邏輯沖突，極易使高校內部的學術生態(tài)被異化（劉永亮&王瑛，2019）。當高校教師賴以生存和發(fā)展的空間越來越圍繞各類科研項目、人才項目等展開時，教師的學術價值觀和選擇也容易隨之變化，數量、效率和效益等逐步成為支配教師進行學術科研的主導價值觀，開展學術的實然目的逐漸流變?yōu)闈M足社會、學校和個人需要的重要手段（魏紅梅，2011）。當高校教師面對眾多項目、又要完成高指標的學術科研工作時，很可能會優(yōu)先偏好數量而將質量降至次一級地位。

進一步從不同學科的研究對象和知識特征出發(fā)，人文社會科學與自然科學的知識特征具有明顯差異。自然科學的研究對象是自然，是對客觀事物的觀察和探究，形成了普遍的、簡化的、價值無涉的知識。人文社科的研究對象則是人與自然、社會、文化產生的關系，其知識牽涉到人主觀的價值判斷（王赟，2021）。因此，在科研績效上，人文社科研究的發(fā)表質量通常見仁見智，很難采用統一通用的標準進行評價。此外，我國人文社科起步較晚，科研產出也相對較弱，創(chuàng)新程度與應用范圍相對偏低（徐超，2015）。同時也發(fā)現其與學校整體科研水平呈現出更為密切的關系（羅杭&郭珍，2014），人文社科研究效率水平的提升成為提高整體科研效率的關鍵問題。

中共中央、國務院印發(fā)的《深化新時代教育評價改革總體方案》作為我國深化教育評價體制改革的重要指導性文件，為我國未來的教育評價提供了理論指導方向。不同的財政撥款方式將有可能在頂層設計上產生不同的激勵效果，因此了解目前的撥款激勵方式如何在短期和中長期內影響教師科研產出的數量與質量，將有助于從財政撥款的角度與總方案相互協調和配合，進而對扭轉上個階段我國科研發(fā)展的“亞健康”和學術生態(tài)被異化的局面具有重要意義。

本研究基于2014至2018年36所“雙一流”建設高校獲得的基本支出與項目支出等財政撥款情況，結合這些高校5年內在國際科研產出上的數量和質量特征，集中探究以下問題：（1）平均到每個專任教師身上的基本支出和項目支出水平大致如何；（2）基本支出與項目支出在短期和中長期是否影響高校的科研發(fā)表，其中對教師發(fā)表數量與發(fā)表質量分別產生何種影響。

二、文獻綜述

（一）高?？蒲锌冃У南嚓P研究

不少學者綜合人力、物力和財力等科研投入與科技發(fā)表、專著、專利、成果轉化等科研產出，采用科學合理的方法構建科研績效的評估指標體系，試圖對不同高校的科研績效水平進行評價（袁振國，張男星&孫繼紅，2013；徐超，2015；陳靜漪，仲潔&宗曉華，2016），并結合相關的投入要素關注院校的科研效率（陸根書等，2005；蘇濤永&高琦，2012；胡詠梅&范文鳳，2014；羅杭&郭珍，2014；汪彥等，2018；陳雅琳&梁新潮，2020；劉天佐&許航，2018），對這些研究進行總結后，可歸納為以下幾點。

1. 各高?？蒲兴街鹉晏嵘?，但存在差異

科學研究水平的進步，使我國主要科研院校的科研水平得以大幅度提升（陳雅琳&梁新潮，2020）。陳靜漪，仲潔和宗曉華（2016）通過綜合2004—2012年校級的面板數據，考察了58所部屬院校的績效情況后發(fā)現：這58所部屬院校9年間的平均績效水平從0.962 7上升至1.032 3。而科研水平的差異既表現在校際層面也表現在區(qū)域層面，從校際層面看，部屬院校的基尼系數逐年下降，實力較強的高?？蒲锌冃г鲩L速度放緩，而實力較弱的高?？蒲锌冃暝鲩L率卻較高，形成你追我趕的趨勢。從區(qū)域層面看，東中西部地區(qū)的科研效率存在明顯差異，東部地區(qū)科研資源豐富，但利用效率偏低；西部地區(qū)科研效率則主要受制于科研投入總量不足；而中部地區(qū)這兩個問題均存在（劉天佐&許航，2018）。

2. 受技術管理與資源利用約束，高投入未必帶來高產出

高等教育投入是提升績效的重要動力。劉天佐和許航（2018）通過關注區(qū)域的教育投入力度發(fā)現，教育投資力度越大，分配至各層級高校的科研經費越多，越能有效調動高校教師及科研人員積極開展科研工作。然而，綜合考慮高校的投入與產出后，有關高?？蒲行试u價的研究普遍發(fā)現科研效率中的無效率問題，而影響效率的主要原因是高校內部資源分配的不合理（蘇濤永&高琦，2012；陳雅琳&梁新潮，2020；胡詠梅&范文鳳，2014；劉慧霞&v宗曉華，2019）。

由于高校具有多目標特征，人才培養(yǎng)和科研產出是高校完成資源分配首要考慮的兩個方向。部分研究結合高校綜合效率、教學效率和科研效率的評價指標，發(fā)現人才培養(yǎng)與高校整體績效具有更為密切的關系（李紅宇，曾孟夏&呂艷，2014）。羅杭和郭珍（2014）發(fā)現“985工程”高校的人才培養(yǎng)效率明顯高于科研效率，本科生培養(yǎng)效率高于研究生培養(yǎng)效率。

高校在投入結構上還可分為人力投入與經費投入。蘇濤永和高琦（2012）通過各省2004—2008年的面板數據，關注高?？萍纪度肱c勞動投入對各高校創(chuàng)新效率的貢獻。研究發(fā)現，高校創(chuàng)新科研互動具有明顯的智力密集型特征，而不具備投資驅動型特征，也即高校用于人員投入對科技創(chuàng)新的貢獻遠大于經費投入帶來的貢獻。劉慧霞和宗曉華（2019）通過對“雙一流”建設高校2010—2015年的面板數據分析，發(fā)現對專任教師的投入將顯著提高學?？蒲挟a出，單純增加科研經費而不加強教師隊伍建設，在科研產出量上將出現邊際遞減效應。汪彥等人（2018）利用上海市教委2012—2016年的數據，采用DEA-Tobit模型，同樣發(fā)現科研投入與科研產出具有“倒U型”的非線性關系。當科研投入過度增加時，對科研產出將具有抑制作用，而人力資本則對科研效率的提高具有積極推進作用。因此，研究認為科研創(chuàng)新提高的重要視角，應逐漸從增加投入轉向專業(yè)化的人力資本積累。

（二）高校教師薪酬激勵的相關研究

盡管有關高?？蒲行实难芯堪l(fā)現“人力投入”對科研效率具有積極意義，但相比教學與社會服務類工作，決定教師所獲激勵水平（主要為薪酬水平）高低與增長情況的仍為科研工作，一定程度上來說，激勵水平與教師的科研發(fā)表存在顯著相關（Kasten K L，1984）。由于高校教師的真實薪酬數據難以獲得，已有研究多以問卷調查方式獲得關于教師的薪酬數據，如張和平和沈紅（2019）基于“2014年中國大學教師”數據，選取4 512份樣本進行數據分析，發(fā)現教師的薪酬水平對其科研生產率具有顯著積極的正向作用。

也有研究提出不同觀點，有學者表示教師的科研成果并非通過以科研結果為導向的激勵制度約束或利誘出來的，更依賴教師發(fā)自內心對科研的興趣、在科研工作中取得的成就感、創(chuàng)新感等內在激勵。劉廣和虞華君（2019）基于703份高校教師有效問卷，根據路徑模型分析發(fā)現薪酬激勵直接對教師的科研結果績效產生消極影響。

事實上，高校教師的薪酬結構可分為基本激勵與項目激勵，多年來呈現出低基本激勵與高績效激勵的結構特征。已有研究通常關注教師的整體薪酬，較少將教師激勵中的基本激勵與績效激勵區(qū)分開來。同時已有研究集中關注教師激勵的結構（李沖，張麗&蘇永建，2016）、公平性（李濤，2011）等對整體工作績效（教學績效、科研績效和社會服務績效等）的影響，較少有研究進一步對科研績效中的產出數量與產出質量問題分別進行探討。

三、理論框架的建立

（一）組織行為管理的理論基礎

薪酬激勵問題在組織行為與人力資源管理領域一直備受關注，但行為主義學派與認知學派在相關理論上一直存在爭論。行為主義學派認為人類的行為可以通過績效報酬來引導，繼而對人的行為形成有效激勵，其中習得性勤奮理論則強調人類更偏好通過直覺、經驗、慣性等簡單的方式解決問題，此時給予一定的外部獎勵并不會削弱個體的內部動機，反而可能會調動他們的思維能力，繼而增加創(chuàng)新性行為發(fā)生的可能性（Eisenberger R，Pierce W D&Cameron J，1999）。與之對立的認知學派根據人類行為動機將行為分為自主導向與控制導向。自主導向下，個體更易受內在動機（主要依據自身目標和興趣）驅使，較少受外在獎勵的控制和影響?？刂茖蛳?，個體更易受外在動機（主要依據外部控制和約束）激勵，內部動機可能被削弱（Deci E L&Ryan RM，1985）。擠出效應理論認為，績效激勵將導致個體認知上的偏轉，繼而將報酬視為一種組織的控制手段，強化控制導向的外在動機，無形中降低追求挑戰(zhàn)和自我突破的內在動機，從而形成創(chuàng)新產出上的“擠出”。事實上，激勵過程中的內在動機和外在動機并非對立，一般的組織激勵恰恰是自主導向與控制導向的結合。Amabile（1993）提出的內外部動機協同理論便肯定了兩者間的積極作用，該理論認為，當個體的內在動機初始水平較高時，外在激勵因素將可能引發(fā)外在動機與內在動機協同結合，不僅不會破壞個體的自我決定感，還可能帶來高水平的員工滿意度和績效結果。

組織行為學的實證研究也證明了理論的合理性。對研發(fā)人員和科技人員來說，績效激勵未必能獲得相應的技術創(chuàng)新，高強度激勵與創(chuàng)新之間并非具有“投桃報李”式的關系（馬君&Van Dijk Dina，2013）。曾湘泉和周禹（2008）探究企業(yè)組織員工的薪酬與創(chuàng)新行為的關系時發(fā)現，隨著以薪酬激勵為主的外在激勵額度的增加，外在激勵對創(chuàng)新行為形成“倒U型”的非線性增長趨勢，在激勵額度較低時有助于促進創(chuàng)新行為，但激勵額度增加到一定水平后，外在激勵對創(chuàng)新行為存在抑制作用。馬君和劉婷（2015）進一步分析發(fā)現，高強度的激勵機制反而有可能造成研發(fā)人員內在需求的背離，以致創(chuàng)造力不但沒有被激活，反而被破壞。

（二）理論基礎的適用性

認知學派的擠出效應理論和內外部動機協同理論及馬君對“促進型任務”的推理為分析高校教師的激勵機制提供了適切的理論基礎。其一，項目制的激勵方式具有“結果導向”的類市場特征。項目制的運作過程近似于市場中企業(yè)招標和投標的競爭性方式（熊進，2019），為獲得較高的財政撥款，高校教師以項目目標為導向，這種激勵過程與企業(yè)組織中的激勵過程具有相似性。其二，高校教師的工作任務符合“促進型任務”特征（promotion-focused tasks，強調創(chuàng)新、冒險和熱情的任務，如開發(fā)、科研創(chuàng)新等）（馬君，2013）。結合馬君（2013）對從事“促進型任務”組織人員特征與高校教師職業(yè)特征的分析，高校教師所處的勞動力市場流動性低，內部行政層級較多，尋求組織尤其是學術共同體的認可是高校教師的“尋根需求”；受高校教師薪酬普遍偏低的現實因素影響，高校教師具有更為強烈需要被認同的“身份需求”，因此，完成績效是教師賴以生存的必要路徑。再次，高校教師的科研創(chuàng)新要求個體通過知識聯想、遷移與整合、思維的發(fā)散與收斂等方式打破原有的思維，形成原創(chuàng)、新穎且有價值的解決方案。因此，高校教師具有更強的“超越需求”，需要較高的工作成就動機與自主性，任何打破其內在工作價值的行為，都將可能對創(chuàng)造力的發(fā)揮產生破壞性影響。

在高等教育項目制的行動框架中，政府、高校、教師等主體構建并形成了高等教育財政撥款與項目撥款的高校教師薪酬“場域”。此場域下，結合組織行為管理學的相關理論，研究框架圖如圖1所示。由于當前高校教師的薪酬激勵主要由崗位工資、薪級工資、績效工資與津貼福利4大塊構成，其中基本激勵（崗位工資和薪級工資）主要由國家財政決定和撥款支付，在整個薪酬結構中占比偏低，約25%左右（徐稷等，2016），剩余75%的績效激勵（績效工資和津貼福利）則由高校自主確定，通常與高校的事業(yè)收入部分有關，績效激勵與教師的工作績效密切掛鉤，可浮動范圍較大。較低的基本激勵部分滿足了學者部分的需要，實現了基本激勵的目標，較高的績效激勵部分則需要更多地通過獲取項目等控制取向實現績效激勵。根據認知學派的自我決定理論，教師從事科研活動的自主取向減少將降低教師開展研究的內在動機，為滿足自身需求，教師將更多地采取“見好就收、落袋為安”的策略減弱自身的超越需求，放棄高風險、高質量的長期研究，更多選擇短期有助于獲得績效激勵的研究，形成重產出數量而不重質量的研究策略。與此同時，由于績效工資是教師賴以生存的重要來源，囿于高校低流動性的勞動力市場和相對封閉的學術共同體圈層，高校教師需要通過績效來達成自身“身份”的認同，并通過各方面的表現獲得高校組織內部的認同。因此，身份認同需求將驅動教師兼顧研究數量和質量，而組織認同的迫切需要也將致使教師采取規(guī)避風險的策略，通過短期快速完成績效任務證明自己在組織中的地位和價值，綜上，教師形成自身內部動機和外部動機間的互動。在低基本激勵、高績效激勵的基本條件下，高校教師的激勵究竟是在自我決定理論下導致擠出效應，還是產生了內外部動機的協同作用？為此，研究提出如下假設，以驗證內外部動機協同理論和擠出效應理論的發(fā)生。

圖1 研究理論框架圖

1. 自主導向的基本激勵有助于顯著提高科研產出數量和質量，在中長期發(fā)展中具有積極作用。

2. 基本激勵與項目激勵配合時，科研產出數量和質量將有所下降，導致基本激勵水平的擠出，滿足擠出效應理論特征。

3. 控制導向的績效激勵更多帶來短期科研產出數量的提高，對中長期科研產出的激勵作用有限。

4. 項目激勵與基本激勵配合時，科研產出數量和質量將有所提高，有助于兩者間相互協調，滿足內外部動機協同理論。

（三）理論框架的建立

基于以上高校教師薪酬激勵與組織員工薪酬激勵的相似性和差異性分析，本研究以組織行為學理論為基礎，結合“項目制”的場域特征，重新構建適合高校教師薪酬的理論框架，如圖1。面對高校給予的激勵及項目制影響，不同教師對激勵的感知程度與后續(xù)選擇存在差異。有的教師更關注外部激勵，并形成控制取向為主的科研工作導向，外部激勵雖是一種激勵與推動，但也可能變成控制與壓迫，此時教師的外部動機更強，內部動機較弱，后續(xù)更傾向開展短期的科研行為，同比更關注產出數量。而有的教師面對一定的外部激勵時，源于自我的內部動機仍能發(fā)揮較大作用，形成以自主取向為主的科研工作導向，此時教師可能更愿意樹立長遠目標并開展長期的科研行為，更關注產出質量。

四、研究設計與假設

（一）概念界定

激勵最早出現在企業(yè)組織對員工管理的各種活動中，是為提高員工的工作效率、激發(fā)其內在動機，繼而達到組織期望目標的一種行為。結合認知學派對人類行為動機（自主導向與控制導向）的劃分及目前我國高校財政撥款的基本特征，本研究將更多指向自主導向、以滿足教師基本生活需要的基本支出的撥款方式定義為基本激勵；將在項目制背景下，更多指向控制導向的高等教育撥款方式的激勵機制定義為項目激勵。

高校的支出按功能主要分為一般公共服務類支出、高等教育支出、科學技術支出、文化體育和傳媒支出、社會保障與就業(yè)支出等，其中高等教育支出和科學技術支出是主要的兩個部分。支出按撥款方式的不同分為基本支出與項目支出兩類，基本支出主要由國家財政撥款支付，集中用于人員支出與公用支出兩個部分（多數高校在決算報告中并未單列人員支出和公用支出，繼而無法獲得高校用于人員支出的具體數據），體現高校運行的基本人力資本和辦學需要。為此，研究選取高校財政撥款基本支出中的高等教育支出和科學技術支出用作基本激勵的代理變量。而項目支出主要用于完成特定的教育或科研工作任務及發(fā)展目標，在推進科研產出過程中具有靈活直接的效果，因此在扣除用于高等教育與科學技術研究的基本建設資金的基礎上，將用于高等教育和科學技術的項目支出作為項目激勵的主要變量。師均激勵水平則進一步將用于高等教育和科學技術的基本支出和項目支出分別除以高校專任教師數。

（二）數據來源

本研究的因變量主要通過科研產出數量與產出質量來衡量教師的國際科研產出情況。在科研產出數量上，包括36所“雙一流”建設高校2014—2018年間國外SSCI論文發(fā)表數；在科研產出質量上，研究選取前二區(qū)SSCI期刊論文發(fā)表的數量，數據來源詳見表1。

表1 數據來源

（三）數據處理與研究模型

研究的因變量主要關注科研產出，分別采用SSCI發(fā)表量的對數和前二區(qū)SSCI發(fā)表量作為因變量。核心自變量分別為基本激勵basisst-1和項目激勵projectst-1?？紤]到教師薪酬激勵對科研產出存在滯后性，研究關注短期效應時將相關自變量采用滯后1期的方式進行處理，衡量基本激勵和項目激勵在后一年對科研產出的激勵效果；關注中長期效應則將相關自變量一次采用滯后1期、滯后2期和滯后3期的方式，衡量基本激勵和項目激勵對后1年、后2年和后3年可能對科研產出帶來的激勵效果。此外，研究還分別將滯后1期的在校生數對數和專任教師數對數作為控制變量。

具體構造模型如公式（1）—（6）所示，（1）—（3）表示短期效應，（4）—（6）表示中長期效應。其中，output代表高校教師SSCI科研產出數量和產出質量；下標s表示“雙一流”建設高校，t表示年份；面板數據模型加入不隨時間變化的院校效應μs， 及隨機擾動項εst。為更清晰地表現不同激勵方式間的互動關系，研究采用基本激勵和項目激勵的交互項形式（如basisst-1*projectst-1），將基本激勵和項目激勵產生的科研貢獻分解為直接效應與調節(jié)效應，進而與理論相呼應，在中長期效應的研究中也沿用相同思路進行交互項分析。

短期效應公式：

分解公式：

長期效應公式：

分解公式：

同時，本文提出以下研究假設：

H1：從短期來看，高?；炯顚處熆蒲邪l(fā)表數量和質量上均具有積極作用，且具有積極的直接效應，與項目激勵相互配合時產生積極的調節(jié)效應；

H2：從短期來看，高校項目激勵對教師科研發(fā)表數量的增加具有積極作用，但其直接效應不顯著，與基本激勵相互配合時產生積極調節(jié)效應；但在科研發(fā)表質量上具有消極的擠出作用，與基本激勵的調節(jié)效應不明顯；

H3：從中長期來看，高校基本激勵對教師科研發(fā)表數量的增加具有積極作用，且具有積極的直接效應，與基本激勵的調節(jié)效應不明顯；但在科研發(fā)表質量上具有消極的擠出作用，直接效應與基本激勵的調節(jié)效應均不明顯；

H4：從中長期來看，高校項目激勵對教師科研發(fā)表數量和質量的增加均具有消極的擠出作用，該作用多表現為直接效應，且與基本激勵的調節(jié)效應均不顯著。

（四）描述性統計

研究中主要涉及的變量及對應的描述性統計數據如表2。首先，就教師的SSCI論文發(fā)表數量來說，其均值為240.69篇，遠高于在前二區(qū)上發(fā)表SSCI論文數量的均值44.92篇，說明相比于科研產出數量，教師在科研產出質量上還有較大的提升空間。其次，就師均基本支出與師均項目支出而言，前者的均值為43.03萬/人，低于后者71.65萬/人的均值，說明當前對教師的基本支出力度相比項目支出稍有不足。在校生數平均為54 327人左右，而各高校專任教師數平均在2 703人左右。

表2 各變量的描述性統計

研究進一步給出不同年份相關變量的描述性分析和檢驗結果，具體結果如表3?？傮w來看，2014—2018年各高校SSCI發(fā)表量和前二區(qū)SSCI發(fā)表量均呈明顯的逐年增長趨勢，其中SSCI發(fā)表量的增長幅度更為明顯，均值從2014年的167.88篇增至2018年的399.03篇。前二區(qū)SSCI論文發(fā)表量的年增長趨勢相對較緩。此外，從財政激勵上來看，師均基本支出和師均項目支出也都呈逐年遞增趨勢，但師均項目支出的增長幅度更顯著，其均值從2014年的63.63萬/人增至2018年的85.14萬/人。

表3 各年度描述性統計和檢驗（2014—2018）

五、實證研究結果

各高校所處地位或聲譽將直接影響高校所獲財政撥款額度及其科研產出水平。2014—2018年5年時間跨度的數據有助于將與院校聲譽或地位有關的不隨時間變化的因素加以控制或固定，進而糾正因不可觀測的院校聲譽可能帶來的內生性問題。為更嚴謹地控制相關因素，研究根據基本回歸方程分別采用固定效應模型和隨機效應模型進行分析，并通過豪斯曼檢驗（Hausman test）來確定適切的研究方法。表4給出了相應的回歸結果和檢驗結果。如表4所示，采用兩種不同的方法將可能帶來估計上的差異，而豪斯曼檢驗結果表明固定效應模型更為適切。

表4 固定效應模型與隨機效應模型的估計差異及豪斯曼檢驗

（一）不同激勵機制的短期效應

研究首先以滯后1期的師均基本支出和師均項目支出為核心變量，分別關注基本激勵和項目激勵對下一年SSCI發(fā)表數量和質量的影響。為更清晰了解兩種激勵機制間的協同或互動關系，研究分別引入交互項將不同激勵機制的作用分解為直接效應與調節(jié)效應。表5給出SSCI發(fā)表量對數的回歸估計結果，表中R方較高，不同模型對因變量方差變異的貢獻均在50%以上，其中模型5將基本激勵和項目激勵同時引入方程后，對因變量方差變異的解釋力度高達76.9%，且單獨加入師均基本支出的R方大于單獨加入師均項目支出的R方，說明基本激勵對SSCI發(fā)表數量的解釋力高于項目激勵。

表5 不同激勵機制對教師SSCI科研產出數量的短期影響估計結果

具體來看，師均基本支出對教師下一年的SSCI論文產出具有顯著的積極作用。模型1中，師均基本支出的系數為0.057 7，在1%的顯著性水平上具有統計意義，表明對每位專任教師的基本支出每增加1萬元，其SSCI論文產出也將顯著增加5.77%。模型2中，師均基本支出進一步被分解為直接效應與調節(jié)效應，師均基本支出直接效應的系數為0.052 4，在1%的顯著性水平上具有統計意義，說明對每位專任教師的基本支出每多增加1萬元，其下一年的SSCI論文產出將顯著增加5.24%。而綜合基本支出與項目支出后，兩者具有微弱且積極的協同作用，其系數為0.000 048，表明對每位專任教師的項目支出每增加1萬元，基本支出效果將得以微弱提升，提升比例為0.004 8%。

從師均項目支出來看，其對教師下一年的SSCI論文產出同樣具有顯著的積極作用，但其邊際效應明顯小于師均基本支出。模型3中，師均項目支出的系數為0.006 65，在1%的顯著性水平上具有統計意義，表明對每位專任教師的項目支出每增加1萬元，其下一年的SSCI論文發(fā)表量將顯著增加0.665%。模型4中，師均項目支出同樣被分解為直接效應與調節(jié)效應，結果表明，項目支出的直接效應為負數且不顯著，說明控制基本支出后，項目支出不僅無法單獨促進教師科研產出的增加，甚至還可能帶來科研產出的擠出效應。但綜合兩者后的系數為0.000 31，且在5%的顯著性水平上具有統計意義，表明隨著基本支出的增加，項目支出的積極效用逐步體現，對每位專任教師的項目支出每增加1萬元，SSCI論文產出也將增加0.031%。

當師均基本支出與師均項目支出同時被引入方程時，兩者對教師下一年的SSCI論文產出具有顯著的積極作用。模型5中，師均基本支出和師均項目支出的系數分別為0.054 2和0.003 89，兩者均在1%的顯著性水平上具有統計意義，從邊際效果來看，基本支出的積極效果依然顯著高于項目支出。

研究結論證實了自我決定理論和內外動機協同理論，由于基本激勵對教師更具保障性作用且沒有較大的外部控制導向，高校教師更易受內部動機影響，繼而在科研工作上具有更優(yōu)表現。而項目激勵作用的發(fā)揮也需得益于與基本激勵的協同部分，說明控制導向的激勵方式只能在與自主導向相結合的情況下產生積極作用，而單獨采用項目激勵的方式對SSCI科研產出數量沒有明顯的激勵效果。

研究進一步對激勵高水平（前二區(qū)）SSCI的發(fā)表機制進行類似分析。表6中，與SSCI產出數量相比，關注質量后模型的R方則明顯降低，其中僅關注師均基本支出時的R方為0.072 9，僅關注師均項目支出時的R方為0.189 3，兩者同時引入回歸時的R方為0.250 5，說明項目激勵機制對發(fā)表質量方差變異的解釋力度大于基本激勵，而兩者同時引入的解釋力度也僅為因變量方差變異的四分之一，說明激勵因素只是影響科研質量的部分因素。

表6 不同激勵機制對教師SSCI科研產出質量的短期影響估計結果

然而，較低的R方并不影響兩種激勵機制對科研產出質量短期效應的估計結果，就基本激勵而言，模型1中師均基本支出的系數為1.009，在5%的顯著性水平上具有統計學意義，表明對每位專任教師的基本支出每增加1萬元，其在前二區(qū)上的SSCI論文發(fā)表也將增加1.009篇。模型2中，師均基本支出進一步被分解為直接效應與調節(jié)效應，師均基本支出的系數為2.088，表明對教師在前二區(qū)上的SSCI論文發(fā)表同樣具有積極作用。綜合兩者之后，基本支出和項目支出產生了顯著的負向調節(jié)效應，說明當基本支出水平一定時，項目支出的增加將帶來基本支出效果的減弱或擠出，對每位專任教師的項目支出每增加1萬元，此時基本支出將使教師的高質量SSCI論文產出減少0.011篇。

另一方面，師均項目支出與高質量科研產出呈顯著的負相關關系。模型3中，其系數為-0.482，在1%的顯著性水平上具有統計學意義，表明對每位專任教師的項目支出每增加1萬元，其在前二區(qū)上的SSCI論文發(fā)表將減少0.482篇。模型4中，通過對兩者進一步分解，發(fā)現這種負相關更多地體現在項目支出的直接效應中，其系數為-0.662，而基本支出相協同的效應部分并沒有產生顯著效果。

當兩者同時存在時，師均基本支出與師均項目支出的系數分別為1.270和-0.519，從邊際效果上來看，基本支出對教師的高質量科研產出會帶來積極作用，而項目支出則相反。該研究結果充分支持了自我決定理論中的擠出效應理論，這意味著在探究高質量科研活動時，依賴于自主取向的基本激勵有助于通過提高內部動機來促進高質量科研活動成果產出的增加，而采用控制導向為主的項目激勵則不僅無法增加高質量的科研成果，反而有可能減少高質量的科研成果。原因可能是學者迫于滿足尋根需求而放棄超越需求，從而在策略上選擇更為保守的方式達成績效要求。此外，項目激勵還難以發(fā)揮數量上存在的調節(jié)效應，特別是在我國教師薪酬中績效比例較高的情況下，增加的基本支出部分難以促成科研水平的顯著提高。

（二）不同激勵機制的中長期效應

研究進一步引入滯后1期、2期、3期的師均基本支出與師均項目支出，并關注其對教師SSCI論文發(fā)表數量和發(fā)表質量的中長期影響。

如表7，滯后3期后的R方估計表明，滯后3期能對科研產出數量和質量提供更為全面的解釋。其中，同時引入滯后3期的師均基本支出和師均項目支出，將使得自變量解釋科研產出數量（SSCI數量對數）的方差變異增加到94.4%，解釋高質量科研產出的方差變異增加到60.8%。

表7 不同激勵機制對教師SSCI科研產出數量與質量的中長期影響估計結果

從對教師SSCI論文發(fā)表數量的影響來看，模型1中，師均基本支出在滯后2年和滯后3年后的系數分別為0.028和0.034 8，均在1%的顯著性水平上具有統計學意義，這說明高校增加對專任教師的基本支出有助于顯著增加他們在第2年和第3年的SSCI論文發(fā)表數量。模型2中，進一步對滯后3年的基本支出進行分解，結果表明基本支出的直接效應不顯著。調節(jié)效應模型3中，進一步對滯后3年的項目支出進行分解，結果表明，滯后3年的項目支出具有顯著與科研產出負相關的直接效應（5%的顯著性水平下），對每位專任教師的項目支出每增加1萬元，其3年后的SSCI論文發(fā)表數量將顯著降低1.48%，這表明了項目激勵對科研成果的擠出；同時也發(fā)現了師均項目支出與師均基本支出間存在顯著但微弱的調節(jié)效應，說明隨著滯后3年基本支出水平的提高，項目支出對教師SSCI論文發(fā)表數量具有微弱的促進作用，從而使擠出效應有所緩解。

高水平科研產出的長期效應則具有不同的特征（模型4—模型6）。如模型4所示，師均基本支出與后2年和后3年的高質量科研產出具有顯著的負相關關系，系數分別為-2.172和-3.818，均在10%的顯著性水平上具有統計學意義，這說明對每位專任教師的基本支出每增加1萬元，其在2年和3年后的高水平SSCI論文發(fā)表將有可能分別減少2.172篇和3.818篇。從進一步的分解結果來看（模型5），基本支出對教師3年后高水平SSCI論文產出帶來的負面影響主要來自于直接效應，與項目支出間沒有構成調節(jié)效應。相反，項目支出總體上對教師高水平SSCI的論文發(fā)表沒有顯著影響，但是分解結果卻表現出顯著的單獨促進效應和負向的調節(jié)效應，這說明項目支出的增加有助于教師3年后高水平SSCI論文產出的顯著增加，但基本支出的增加反而有可能造成這部分激勵效果的減弱。筆者推測，這一結果與目前實際基本激勵和項目激勵間的比例扭曲具有一定的關系，由于基本激勵比例過低，導致自主取向部分在推動教師發(fā)表高水平論文上的作用難以發(fā)揮，從而形成明顯的擠出效應，而較高比例的項目激勵則有可能通過滿足教師身份上的認同繼而實現發(fā)表高水平SSCI論文的激勵目標。

六、結論與政策建議

（一）研究結論

研究集中關注不同教師激勵機制形成的財政撥款機制對科研產出帶來的差異化作用，此外，研究通過交互項形式，集中關注基本激勵和項目激勵兩者間的調節(jié)效應并分析，從而與理論相呼應。

第一，基本激勵的增加能在短期內顯著推動SSCI科研產出的數量和質量，但對中長期高水平科研產出存在擠出效應。通過提高教師基本薪酬而形成的來自中央財政的基本支出能顯著促進下一年SSCI科研產出及高質量SSCI科研產出的增加，與項目激勵的方式相比，基本激勵對科研產出的貢獻更具解釋力。進一步分解基本支出的激勵機制后，對教師的基本激勵本身具有顯著的直接效應，輔之以項目激勵后，對SSCI產出數量的推動具有積極的調節(jié)效應，但對高水平SSCI發(fā)表則具有負向的擠出效應；而從中長期來看，基本激勵對SSCI產出數量的積極效應在2～3年后依然存在，但對2～3年后高質量科研發(fā)表數量的積極效應卻難以維持，而且對3年后高質量科研發(fā)表量還具有顯著負相關的擠出效應。從分解的結果來看，以上效應均來自基本激勵本身，與項目間的調節(jié)效應均不具有顯著性。

第二，項目激勵在短期對科研產出數量的增加具有較弱的積極效應，對科研質量具有負向的擠出效應，對長期的科研數量和科研質量無顯著影響。通過項目支出形成的教師激勵對促進下一年科研數量增加具有顯著的積極作用，但其邊際效應遠低于基本支出的激勵方式，對科研推動的解釋力也相對較弱。進一步分解項目支出的內部機制后，未發(fā)現項目支出對科研產出形成單獨的推動作用，而與項目支出相協同的基本支出則具有顯著的積極調節(jié)效應。此外，項目激勵對下一年高水平SSCI發(fā)表具有顯著的負向擠出效應，且更多地表現為直接效應，與基本激勵協同部分不具有顯著影響。項目支出對2～3年后的中長期效應作用更微弱，且對中長期高水平SSCI發(fā)表仍存在負向擠出效應。

（二）政策建議

研究回應了認知學派Deci的自我決定理論和Amabile的內外動機協同理論。研究發(fā)現，與項目激勵方式相比，基本激勵對科研產出的貢獻具有絕對優(yōu)勢，說明在高?？蒲蓄I域中強化自我取向的重要價值。由于基本激勵對教師具有保障生活的作用且沒有較大的外部控制導向，教師更容易受到內部動機的影響，繼而在科研工作上具有更好的表現。反過來，研究結論也證明控制導向的項目激勵方式帶來的邊際效果并不具有高效率。就我國高等教育項目制的基本財政場域來說，較高比例的項目支出和較低比例的基本支出將弱化自我取向，從而形成因控制導向過強所形成的負向擠出效應。研究結果表明類似的負向擠出更多表現在對高水平SSCI發(fā)表的激勵上（短期乃至中長期），在基本支出積極效應的基礎上輔之以項目激勵的調節(jié)效應，乃至項目激勵的直接效應均有所表現。而內外部動機協同理論則更多地表現在SSCI科研發(fā)表數量的短期激勵上。在基本激勵對科研數量推動具有較大解釋力的同時，輔之以項目激勵將進一步促進基本激勵對科研數量的積極影響?？梢婍椖考钭饔玫陌l(fā)揮也得益于基本激勵的協同作用，說明控制導向的激勵方式只能在與自主導向相結合的情況下產生積極作用。

當前，高校更偏好通過項目激勵激發(fā)教師的動機與積極性，但項目制的周期往往較短，教師需要在較短時間內完成一定的科研任務。由于時間、精力有限，且不少教師還面臨一定的外部生存與考核晉升壓力，高校重視以項目激勵的方式可能對激發(fā)教師的外部動機具有一定的作用，但好的科研成果更需要源自內部的動機與興趣，才能使正常的科研行為長久維持下去。而基本激勵具有的維持教師基本生活的作用，有利于穩(wěn)固教師內部動機、解決其對基本生活的后顧之憂，繼而更安心投入科研。研究結果表明，基本激勵在多方面具有比項目激勵更優(yōu)的效果，當前高校紛紛重視項目激勵的方式有待反思，據此，本研究提出以下政策建議。

第一，調整“雙一流”建設高校的成本分擔模式，放寬學費收費標準，提高教師待遇和地位。為保障高校教師待遇和地位，必然要增加高校整體的經費收入數額，同時進一步拓寬收入來源渠道，而增加基本支出規(guī)模將對政府提出更高的財政要求。21世紀以來，伴隨我國經濟發(fā)展和通貨膨脹，生均培養(yǎng)成本持續(xù)增加，但我國普通高校學費標準一直處于相對穩(wěn)定的狀態(tài)，整體沒有大幅上漲，家庭和社會的成本分擔比例逐年下降。為此，研究建議調整“雙一流”建設高校的成本分擔模式，在適度縮小“雙一流”建設高校直接撥款的基礎上，放寬“雙一流”建設高校對本科生的學費收費標準。通過推動學分制收費改革等形式，拓寬高校的財政收入來源，將學費增加帶來的收入用于補充人員支出上的不足，全面改善高校教師的薪酬福利，同時將對學生的教育收費與對教師的激勵結合起來，最終實現提高教師開展教學工作積極性與提高教師待遇的結果。成本分擔方案可參考卡諾伊對不同高校、學科和專業(yè)采取分類的方案：對私人收益較高、社會收益較低的專業(yè)采取“低直接撥款+高學費收費+高貧困學生資助”的財政分擔模式；對私人收益較低、社會收益較高的專業(yè)給予高水平的直接政府撥款，采取“高直接撥款+低學費收費”的模式（Carnoy M，2006）。

當然，“雙一流”建設強調效率的同時仍需兼顧群體的入學機會公平，因此放寬收費標準的同時，可通過對“雙一流”建設高校貧困或農村學生的減免政策，實現對弱勢群體的補償。可考慮對這個群體的費用實現全覆蓋，加大對弱勢群體的傾斜力度。

第二，弱化項目制與教師生存發(fā)展的關系，逐步建立以常規(guī)撥款為主、項目撥款為輔的高等教育財政撥款制度。研究發(fā)現，增加基本激勵對提升教師的科研產出數量和產出質量都具有積極作用，但在當前的項目激勵機制與考核機制下，與穩(wěn)固教師內部動機關系更密切的基本激勵偏低，而與外部動機更密切的項目激勵相對更高。根據自我決定理論，有的教師面對壓力和目標時更容易形成控制導向，較高的外部項目激勵對其更是一種約束，教師在完成工作過程中容易出現不得不做的狀態(tài)，“理性”選擇策略使他們優(yōu)先關注短平快的科研產出數量，而需要花更長周期的高質量研究則成為次要選擇。

圍繞目前我國高校開展人才培養(yǎng)和科學研究這兩個關鍵性目標，研究建議轉變原有的競爭性經費投入機制，適當削弱項目激勵與教師生存發(fā)展的關系，逐步建立“常規(guī)撥款為主，項目撥款為輔”的高等教育財政撥款制度。學者馬君通過模擬研究發(fā)現，對創(chuàng)造性較強的機構而言，基本支出和項目支出的比例應保持在7:3較為合理（馬君&Van Dijk Dina，2013）。因此在保證總支出不發(fā)生較大變動的情況下，可適當減少項目支出比例，增加對高校的基本支出比例。繼而使高校用于人員支出的空間進一步擴大，教師的基本激勵水平也能得到相應的提升與改善。

第三，項目撥款中探索以人才培養(yǎng)的增值結果為導向的項目撥款機制。讓高校回歸人才培養(yǎng)從根本上也能通過財政撥款的方式加以激勵，可參考國際高等教育撥款方式，對人才培養(yǎng)的有效性增值結果加以調整。通過探究高校在人才培養(yǎng)中的實際增值和實際貢獻，選取有效的增值性指標作為撥款公式的重要組成部分，在項目撥款中更強調人才培養(yǎng)增值結果的重要性。將人才培養(yǎng)的增值結果導向與對教師的基本激勵有效結合，提高教師從事教學等人才培養(yǎng)活動的積極性。此外，采用“增值”的撥款邏輯更有助于“抹平”各“雙一流”建設高校間本身的優(yōu)劣勢，激勵不同“雙一流”建設高校對人才培養(yǎng)的重視，改善校際間以及教師激勵水平的差異等級化局面。