文科长江学者特聘教授晋升与学术绩效间的关系研究

王 帆

（中国人民大学人才工作领导小组办公室/中国人力资本审计研究所，北京100872）

以第一部电影为基础的续集一般不如第一部好，第二次去同一家不错的餐厅往往感觉没有第一次去时那么令人满意。同样的，员工的表现会在晋升之后有所下降，直到被提拔到他们不能胜任的职位上，这就是彼得原理（Peter Principle）[1]。很多经典文献也验证了这一原理，如：梅多夫（Medoff）和亚伯拉罕（Abraham）指出，员工在一个职位上工作的时间越长，他的主观评估分数越低[2]；拉齐尔（Lazear）发现工作任期与工资水平的回归系数是负值[3]；贝克（Baker）等在研究中也重复了这一发现，指出薪酬和奖金随着任期的增长而下降[4]。

多数已有研究的重点在于检验工作表现对薪酬或者职业发展的影响，但都面临难以找到个人生产率数据的困难[5]。对于大学教师的研究能够规避这一问题，由于学术职业特点，大学教师的人力资本具有特殊性，其中研究技能是一种比教学和服务技能更为通用的形式，是3种技能中最具市场性的技能，因此可以用科研论文来代表个人绩效[6]。如李大玲等对2009年前环境学科领域的长江学者、“百人计划”、国家自然科学杰出青年基金入选者参与发表的所有SCI论文进行分析，发现这些高层次人才大部分已成长为学术团队核心，他们作为第一作者或通讯作者的人均发文量均符合正态分布，发表高影响因子论文呈逐年升高趋势[7]。陈代还等以中国首批“青年千人计划”143位海归科学家为研究对象，分析他们从博士毕业至2013年间发表的SCI论文数据，发现国际合作网络对海归科学家的科学产出具有显著影响，国内关系纽带对海归科学家科学产出的作用呈“倒U型”曲线[8]。

对于入选人才计划或获奖等“晋升”后的绩效则有着不同的研究发现。如李兰、哈巍[9]利用从中科院统计年鉴获得的81个研究所1993—2004年的面板数据，评估“百人计划”对中科院科研生产力的影响，发现“百人计划”显著提升了中科院各研究所国际学术论文发表的数量和质量，但对于国内发表论文不存在显著影响[9]。博尔哈斯（Borjas）和多兰（Doran）发现，获得菲尔兹奖的数学家在获奖之后发表的论文成果呈现明显的下降趋势，其原因是菲尔兹奖获得者致力于拓展某个领域的研究，将更多的精力置于探索未知世界[10]。研究者在生命科学领域[11]也有与博尔哈斯（Borjas）和多兰（Doran）类似的发现。

研究以人文社会科学领域长江学者特聘教授为代表，探讨绩效与晋升的关联。与内部劳动力市场研究对象不同，研究以不同高校的卓越群体为样本，有利于比较个人不同阶段的绩效和事业模式，追踪其职业生涯。

一、长江学者特聘教授概况

“长江学者奖励计划”是由教育部与香港李嘉诚基金会于1998年共同筹资、合作设立的跨世纪高层次创造性人才计划，是目前高等教育领域最高层次的人才项目。2004年，为落实中央关于哲学社会科学与自然科学并重的方针，“长江学者奖励计划”实施范围扩大到人文社会科学领域。截至2015年底，人文社会科学领域共聘任268位长江学者特聘教授，其中205人目前所在高校为“985工程”大学，占76.5%；250人所在高校为“211工程”大学，占93.3%[12]。这两类大学建设得到国家和所在地区的大力支持，汇聚了一批高水平团队，是建设世界一流大学和一流学科的主体。

表1显示了研究样本的基本信息。268位特聘教授中，平均工作年限为27.58年；获得博士学位的共有247人，占总人数的92.2%；获得博士学位的平均年龄是34.2岁。以本科毕业时间为起点①，晋升教授的平均年限为14.8年。样本中的长江学者平均共发表论文115.04篇，平均每人每年发表近4篇论文，最多者平均每年发表论文数量将近18篇。

表1 人文社会科学长江学者特聘教授描述统计结果

在流动频次方面，268名特聘教授中有245人进行了535次机构变动，平均每人变动近2次。其中，受聘特聘教授前共有489人次机构变动，占总流动次数的91.4%（见图1）。研究把流动分为向上流动和向下流动，其中，向上流动指的是调动到一个更好的大学，向下流动指调到一个较差的大学。总体而言，在职业生涯的第一个阶段，长江学者们一般是在知名度不那么高的机构工作。例如，样本人群的11.6%最初在排名21～50位的大学工作，流动一次之后，样本人群中仅剩4.5%的人仍在排名21～50位的学校工作。而这种向上流动的趋势在各类高校中是一致的，即以向上流动为主。

图1 人文社会科学长江学者特聘教授流动状况

二、晋升

晋升是高校主要的激励方式，工资上涨和社会声誉的提升都是晋升的副产品。晋升者之所以得到晋升，很大程度上是因为他们匹配了学校声誉，达到了规定要求。

（一）理论模型

法利亚（Faria）等提出了晋升理论模型[13]，分析在给定特征下晋升的可能性。这些因素包括发表的论文数、工作经历、所在高校层次及其他个人特征。

该模型构建的基础是：学术机构为保持或提高其声誉，需要将外部聘用和内部晋升相结合。则该机构的目标函数为：

在该公式里，一个机构聘用新的教师，晋升的规则应提高或至少维持该机构的声誉。因此，对教师的晋升可以被认为是该机构对其未来声誉的投资。考虑到教师需要时间来实现晋升，该公式一般存在滞后关系。

等式（4）中最后两项不受 P（t）（t＞0）的影响。针对P（t）的收益，为使最大化，可以得到：

一阶条件（5）决定均衡，同时也揭示了决定晋升的因素。为了更好地解释这一影响，假设其中0＜a＜1，由此等式（5）变为：

由等式（6）可看出，如果在学术期刊上发表的论文数A增加，那么晋升的可能性也会随之提高。个人特征，如男性或毕业于名校等，被认为是积极的特点，用Z进行描述，这些因素会增加晋升的可能性。而消极的个人特征用X表示，这会降低晋升的可能性。根据等式（6），如果A或Z等于0，那么P*就为0。这一结果表明，寻求晋升的候选人倘若缺乏可以提升机构声誉的特质，那么他就得不到相应的机会。

在该模型中，薪酬高的教师获得晋升的可能性更小（即w对P*的影响是消极的）。类似地，考虑到高职称教师的薪酬占机构预算的大部分，w的增加使得P*降低（即用来晋升教师的资源变少了）。

所在高校层次也会对晋升过程产生重要影响。相比层次较低的高校，排名靠前的高校晋升要求更加严格，晋升所需的时间更久，这一点由r对P*的消极影响可以看出。而更加严苛的规则，如要求候选人在给定的顶级学术期刊上发表论文，使得晋升变得更加困难，这一点体现在σ与P*的负相关上。此外，由于T对P*的影响是消极的，若高校对晋升的时间要求更长，那么教师晋升的可能性就更低。

（二）实证分析

按照教育部学位中心2012年全国学科排名结果，将样本高校分为6类：排名前5位的高校，排名第6～10位的高校，排名第11～20位的高校，排名第21～50位的高校，排名第51～100位的高校，其他高校。为了探讨论文发表的质量，研究采用期刊影响因子和论文被引用次数综合考察。其中，中文期刊依据中国知网的综合影响因子，外文期刊依据ISI Web of Science的期刊引用报告。

表2显示了样本历年职称分布情况。由表2可知，1982年仅有9人开始在高校任教；2000年前，118名（约占总数的54%）长江学者晋升为教授；2012年已全部晋升为教授。

表3为样本的描述性统计结果。样本中约28.7%的长江学者任职于排名前5位的高校，其中男性占比94.8%；23.9%的长江学者任职于排名6～10位的高校，其中男性占比98.4%；12.7%的长江学者任职于排名11～20位的高校，其中男性占比100%；11.2%的长江学者任职于排名21～50位的高校，其中男性占比93.3%；23.5%的长江学者任职于其他高校，其中男性占比97.8%。

样本中约64.2%的长江学者在排名前20的大学获得了博士学位。对于排名20位之前的高校，每位长江学者平均发表论文数约为107篇；但对于排名20位之后的高校，该均值降至约100。任职于排名前5位的高校中，长江学者担任讲师的时间短于其他高校，平均为4.66年，其中84.4%有留学经历，21人在国外获得博士学位，均明显多于其他高校。任职于排名6～10高校的长江学者发表论文总数、期刊总影响因子、总被引次数、第一作者论文数、第一作者期刊影响因子、第一作者被引次数、近5年的发表论文数均高于其他高校。任职于排名21～50高校的长江学者平均担任副教授的时间最短，约为3.79年，且参与学术或社会兼职的比例（100%）高于其他高校。

表2 人文社会科学长江学者特聘教授历年职称分布

表3 人文社会科学长江学者特聘教授晋升过程描述统计结果

研究将“受聘”定义为大学教师晋升为长江学者特聘教授。为了探讨影响受聘的决定因素，提出一种概率模型，该模型可用来估算给定特征下受聘的可能性。其中因变量是一个虚拟变量，当特定教师为长江学者特聘教授时，该变量取值为1，否则为0。分析结果见表4。结果显示，在所有类型的高校中，发表的总论文数和第一作者论文数都是影响受聘的关键变量，论文总被引用次数对受聘有显著正向影响。博士毕业学校的排名和任教所在高校的排名对受聘也有积极影响，高校排名越靠前，教师越容易受聘。从教师任教经历看，任副教授的时间对受聘有显著的负向影响，而总任教时间和任教授的时间对受聘则有正向作用，教授的资历和任教经历是影响受聘的两大因素。

表4 人文社会科学长江学者特聘教授受聘概率

针对不同年代毕业的学者是否面临不同的受聘规则，研究也进行了探讨。其中因变量仍为虚拟变量，当特定教师为长江学者特聘教授时，该变量取值为1，否则为0。表5的结果显示，对于在2000年以前获得博士学位的教师来讲，任教时间和发表论文数是对其受聘有显著影响的两个因素。与表4的结果相比，所在高校层次和博士毕业学校层次对2000年以前获得博士学位的教师的受聘没有显著影响。从任教时间看，任副教授时间对2000年以前获得博士学位的教师的受聘有负向影响，而任教授时间对其有积极影响。发表论文总数和第一作者论文总数对2000年以前获得博士学位的教师来讲仍然很重要，对于这一教师群体而言，“不发表即出局”（Publish or Perish）的规则仍存在，即发表的论文数同受聘之间存在积极联系。

表5 2000年前毕业的人文社会科学长江学者特聘教授受聘概率

表6显示了影响2000年之后获得博士学位的教师受聘的因素。可以得出以下结论：第一，任教所在高校层次对样本教师受聘的差异有显著的正向影响。第二，性别对受聘没有重要影响。第三，如果从国外大学或者国内顶尖大学获得博士学位，则受聘的可能性更大。第四，在所有类型大学中，任副教授时间对受聘有负向影响，而任教授时间越长，受聘的优势就越大。第五，第一作者论文被引用次数越多，受聘的可能性越大。相对在2000年之前获得博士学位的教师，2000年以后获得博士学位的教师在受聘过程中，任教所在高校层次和博士毕业学校层次也是两大主要影响因素。

表6 2000年后毕业的人文社会科学长江学者特聘教授受聘概率

三、绩效

为探讨晋升及受聘长江学者对绩效的影响，验证彼得原理在这一群体是否适用，研究对268位人文社会科学长江学者特聘教授在晋升教授前后以及受聘长江学者前后的论文发表总数进行了两样本的t检验，变量如下：

PERFi（t-1）：晋升教授前论文发表数量。

PERFit：晋升教授后论文发表数量。

PERF′i（t-1）：受聘长江学者前论文发表数量。

PERF′it：受聘长江学者后论文发表数量。

检验结果见表7。由表7可知，晋升教授后，样本的论文发表数量平均提高82篇，而受聘长江学者后论文数平均减少27篇。晋升教授后绩效大幅增加，表明随着工作经验的增加，绩效会提高，这与人力资本理论一致。

表7 人文社会科学长江学者特聘教授晋升及受聘前后总体绩效对比

考虑到晋升后可以指导博士生、领导一定的团队，由此可能带来科研成果的增长，因此研究继续考察样本在晋升教授前后以及受聘长江学者前后的以独立作者身份发表的论文数量，仍进行两样本的t检验，变量如下：

PERFIAi（t-1）：晋升教授前以独立作者身份发表的论文数量。

PERFIAit：晋升教授后以独立作者身份发表的论文数量。

PERFIA'i（t-1）：受聘长江学者前以独立作者身份发表的论文数量。

PERFIA′it：受聘长江学者后以独立作者身份发表的论文数量。

检验结果见表8。由表8中分析结果可以看出，晋升教授和受聘长江学者对于样本的独立作者论文数存在着不同方向的影响。晋升教授后，样本的独立作者论文发表数量平均提高42篇，而受聘长江学者后独立作者论文数平均减少20篇。结合表7和表8可知，结果与样本选取密切相关，正因为他们在晋升教授后没有懈怠，保持了原来的科研动力，科研成果持续增加，方能获评长江学者特聘教授。而绩效随着个人职称的提高而增长，也从侧面验证人文社会科学需要长时间积累，厚积薄发。

表8 人文社会科学长江学者特聘教授晋升前后个体绩效对比

但是，研究发现，样本在受聘长江学者后绩效大幅下降，这符合彼得原理关于努力程度和绩效产出在事业上升期达到最高的论断，晋升会产生一定的负激励。这一结果有几种解释原因：第一，与职业生涯中工作任务的分配密切相关，比如行政事务、带领团队和学科发展等工作随着受聘长江学者而变得越来越重要，越来越多社会兼职也会随着受聘接踵而来，这些都会在一定程度上分散个人在科研上的时间投入。第二，与人才流动密切相关，随着受聘长江学者带来的社会知名度提高，其他高校出于学科发展的考虑，会以有吸引力的条件争夺人才。结合图1可以发现，有46人次在受聘长江学者后有过流动经历，因人才流动带来的变化以及新团队的组建都不利于长江学者科研工作的开展。第三，这一结果与科研绩效在研究中界定为“论文发表数量和被引次数”，窄化了科研绩效内涵有关。如果增加其他测量指标，如科研项目、团队绩效以及高水平代表作等，可能结果会发生变化。有可能与博尔哈斯（Borjas）和多兰（Doran）的研究结果类似，长江学者受聘后倾向于深化某个领域的研究，以期有传世之作，所以才导致发表的论文数量下降[10]。

结合拉齐尔（Lazear）[14]的研究可以发现，长江学者受聘的根本原因在于他们的自身能力，但是也不排除部分短暂性因素。之所以在受聘长江学者之前写出大量高水平的论文，是因为如果他们没有这样的科研成果，他们就不能受聘。但受聘之后的激励不足，所以绩效下降成为必然。

既然预知长江学者在受聘后绩效会下降，因此应相应调整选拔标准。调整的依据是：教育收益最大化（或者长江学者的使用效益最大化）在于为每位长江学者选择最合适的岗位，让他们最大限度地创造价值。如果能够预先知道教师的真实绩效A，则当前绩效A＞A的教师将受聘。但由于A不可知，只能依据A选择受聘者。因此教育主管部门必须确定晋升标准A*，并且选择晋升那些A＞A*的教师。同时，应排除晋升前的一些短暂因素影响（如评估失误、短暂能力，用ε代指）。这相当于当A＞A*-ε时，才晋升该教师[14]。

众所周知，做决定时花费的时间越长，掌握的信息越全面，短暂性因素就越可能减少或消除，所取得的效果就越好。但是，等待的成本将是候选者职业生涯中更多的时间浪费在与其能力不匹配的岗位上。因此，通常而言，调整的幅度取决于误差分布的集中性，当晋升前绩效的误差分布的集中性较高时，较早做出晋升决策更好；当分布分散性较强时，延迟做出晋升决策更为有利。

四、结论

通过把晋升和绩效相联系，分析了人文社会科学长江学者特聘教授的职业生涯样本。研究发现，绩效与晋升呈正相关，但绩效对事业发展的影响随着工作时间的推移和经验的增加而减小。同时，研究发现事业刚刚开始、激励很明显的时候，投入的努力最多，晋升后绩效则显著下降，整个职业生涯中绩效呈“倒U型”分布。选拔和匹配也扮演着重要角色，个人根据其绩效被选拔到不同的岗位。这一结论与拉齐尔（Lazear）和罗森（Rosen）[15]、费尔本（Fairburn）和马尔科姆森（Malcomson）[16]的研究结论一致，即在和标准相抗衡的联赛中，员工在晋升之前比晋升之后付出更多的努力，晋升的长江学者大多是在特定条件下被提升的，因此适用彼得原理。

之所以出现这种研究结果，很可能与评价体系有关，并且验证了了解教师的能力需要一定的时间[17]。一般情况下，当晋升为长江学者后，行政职务或学术兼职会随之而来，这就意味着，这一阶段投入科研工作的努力会因为从事其他方面的工作而减少，尽管这种趋势是缓慢的。而这也可以在多因素语境中得到阐释：某人擅长一件工作，并不一定擅长被晋升后的工作。因此，他可能会在晋升后的职位上显得没有能力。

考虑到彼得原理的存在，大学和教育主管部门应调整激励方式和晋升规则。当动态激励变弱时，静态激励更加重要。应进一步完善评估体系，让绩效行为可识别，使绩效指标可测量，实现绩效与薪酬的关联。同时，重视匿名同行评审和国际同行评审的作用，建立起有效的第三方评估。

针对以上受聘长江学者后可能导致科研绩效下行的因素，应进一步提高长江学者的遴选标准，宁缺毋滥；限制受聘长江学者后担任非学术兼职；坚持正确的人才流动导向，严格制止无序流动、恶性竞争；制定相关标准，在5年聘期完结时进行考核，择优授予“荣誉长江学者”称号，同时做好聘后激励。

具体而言，晋升长江学者的时间长短取决于短暂因素与长期因素的比例，当短暂因素比重很高，应延长晋升前的时间。因此，在一般情况下，如果超过晋升标准的教师接近50%，则应考虑上调晋升标准。调整的幅度取决于误差分布的集中性，晋升前绩效的误差分布越分散，标准上调的幅度就应越大。这样的晋升规则是基于学者的真实能力低于晋升前的表现而设计的，当短暂因素相对于长期因素的变异度增大时，晋升标准应提高。在这样的制度设计下，教师要想得到提升，其能力必须高于晋升标准[14]。

提高晋升标准可以降低教育主管部门做出错误聘任决定的可能性。但这一调整增加了合格教师无法得到晋升的可能性，即降低了正向错误的可能性，但同时可能导致负向错误。相反，降低晋升标准会减少某人因为被错误评判为不合格教师而没有被提升的可能性，但是增加了晋升太多不合格教师的可能性。因此，晋升标准的制定存在权衡取舍问题。当多于50%的教师达到晋升标准时，造成正向错误的预期成本超过造成负向错误的预期成本，晋升标准必须向上调整。

致谢

衷心感谢两位匿名审稿人提出的宝贵意见，感谢杨伟国教授、刘晓鸥教授、刘相波副教授、宋扬副教授的指导。

注释

①研究使用本科毕业时间作为计算晋升年限的节点，是因为66%的特聘教授获得最高学位为在职攻读，22%的特聘教授获得最高学位时已经是教授。