社會(huì)資本與大學(xué)教師學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力研究

一、引言

選留本校畢業(yè)生任教的現(xiàn)象，被比喻為學(xué)術(shù)“近親繁殖”(academic inbreeding)(Cruz-Castro & Sanz-Menéndez，2010)，該現(xiàn)象在各國(guó)大學(xué)均較為普遍。近親繁殖本質(zhì)是社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)互動(dòng)的結(jié)果，它構(gòu)建起強(qiáng)關(guān)系的學(xué)術(shù)社會(huì)資本。Portes(1998)指出，社會(huì)資本具有兩面性(double-edged)，近親繁殖同樣如此。一方面，單一學(xué)術(shù)經(jīng)歷可能造成近親教師受到過(guò)度的非正式控制，其學(xué)術(shù)自由與獨(dú)立受到限制，并且隨著團(tuán)隊(duì)近親繁殖率的提高，又可能造成對(duì)非近親教師的排斥，最終不利于教師個(gè)體和機(jī)構(gòu)的學(xué)術(shù)創(chuàng)新(Eisenberg & Wells，2000；Inanc & Tuncer，2011；Yudkevich & Sivak，2013)。因而在“雙一流大學(xué)”建設(shè)目標(biāo)下，限制“近親繁殖”似乎已成為中國(guó)研究型大學(xué)的共識(shí)。另一方面，在學(xué)術(shù)勞動(dòng)力市場(chǎng)信息不對(duì)稱條件下招聘本校畢業(yè)生，有利于學(xué)術(shù)傳承和組織穩(wěn)定，可減少個(gè)人在學(xué)術(shù)生涯起步期的磨合成本，并不一定損害個(gè)人或團(tuán)隊(duì)的學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力(Cruz-Castro & Sanz-Menéndez，2010；鐘云華，2012；沈勇，2016)。實(shí)施“非外校學(xué)生不招”這個(gè)“一刀切”政策的假設(shè)是“近親繁殖一定不利于教師個(gè)體和機(jī)構(gòu)的學(xué)術(shù)創(chuàng)新”，但從社會(huì)資本的兩面性出發(fā)，該政策的合理性存在爭(zhēng)議。

中國(guó)大學(xué)教師近親繁殖問(wèn)題的研究多為描述性分析(閻光才，2009；林杰，2009；沈勇，2016)，缺乏基于大規(guī)模微觀數(shù)據(jù)、以揭示因果關(guān)系為目標(biāo)的文獻(xiàn)，指標(biāo)測(cè)量的準(zhǔn)確性和穩(wěn)定性均存在不足。既有文獻(xiàn)沒(méi)有清楚地解釋如下問(wèn)題：近親繁殖究竟對(duì)教師個(gè)體和機(jī)構(gòu)的學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力產(chǎn)生何種影響？如果近親繁殖的確表現(xiàn)出消極影響，內(nèi)在機(jī)制又是什么？隨著現(xiàn)代科研日益系統(tǒng)化和復(fù)雜化，創(chuàng)新更依賴于知識(shí)互補(bǔ)、資源共享和協(xié)同合作(Bammer，2008)，擁有學(xué)術(shù)關(guān)系的類型和水平?jīng)Q定了合作的方式和質(zhì)量(周曄馨等，2014)，并最終決定了科研產(chǎn)出(Bozeman & Corley，2004)。受限于單一的學(xué)緣和業(yè)緣結(jié)構(gòu)，近親者在跨越邊界的多元學(xué)術(shù)關(guān)系擁有水平上并不占優(yōu)，盡管他們?cè)跈C(jī)構(gòu)內(nèi)部學(xué)術(shù)關(guān)系的擁有水平上高于非近親者(Burris，2004)。這可能制約近親教師的合作類型與質(zhì)量，不利于學(xué)術(shù)創(chuàng)新(閻光才，2009；Horta et al.，2010；Inanc & Tuncer，2011；Li et al.，2015)。本文還將從社會(huì)資本和合作的視角揭示近親繁殖影響教師學(xué)術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)在機(jī)制。

本文以中國(guó)大學(xué)教師為樣本，研究近親繁殖對(duì)教師個(gè)人及機(jī)構(gòu)學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力的影響及其內(nèi)在機(jī)制。相比已有研究，本文的貢獻(xiàn)在于：(1)搜集了中國(guó)研究型大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)科和教育學(xué)科全體教學(xué)科研崗教師的第一手?jǐn)?shù)據(jù)，包括基于網(wǎng)絡(luò)爬蟲(chóng)獲得樣本教師的學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力等數(shù)據(jù)，并通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查獲得合作行為數(shù)據(jù)，據(jù)此可以對(duì)實(shí)證結(jié)論開(kāi)展詳細(xì)的解釋。(2)分析了留校任教對(duì)近親教師個(gè)人學(xué)術(shù)創(chuàng)新的影響，以及機(jī)構(gòu)近親繁殖程度對(duì)個(gè)人和機(jī)構(gòu)學(xué)術(shù)創(chuàng)新的影響。(3)從強(qiáng)、弱關(guān)系的維度將合作行為細(xì)分為校內(nèi)合作和校外合作，并以合作為中介變量，討論了近親繁殖這類社會(huì)資本影響教師學(xué)術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)在路徑機(jī)制。

本文余下部分結(jié)構(gòu)安排如下：第二節(jié)回顧相關(guān)文獻(xiàn)并提出研究假設(shè)；第三節(jié)解釋和說(shuō)明數(shù)據(jù)來(lái)源及變量選擇；第四節(jié)對(duì)研究假設(shè)進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)；第五節(jié)總結(jié)全文并提出政策啟示。

二、文獻(xiàn)評(píng)述與研究假設(shè)

近期文獻(xiàn)多將獲得最高學(xué)位(通常為博士)后留校任教界定為近親繁殖(林杰，2009；Horta et al.，2010；Inanc & Tuncer，2011；夏紀(jì)軍，2014)。近親繁殖被認(rèn)為不利于個(gè)人和團(tuán)隊(duì)學(xué)術(shù)創(chuàng)新，它更多表現(xiàn)出社會(huì)資本的消極面。在以論文發(fā)表衡量教師學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力的文獻(xiàn)中，基于美國(guó)(Eisenberg & Wells，2000)、墨西哥(Horta et al.，2010)以及土耳其(Inanc & Tuncer，2011)等國(guó)樣本開(kāi)展的研究發(fā)現(xiàn)，近親教師的學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力顯著低于非近親教師。以日本和中國(guó)大學(xué)教師為樣本的研究發(fā)現(xiàn)，近親教師在地方性的、低影響力的期刊發(fā)文量顯著更多，而在國(guó)際性的、高影響力的期刊發(fā)文量顯著更少(Yudkevich & Sivak，2013)。機(jī)構(gòu)的學(xué)術(shù)近親繁殖程度與其學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量、質(zhì)量和原創(chuàng)性負(fù)向相關(guān)(Cruz-Castro & Sanz-Menéndez，2010)。根據(jù)Nature雜志報(bào)道，在國(guó)家層面，近親繁殖率與一國(guó)大學(xué)的學(xué)術(shù)創(chuàng)新力之間同樣顯著負(fù)向相關(guān)(Soler，2001)。

近親繁殖對(duì)教師學(xué)術(shù)創(chuàng)新和大學(xué)治理帶來(lái)負(fù)向影響的主要原因在于：第一，因?yàn)槿狈Χ嘣獙W(xué)術(shù)經(jīng)歷，近親教師學(xué)術(shù)視野的廣闊性和學(xué)術(shù)網(wǎng)絡(luò)的多元性受到了制約(Pelz & Andrews，1966)。在創(chuàng)新需要多元思想碰撞和交融的“大科學(xué)”時(shí)代，相對(duì)封閉的學(xué)術(shù)經(jīng)歷不利于個(gè)人和團(tuán)隊(duì)獲得新思想、尋找互補(bǔ)性合作伙伴，造成學(xué)術(shù)原創(chuàng)力衰減(Horta et al.，2010)。第二，留校任教的學(xué)者需要更大的勇氣去質(zhì)疑自己的老師，由此帶來(lái)的非正式控制可能有礙正常的學(xué)術(shù)爭(zhēng)鳴和新研究方向的開(kāi)拓，很難青出于藍(lán)而勝于藍(lán)(Eisenberg & Wells，2000；Inanc & Tuncer，2011；Conley & nder，2014)。第三，近親繁殖可能在學(xué)校招聘環(huán)節(jié)造成“劣幣驅(qū)逐良幣”現(xiàn)象(劉道玉，2006)。

不過(guò)，近親繁殖也可表現(xiàn)出社會(huì)資本的積極面。該現(xiàn)象長(zhǎng)期存在且有一定的合理性(Scott，2001)。對(duì)于機(jī)構(gòu)而言，隨著科研活動(dòng)復(fù)雜程度日益增加，對(duì)個(gè)人知識(shí)結(jié)構(gòu)、創(chuàng)新素養(yǎng)以及團(tuán)隊(duì)精神等都有更高的要求，但上述能力難以直接觀察，招聘本校畢業(yè)生留校任教被視為降低信息不對(duì)稱風(fēng)險(xiǎn)的非正式安排(夏紀(jì)軍，2014)。此外，“外來(lái)人”有打破現(xiàn)有秩序和規(guī)則的風(fēng)險(xiǎn)(Bourdieu，1985)，而團(tuán)隊(duì)建設(shè)需要集體承諾、組織認(rèn)同感以及文化一致性，因而招聘“內(nèi)部人”是管理者復(fù)制規(guī)則和秩序，通過(guò)師承效應(yīng)保證團(tuán)隊(duì)沿著既定規(guī)劃發(fā)展的“閉包策略”(closure strategy)。從個(gè)體的視角來(lái)說(shuō)，留校有助于學(xué)者在穩(wěn)定的環(huán)境中持續(xù)、專注地工作，不會(huì)因?yàn)閷ふ屹Y源或搭建平臺(tái)浪費(fèi)精力、中斷研究，這有利于青年學(xué)者獲得累積優(yōu)勢(shì)和終身發(fā)展(Morichika & Shibayama，2015)。部分實(shí)證文獻(xiàn)也支持了上述觀點(diǎn)：近親和非近親教師在學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力上并不存在差異(Cruz-Castro & Sanz-Menéndez，2010；沈勇，2016)。個(gè)別研究甚至發(fā)現(xiàn)，近親教師的學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力顯著更高(McGee，1960；林杰，2009；鐘云華，2012)。綜上，近親繁殖是否不利于教師個(gè)體的學(xué)術(shù)創(chuàng)新仍然是一個(gè)值得深入研究的問(wèn)題。為此，本文提出了第一對(duì)待檢驗(yàn)的競(jìng)爭(zhēng)假設(shè)：

假設(shè)1 H[，0]：相對(duì)非近親教師，留校任教并不會(huì)造成近親教師的學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力更低。

H[，1]：相對(duì)非近親教師，留校任教造成近親教師的學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力更低。

研究機(jī)構(gòu)近親繁殖程度與機(jī)構(gòu)學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力之間的關(guān)系可以為大學(xué)治理提供重要信息。盡管有學(xué)者認(rèn)為，招聘本校畢業(yè)生是保證研究方向可持續(xù)、學(xué)術(shù)傳統(tǒng)可傳承以及增強(qiáng)團(tuán)隊(duì)凝聚力的“閉包策略”，這是近親繁殖現(xiàn)象長(zhǎng)期存在于大學(xué)尤其是頂尖大學(xué)的基本邏輯(Cruz-Castro & Sanz-Menéndez，2010；Tavares et al.，2015)。但也有學(xué)者仍然認(rèn)為，近親繁殖會(huì)阻礙共同體學(xué)術(shù)環(huán)境的開(kāi)放，并對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)生消極影響(劉道玉，2006；Horta et al.，2010)?；谏鲜龇治?，本文提出第二對(duì)待檢驗(yàn)的競(jìng)爭(zhēng)假設(shè)：

假設(shè)2 H[，0]：機(jī)構(gòu)近親繁殖程度對(duì)機(jī)構(gòu)整體學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力并不存在負(fù)向影響。

H[，1]：機(jī)構(gòu)近親繁殖程度對(duì)機(jī)構(gòu)整體學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力存在負(fù)向影響。

與此同時(shí)，隨著機(jī)構(gòu)近親繁殖程度的提高，成員的學(xué)緣和業(yè)緣結(jié)構(gòu)構(gòu)成的單一性提升，機(jī)構(gòu)開(kāi)放程度降低，近親教師通過(guò)在機(jī)構(gòu)內(nèi)部接觸“外來(lái)人”并獲得多元信息的可能性也降低。并且，非近親教師也可能因“外來(lái)人”的身份而在資源分配等過(guò)程中受到排斥(劉道玉，2006)。據(jù)此推測(cè)，機(jī)構(gòu)近親繁殖程度可能不利于個(gè)人的學(xué)術(shù)創(chuàng)新，并提出了第三對(duì)待檢驗(yàn)的競(jìng)爭(zhēng)假設(shè)：

假設(shè)3 H[，0]：機(jī)構(gòu)近親繁殖程度對(duì)教師個(gè)體的學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力并不存在負(fù)向影響。

H[，1]：機(jī)構(gòu)近親繁殖程度對(duì)教師個(gè)體的學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力存在負(fù)向影響。

事實(shí)上，只有上述三項(xiàng)假設(shè)的H[，1]全部得到支持，杜絕近親繁殖的做法才完全合理。反之，任意一項(xiàng)假設(shè)的H[，1]不能得到支持，杜絕近親繁殖的“一刀切”政策就需謹(jǐn)慎施行。否則，不僅可能排斥本校畢業(yè)但學(xué)術(shù)能力突出的人才，更可能破壞學(xué)術(shù)組織內(nèi)在成長(zhǎng)規(guī)律和長(zhǎng)遠(yuǎn)規(guī)劃，影響學(xué)科穩(wěn)定發(fā)展。現(xiàn)有關(guān)注中國(guó)樣本的實(shí)證文獻(xiàn)多為描述性研究，未處理遺漏教師能力變量、學(xué)校差異所帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，并且在指標(biāo)測(cè)量和數(shù)據(jù)代表性上均有不足，因而難以就近親繁殖對(duì)個(gè)人和機(jī)構(gòu)學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力的影響效應(yīng)進(jìn)行有效的因果推斷。本文致力于克服上述問(wèn)題。

更深層次的問(wèn)題是，留校任教影響近親教師學(xué)術(shù)創(chuàng)新的作用機(jī)制是什么？根據(jù)上文梳理，學(xué)緣和業(yè)緣關(guān)系會(huì)影響合作的類型以及程度，在合作對(duì)科研創(chuàng)新的重要性已獲得普遍共識(shí)的背景下，社會(huì)資本理論可以為回答該問(wèn)題提供一個(gè)研究框架(Horta et al.，2010；Li et al.，2015)。

根據(jù)格蘭諾維特的定義，“人際關(guān)系的強(qiáng)度由時(shí)間、感情、親密度以及互惠和承認(rèn)義務(wù)決定”(Granovetter，1973)，社會(huì)資本在關(guān)系結(jié)構(gòu)上可分為強(qiáng)關(guān)系和弱關(guān)系兩類。以教師當(dāng)前任職學(xué)校邊界為基準(zhǔn)，可以將學(xué)者在學(xué)校內(nèi)部的學(xué)術(shù)關(guān)系定義為強(qiáng)關(guān)系，而在學(xué)校外部尤其是校際的關(guān)系定義為弱關(guān)系。那么，由于學(xué)習(xí)與工作經(jīng)歷較為單一，近親教師擁有的強(qiáng)關(guān)系社會(huì)資本更多，而擁有的弱關(guān)系社會(huì)資本較少。盡管擁有更多學(xué)術(shù)關(guān)系，會(huì)使得學(xué)者與他人共享信息和資源的速度更快，與他人溝通的障礙更少，尋找匹配合作伙伴的效率及其合作質(zhì)量更高，知識(shí)創(chuàng)新能力更強(qiáng)(Reagans & Zuckerman，2001；Ding et al.，2010)，但是在學(xué)術(shù)創(chuàng)新越來(lái)越依賴多元化合作的背景下，學(xué)者們普遍支持弱關(guān)系假定(Benjamin et al.，2008；Li et al.，2015)。其原因在于，強(qiáng)關(guān)系主體間所處網(wǎng)絡(luò)的同質(zhì)性較大，不利于獲得差異性和互補(bǔ)性信息，而擁有弱關(guān)系能更方便地與不同的網(wǎng)絡(luò)建立聯(lián)系，獲得互補(bǔ)資源和信息(Lin & Dumin，1986)。換句話說(shuō)，以弱關(guān)系為基礎(chǔ)建立的、跨越邊界的合作更能促進(jìn)科研創(chuàng)新(Reagans & Zuckerman，2001；梁文艷和周曄馨，2016)。因此，業(yè)緣關(guān)系與學(xué)緣關(guān)系的重疊造成近親繁殖教師擁有的學(xué)術(shù)關(guān)系更為單一，不利于獲得機(jī)構(gòu)外部更多元和互補(bǔ)的合作機(jī)會(huì)，可能造成其學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力更低(Horta et al.，2011；Inanc & Tuncer，2011；Tavares et al.，2015)。然而，上述推論大多是學(xué)者結(jié)合自身經(jīng)驗(yàn)和理論進(jìn)行的反思與推論(劉道玉，2006；閻光才，2009；Horta et al.，2010；Tavares et al.，2015)，尚需構(gòu)建計(jì)量模型對(duì)相關(guān)假設(shè)和影響機(jī)制進(jìn)行嚴(yán)格的檢驗(yàn)。為此，我們提出第四個(gè)待檢驗(yàn)的研究假設(shè)：

假設(shè)4 近親教師更少地開(kāi)展基于多元學(xué)術(shù)關(guān)系的跨越邊界合作，這是制約其學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力的內(nèi)在路徑機(jī)制。

三、數(shù)據(jù)與變量

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所用數(shù)據(jù)源于作者所在研究團(tuán)隊(duì)建立的“中國(guó)研究型大學(xué)教師科研創(chuàng)新行為數(shù)據(jù)庫(kù)”，①包括了在研究型大學(xué)全職從事教學(xué)科研的教師，教育學(xué)科和經(jīng)濟(jì)學(xué)科樣本分別為1591人和3642人。數(shù)據(jù)庫(kù)的來(lái)源有兩類。第一類為通過(guò)Python實(shí)現(xiàn)的網(wǎng)絡(luò)爬蟲(chóng)抓取的數(shù)據(jù)。具體包括：(1)個(gè)人基本信息，即人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征、人力資本特征、電子信箱等，來(lái)源于機(jī)構(gòu)官方網(wǎng)站上的教師簡(jiǎn)歷；(2)學(xué)院和學(xué)校基本信息，來(lái)源于機(jī)構(gòu)官方網(wǎng)站；(3)學(xué)術(shù)論文發(fā)表信息，從CNKI數(shù)據(jù)庫(kù)抓取每一名教師2000年1月1日-2014年12月31日期間以及讀博期間發(fā)表在CSSCI來(lái)源期刊的學(xué)術(shù)論文信息，②具體包括每一篇論文作者名單、作者所在機(jī)構(gòu)、期刊影響因子、被引頻次和發(fā)表年份等信息。第二類為通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查獲取的數(shù)據(jù)。我們利用“問(wèn)卷星”平臺(tái)向第一階段收集的每一名教師的電子郵箱發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷，調(diào)查了合作行為、工作經(jīng)歷等信息對(duì)爬蟲(chóng)數(shù)據(jù)進(jìn)行補(bǔ)充，最終共有457名教育學(xué)科和309名經(jīng)濟(jì)學(xué)科教師參與了調(diào)查。

(二)變量設(shè)定

1.近親繁殖指標(biāo)

參考已有文獻(xiàn)根據(jù)最高學(xué)歷界定近親繁殖的做法(張冰冰和沈紅，2015；Tavares et al.，2015；Morichika & Shibayama，2015)，博士畢業(yè)學(xué)校與任教學(xué)校相同的教師被定義為近親教師，其余教師被定義為非近親教師。按此標(biāo)準(zhǔn)，經(jīng)濟(jì)學(xué)科和教育學(xué)科近親繁殖教師率分別為42.63％和38.43％。需要說(shuō)明，本文的界定方法會(huì)造成一定的信息損失，這是考慮可行性和合理性后的選擇。第一，盡管丟失了未獲得博士學(xué)位的教師樣本，但該類樣本占比較小，且博士學(xué)歷基本成為當(dāng)今大學(xué)招聘最低門檻，同時(shí)我們還收集了讀博期間的學(xué)術(shù)發(fā)表數(shù)據(jù)，以更好地控制入職時(shí)的能力差異并降低內(nèi)生性程度。第二，2000年以來(lái)大學(xué)院系重組、改名現(xiàn)象非常普遍，基于院系為邊界細(xì)分近親繁殖程度并不可行。第三，數(shù)據(jù)庫(kù)中教師工作經(jīng)歷信息源于網(wǎng)絡(luò)簡(jiǎn)歷，許多教師并未在簡(jiǎn)歷中提供全部工作經(jīng)歷信息，使得本文界定的近親繁殖樣本中包含了一部分插入博士畢業(yè)后去其他大學(xué)/機(jī)構(gòu)工作若干年再回母校任職的“衣錦還鄉(xiāng)”樣本。由于“衣錦還鄉(xiāng)”教師在證明自己的學(xué)術(shù)能力后再重返母校，他們嚴(yán)格意義上不應(yīng)被歸為近親教師(Horta et al.，2010)，因而本文可能造成對(duì)近親教師學(xué)術(shù)能力的高估。

2.學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力指標(biāo)

發(fā)表學(xué)術(shù)論文是學(xué)者交換學(xué)術(shù)思想和研究成果的主要途徑，有大量文獻(xiàn)使用論文發(fā)表來(lái)測(cè)度學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力(Xie & Shauman，1998)。為了使數(shù)據(jù)更具可比性，③本文將數(shù)據(jù)庫(kù)中收集的2000-2014年期間論文劃分為三個(gè)階段(第一階段為2000-2004年，第二階段為2005-2009年，第三階段為2010-2014年)分別測(cè)算學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力指標(biāo)；同時(shí)，計(jì)算了教師在就讀博士期間的學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力指標(biāo)，④作為考察近親繁殖對(duì)教師學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力影響效應(yīng)的重要控制變量。為有效地度量教師的學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力，本文不僅計(jì)算了論文發(fā)表的數(shù)量指標(biāo)，而且以期刊的影響因子為權(quán)重計(jì)算了質(zhì)量指標(biāo)。表1描述了教師在四個(gè)時(shí)期的學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力水平。從絕對(duì)差異比較來(lái)看，近親教師的學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力在各個(gè)時(shí)期均顯著高于非近親教師。盡管如此，由于學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力不僅受到留校行為的影響，也受到人口特征、工作機(jī)構(gòu)特征、工作年限等影響，根據(jù)對(duì)控制變量的描述，兩類教師在上述指標(biāo)的分布上差異顯著。這說(shuō)明，比較絕對(duì)差異并不能準(zhǔn)確衡量留校對(duì)教師學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力的影響，這也是已有文獻(xiàn)通過(guò)直接比較的方法不能得到有效結(jié)果的重要原因(林杰，2009；閻光才，2009；Inanc & Tuncer，2011)。

表1 近親與非近親教師學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力的描述

發(fā)表論文數(shù)量 發(fā)表論文質(zhì)量

第1期 第2期 第3期 讀博期間 第1期 第2期 第3期 讀博期間

非近親繁殖 3.571(1092) 8.115(1740) 9.380(2233) 6.830(1316) 4.393(1092) 9.590(1740) 11.606(2233) 10.520(1316)

近親繁殖 6.094(1283) 11.262(1586) 10.655(1726) 7.650(917) 7.528(1283) 13.916(1586) 13.421(1726) 12.389(917)

差值(近親-非近親) 2.523** 3.147** 1.275*** 0.820** 3.135* 4.326*** 1.815*** 1.869***

注：1.***、**和*表示t檢驗(yàn)在1％、5％和10％的水平統(tǒng)計(jì)顯著，下表和下圖同。2.括號(hào)內(nèi)表示對(duì)應(yīng)的觀測(cè)樣本數(shù)量。3.788名2013-2014年新入職教師在第3期無(wú)學(xué)術(shù)發(fā)表，主要源于發(fā)表的滯后性，因而不宜納入第3期的分析樣本。

3.科研合作指標(biāo)

本文嘗試基于社會(huì)資本理論解釋近親繁殖對(duì)教師學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力影響的內(nèi)在機(jī)制。在已有文獻(xiàn)中，一些學(xué)者用相關(guān)人員的互動(dòng)行為反映“已動(dòng)用”的社會(huì)資本(Lin & Dumin，1986)，或者直接用合作行為測(cè)量了學(xué)術(shù)社會(huì)資本(Abramo et al.，2009；Bozeman et al.，2013；梁文艷和周曄馨，2016)。本文基于相關(guān)文獻(xiàn)從已動(dòng)用社會(huì)資本的角度，通過(guò)科研合作行為度量社會(huì)資本，即利用學(xué)術(shù)發(fā)表署名信息獲得校內(nèi)合作率和校外合作率兩項(xiàng)指標(biāo)(見(jiàn)表2)，分別衡量了教師基于機(jī)構(gòu)內(nèi)強(qiáng)關(guān)系以及基于跨越機(jī)構(gòu)邊界弱關(guān)系所擁有的社會(huì)資本。盡管“搭便車”“榮譽(yù)作者”(Honor author)等問(wèn)題可能干擾利用署名信息測(cè)量合作的準(zhǔn)確性，但署名信息在很大程度上刻畫(huà)了學(xué)術(shù)成果完成過(guò)程中關(guān)鍵的參與者，并且文獻(xiàn)計(jì)量數(shù)據(jù)相對(duì)易得，已有研究大多利用文獻(xiàn)計(jì)量法從論文署名信息中提取合作信息(Corley & Sabharwal，2010；Abramo et al.，2011)。

4.控制變量

本文引入了個(gè)人和機(jī)構(gòu)層面的控制變量。教師在控制變量上的分布狀況具有如下特點(diǎn)：(1)在人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征上，兩類教師的性別構(gòu)成并無(wú)顯著差異；但兩類教師的出生年代構(gòu)成差異顯著?！?0后”青年樣本中，非近親教師的比例更高，而在“50后”“60后”中老年樣本中，近親教師的比例更高，可推測(cè)對(duì)留校越來(lái)越嚴(yán)格的招聘政策是造成上述現(xiàn)象的原因。(2)近親教師中本科畢業(yè)于“985”高校的比例更高，而畢業(yè)于非“211”這類普通大學(xué)的比例相對(duì)更低。(3)東部大學(xué)的近親教師比重相對(duì)較低，“985”和C9高校的近親繁殖率則高于非“985”的“211”高校。⑤

表2 本研究所涉及指標(biāo)介紹

變量 指標(biāo)說(shuō)明

學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力指標(biāo) 學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量 TP[，it]=output[，it] output[，it]指第t階段第i名教師發(fā)表學(xué)術(shù)論文總篇數(shù)，分2000-2004年、2005-2009年、2010-2014年和讀博期間四個(gè)階段

學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量 QP[，it]=impact[，ijt] impact[，ijt]-第t階段第i名教師發(fā)表的第j篇學(xué)術(shù)論文所在期刊影響因子

科研合作指標(biāo) 校內(nèi)合作率 CP[1][，it]=IUC_output[，it]/output[，it] IUC_output[，it]指第t期第i名教師合作發(fā)表的、合作者中有本校教師的論文篇數(shù)

校外合作率 CP[2][，it]=ICC_output[，it]/output[，it] ICC_output[，it]指第t期第i名教師合作發(fā)表的、合作者中至少有一名來(lái)自校外的論文篇數(shù)

近親繁殖指標(biāo) 近親繁殖 是否近親繁殖，1=是，0=否

機(jī)構(gòu)近親繁殖率 P_inbred[，j]=total_inbred[，j]/total_teacher[，j] total_inbred[，j]指機(jī)構(gòu)j近親繁殖教師數(shù)量 total_teacher[，j]指機(jī)構(gòu)j教師數(shù)量

人口學(xué)特征與人力資本控制變量 性別 1=女性；0=男性

出生年代 分為1950年代、1960年代、1970年代和1980年代；以1950年代為參照組

本科大學(xué)層次 分非“211”高校、“211”高校(非“985”)以及“985”高校；以非“211”高校為參照組

機(jī)構(gòu)層面控制變量 樣本高校層級(jí) 分“211”高校(非“985”)、“985”高校(非C9)以及C9高校；以“211”高校(非“985”)為參照組

樣本高校區(qū)域 分東部、中部和西部；以西部為參照組

四、研究結(jié)果

(一)留校任教是否造成近親教師的學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力更低？

1.基準(zhǔn)模型設(shè)定

能留校的人和引進(jìn)的人在個(gè)人特征上可能并不相同，傾向于近親繁殖的學(xué)校和傾向于引入“外來(lái)人”的學(xué)校也可能差異巨大。例如，按照大學(xué)科研層次排序，如果存在“層次越高的大學(xué)，在選拔人才時(shí)更看重學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力，且培養(yǎng)的學(xué)生擁有更強(qiáng)的科研能力，在競(jìng)爭(zhēng)中勝出的近親者學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力也越高；反之，層次越低的大學(xué)，在招聘時(shí)對(duì)應(yīng)聘者個(gè)人科研能力的重視程度較低，且所培養(yǎng)學(xué)生的學(xué)術(shù)水平較低，在競(jìng)爭(zhēng)中勝出的近親者學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力低”的現(xiàn)象，這時(shí)，如果不控制學(xué)校科研層次建立回歸模型以估計(jì)留校任教對(duì)教師學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力的影響，則削減了留校任教真實(shí)的負(fù)向影響效應(yīng)，使我們更不可能接受“近親繁殖不利于教師個(gè)人學(xué)術(shù)創(chuàng)新”的假設(shè)?？梢哉f(shuō)，要估計(jì)近親繁殖對(duì)教師學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力影響的因果效應(yīng)，解決內(nèi)生性問(wèn)題至關(guān)重要。借鑒既有文獻(xiàn)的相關(guān)研究(Ding et al.，2010；Conley & nder，2014)，確定考察近親繁殖對(duì)教師學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力影響的基準(zhǔn)模型如下：

Y[，ij3]=β[，0]+β[，1]inbred[，ij]+β[，2]Y[，ij0]+β[，3]gender[，ij]+β[，4]cohort[，ij]+β[，5]title[，ij]+β[，6]b_level[，ij]+β[，7]in_level[，ij]+β[，8]in_region[，ij]+δ[，j]+ε[，ij]

(1)###其中，Y[，ij3]為第j個(gè)院系的第i名教師在第3期(2010-2014年)的學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力。⑥inbred[，ij]為個(gè)人近親繁殖指標(biāo)，Y[，ij0]為該教師在讀博期間的學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力指標(biāo)，gender[，ij]、cohort[，ij]、b_level[，ij]、in_level[，ij]以及in_region[，ij]為一系列控制變量，ε[，ij]是隨機(jī)誤差項(xiàng)。相比已有研究，本文基準(zhǔn)模型引入了每一名教師在讀博期間的學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力指標(biāo)Y[，ij0]，這可以在一定程度上控制不可觀測(cè)的個(gè)人能力等因素對(duì)估計(jì)的干擾；并且，通過(guò)引入教師就職院系的固定效應(yīng)δ[，j]，能夠較好地減少機(jī)構(gòu)層面遺漏變量，從而獲得更為可靠的因果效應(yīng)推斷。

由于學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量指標(biāo)取值為非負(fù)整數(shù)，而學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量指標(biāo)為取值介于0-200之間的雙截尾數(shù)據(jù)，因而本文不僅利用OLS模型估計(jì)基準(zhǔn)模型(1)，還采用負(fù)二項(xiàng)回歸模型和Tobit模型分別估計(jì)學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量模型和學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量模型。

2.估計(jì)結(jié)果

表3報(bào)告了基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果?；貧w模型顯示，在學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量維度，當(dāng)不控制教師讀博期間的學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量時(shí)，模型1和3中關(guān)鍵解釋變量“近親繁殖”的系數(shù)均顯著為正；但在控制教師就讀博士期間學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量后，模型2和4中“近親繁殖”的系數(shù)變?yōu)樨?fù)值，不過(guò)不顯著。在學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量維度，不管是否控制教師就讀博士期間學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量，模型5-模型8中“近親繁殖”的系數(shù)均顯著為負(fù)。由于本文界定的近親繁殖樣本實(shí)際包括了一部分“衣錦還鄉(xiāng)”樣本，可能造成對(duì)近親教師學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力的高估。有理由推測(cè)，如果能在近親教師樣本中剝離其中的“衣錦還鄉(xiāng)”者，表3中回歸系數(shù)β[，1]的估計(jì)結(jié)果將出現(xiàn)不同程度的下降。綜上，可以認(rèn)為，在其他特征保持一致的前提下，盡管留校任教并沒(méi)有對(duì)近親教師的學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量產(chǎn)生不利影響，但卻對(duì)教師學(xué)術(shù)產(chǎn)出的質(zhì)量帶來(lái)負(fù)向影響。由此，在學(xué)術(shù)產(chǎn)出的質(zhì)量維度，假設(shè)1的H[，0]被拒絕，H[，1]得到了支持。

表3 基準(zhǔn)固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果

因變量=第3期學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量 因變量=第3期學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量

OLS回歸 負(fù)二項(xiàng)回歸 OLS回歸 Tobit回歸

模型1 模型2 模型3 模型4 模型5 模型6 模型7 模型8

近親繁殖 0.858*(2.15) -0.079(-0.12) 1.021**(2.96) -0.369(-0.64) -0.904*(1.78) -1.925*(-1.95) -0.988*(-1.79) -1.906**(-1.96)

博士期間產(chǎn)出數(shù)量 0.408***(11.00) 0.376***(10.07)

博士期間產(chǎn)出質(zhì)量 0.342***(10.67) 0.305***(8.94)

女性(以男性為基準(zhǔn)組) -3.386***(-8.50) -3.601***(-6.39) -3.490***(-9.81) -3.812***(-7.57) -5.009***(-9.22) -5.131***(-6.16) -5.431***(-10.76) -6.135***(-7.94)

1960年代出生(以1950s為基準(zhǔn)組) -3.889***(-5.85) -3.582***(-3.52) -3.996***(-4.93) -3.698**(-2.94) -4.379***(-4.83) -4.144**(-2.76) -4.366***(-4.09) -3.902*(-2.26)

1970年代出生 -7.561***(-11.42) -7.867***(-7.93) -7.518***(-9.59) -8.248***(-6.85) -7.091***(-7.85) -7.344***(-5.03) -7.504***(-7.23) -7.984***(-4.80)

1980年代出生 -8.577***(-10.89) -7.941***(-6.85) -8.617***(-10.47) -8.010***(-6.25) -7.443***(-6.93) -5.912***(-3.46) -7.938***(-7.09) -6.092***(-3.30)

經(jīng)濟(jì)學(xué)科樣本(以教育學(xué)科為基準(zhǔn)組) 1.651***(3.30) 2.713**(2.91) 1.590***(3.53) 3.159***(3.34) -3.463***(-5.07) -4.036**(-2.91) -3.620***(-6.46) -3.318**(-2.98)

調(diào)整的R[2] 0.212 0.276 \ \ 0.203 0.060 \ \

χ[2] \ \ 701.74[0.000] 801.86[0.000] \ \ 851.63[0.000] 1105.35[0.000]

樣本量 3947 2067 3947 2067 3947 2067 3947 2067

注：1.表中負(fù)二項(xiàng)回歸模型和Tobit模型呈現(xiàn)的是各個(gè)變量的邊際影響效應(yīng)，而不是系數(shù)估計(jì)值。2.OLS模型括號(hào)內(nèi)報(bào)告的是t值；負(fù)二項(xiàng)回歸和Tobit模型括號(hào)內(nèi)報(bào)告的是z值。3.所有模型還控制了本科畢業(yè)高校層次變量，由于系數(shù)不顯著，限于篇幅沒(méi)有報(bào)告該類變量的系數(shù)以及常數(shù)項(xiàng)估計(jì)值。

此外，根據(jù)對(duì)不同層次高校近親繁殖率的數(shù)據(jù)描述，C9高校、“985”高校以及“211”高校的近親繁殖率依次降低，這意味著近親繁殖的自選擇問(wèn)題在不同層次的高校并不相同。我們分別在三類高校樣本中構(gòu)建并估計(jì)基準(zhǔn)模型(1)，以檢驗(yàn)研究結(jié)論的異質(zhì)性。表4分樣本估計(jì)結(jié)果顯示，相對(duì)于非近親教師，博士畢業(yè)留校任教行為對(duì)近親教師學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力的負(fù)向影響隨著高校層次的提高而擴(kuò)大。具體來(lái)看，在非“985”的“211”高校樣本中，模型1和模型4的近親繁殖系數(shù)均不顯著，說(shuō)明在該類高校，相對(duì)非近親教師，博士畢業(yè)留校沒(méi)有對(duì)近親教師的學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量和質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)向影響；在非C9的“985”高校樣本中，盡管模型2中近親繁殖的系數(shù)不顯著，但模型5中近親繁殖的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明博士畢業(yè)留校對(duì)該類高校近親教師的學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，但不會(huì)造成其學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量的顯著下降；形成鮮明對(duì)比的是，在C9高校樣本中，模型3和模型6中近親繁殖的系數(shù)全部顯著為負(fù)，說(shuō)明在這類中國(guó)“雙一流”大學(xué)建設(shè)的排頭兵中，博士畢業(yè)留校對(duì)近親教師的學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量和質(zhì)量全部產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響。綜上，在學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量維度，假設(shè)1的H[，1]僅在C9高校樣本中得到支持；而在學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量維度，假設(shè)1的H[，1]在C9和“985”這兩類高校樣本中均得到支持。

表4 不同層次高校樣本的估計(jì)結(jié)果

因變量=第3期學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量

非“985”的“211”高校 非C9的“985”高校 C9高校

模型1 模型2 模型3

近親繁殖 -0.425(-0.32) -0.094(-0.13) -1.939*(-1.73)

χ[2] 153.56[0.000] 530.45[0.000] 151.72[0.000]

樣本量 392 1367 308

因變量=第3期學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量

非“985”的“211”高校 非C9的“985”高校 C9高校

模型4 模型5 模型6

近親繁殖 -0.895(-0.46) -0.695*(-1.75) -6.185**(-2.11)

χ[2] 41.93[0.033] 260.53[0.000] 21.13[0.000]

樣本量 392 1367 308

注：1.模型1-3用負(fù)二項(xiàng)模型估計(jì)，模型4-5用Tobit模型估計(jì)。2.表中呈現(xiàn)了各變量的邊際影響效應(yīng)。3.所有模型均控制了表3中的讀博期間相應(yīng)的產(chǎn)出數(shù)量(質(zhì)量)、控制變量、固定效應(yīng)和常數(shù)項(xiàng)，限于篇幅，這里僅報(bào)告近親繁殖的系數(shù)。4.圓括號(hào)內(nèi)為z值，方括號(hào)內(nèi)為p值。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(1)基于雙重差分模型的檢驗(yàn)

將基準(zhǔn)模型(1)中的因變量依次替換為樣本教師在第2期和第1期的學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力進(jìn)行估計(jì)。表5的回歸結(jié)果顯示，在學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量維度，博士畢業(yè)留校任教造成近親教師第1期和第2期的學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量均顯著低于非近親教師；但在數(shù)量維度，近親繁殖的回歸系數(shù)在兩期數(shù)據(jù)中均不顯著，說(shuō)明留校任教并未對(duì)近親教師的學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量產(chǎn)生不利影響。我們又分別使用“第1期-第2期”“第2期-第3期”的面板數(shù)據(jù)，從數(shù)量和質(zhì)量?jī)蓚€(gè)維度分別構(gòu)建雙重差分模型，再次估計(jì)近親繁殖對(duì)教師學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力的影響。表6的估計(jì)結(jié)果顯示，在學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量維度，模型1和模型2中Post×Treat的系數(shù)為負(fù)但不顯著。這再次說(shuō)明，相比非近親教師，留校任教沒(méi)有造成近親教師學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量的顯著下降；但在質(zhì)量維度，模型3和模型4中Treat×Post的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明博士畢業(yè)留校的確造成了近親教師學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量顯著更低。由此，雙重差分模型的估計(jì)結(jié)果再次支持全樣本模型的結(jié)論，即相比非近親教師，博士畢業(yè)留校任教對(duì)近親教師科研產(chǎn)出質(zhì)量造成了顯著的負(fù)向影響，盡管沒(méi)有對(duì)該類教師的學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量產(chǎn)生影響。

表5 三期產(chǎn)出數(shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果

因變量=學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量

第3期 第2期 第1期

模型1 模型2 模型3

近親繁殖(Treat) -0.369(-0.64) -0.646(-0.82) -0.544(-0.71)

χ[2] 801.86[0.000] 554.37[0.000] 513.49[0.000]

樣本量 2067 1641 1239

因變量=學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量

第3期 第2期 第1期

模型4 模型5 模型6

近親繁殖(Treat) -1.906**(-1.96) -1.429*(-1.77) -0.977*(-1.69)

χ[2] 1105.35[0.000] 395.40[0.000] 347.83[0.000]

樣本量 2067 1641 1239

注：同表4。

表6 近親繁殖與高校教師學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力：雙重差分的回歸結(jié)果

因變量=學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量 因變量=學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量

第2期-第3期面板 第1期-第2期面板 第2期-第3期面板 第1期-第2期面板

模型1 模型2 模型3 模型4

近親繁殖(Treat) 3.953**(2.62) 0.315(0.30) 5.256*(2.56) -0.292(-0.20)

時(shí)期(Post) 0.392(0.99) 3.951***(8.59) 1.041(1.92) 4.536***(7.07)

近親繁殖×?xí)r期(Treat×Post) -0.985(-1.68) -0.734(1.15) -1.331*(-1.78) -1.392*(-1.66)

調(diào)整的R[2] 0.177 0.104 0.182 0.113

樣本量 1641 1239 1641 1239

注：1.表中呈現(xiàn)了邊際影響效應(yīng)，圓括號(hào)內(nèi)為t值。2.所有模型均控制了表3中的控制變量、固定效應(yīng)和常數(shù)項(xiàng)，限于篇幅僅報(bào)告近親繁殖的回歸系數(shù)。

(2)基于傾向得分匹配模型的檢驗(yàn)

接下來(lái)，借鑒匹配的思路，將近親教師設(shè)為處理組，選擇與處理組樣本在主要特征上盡可能一致的非近親教師作為控制組，通過(guò)比較兩組樣本結(jié)果變量的差異來(lái)解決樣本選擇偏誤問(wèn)題，并對(duì)前文結(jié)論進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。我們使用傾向得分匹配方法(PSM)，穩(wěn)健性檢驗(yàn)分為三個(gè)階段：第一階段，以近親教師虛擬變量為因變量，以基準(zhǔn)模型(1)中的控制變量為自變量估計(jì)Logit模型，計(jì)算每個(gè)樣本成為近親教師的傾向得分。第二階段，根據(jù)計(jì)算得到的傾向得分值對(duì)近親教師和非近親教師進(jìn)行一對(duì)一匹配，獲得處理組樣本和對(duì)照組樣本分別為829人。第三階段，基于匹配后的樣本再次構(gòu)建基準(zhǔn)模型進(jìn)行估計(jì)。表7的回歸結(jié)果同樣顯示，相比非近親教師，留校任教不會(huì)造成近親教師在學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量上的差距，但造成了近親教師學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量顯著更低。

表7 傾向得分匹配的估計(jì)結(jié)果

因變量=第3期學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量 因變量=第3期學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量

模型1 模型2

近親繁殖 0.051(0.84) -0.587*(-1.78)

樣本量 1658 1658

注：1.表中呈現(xiàn)的是邊際影響效應(yīng)。2.圓括號(hào)內(nèi)為z值。3.限于篇幅，沒(méi)有匯報(bào)平衡性檢驗(yàn)結(jié)果。

(3)基于英文論文測(cè)算學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力的檢驗(yàn)

在研究型大學(xué)重視國(guó)際發(fā)表的背景下，高校教師越來(lái)越多地選擇將學(xué)術(shù)成果發(fā)表在外文(主要是英文)期刊?？紤]網(wǎng)絡(luò)爬蟲(chóng)抓取英文論文發(fā)表信息的困難性，⑦按照“學(xué)校+學(xué)院+教師姓名”為關(guān)鍵詞，使用Python在Web of Science核心論文數(shù)據(jù)庫(kù)中抓取了2005-2017年期間教育學(xué)科教師的英文發(fā)表數(shù)據(jù)，經(jīng)過(guò)嚴(yán)格的數(shù)據(jù)匹配獲得了教師在該時(shí)期發(fā)表的SSCI論文信息。按照表2介紹的指標(biāo)計(jì)算方法，基于SSCI英文發(fā)表數(shù)據(jù)，分別計(jì)算了學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量和質(zhì)量指標(biāo)。

表8 教育口近親繁殖與教師SSCI發(fā)表

因變量=有SSCI論文發(fā)表 因變量=SSCI學(xué)術(shù)論文發(fā)表數(shù)量 因變量=SSCI學(xué)術(shù)論文發(fā)表質(zhì)量

模型1(Logit回歸) 模型2(負(fù)二項(xiàng)回歸) 模型3(Tobit回歸)

近親繁殖 -0.030(-1.13) -1.214*(-1.91) -12.752***(-3.02)

χ[2] 119.83[0.000] 134.45[0.034] 222.46[0.027]

樣本量 828 112 112

注：1.所有模型均控制了表3所示的控制變量、學(xué)校固定效應(yīng)以及常數(shù)項(xiàng)，限于篇幅僅報(bào)告了近親繁殖的邊際影響效應(yīng)。2.模型2和模型3僅包含了有SSCI論文發(fā)表的112名教師樣本。3.圓括號(hào)內(nèi)為z值，方括號(hào)內(nèi)為p值。

為檢驗(yàn)前文估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，將基準(zhǔn)模型(1)中的因變量依次替換為樣本教師是否有英文SSCI論文發(fā)表(1=有發(fā)表，0=沒(méi)有發(fā)表)、英文學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量以及英文學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量進(jìn)行分析。表8顯示：博士畢業(yè)留校并不會(huì)造成近親教師在發(fā)表SSCI論文的概率上和非近親教師存在差距(模型1中近親繁殖的系數(shù)為負(fù)但不顯著)。在有SSCI論文發(fā)表的112名教師中，相對(duì)非近親教師，博士留校不僅造成近親教師在SSCI學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量上顯著更低(模型3中近親繁殖的系數(shù)為負(fù)且1％水平顯著)，甚至產(chǎn)出的數(shù)量上也顯著更低(模型2中近親繁殖的系數(shù)為負(fù)且在10％水平顯著)，支持了張冰冰和沈紅(2015)的結(jié)論，即近親繁殖并不一定造成教師在國(guó)內(nèi)期刊發(fā)表論文數(shù)量上的差異，但會(huì)造成教師在國(guó)際期刊發(fā)表論文數(shù)量顯著更少。鑒于此，以SSCI英文論文測(cè)算學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力的估計(jì)結(jié)果不僅在質(zhì)量維度支持了假設(shè)1的H[，1]，而且在數(shù)量維度也支持了假設(shè)1的H[，1]。

(二)機(jī)構(gòu)近親繁殖程度越高是否越不利于機(jī)構(gòu)或個(gè)體的學(xué)術(shù)創(chuàng)新？

數(shù)據(jù)描述顯示，不同學(xué)院的近親繁殖程度變異很大，經(jīng)濟(jì)學(xué)科各個(gè)學(xué)院的近親繁殖率介于0％-69.23％之間，教育學(xué)科近親繁殖率介于0％-59.9％之間。在這一部分，將考察機(jī)構(gòu)的近親繁殖程度對(duì)機(jī)構(gòu)整體的學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力產(chǎn)生的影響，并在機(jī)構(gòu)層面建立了如下回歸模型：

[，j3]=γ[，0]+γ[，1]p_inbred[，j]+γ[，2]p_inbred[2][，j]+γ[，3][，j0]+γ[，4]in_level[，j]+γ[，5]in_region[，j]+ε[，j]

(2)

其中，[，j3]為j學(xué)院的樣本教師在第3期(2010-2014年)的平均學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力；[，j0]為j學(xué)院樣本教師在基期(讀博士期間)的平均學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力；p_inbred[，j]和p_inbred[2][，j]分別為機(jī)構(gòu)近親繁殖率及其平方項(xiàng)；機(jī)構(gòu)層面控制變量同基準(zhǔn)模型(1)。

表9呈現(xiàn)的估計(jì)結(jié)果為，在學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量維度，僅引入機(jī)構(gòu)近親繁殖率的模型1中，機(jī)構(gòu)近親繁殖率的回歸系數(shù)γ[，1]為負(fù)，但不顯著；同時(shí)引入機(jī)構(gòu)近親繁殖率一次項(xiàng)和二次項(xiàng)的模型2中，γ[，1]為正、γ[，2]為負(fù)，且均不顯著。在學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量維度，僅引入機(jī)構(gòu)近親繁殖率的模型3中，機(jī)構(gòu)近親繁殖率的回歸系數(shù)γ[，1]為正；同時(shí)引入機(jī)構(gòu)近親繁殖率一次項(xiàng)和二次項(xiàng)的模型4中，γ[，1]為正、γ[，2]為負(fù)，且γ[，2]顯著。機(jī)構(gòu)層面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)顯示，盡管學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量維度的估計(jì)系數(shù)并不顯著，但在總體上可以得到機(jī)構(gòu)近親繁殖率與機(jī)構(gòu)整體學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力之間呈現(xiàn)“倒U型”曲線關(guān)系。這意味著，機(jī)構(gòu)近親繁殖程度與機(jī)構(gòu)學(xué)術(shù)產(chǎn)出創(chuàng)新能力之間存在一個(gè)“度”，在達(dá)到這個(gè)“度”之前，機(jī)構(gòu)近親繁殖程度越高有助于提升整體學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力，但是，一旦超過(guò)了這個(gè)“度”，機(jī)構(gòu)近親繁殖程度的提升反而會(huì)抑制整體學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力。

上述結(jié)果說(shuō)明，我們并不能得到招聘一定數(shù)量自己培養(yǎng)的畢業(yè)生留校任教一定會(huì)帶來(lái)學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力衰減的結(jié)論，即假設(shè)2的H[，0]不能被拒絕。留校“并不總是壞的”的觀點(diǎn)(Tavares et al.，2015)認(rèn)為，留校任教可能會(huì)因?yàn)閷W(xué)術(shù)共同體內(nèi)部有著共同規(guī)范、準(zhǔn)則愿景以及更高的信任，有利于科研項(xiàng)目的持續(xù)推進(jìn)并最終產(chǎn)生成果。但近親繁殖程度過(guò)高，仍會(huì)顯著抑制機(jī)構(gòu)學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力的提升。

表9 機(jī)構(gòu)層面近親繁殖率對(duì)機(jī)構(gòu)平均學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力的影響

因變量=機(jī)構(gòu)第3期的平均學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量 因變量=機(jī)構(gòu)第3期的平均學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量

模型1 模型2 模型3 模型4

機(jī)構(gòu)近親繁殖率 -0.632(-0.41) 1.770(0.38) 1.352(0.78) 4.773(1.08)

機(jī)構(gòu)近親繁殖率的平方 -3.261(-0.54) -8.116*(-1.89)

樣本量 100 100 100 100

調(diào)整的R[2] 0.514 0.510 0.689 0.686

注：控制變量包括機(jī)構(gòu)所在地區(qū)、機(jī)構(gòu)層次、學(xué)科類型、機(jī)構(gòu)層面教師特征(例如，機(jī)構(gòu)教師博士期間平均產(chǎn)出)。

為檢驗(yàn)假設(shè)3，即回答機(jī)構(gòu)的近親繁殖程度是否對(duì)個(gè)人學(xué)術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生消極影響，我們?cè)诨鶞?zhǔn)模型中引入了機(jī)構(gòu)近親繁殖率及其與個(gè)人近親繁殖變量的交互項(xiàng)。表10的估計(jì)結(jié)果顯示，模型4中機(jī)構(gòu)近親繁殖率與個(gè)人近親繁殖的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明相對(duì)于非近親教師，機(jī)構(gòu)近親繁殖率對(duì)近親教師學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量有非常明顯的負(fù)向影響；機(jī)構(gòu)近親繁殖率以及機(jī)構(gòu)近親繁殖率與近親繁殖交互項(xiàng)的聯(lián)合線性檢驗(yàn)顯著為負(fù)，說(shuō)明隨著機(jī)構(gòu)近親繁殖程度的提高，近親教師的學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量會(huì)顯著下降。但模型1-4中機(jī)構(gòu)近親繁殖率的系數(shù)全部不顯著，說(shuō)明對(duì)于近親教師，機(jī)構(gòu)近親繁殖程度對(duì)其學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量和質(zhì)量均沒(méi)有顯著的影響。綜上，近親教師群體在學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量維度上，假設(shè)3的H[，0]被拒絕，H[，1]得到支持；但在非近親教師群體，不管是學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量維度還是數(shù)量維度，假設(shè)3的H[，0]均不能被拒絕。

總之，較為確鑿的證據(jù)是，近親繁殖率低的學(xué)術(shù)環(huán)境更有利于近親教師學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量的提高。從互補(bǔ)性合作與交流的角度看，原因可能在于，機(jī)構(gòu)的“外來(lái)人”是近親繁殖教師與多元學(xué)術(shù)背景學(xué)者開(kāi)展合作交流的關(guān)鍵途徑。事實(shí)上，對(duì)于近親教師，隨著機(jī)構(gòu)近親繁殖程度提高，機(jī)構(gòu)學(xué)術(shù)環(huán)境封閉程度隨之上升，他們與“外來(lái)人”進(jìn)行學(xué)術(shù)交流的機(jī)會(huì)則進(jìn)一步降低，從而不利于獲得高質(zhì)量的學(xué)術(shù)創(chuàng)新。與之相反，非近親教師本身就是“外來(lái)人”，他們?cè)谂c機(jī)構(gòu)外“其他群體”建立學(xué)術(shù)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)并開(kāi)展合作的過(guò)程中對(duì)機(jī)構(gòu)中其他“外來(lái)人”的依賴性程度較低，因此，機(jī)構(gòu)近親繁殖率對(duì)非近親繁殖教師學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力的影響不顯著。

表10 機(jī)構(gòu)層面近親繁殖率對(duì)教師個(gè)人學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力的影響

因變量=個(gè)人第3期的學(xué)術(shù)產(chǎn)出的數(shù)量 因變量=個(gè)人第3期的學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量

模型1 模型2 模型3 模型4

機(jī)構(gòu)近親繁殖率 0.141(1.657) 1.186(1.919) 0.799(1.419) 1.369(1.260)

機(jī)構(gòu)近親繁殖率×近親繁殖 -1.899(1.310) -2.793*(1.580)

近親繁殖 -0.360(0.604) -2.118(1.515) -2.290***(0.882) -5.855***(2.211)

樣本量 2067 2067 2067 2067

調(diào)整的R[2] 0.237 0.238 0.223 0.224

注：同表9。

(三)留校任教影響近親教師學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力的機(jī)制？

根據(jù)上文的分析可以發(fā)現(xiàn)，以中文論文發(fā)表信息衡量學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力時(shí)，博士留校任教盡管不會(huì)對(duì)近親教師學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，但造成近親教師學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量顯著低于非近親教師。由于上述分析已經(jīng)控制了人口學(xué)變量以及人力資本和組織機(jī)構(gòu)等諸多變量，我們推測(cè)，其中一個(gè)非常可能的解釋是：近親教師擁有的學(xué)緣和業(yè)緣“關(guān)系”相對(duì)單一，而非近親教師擁有的學(xué)緣和業(yè)緣“關(guān)系”相對(duì)更為多元，當(dāng)“大科學(xué)”時(shí)代的學(xué)術(shù)創(chuàng)新更加依賴于跨越邊界的、多元的合作時(shí)(Reagans & Zuckerman，2001)，就可能造成近親教師學(xué)術(shù)創(chuàng)新相對(duì)不足。為了檢驗(yàn)上述推測(cè)，即假設(shè)4，本部分基于社會(huì)資本的理論框架，探討了近親繁殖造成教師個(gè)人學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力低于非近親教師的內(nèi)在機(jī)制。近親繁殖教師僅在產(chǎn)出質(zhì)量上與非近親教師存在差距，為此，以第3期學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量為因變量，分別以校內(nèi)合作和校外合作為中介變量，構(gòu)建了結(jié)構(gòu)方程模型，圖1和圖2分別呈現(xiàn)了以校內(nèi)合作和校外合作為中介變量的結(jié)構(gòu)方程模型估計(jì)結(jié)果，兩個(gè)模型均達(dá)到了擬合標(biāo)準(zhǔn)。⑧

根據(jù)圖1、圖2結(jié)構(gòu)方程模型的估計(jì)結(jié)果，我們可以得到如下結(jié)論：

首先，近親繁殖對(duì)校內(nèi)合作的直接影響效應(yīng)ρ[，12]顯著為正，而近親繁殖對(duì)校外合作的直接影響效應(yīng)ρ[，22]顯著為負(fù)，說(shuō)明相對(duì)非近親教師，近親教師更多開(kāi)展校內(nèi)合作，更少開(kāi)展校外合作。進(jìn)一步，我們利用問(wèn)卷調(diào)查所獲得教師“擁有的”社會(huì)資本⑨數(shù)據(jù)，在圖3中更加細(xì)致地描述了近親和非近親兩類教師開(kāi)展科研合作行為的差異。具體來(lái)看，近親教師在“和自己導(dǎo)師”以及“和所帶研究生”科研合作的頻次均高于非近親教師，特別是“和自己導(dǎo)師開(kāi)展科研合作”的頻次上兩類樣本差異顯著；但是，隨著與合作對(duì)象之間“關(guān)系”強(qiáng)度下降，近親教師開(kāi)展合作的頻次逐漸低于非近親教師，特別在“和境內(nèi)其他大學(xué)/機(jī)構(gòu)同行”以及“和境外大學(xué)/機(jī)構(gòu)同行”的合作頻次上與非近親教師的差異顯著。因此，基于調(diào)查問(wèn)卷所獲得信息的分析結(jié)果說(shuō)明，因?yàn)閾碛械膶W(xué)緣關(guān)系和業(yè)緣關(guān)系重疊，近親教師更難與多元學(xué)術(shù)圈子建立關(guān)系并開(kāi)展合作，其合作對(duì)象單一、多限于求學(xué)和任職機(jī)構(gòu)內(nèi)部同行，尤其是與自己導(dǎo)師開(kāi)展的向上型合作；而非近親教師因?yàn)闃I(yè)緣關(guān)系與學(xué)緣關(guān)系的相對(duì)分離，淡化了基于學(xué)緣的合作，更促進(jìn)了他們尋找多元合作對(duì)象。

圖1 近親繁殖、校內(nèi)合作行為與學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力的關(guān)系機(jī)制

注：模型引入基準(zhǔn)模型(1)所包含的所有個(gè)人和機(jī)構(gòu)層面控制變量，限于篇幅，沒(méi)有報(bào)告控制變量的系數(shù)。

其次，近親繁殖者更偏向機(jī)構(gòu)內(nèi)部的、狹窄的學(xué)術(shù)信息交流與合作，因而較低的校外合作開(kāi)展水平確實(shí)是造成他們個(gè)人學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量顯著低于非近親教師的原因之一，假設(shè)4得到支持。具體來(lái)看，盡管圖1模型中校內(nèi)合作行為對(duì)學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量影響的擬合系數(shù)ρ[，13]為正，但并不顯著；與之相對(duì)應(yīng)的是，圖2模型中校外合作行為對(duì)學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量影響的擬合系數(shù)ρ[，23]顯著為正，由于近親教師開(kāi)展的校外合作行為顯著低于非近親教師(ρ[，22]顯著小于零)，可以認(rèn)為，缺乏校外合作限制了近親教師獲得更多高質(zhì)量的學(xué)術(shù)成果。

圖2 近親繁殖、校外合作行為與學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力的關(guān)系機(jī)制

注：同圖1。

最后，社會(huì)資本和合作只是造成近親繁殖教師學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力更低的部分原因，還有更多影響路徑和內(nèi)在機(jī)制值得繼續(xù)挖掘和檢驗(yàn)。在控制了近親繁殖通過(guò)科研合作對(duì)學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量的間接影響(ρ[，12]×ρ[，13]、ρ[，22]×ρ[，23])后，近親繁殖對(duì)學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量的直接影響效應(yīng)ρ[，11]和ρ[，21]全部顯著為負(fù)，說(shuō)明即使剝離近親繁殖通過(guò)科研合作這條路徑的影響效應(yīng)后，近親教師的學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力仍然顯著低于非近親教師，因而近親與非近親教師在學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量上存在差距的原因并不能完全得到解釋。

圖3 近親繁殖教師與非近親教師“擁有的”社會(huì)資本的差異比較

注：共包括268名近親教師和389名非近親教師。

五、結(jié)論與進(jìn)一步討論

本文從個(gè)人層面和機(jī)構(gòu)層面探討了近親繁殖這類社會(huì)資本與大學(xué)教師學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力間的因果關(guān)系，并探討其內(nèi)在作用機(jī)制。主要研究結(jié)論如下：第一，博士畢業(yè)留校任教對(duì)中國(guó)研究型大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)科和教育學(xué)科近親教師中文發(fā)表的學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，盡管對(duì)其中文發(fā)表學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量的影響不顯著。第二，機(jī)構(gòu)近親繁殖率與機(jī)構(gòu)整體學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量水平呈現(xiàn)“倒U型”曲線關(guān)系，且對(duì)近親教師個(gè)體學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量產(chǎn)生顯著的消極影響。第三，近親教師更少開(kāi)展跨越機(jī)構(gòu)邊界的、多元的校外學(xué)術(shù)合作，這是造成他們學(xué)術(shù)產(chǎn)出質(zhì)量與非近親教師存在顯著差距的內(nèi)在機(jī)制之一。需要說(shuō)明的是，由于數(shù)據(jù)收集的原因，本文還不能將“衣錦還鄉(xiāng)”者剝離出去，因此可能高估了近親者的學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力。

建設(shè)“雙一流”大學(xué)，打造一支擁有高水平學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力的教師隊(duì)伍是關(guān)鍵之一。本研究所得到結(jié)論為優(yōu)化教師人才隊(duì)伍建設(shè)提供了來(lái)自微觀實(shí)證研究的證據(jù)：第一，大學(xué)應(yīng)鼓勵(lì)本校畢業(yè)生到外校工作，學(xué)術(shù)經(jīng)歷的多元性對(duì)其學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力的提升效應(yīng)大于科研穩(wěn)定性可能帶來(lái)的提升效應(yīng)。第二，本文不能完全支持近親繁殖在教師個(gè)體以及機(jī)構(gòu)層面學(xué)術(shù)創(chuàng)新中表現(xiàn)出社會(huì)資本潛在的消極面，因而“非外校不招聘”的一刀切政策并不具有完全合理性。學(xué)校應(yīng)以學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力為基本原則，明確建立以“學(xué)術(shù)”為核心的用人標(biāo)準(zhǔn)，可以考慮對(duì)本校非常優(yōu)秀的畢業(yè)生先到國(guó)內(nèi)外頂尖大學(xué)做博士后為強(qiáng)制性條件進(jìn)行聘用，最終營(yíng)造兼具多樣性和包容性的學(xué)術(shù)環(huán)境。第三，對(duì)已有的教師存量，除了明確質(zhì)量考核標(biāo)準(zhǔn)這個(gè)“指揮棒”的引導(dǎo)作用外，學(xué)校還應(yīng)該創(chuàng)造更多的對(duì)外學(xué)術(shù)交流與合作機(jī)會(huì)，以挖掘近親教師的學(xué)術(shù)創(chuàng)新潛力。

本文還存在一些不足之處，可以在未來(lái)繼續(xù)深入研究。首先，學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力是一個(gè)多維度概念，雖然數(shù)據(jù)收集難度很大，但更全面的分析必須更好地考慮國(guó)際發(fā)表等維度。從本文以教育學(xué)科教師SSCI論文發(fā)表的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，博士畢業(yè)留校造成近親教師在學(xué)術(shù)產(chǎn)出數(shù)量和質(zhì)量上全部落后于非近親教師，說(shuō)明以英文發(fā)表數(shù)據(jù)開(kāi)展研究的必要性。其次，從學(xué)緣結(jié)構(gòu)度量社會(huì)資本并開(kāi)展教師學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力研究，對(duì)優(yōu)化學(xué)術(shù)人力資源配置非常重要。限于數(shù)據(jù)可得性，本文僅基于博士是否畢業(yè)于本校來(lái)界定近親繁殖類型并開(kāi)展研究，未來(lái)還可以細(xì)化近親繁殖類型。第三，本文在社會(huì)資本的理論框架下，以機(jī)構(gòu)邊界區(qū)分強(qiáng)、弱關(guān)系社會(huì)關(guān)系，從校內(nèi)合作和校外合作的視角開(kāi)展了研究，但近親繁殖對(duì)于教師科研生產(chǎn)力影響途徑的內(nèi)在邏輯還值得進(jìn)一步深入探討。