社會資本與大學教師學術創(chuàng)新能力研究

一、引言

選留本校畢業(yè)生任教的現(xiàn)象，被比喻為學術“近親繁殖”(academic inbreeding)(Cruz-Castro & Sanz-Menéndez，2010)，該現(xiàn)象在各國大學均較為普遍。近親繁殖本質是社會網(wǎng)絡和社會互動的結果，它構建起強關系的學術社會資本。Portes(1998)指出，社會資本具有兩面性(double-edged)，近親繁殖同樣如此。一方面，單一學術經(jīng)歷可能造成近親教師受到過度的非正式控制，其學術自由與獨立受到限制，并且隨著團隊近親繁殖率的提高，又可能造成對非近親教師的排斥，最終不利于教師個體和機構的學術創(chuàng)新(Eisenberg & Wells，2000；Inanc & Tuncer，2011；Yudkevich & Sivak，2013)。因而在“雙一流大學”建設目標下，限制“近親繁殖”似乎已成為中國研究型大學的共識。另一方面，在學術勞動力市場信息不對稱條件下招聘本校畢業(yè)生，有利于學術傳承和組織穩(wěn)定，可減少個人在學術生涯起步期的磨合成本，并不一定損害個人或團隊的學術創(chuàng)新能力(Cruz-Castro & Sanz-Menéndez，2010；鐘云華，2012；沈勇，2016)。實施“非外校學生不招”這個“一刀切”政策的假設是“近親繁殖一定不利于教師個體和機構的學術創(chuàng)新”，但從社會資本的兩面性出發(fā)，該政策的合理性存在爭議。

中國大學教師近親繁殖問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)、以揭示因果關系為目標的文獻，指標測量的準確性和穩(wěn)定性均存在不足。既有文獻沒有清楚地解釋如下問題：近親繁殖究竟對教師個體和機構的學術創(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)在機制又是什么？隨著現(xiàn)代科研日益系統(tǒng)化和復雜化，創(chuàng)新更依賴于知識互補、資源共享和協(xié)同合作(Bammer，2008)，擁有學術關系的類型和水平?jīng)Q定了合作的方式和質量(周曄馨等，2014)，并最終決定了科研產(chǎn)出(Bozeman & Corley，2004)。受限于單一的學緣和業(yè)緣結構，近親者在跨越邊界的多元學術關系擁有水平上并不占優(yōu)，盡管他們在機構內(nèi)部學術關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量，不利于學術創(chuàng)新(閻光才，2009；Horta et al.，2010；Inanc & Tuncer，2011；Li et al.，2015)。本文還將從社會資本和合作的視角揭示近親繁殖影響教師學術創(chuàng)新的內(nèi)在機制。

本文以中國大學教師為樣本，研究近親繁殖對教師個人及機構學術創(chuàng)新能力的影響及其內(nèi)在機制。相比已有研究，本文的貢獻在于：(1)搜集了中國研究型大學經(jīng)濟學科和教育學科全體教學科研崗教師的第一手數(shù)據(jù)，包括基于網(wǎng)絡爬蟲獲得樣本教師的學術創(chuàng)新能力等數(shù)據(jù)，并通過問卷調(diào)查獲得合作行為數(shù)據(jù)，據(jù)此可以對實證結論開展詳細的解釋。(2)分析了留校任教對近親教師個人學術創(chuàng)新的影響，以及機構近親繁殖程度對個人和機構學術創(chuàng)新的影響。(3)從強、弱關系的維度將合作行為細分為校內(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資本影響教師學術創(chuàng)新的內(nèi)在路徑機制。

本文余下部分結構安排如下：第二節(jié)回顧相關文獻并提出研究假設；第三節(jié)解釋和說明數(shù)據(jù)來源及變量選擇；第四節(jié)對研究假設進行計量檢驗；第五節(jié)總結全文并提出政策啟示。

二、文獻評述與研究假設

近期文獻多將獲得最高學位(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；夏紀軍，2014)。近親繁殖被認為不利于個人和團隊學術創(chuàng)新，它更多表現(xiàn)出社會資本的消極面。在以論文發(fā)表衡量教師學術創(chuàng)新能力的文獻中，基于美國(Eisenberg & Wells，2000)、墨西哥(Horta et al.，2010)以及土耳其(Inanc & Tuncer，2011)等國樣本開展的研究發(fā)現(xiàn)，近親教師的學術創(chuàng)新能力顯著低于非近親教師。以日本和中國大學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，而在國際性的、高影響力的期刊發(fā)文量顯著更少(Yudkevich & Sivak，2013)。機構的學術近親繁殖程度與其學術產(chǎn)出數(shù)量、質量和原創(chuàng)性負向相關(Cruz-Castro & Sanz-Menéndez，2010)。根據(jù)Nature雜志報道，在國家層面，近親繁殖率與一國大學的學術創(chuàng)新力之間同樣顯著負向相關(Soler，2001)。

近親繁殖對教師學術創(chuàng)新和大學治理帶來負向影響的主要原因在于：第一，因為缺乏多元學術經(jīng)歷，近親教師學術視野的廣闊性和學術網(wǎng)絡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”時代，相對封閉的學術經(jīng)歷不利于個人和團隊獲得新思想、尋找互補性合作伙伴，造成學術原創(chuàng)力衰減(Horta et al.，2010)。第二，留校任教的學者需要更大的勇氣去質疑自己的老師，由此帶來的非正式控制可能有礙正常的學術爭鳴和新研究方向的開拓，很難青出于藍而勝于藍(Eisenberg & Wells，2000；Inanc & Tuncer，2011；Conley & nder，2014)。第三，近親繁殖可能在學校招聘環(huán)節(jié)造成“劣幣驅逐良幣”現(xiàn)象(劉道玉，2006)。

不過，近親繁殖也可表現(xiàn)出社會資本的積極面。該現(xiàn)象長期存在且有一定的合理性(Scott，2001)。對于機構而言，隨著科研活動復雜程度日益增加，對個人知識結構、創(chuàng)新素養(yǎng)以及團隊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稱風險的非正式安排(夏紀軍，2014)。此外，“外來人”有打破現(xiàn)有秩序和規(guī)則的風險(Bourdieu，1985)，而團隊建設需要集體承諾、組織認同感以及文化一致性，因而招聘“內(nèi)部人”是管理者復制規(guī)則和秩序，通過師承效應保證團隊沿著既定規(guī)劃發(fā)展的“閉包策略”(closure strategy)。從個體的視角來說，留校有助于學者在穩(wěn)定的環(huán)境中持續(xù)、專注地工作，不會因為尋找資源或搭建平臺浪費精力、中斷研究，這有利于青年學者獲得累積優(yōu)勢和終身發(fā)展(Morichika & Shibayama，2015)。部分實證文獻也支持了上述觀點：近親和非近親教師在學術創(chuàng)新能力上并不存在差異(Cruz-Castro & Sanz-Menéndez，2010；沈勇，2016)。個別研究甚至發(fā)現(xiàn)，近親教師的學術創(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體的學術創(chuàng)新仍然是一個值得深入研究的問題。為此，本文提出了第一對待檢驗的競爭假設：

假設1 H[，0]：相對非近親教師，留校任教并不會造成近親教師的學術創(chuàng)新能力更低。

H[，1]：相對非近親教師，留校任教造成近親教師的學術創(chuàng)新能力更低。

研究機構近親繁殖程度與機構學術創(chuàng)新能力之間的關系可以為大學治理提供重要信息。盡管有學者認為，招聘本校畢業(yè)生是保證研究方向可持續(xù)、學術傳統(tǒng)可傳承以及增強團隊凝聚力的“閉包策略”，這是近親繁殖現(xiàn)象長期存在于大學尤其是頂尖大學的基本邏輯(Cruz-Castro & Sanz-Menéndez，2010；Tavares et al.，2015)。但也有學者仍然認為，近親繁殖會阻礙共同體學術環(huán)境的開放，并對創(chuàng)新產(chǎn)生消極影響(劉道玉，2006；Horta et al.，2010)?；谏鲜龇治觯疚奶岢龅诙Υ龣z驗的競爭假設：

假設2 H[，0]：機構近親繁殖程度對機構整體學術創(chuàng)新能力并不存在負向影響。

H[，1]：機構近親繁殖程度對機構整體學術創(chuàng)新能力存在負向影響。

與此同時，隨著機構近親繁殖程度的提高，成員的學緣和業(yè)緣結構構成的單一性提升，機構開放程度降低，近親教師通過在機構內(nèi)部接觸“外來人”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“外來人”的身份而在資源分配等過程中受到排斥(劉道玉，2006)。據(jù)此推測，機構近親繁殖程度可能不利于個人的學術創(chuàng)新，并提出了第三對待檢驗的競爭假設：

假設3 H[，0]：機構近親繁殖程度對教師個體的學術創(chuàng)新能力并不存在負向影響。

H[，1]：機構近親繁殖程度對教師個體的學術創(chuàng)新能力存在負向影響。

事實上，只有上述三項假設的H[，1]全部得到支持，杜絕近親繁殖的做法才完全合理。反之，任意一項假設的H[，1]不能得到支持，杜絕近親繁殖的“一刀切”政策就需謹慎施行。否則，不僅可能排斥本校畢業(yè)但學術能力突出的人才，更可能破壞學術組織內(nèi)在成長規(guī)律和長遠規(guī)劃，影響學科穩(wěn)定發(fā)展?，F(xiàn)有關注中國樣本的實證文獻多為描述性研究，未處理遺漏教師能力變量、學校差異所帶來的內(nèi)生性問題，并且在指標測量和數(shù)據(jù)代表性上均有不足，因而難以就近親繁殖對個人和機構學術創(chuàng)新能力的影響效應進行有效的因果推斷。本文致力于克服上述問題。

更深層次的問題是，留校任教影響近親教師學術創(chuàng)新的作用機制是什么？根據(jù)上文梳理，學緣和業(yè)緣關系會影響合作的類型以及程度，在合作對科研創(chuàng)新的重要性已獲得普遍共識的背景下，社會資本理論可以為回答該問題提供一個研究框架(Horta et al.，2010；Li et al.，2015)。

根據(jù)格蘭諾維特的定義，“人際關系的強度由時間、感情、親密度以及互惠和承認義務決定”(Granovetter，1973)，社會資本在關系結構上可分為強關系和弱關系兩類。以教師當前任職學校邊界為基準，可以將學者在學校內(nèi)部的學術關系定義為強關系，而在學校外部尤其是校際的關系定義為弱關系。那么，由于學習與工作經(jīng)歷較為單一，近親教師擁有的強關系社會資本更多，而擁有的弱關系社會資本較少。盡管擁有更多學術關系，會使得學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量更高，知識創(chuàng)新能力更強(Reagans & Zuckerman，2001；Ding et al.，2010)，但是在學術創(chuàng)新越來越依賴多元化合作的背景下，學者們普遍支持弱關系假定(Benjamin et al.，2008；Li et al.，2015)。其原因在于，強關系主體間所處網(wǎng)絡的同質性較大，不利于獲得差異性和互補性信息，而擁有弱關系能更方便地與不同的網(wǎng)絡建立聯(lián)系，獲得互補資源和信息(Lin & Dumin，1986)。換句話說，以弱關系為基礎建立的、跨越邊界的合作更能促進科研創(chuàng)新(Reagans & Zuckerman，2001；梁文艷和周曄馨，2016)。因此，業(yè)緣關系與學緣關系的重疊造成近親繁殖教師擁有的學術關系更為單一，不利于獲得機構外部更多元和互補的合作機會，可能造成其學術創(chuàng)新能力更低(Horta et al.，2011；Inanc & Tuncer，2011；Tavares et al.，2015)。然而，上述推論大多是學者結合自身經(jīng)驗和理論進行的反思與推論(劉道玉，2006；閻光才，2009；Horta et al.，2010；Tavares et al.，2015)，尚需構建計量模型對相關假設和影響機制進行嚴格的檢驗。為此，我們提出第四個待檢驗的研究假設：

假設4 近親教師更少地開展基于多元學術關系的跨越邊界合作，這是制約其學術創(chuàng)新能力的內(nèi)在路徑機制。

三、數(shù)據(jù)與變量

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)源于作者所在研究團隊建立的“中國研究型大學教師科研創(chuàng)新行為數(shù)據(jù)庫”，①包括了在研究型大學全職從事教學科研的教師，教育學科和經(jīng)濟學科樣本分別為1591人和3642人。數(shù)據(jù)庫的來源有兩類。第一類為通過Python實現(xiàn)的網(wǎng)絡爬蟲抓取的數(shù)據(jù)。具體包括：(1)個人基本信息，即人口統(tǒng)計學特征、人力資本特征、電子信箱等，來源于機構官方網(wǎng)站上的教師簡歷；(2)學院和學?；拘畔?，來源于機構官方網(wǎng)站；(3)學術論文發(fā)表信息，從CNKI數(shù)據(jù)庫抓取每一名教師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來源期刊的學術論文信息，②具體包括每一篇論文作者名單、作者所在機構、期刊影響因子、被引頻次和發(fā)表年份等信息。第二類為通過問卷調(diào)查獲取的數(shù)據(jù)。我們利用“問卷星”平臺向第一階段收集的每一名教師的電子郵箱發(fā)放調(diào)查問卷，調(diào)查了合作行為、工作經(jīng)歷等信息對爬蟲數(shù)據(jù)進行補充，最終共有457名教育學科和309名經(jīng)濟學科教師參與了調(diào)查。

(二)變量設定

1.近親繁殖指標

參考已有文獻根據(jù)最高學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)學校與任教學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。按此標準，經(jīng)濟學科和教育學科近親繁殖教師率分別為42.63％和38.43％。需要說明，本文的界定方法會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位的教師樣本，但該類樣本占比較小，且博士學歷基本成為當今大學招聘最低門檻，同時我們還收集了讀博期間的學術發(fā)表數(shù)據(jù)，以更好地控制入職時的能力差異并降低內(nèi)生性程度。第二，2000年以來大學院系重組、改名現(xiàn)象非常普遍，基于院系為邊界細分近親繁殖程度并不可行。第三，數(shù)據(jù)庫中教師工作經(jīng)歷信息源于網(wǎng)絡簡歷，許多教師并未在簡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/機構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術能力后再重返母校，他們嚴格意義上不應被歸為近親教師(Horta et al.，2010)，因而本文可能造成對近親教師學術能力的高估。

2.學術創(chuàng)新能力指標

發(fā)表學術論文是學者交換學術思想和研究成果的主要途徑，有大量文獻使用論文發(fā)表來測度學術創(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)庫中收集的2000-2014年期間論文劃分為三個階段(第一階段為2000-2004年，第二階段為2005-2009年，第三階段為2010-2014年)分別測算學術創(chuàng)新能力指標；同時，計算了教師在就讀博士期間的學術創(chuàng)新能力指標，④作為考察近親繁殖對教師學術創(chuàng)新能力影響效應的重要控制變量。為有效地度量教師的學術創(chuàng)新能力，本文不僅計算了論文發(fā)表的數(shù)量指標，而且以期刊的影響因子為權重計算了質量指標。表1描述了教師在四個時期的學術創(chuàng)新能力水平。從絕對差異比較來看，近親教師的學術創(chuàng)新能力在各個時期均顯著高于非近親教師。盡管如此，由于學術創(chuàng)新能力不僅受到留校行為的影響，也受到人口特征、工作機構特征、工作年限等影響，根據(jù)對控制變量的描述，兩類教師在上述指標的分布上差異顯著。這說明，比較絕對差異并不能準確衡量留校對教師學術創(chuàng)新能力的影響，這也是已有文獻通過直接比較的方法不能得到有效結果的重要原因(林杰，2009；閻光才，2009；Inanc & Tuncer，2011)。

表1 近親與非近親教師學術創(chuàng)新能力的描述

發(fā)表論文數(shù)量 發(fā)表論文質量

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檢驗在1％、5％和10％的水平統(tǒng)計顯著，下表和下圖同。2.括號內(nèi)表示對應的觀測樣本數(shù)量。3.788名2013-2014年新入職教師在第3期無學術發(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

本文嘗試基于社會資本理論解釋近親繁殖對教師學術創(chuàng)新能力影響的內(nèi)在機制。在已有文獻中，一些學者用相關人員的互動行為反映“已動用”的社會資本(Lin & Dumin，1986)，或者直接用合作行為測量了學術社會資本(Abramo et al.，2009；Bozeman et al.，2013；梁文艷和周曄馨，2016)。本文基于相關文獻從已動用社會資本的角度，通過科研合作行為度量社會資本，即利用學術發(fā)表署名信息獲得校內(nèi)合作率和校外合作率兩項指標(見表2)，分別衡量了教師基于機構內(nèi)強關系以及基于跨越機構邊界弱關系所擁有的社會資本。盡管“搭便車”“榮譽作者”(Honor author)等問題可能干擾利用署名信息測量合作的準確性，但署名信息在很大程度上刻畫了學術成果完成過程中關鍵的參與者，并且文獻計量數(shù)據(jù)相對易得，已有研究大多利用文獻計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

本文引入了個人和機構層面的控制變量。教師在控制變量上的分布狀況具有如下特點：(1)在人口統(tǒng)計學特征上，兩類教師的性別構成并無顯著差異；但兩類教師的出生年代構成差異顯著。“80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，可推測對留校越來越嚴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”這類普通大學的比例相對更低。(3)東部大學的近親教師比重相對較低，“985”和C9高校的近親繁殖率則高于非“985”的“211”高校。⑤

表2 本研究所涉及指標介紹

變量 指標說明

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

學術產(chǎn)出質量 QP[，it]=impact[，ijt] impact[，ijt]-第t階段第i名教師發(fā)表的第j篇學術論文所在期刊影響因子

科研合作指標 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自校外的論文篇數(shù)

近親繁殖指標 近親繁殖 是否近親繁殖，1=是，0=否

機構近親繁殖率 P_inbred[，j]=total_inbred[，j]/total_teacher[，j] total_inbred[，j]指機構j近親繁殖教師數(shù)量 total_teacher[，j]指機構j教師數(shù)量

人口學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

機構層面控制變量 樣本高校層級 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、研究結果

(一)留校任教是否造成近親教師的學術創(chuàng)新能力更低？

1.基準模型設定

能留校的人和引進的人在個人特征上可能并不相同，傾向于近親繁殖的學校和傾向于引入“外來人”的學校也可能差異巨大。例如，按照大學科研層次排序，如果存在“層次越高的大學，在選拔人才時更看重學術創(chuàng)新能力，且培養(yǎng)的學生擁有更強的科研能力，在競爭中勝出的近親者學術創(chuàng)新能力也越高；反之，層次越低的大學，在招聘時對應聘者個人科研能力的重視程度較低，且所培養(yǎng)學生的學術水平較低，在競爭中勝出的近親者學術創(chuàng)新能力低”的現(xiàn)象，這時，如果不控制學?？蒲袑哟谓⒒貧w模型以估計留校任教對教師學術創(chuàng)新能力的影響，則削減了留校任教真實的負向影響效應，使我們更不可能接受“近親繁殖不利于教師個人學術創(chuàng)新”的假設?？梢哉f，要估計近親繁殖對教師學術創(chuàng)新能力影響的因果效應，解決內(nèi)生性問題至關重要。借鑒既有文獻的相關研究(Ding et al.，2010；Conley & nder，2014)，確定考察近親繁殖對教師學術創(chuàng)新能力影響的基準模型如下：

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個院系的第i名教師在第3期(2010-2014年)的學術創(chuàng)新能力。⑥inbred[，ij]為個人近親繁殖指標，Y[，ij0]為該教師在讀博期間的學術創(chuàng)新能力指標，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]是隨機誤差項。相比已有研究，本文基準模型引入了每一名教師在讀博期間的學術創(chuàng)新能力指標Y[，ij0]，這可以在一定程度上控制不可觀測的個人能力等因素對估計的干擾；并且，通過引入教師就職院系的固定效應δ[，j]，能夠較好地減少機構層面遺漏變量，從而獲得更為可靠的因果效應推斷。

由于學術產(chǎn)出數(shù)量指標取值為非負整數(shù)，而學術產(chǎn)出質量指標為取值介于0-200之間的雙截尾數(shù)據(jù)，因而本文不僅利用OLS模型估計基準模型(1)，還采用負二項回歸模型和Tobit模型分別估計學術產(chǎn)出數(shù)量模型和學術產(chǎn)出質量模型。

2.估計結果

表3報告了基準模型的估計結果?；貧w模型顯示，在學術產(chǎn)出數(shù)量維度，當不控制教師讀博期間的學術產(chǎn)出數(shù)量時，模型1和3中關鍵解釋變量“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術產(chǎn)出數(shù)量后，模型2和4中“近親繁殖”的系數(shù)變?yōu)樨撝?，不過不顯著。在學術產(chǎn)出質量維度，不管是否控制教師就讀博士期間學術產(chǎn)出質量，模型5-模型8中“近親繁殖”的系數(shù)均顯著為負。由于本文界定的近親繁殖樣本實際包括了一部分“衣錦還鄉(xiāng)”樣本，可能造成對近親教師學術創(chuàng)新能力的高估。有理由推測，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]的估計結果將出現(xiàn)不同程度的下降。綜上，可以認為，在其他特征保持一致的前提下，盡管留校任教并沒有對近親教師的學術產(chǎn)出數(shù)量產(chǎn)生不利影響，但卻對教師學術產(chǎn)出的質量帶來負向影響。由此，在學術產(chǎn)出的質量維度，假設1的H[，0]被拒絕，H[，1]得到了支持。

表3 基準固定效應模型的估計結果

因變量=第3期學術產(chǎn)出數(shù)量 因變量=第3期學術產(chǎn)出質量

OLS回歸 負二項回歸 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)出質量 0.342***(10.67) 0.305***(8.94)

女性(以男性為基準組) -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)濟學科樣本(以教育學科為基準組) 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.表中負二項回歸模型和Tobit模型呈現(xiàn)的是各個變量的邊際影響效應，而不是系數(shù)估計值。2.OLS模型括號內(nèi)報告的是t值；負二項回歸和Tobit模型括號內(nèi)報告的是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，限于篇幅沒有報告該類變量的系數(shù)以及常數(shù)項估計值。

此外，根據(jù)對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建并估計基準模型(1)，以檢驗研究結論的異質性。表4分樣本估計結果顯示，相對于非近親教師，博士畢業(yè)留校任教行為對近親教師學術創(chuàng)新能力的負向影響隨著高校層次的提高而擴大。具體來看，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，說明在該類高校，相對非近親教師，博士畢業(yè)留校沒有對近親教師的學術產(chǎn)出數(shù)量和質量產(chǎn)生負向影響；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，說明博士畢業(yè)留校對該類高校近親教師的學術產(chǎn)出質量產(chǎn)生了顯著的負向影響，但不會造成其學術產(chǎn)出數(shù)量的顯著下降；形成鮮明對比的是，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，說明在這類中國“雙一流”大學建設的排頭兵中，博士畢業(yè)留校對近親教師的學術產(chǎn)出數(shù)量和質量全部產(chǎn)生了顯著的負向影響。綜上，在學術產(chǎn)出數(shù)量維度，假設1的H[，1]僅在C9高校樣本中得到支持；而在學術產(chǎn)出質量維度，假設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結果

因變量=第3期學術產(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期學術產(chǎn)出質量

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用負二項模型估計，模型4-5用Tobit模型估計。2.表中呈現(xiàn)了各變量的邊際影響效應。3.所有模型均控制了表3中的讀博期間相應的產(chǎn)出數(shù)量(質量)、控制變量、固定效應和常數(shù)項，限于篇幅，這里僅報告近親繁殖的系數(shù)。4.圓括號內(nèi)為z值，方括號內(nèi)為p值。

3.穩(wěn)健性檢驗

(1)基于雙重差分模型的檢驗

將基準模型(1)中的因變量依次替換為樣本教師在第2期和第1期的學術創(chuàng)新能力進行估計。表5的回歸結果顯示，在學術產(chǎn)出質量維度，博士畢業(yè)留校任教造成近親教師第1期和第2期的學術產(chǎn)出質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，說明留校任教并未對近親教師的學術產(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)量和質量兩個維度分別構建雙重差分模型，再次估計近親繁殖對教師學術創(chuàng)新能力的影響。表6的估計結果顯示，在學術產(chǎn)出數(shù)量維度，模型1和模型2中Post×Treat的系數(shù)為負但不顯著。這再次說明，相比非近親教師，留校任教沒有造成近親教師學術產(chǎn)出數(shù)量的顯著下降；但在質量維度，模型3和模型4中Treat×Post的系數(shù)顯著為負，說明博士畢業(yè)留校的確造成了近親教師學術產(chǎn)出質量顯著更低。由此，雙重差分模型的估計結果再次支持全樣本模型的結論，即相比非近親教師，博士畢業(yè)留校任教對近親教師科研產(chǎn)出質量造成了顯著的負向影響，盡管沒有對該類教師的學術產(chǎn)出數(shù)量產(chǎn)生影響。

表5 三期產(chǎn)出數(shù)據(jù)的估計結果

因變量=學術產(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=學術產(chǎn)出質量

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術創(chuàng)新能力：雙重差分的回歸結果

因變量=學術產(chǎn)出數(shù)量 因變量=學術產(chǎn)出質量

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)

時期(Post) 0.392(0.99) 3.951***(8.59) 1.041(1.92) 4.536***(7.07)

近親繁殖×時期(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，圓括號內(nèi)為t值。2.所有模型均控制了表3中的控制變量、固定效應和常數(shù)項，限于篇幅僅報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

接下來，借鑒匹配的思路，將近親教師設為處理組，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，通過比較兩組樣本結果變量的差異來解決樣本選擇偏誤問題，并對前文結論進行穩(wěn)健性檢驗。我們使用傾向得分匹配方法(PSM)，穩(wěn)健性檢驗分為三個階段：第一階段，以近親教師虛擬變量為因變量，以基準模型(1)中的控制變量為自變量估計Logit模型，計算每個樣本成為近親教師的傾向得分。第二階段，根據(jù)計算得到的傾向得分值對近親教師和非近親教師進行一對一匹配，獲得處理組樣本和對照組樣本分別為829人。第三階段，基于匹配后的樣本再次構建基準模型進行估計。表7的回歸結果同樣顯示，相比非近親教師，留校任教不會造成近親教師在學術產(chǎn)出數(shù)量上的差距，但造成了近親教師學術產(chǎn)出質量顯著更低。

表7 傾向得分匹配的估計結果

因變量=第3期學術產(chǎn)出數(shù)量 因變量=第3期學術產(chǎn)出質量

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。2.圓括號內(nèi)為z值。3.限于篇幅，沒有匯報平衡性檢驗結果。

(3)基于英文論文測算學術創(chuàng)新能力的檢驗

在研究型大學重視國際發(fā)表的背景下，高校教師越來越多地選擇將學術成果發(fā)表在外文(主要是英文)期刊?？紤]網(wǎng)絡爬蟲抓取英文論文發(fā)表信息的困難性，⑦按照“學校+學院+教師姓名”為關鍵詞，使用Python在Web of Science核心論文數(shù)據(jù)庫中抓取了2005-2017年期間教育學科教師的英文發(fā)表數(shù)據(jù)，經(jīng)過嚴格的數(shù)據(jù)匹配獲得了教師在該時期發(fā)表的SSCI論文信息。按照表2介紹的指標計算方法，基于SSCI英文發(fā)表數(shù)據(jù)，分別計算了學術產(chǎn)出數(shù)量和質量指標。

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學術論文發(fā)表數(shù)量 因變量=SSCI學術論文發(fā)表質量

模型1(Logit回歸) 模型2(負二項回歸) 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、學校固定效應以及常數(shù)項，限于篇幅僅報告了近親繁殖的邊際影響效應。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.圓括號內(nèi)為z值，方括號內(nèi)為p值。

為檢驗前文估計結果的穩(wěn)健性，將基準模型(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=沒有發(fā)表)、英文學術產(chǎn)出數(shù)量以及英文學術產(chǎn)出質量進行分析。表8顯示：博士畢業(yè)留校并不會造成近親教師在發(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)為負但不顯著)。在有SSCI論文發(fā)表的112名教師中，相對非近親教師，博士留校不僅造成近親教師在SSCI學術產(chǎn)出質量上顯著更低(模型3中近親繁殖的系數(shù)為負且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)為負且在10％水平顯著)，支持了張冰冰和沈紅(2015)的結論，即近親繁殖并不一定造成教師在國內(nèi)期刊發(fā)表論文數(shù)量上的差異，但會造成教師在國際期刊發(fā)表論文數(shù)量顯著更少。鑒于此，以SSCI英文論文測算學術創(chuàng)新能力的估計結果不僅在質量維度支持了假設1的H[，1]，而且在數(shù)量維度也支持了假設1的H[，1]。

(二)機構近親繁殖程度越高是否越不利于機構或個體的學術創(chuàng)新？

數(shù)據(jù)描述顯示，不同學院的近親繁殖程度變異很大，經(jīng)濟學科各個學院的近親繁殖率介于0％-69.23％之間，教育學科近親繁殖率介于0％-59.9％之間。在這一部分，將考察機構的近親繁殖程度對機構整體的學術創(chuàng)新能力產(chǎn)生的影響，并在機構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學院的樣本教師在第3期(2010-2014年)的平均學術創(chuàng)新能力；[，j0]為j學院樣本教師在基期(讀博士期間)的平均學術創(chuàng)新能力；p_inbred[，j]和p_inbred[2][，j]分別為機構近親繁殖率及其平方項；機構層面控制變量同基準模型(1)。

表9呈現(xiàn)的估計結果為，在學術產(chǎn)出數(shù)量維度，僅引入機構近親繁殖率的模型1中，機構近親繁殖率的回歸系數(shù)γ[，1]為負，但不顯著；同時引入機構近親繁殖率一次項和二次項的模型2中，γ[，1]為正、γ[，2]為負，且均不顯著。在學術產(chǎn)出質量維度，僅引入機構近親繁殖率的模型3中，機構近親繁殖率的回歸系數(shù)γ[，1]為正；同時引入機構近親繁殖率一次項和二次項的模型4中，γ[，1]為正、γ[，2]為負，且γ[，2]顯著。機構層面的經(jīng)驗證據(jù)顯示，盡管學術產(chǎn)出數(shù)量維度的估計系數(shù)并不顯著，但在總體上可以得到機構近親繁殖率與機構整體學術創(chuàng)新能力之間呈現(xiàn)“倒U型”曲線關系。這意味著，機構近親繁殖程度與機構學術產(chǎn)出創(chuàng)新能力之間存在一個“度”，在達到這個“度”之前，機構近親繁殖程度越高有助于提升整體學術創(chuàng)新能力，但是，一旦超過了這個“度”，機構近親繁殖程度的提升反而會抑制整體學術創(chuàng)新能力。

上述結果說明，我們并不能得到招聘一定數(shù)量自己培養(yǎng)的畢業(yè)生留校任教一定會帶來學術創(chuàng)新能力衰減的結論，即假設2的H[，0]不能被拒絕。留校“并不總是壞的”的觀點(Tavares et al.，2015)認為，留校任教可能會因為學術共同體內(nèi)部有著共同規(guī)范、準則愿景以及更高的信任，有利于科研項目的持續(xù)推進并最終產(chǎn)生成果。但近親繁殖程度過高，仍會顯著抑制機構學術創(chuàng)新能力的提升。

表9 機構層面近親繁殖率對機構平均學術創(chuàng)新能力的影響

因變量=機構第3期的平均學術產(chǎn)出數(shù)量 因變量=機構第3期的平均學術產(chǎn)出質量

模型1 模型2 模型3 模型4

機構近親繁殖率 -0.632(-0.41) 1.770(0.38) 1.352(0.78) 4.773(1.08)

機構近親繁殖率的平方 -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：控制變量包括機構所在地區(qū)、機構層次、學科類型、機構層面教師特征(例如，機構教師博士期間平均產(chǎn)出)。

為檢驗假設3，即回答機構的近親繁殖程度是否對個人學術創(chuàng)新產(chǎn)生消極影響，我們在基準模型中引入了機構近親繁殖率及其與個人近親繁殖變量的交互項。表10的估計結果顯示，模型4中機構近親繁殖率與個人近親繁殖的交互項系數(shù)顯著為負，說明相對于非近親教師，機構近親繁殖率對近親教師學術產(chǎn)出質量有非常明顯的負向影響；機構近親繁殖率以及機構近親繁殖率與近親繁殖交互項的聯(lián)合線性檢驗顯著為負，說明隨著機構近親繁殖程度的提高，近親教師的學術產(chǎn)出質量會顯著下降。但模型1-4中機構近親繁殖率的系數(shù)全部不顯著，說明對于近親教師，機構近親繁殖程度對其學術產(chǎn)出數(shù)量和質量均沒有顯著的影響。綜上，近親教師群體在學術產(chǎn)出質量維度上，假設3的H[，0]被拒絕，H[，1]得到支持；但在非近親教師群體，不管是學術產(chǎn)出質量維度還是數(shù)量維度，假設3的H[，0]均不能被拒絕。

總之，較為確鑿的證據(jù)是，近親繁殖率低的學術環(huán)境更有利于近親教師學術產(chǎn)出質量的提高。從互補性合作與交流的角度看，原因可能在于，機構的“外來人”是近親繁殖教師與多元學術背景學者開展合作交流的關鍵途徑。事實上，對于近親教師，隨著機構近親繁殖程度提高，機構學術環(huán)境封閉程度隨之上升，他們與“外來人”進行學術交流的機會則進一步降低，從而不利于獲得高質量的學術創(chuàng)新。與之相反，非近親教師本身就是“外來人”，他們在與機構外“其他群體”建立學術關系網(wǎng)絡并開展合作的過程中對機構中其他“外來人”的依賴性程度較低，因此，機構近親繁殖率對非近親繁殖教師學術創(chuàng)新能力的影響不顯著。

表10 機構層面近親繁殖率對教師個人學術創(chuàng)新能力的影響

因變量=個人第3期的學術產(chǎn)出的數(shù)量 因變量=個人第3期的學術產(chǎn)出質量

模型1 模型2 模型3 模型4

機構近親繁殖率 0.141(1.657) 1.186(1.919) 0.799(1.419) 1.369(1.260)

機構近親繁殖率×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術創(chuàng)新能力的機制？

根據(jù)上文的分析可以發(fā)現(xiàn)，以中文論文發(fā)表信息衡量學術創(chuàng)新能力時，博士留校任教盡管不會對近親教師學術產(chǎn)出數(shù)量產(chǎn)生顯著負向影響，但造成近親教師學術產(chǎn)出質量顯著低于非近親教師。由于上述分析已經(jīng)控制了人口學變量以及人力資本和組織機構等諸多變量，我們推測，其中一個非常可能的解釋是：近親教師擁有的學緣和業(yè)緣“關系”相對單一，而非近親教師擁有的學緣和業(yè)緣“關系”相對更為多元，當“大科學”時代的學術創(chuàng)新更加依賴于跨越邊界的、多元的合作時(Reagans & Zuckerman，2001)，就可能造成近親教師學術創(chuàng)新相對不足。為了檢驗上述推測，即假設4，本部分基于社會資本的理論框架，探討了近親繁殖造成教師個人學術創(chuàng)新能力低于非近親教師的內(nèi)在機制。近親繁殖教師僅在產(chǎn)出質量上與非近親教師存在差距，為此，以第3期學術產(chǎn)出質量為因變量，分別以校內(nèi)合作和校外合作為中介變量，構建了結構方程模型，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構方程模型估計結果，兩個模型均達到了擬合標準。⑧

根據(jù)圖1、圖2結構方程模型的估計結果，我們可以得到如下結論：

首先，近親繁殖對校內(nèi)合作的直接影響效應ρ[，12]顯著為正，而近親繁殖對校外合作的直接影響效應ρ[，22]顯著為負，說明相對非近親教師，近親教師更多開展校內(nèi)合作，更少開展校外合作。進一步，我們利用問卷調(diào)查所獲得教師“擁有的”社會資本⑨數(shù)據(jù)，在圖3中更加細致地描述了近親和非近親兩類教師開展科研合作行為的差異。具體來看，近親教師在“和自己導師”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“和自己導師開展科研合作”的頻次上兩類樣本差異顯著；但是，隨著與合作對象之間“關系”強度下降，近親教師開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/機構同行”以及“和境外大學/機構同行”的合作頻次上與非近親教師的差異顯著。因此，基于調(diào)查問卷所獲得信息的分析結果說明，因為擁有的學緣關系和業(yè)緣關系重疊，近親教師更難與多元學術圈子建立關系并開展合作，其合作對象單一、多限于求學和任職機構內(nèi)部同行，尤其是與自己導師開展的向上型合作；而非近親教師因為業(yè)緣關系與學緣關系的相對分離，淡化了基于學緣的合作，更促進了他們尋找多元合作對象。

圖1 近親繁殖、校內(nèi)合作行為與學術創(chuàng)新能力的關系機制

注：模型引入基準模型(1)所包含的所有個人和機構層面控制變量，限于篇幅，沒有報告控制變量的系數(shù)。

其次，近親繁殖者更偏向機構內(nèi)部的、狹窄的學術信息交流與合作，因而較低的校外合作開展水平確實是造成他們個人學術產(chǎn)出質量顯著低于非近親教師的原因之一，假設4得到支持。具體來看，盡管圖1模型中校內(nèi)合作行為對學術產(chǎn)出質量影響的擬合系數(shù)ρ[，13]為正，但并不顯著；與之相對應的是，圖2模型中校外合作行為對學術產(chǎn)出質量影響的擬合系數(shù)ρ[，23]顯著為正，由于近親教師開展的校外合作行為顯著低于非近親教師(ρ[，22]顯著小于零)，可以認為，缺乏校外合作限制了近親教師獲得更多高質量的學術成果。

圖2 近親繁殖、校外合作行為與學術創(chuàng)新能力的關系機制

注：同圖1。

最后，社會資本和合作只是造成近親繁殖教師學術創(chuàng)新能力更低的部分原因，還有更多影響路徑和內(nèi)在機制值得繼續(xù)挖掘和檢驗。在控制了近親繁殖通過科研合作對學術產(chǎn)出質量的間接影響(ρ[，12]×ρ[，13]、ρ[，22]×ρ[，23])后，近親繁殖對學術產(chǎn)出質量的直接影響效應ρ[，11]和ρ[，21]全部顯著為負，說明即使剝離近親繁殖通過科研合作這條路徑的影響效應后，近親教師的學術創(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術產(chǎn)出質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、結論與進一步討論

本文從個人層面和機構層面探討了近親繁殖這類社會資本與大學教師學術創(chuàng)新能力間的因果關系，并探討其內(nèi)在作用機制。主要研究結論如下：第一，博士畢業(yè)留校任教對中國研究型大學經(jīng)濟學科和教育學科近親教師中文發(fā)表的學術產(chǎn)出質量產(chǎn)生顯著負向影響，盡管對其中文發(fā)表學術產(chǎn)出數(shù)量的影響不顯著。第二，機構近親繁殖率與機構整體學術產(chǎn)出質量水平呈現(xiàn)“倒U型”曲線關系，且對近親教師個體學術產(chǎn)出質量產(chǎn)生顯著的消極影響。第三，近親教師更少開展跨越機構邊界的、多元的校外學術合作，這是造成他們學術產(chǎn)出質量與非近親教師存在顯著差距的內(nèi)在機制之一。需要說明的是，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術創(chuàng)新能力。

建設“雙一流”大學，打造一支擁有高水平學術創(chuàng)新能力的教師隊伍是關鍵之一。本研究所得到結論為優(yōu)化教師人才隊伍建設提供了來自微觀實證研究的證據(jù)：第一，大學應鼓勵本校畢業(yè)生到外校工作，學術經(jīng)歷的多元性對其學術創(chuàng)新能力的提升效應大于科研穩(wěn)定性可能帶來的提升效應。第二，本文不能完全支持近親繁殖在教師個體以及機構層面學術創(chuàng)新中表現(xiàn)出社會資本潛在的消極面，因而“非外校不招聘”的一刀切政策并不具有完全合理性。學校應以學術創(chuàng)新能力為基本原則，明確建立以“學術”為核心的用人標準，可以考慮對本校非常優(yōu)秀的畢業(yè)生先到國內(nèi)外頂尖大學做博士后為強制性條件進行聘用，最終營造兼具多樣性和包容性的學術環(huán)境。第三，對已有的教師存量，除了明確質量考核標準這個“指揮棒”的引導作用外，學校還應該創(chuàng)造更多的對外學術交流與合作機會，以挖掘近親教師的學術創(chuàng)新潛力。

本文還存在一些不足之處，可以在未來繼續(xù)深入研究。首先，學術創(chuàng)新能力是一個多維度概念，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際發(fā)表等維度。從本文以教育學科教師SSCI論文發(fā)表的估計結果來看，博士畢業(yè)留校造成近親教師在學術產(chǎn)出數(shù)量和質量上全部落后于非近親教師，說明以英文發(fā)表數(shù)據(jù)開展研究的必要性。其次，從學緣結構度量社會資本并開展教師學術創(chuàng)新能力研究，對優(yōu)化學術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)于本校來界定近親繁殖類型并開展研究，未來還可以細化近親繁殖類型。第三，本文在社會資本的理論框架下，以機構邊界區(qū)分強、弱關系社會關系，從校內(nèi)合作和校外合作的視角開展了研究，但近親繁殖對于教師科研生產(chǎn)力影響途徑的內(nèi)在邏輯還值得進一步深入探討。