研究所年度总结篇（1）

中图分类号：F272.92 文献标识码：A 文章编号：1006-4311（2014）24-0173-02

0 引言

从军工研究所的人员结构来看，大部分为科研人员，研究所一般按学科划分了多个专业研究室，故专业研究室人力资源使用效率决定了研究所整体效率。“考核是指挥棒”，就作者所在的航天军工系统看，科研工时是研究室考核的核心要素。那么，如何利用科研工时这一考核和薪酬分配工具，以促进研究室人力资源使用效率的提高，是一个非常重要的问题。

1 研究室考核模式和存在的问题

1.1 研究室考核模式介绍 年初，研究室根据全年任

务量向单位申请科研工时预算，单位通过计划部门与研究室多轮沟通，最终审定科研工时数量；人力资源部门根据单位全年的任务量确定薪酬总额，其中约60%为固定薪酬，40%为浮动的绩效薪酬，固定薪酬按月固定发放，绩效薪酬按月预发，最终按考核结果补发或扣减；研究室主任的绩效薪酬与整个研究室年度完成的工时总量挂钩。

1.2 存在的问题 ①科研工时对研究室薪酬总额的影响小，如工时占绩效考核的比例为40%，岗位工资和绩效工资按6：4的比例推算，则与工时关联的薪酬只占总额的16%，研究室获取科研工时的动力不足。②研究室更加关注任务的完成，愿意用更多的人完成任务，对用人效率关注不足。③研究室更倾向多招人，相当于固定的岗位工资增加，整个薪酬包也增加，即使新招人员的能力不足，也可以将其绩效部分转移给骨干员工。④考核数据利用率不高，研究室主任没有将考核数据作为人员筛选、裁减的重要参考。⑤研究室主任顾及情面，不愿裁掉能力不足的人员，或者过于强调裁人的风险。

2 提高研究室人力资源使用效率的方法

经研究分析和实践，要在研究室范围内达到提高研发效率、提高人员整体素质、形成良性竞争研发氛围的目的，可以采用如下的方法：

2.1 调整研究室薪酬确定方法，加大绩效工资与科研工时挂钩力度 ①固定工资总额按照实际人数、职称（初级、中级、高级）、职务（正副主任设计室）进行确定和发放。②绩效（浮动）工资总额由两部分构成，两部分均与科研工时挂钩，一部分根据研究室承担的实际总工时进行“总量考核”确定绩效工资额度，另一部分根据人均工时进行“效率考核”确定绩效工资额度。③研究室正副主任的绩效工资与研究室平均绩效挂钩，也就是说某一研究室科技人员的平均绩效工资较另一个研究室的高，则研究室主任的工资也较另一个研究室主任的高，反之亦然。

2.2 增加科研工时与绩效工资的挂钩比例 ①应将科研工时（工作量）与绩效工资的挂钩比例确定为不少于60%。②明确每个科研工时对应的绩效额（元/工时），且做到全年相对固定。③日常支出的预算由研究室和财务部门共同控制，超过额度不予报销，不作为考核指标。

2.3 公开考核结果，形成竞争氛围 ①公开各个专业研究室与科研工时挂钩的考核结果，在各研究室间形成良性的竞争氛围。②合理利用日常积累的考核数据，建立人员优化流程，人员连续两个季度考核结果为不合格时强制启动人员调动或裁减流程。

3 提高研究室人力资源使用效率的实施步骤

以上介绍了提高人员使用效率的方法，接下来介绍下具体的实施步骤。

3.1 确定全所科技人员薪酬总额 研究所在年初要根据计划任务量（包括预研等）、薪酬增长幅度、型号项目人工成本等预算数据，综合统筹平衡出全年科技人员的薪酬总额。这是进行绩效管理的基础，研究所可以在薪酬总额的高限和低限范围内进行调配，以达到激励和改进绩效的目的。

3.2 确定绩效工资总额 首先，按照实际人数、职称（初级、中级、高级）、职务（正副主任设计室）进行确定科技人员的固定工资总额；然后，用全所科技人员薪酬总额减去科技人员固定工资即计算得出科技人员绩效工资总额。

3.3 确定计划科研总工时及单位科研工时绩效额度 首先，根据本年与上一年任务量的对比情况，参考上年的科研总工时，估算本年总工时（包含必要的预研创新、产品化工时）。然后，确定本年的每单位科研工时绩效额：每单位科研工时绩效额=科技人员绩效薪酬总额/本年预估科研总工时。

3.4 确定研究室科研人员绩效总额 年初，各个专业研究室通过各项任务计算得出承担的科研工时总量，用科研工时总量乘以每单位科研工时绩效额，得出本室的科研人员绩效工资总额。每个月，用研究室科研工时完成数量乘以每单位科研工时绩效额计算得出研究室当月绩效工资总额，并按绩效工资总额的一定比例（比如60%）发放当月绩效工资，剩余部分（比如40%）在年终考核后进行发放。

3.5 确定年终绩效工资 由上年介绍的方法可以看出，研究室的绩效工资由两部分构成，一部分是由全年实际完成科研工时对应绩效工资的一部分，即总量部分，具体数额为：总量绩效工资=科研总工时×每单位科研工时绩效额×每月发放比例（如60%）。另一部分是效率绩效工资，具体数额为：效率绩效工资=科研总工时×每单位工时绩效额×每月未发比例（如40%）×考核得分。

由于总量绩效工资每月进行发放，则年终仅需确定效率绩效工资。具体步骤是：首先，建立全所的科研工时绩效池，并将各研究室的绩效总额的未发放部分（比如40%）纳入绩效池。其次，计算得出各研究室科研人员效率（=科研工时/人数）和计算得出全所平均科研人员效率（=全所科研工时/全所科研人数）。再次，计算得出各研究室效率考核分值（=研究室科研人员效率/全所效率）。最后，计算得出研究室年终应发绩效额度（=研究室科研人员效率考核分值×放入绩效池的额度），如应发总额度超出过低于绩效池额度，则需进行数额平整。

按这种计算方法，在不考虑其他因素（如工作质量）时，科研人员效率高（人均科研工时多）的研究室从绩效池拿回的绩效总额一定比放入绩效池的多。

举一个例子：三个研究室的年度科研总工时分别为540、650、1400，人数分别为30、25和40人，则科研人员效率（工时/人）分别为18、26和35，按每科研工时绩效额30元计算，则放入绩效池的额度（万元）分别为19.44、19.5和67.2。则按上述方法计算得出全所科研人员效率为27（=总工时/总人数），各研究室的考核分数为0.66（=18/27）、0.95（=26/27）和1.28（=35/27），应得绩效额度为考核分数与放入绩效池额度的乘积，计算得出为117.70万元，由于此数额超出了绩效池额度106.14万元，故需要将应发额度平整为绩效池额度，平整数值为0.9（=106.14/117.70），则各研究室从绩效池中取得的最终绩效额度分别为11.57、16.77和77.80万元，分别较放入绩效池的额度增加-7.87、-2.73和10.60万元，可见效率高的研究室取得的绩效额度增加，效率低的研究室额度减少。

3.6 确定研究室主任的绩效工资 将研究室主任绩效工资建立绩效池，研究室主任绩效考核分值与研究室科研人员效率考核分值相同，按照上述方法，计算并发放研究室主任绩效。这样就将研究室主任绩效工资与研究室效率绩效工资进行挂钩，促使研究室主人提高本研究室的科研人员效率。

4 研究室提高人力资源效率的策略

4.1 科研人员分类 研究室的科研人员可以划分为四类：一般员工（入职2年内）、骨干、设计师、专家。由于能力、职称、职位等原因，不同类别人员的工作效率相差较大，假定为0.5：1：1.5：2，即一般员工需要4个科研工时完成的任务，骨干人员需2个工时，设计师需要1.3个工时，专家只需要1个工时。

4.2 人员分类与工时、绩效总额的关系 假设有两个研究室，人员总数均是38人，但结构不同，如下表所示，研究室B的骨干人员多，则假设每个人员全年工作时间相同，则研究室B完成的工时多，绩效额度高。

①如表2所示，虽然两个研究室人数相同，但由于人员结构不同，研究室完成的总工时和绩效总额不同，整体能力较强（骨干多）的研究室的绩效总额更多。②同理，整体能力较强的研究室平均效率更高。③按照本文上面介绍的方法，整体能力强的研究室通过效率考核后获得的效率绩效更高，也就是整体能力强的研究室同类人员的薪酬较能力低的研究室同类人员的高，如同是骨干人员，则效率高的研究室薪酬较效率低的高。④由于研究室主任的薪酬与研究室效率挂钩，则效率高的研究室的主任薪酬也较高。

4.3 通过优化人员结构提升人员效率 基于上述情况，这会激励研究室主任优化人员结构，提高本部门科研人员能力和效率，裁减掉能力不足的人员；同时，如果研究室主任不采取优化人员结构的措施，将会产生能力高人员的流失，因为同样能力人员在效率高的研究室得到的薪酬高，这又会促使研究室积极优化人员结构。

5 结论

本文对科研工时这一考核要素的统计分析，得出了通过加大绩效工资与科研工时挂钩力度、通过“总量考核+效率考核”确定绩效薪酬额度、公开考核结果等措施提高研究室人员使用效率的方法，同时明确了实施的步骤，并通过实例测算证明了方法的有效性，该方法可以促使研究室主任主动地优化人员结构，提高本研究室内员工素质和能力，从而提升军工研究所的整体效率。

参考文献：

研究所年度总结篇（2）

中图分类号：G643 文献标识码：A 文章编号：1672―0059（2014）01―0067―07

在高等教育发展历程中，政府、大学和社会三者的关系始终是一个带有普遍性和全面性的问题。由于不同国家、不同时期的政治、经济、文化和科技发展状况不同，也决定了政府、大学和社会三者的地位和力量不同。对此，美国教育家伯顿-克拉克提出了政府、大学和市场三者相互作用的“三角协调模式”，有的国家高等教育发展可能是市场主导性强，如美国；有的是学术力量主导性强，如意大利；有的是政府主导作用大，如法国。此模式成为人们普遍接受的研究高等教育发展的方法论基础之一。“三角模型”理论同样适用于解读我国的高等教育发展。

“政府主导”多用于经济发展，指的是一种政府行为、政策和制度模式，制定国家发展战略，并将有限的资源动员起来通过经济政策和产业政策的实施推动产业发展和经济增长。改革开放以来，政府与市场始终是决定着中国经济、政治发展总体格局的两大主导因素，也对我国研究生教育的改革与发展产生了根本性影响。我国研究生教育发展采用的是政府主导的发展模式，政府在其中发挥着关键性作用。政府权力代表的是社会集体意志，它通过法律、政策、拨款等形式对高等教育发展施加影响。从研究生招生人数，到博士授权点、硕士授权点的审批，再到教育资源的配置，中央教育行政部门和省级教育行政部门，特别是前者起着关键性作用。在政府主导下，我国研究生教育获得了快速发展，也表现出一些鲜明特征。

一、在政府主导的高等教育扩张的大背景下，研究生教育的规模得到了快速增长

在政府主导下，中国在短期内通过扩招实现了高等教育规模的扩张，实现了高等教育大众化。1998年，全国普通高校招生规模为108万人，高等教育毛入学率为8%。当时制定的《面向21世纪教育振兴行动计划》明确规定了高等教育发展目标：“到2010年高等教育规模有较大扩展，入学率接近15%”。但1999年6月召开的全国教育大会决定自1999年起实施高等教育大扩招。1999年招生152万人，2000年招生220万人，2001年招生260万人，到2002年便提前实现了15%的奋斗目标。自1999年始，我国高等教育连年大幅扩招，在1999-2005年间每年扩招速度均在20%以上。2006年，《国家教育事业发展“十一32"规划》出台，开始有计划地降低扩招速度，使每年招生增长率不超过10%。2010年出台的《国家中长期教育改革和发展规划纲要（2010-2012年）》更是明确地提出了低速增长的方针，从2010-2020年每年招生增速保持在2%-3%，到2020年高等教育毛入学率达到40%。

在国家高等教育发展政策的指导下，我国研究生教育自20世纪末开始快速扩张，硕士学位授予人数和博士学位授予人数呈直线上升，跨入了研究生教育大国的行列。1996年至2012年这17年间，全国博士和硕士学位授予总数从42127人增长到621549人（见表1），增长了13.8倍，其中硕士学位授予数从36549人增长到565211人，增长了14.5倍，博士学位授予数从5578人增长到56338人，增长了9.1倍。从整个学位授予人数变化过程来看，1998年博士和硕士学位授予总规模增速开始加快，2004年增速达到最高峰，年增长率达37.88%，此后增速回落，2009年后增速降至两位数以内，2012年又出现较大幅度增长，增长率接近13%。硕士学位授予人数的变化趋势与研究生总体规模的变化基本一致。博士学位授予人数则从1996年至2007年保持了十余年的高速上升趋势（2002年出现小幅下挫），直至2008年增速下降至两位数以内，2010年和2011年博士学位授予数与上一年基本持平，但2012年增速又提高到了11%左右。

二、在中央政府主导与授权，地方、高校竞争式发展的模式下，研究生教育的学科门类结构呈现“存量决定增量”的增长模式

改革的基本原则之一是处理好存量与增量的关系，即在一定程度上保住存量的情况下，培育和发展存量之外的增量，再通过增量的积累而形成结构性的变迁动力，促进原有体制的应激性反应，从而实现社会结构逐步转型。“保护存量、培育增量”的原则是指通过保护存量来控制增量的过快扩张，避免增量因偏离路径依赖的逻辑而产生系统风险，同时又通过增量的扩充来实现存量的演变效应，使存量部分可以循序渐进地发生转化，而不至于因为结构突变而出现社会动荡。但是，研究生教育的扩张并没有完全遵循上述原则。

在推进研究生教育发展战略和调动地方资源、高校潜力的双重原则下，中央教育行政部门对地方政府进行非科层化的竞争性授权，而非简单的行政指令性授权。竞争的标准一般有两条，一是高校办学条件和学科实力，二是各地经济社会发展对研究生教育的需求，即根据“需求与条件相结合”的约束机制来增加学位授予点、发放研究生招生指标和配置教育资源。所谓“需求与条件相结合”的约束机制，是指研究生教育的发展既要考虑高校的学科建设、导师队伍、科研进展、经费投入、实验室建设等自身办学条件，更要考虑经济社会发展，特别是高校所在区域的经济社会发展对于人才的需求，当地其他高校的学科专业设置、人才培养等。研究生人才培养必须既要考虑自身办学条件的许可，又要考虑经济社会的人才需求。当然，不同类型、层次的研究生对于“条件与需求”的要求不同。博士研究生教育是办学条件优先，在办学条件达标的情况下，同时视社会需求设置博士点；硕士研究生，尤其是专业硕士研究生的培养是社会需求优先，在考虑社会需求的情况下，根据办学条件培养硕士研究生。这是因为博士研究生教育主要培养科学研究和教学领域的高级专门人才，在培养条件上，博士研究生进行科学研究的过程中，会受到科研氛围、经费、设备、师资等资源和条件的影响。因此，研究条件充足与否是制约博士研究生培养质量的重要因素。博士研究生培养需要国家持续集中的经费投入，需要发达的高等教育基础和先进的科学、文化作为支撑，更需要良好的学术环境和师资条件。由此看来，博士研究生教育具有研究性、独立性、严谨性和阶段性的特点，与本科教育、硕士研究生教育有着不同的人才培养规律。一般而言，专科教育、本科教育、硕士研究生教育、博士研究生教育与区域经济结构的联系呈现出减弱态势，即专科层次教育与地方经济产业结构的结合最为密切，本科教育次之，硕士研究生教育又次之，博士研究生教育对于地方经济产业结构的依赖度和结合度最弱。从世界范围看，一个国家、一个区域、一个地区可以大力发展专科层次教育、本科教育，甚至硕士研究生教育，但不可能遍地开花式地发展博士研究生教育。从世界经验来看，博士研究生教育有着与硕士研究生教育不同的发展规律和模式，博士研究生教育主要集中于少数地区的研究型大学，体现出一种集中优质资源培养博士的集聚效应，而硕士研究生教育主要是根据当地和区域社会需求来设置学科专业，培养与区域产业结构、经济社会发展所需要的应用型人才。

虽然中央教育行政部门对于研究生教育的发展目标明确、控制严格、管理规范、流程合理，但高校和地方政府为了获得更多的研究生教育资源，主要是博士、硕士授权点和研究生招生指标，纷纷进行“条件和需求”的竞争比赛。其主要意图是为了扩充增量，而较少考虑到结构调整与地方经济社会的需求以及研究生教育发展的环境、条件等，从而形成由部门推动的增长竞赛。其结果是地方和高校只考虑如何扩大存量，而很少考虑如何对增量进行结构性变革，即有什么学科专业就继续发展什么学科专业、什么学科专业好发展就增加什么学科专业，而较少考虑经济社会发展对学科门类的需求，很少考虑新兴学科、交叉学科、经济社会急需学科的发展。再加上人才培养的长期性、复杂性和绩效的难以测量性，以及学术机构自身的惯性，导致了研究生教育发展基本上是“存量决定增量”的增长模式，学科门类结构在十几年内并未出现与经济社会发展相适应的结构性调整；并且，各个学科门类的博士、硕士学位授予人数呈现同比例增长格局，并未体现出博士、硕士人才培养目标的差异与人才结构的不同。

（一）博士学位的学科门类构成与变化

表2、表3反映了1996-2012年全国各学科门类博士学位授予量的变化情况（不包括军事学）。1996年全国授予学术博士学位人数为5544人，在11个学科门类中，按照学位授予人数的多少由高到低分别为：工学（2199人，39.7%）、理学（1441人，26.0%）、医学（846人，15.3%）、农学（223人，4.0%）、经济学（196人，3.5%）、文学（143人，2.6%）、法学（135人，2.4%）、历史学（117人，2.1%）、管理学（117人，2.1%）、哲学（78人，1.4%）、教育学（49人，0.9%）。学位授予人数排在前三位的工学、理学、医学，三者合计所占比重为80.9%；而排在后三位的管理学、哲学、教育学，三者合计所占比重仅为4.4%。

2012年全国授予学术博士学位人数为53011人，在12个学科门类中，依据学位授予人数的多少由高到低分别为：工学（19376人，36.6%）、理学（10209人，19.3%）、医学（6348人，12.0%）、管理学（4095人，7.7%）、法学（2929人，5.5%）、经济学（2619人，4.9%）、农学（2312人，4.4%）、文学（2111人，4.0%）、教育学（1031人，1.9%）、历史学（814人，1.5%）、哲学（730人，1.4%）、艺术学（437人，O.8%）。学位授予人数排在前三位的学科依旧为工学、理学、医学，三者合计所占比重为67.8%；而排在后三位的学科为历史学、哲学、艺术学，与1996年相比有一些变化，三者合计所占比重仅为3.7%。

从表2可以发现，1996年至2009年间，各学科门类博士学位的授予量大幅度上升；2009年至201 1年则相对稳定；2012年，工学和医学博士学位授予人数较上一年有较大增长，而理学博士学位授予人数则有一定幅度下降，其他学科门类基本持平。

各学科门类所占比重变化分为三种情况：比重上升幅度较大、比重下降幅度较大和比重变化不大。从表3可见，在11个学科门类中，比重上升幅度较大的学科有经济学、法学、文学和管理学，其中管理学上升的幅度最大，由1996年的2.1%上升到2012年的7.7%；比重下降幅度较大的学科有理学、工学和医学，其中理学的比重下降幅度最大，由1996年的26.0%下降至2012年的19.3%，但是理学、工学和医学仍旧是所占比重最大的三个学科；授予博士学位人数所占比重变化不大的学科门类包括哲学、教育学、历史学和农学。

（二）硕士学位的学科门类构成与变化

表4、表5反映了1996-2012年全国各学科门类硕士学位授予量的变化情况（不包括军事学）。1996年全国授予学术硕士学位人数为36114人，在11个学科门类中，按照学位授予人数的多少由高到低分别为：工学（15663人，43.4%）、理学（4807人，13.3%）、医学（3597人，10.0%）、经济学（2897人，8.0%）、管理学（2588人，7.2%）、文学（2046人，5.7%）、法学（1747人，4.8%）、农学（963人，2.7%）、教育学（735人，2.0%）、历史学（546人，1.5%）、哲学（525人，1.5%）。学位授予人数排在前三位的工学、理学、医学，三者合计所占比重为66.6%；而排在后三位的教育学、历史学、哲学，三者合计所占比重仅为5.0%。

2012年全国授予学术硕士学位人数为367165人，在12个学科门类中，按照学位授予人数的多少由高到低分别为：工学（128435人，35.0%）、理学（40618人，11.1%）、文学（37620人，10.3%）、医学（35421人，9.6%）、管理学（34433人，9.4%）、法学（28832人。7.9%）、经济学（21200人，5.8%）、教育学（16711人，4.6%）、农学（10940人，3.0%）、历史学（4755人，1.3%）、哲学（4201人，1.1%）、艺术学（3971人，1.1%）。学位授予人数排在前三位的学科为工学、理学、文学，三者合计所占比例为57.4%；而排在后三位的学科为历史学、哲学、艺术学，三者合itN占比例仅为4.4%。

从表5可以看出，在11个学科门类中，授予硕士学位人数所占比重上升幅度较大的学科有法学、教育学、文学和管理学，增幅最大的是文学，由1996年的5.7%上升至2012年的11.3%。授予硕士学位人数所占比重下降幅度较大的学科有经济学、工学、医学，仅从表面上看，工学的比重有了大幅下降，由1996年的43.4%下降至2012年的35.0%，但如果考虑到近些年来专业学位中工程硕士快速增长的因素，那么整个工程类硕士所占的比重变化并没有如此之大。授予硕士学位人数所占比重变化不大的学科门类，包括哲学、历史学、理学和农学，其中哲学、历史学和农学也是所占比重最小的学科。

（三）学科门类结构的变化特点

对比1996-2012年全国博士、硕士学位授予量学科门类的构成情况，可以直观地发现各学科门类所占比重的变化较小。使用1996年与2012年各学科门类的授予人数和所占比重两组数据分别进行简单回归分析可以发现，1996年数据对2012年数据具有显著的正向影响作用。这说明，研究生教育在规模扩张的过程中，学科门类结构在一定程度上呈现着“存量决定增量”的特点。

通过比较还可以发现，博士学位与硕士学位的学科门类结构不仅没有向差异化方向发展，而且趋同性有所加强，没有体现出博士和硕士人才培养的不同目标要求。具体而言，在硕士研究生教育阶段，在保证基础性、理论性学科专业基本需求的基础上，应该大力发展应用型学科专业，培养高层次应用型人才；博士研究生教育应以培养学术型人才为主，重视理论性、基础性学科的人才培养。

三、国家主导的研究生教育发展模式在一定程度上促进了研究生教育的平衡发展，但由于缺乏刚性的“需求与条件相结合”的约束机制，也导致了研究生教育政策的僵化

在中央政府主导与授权，地方、高校竞争式发展的模式下，教育行政主管部门为了平衡各方利益，进行指标分配，比如一级学科博士授予权的增加，每个省只能报两所高校两个专业。指令性分配的结果是一定程度上促进了研究生教育的平衡发展，但也导致了“需求与条件相结合”机制的失灵，研究生教育增长“一刀切”，各类高校的优势没有发挥出来，从而导致了高校研究生教育的同质化倾向。

2007年至2012年间，不同类型层次高校的博士学位授予人数和比重都有所变化。2007年，“985工程”高校学术博士学位授予人数为21705人，占全国授予总数的比重为53.03%，“211工程”高校学术博士学位授予人数为29520人，占全国授予总数的比重为72.13%。2012年，“985工程”高校学术博士学位授予人数为26279人，占全国授予总数的比重为49.57%，“211工程”高校学术博士学位授予人数为34564人，占全国授予总数的比重为65.20%。如表6所示，“985工程”高校、“211工程”高校学术博士学位授予人数在数量上都有所增长，但是它们各自占全国授予总数的比重却呈下降趋势。

2007年，“985工程”高校专业博士学位授予人数为1076人，占全国授予总数的比重为61.73%，“211工程”高校专业博士学位授予人数为1302人，占全国授予总数的比重为74.70%。2012年，“985工程”高校专业博士学位授予人数为1786人，占全国授予总数的比重为53.68%，“211工程”高校专业博士学位授予人数为2246人，占全国授予总数的比重为67.51%。如表7所示，“985工程”高校、“211工程”高校专业博士学位授予人数在数量上都有所增长，但是它们各自所占全国授予总数的比重却呈下降趋势。

2007年至2012年间，不同类型层次高校的硕士学位授予人数和比重都有所变化。2007年，“985工程”高校学术硕士学位授予人数为101371人，占全国授予总数的比重为35.84%，“21 1工程”高校学术硕士学位授予人数为178638人，占全国授予总数的比重为63.16%。2012年，“985工程”高校学术硕士学位授予人数为94269人，占全国授予总数的比重为25.84%，“211工程”高校学术硕士学位授予人数为167277人，占全国授予总数的比重为45.85%。如表8所示，“985工程”高校、“211工程”高校学术硕士学位授予人数在数量上呈先降低再升高的趋势，但是它们各自占全国授予总数的比重却呈下降趋势。

2007年，“985工程”高校专业硕士学位授予人数为44519人，占全国授予总数的比重为52.69%，“211工程”高校专业硕士学位授予人数为62821人，占全国授予总数的比重为74.35%。2012年，“985工程”高校专业硕士学位授予人数为81459人，占全国授予总数的比重为41.13%，“211工程”高校专业硕士学位授予人数为118863人，占全国授予总数的比重为60.02%。如表9所示，“985工程”高校、“211工程”高校专业硕士学位授予人数在数量上都有所增长，但是它们各自占全国授予总数的比重却呈下降趋势。

博士研究生教育需要以发达的高等教育、大量的研发经费支出和师资条件等为支撑，集中优势资源，才能既保证博士研究生教育的规模，又保障人才培养的质量。从世界经验来看，发达国家的博士研究生教育有着与本科教育、硕士研究生教育不同的发展规律和模式，博士研究生教育主要集中于少数地区的研究型大学，体现出一种集中优质资源培养博士的集聚效应。如美国有406所大学拥有博士研究生学位授予权，而其中有50所大学授予的博士学位数相当于总数的二分之一。美国研究型大学（包括公立大学和私立大学）是美国博士研究生教育的主要阵地。美国博士研究生的培养和基础研究的进行基本上集中于美国高等教育系统的著名大学。这样不仅有效利用了优质教育资源，也保证了博士研究生教育的质量，提高了博士研究生教育的绩效。

在高等教育大众化进程中，少数研究型大学承担着精英教育的任务，而大量的高等学校则承担大众化高等教育的任务，不同类型的高校应该有不同的发展方向。国家重点建设的“985工程”、“211工程”高校，具备较强的科研能力，拥有高水平的学科群，应当在这些重点院校中集中设立博士点。这些学校的学科、专业的基础水平高，师资、经费、项目和设备等条件能够保证博士研究生教育的质量。唯有如此，才能既保证博士研究生的培养质量，又使有限的宝贵教育与科研资源得到充分利用。

同时，不同类型高校的定位不同，学术学位与专业学位研究生培养在不同学校应有所侧重，没有必要规定统一的比例要求。在现阶段，“985工程”、“211工程”高校等学术能力较强的高校，学术学位研究生占比应该多一些，充分发挥这些高校的学术优势；以本科生和硕士研究生培养为主的高校，专业学位研究生占比可以多一些，以培养专业学位研究生为主。

四、政府主导的研究生教育发展是由我国国情所决定的，其优势是明显的，但需要建立科学有序的机制，特别是“需求和条件相结合”的刚性约束机制

政府主导的研究生教育发展模式在制度上明确了中央、地方和高校之间的关系。政府拥有政策制定权、检查验收权、激励分配权，掌控着资源分配、激励设计、绩效评价等各项权力，利用行政主导的力量促进了研究生教育的快速扩张，也在一定程度上促进了研究生教育的区域平衡和高校之间的平衡发展。但是，这也导致形成了“存量决定增量”的增长模式，增量缺乏结构调整，研究生教育发展更多地体现在数量与规模扩张，而非结构变迁上。

政府主导的研究生教育发展其本身仍带有指令性的成分，容易忽略地方和高校的实际情况。上下信息不对称、权力不均衡、沟通不顺畅，于是各地方和高校带着“不报白不报”的心理尽可能地去扩大增量，力求将自身诉求最大化，罔顾结构调整与自身办学条件、经济社会发展需求的制约与限制，使得研究生教育难以在结构优化、效益提升的情况下进行规模扩张。

改革的关键是形成“需求和条件相结”的刚性约束机制，使得研究生人才培养能够在办学条件和社会需求的双重约束下发展，即既要考虑办学质量，也要考虑人才培养的社会需求。博士研究生教育主要根据办学条件，同时考虑社会需求来布局发展，而硕士研究生教育主要根据社会需求，同时考虑高校办学条件来布局发展。在维持政府主导的同时，寻找一种能够保持持续产生绩效的机制，使研究生教育沿着科学有序的轨道前行。

研究所年度总结篇（3）

【中图分类号】R395.6 R163 R195.1　【文献标识码】A　【文章编号】1000-9817(2011)09-1059-02

随着社会经济的飞速发展和生活节奏的加快，心理健康问题已越来越为人们所重视。近年来，相关心理学研究呈现出积极转向趋势。积极情感、生活质量和主观幸福感等日益受到研究者的关注。生活满意度是当前研究的一个热点。目前普遍认同的是Shin和Johnson关于生活满意度的定义，认为生活满意度是一个人根据自己选择的标准对其生活质量所做的总体性认知评估，是衡量某一社会人们生活质量的重要参数。在现有的测量青少年生活满意度的量表中，由Huebner等(1994)所编制的多维学生生活满意度量表(MultidimensionalStudents’Life Satisfaction Scale，MSISS)得到最多运用，具有良好的心理测验特征。本次研究主要通过研究生群体对该量表的信度、效度进行评价。

1　对象与方法

1.1对象采用横断面研究的方法，按年级分层，整群抽取全国7座城市(北京、天津、广州、大连、南京、乌鲁木齐、合肥)、12所高校研究生进行问卷调查。共发放问卷4000份，收回有效问卷3812份，有效率为95.3％，其中男生1985名，女生1827名。

1.2多维学生生活满意度量表(MELss)该量表共包括4个题目，分为5个维度：家庭、朋友、学校、生活环境、自我。5个维度的平均分即是一般(总体)生活满意度得分。所有题目都按照同意程度由弱到强1～6级计分，其中有10个题目反向计分，计算5个维度和总量表得分(粗分)。统计每个维度和总量表的因子分(粗分／项目数)，得分越高，代表满意度越高。

1.3统计方法采用EpiData3.1录入数据，并进行双录入纠错；使用sPSS 13.0进行统计学分析，P

2　结果

2.1信度分析

2.1.1

同质性信度用Cronbach's a系数计算量表总的内部一致性a=0.78；各维度的内部一致性a系数见表1。可见。总体内部一致性较好，其中家庭满意度和自我满意度具有很高的内部一致性，而学校满意度和生活环境满意度较差。

2.1.2分半信度　结果表明，量表的Pearson r=0.83，用Spearman-Brown公式校正后为r=0.91，各个维度的分半信度见表1。

2.2效度分析

2.2.1内容效度MSISS量表各维度得分及与总分的相关结果表明，各维度得分与该量表总分的相关系数均在0.67～0.81之间，存在较高的相关性，且对5个相关系数的检验均有统计学意义(P值均

2.2.2结构效度采用因子分析方法对量表的结构效度进行分析，KMO统计量为0.94，因此各变量间的相关程度无统计学差异。Bartlett球形检验结果显示X2=7921.94，P=0.00，球形假设被拒绝，因此各项目间存在较大相关性，非常适合做因子分析。采用主成分分析法，按特征根>1抽取4个公因子，累计方差贡献率为49.91％，其中第一公因子的方差贡献率为27.85％。公因子进行方差最大正交旋转后，将4个公因子解释为f1：家庭和朋友满意度；f2：自我满意度；f3：学校满意度；f4：生活环境满意度。

2.2.3

区分效度见表3。在家庭满意度、朋友满意度和满意度总分上，女研究生的得分均高于男研究生，且差异均有统计学意义(P值均

3　讨论

有关生活满意度的量表可分为2种框架：单维模式和多维模式。单维模式的主要特征是通过单一的总体分数来反映生活满意度的不同水平，如学生生活满意度量表(SLSS)、感知生活满意度量表(PLSS)等。多维模式则假设在一般生活满意度之下包括了多个相互独立的次级维度，每个重要的特定领域的分数剖面图提供了各自不同的信息。在现有的测量青少年生活满意度的多维量表中，由Huebner所编制的青少年多维生活满意度量表(MSLSS)得到最多运用，具有良好的心理测验特征，且在美国本土以外(西班牙和韩国)也得到运用。

长期以来，生活满意度的研究对象和量表建构主要局限于老年人和大学生，对青少年群体的研究较为匮乏。近年来，张兴贵等借助MSLSS量表对青少年学生群体进行了研究，取得了良好的效果，但该量表在研究生群体中应用还较少。笔者使用M$LSS量表对研究生的生活满意度情况进行了调查，并对该量表的信度效度进行了评价。

Cronbach’a系数是评价量表内部一致性的经典方法，Cronbach's a≥0.60表示内部一致性较好，Cronbach’s a

条目(维度)分与总分之间的一致性是评价内部效度的方法之一，如果量表总分与条目分的相关系数≥0.30表明该条目较好。本次研究各维度得分与该量表总分的相关系数均在0.67-0.81之间，显示出良好的相关性。

研究所年度总结篇（4）

【中图分类号】B85 【文献标识码】A

【文章编号】1007-4309（2013）01-0097-3

一、研究方法

1.研究对象

在某大学本科生中采用分层抽样的方法发放260份问卷，回收243份，回收率约为93.46%；其中有效问卷227份，有效率为93.42%；被试年龄为18-25岁，平均年龄22.00±1.62岁。被试具体情况如表1所示。

2.研究工具

孤独感结构问卷。采用李艺敏、蒋艳菊编制的孤独感结构问卷，共70道题目，其中包括3道测谎题目。该问卷包含四个维度，分别为：社会孤独感、人际孤独感、自我孤独感、发展孤独感。该问卷为5级评分，其内部一致性系数为0.912，各因素的内部一致性系数在0.667-0.745之间；问卷的重测信度为0.863，各因素的重测信度均在0.700以上。

3.数据处理

所有数据使用统计软件SPSS16.0进行处理分析。

二、结果

1.大学生孤独感的总体情况

大学生孤独感的总分平均分为181.44，标准差为22.18。其中，最小值112，最大值233。被试具体背景资料如表1所示。

2.大学生孤独感在人口学变量上的统计分析

（1）大学生孤独感在性别上的差异比较

从表2可知，男生在人际孤独感和发展孤独感上非常显著地高于女生。男女生在社会孤独感和自我孤独感上无显著差异。但是男生在孤独感总分上非常显著地高于女生。

（2）大学生孤独感在生源地上的差异比较

从表3可知，生源地对于大学生孤独感体验的影响在孤独感总分和各个维度上均无显著差异。

（3）大学生孤独感在专业类别上的差异比较

从表4可知，专业类别对于大学生孤独感体验的影响在孤独感总分和各个维度上均无显著差异。

（4）大学生孤独感在是否为独生子女上的差异比较

从表5可知，是否为独生子女对于大学生孤独感体验的影响在孤独感总分和各个维度上均无显著差异。

（5）大学生孤独感在年级上的差异比较

从表6可知，不同年级对于大学生孤独感体验的影响在孤独感总分和各个维度上均无显著差异。

三、讨论

1.大学生孤独感的性别差异

大学生孤独感的性别差异研究表明（见表2），男生的孤独感水平和“人际孤独感”均非常显著地高于女生（p

2.大学生孤独感的城乡差异

本次研究结果表明（见表3），大学生孤独感总分在生源地上无显著差异。这一结果与蒋艳菊、李艺敏、李新旺的研究结果是基本一致的。不同点在于蒋艳菊等人的研究认为虽然大学生孤独感总分在生源地上无显著差异，但在人际孤独感这一因素上差异非常显著。本次研究和蒋艳菊等人的研究之所以存在差别，其可能原因有以下几点：随着我国城市化进程的不断加快，城乡之间的区别逐渐变小，城乡居民心理特点也渐趋接近；大学生虽然有部分来自农村，但他们长期生活在城市，加之周围来自城市同伴的影响，使得他们的心理特点与城市学生逐渐接近；样本比例严重失调（见表1），城乡样本数量差距过大，这可能是造成本研究无显著差异的重要原因。

3.大学生孤独感的专业类别差异

本次研究结果表明（见表4），大学生孤独感在理工类和文史类之间无显著差异。由于本次研究只选择了理工类和文史类专业学生作为样本，因此无法了解体育艺术和医学类专业的学生在孤独感的各个维度及总分上是否存在差异，但这一结果与蒋艳菊等人的研究结果基本上是一致的。

4.大学生孤独感在是否为独生子女上的差异

本次研究结果表明（见表5），大学生孤独感在是否为独生子女这一因素上无显著差异。然而由于本次研究只选择了延安大学学生作为被试且样本结构在是否为独生子女这一因素上比例严重失调，不能进行很好的控制，因而可能掩盖了孤独感在是否为独生子女这一因素上存在显著差异的事实。

5.大学生孤独感在年级上的差异

本次研究结果表明（见表6），大学生孤独感在年级这一因素上无显著差异，不同年级的大学生所体验到的孤独感是一样的，这一结果与李艺敏等人的研究有很大的差异。她们的研究结果显示，年级在孤独感的总分和各个维度上的差异显著（p

四、结论

大学生孤独感总分及人际孤独感和发展孤独感两个维度在性别上有显著差别，男生比女生的孤独感体验更为强烈。大学生孤独感在生源地、是否独生子女、专业类别、年级四个变量上无显著差异。

【参考文献】

研究所年度总结篇（5）

日本直接促进R＆D的政策可以分成三类：一是通过制定优惠的税收政策，提供补贴和低息贷款支持民间（企业等）R＆D；二是为大学或国家研究院所的R＆D提供预算资金；三是通过技术研究协会或其他形式促进联合R＆D。后两类归纳起来，就是日本独具特色的联合R＆D模式：官产学合作、全员参与R＆D。

（一）日本独具特色的联合R＆D模式：“官产学”合作日本的科研体制中，最基本的是政府专门研究机构（官）、企业研究机构（产）和大学附属研究机构（学）三部分，三者研究的领域分别侧重于应用研究、试验开发研究和基础研究。所谓“官产学”合作体制，是企业、大学和政府研究机构共同研究一些重大攻关项目，并使研究成果实现产业化的合作体制。日本促进联合R＆D的措施始于1959年。1961年，官方为了促进联合R＆D，制定了《矿业与制造业技术研究协会法案》，这一法案源自于英国研究协会条例，曾被德国、法国、瑞典等国家广为沿用。在联合R＆D的政策下，参与企业可以在R＆D开支方面享受多项税收抵免制度，最典型的是机器设备等固定资产可以加速折旧等减税措施。但日本联合R＆D的形式与组织并不局限于矿业与制造业技术研究协会，还包括大量的基金会和社团组织形式等。

（二）日本R＆D税收抵免制度的发展历程日本自1966年开始对R＆D支出实施税收激励，但由于日本以联合R＆D促进科技创新立国，所以通过提供税收抵免制度、补贴和低息贷款的方式促进民间R＆D的力度一般，比如1983年，政府为民间R＆D投入各项资金总和只有1000亿日元，占当年总R＆D开支的2．6％。下面以2003年为分水岭，分析2003年度前后R＆D税收抵免制度的主要内容。

1．2003年之前的R＆D税收抵免制度日本自1966年至2003年之前的R＆D税收抵免制度主要体现在以下几个方面：

（1）R＆D费用扣除。在《增加实验研究经费的纳税减征办法》中规定，日本法人当年发生的R＆D费用，同基准年度以后各年R＆D费用的最高金额相比，超过的部分可以按照20％抵免所得税（最高限额为法人税的10％）。《促进基础技术开发税制》规定，在对增加实验研究经费给予减税的基础上，对部分高新技术领域用于购置用于基础技术开发的资产，再按购入价的7％抵免企业当年的应纳所得税额，最高限额为法人税的15％。《加强中小企业技术基础税制》中则规定，中小企业（以下简称SME）的合格R＆D投入，不计增量，按照6％的比例“全额抵免”计算税收抵免数额，最高限额为法人税的15％。

（2）加速折旧。日本在20世纪50年代设立新技术企业机械设备特别折旧制度，企业购置用于特定高技术开发的机械设备和建筑及附属设施，价值在10亿日元以内的实行5年期特别折旧，第一年折旧率可达50％。对某些特定产业和项目，加提的特别折旧率最高可达55％。

（3）科研专项准备金制度。日本政府为了减轻高新技术企业的投资风险，鼓励R＆D密集型产业的发展，允许企业提取科研专项准备金用于R＆D活动，比如《电子计算机购置损失准备制度》，允许计算机厂商从税前销售额中提取10％作为损失准备金，以弥补万一的损失。

（4）税收减免。为鼓励企业技术开发和技术输出，《租税特别措施法》规定向国外技术输出的所得，从当年开始8年内，转让收入的7％、提供咨询服务收入的12％可记入亏损（总额以当年收入的30％为限），同时对输出技术专利所得的18％免征所得税。2．2003年之后的R＆D税收抵免制度2003年4月，为了通过激活经济、开发新产品、创建新企业来克服通胀和提高国际竞争力，日本政府加大了R＆D税收的激励力度。2003年提出的激励体系包括永久制度和到2005年财务年度为止三年内有效的其他规定。此后，日本政府觉得R＆D税收抵免制度仍是进一步加强国际竞争力和实现“科技创新立国”目标的必要手段，又对该政策进行了修订，修订后的优惠体系在2006年4月开始执行。该体系与在2003年财务年度至2005年财务年度之间实行的政策相比，多2％－3％个扣除点。

二、税收意义上的R＆D活动及R＆D支出

（一）合格R＆D活动的界定日本将R＆D活动分为基础研究、实验研究和应用研究。在基础研究、实验研究和应用研究支出中，只有实验研究支出符合税收抵减条件，且该实验研究支出是指致力于产品生产、技术创新和技术研发的实验研究项目支出。此处的产品和技术，既包含新产品和技术，也包含现有的产品和技术。

（二）合格实验研究支出的界定适用于R＆D税收抵免制度的实验研究支出有：（1）原材料支出、劳动力成本（仅限于掌握专业知识且专门致力于实验研究的人员的成本）和实验研究所需的其他支出；（2）公司将其实验研究活动外包出去，而支付给承包人用来进行实验研究所花费的支出；（3）符合《采矿业和制造业技术研究协会法案》有关规定的支出。实验研究递延资产的摊销额和实验研究中使用的资产可计提的折旧，属于上面第一类中所提到的“其他支出”，都应在计算公司的应税收入时，包含在可扣除的总费用中。需要注意的是，当企业将实验研究项目外包给另一方时，只有公司承担所有成本，这些成本才满足税收抵免条件；否则，即使实验研究项目是由本公司主导开展的，其（第三方承担的）成本都不满足税收抵免条件。

三、日本R＆D税收抵免制度的主要内容

只有实验研究项目支出才能享受税收抵免制度，这一政策主要适用于公司纳税人。R＆D税收抵免制度的具体受益类型为“投资税收抵免”；计算基数是总量法和增量法的结合运用，以总量法为主；在境内外发生的实验研究费用均符合抵免优惠条件。现行的R＆D支出税收抵免制度适用于所有企业，但针对SME的优惠力度更大，与此同时，对合格的特殊实验研究支出还可以再申请特殊实验研究支出的税收抵免额。所以，日本将企业进行税收抵免的实验研究支出分为一般性支出、基础技术研究支出、SME研究开发支出、特别研究开发支出等不同的项目，并分别进行税收优惠。

（一）常规优惠内容1．与R＆D总费用相关的税收抵免规定（永久规定）一个会计年度中，允许在企业所得税负债中抵免的实验研究支出，占其实验研究总支出的8％—10％，取决于R＆D总费用占总收入的比率。为了促进企业与研究机构之间的联合R＆D，国内外的大学与国内的国立研究机构（包括资助研究）合作开展的R＆D活动，该比例可以提高到12％。2．关于SME的税收抵免规定（永久规定）对SME而言，其年度可抵免的企业所得税可达到其实验研究总支出12％。另外，R＆D总费用的12％可以在计算企业地方议会税时，从其税基中扣除。税收抵免制度对SME的定义是：注册资本金不超过100万日元且不附属于大公司的企业。3．与R＆D费用增量相关的税收抵免规定（临时规定）企业在享受上述优惠的基础上，从2006年4月1日起至2008年3月31日，当企业实验研究支出年度总额超过“前三个会计年度实验研究总支出平均值”，同时超过“前两年中实验研究年支出的最大值”时，实验研究支出增加额可以享受附加税收抵免制度。附加抵免金额＝（年度实验研究净支出－前三个会计年度实验研究总支出的平均值）×5％。需要注意的是，该鼓励政策规定，最大可抵免额度为企业本会计年度应交企业所得税的20％。当年不足抵扣的部分，可在以后年度企业所得税应纳税所得额中结转抵扣。4．常规优惠中现金返还、税收抵免结转及转回的可能性因为鼓励政策规定可抵免总额不得超过企业所得税的20％，所以，纳税人在不盈利和不缴纳企业所得税时，不能取得现金退还。如果年抵免总额超过企业所得税的20％，超出的额度可以结转至下一年度抵免。

（二）特殊实验研究支出的税收抵免制度1．合格的特殊实验研究支出如果一项实验研究是与国家政府机关或大学联合开展的实验研究项目；或者外包给国家政府机关或大学的实验研究项目；或者致力于研制罕见病用药的实验研究项目，那么在满足其他条件时，这类研究项目就属于符合税收优惠条件的特殊实验研究项目。2．R＆D税收抵免内容无论公司大小，都适用于该税收鼓励政策。当一个企业在一个会计年度内开展了特殊实验研究项目时，该企业有权在享受常规的实验研究支出优惠政策的同时，申请特殊实验研究支出的税收抵免制度。特殊实验研究支出的税收抵免额占该特殊实验研究支总额的2％—4％。特殊实验研究支出的税收抵免额＝（年度企业所得税－实验研究项目总支出的税收抵免额）×20％。

四、日本R＆D抵免制度对我国的启示

我国的R＆D税收抵免制度始于1996年，但直到2008年颁布《企业研究开发费用税前扣除管理办法（试行）》（国税发［2008］116号，以下简称《办法》），才形成比较完整的体系。随着我国科技创新环境日益改善及自主创新示范区和综合配套政策试验区的建立，我国现行的R＆D费用加计扣除政策日益凸显出不足之处，对我国R＆D税收抵免制度进行修订和完善也成为当务之急。日本作为较早实施R＆D税收优惠的国家，在40多年的R＆D税收抵免制度的执行过程中，积累了许多经验教训，其中有许多地方值得我国借鉴：

研究所年度总结篇（6）

国家财政部门为了对收入进行第二次分配，以及对经济进行全局性调控，所采取的关键手段之一就是税收。在社会经济的高速成长下，税收收入也水涨船高。2000年，我国的国民总收入约为98000亿元，税收收入总额约为12581亿元；而到了2009年，我国的国民总收入大概有343464亿元，税收收入总额却高达59522亿元。在这9年的http://期间内，国民总收入只增长了3.5倍，而税收收入总额却增长了4.7倍。很显然，我国税收收入的涨幅远远高于国民收入的涨幅。因此，许多人不禁产生了一些疑问：税收的负担到底受到哪些因素的影响？在我们国家，税收负担是否过于难以承受？

在我国国家统计局的官方网站上可以查询到， 2009年，国家税收收入的76.07%是由流转税和企业所得税构成的。税负归宿理论告诉我们，消费者才是承担流转税的最终归宿，因此，构成企业税收负担的最主要因素，毫无疑问应该是企业所得税。2008年的企业所得税为11176亿元。2009年，为了应对金融危机，我国实行了积极的财政政策，减轻了企业的税务负担，该年度企业所得税收入总额约为11537亿元。2010年，我国加强了税收征管，导致企业所得税较上一年度增长了20.4%。企业所得税的增长速度极快，而且在税务结构中所占的比重极高，引起了很多理论界和实务界人士的关注，很多专家学者开始了关于企业所得税负担的研究。本文将对国内外有关所得税的研究进行综述，以期对未来该方面的研究做出一定的贡献。

二、研究现状

（一）国外研究

早在20世纪50年代，国外学者就对所得税税负进行了研究。一些学者发现了研究公司所得税税负的重要工具——公司实际所得税税负率etr。公司的所得税税负程度能够通过etr真实地反映出来，该指标是公司所得税税负的真实体现。

在20世纪，国外研究者的关注的主要内容还是理论研究，实证研究所占比重不高。主要的研究成果有：

stichney和mcgee(1952)发现，公司的etr越低，其负债水平就越高。

zimmerman (1953)检验了公司的规模与etr之间存在的联系，结论是二者有正相关关系，并依据该结论确定了公司的规模是否可以作为政治成本的代表。

poreano(1956)检验了一千三百余家企业etr的结构，发现etr与公司的规模负相关，越大的公司，其etr反而越低。

时至21世纪，学者们也逐渐开始转变研究方法，慢慢地更加偏重实证研究：

feeny等（2002）检验了产业因素与企业实际税负之间的关系，发现若是能够得到政府支持的产业，其税负就不高。

jacqueline haverals(2007)研究发现，相比其他行业，汽车行业和建筑行业存在更大的实际税负。

david han和min wang(2007)检验了中国经济合作与发展组织(oecd)等国家的税收负担与单位资本的国内生产总值之间的关系，发现二者并不相关。

sagirikitao(2008)研究了所得税与经济投资之间的关系，发现每降低百分之十的企业所得税，可能会使将来的投资增长百分之二十。

sagirikitao(2010)检验了企业所得税税收负担与企业规模之间的关系，发现二者是显著负相关的。

（二）国内研究

直至20世纪末，我国才有学者针对企业所得税税负开展研究：

安体富、岳树民(1999)在企业所得税税负水平研究方面首开先河。他们认为，当过重的税负使得企业难以继续经营，而财力上的缺失导致财政的收入难以弥补支出时，“究竟应该优先考虑谁的困难”这个问题应该是最重要的。

王延明 (2002)检验了资本密集度与etr之间的关系，结论认为二者是负相关的，但显著程度并不高。

岳树民和安体富(2003)用我国的税收负担与其他国家的税收负担进行对比，发现我国企业的税收负担较为沉重，部分税种税率过高，税基相对较窄。他们还特别提出，减税政策和免税政策过多、过乱，这对税收收入总额产生了不利影响，增加了税收收入的不确定性，也不能满足市场经济应该具备的“公平竞

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争”特性。

王延明(2003)通过实证研究发现，公司的规模、公司的资产负债率以及公司的资本密集度都会对上市公司的etr产生较强的影响。

曹书军、窦魁(2005)通过实证研究得出了如下结论：上市公司的规模与etr不相关；财务杠杆与etr之间显著负相关；固定资产密集度与etr不相关；在宏观税收优惠政策覆盖面较广的情况下，盈利能力和股权结构与etr正相关，且显著程度较高。

王素荣、张新民(2006)通过实证研究发现，当公司的资产负债率处于20%-80%这个区间内时，资产负债率越高，公司的税负也就越高。

谭康（2008）进行了实证研究并发现，规模越大，企业的etr就越高，而资产负债率与盈利能力则与企业etr呈负相关关系。

娄权(2007)的研究发现，上市公司的盈利能力越强，其etr就越高。

王素荣、蒋高乐(2009)对公司财务因素与etr之间的关系进行了实证研究，结论表明心得会计准则降低了上市公司的平均所得税税负。

陈阿芳(2010)以我国上市公司2005年至2009年的数据作为样本，区分了不同的行业、不同的地区，对公司的etr进行了统计分析研究，结论发现从全局来看，我国上市公司企业所得税税负趋于下降，虽然不同行业、不同http://地区会存在差异，但差异呈减小的趋势。此外，陈阿芳还建议，在保证公平竞争的前提下，应该加强所处于发展较慢的行业和区域的企业的政策性税收优惠，调整部分和实际履行情况脱节的优惠政策。

研究所年度总结篇（7）

1　前言

在体育社会科学领域，从总体上来研究我国体科所科研工作发展的问题，《中国体育报》2002年1月10日第7版已有报道，但以人才问题为视角，专门研究体科所科研人员队伍可持续发展的论文却尚未见诸报道。体科所科研人员队伍是我国体育科研队伍的重要方面军，与高校体育院系教师所组成的科研队伍不同的是，它是一支专门从事体育科学研究的队伍，是我国体育科研队伍中的专职队伍。本研究拟结合我国体科所科研人员队伍的整体状况，从其可持续发展的角度来展开研究。

可持续发展的原始定义为：“满足当代人的需求，又不对后代人满足其需求能力构成危害的发展。”如今，其内在的涵义已得到较大的拓展和延伸，学者们更多地将其理解为一种辩证的发展观。在对人才资源的看法上，该发展观注重人才资源与人才成长环境、人事制度改革以及教育发展、科技发展相适应、相协调。具体到体科所科研人员队伍的可持续发展，则指伴随体育科研工作的不断进步，体科所科研人员队伍当走上持续、快速、健康、和谐的发展道路；体科所科研人员队伍的发展要走优化结构之路，不断提高队伍的整体素质，将推进体育科研工作上台阶上水平作为重要使命；体科所科研人员队伍的发展不仅要重视科研人员学历层次的不断提高，更要注重科研人员的科研工作能力尤其是创新能力的不断提高。

目前，我国共有36所体育科学研究所。虽然体科所科研人员队伍逐渐壮大，科研工作的质量与水平不断提高，但也不可否认在其发展过程中仍存在一些问题，如队伍的结构不够合理，队伍的管理还没有严格按照人事制度改革的精神去实施，科研工作与运动实践结合得不够紧密，与科技创新的要求尚存在较大的差距。这些问题在不同程度上制约着我国体科所科研人员队伍的健康发展。欲建设好这支队伍，须采取有效的激励措施，优化队伍的结构，提高科研人员的科研工作能力（包括科技创新能力），并努力营造有利于这支队伍茁壮成长的环境。只有科研人员队伍成功地实现了可持续发展的预定目标，才能促使体科所的科研工作迈上新的台阶，进而提高这支队伍对我国体育科技事业发展的贡献率。因而，对我国体科所科研人员队伍发展状况的问题有必要作深入研究，对其作出合理规划。

2　研究对象与方法

2.1　研究对象

采用抽样调查的方法，从全国体育科学研究所中抽取国家体育总局体育科学研究所及山东、福建、山西、广西、湖北、河北、辽宁8所体育科学研究所，将其科研人员（专职）作为调研对象，共计178人。

2.2　研究方法

(1)文献资料法。通读了我国体科所不断发展壮大的历史，了解了体科所科研人员的整体状况；从INTERNET网上浏览了朝鲜、韩国、德国体科所科研人员若干方面的情况；参阅了我国科研人员队伍建设与发展的专著，以及与可持续发展有关的论文。

(2)抽样调查法。从全国体科所中抽取国家体育总局体科所及山东、福建、山西、广西、湖北、河北、辽宁8所体科所，通过函调的方式，了解这些体科所科研人员的数量、学历结构、职称结构、专业结构、年龄结构、性别结构及承担课题研究的状况，为探讨如何优化体科所科研人员队伍的结构作好准备。调查从2002年10月中旬开始，至2003年元月上旬结束。

(3)比较研究法。为了研究的便利，查阅了武汉体育学院、华中师大体育系、湖北大学体育系、三峡大学体育系等11所高校体育院系教师（均系体育教师）的学历、职称与年龄结构状况。将研究对象即8所体科所科研人员的学历、职称与年龄结构与上述11所高校体育院系教师的同类情况进行比较，于比较中评价其队伍结构之优劣。

(4)统计分析法。运用SPSS10.0软件对调查所得的众多数据进行统计处理与分析。

3　调查结果与分析

3.1　科研人员的数量状况

1985年，我国共有28所体育科学研究所，科研人员共计729人。至2000年，体育科学研究所增至36所，科研人员则增至1700人，见图1。

附图

图1　科研人员的数量统计图

3.2　科研人员队伍的结构状况

3.2.1　学历结构

学历结构是指科研人员中不同学历人员的比例构成及其相互关系。由表1可知，8所体科所中学历为硕士研究生的有38人，占科研人员总数的21.4%；学历为本科的有92人，占科研人员总数的51.7%；学历为专科的有35人，占科研人员总数的19.6%；学历为中专以下的有13人，占科研人员总数的7.3%。本科以上学历的科研人员共占73.1%，居主体地位，但硕士研究生学历的科研人员所占的比例与科研出成果需要较高比例的高学历人员的趋势不甚相符。中专以下学历的科研人员虽只占7.3%，但这部分人员学历太低，难以适应科研上水平的要求。从总体上看，科研人员队伍的学历结构基本上合理，但远不够理想。

表1

8所体科所科研人员的学历结构（人）

硕士研究生　 本科　专科　中专以下

总局体科所

24

11

7

5

山东体科所

3

20

8

2

福建体科所

1

11

1

山西体科所

4

19

6

广西体科所

2

4

1

湖北体科所

1

7

3

5

河北体科所

1

10

1

1

辽宁体科所

2

10

8

3.2.2　职称结构

职称结构是指科研人员中不同职称人员的比例构成及其相互关系。由表2可知，拥有高级职称的科研人员有76人，占42.7%；中级职称的科研人员有76人，占42.7%；初级职称的科研人员有26人，占14.6%。显然，高级职称人员与中级职称人员所占比例持平，略显稍高；而初级职称人员所占比例则略显偏低。这种职称结构不尽合理。从有利于科研人员队伍可持续发展的角度考虑，高级、中级、初级职称人员的比例搭配宜为1.5:2:1，即中级职称人员所占比例稍大于高级职称人员所占比例，约为初级职称人员的2倍。

表2

8所体科所科研人员的职称结构（人）

高级职称

中级职称

初级职称

总局体科所

研究所年度总结篇（8）

一、 引言

公司治理因素对企业绩效的影响，主要因素包括董事规模、独立董事比例、公司的监事会的规模、高管的薪酬、技术的创新、业务多元化、企业文化差异等。南开大学公司治理研究中心公司治理评价课题组（2004）通过对于我国上市的公司的研究，得出结论：董事会采取更加有效的措施来改变自身治理结构被企业的绩效下降所鞭策。在欧美国家，有大部分公司实施的是“一元化”的治理结构，随着监事会的产生，“二元化”的公司治理结构被很多公司治理者所接受，我国基本上就是相似于“二元化”的治理模式，所以很多关于监事会规模与企业绩效之间的关系研究结果有多种。

本文以我国沪市A股上市公司作为研究样本。采用独立董事比例、董事长与总经理是否两职合一和管理层持股比例这三个变量，进行公司治理与企业绩效之间的关系的相关探究，采用EPS、ROA和托宾Q这三个指标进行度量。

本文以我国2007年～2014年沪市A股上市公司的财务数据为研究样本，实证结论是：独立董事比例和管理层持股比例和企业绩效呈现正相关的关系。董事长和总经理是否二职合一这个变量对于企业绩效的影响不显著相关，说明董事长和总经理是否二职合一对于企业绩效的影响不大。

二、 文献综述

1. 国外文献综述。1932年，Berle和Means开启了关于股权结构和公司绩效之间关系研究的先河，并且他们的结论--公司股权结构集中度与公司绩效正相关，在之后的五十年一直西方理论界追捧。直到1983年，Demsetz通过对美国上市的511家进行调查，通过回归分析，检验会计利润率和股权集中程度，得到了会计利润率和公司所有权集中程度并没有显著的关系的结论。Holderness和Sheehan通过对具有绝对控股股东的公司和股权相对分散的公司的经营业绩进行了对比，发现企业绩效和托宾Q值显著不相关，企业绩效与股权比例不相关的结论也就应运而生。但西方学者的探究还没有结束，Zeckhauser和Pound认为股权的集中程度和企业的绩效呈正相关。在董事会治理结构上，国外学者通过董事会规模，独立董事所占比例以及高管薪酬等角度对企业绩效进行了研究，Yermack提出了董事规模和企业绩效之间呈现负相关的凹形关系，这一结论是建立在他通过1984年～1991年452家美国上市公司的实证研究之上的，与此同时，Bhagat和B1ack也提出了独立董事和企业绩效之间存在关系。Compers，Ishii和Mertrick（GIM，2003）认为一个强势的股东控股对于企业绩效会有绝对的积极作用。

2. 国内文献综述。李献书（2013）通过中国A股上市公司的横面数据的分析，提出股权集中程度和企业绩效之间存在着正相关的关系。孙永祥就提出了董事规模和上市公司之间存在负相关的联系，所以通过控制董事会的规模能够提高企业的绩效。谭劲松认为独立董事的人数和公司的绩效是存在正相关的关系的，但是独立董事的比例是和公司的绩效是没有关系的。李争光通过2005年～2012年沪深两市的公司作为研究对象，表明了高管薪酬和企业绩效呈现正相关的关系。

根据以上文献回顾，我们发现公司治理的能够列举出来的各种因素对于企业绩效的影响，学者们并没有一个统一的结论，可能主要有以下几个原因造成的：

（1）学者所选取的控制变量是不同的，并且他们所建立的模型也是不一样的;

（2）研究的数据所处的环境是不同的;

（3）仅仅从国内研究的差异来说，每个国内学者所选取的样本也是相当不同。

三、 理论分析与研究假设

1. 独立董事比例对于企业绩效的影响。独立董事制度指的是一种反映独立董事在董事会成员中所占比例的的制度，这种制度体现出董事会独立的特征，并且这种制度对于董事会起到一定的监督的作用。在西方绝大部分国家，独立董事制度被众多数公司治理者所推广。因为它不仅仅改进了公司的治理结构，并且还保护中小投资者的经济利益。但是在我国由于独立董事制度起步较晚，学者的研究结果也是各不相同。所以基于以上的分析，从而提出本文的假设一。

H1：在其他的条件不变的前提下，独立董事比例与企业绩效呈现正相关关系。

2. 董事长和总经理任职两职合一对于企业绩效的影响。虽然管理层的治理公司的创新的能力可以被董事长与总经理两职合一有利于最大程度激发，但这样会对总经理等高层管理团队监督作用反而会大打折扣，不利于监督的有效实施。但是董事长和总经理职分离尽管能够一定程度上增强董事会的独立性，但由于两职分离的个人可能会由于自身利害关系，对于整个公司的治理团队来说，创新作用不能有效发挥。基于以上的分析，提出本文的假设二。

H2：在其他条件不变的情况下，董事长与总经理两职合一对于企业绩效没有明显的影响。

3. 管理层持股对于企业绩效的影响。在解释管理层持股比例与公司绩效之间的关系时，我们根据的是利益趋同假说：管理层的持股比例越高，那么管理层对于公司的所有权也就会增加。管理层持股比例的增加有助于公司降低公司的成本并且可以提高公司的自身的价值。这样则会在一定程度上降低企业的发生亏损的可能性。基于以上分析，提出本文的假设三。

H3：在其他条件的不变的情况下，管理层持股比例越高，企业绩效越好。

四、 研究设计

1. 样本选择和数据来源。本文以是2007年～2014年我国沪市A股上市公司的数据为研究对象，由于在2007年我国的会计准则发生了重大改变。那么2007年前的数据属于在旧准则的规则下产生的，不再适合与会计新准则下产生的数据进行研究对比。本文的相关财务指标数据均来自CSMAR和RESSET数据库。另外本文还对于初始样本进行了如下筛选：

（1）剔除ST和PT公司。

（2）只选取在沪市A股上市的公司，因为将其控制在同一证券交易所可以一定程度上减少最后研究结果的差异性。另外只选取2007年和2014年之间上市的公司，这样可以有效地控制样本公司的上市年龄，并且将上市年龄差异控制在一年之内，最大程度上减少样本的差异性。

（3）剔除金融类的上市公司。

（4）去除年度报表中数据记录有缺失的公司。

经过上述筛选本文共得到了5 717个年度观测值。

2. 变量的选择与度量。借鉴杨典等（2013）、李争光（2014）、李争光（2015）的研究，本文采用ROA、EPS和托宾Q来度量企业绩效，ROA表示的是资产收益率，EPS表示的是每股收益，这两个变量是从会计业绩层面上出发的，对企业绩效进行测量。托宾Q则是反映的是公司的市场价值。一般来说，一个企业的绩效越好，那么这个企业在证券市场上面的表现越好，在证券市场价值越高，也就是说托宾Q的值越高。

3. 其他控制变量。借鉴了已有的研究（杨典等，2013;李争光，2014;李争光，2015），本文还对以下的变量进行了控制：资产负债率LV（年末总负债除以总资产）;企业规模SZ（企业总资产的自然对数）、市账比MB（股权市值除以股权账面价值）和终极控制人性质（终极控制人性质虚拟变量，若企业的终极控制股东为国有企业，则取值为1，否则取值为0）。并且为了控制年度、行业变量对企业绩效的影响，本文在回归模型中还加入了年度、行业虚拟变量以减少最终结果的误差。变量的详细定义见表1。

4. 实证检验模型。借鉴杨典等（2013）、李争光（2014）、李争光（2015）的研究，本文将会采用如下模型（1）来检验H1、H2、H3。

（1）企业绩效方程：

Performancei，t=？坠0+？坠1DLi，t+？坠2MAi，t+？坠3MHi，t+？坠4LVi，t+？坠5SZi，t+？坠6MBi，t+？坠7SEi，t+？撞INDUSTRY+？撞YEAR+？灼i，t

其中Performancei，t为企业i在t年的企业绩效，另外分别用资产收益率ROA、每股净收益EPS以及托宾Q来度量公司治理与企业绩效的关系。其中DLi，t表示企业i在t年的独立董事比例，等于独立董事人数除以董事会人数;MAi，t表示企业i在t年的表示董事长和总经理是否兼职，这是一个虚拟变量，若董事长兼任总经理，则取值为1，否则取值为0;MHi，t表示企业i在t年的表示管理层持股比例，等于管理层持股股数除以普通股总股数;LVi，t表示企业i在t年的表示资产负债率，等于年末总负债除以年末总资产;SZi，t表示企业i在t年的表示企业规模，等于年末公司总资产的自然对数;MBi，t表示企业i在t年的表示市账比，等于股票市场价值除以股票账面价值;SEi，t表示企业i在t年的表示终极控制人性质，若企业的终极控制人为国有企业，则取值为1;否则取值为0。ζi，t表示误差项。

五、 实证结果分析

1. 描述性统计。每股收益EPS，资产收益率ROA，托宾Q的值的均值（中位数）分别是0.335（0.243），0.035（0.031），1.931（1.184），标准差都比较小。三个解释变量的极大值和极小值几乎控制在2到3之间，说明样本之间的差异性并不是特别大。

独立董事比例的均值（中位数）分别是36.6%和33.3%，最小值是28.6%，说明在沪市上市的A股公司，他们的独立董事的比例之间的差异并不是很大。董事长和总经理是否兼职中，由于从均值0.119和中位数0可以看出样本中大多数的企业他们的董事长和总经理并不是兼职的;管理层持股比例平均不到2%，最多也只有40%，说明我国管理层并没有对企业的控股有着绝对的压倒性的比例。

在其他控制变量上，我国沪市A股上市公司的资产负债率还是趋于稳定的，其标准差只有0.021，极差也是不明显，中位数（0.546）与平均数（0.544）基本一致;企业规模也是没有多大差异，中位数（22.083）与均值（22.32）基本考近，虽然最大值（28.03）与最小值（22.32）之间相差将近5，但是其俗疾睿1.551）还是较小的，所以样本之间的差异不是很大;市账比的极差相对上述两个变量而言，差异就显得巨大，标准差也是几个变量之中最大的，所以，在研究样本中市账比还是趋于不稳定的，样本之间存在这显著的差异。在中级控制人这个虚拟的变量中，不难发现我国沪市A股上市的公司中有将近70%的公司都是国有资产控制的公司。

2. 实证检验结果。表1报告了公司治理与企业绩效之间关系的多元回归分析结果。根据R2的值不难看出，三者对于模型的解释力度都比较强，特别是托宾Q的力度要大于EPS和ROA的力度。从表1可以发现：

（1）独立董事比例与托宾Q的测量值呈现显著正相关，H1得到验证，但是独立董事比例与EPS和ROA呈现显著负相关，H1没有得到验证。

（2）董事长和总经理两职合一对EPS和ROA的影响不显著相关，H2得到验证;但却与托宾Q显著正相关。

（3）管理层持股比例与EPS呈现显著正相关，H3得到验证，但却与ROA不相关，与托宾Q显著负相关。

（4）资产负债率与EPS、ROA、托宾Q都是在1%的水平上呈现显著的负相关关系，并且其系数是相当之大，有的甚至超过了-20。所以，不言而喻，一个企业的资产负债率越大，那么对于这个企业的负面影响就更大。

（5）企业规模与EPS和ROA是显著正相关，但是与托宾Q值却是呈现显著负相关的关系。所以，站在财务绩效的角度来说，一个公司的规模越大，那么这个企业的绩效就会越好;站在公司价值的角度来说，一个企业的规模越大，那么这个企业的绩效将会越差。

（6）市账比与EPS是在1%的水平上呈现显著负相关，但是在ROA在10%的水平上呈现显著正相关，但是与托宾Q是在1%的水平上呈现显著负相关的。

（7）终极控制人性质的在三个测量值中都是呈现在1%水平上的显著负相关，这也就说明了在研究样本中，显然非国有企业的测量指标要好于样本中的国有企业。

六、 研究结论与启示

1. 独立董事比例与企业绩效是呈现显著正相关的。由于独立董事具有独立性和专业性，并且对于公司的相关财务起到了一定的监督作用。当公司董事制定公司发展的各项决策时，独立董事能够起到更加客观，更加真实的作用。

2. 董事长和总能给经理是否兼职对于企业绩效呈现不显著相关。当董事长和总经理两职合一的时，即使在一定程度上管理层的创新自由度的阻力可以被减小，也就是管理层发挥创新自由度有着更加大的空间。但是，在监管上，可能会有自顾不暇的缺点;相反，如果董事长和总经理两职分离的话，那么管理层的独立性可以被提高，但创新自由度则得不到相应的发挥。

3. 管理理层持股比例与企业绩效当用托宾Q进行度量时是呈正相关，说明企业的管理层持股比例的提高将会使得企业绩效朝着好的方向发展。使得企业的市场价值越高。究其原因，可能由于当企业的管理层持股比例越高，这样公司利益和管理层的这样管理层利益联系会更加密切。那么管理在治理公司作出相关决策的时候，会做出更加科学，更加符合企业长远发展发展的决策，通过这些决策的实行自然会对企业绩效产生拔高效应。

基于以上结论，本文提出建议：首先公司可以考虑适当扩大独立董事比例。除此之外，可以适当扩大管理层的持股比例，这样管理者自身的经济利益就会和各股东的经济利益紧紧联系在一起。因而管理者在治理公司的时候，不会只是单方面的考虑选择治理方案，而是会三思而后行，做出边际效益最好的决策。

参考文献：

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[2] 李海涛，肖明，李强.公司治理对企业绩效的影响――一项基于Logit回归模型的研究[J].中国管理信息化，2015，18（1）：128-133.

[3] 李献书.中国上市公司企业绩效与公司治理结构关系考量――基于中国A股上市公司横截面数据分析 湖南大学学报，2013，18（4）：47-51.

[4] 李争光，赵西卜，曹丰，卢晓璇.机构投资者异质性与企业绩效[J].审计与经济研究，2014，（5）：77-87.

[5] 李争光.高管薪酬与企业绩效――来自中国上市公司的经验证据，现代管理科学，2015，（3）：106-108.

[6] 任海云.公司治理对R&D投入与企业绩效关系调节效应研究[J].管理科学，2011，24（5）：37-47.

研究所年度总结篇（9）

按照学术自身的发展逻辑，在总结与反思中展开的中国马克思主义哲学研究，应该说是中国马克思主义哲学研究走向理论自觉与成熟的重要特征，也是真正推进马克思主义哲学研究不断深入的一个重要前提。从这个意义上看，“总结”与反思、追问与诊断研究中存在的“问题”，从方法论的角度达到理性自觉。乃是推进马克思主义哲学研究不可或缺的内在环节与题中之义。

 

然而，不可回避的是，在对中国马克思主义哲学研究进程的总结中，因对应该“总结什么”以及 “如何总结”等缺乏应有的理论自觉与理论共识，忘记总结与反思的方法论存在着问题，导致“总结”泛化、简单化、甚至平面化与知识化的倾向。整体上说来， “总结”未能真正体现出马克思主义哲学的批判精神与求真的本质，由此带来一系列不可忽略的问题。

 

首先，总结与反思依然在知识论的平台上进行，缺乏应有的价值审视，于是，总结中应确立与贯彻的价值尺度和价值观照普遍弱化。全面而深刻地反思与总结当代中国马克思主义哲学研究，是发展马克思主义哲学的内在要求。然而，总结决不仅仅是一种线性的理论发展成果的汇总，也不是单一维度的理论脉络的澄清。更不是一系列既成的理论事实的堆积。而是按照历史与逻辑相统一的原则，从整体性的高度，全面而准确地把握当代马克思主义哲学研究所展现出来的、生动的发展生态，从这个意义上来说，“总结”60年来中国马克思主义哲学的研究，意蕴着深刻的价值观照和未来取向，这就要求我们必须围绕着马克思主义哲学遭遇的历史性“问题”这一关键枢纽。对马克思主义哲学理论展开进程作出历史性的解读与判断，明确中国马克思主义哲学的现实困境与将获得有效拓展的新未来。

 

换句话说，总结、反思本身不是目的。而是通过总结与反思，探索与确证马克思主义哲学研究自身的内在逻辑，把握马克思主义哲学研究的新问题、新动向，从而让总结与反思成为开拓马克思主义哲学研究新境界的契机，彰显出 “总结”的内在价值来。只有这样，才符合马克思主义哲学作为“高卢雄鸡”的引领品质，而防范马克思主义哲学蜕变为“黄昏时才起飞的”“猫头鹰”。由此， “总结”就必须完整地呈现出马克思主义哲学研究成就与困境并在、现实与未来并行、整体性与个体性协同、理论与实践整合的实际态势，唯有如此才能真实而全面地揭示出中国马克思主义哲学研究的新路径、新空间。正如有的学者指出的那样，未来中国的发展，尤其是中国马克思主义哲学的发展，既不同于前30年的发展模式，也不同于后30年的发展模式。这样，能否探索与提供较为符合中国马克思主义哲学研究的新型发展模式，就成为检验当下我们总结与反思是否达到应有的理论深度与广度的一个尺度。

 

然而，毋庸讳言，在总结与反思60年中国马克思主义哲学成长的过程中，就其实际的理论分析与诊断而言，对马克思主义哲学研究中真正遭遇的困境分析得少、对马克思主义哲学研究的未来理想性与学术发展的可能性路径展望得少、马克思主义哲学研究的个性空间展现得少、马克思主义哲学理论学术研究成果沉淀得少。之所以如此，严格地说，正是由于目前对中国马克思主义哲学研究的总结与反思，只是在知识增长意义上进行，缺乏深刻的历史维度和价值维度，这是总结中国马克思主义哲学研究方法论最为缺失的一个方面。

 

不可否认，马克思主义哲学是一个具有内在逻辑的科学知识体系，但严格说来，这并不是马克思主义哲学的本质，更不是马克思主义哲学精神之所在。如此在知识论的平台来总结马克思主义哲学及其研究的发展，是与马克思主义哲学精神相背离的。同时。我们也不难发现，正是在知识论的平台上来加以总结与反思，也就必然缺乏应有的“问题意识”，看不到或忽略了马克思主义哲学在进一步发展中面临的问题与困境。不能正视与诊断马克思主义哲学发展遭遇的真正危机。于是，在独白式思维支配与控制下的马克思主义哲学研究，常常出现以“话语游戏”遮蔽真实的理论与实践问题，导致马克思主义哲学在一系列重大的现实问题面前“失语”，马克思主义哲学在现实矛盾与多元文化交织的生活困惑中遭遇多重质疑与诘难。鉴于此，笔者认为，必须改变现有的总结与反思的方法论原则，强调深刻的问题诊断，纠正与马克思主义哲学精神相悖的价值原则与思维取向，将马克思主义哲学的研究置于当代中国现实生活的问题之中，从而显示出马克思主义哲学研究清醒的反思意识和自我批判精神。

 

其次，未能分领域、分层次、分主题地进行反思性总结与研究，总结与反思后缺乏整体性的概括，由此，导致总结与反思要么依然停留于对马克思主义哲学研究发展状况语焉不详的宏大叙事，要么停留于对马克思主义哲学理论发展的表象勾勒与描述，未能深入到马克思主义哲学理论主题与实质变换的层面，未能真实地反映与揭示出中国马克思主义哲学研究多样、多元和多变特质所构成的研究生态。

 

不可否认，“中国马克思主义哲学”这一范畴所蕴涵的内容是多维与多样的。这一特点仅从马克思主义哲学在中国的多样化的称谓即可得到印证。从马克思主义哲学即是“辩证唯物主义、历史唯物主义”到马克思主义即是“实践哲学”、“实践唯物主义”、“价值哲学”、“人学”、“社会哲学”、“政治哲学”、“经济哲学”、“文化哲学”、“发展哲学”和“生活哲学”等等，呈现出马克思主义哲学多样性、多元性研究范式共在的学术生态。而每一种关于马克思主义哲学的个性化称谓，以及由此所昭示的个性化研究范式，都以为真正把握住了马克思主义哲学的本质规定，是马克思主义哲学的全部理论蕴涵，并非是马克思主义哲学的理论支脉。同时每一称谓所表征的是对马克思主义哲学独特的解读框架，以及由此而生的一套马克思主义哲学的理论体系，展示出马克思主义哲学特有的理论实质与精神风格，这样，在客观上也就呈现与蕴含着多样化的马克思主义哲学解读与研究领域与空间。鉴于此，有的学者认为，马克思主义哲学在中国个性化研究的时代已经来临。

 

在此，我们姑且不究将马克思主义哲学置换为以上那些特殊的称谓是否科学与恰当，但是，不可否认的是这些年学界倾力从不同维度、不同界面、不同领域、围绕不同的主题而开启的对马克思主义哲学严肃认真的研究，打破了马克思主义哲学曾经“千人一面”的单调状态，消解了“唯我独马”的单一研究和解读模式的权威性，生成了马克思主义哲学多元研究范式并在的格局，呈现出一种多元并存的研究生态。这不仅深度地揭示了马克思主义哲学的丰富性与复杂性，而且更为重要的是激活了马克思主义哲学的理论资源，客观上大大地推进与丰富了马克思主义哲学理论，展示了马克思主义哲学所蕴涵的理论广度与生命力。但是同样不可否认的是，在如此丰富的生态中，有的研究拓展了马克思主义哲学的理论空间，正确而恰当地深化与推进了马克思主义哲学。有的研究背离了马克思主义哲学的精神实质，有的研究及所得出的结论早已溢出了马克思主义哲学的边界，有的则附加给了马克思主义哲学一些“新的”内容，如此等等就说明，在当代中国马克思主义哲学的研究中，无论是研究方法、研究主题，还是研究所坚持的原则以及研究的实际效果都显示出多样性的特征。

 

研究所年度总结篇（10）

1.引言

21世纪是一个科学技术高速发展，经济日益全球化的世纪。世界各国的竞争归根结底是人才素质的竞争，科教兴，则民族兴；人才兴，则国运盛。中华民族要实现伟大复兴必须依靠大量德才兼备的高层次人才。毋庸置疑，研究生作为最高层次的人才，肩负着国家现代化建设的重任，是我国增强综合国力、增强国际竞争力的重要支撑力量，已成为一个不容忽视的人群。作为知识分子集中的一个高层次群体，他们目前的生活质量、心理健康水平应该受到关注和重视。但由于研究生人群的年龄和学习、活动方式较之大学生和其他人群存在着较大差异，目前国内关于研究生的研究相对来说显得十分薄弱，尤其专门针对女研究生（硕士、博士）的研究就更少了。社会竞争的日益激烈，女研究生作为未来女性人才的特殊群体，是我国社会主义现代化建设的不可缺少的生力军，她们不仅肩负着社会、家庭、个人等多方面的期待，而且承受着来自经济、学业、就业、婚恋等诸多方面的心理压力，这一系列的竞争和冲击不仅给她们带来困惑、期待和迷茫，势必还会影响她们主观幸福感的形成，从而影响她们的心理和行为反应。

笔者根据调查所得出的各项数据，用统计学处理方法，对女研究生主观幸福感的现状进行分析，其目的是通过了解女研究生主观幸福感的实际状况，探索影响女研究生主观幸福感的相关因素，以便更好地提高女研究生的生活质量，促进其身心健康，使之有更多的精力投入学习和工作，让她们更好地适应社会、健康成才，具有重要的意义和作用。

2.方法

2.1被试

被试取自河海大学、南京师范大学、南京大学和南京林业大学四所高校的研究生（硕士、博士），采用随机抽样的方法，共抽取500名学生，统计中剔除无效问卷52份，最后获得有效问卷448份（有效回收率为90%），其中女研究生被试304份，男研究生被试144份。在总的问卷中抽取出女研究生的被试，得出的有效样本构成如表1所示。

2.2研究工具

2.2.1总体幸福感量表（General Well-Being Schedule，Fazio，1977，简称GWB）

该量表由美国国立统计中心制定，共33个题目。本研究中采用国内段建华①（1996）对该量表的修订，即采用该量表的前18项对被试进行施测，单个项目得分与总分的相关在0.48和0.78之间，分量表与总表的相关为0.56和0.88之间，内部一致性系数男性为0.91、女性为0.95，平均得分男性为75分，女性为71分，得分越高，主观幸福感越强烈。在本研究中女生在该量表的内部一致性系数为0.87。

2.2.2幸福感指数量表（Index of Well-Being，Campbelletal，1976，简称IoWB）②

该量表用于测查受试者目前所体验到的幸福程度，包括总体情感指数量表和生活满意度问卷。总分范围在2.1（最不幸福）和14.7（最幸福）之间。根据姚春生（1995）等人的资料，本量表的重测一致性为0.849（P＜0.001）③。总体情感指数与生活满意度的一致性为0.55，总体情感指数与另一种幸福感测查的相关性为0.52，平均分为11.8。本研究中，与总体幸福感的相关性为0.51，女生在幸福感指数量表的内部一致性系数为0.91。

2.3研究程序

测试时间为30分钟左右，测试前根据指导语向被试说明注意事项，并告之该测试为匿名测试，回答的问题无所谓对错，以保证测试结果的真实性。

2.4数据处理

统计方法主要包括：独立样本T检验、方差分析和相关分析。

数据的录用采用Excel，处理采用SPSS13.0。

3.研究结果

3.1女研究生的人口统计学变量与主观幸福感

3.1.1女研究生主观幸福感的专业差异分析

对不同专业的女研究生主观幸福感做独立样本t检验，结果表明（见表2），虽然文史专业女研究生在总体幸福感量表得分、幸福感指数和生活满意度得分三个方面略高于理工专业的女生，但二者差异没有达到统计差异显著性水平；文史专业女研究生在情感指数方面略低于理工专业的女生，但二者差异同样没有达到统计差异显著性水平。

3.1.2女研究生主观幸福感的学历差异分析

对不同学历的女研究生主观幸福感做独立样本t检验，结果表明（见表3），在总体幸福感、情感指数得分方面，女硕士研究生低于女博士研究生，二者差异达到统计显著性水平；而在幸福感指数和生活满意度方面，硕士研究生略低于博士研究生，差异没有达到统计显著性水平。

3.1.3女研究生主观幸福感在婚姻状况上的差异分析

对不同婚姻状况的女研究生主观幸福感做独立样本t检验，结果表明（见表4），在总体幸福感、幸福感指数、情感指数和生活满意度方面，未婚女研究生都略低于已婚女研究生，但二者差异没有达到统计显著性水平。

3.1.4女研究生主观幸福感的生源差异分析

对不同生源地的女研究生主观幸福感做独立样本t检验，结果表明（见表5），生源地在城镇的女研究生在幸福感指数、情感指数和生活满意度方面要高于农村，二者差异达到统计显著性水平；在总体幸福感得分上，二者不存在统计显著性差异。

3.1.5女研究生主观幸福感在是否独生子女上的差异分析

对是否独生子女的女研究生主观幸福感做独立样本t检验，结果表明（见表6），在总体幸福感、幸福感指数、情感指数和生活满意度方面，是独生子女的女研究生都略低于非独生子女研究生，但二者差异没有达到统计显著性水平。

4.分析与讨论

4.1人口统计变量学与主观幸福感的分析

人口统计变量与主观幸福感的关系一直以来都是研究者关注的问题。通常研究的方面包括性别、年龄、婚姻状况、经济收入、年级、专业、家庭所在地等变量。在本研究中，主要考察了专业、婚姻、生源所在地及是否独生子女四个人口统计变量在主观幸福感上的差异。

就专业与主观幸福感的关系，本研究还发现，无论在总体幸福感、幸福感指数、情感指数还是生活满意度方面，文史专业和理工专业之间都不存在显著性差异，这说明不同专业的女研究生幸福感水平大致相当。这可能是因为在研究生阶段，不管什么专业都不可避免要面对繁重的课业压力、论文压力、人际压力、工作压力及情感等问题，都要面对自己各种问题并着力解决，因此主观幸福感及情感指数在专业类别上没有显著性差异。

婚姻生活往往被人们视为幸福感人生的一个重要组成部分。许多研究者就婚姻与主观幸福感的关系进行研究，④上世纪70年代，Campell等人甚至将婚姻和家庭视为预测美国人主观幸福感的15个因素中最主要的两个。Brown等人的研究也表明，由于配偶所提供的社会支持，婚姻因素会有助于提高主观幸福感水平。我国台湾学者陈洛采用自编的幸福感量表和生活满意感量表研究发现，仅仅是在家庭和工作满意感方面，有婚姻生活者得分明显高于无婚姻生活者，在幸福感上两组得分差异不显著。邢占军、金瑜⑤研究发现，从总体来看，我国城市居民无婚姻生活者比有婚姻生活具有更高的主观幸福感，研究者认为这可能是由于许多已婚人士自己的婚姻质量评价不高。梅锦荣等人的研究指出，中国社会强调家庭取向，夫妻之间相互依赖、相互给予精神和物质上的支持，因此已婚的幸福感比未婚的要高。但是，本研究发现，在总体幸福感、幸福感指数、情感指数和生活满意度方面，未婚女研究生都略低于已婚女研究生，二者差异没有达到统计显著性水平，虽然这一结论与已有的一些结论有部分的相似之处，但遗憾的是，本研究中这一结论很难说是可靠的，因为从调查对象来看，未婚人数有284人，占被调查对象总数的93.4%，已婚人数有20人，占被调查对象总数的6.6%，两组人数之间差异如此之大，很难保证结果的客观性和准确性。因此，要想真正了解婚姻状况与幸福感的关系，就应该扩大已婚对象的数量，遗憾的是限于研究的时间短暂以及这类研究对象不容易选取，本研究没有能够实现这一目的。

关于生源所在地与主观幸福感的关系，本研究发现，在幸福感指数、情感指数和生活满意度方面，城乡研究生之间存在显著性差异，生源地在城镇的女研究生幸福感明显高于农村。这可能是城市和农村这两个不同社会政治、经济、文化背景的某些差别的反映。对于经济状况与主观幸福感的关系历来存在着一定的争论，一些学者发现，收入与主观幸福感呈正相关，他们认为，较高的收入会带来更多的物质享受，更高的权力与地位等，因而主观幸福感较高；而另有研究表明，收入仅在非常贫穷时有影响，一旦人们的基本需要得到满足，经济的影响就很小了。我们的研究显然间接支持前一种观点，一般来说，来自城镇的学生的家庭经济状况比来自农村的要好，这反映到主观幸福感中就是来自城镇的学生主观幸福感高些。同时，城乡差异可能也与来自城镇的女生在社交能力、环境适应能力方面强于来自农村的女生有关。

关于是否独生子女与主观幸福感的关系研究，国内外很少有人涉及。一般认为，独生子女会得到更多的来自父母的爱和关心，遇到困难会在第一时间获得帮助，他们的幸福感水平应该更高些。但是本研究发现，在总体幸福感、幸福感指数、情感指数和生活满意度方面，是独生子女的女研究生都略低于非独生子女的女研究生，二者差异没有达到统计显著性水平，这就意味着是否独生子女对主观幸福感没有影响。这可能与本研究对象的特点有关，本研究的对象是女研究生，她们经历多年的求学生涯，独立生活能力都比较强，有独立获取更多社会支持的能力，在家庭中，非独生子女完全可以通过获取兄弟姐妹或他人的支持来弥补父母缺少的帮助，从而获得高的主观幸福感，因此是否独生子女在主观幸福感上不存在显著性差异也就可以理解了。

5.结论

本次研究发现：女研究生在学历、生源地上存在显著性差异，而在专业、婚姻和是否独生子女上不存在显著性差异。

注释：

①段建华.总体幸福感量表在我国大学生中的试用结果与分析［J］.中国临床心理学杂志，1996，1.

②汪向东，王希林等.心理卫生评定量表手册［M］.北京：中国心理卫生杂志社（增订版），1999.

③姚春生等.老年大学学员主观幸福感及有关因素分析［J］.中国心理卫生杂志，1995，9.

①Scott Huebner.Manual for the Multidimensional Stueents’Life Satisfaction Scale［J］.Version，2001.

②邢占军，金瑜.城市居民婚姻状况与主观幸福感关系的初步研究［J］.心理科学，2003，26，（6）.

参考文献：

［1］陈瑛.人生幸福论［M］.北京：中国青年出版社，1996.

［2］刘次林.幸福教育论［M］.南京：南京师范大学出版社，1999.

［3］鲍晓兰.西方女性主义研究评介［M］.北京：北京三联书店，1995.

［4］段建华.总体幸福感量表在我国大学生中的试用结果与分析［J］.中国临床心理学杂志，1996.

［5］汪向东，王希林等.心理卫生评定量表手册［M］.北京：中国心理卫生杂志社（增订版）.