作者簡(jiǎn)介：

朱彥卓

清華大學(xué)教育學(xué)院在讀博士生。

劉炳麟

清華大學(xué)新雅書(shū)院學(xué)生。

摘 要：全國(guó)中學(xué)生奧林匹克競(jìng)賽獲獎(jiǎng)經(jīng)歷是高校選拔強(qiáng)基計(jì)劃學(xué)生的重要指標(biāo)，但對(duì)于奧賽成績(jī)能否預(yù)測(cè)學(xué)生本科階段的科研發(fā)展成效，仍缺乏實(shí)證依據(jù)。本研究基于對(duì)某重點(diǎn)高校2021級(jí)強(qiáng)基計(jì)劃本科生的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，綜合運(yùn)用回歸分析、傾向得分匹配與中介效應(yīng)檢驗(yàn)等方法，探討了奧賽成績(jī)優(yōu)異與科研產(chǎn)出之間的關(guān)系及其作用路徑。研究發(fā)現(xiàn)：1）奧賽成績(jī)優(yōu)異的學(xué)生取得科研產(chǎn)出的概率與數(shù)量均明顯更高；2）該類(lèi)學(xué)生的科研參與度更高，表現(xiàn)為本科期間累計(jì)參與科研的時(shí)間更長(zhǎng)，尤其大二學(xué)年每周投入科研的時(shí)間更多；3）科研參與在奧賽成績(jī)優(yōu)異與科研產(chǎn)出之間發(fā)揮部分中介作用。本研究為厘清奧賽成績(jī)?cè)诎渭鈱W(xué)生選拔中的預(yù)測(cè)作用提供了實(shí)證支持。

關(guān)鍵詞：學(xué)科奧賽；本科生科研；強(qiáng)基計(jì)劃；拔尖創(chuàng)新人才；中介效應(yīng)

一、問(wèn)題提出

全國(guó)中學(xué)生奧林匹克競(jìng)賽（以下簡(jiǎn)稱(chēng)奧賽）是我國(guó)歷史悠久、較為系統(tǒng)化的中學(xué)生英才教育方式[1]，奧賽獲獎(jiǎng)經(jīng)歷一直是高校選拔拔尖學(xué)生的重要指標(biāo)。早在1988年，原國(guó)家教委發(fā)布《普通高等學(xué)校招收保送生的暫行規(guī)定》，規(guī)定參加國(guó)際中學(xué)生學(xué)科奧林匹克競(jìng)賽集訓(xùn)的優(yōu)秀高中應(yīng)屆畢業(yè)生可被保送錄取至高校[2]。2001年，教育部將奧賽獲獎(jiǎng)的保送范圍明確為省賽區(qū)一等獎(jiǎng)及以上[3]。2014年起，除參加國(guó)家隊(duì)集訓(xùn)的學(xué)生外，在奧賽中獲獎(jiǎng)的學(xué)生不再具有高考保送資格[4]，但許多高校依然在自主招生中注重考察學(xué)生的奧賽經(jīng)歷[5-6]。強(qiáng)基計(jì)劃在招生時(shí)，通常對(duì)獲得奧賽全國(guó)決賽二等獎(jiǎng)及以上的學(xué)生（以下簡(jiǎn)稱(chēng)競(jìng)優(yōu)生）提供破格入圍的申請(qǐng)機(jī)會(huì)[7-8]。因此，以?shī)W賽成績(jī)預(yù)測(cè)學(xué)生本科階段的發(fā)展?jié)摿Γ俏覈?guó)拔尖創(chuàng)新人才選拔中長(zhǎng)期存在的制度化實(shí)踐。

然而，這一選拔措施的有效性問(wèn)題在三個(gè)方面受到質(zhì)疑。首先，奧賽考試不等同于科學(xué)研究。國(guó)際數(shù)學(xué)奧林匹克競(jìng)賽“在限定的數(shù)學(xué)主題中考查中學(xué)生的知識(shí)運(yùn)用能力和思維能力”，與研究者在高等數(shù)學(xué)領(lǐng)域內(nèi)進(jìn)行創(chuàng)造性研究工作有本質(zhì)區(qū)別[9]；學(xué)界與實(shí)踐領(lǐng)域也在探索研究導(dǎo)向的人才選拔途徑，如“丘成桐中學(xué)科學(xué)獎(jiǎng)”以提交個(gè)人或團(tuán)隊(duì)研究報(bào)告的形式參賽[10]。其次，許多家庭將奧賽視為進(jìn)入頂尖高校的“敲門(mén)磚”，以功利性的方式參加奧賽，為考而考，可能壓抑學(xué)生的興趣與創(chuàng)新能力[11-12]。最后，優(yōu)質(zhì)教育資源的稀缺性、奧賽教育的地區(qū)發(fā)展差異、偶發(fā)的舞弊或泄題事件也在一定程度上削弱了選拔的有效性[13-14]。上述質(zhì)疑均指向“奧賽成績(jī)能否預(yù)測(cè)學(xué)生的學(xué)術(shù)潛力”這一尚未被充分解答的問(wèn)題。

已有研究探討了奧賽參與（或獲獎(jiǎng)）與學(xué)生本科階段的學(xué)業(yè)表現(xiàn)[1]、學(xué)習(xí)收獲[15]、創(chuàng)新能力[16]、專(zhuān)業(yè)興趣[17]等方面的關(guān)系，而較少涉及學(xué)生本科畢業(yè)時(shí)的科研產(chǎn)出。因此，本研究以競(jìng)優(yōu)生為研究群體，以本科畢業(yè)時(shí)取得的科研產(chǎn)出作為衡量學(xué)生科研發(fā)展成效的指標(biāo)，綜合運(yùn)用回歸分析、傾向得分匹配與中介效應(yīng)檢驗(yàn)等方法，探討奧賽成績(jī)優(yōu)異對(duì)競(jìng)優(yōu)生本科階段科研產(chǎn)出的預(yù)測(cè)效力，揭示潛在的作用機(jī)制。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

本科生科研是科教融合的基本形式之一，有利于培養(yǎng)學(xué)生的創(chuàng)新能力和高階思維，已成為培養(yǎng)拔尖創(chuàng)新人才的重要舉措[18-20]。美國(guó)大學(xué)最早將本科生科研參與制度化、規(guī)范化，本科生科研成為21世紀(jì)美國(guó)本科教育的重要組成部分[21]。借鑒發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)驗(yàn)，我國(guó)高校自1995年起也相繼出臺(tái)了本科生科研訓(xùn)練計(jì)劃[21]。關(guān)于奧賽經(jīng)歷對(duì)本科生科研的影響，已有研究主要關(guān)注學(xué)業(yè)表現(xiàn)、科研參與及科研成效三個(gè)方面。

（一）學(xué)業(yè)表現(xiàn)

學(xué)業(yè)表現(xiàn)是現(xiàn)行拔尖創(chuàng)新人才評(píng)價(jià)體系的核心指標(biāo)之一[22]，與科研參與[21,23-24]、科研產(chǎn)出[22]均存在顯著的正相關(guān)。已有研究認(rèn)為，奧賽對(duì)于本科生各方面學(xué)業(yè)表現(xiàn)均有積極作用：參加過(guò)奧賽輔導(dǎo)的學(xué)生，大學(xué)的學(xué)業(yè)成績(jī)顯著更高[24-25]，且這種優(yōu)勢(shì)會(huì)在全學(xué)年進(jìn)一步擴(kuò)大[26]；在奧賽中獲獎(jiǎng)的學(xué)生更相信自己在專(zhuān)業(yè)學(xué)習(xí)上有優(yōu)勢(shì)特長(zhǎng)[1]；奧賽獲獎(jiǎng)能提升學(xué)生在大學(xué)階段的學(xué)習(xí)收獲和在校滿(mǎn)意度[15]。然而，也有研究發(fā)現(xiàn)，在強(qiáng)基計(jì)劃學(xué)生群體內(nèi)部，有無(wú)奧賽學(xué)習(xí)經(jīng)歷的學(xué)生在大一和大二的學(xué)業(yè)表現(xiàn)無(wú)顯著差異[24]，說(shuō)明奧賽獲獎(jiǎng)經(jīng)歷對(duì)學(xué)業(yè)表現(xiàn)的作用受到學(xué)生群體的影響。還有研究者分析了評(píng)價(jià)制度對(duì)拔尖學(xué)生未來(lái)發(fā)展的消極影響：學(xué)業(yè)表現(xiàn)不能完全真實(shí)地反映學(xué)生的學(xué)習(xí)投入、學(xué)習(xí)收獲與能力水平，異化的評(píng)價(jià)制度帶來(lái)異化的學(xué)習(xí)策略與動(dòng)機(jī)，阻礙學(xué)生的科研參與，抑制學(xué)生的學(xué)業(yè)能力發(fā)展[27]。

（二）科研參與

科研參與是影響科研成效的重要因素，能夠培養(yǎng)學(xué)生的學(xué)術(shù)志趣、促進(jìn)學(xué)生的能力發(fā)展并提升學(xué)生從事科研職業(yè)的意愿[28-29]。已有研究中，本科生的科研參與常被定義為行為投入，主要從參與次數(shù)與時(shí)間等維度進(jìn)行測(cè)量。在次數(shù)方面，有奧賽經(jīng)歷的學(xué)生，其大一和大二的科研參與率顯著更高[24]；在時(shí)間方面，科研項(xiàng)目的持續(xù)時(shí)間和學(xué)生每周平均投入的時(shí)間可以從不同角度反映學(xué)生的科研參與，后者對(duì)科研學(xué)習(xí)收獲有顯著積極影響，而前者的影響則不顯著[30]。

（三）科研成效

衡量本科生科研成效的指標(biāo)主要包括能力素質(zhì)、學(xué)術(shù)志趣與科研產(chǎn)出結(jié)果三類(lèi)。

創(chuàng)新思維和創(chuàng)新人格組成了創(chuàng)新人才的心理素質(zhì)[16,31]，參與過(guò)奧賽的學(xué)生在這兩方面的測(cè)評(píng)得分均更高[16]，但不同的奧賽參與動(dòng)機(jī)會(huì)導(dǎo)致不同的發(fā)散型思維發(fā)展程度[32]。在學(xué)習(xí)能力、溝通與團(tuán)隊(duì)合作能力、科研技能的自評(píng)中，奧賽生的得分也顯著高于非奧賽生[24,28]。

志趣是拔尖創(chuàng)新人才培養(yǎng)的基礎(chǔ)與關(guān)鍵，主要包括學(xué)術(shù)興趣和學(xué)術(shù)志向[33-34]。思辨研究多認(rèn)為奧賽能夠培養(yǎng)學(xué)生的興趣[35-37]，實(shí)證研究則呈現(xiàn)了不同的結(jié)果：有研究發(fā)現(xiàn)在奧賽中獲獎(jiǎng)的學(xué)生更有志于成為科學(xué)家、做出重大科技貢獻(xiàn)[1]；也有研究發(fā)現(xiàn)奧賽參與經(jīng)歷對(duì)學(xué)生的大學(xué)專(zhuān)業(yè)興趣的影響并不顯著[17,25]，甚至有可能扼殺學(xué)生的志趣[16,38]。

科研產(chǎn)出能夠直接反映科研活動(dòng)的成效。已有研究主要追蹤少數(shù)頂尖奧賽選手的長(zhǎng)期科研發(fā)展，但并未對(duì)整個(gè)競(jìng)優(yōu)生群體在本科期間的科研產(chǎn)出情況進(jìn)行具體分析。例如，國(guó)際學(xué)科奧賽研究創(chuàng)始人之一Campbell教授及其團(tuán)隊(duì)追蹤了345名美國(guó)奧賽金牌得主的長(zhǎng)期發(fā)展，發(fā)現(xiàn)年齡在16～22歲之間的90名年輕選手平均每人發(fā)表了5.09篇論文，而處于早期職業(yè)生涯和成熟職業(yè)生涯的選手的論文發(fā)表數(shù)量更多[39-40]。再如，有研究者分析了我國(guó)1985—2019年間184名國(guó)際數(shù)學(xué)奧林匹克競(jìng)賽獲獎(jiǎng)?wù)叩氖芙逃?jīng)歷與職業(yè)發(fā)展情況，發(fā)現(xiàn)62人在畢業(yè)后選擇了學(xué)術(shù)職業(yè)且有學(xué)術(shù)發(fā)表信息，人均發(fā)表量為23.4篇[41]。上述研究說(shuō)明，部分競(jìng)優(yōu)生群體在長(zhǎng)期學(xué)術(shù)發(fā)展中具有卓越表現(xiàn)。

綜上所述，本研究以?shī)W賽成績(jī)優(yōu)異為自變量，以本科階段的科研產(chǎn)出為因變量，以學(xué)業(yè)表現(xiàn)和科研參與為中介變量，提出以下研究假設(shè)。

H1：奧賽成績(jī)優(yōu)異能夠正向預(yù)測(cè)學(xué)生本科階段的科研產(chǎn)出；

H2-1：學(xué)業(yè)表現(xiàn)在奧賽成績(jī)優(yōu)異對(duì)科研產(chǎn)出的作用路徑中發(fā)揮正向中介作用；

H2-2：科研累計(jì)時(shí)長(zhǎng)在奧賽成績(jī)優(yōu)異對(duì)科研產(chǎn)出的作用路徑中發(fā)揮正向中介作用；

H2-3：科研投入強(qiáng)度（每周平均時(shí)間）在奧賽成績(jī)優(yōu)異對(duì)科研產(chǎn)出的作用路徑中發(fā)揮正向中介作用。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）問(wèn)卷工具與數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究使用的問(wèn)卷工具為“拔尖創(chuàng)新人才選拔與培養(yǎng)”課題組自主編制的“中國(guó)雙一流大學(xué)拔尖學(xué)生學(xué)情調(diào)查問(wèn)卷”[42]。該問(wèn)卷綜合調(diào)查了學(xué)生個(gè)體特征、家庭背景、高中學(xué)習(xí)經(jīng)歷、大學(xué)學(xué)習(xí)經(jīng)歷以及學(xué)生發(fā)展維度，旨在反映學(xué)生大學(xué)期間的發(fā)展情況及院校培養(yǎng)效果。

本研究的數(shù)據(jù)來(lái)自對(duì)某所雙一流高校2021級(jí)強(qiáng)基計(jì)劃本科生開(kāi)展的追蹤調(diào)查。作為國(guó)內(nèi)首批進(jìn)行強(qiáng)基計(jì)劃試點(diǎn)的重點(diǎn)高校之一，該校設(shè)置了五個(gè)強(qiáng)基書(shū)院（包括一個(gè)基礎(chǔ)理科書(shū)院、一個(gè)基礎(chǔ)文科書(shū)院和三個(gè)理工銜接書(shū)院），大部分競(jìng)優(yōu)生會(huì)通過(guò)強(qiáng)基計(jì)劃被錄取至對(duì)應(yīng)的書(shū)院，另有少數(shù)競(jìng)優(yōu)生被保送到其他院系。在學(xué)生入學(xué)時(shí)、大一學(xué)年末、大二學(xué)年末、大三學(xué)年末、大四學(xué)年末（本科畢業(yè)時(shí)）向2021級(jí)全體強(qiáng)基學(xué)生發(fā)放問(wèn)卷，并通過(guò)學(xué)號(hào)進(jìn)行不同輪次數(shù)據(jù)的追蹤匹配。五輪調(diào)查分別回收有效問(wèn)卷843份、815份、487份、471份和642份，均占到2021級(jí)強(qiáng)基學(xué)生總?cè)藬?shù)的50%及以上。由于競(jìng)優(yōu)生均來(lái)自理工科書(shū)院，故下文的數(shù)據(jù)刪除了來(lái)自基礎(chǔ)文科書(shū)院的樣本。

（二）變量設(shè)置與樣本特征

本研究的因變量為學(xué)生在本科畢業(yè)時(shí)已獲得的科研產(chǎn)出，包括科研類(lèi)競(jìng)賽（如“挑戰(zhàn)杯”等）獲獎(jiǎng)、會(huì)議或期刊論文發(fā)表和專(zhuān)利獲得，分別采用二分變量（未獲得=0，已獲得=1）和計(jì)數(shù)變量進(jìn)行測(cè)量，以反映科研產(chǎn)出的概率與數(shù)量。

本研究的自變量為奧賽成績(jī)優(yōu)異，指學(xué)生在高中階段是否在數(shù)學(xué)、物理、化學(xué)、生物學(xué)、信息學(xué)奧林匹克競(jìng)賽中獲得全國(guó)決賽二等獎(jiǎng)及以上獎(jiǎng)項(xiàng)，以二分變量進(jìn)行測(cè)量（非競(jìng)優(yōu)生=0，競(jìng)優(yōu)生=1）。將獲得全國(guó)決賽二等獎(jiǎng)及以上獎(jiǎng)項(xiàng)設(shè)為奧賽成績(jī)優(yōu)異的標(biāo)準(zhǔn)，是因?yàn)樵撔⑦@一條件設(shè)置為學(xué)生通過(guò)強(qiáng)基計(jì)劃“破格入圍”審核的必要條件：通過(guò)破格入圍審核的競(jìng)優(yōu)生，可在報(bào)名時(shí)不受高考成績(jī)限制而直接入圍，并接受單獨(dú)組織的考核；其他考生則仍需按照高考成績(jī)確定能否入圍后續(xù)的綜合考核。

本研究的機(jī)制變量包括學(xué)業(yè)表現(xiàn)、科研累計(jì)時(shí)長(zhǎng)和科研投入強(qiáng)度。學(xué)業(yè)表現(xiàn)對(duì)應(yīng)“標(biāo)準(zhǔn)化后的必修課與限選課平均績(jī)點(diǎn)”（簡(jiǎn)稱(chēng)必限GPA），計(jì)算方法為：（學(xué)生的必限GPA－同書(shū)院所有學(xué)生必限GPA的平均值）÷同書(shū)院所有學(xué)生必限GPA的標(biāo)準(zhǔn)差。該方法既可以表征學(xué)生專(zhuān)業(yè)課的學(xué)習(xí)成績(jī)，又可以避免由于書(shū)院（專(zhuān)業(yè)）不同而導(dǎo)致學(xué)業(yè)成績(jī)的系統(tǒng)性差異?？蒲欣塾?jì)時(shí)長(zhǎng)對(duì)應(yīng)“學(xué)生累計(jì)參與科研項(xiàng)目的時(shí)長(zhǎng)（單位為月）”，取各選項(xiàng)時(shí)長(zhǎng)區(qū)間的中位數(shù)作為該選項(xiàng)的賦值，將有序分類(lèi)變量轉(zhuǎn)換連續(xù)變量，如選項(xiàng)“4~6個(gè)月”對(duì)應(yīng)的變量取值為5。科研投入強(qiáng)度對(duì)應(yīng)“學(xué)生在本學(xué)年參與科研期間，每周所花費(fèi)的時(shí)間（單位為小時(shí)）”，同樣基于各選項(xiàng)時(shí)間區(qū)間的中位數(shù)轉(zhuǎn)換為連續(xù)變量。對(duì)于未參與科研的學(xué)生，將其科研累計(jì)時(shí)長(zhǎng)處理為0，科研投入強(qiáng)度設(shè)為缺失值。

本研究的協(xié)變量包括性別（男性=0，女性=1）、戶(hù)口類(lèi)型（城鎮(zhèn)=0，農(nóng)村=1）、民族（漢族=0，少數(shù)民族=1）、高中生源地（分為東部、中部、西部三類(lèi)，以東部地區(qū)為基準(zhǔn)組建立2個(gè)虛擬變量）、高中學(xué)校類(lèi)型（分為全國(guó)重點(diǎn)、省級(jí)重點(diǎn)、其他三類(lèi)，以全國(guó)重點(diǎn)為基準(zhǔn)組建立2個(gè)虛擬變量）、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位（得分越高代表家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高）、所在的書(shū)院類(lèi)型（基礎(chǔ)理科書(shū)院=0，理工銜接書(shū)院=1）等。

表1呈現(xiàn)了樣本學(xué)生總體（563人）、競(jìng)優(yōu)生（118人）和非競(jìng)優(yōu)生（445人）各自的人口學(xué)變量基本特征。書(shū)院類(lèi)型上，進(jìn)入基礎(chǔ)理科書(shū)院的競(jìng)優(yōu)生占全體競(jìng)優(yōu)生的56.78%，遠(yuǎn)高于非競(jìng)優(yōu)生的相應(yīng)比例（18.65%）。個(gè)體和家庭特征上，在競(jìng)優(yōu)生群體中，男性（84.75%）、生源地為中部或西部地區(qū)（58.47%）、生源高中為全國(guó)重點(diǎn)學(xué)校（41.53%）的比例高于非競(jìng)優(yōu)生的相應(yīng)比例；而在戶(hù)口類(lèi)型、民族、父母最高學(xué)歷、家庭年收入方面，競(jìng)優(yōu)生的比例與非競(jìng)優(yōu)生的相應(yīng)比例相差較小（＜5%）。

四、研究發(fā)現(xiàn)

（一）奧賽成績(jī)優(yōu)異與科研產(chǎn)出的關(guān)系

為探討奧賽成績(jī)優(yōu)異與科研產(chǎn)出之間的關(guān)系，以學(xué)生本科畢業(yè)時(shí)取得的科研產(chǎn)出作為因變量，回歸分析結(jié)果見(jiàn)表2。

模型1以學(xué)生是否取得科研產(chǎn)出（二分變量）作為因變量，使用Logistic回歸模型。結(jié)果顯示，奧賽成績(jī)優(yōu)異對(duì)取得科研產(chǎn)出具有顯著的正向預(yù)測(cè)作用（β=1.017，p＜0.001）。模型2將因變量更換為計(jì)數(shù)變量，以考察科研產(chǎn)出的數(shù)量差異。由于因變量存在較多0值，且方差大于均值（方差=2.591，均值=1.167），存在過(guò)離散，故采用負(fù)二項(xiàng)回歸模型進(jìn)行分析。模型的過(guò)離散參數(shù)估計(jì)值為0.983（95%置信區(qū)間為[0.751，1.285]），證實(shí)了負(fù)二項(xiàng)回歸方法的適用性。負(fù)二項(xiàng)回歸分析結(jié)果同樣說(shuō)明，奧賽成績(jī)優(yōu)異對(duì)科研產(chǎn)出數(shù)量具有顯著的正向預(yù)測(cè)作用（β=0.550，p＜0.001）。綜上所述，與非競(jìng)優(yōu)生相比，競(jìng)優(yōu)生不僅有更高的概率取得科研產(chǎn)出，而且取得科研產(chǎn)出的數(shù)量也更多，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

研究進(jìn)一步采用傾向得分匹配法檢驗(yàn)上述發(fā)現(xiàn)的穩(wěn)健性。首先，以?shī)W賽成績(jī)優(yōu)異為因變量，將性別、戶(hù)籍、民族、高中生源地、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等前置協(xié)變量納入Logistic模型，計(jì)算傾向得分；其次，使用核匹配估計(jì)奧賽成績(jī)優(yōu)異對(duì)科研產(chǎn)出數(shù)量的處理效應(yīng)，并運(yùn)行加權(quán)回歸模型；最后，將核匹配的默認(rèn)帶寬改為0.03、0.10，改用近鄰匹配法（1∶4）分別進(jìn)行匹配，以檢驗(yàn)匹配結(jié)果的穩(wěn)健性。表3展現(xiàn)了四種不同匹配方法的相關(guān)結(jié)果，分別為核匹配（默認(rèn)帶寬）、核匹配（帶寬=0.03）、核匹配（帶寬=0.10）和近鄰匹配（1∶4）。

對(duì)處理組（競(jìng)優(yōu)生）和對(duì)照組（非競(jìng)優(yōu)生）的協(xié)變量進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)，匹配效果良好。共同支持域檢驗(yàn)顯示，僅1個(gè)樣本未位于共同值范圍內(nèi)；檢驗(yàn)協(xié)變量匹配前后的平衡狀態(tài)，匹配后所有協(xié)變量的t檢驗(yàn)均不顯著（p＞0.1），標(biāo)準(zhǔn)化平均偏誤在3.7%～4.3%之間，似然比檢驗(yàn)p值均大于0.1，說(shuō)明處理組和對(duì)照組的特征在匹配之后得到了有效平衡。

匹配后的統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，奧賽成績(jī)優(yōu)異對(duì)學(xué)生本科期間獲得科研產(chǎn)出有顯著的積極預(yù)測(cè)作用。對(duì)于二分變量（取得科研產(chǎn)出的概率），處理組的平均處理效應(yīng)（ATT）在0.174～0.192之間，全部在1%水平上顯著；加權(quán)Logistic回歸中，控制相關(guān)變量后，奧賽成績(jī)優(yōu)異的回歸系數(shù)在0.924～1.009之間，且全部在1%水平上顯著。對(duì)于計(jì)數(shù)變量（科研產(chǎn)出的數(shù)量），ATT在0.421～0.442之間，全部在5%水平上顯著；加權(quán)負(fù)二項(xiàng)回歸中，控制相關(guān)變量后，奧賽成績(jī)優(yōu)異的回歸系數(shù)在0.457～0.494之間，全部在0.1%水平上顯著。不同匹配方法下，奧賽成績(jī)優(yōu)異對(duì)科研產(chǎn)出概率、科研產(chǎn)出數(shù)量的正向預(yù)測(cè)作用均保持顯著，表明研究結(jié)論具有良好的穩(wěn)健性。

（二）競(jìng)優(yōu)生的學(xué)業(yè)表現(xiàn)和科研參與

奧賽成績(jī)優(yōu)異對(duì)本科生的科研產(chǎn)出有積極的預(yù)測(cè)作用。為進(jìn)一步探究其作用成因，分別以學(xué)業(yè)表現(xiàn)、科研累計(jì)時(shí)長(zhǎng)、科研投入強(qiáng)度作為因變量，采用線性回歸模型分析奧賽成績(jī)優(yōu)異對(duì)拔尖本科生的學(xué)業(yè)表現(xiàn)和科研參與過(guò)程的作用，結(jié)果見(jiàn)表4和表5。

表4以學(xué)業(yè)表現(xiàn)為因變量，使用線性回歸模型探討奧賽成績(jī)優(yōu)異與學(xué)業(yè)表現(xiàn)的關(guān)系。結(jié)果表明，無(wú)論是在大一學(xué)年的適應(yīng)期，還是綜合多個(gè)學(xué)年的整體學(xué)業(yè)表現(xiàn)，競(jìng)優(yōu)生與非競(jìng)優(yōu)生的學(xué)業(yè)成績(jī)均不存在顯著性差異（p＞0.1），且模型整體解釋力不顯著（F檢驗(yàn)p＞0.1）。此外，將因變量分別替換為未標(biāo)準(zhǔn)化的必限GPA、未標(biāo)準(zhǔn)化的總GPA和標(biāo)準(zhǔn)化的總GPA，奧賽成績(jī)優(yōu)異在回歸方程中的對(duì)應(yīng)系數(shù)始終不顯著。因此，在強(qiáng)基計(jì)劃學(xué)生內(nèi)部，奧賽經(jīng)歷與學(xué)業(yè)表現(xiàn)不存在明顯相關(guān)性。這一結(jié)論與王牛等人的研究[24]較為一致。

表5使用線性回歸模型，探討奧賽成績(jī)優(yōu)異與科研參與的關(guān)系。模型7至模型10以科研累計(jì)時(shí)長(zhǎng)為因變量，結(jié)果表明，競(jìng)優(yōu)生在本科期間參與科研的累計(jì)時(shí)長(zhǎng)顯著更長(zhǎng)（β＞0，p＜0.05），意味著競(jìng)優(yōu)生更早接觸科研或更長(zhǎng)期地堅(jiān)持參加科研。模型11至模型14以科研投入強(qiáng)度為因變量，結(jié)果表明，在參與科研的樣本學(xué)生中，競(jìng)優(yōu)生僅在大二學(xué)年每周投入的時(shí)長(zhǎng)顯著高于非競(jìng)優(yōu)生（β=2.718，p＜0.001），而在大一、大三、大四學(xué)年與非競(jìng)優(yōu)生不存在顯著性差異。上述回歸模型體現(xiàn)了競(jìng)優(yōu)生與非競(jìng)優(yōu)生的科研參與存在兩方面的不同：一方面，競(jìng)優(yōu)生能夠更早接觸科研或更持續(xù)地參與科研；另一方面，在參與科研的學(xué)生群體內(nèi)部，競(jìng)優(yōu)生僅在大二學(xué)年投入的時(shí)間比非競(jìng)優(yōu)生更多，而其他學(xué)年投入的時(shí)間與非競(jìng)優(yōu)生無(wú)顯著差異。

（三）中介效應(yīng)分析

為揭示奧賽成績(jī)優(yōu)異可預(yù)測(cè)科研產(chǎn)出的作用路徑，基于回歸分析，使用偏差校正非參數(shù)百分位Bootstrap法檢驗(yàn)學(xué)業(yè)表現(xiàn)、科研累計(jì)時(shí)長(zhǎng)、科研投入強(qiáng)度在奧賽成績(jī)優(yōu)異與科研產(chǎn)出之間的多重中介效應(yīng)。由于學(xué)生主要在大三大四年級(jí)取得科研產(chǎn)出，為盡量避免中介變量受到因變量的反向影響（前一年取得的科研產(chǎn)出可能激勵(lì)學(xué)生下一學(xué)年的科研參與），選取學(xué)生在大二學(xué)年末的學(xué)業(yè)表現(xiàn)、科研投入強(qiáng)度、科研累計(jì)時(shí)長(zhǎng)作為中介變量。表6呈現(xiàn)了Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果，圖1展示了中介效應(yīng)的作用路徑（實(shí)線表示路徑系數(shù)顯著，虛線表示路徑系數(shù)不顯著）。奧賽成績(jī)優(yōu)異通過(guò)科研累計(jì)時(shí)長(zhǎng)和科研投入強(qiáng)度產(chǎn)生的間接效應(yīng)分別為0.109和0.080，作用顯著；通過(guò)學(xué)業(yè)表現(xiàn)產(chǎn)生的間接效應(yīng)不顯著；直接效應(yīng)為0.496，作用顯著。綜上，科研累計(jì)時(shí)長(zhǎng)和科研投入強(qiáng)度在奧賽成績(jī)優(yōu)異和科研產(chǎn)出之間發(fā)揮部分中介作用：競(jìng)優(yōu)生在本科畢業(yè)時(shí)取得顯著更多的科研產(chǎn)出，一部分原因在于他們參與科研的持續(xù)時(shí)間更長(zhǎng)，一部分原因在于他們?cè)诖蠖W(xué)年每周投入的時(shí)間更多，還有一部分直接效應(yīng)未被上述中介機(jī)制解釋。由此證明假設(shè)H2-1不成立，假設(shè)H2-2和H2-3成立。

五、結(jié)論與討論

第一，學(xué)生的奧賽成績(jī)優(yōu)異可以正向預(yù)測(cè)其本科階段的科研產(chǎn)出。在高中奧賽中獲得全國(guó)二等獎(jiǎng)及以上的學(xué)生可獲得破格入圍強(qiáng)基計(jì)劃審核的資格，體現(xiàn)了“奧賽拔尖有效預(yù)測(cè)科研潛力”的人才選拔理念。本研究使用Logistic回歸、負(fù)二項(xiàng)回歸與傾向得分匹配等方法，探討奧賽成績(jī)優(yōu)異與本科科研產(chǎn)出的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)奧賽成績(jī)優(yōu)異與學(xué)生取得科研產(chǎn)出的概率和數(shù)量均存在正向關(guān)聯(lián)，結(jié)論穩(wěn)健性較好。在學(xué)術(shù)研究層面，研究通過(guò)引入科研產(chǎn)出這一結(jié)果變量，將競(jìng)優(yōu)生科研成效的實(shí)證證據(jù)從學(xué)術(shù)志趣、創(chuàng)新能力拓展至更具顯示度的成果層面，為了解其本科階段的科研發(fā)展提供了新的維度。在政策評(píng)估層面，強(qiáng)基計(jì)劃將奧賽獲獎(jiǎng)作為學(xué)生破格入圍的選拔依據(jù)，本研究的結(jié)果為這一措施的合理性提供了實(shí)證方面的支持。然而，在拔尖創(chuàng)新人才選拔中，任何單一指標(biāo)（包括奧賽成績(jī)）的預(yù)測(cè)效度均有其局限。未來(lái)政策設(shè)計(jì)與實(shí)踐的關(guān)鍵在于，探索如何將奧賽成績(jī)與其他多維評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)有效結(jié)合，提升選拔的效率、公平性與選拔方式的多樣性。

第二，競(jìng)優(yōu)生的科研參與度高于非競(jìng)優(yōu)生，而在學(xué)業(yè)表現(xiàn)方面與非競(jìng)優(yōu)生無(wú)明顯差異?；貧w分析結(jié)果表明，競(jìng)優(yōu)生更早接觸并長(zhǎng)期參與科研項(xiàng)目，其累計(jì)參與時(shí)長(zhǎng)更長(zhǎng)；大二學(xué)年的科研投入強(qiáng)度更高，而其他學(xué)年的科研投入強(qiáng)度與非競(jìng)優(yōu)生相比無(wú)明顯差異。這些結(jié)果體現(xiàn)了奧賽成績(jī)優(yōu)異在科研參與中的早期優(yōu)勢(shì)。而在學(xué)業(yè)表現(xiàn)方面，競(jìng)優(yōu)生與非競(jìng)優(yōu)生在各個(gè)學(xué)年均無(wú)顯著差異。一種可能是，強(qiáng)基計(jì)劃中，競(jìng)優(yōu)生的對(duì)比群體不是統(tǒng)招生，而是高考分?jǐn)?shù)稍低但學(xué)習(xí)能力自評(píng)較高的“潛力型”學(xué)生[34]，后者即使未獲得破格入圍資格，也可能有一定的超前學(xué)習(xí)或者奧賽學(xué)習(xí)經(jīng)歷，導(dǎo)致二者在學(xué)業(yè)表現(xiàn)上無(wú)顯著差異；另一種可能是，競(jìng)優(yōu)生將其部分時(shí)間和精力優(yōu)勢(shì)投入科研探索，導(dǎo)致其在大學(xué)學(xué)業(yè)成績(jī)上的相對(duì)優(yōu)勢(shì)未能凸顯。

第三，科研參與在奧賽成績(jī)優(yōu)異與科研產(chǎn)出之間發(fā)揮部分中介作用。Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果表明，科研累計(jì)時(shí)長(zhǎng)和科研投入強(qiáng)度在奧賽成績(jī)優(yōu)異與科研產(chǎn)出之間起到部分中介作用，直接效應(yīng)顯著，而學(xué)業(yè)表現(xiàn)的中介作用不顯著。這一結(jié)果確證了行為路徑的部分解釋力，為理解奧賽對(duì)科研產(chǎn)出的作用機(jī)制提供了過(guò)程分析視角。競(jìng)優(yōu)生的科研產(chǎn)出優(yōu)勢(shì)部分得益于他們更早/更持續(xù)地參與科研，以及在大二學(xué)年投入更多時(shí)間。然而，部分中介的結(jié)論同時(shí)提示，可能尚有未被捕獲的作用機(jī)制存在[43]。具體到行為投入層面，部分中介的結(jié)果提示，競(jìng)優(yōu)生的科研產(chǎn)出優(yōu)勢(shì)無(wú)法完全由“何時(shí)開(kāi)始”或“投入多少”解釋?zhuān)赡芘c他們?cè)趩挝粫r(shí)間內(nèi)的投入質(zhì)量[30]有關(guān)，有待于進(jìn)一步研究分析揭示。因此，探討本科生科研投入時(shí)，應(yīng)超越對(duì)時(shí)間積累的測(cè)量，轉(zhuǎn)向?qū)蒲袇⑴c過(guò)程的深度分析，如關(guān)注學(xué)生在問(wèn)題提出、實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)、挫折應(yīng)對(duì)等關(guān)鍵環(huán)節(jié)中的具體表現(xiàn)與認(rèn)知加工過(guò)程。對(duì)本科生培養(yǎng)實(shí)踐的啟示是，高校既應(yīng)通過(guò)適當(dāng)減輕學(xué)生的學(xué)業(yè)負(fù)擔(dān)等方式鼓勵(lì)學(xué)生長(zhǎng)周期、有深度地參與科研，同時(shí)也應(yīng)為學(xué)生設(shè)置合理的挑戰(zhàn)與充足的支持，以保障學(xué)生的科研參與質(zhì)量，避免一味增加科研訓(xùn)練的時(shí)長(zhǎng)或任務(wù)量。

最后，本研究的局限主要存在于以下三個(gè)方面。其一，因變量（科研產(chǎn)出）的測(cè)量方式僅能反映科研產(chǎn)出的數(shù)量差異，而未能有效區(qū)分質(zhì)量差異。后續(xù)研究可進(jìn)一步細(xì)化測(cè)量方式，聚焦科研產(chǎn)出質(zhì)量。其二，以科研產(chǎn)出為因變量的回歸模型偽R2值偏低，表明拔尖學(xué)生科研產(chǎn)出的影響因素較為多元且復(fù)雜，存在未觀測(cè)或難以量化的因素，因此模型的整體解釋力有限。其三，對(duì)于奧賽獲獎(jiǎng)與科研產(chǎn)出之間的中介效應(yīng)，仍然存在未揭示的作用機(jī)制。后續(xù)研究可采用質(zhì)性方法，進(jìn)一步探究奧賽獲獎(jiǎng)影響科研創(chuàng)新的具體路徑與機(jī)制。

參考文獻(xiàn)略。

引用格式: 朱彥卓, 劉炳麟. 奧賽成績(jī)優(yōu)異能否預(yù)測(cè)拔尖學(xué)生的科研產(chǎn)出?: 基于某高校強(qiáng)基計(jì)劃學(xué)生追蹤數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J]. 中國(guó)考試, 2026(3): 41-51.

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