作者简介：
蒋凯，男，北京大学教育学院/教育经济研究所教授，博士。
冯晓潇，女，北京大学教育学院博士研究生，本文通信作者。
摘要
人才计划是优化战略人才力量配置、激发高校教师科研创新活力的重要制度工具，其积极的实施效能不但体现为科研成果增长，而且体现为对高校教师良性科研行为倾向的促进作用。基于2023年全国高校教师发展问卷调查中14所“双一流”建设高校1243位教师的数据，本文考察人才计划与高校教师科研质量导向、风险偏好和合作模式三种科研行为倾向的关系，并检验科研压力感知、科研资源积累、科研自我效能感的中介作用及预聘长聘制的调节作用。研究发现，入选人才计划与更强的科研风险偏好相关，并且会在一定程度上推动科研质量提升；人才计划推动入选教师的角色由普通参与者转向合作领导者，对科研质量的促进作用和科研合作角色的重塑主要体现在理工农医教师中；科研自我效能感是最稳定的赋能机制，科研资源积累未稳定转化为人才计划入选教师的科研行为倾向优势，人才计划虽与较低的科研压力感知相关，但也可能弱化适度压力带来的挑战性激励；预聘长聘制削弱了人才计划与高校教师科研风险偏好之间的正向关系，该约束在非研究型大学中尤为突出。应推进人才分类评价，加强对高校教师的支持，深化人才计划与教师聘任制度的协同治理。
一、问题的提出
习近平总书记指出，人才资源是我国在激烈的国际竞争中的重要力量和显著优势。我国要建设世界科技强国，关键是要建设一支规模宏大、结构合理、素质优良的创新人才队伍，激发各类人才创新活力和潜力[1]。《教育强国建设规划纲要（2024—2035年）》指出，要培养造就一批高水平师资和学术大师，深化高校人才评价改革，破除人才“帽子”制约，突出创新能力、质量、实效、贡献导向[2]。《中华人民共和国国民经济和社会发展第十五个五年规划纲要》（简称“十五五”规划）指出，要完善竞争性支持与稳定支持相结合的投入机制，加大对从事基础研究的优势团队和青年科技人才的长期稳定支持，探索长周期资助模式；鼓励开展高风险、高价值基础研究，营造鼓励探索、宽容失败的良好环境[3]。党和政府高度重视人才工作，人才计划实施为国家选拔和支持一批杰出人才提供了重要的制度保障，但高校人才评价中的光环叠加效应却成为制约人才发展与科技创新的掣肘[4]。在2020年中共中央、国务院印发的《深化新时代教育评价改革总体方案》指引下，学术评价体系改革持续深化，“帽子”治理取得一定成效，但仍然存在“五唯”问题。要真正破除人才计划的符号弊端，关键在于统筹推进教育科技人才体制机制一体改革。
高校作为教育、科技、人才的融汇点，在我国加快建设教育强国、科技强国、人才强国中发挥主力军作用。以体制机制改革激发人才创新创造活力，对于建设高质量高校教师队伍、培养造就一批高层次创新人才具有重要的战略意义。建设高素质教师队伍是高水平大学服务国家发展战略的重要基础，要求教师评聘管理、资源投入与条件保障等机制协同推进[5]。人才计划不应只被当做认可和奖励少数优秀高校教师的荣誉制度，还应作为一种兼具资源配置、身份认可、行为激励和学术治理功能的人才发展机制[6][7]。对人才计划实施效果的评价，也不能仅依据入选者获得的课题或发表的论文，而应进一步考察其是否为高校教师的成果质量提升、潜心研究和持续创新创造了有利条件[8][9]。
既有研究主要关注人才计划入选者的流动与分布、科研产出，考察人才计划能否促进高层次人才集聚和科研成果增长，揭示人才身份、学术资本与组织资源之间的相互作用[10][11]。部分研究关注人才计划在学术精英制度化[12]、学术地位配置[13]和职业发展[14]中的制度作用，指出人才称号可能由资源支持工具转化为影响岗位聘任、学术评价与职业流动的重要符号，并形成持续性的身份区分和路径锁定。总体而言，既有研究主要回答人才计划选拔了什么样的人、入选者如何流动和成果产出情况等问题，但缺少对人才计划如何改变高校教师科研行为倾向的系统考察。科研产出是高校教师知识生产活动的主要表现，但即便在同等层次成果的背后，也可能对应着不同的教师科研行为倾向。
本文使用2023年由北京大学教育学院课题组负责组织实施的全国高校教师发展问卷调查中14所“双一流”建设高校1243位教师的数据，考察入选人才计划对高校教师科研行为倾向的影响，重点回答以下问题：第一，入选人才计划的教师（以下简称入选者）是否表现出与其他教师不同的科研行为倾向？第二，科研压力感知、科研资源积累和科研自我效能感在入选人才计划与高校教师科研行为倾向之间发挥何种作用？第三，预聘长聘制（tenure-track and tenure system）是否会影响入选人才计划与高校教师科研行为倾向之间的关系？
二、文献综述与研究假设
本文以人才计划的资源赋能与绩效约束双重属性为基本分析逻辑，从科研行为倾向表现、作用机制和制度情境三个层次构建分析框架。在理论上，借鉴工作要求—资源模型[15]和社会认知理论[16]，本文将人才计划视为兼具资源供给与绩效要求的制度安排：课题、团队和科研时间等构成了支持高校教师开展科研的工作资源，成果考核、持续竞争和人才身份维持要求则构成了工作要求，科研自我效能感是影响高校教师任务选择、努力程度和行为坚持的个人资源。资源供给可能增强高校教师对科研活动的控制感，促进其追求成果质量、承担科研风险并主导科研合作；绩效要求则可能增加压力，诱发短期化选择和风险规避。预聘长聘制作为一种制度情境，可能会影响资源补偿与压力叠加的相对强度。本文构建“制度安排—工作要求、工作资源与个人资源—科研行为倾向”的分析路径，并据此考察人才计划的行为关联、作用机制及其制度边界。
（一）人才计划与高校教师科研行为倾向
人才计划不但是一种人才身份认定制度，而且是一种科研资源、学术声誉和绩效要求的配置机制。人才计划通过竞争性遴选对高校教师进行制度性等级划分，并通过资源支持、身份认可、利益驱动和意义引导等路径作用于高校教师的需求、动机和行为，已经成为我国实施学术治理和高校配置学术资源的重要制度工具[17][18]。人才称号还与高校教师的聘任、晋升、薪酬、考核和资源分配相联系，由对既有学术成就的认可转化为持续影响教师职业发展的评价信号[19]。因此，应当完善人才计划实施效果评价，从过于关注论文、项目等数量和结果导向的指标，转向更加关注质量、过程与可持续性的科研行为倾向评价。
科研行为倾向首先体现为高校教师如何处理成果质量与数量之间的关系。本文所称的“科研质量导向”，是指相较于增加成果数量，高校教师更加重视研究成果的原创性和长期学术价值。使用成果数量代替质量标准，可能会误导高校教师的科研行为倾向，并对不易量化但具有长期价值的研究形成挤出效应[20]。人才计划所提供的经费、团队、平台与学术认可，能够在一定程度上提供职业安全感，缓解高校教师维持日常科研活动受到的资源约束，增强其开展创新性研究的信心[21][22]。既有研究发现，优秀青年科学基金项目的实施效果不但体现为科研成果增加，而且体现为成果质量、研究团队建设等多个方面的改善[23]。基础研究人才计划评价也逐渐将持续创新能力等纳入实施成效评价指标[24]。但在学界竞争加剧和绩效管理制度的影响下，统一化评价标准、考核期限和奖惩机制还可能进一步影响高校教师的科研选择，例如采取更具工具性和短期性的发表策略、自由探索空间被大大压缩[25][26]。可见，高校教师的内在学术价值与组织评价标准之间可能存在错位，当外部评价更加重视论文数量、期刊等级时，即使高校教师个人认同研究的学术质量和长期价值，他们也可能围绕外部评价标准调整自身的科研行为倾向[27]。因而，人才计划既可能通过持续支持使高校教师更加重视成果质量，也可能由于考核期限和量化要求而强化其对短期可见成果的关注。
除了对研究成果质量的追求，高校教师的科研风险偏好也是预测其科研创新能力的重要行为指标。探索性、原创性研究由于不遵循常规路线、复杂程度高、研究周期长，通常意味着更大的资源投入、失败概率和职业机会成本[28]。因此，科研风险偏好不仅反映了高校教师个人是否愿意冒险，也受到经费稳定性、组织支持、职业安全和评价制度等外部条件的影响。一方面，人才计划带来的科研课题、研究生资源和平台支持，可以提升高校教师应对科研失败的资源基础，使其更有条件尝试新的研究问题。相较于强调短期成果的资助机制，长期稳定且具有较高容错性的资助更有利于研究者进入新领域并形成突破性成果[29]。进一步研究表明，科研资源对科研创新行为的促进还具有身份和职业阶段差异，资深、高地位的研究者更能将资源支持转化为研究的创新性；而对于高校青年教师和女性教师，稳定的机构资助相较于竞争性资助更有利于其尝试新思想[30]。这表明，资源保障的关键在于能否形成稳定支持、提高对失败的承受能力并降低创新研究的机会成本。但即使获得专门鼓励探索的项目支持，科研人员仍可能通过同时开展安全型项目、拆分研究任务等方式对冲失败风险，这说明是否愿意承担更高的科研风险不仅取决于经费数量，还取决于科研失败可能带来的职业后果[31]。
另一方面，入选人才计划也可能提升高校教师对科研失败的敏感程度。因为入选者不但需要取得研究成果，而且要证明自身表现与其获得的人才身份相匹配。当人才称号与后续考核、职位晋升和资源配置深度绑定时，高校教师可能更倾向于选择已有基础较好、技术路线成熟的科研模式，以降低成果不确定性。达标型压力往往促使高校教师承担科研风险，而竞标型压力则会抑制科研风险偏好，组织提供的资源支持可以强化前者，却难以完全缓解竞标压力的负面影响[32]。人才计划带来的优势资源能否保护高校教师的科研风险偏好，还取决于人才计划的制度属性。当人才评价中的“符号化”异化为层级筛选和资源兑换的逻辑，就会直接影响高校教师潜心研究和原始创新的学术环境[33]。人才计划的层级嵌套和持续竞争也可能会形成“不入选则出局”的职业预期，强化高校教师围绕人才评价标准安排其科研活动的倾向[34]。因此，人才计划对高校教师科研风险偏好的影响具有双重性，可能同时包含资源保障形成的促进作用与身份维持产生的约束作用。
科研团队规模和跨机构合作在多个学科领域持续增长，科研合作已经成为现代知识生产的重要组织形式[35]。合作能够整合不同研究者的知识、技术、数据和设施，并通过任务分工分担研究任务和创新风险[36]。高校教师的科研合作表现出不同的行为策略，包括指导学生和带领青年教师、参与同行合作等，高校教师在团队中发挥领导作用或参与作用。不同的科研合作策略在人才培养和知识共享与积累方面的作用存在明显差异[37]。人才计划可能通过学术声誉、科研项目、研究平台和研究生招生资源扩大高校教师的合作网络。获得课题资助能够显著增加科研人员的合作者数量和直接、间接的科研联系，促进其科研合作网络的形成和扩展[38]。学术精英型导师对博士生科研创新产出的促进作用与师生科研合作强度密切相关，导师入选国家高层次人才计划会产生具有累积性的育人优势[39]。但科研合作规模扩大不等于形成有效科研模式。团队角色的完整性和均衡性能够提高合作网络密度与合作强度，而团队冲突会对科研合作产生负向影响[40]。因此，本文进一步考察高校教师在科研合作行为中具体的角色位置。
总体而言，人才计划同时具有资源支持、身份认可和绩效约束等属性，可能系统性地影响了高校教师追求何种成果、是否愿意承担创新风险以及以何种方式组织科研合作。基于工作要求与工作资源可能产生的相反作用，人才计划既可能通过资源增益促进高校教师追求科研质量、承担风险以及在合作中发挥领导作用，也可能由于绩效要求作出短期化选择和规避风险。据此，本文提出一对竞争性假设。假设1a：入选人才计划显著促进高校教师的科研质量导向、科研风险偏好和科研合作模式等科研行为倾向。假设1b：入选人才计划显著抑制高校教师的科研质量导向、科研风险偏好和科研合作模式领导等科研行为倾向。
（二）科研压力、科研资源与科研自我效能感的中介作用
入选人才计划对高校教师科研行为倾向的影响不一定直接发生，也可能通过影响科研压力感知、科研资源积累和科研自我效能感等路径来实现。三条路径分别对应人才计划的压力约束、资源赋能和心理赋能机制。
科研压力感知可能构成人才计划影响高校教师科研行为倾向的约束机制。人才计划入选者通常被赋予高于对普通教师的成果期待，并可能持续面临项目验收、人才考核、同行比较、身份维持和后续人才层级晋升等要求。如果与聘任、晋升、薪酬及资源分配相关联，人才称号便可能由资源支持制度转化为持续性的绩效评价信号，促使教师根据人才评价标准调整职业安排和科研策略[41]。然而，科研压力虽未必降低高校教师的工作投入，却可能改变其投入方向、成果目标和研究时间。较高的成果发表压力会强化学术人员关注期刊声誉和发表速度的工具性发表策略，尤其当学术人员的期望科研时间与实际科研时间之间差距加大时[42]。既有研究进一步揭示了不同科研压力可能产生的差异化后果：职称晋升这类竞争型压力对高校教师的科研风险偏好具有抑制效应，而绩效考核这类达标型压力则发挥促进效应[43]。也有研究发现，竞争型晋升压力可能会增加论文数量，但对成果质量产生负向作用；聘期考核还可能催化科研成果的快速产出，使高校青年教师的学术行为偏离长期沉潜和独立创新的要求[44][45]。科研压力能够显著预测高校教师职业倦怠，过大的科研压力不利于高校教师维持长期稳定的科研投入[46]。科研工作要求会通过科研压力影响高校教师的身心状态，而工作资源能够在一定程度上缓解这种负担[47]。由此，人才计划带来的科研压力可能会压缩高校教师的科研时间视野，使其规避对长期性、原创性和高风险研究的投入，并通过加入成熟团队或扩大合作来降低绩效风险。
科研资源积累可能构成人才计划影响高校教师科研行为倾向的外部赋能机制。科研课题数量、指导学生人数和科研时间占比三个维度是科研资源的核心构成。科研课题能够为高校教师提供经费、数据、设备和研究平台的支持，高校教师所指导的学生构成了高校教师开展科研活动的核心人力支持，科研时间占比则反映了高校教师投入科研活动的基本时间条件。人才计划作为一种差异化支持制度，能够使入选者在以行政权威和学术资源为基础的制度空间中获得优先培养与发展机会[48]。我国科学精英的成长呈现出科研资源、学术声誉和后续机会相互强化的特征，所以人才身份可能成为入选者继续获得课题、扩大团队的重要条件[49]。既有研究还发现，人才计划对入选者的研究团队建设、国际合作和职业生涯发展具有促进作用，入选者指导的博士生还表现出较高的科研创新产出[50][51]。在三类资源中，科研时间具有特殊意义，科研活动通常需要连续、完整且不易被打断的时间，但高校教师同时承担教学、科研和社会服务等多重任务，教学时间与科研时间之间往往存在相互挤占关系。
科研自我效能感可能构成人才计划影响高校教师科研行为倾向的心理赋能机制。科研自我效能感是学术人员对自己能否提出有价值的研究问题、克服科研困难并完成高水平科研任务的能力判断。根据社会认知理论，成功经验、替代经验、社会认可和情绪状态共同塑造了个体的自我效能信念，而自我效能感进一步影响其任务选择、努力程度以及面对失败时的坚持性[52]。作为一种具有较强竞争性和稀缺性的积极经验，入选人才计划意味着高校教师的科研能力获得了制度认可。这种认可在一定程度上能够提高高校教师对自身学术能力的判断，而项目、团队和平台资源的增加也能够增强其对复杂科研任务的掌控感。既有研究发现，高校教师科研自我效能感与科研激情有关，较强的能力信念有助于教师形成积极科研认知并维持科研投入[53]。科研自我效能感也会受到组织环境和管理方式影响。科学合理的评价程序、形成性评价和互动公平能够通过提升科研创新的自我效能感，促进高校教师的主动创新行为[54]。科研自我效能感能够显著预测科研生产力，良好的工作环境、科研培训和资源支持是增强教师科研信心的重要条件[55]。此外，科研自我效能感和工作压力在组织领导与高校教师工作态度之间发挥中介作用，组织认可和支持可以通过改变教师的能力信念影响其科研工作状态[56]。科研自我效能感较高的高校教师更可能把高难度任务视为可以克服的挑战，因而愿意尝试不确定性较高的研究，并主动发起和主导科研合作。相反，当人才计划给高校教师带来持续比较和失败焦虑时，他们的科研自我效能感可能会被削弱，使其倾向于选择更为稳妥和依赖既有团队的科研策略。由此，科研自我效能感能够将人才计划的制度认可与科研行为倾向联系起来，构成人才计划发挥心理赋能作用的重要中介。
综上所述，人才计划可能通过提高高校教师科研压力感知形成约束性路径，也可能通过促进外部科研资源积累和增强个体的科研自我效能感形成赋能性路径。本文据此提出假设2：科研压力感知、科研资源积累和科研自我效能感在入选人才计划与高校教师科研行为倾向之间发挥中介作用；其中，科研资源积累和科研自我效能感构成强化人才计划激励作用的赋能机制，科研压力感知构成削弱人才计划激励作用的约束机制。
（三）预聘长聘制的调节作用
人才计划的作用还可能受到高校教师所处聘任制度环境的影响。我国高校预聘长聘制具有高竞争和强筛选特征，聘任考核周期还可能规制高校教师的职业流动周期，与学术职业所要求的稳定性和长期性形成一定冲突[57]。在美国，长聘教职的主要价值在于保护学术自由和保障高校教师工作安全（职业稳定性），但考察预聘长聘制影响的过程中需要警惕重科研轻教学、重研究成果数量的倾向以及部分长聘轨教师的职业倦怠问题[58]。
预聘长聘制对高校教师科研活动的影响并不局限于成果数量，也体现于成果质量和科研合作模式。既有研究发现，预聘长聘制可能提高了部分高校教师的科研绩效，但不同学科和不同制度模式的作用并不一致[59]。针对我国研究型大学教师的调查研究结果显示，预聘长聘制增加了高校教师发表论文的数量，但降低了高质量论文产出，同时促进了跨院校合作，这表明预聘长聘制的聘期考核可能同时改变了科研质量和科研合作模式[60]。
预聘长聘制还可能提高了高校教师对既定评价标准的敏感程度。岗位晋升的不确定性与有限岗位的资源竞争相互作用，使青年教师在缺乏其他选择的情况下主动调整自身的工作和科研策略[61]。由于岗位和职业前景具有不确定性，职业早期学术人员通常面临较大的压力，需要遵循既有的科研质量与职业成功标准，并在多重甚至相互冲突的评价信号之间权衡工作时间投入[62]。因此，相较于职业位置相对稳定的高校教师，参加过或正在参加预聘长聘制的部分教师可能更加关注短期内可见、可量化和可用于晋升考核的科研绩效。
在这一制度情境下，人才计划可能产生两种方向相反的作用。第一种是资源补偿效应。人才计划所带来的课题、经费、研究生招生资源、平台、学术网络和声誉等资源，可以在一定程度上补偿预聘制教师面临的资源不足和职业不确定性。较为充足的资助能够增强科研团队的研究能力，并提高其组织自主性和科研自主性，为开展跨学科研究和风险较高的研究提供空间[63]。人才计划提供的资源，还可能帮助预聘期内的高校教师建立稳定的科研合作关系，并逐步由依赖他人转向独立组织研究。科研资源、科研时间、社会支持以及与资深学者的合作，是职业早期学术人员获得知识、技能、学术声誉和科研自主性的重要条件，初始资源和认可还可能转化为后续资源与职业优势的持续积累[64]。合理的工作负担、职业发展支持、导师指导和更加确定的职业路径，是处于早期职业生涯的高校教师顺利开展学术工作的关键条件[65]。因此，在预聘长聘制环境中，人才计划可能通过增加资源保障和职业认可，在一定程度上降低高校教师承担长期研究和创新失败的机会成本，使其更加重视成果质量、提高科研风险偏好，并增强其发起和主导科研合作的能力。
第二种是压力叠加效应。当人才计划考核与预聘长聘制的聘期考核同时作用于高校教师时，人才身份带来的高绩效期待可能与职位的不确定性相互强化。高校教师不但要在规定期限内达到留任或晋升标准，而且要维持与人才身份相匹配的成果表现，从而面临双重绩效压力。当固定期限聘任、职位竞争、发表考核和竞争外部经费相互交织时，绩效压力会更加明确和强烈地传导至高校教师个体[66]。此外，竞争性人才资助不仅影响最终入选者，还会使研究团队提前围绕资助标准调整人员配置、研究方向和成果策略[67]。当人才计划竞争与预聘考核相叠加时，高校教师可能更加重视短期可见成果，更多依托成果产出稳定的团队，或者通过跨机构和策略性合作提高发表效率、降低考核风险。
预聘长聘制会改变人才计划所带来的工作资源与工作要求之间的相对强度：既可能放大人才计划的资源补偿作用，也可能使聘期考核、职业不确定性与人才身份维持压力相互叠加。据此，本文提出以下一对竞争性假设。假设3a：预聘长聘制会正向调节入选人才计划与高校教师科研行为倾向的关系。假设3b：预聘长聘制会负向调节入选人才计划与高校教师科研行为倾向的关系。
三、研究设计
（一）数据来源与变量指标
1.数据来源
本文使用的数据来自2023年由本文第一作者发起和组织的全国高校教师发展问卷调查。该调查面向全国范围内16个省、自治区、直辖市37所普通本科院校，院校样本量占全国高校数量的2.99%，共回收问卷7354份，其中有效问卷5634份，问卷有效率为76.61%。本文抽取其中14所“双一流”建设高校教师样本，剔除异常值样本后，共1243个样本纳入分析。
本文将分析样本限定为其中14所“双一流”建设高校，主要是基于以下两点考虑：一是“双一流”建设高校科研导向突出，人才计划入选者相对集中，与本文关注的人才计划、预聘长聘制等问题具有较高的情境匹配度；二是不同层次高校在办学定位、科研任务要求和人才计划实施上存在较大差异，限定于制度安排相近的高水平大学群体有助于提高样本内部的可比性。
2.核心变量
解释变量为是否入选人才计划。本文界定的人才计划，包括国家级人才计划和其他人才计划。国家级人才计划入选者包含院士、国家海外高层次人才引进计划入选者、长江学者特聘教授（或特岗教授、讲座教授）、国家杰出青年科学基金获得者、“万人计划”领军人才、“四青人才”（青年长江学者、优秀青年科学基金获得者、青年拔尖人才项目入选者、青年海外高层次人才引进计划入选者）。其他人才计划入选者包含其他全国性或省部级人才计划入选者、计划单列市或地市级人才计划入选者。在本文中，所有人才计划入选者样本占比为33.789%（420人），国家级人才计划入选者样本占比为11.504%（143人），其他人才计划入选者样本占比为22.285%（277人）。
被解释变量为高校教师科研行为倾向，具体包括三个维度：科研质量导向、科研风险偏好、科研合作模式。其中，科研质量导向用发表科研成果的质量和数量的重视程度来测量；科研风险偏好用挑战性科研课题的选择倾向来测量；科研合作模式包括独立科研为主、合作科研（领导角色、合作角色、参与角色）为主、均衡模式这三种模式。
中介变量分别为科研压力感知、科研资源积累、科研自我效能感。其中，科研压力感知用申请科研课题、完成科研课题、发表科研成果、绩效考核、职称晋升五个维度的题项来测量，Cronbach's α系数为0.870，具有良好的内部一致性。科研资源积累包括样本教师近三年承担的国家级纵向课题数量、指导学生人数、科研时间占比三个子变量。科研课题数量也能在一定程度上反映高校教师拥有的经费资源。科研自我效能感用科研信心和成就感的题项来测量。
调节变量为预聘长聘制参与情况，即是否参加过或计划参加长聘考核或届满评估。入选人才计划的教师中35%参与预聘长聘制，未入选人才计划的教师中仅24.18%参与预聘长聘制。
控制变量包括性别（女性教师占42.56%）、年龄（35岁及以下教师占11.83%）、职称（副高级以下职称教师占31.62%）、管理职务（有管理职务教师占12.95%）、博士后经历（有博士后经历教师占39.98%）、海外经历（有海外经历教师占30.89%）、学科门类（人文社科教师占46.74%）、高校所在地区（东部地区教师占61.54%）、研究型大学（研究型大学教师占52.05%）、地方高校（地方高校教师占39.90%）。其中，研究型大学包含原“985”高校和新型研究型大学。
（二）模型设定
根据被解释变量的测量类型，本文采用不同的模型进行估计。科研质量导向和科研风险偏好均为五级有序变量，主效应和调节效应采用有序Logit模型估计；科研合作模式为无序多分类变量，以独立科研模式为基准类别，作为比较不同合作角色与科研组织方式的参照，考察人才计划入选者相较于独立开展科研，是否更可能转向合作中的领导角色、合作角色、参与角色、均衡模式，并采用多项Logit模型估计。
在中介效应检验中，为识别并计算间接效应，本文将五级科研质量导向和科研风险偏好做连续近似处理，采用广义结构方程模型以同时估计人才计划影响中介变量的路径及中介变量影响科研行为的路径，并通过路径系数乘积计算间接效应，主效应判断仍以有序Logit模型为准；同时采用KHB有序模型进行补充检验。对于科研合作模式，本文采用KHB方法分解多项Logit模型，以校正非线性概率模型加入中介变量前后的尺度变化带来的偏误，区分人才计划的总效应、直接效应和中介变量解释的间接效应。近三年承担的国家级纵向课题数、指导学生人数、科研时间占比，分别表示高校教师拥有的科研课题、人力资源、时间资源，三类资源的作用方式和影响方向可能不同，因此将其分别加入基准模型，以识别各条具体中介路径；同时，在科研质量导向和科研风险偏好的中介模型中，构建三类资源的标准化均值综合指标以进行稳健性检验。考虑到学生人数和科研课题数量存在右偏分布，本文对两类计数变量进行反双曲正弦变换，并对中介变量进行标准化处理。
调节效应在相应的有序Logit和多项Logit模型中加入人才计划、预聘长聘制参与情况及二者的交互项进行检验。
对于科研质量导向和科研风险偏好，本文加入高校固定效应，以控制各高校在评价制度、资源条件和组织环境等方面难以直接观测且相对稳定的差异。由于高校所在地区、研究型大学和地方高校等层级变量在校内不发生变化，其效应会被高校固定效应吸收，因而不与高校固定效应同时纳入。科研合作模式包含多个样本分布不均衡的类别，如果进一步加入14所高校虚拟变量，容易造成部分“高校—科研合作模式”组合样本过少、完全预测和参数估计不稳定，因此相关多项Logit和KHB模型以控制高校所在地区、研究型大学和地方高校等层级特征的模型作为主要估计模型。
此外，本文进一步考察了学科门类和研究型大学属性的异质性。人才计划关联的学科差异通过人才计划与学科门类的交互项检验，预聘长聘制调节作用的高校类型差异则通过人才计划、预聘长聘制参与情况、研究型大学属性的三重交互项检验。
考虑到人才计划入选并非随机过程，本文采用倾向得分匹配和逆概率加权回归调整方法，以缓解基于可观测特征的选择偏差。倾向模型主要纳入性别、年龄、博士后经历、海外经历、学科门类和高校层级特征等相对前定变量。对于科研合作模式，本文进一步使用平均处理组效应权重重新估计五分类和三分类多项Logit模型。鉴于上述研究方法仍无法完全排除反向因果和不可观测遗漏变量的影响，本文仅对相关机制关联作审慎解释，不作严格的因果推断。
在上述基准设定之外，本文进一步对是否入选国家级人才计划进行扩展检验，即比较入选国家级人才计划与未入选国家级人才计划的高校教师之间的差异。该扩展检验沿用基准模型的方法。但由于国家级人才计划入选者样本较少，并且五类科研合作模式分组后部分样本太少，参数估计不稳定，本文不对这一因变量结果作实质性解释。
四、实证结果
（一）入选人才计划与高校教师科研行为倾向的关系
表2结果显示，入选人才计划与高校教师的科研质量导向、科研风险偏好呈显著正相关。入选人才计划与高校教师科研合作模式的关联则主要体现为科研合作中角色位置的变化：相较于独立科研模式，入选者更可能承担合作领导角色，更少处于普通参与角色。
采用1∶1最近邻匹配的PSM估计开展稳健性检验，匹配后大部分协变量平衡明显改善（如图2所示）。稳健性结果表明，在PSM和IPWRA下，科研质量导向的正向关系并不显著；科研风险偏好的正向关系在PSM（p<0.05）和IPWRA（p<0.1）中仍显著；科研合作模式中参与角色的负向关系在PSM（p<0.1）和IPWRA（p<0.05）中仍显著。
以是否入选国家级人才计划为解释变量的扩展检验，与上述结果总体一致。结果显示，入选国家级人才计划与科研质量导向（p<0.1）、科研风险偏好（p<0.05）均呈显著正相关。在PSM下，入选国家级人才计划与科研质量导向（p<0.05）、科研风险偏好（p<0.001）仍显著为正向；在IPWRA下，科研风险偏好仍显著为正向（p<0.01），而科研质量导向则未达到显著性水平。
异质性分析表明，入选人才计划对高校教师科研行为倾向的作用存在一定的学科差异。入选人才计划对高校教师科研质量导向的正向作用、降低科研合作模式中普通参与角色的概率，主要体现在理工农医教师中。入选人才计划对科研风险偏好的影响不存在显著的学科差异或高校类型差异。
综上所述，假设1a得到部分支持：入选人才计划与更高的科研风险偏好和合作领导角色正向相关，但其与科研质量导向的正向关系并不稳健。假设1b整体未获支持；人才计划入选教师普通参与角色的概率下降，主要反映科研合作角色由参与者向领导者转变，而非科研合作倾向受到整体抑制。
（二）科研压力、科研资源与科研自我效能感的中介效应
本文采用加入高校固定效应的线性回归模型，分别估计入选人才计划与各个中介变量之间的关系，以呈现各中介机制的前段路径。表3呈现了入选人才计划在部分中介变量上的显著差异。其中，入选者的科研压力感知较低，指导学生人数、近三年承担的国家级纵向课题数和科研自我效能感显著较高，但科研时间占比没有显著差异。这表明入选者在科研课题资源、指导学生人数和科研自我效能感方面具有明显优势，但并未获得更多可用于科研的时间。
表4结果表明，科研自我效能感是最稳定的正向中介机制。入选人才计划通过增强高校教师的科研自我效能感，对科研质量导向和科研风险偏好均产生显著的正向间接效应。
科研压力感知呈现方向相反的间接路径。入选者的科研压力较低，但较高的科研压力又与更强的科研质量导向和科研风险偏好相关，因此入选人才计划通过降低压力产生了负向间接效应。分维度结果表明，这一路径主要来自科研课题压力和研究成果压力，绩效考核压力与职称晋升压力的作用较弱。
科研资源积累的整体中介效应未得到实证支持。虽然入选人才计划显著增加了指导学生人数和近三年承担的国家级纵向课题数，但指导学生人数对科研质量导向的单独间接效应显著为负，近三年承担的国家级纵向课题数对科研风险偏好的单独间接效应显著为正。科研时间、指导学生和纵向课题三类资源的合计间接效应，对科研质量导向和科研风险偏好均不显著。
在科研合作模式方面，中介变量显著解释了入选人才计划与科研合作中的领导角色、参与角色之间的部分差异。
以是否入选国家级人才计划作为解释变量的扩展检验，与上述结果总体一致。科研自我效能感仍是最稳定的正向中介，其对科研质量导向和科研风险偏好的间接效应分别为0.071（p<0.01）和0.112（p<0.01）；科研压力感知的间接效应方向仍显著为负（p<0.1）。科研资源合计间接效应对两类结果均不显著，只有近三年承担的国家级纵向课题数对科研风险偏好的单独间接效应显著为正（p<0.05）。总体间接效应在科研质量导向上为0.045（p<0.1），在科研风险偏好上为0.106（p<0.001）。
综上所述，假设2得到部分支持：科研自我效能感的正向赋能作用得到稳定验证；科研压力呈现方向相反的间接路径，即入选者降低了压力，而适度压力与更强质量导向和风险偏好相关；科研资源积累的整体中介作用未获得稳定支持。
（三）预聘长聘制的调节效应
表5显示，预聘长聘制对入选人才计划与高校教师科研质量导向、科研合作模式之间关系的调节作用不显著。但是，预聘长聘制仅对科研风险偏好呈现显著负向调节作用：在未参与预聘长聘制时，入选人才计划与更高的科研风险偏好正相关；在参与预聘长聘制时，这一正向关系明显减弱，系数接近于零且不显著。换言之，人才计划入选教师原本更愿意承担风险，但这种优势在预聘长聘制中基本消失。因此，假设3b仅在科研风险偏好上得到实证支持。稳健性检验使用的ATT加权后交互项仍显著为负（p<0.1）。
以是否入选国家级人才计划作为解释变量的扩展检验，与上述结果总体一致。国家级人才计划与参与预聘长聘制的交互项为-0.366（p<0.05），科研质量导向的交互项仍不显著。
院校异质性分析结果表明，参与预聘长聘制削弱了入选人才计划与科研风险偏好的正向关联，主要集中于非研究型大学，在研究型大学中明显减弱。
综上所述，假设3b得到部分支持：预聘长聘制的调节作用仅在高校教师科研风险偏好上得到稳定验证，并表现为显著的负向调节，但对科研质量导向和科研合作模式的调节均未得到支持。
五、研究结论与建议
本文突破既有研究主要依据论文、科研课题等结果性指标评价人才计划实施效果的局限，将与人才计划密切相关的资源配置、身份认可、绩效约束与高校教师科研行为倾向纳入分析框架，力图揭示人才计划促进高校教师潜心进行科研和开展创新性研究的实现条件与制度边界。
（一）研究结论
基于2023年全国高校教师发展问卷调查中14所“双一流”建设高校1 243位教师的数据，通过分析人才计划与高校教师科研质量导向、风险偏好和合作模式三种科研行为倾向的关系，以及科研压力感知、科研资源积累、科研自我效能感的中介作用及预聘长聘制的调节作用，得出以下研究结论。
第一，人才计划入选教师总体上具有更强的科研质量导向和科研风险偏好，在承担国家级课题、学生指导和科研时间投入等方面也具有一定优势，同时科研压力感知较低、科研效能感较高，但其科研合作模式与未入选者差异不大。人才计划入选教师还更多参与预聘长聘制、承担管理职务、拥有博士后及海外经历，并且较多集中于东部地区高校和研究型大学。
第二，人才计划对“双一流”建设高校教师科研行为倾向的影响具有明显的维度差异。入选人才计划与更强的科研质量导向和科研风险偏好相关，说明人才计划提供的资源保障、学术认可和职业安全，可能为高校教师追求长期学术价值和开展挑战性研究创造有利条件。这与稳定、包容的资助方式更有助于促进科研创新的观点基本一致[68][69]。但人才计划与科研合作的关系并未体现为总体科研合作倾向性的提高，而是体现为科研合作角色位置的重组：入选者更多担任领导角色，更少承担普通参与角色。这意味着，人才计划主要改变了高校教师在科研合作网络中的学术位置和资源整合能力，而非简单扩大其自身的科研合作规模，这也印证了科研合作应更加关注角色结构而非合作者数量的观点[70][71]。人才计划对高校教师科研质量导向的促进作用和科研合作角色的重塑，主要体现在理工农医教师中。
第三，科研自我效能感是人才计划作用于高校教师科研行为倾向最稳定的赋能机制。入选人才计划是一种竞争性成功经验和制度认可，能够增强入选教师对自身科研能力的信心，进而提高其追求成果质量和承担科研风险的意愿。这一发现与社会认知理论关于成功经验、社会认可塑造自我效能信念的观点相一致[72]，也印证了科研评价的程序公平和组织支持可以通过增强自我效能感促进高校教师主动创新的研究结论[73][74]。相较之下，科研资源积累尚未稳定转化为人才计划入选教师的科研行为倾向优势。虽然入选者指导了更多学生，并且更有机会承担国家级课题项目，但科研时间占比并未显著增加，整体的科研资源合计间接效应也不显著。这说明拥有科研资源并不等同于科研资源转化，科研课题和指导学生的数量多既可能是对高校教师的科研支持，也可能增加了科研课题管理、团队协调和学生指导的负担。人才计划的资源优势更有可能在转化为连续、完整且可自主支配的科研时间后，形成对长期研究和高风险探索的实质性支持。入选人才计划与较低的科研压力感知相关，而适度压力又与更强的科研质量导向和风险偏好相关，由此形成负向间接效应。换言之，人才计划在缓解高校教师压力的同时，也可能降低了部分由任务紧迫感带来的挑战性激励，这说明科研压力的作用取决于其性质和强度，呼应了不同类型学术职业压力可能产生差异化行为后果的研究[75][76]。
第四，预聘长聘制构成了入选人才计划的“双一流”建设高校教师开展高风险研究的制度约束边界。它主要削弱了人才计划对高校教师承担科研风险的促进作用，而没有显著改变其科研质量导向和科研合作模式。具体而言，所在高校未实施预聘长聘制时，人才计划入选者表现出更强的科研风险偏好；实施预聘长聘制后，这一优势基本消失。既有研究指出，预聘长聘制的聘期考核、岗位晋升压力和职业不确定性，可能促使高校教师优先选择周期较短、风险较低且容易被评价体系识别的科研任务[77][78]。这表明，人才计划提供的资源和身份优势未必能够转化为高校教师承担高风险科研的能力。当人才计划附带的持续绩效期待与预聘长聘考核相叠加时，高校教师会更加关注可能的科研失败对留任、晋升和人才身份的影响，这种约束在非研究型大学中尤为突出。
需要说明的是，本文使用横截面问卷调查数据，研究结果主要反映了变量之间的条件性关联，不能作严格的因果推断；问卷中高校教师的部分科研行为倾向和自我效能感指标采用单题测量，难以完整呈现其多维结构；样本只包括14所“双一流”建设高校1243位教师，院校数量较为有限，研究结论主要适用于高水平大学教师群体，结论不能推广至所有本科院校教师。本文作者未来将结合人才计划入选前后的纵向数据、院校制度文本资料和深度访谈，进一步扩大院校覆盖范围，完善并尝试识别不同人才计划及其与教师聘任制度叠加运行的长期后果，对相关研究结论进行多来源、跨时点的交叉验证。
（二）政策建议
基于以上研究发现，本文从人才计划评价机制、科研支持机制和教师聘任制度协同治理的角度提出以下改进意见和建议。
第一，推动人才计划评价由人才符号和研究成果数量导向转向科研质量、持续创新与实质贡献导向。弱化人才称号与岗位聘任、薪酬待遇和资源配置的简单绑定，避免人才计划由发展支持工具异化为层级筛选和资源兑换的符号。在人才计划考核中增加创新性探究、长期学术价值、合作领导成效和青年人才培养等指标，根据人才计划层级、学科属性和职业阶段实行分类评价。在分类评价中，还应当根据学科知识生产方式与高校组织条件区分差异化的人才考核评价标准，对理工农医教师要更加重视创新性研究和风险探索，对人文社科教师要准确识别其长期积累与实质性合作贡献。
第二，完善科研资源向高校教师科研能力和科研行为倾向转化的支持机制。高校应当为人才计划入选教师提供稳定的科研支持，保障充足的科研时间，减少重复考核、过多管理服务事务等负担。同时，应当重视人才计划的心理赋能作用，通过形成性评价、同行认可和容错机制增强高校教师科研自我效能感，使人才身份成为鼓励入选者持续科研探索的制度支持。此外，应根据学科和高校类型合理配置科研团队、平台与协作支持，并加强人文社会科学、非研究型大学在教师科研合作与科研资源转化方面的所需条件。
第三，加强人才计划与高校教师聘任制度的统筹协调。科学合理的教师聘任制度能够发挥积极评价和正向激励作用。对于同时面临人才计划考核与聘期考核的高校教师，应当协调考核周期，适当延长长周期研究和高风险探索的评价周期。采用代表性成果、阶段性进展和专业同行评价相结合的评价方式，为高校教师提供相对稳定的职业预期和合理的失败容忍空间，以防止短期绩效要求削弱高校教师潜心科研和开展创新性研究的内在动力。
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（责任编辑 范皑皑）
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