1、PAGE 36 -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)生任教的現象，被比喻為學術“近親繁殖”(academic inbreeding)(Cruz-CastroSanz-Menndez，2022)，該現象在各國大學均較為普遍。近親繁殖本質是社會網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(Eisenb

2、ergWells，2000；InancTuncer，2022；YudkevichSivak，2022)。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-CastroSanz-Menndez，2022；鐘云華，2022；沈勇，2022)。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

3、繁殖問題的研究多為描述性分析(閻光才，2022；林杰，2022；沈勇，2022)，缺乏基于大規(guī)模微觀數據、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)新能力產生何種影響？如果近親繁殖的確表現出消極影響，內在機制又是什么？隨著現代科研日益系統(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，2022)，擁有學術關系的類型和水平決定了合作的方式和質量(周曄馨等，2022)，并最終決定了科研產出(BozemanCorley，2022)。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

4、有水平上并不占優(yōu)，盡管他們在機構內部學術關系的擁有水平上高于非近親者(Burris，2022)。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，2022；Horta et al.，2022；InancTuncer，2022；Li et al.，2022)。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濟學科和教育學科全體教學科研崗教師的第一手數據，包括基于網絡爬蟲獲得樣本教師的學術創(chuàng)新能力等數據，并通過問卷調查獲得合

5、作行為數據，據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)解釋和說明數據來源及變量選擇；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，2022；Horta et al.，2022；InancTuncer，

6、2022；夏紀軍，2022)。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(EisenbergWells，2000)、墨西哥(Horta et al.，2022)以及土耳其(InancTuncer，2022)等國樣本開展的研究發(fā)現，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，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(YudkevichSivak，2022)。機構的學術近親繁殖程度與其學術產出數量、質量和原創(chuàng)性負向相關(Cruz-Ca

7、stroSanz-Menndez，2022)。根據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，2022)。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歷，近親教師學術視野的廣闊性和學術網絡的多元性受到了制約(PelzAndrews，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.，2022)。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

8、爭鳴和新研究方向的開拓，很難青出于藍而勝于藍(EisenbergWells，2000；InancTuncer，2022；Conleynder，2022)。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”現象(劉道玉，2022)。不過，近親繁殖也可表現出社會資本的積極面。該現象長期存在且有一定的合理性(Scott，2022)。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，2022)。此外，“外來人”有打破現有秩序和規(guī)則的風險(Bourdieu，198

9、5)，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(MorichikaShibayama，2022)。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-CastroSanz-Menndez，2022；沈勇，2022)。個別研究甚至發(fā)現，近親教師的學術創(chuàng)新能力顯著更高(McGee，

10、1960；林杰，2022；鐘云華，2022)。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”，這是近親繁殖現象長期存在于大學尤其是頂尖大學的基本邏輯(Cruz-CastroSanz-Menndez，2022；Tavar

11、es et al.，2022)。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)新產生消極影響(劉道玉，2022；Horta et al.，2022)。基于上述分析，本文提出第二對待檢驗的競爭假設：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，2022)。據此推

12、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在成長規(guī)律和長遠規(guī)劃，影響學科穩(wěn)定發(fā)展?，F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生性問題，并且在指標測量和數據代表性

13、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.，2022；Li et al.，2022)。根據格蘭諾維特的定義，“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

14、內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(ReagansZuckerman，2022；Ding et al.，2022)，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.，2022；Li et al.，2022)。其原因在于，強關系主體間所處網絡的同質性較大，不利于獲得差異性和互

15、補性信息，而擁有弱關系能更方便地與不同的網絡建立聯(lián)系，獲得互補資源和信息(LinDumin，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(ReagansZuckerman，2022；梁文艷和周曄馨，2022)。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.，2022；InancTuncer，2022；Tavares et al.，2022)。然而，上述推論大多是學者結合自身經驗和理論進行的反思與推論(劉道玉，2022；閻光才，2022；Horta

16、et al.，2022；Tavares et al.，2022)，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)新能力的內在路徑機制。三、數據與變量(一)數據來源本文所用數據源于所在研究團隊建立的“中國研究型大學教師科研創(chuàng)新行為數據庫”，包括了在研究型大學全職從事教學科研的教師，教育學科和經濟學科樣本分別為1591人和3642人。數據庫的來源有兩類。第一類為通過Python實現的網絡爬蟲抓取的數據。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

17、機構官方網站上的教師簡歷；(2)學院和學?；拘畔ⅲ瑏碓从跈C構官方網站；(3)學術論文發(fā)表信息，從CNKI數據庫抓取每一名教師2000年1月1日-2022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，具體包括每一篇論文名單、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查獲取的數據。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)放調查問卷，調查了合作行為、工作經歷等信息對爬蟲數據進行補充，最終共有457名教育學科和309名經濟學科教師參與了調查。(二)變量設定1.近親繁殖指標參考已有文獻根據最高學歷界定近親繁殖的做法(張冰冰和沈紅，2

18、022；Tavares et al.，2022；MorichikaShibayama，2022)，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)表數據，以更好地控制入職時的能力差異并降低內生性程度。第二，2000年以來大學院系重組、改名現象非常普遍，基于院系為邊界細分近親繁殖程度并不

19、可行。第三，數據庫中教師工作經歷信息源于網絡簡歷，許多教師并未在簡歷中提供全部工作經歷信息，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.，2022)，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(XieShauman，1998)。為了使數據更具可比性，本文將數據庫中收集的2000-2022年期間論文劃分為三個

20、階段(第一階段為2000-2022年，第二階段為2022-2022年，第三階段為2022-2022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，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，根據對控制變量的描述，兩類教師在上述指標的

21、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，2022；閻光才，2022；InancTuncer，2022)。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)7.6

22、50(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.括號內表示對應的觀測樣本數量。3.788名2022-2022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(Li

23、nDumin，1986)，或者直接用合作行為測量了學術社會資本(Abramo et al.，2022；Bozeman et al.，2022；梁文艷和周曄馨，2022)。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”(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，并且文獻計量數據相對易得，已有研究大多利用文獻計量法從論文署名信

24、息中提取合作信息(CorleySabharwal，2022；Abramo et al.，2022)。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?！?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，可推測對留校越來越嚴格的招聘政策是造成上述現象的原因。(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

25、繁殖率則高于非“985”的“211”高校。表2 本研究所涉及指標介紹變量指標說明學術創(chuàng)新能力指標學術產出數量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，分2000-2022年、2022-2022年、2022-2022年和讀博期間四個階段學術產出質量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合作率CP1，it=IUC_output，it/output，it IUC_output，it指第t期第i名教師合作發(fā)表的、合中有本校教師的論文篇數校外合作率CP2，it=ICC_

26、output，it/output，it ICC_output，it指第t期第i名教師合作發(fā)表的、合中至少有一名來自校外的論文篇數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，jtotal_inbred，j指機構j近親繁殖教師數量 total_teacher，j指機構j教師數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“

27、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

28、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，解決內生性問題至關重要。借鑒既有文獻的相關研究(Ding et al.，2022；Conleynder，2022)，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=，0+，1inbred，ij+，2Y，ij0+，3gender，ij+，4cohort，ij+，

29、5title，ij+，6b_level，ij+，7in_level，ij+，8in_region，ij+，j+，ij(1)#其中，Y，ij3為第j個院系的第i名教師在第3期(2022-2022年)的學術創(chuàng)新能力。inbred，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，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

30、入教師就職院系的固定效應，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。由于學術產出數量指標取值為非負整數，而學術產出質量指標為取值介于0-200之間的雙截尾數據，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出數量模型和學術產出質量模型。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，在學術產出數量維度，當不控制教師讀博期間的學術產出數量時，模型1和3中關鍵解釋變量“近親繁殖”的系數均顯著為正；但在控制教師就讀博士期間學術產出數量后，模型2和4中“近親繁殖”的系數變?yōu)樨撝?，不過不顯著。在學術產出質量維度，不管是否

31、控制教師就讀博士期間學術產出質量，模型5-模型8中“近親繁殖”的系數均顯著為負。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，1的估計結果將出現不同程度的下降。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出數量產生不利影響，但卻對教師學術產出的質量帶來負向影響。由此，在學術產出的質量維度，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期學術產出數量因變量=第3期學術產出質量OLS回歸負二項回歸O

32、LS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)博士期間產出數量0.408*(11.00)0.376*(10.07)博士期間產出質量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*(

33、-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-8.5

34、77*(-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)調整的R20.2120.2760.2030.0602701.740.000801.860.000851.630.0001105.350.0

35、00樣本量39472067394720673947206739472067注：1.表中負二項回歸模型和Tobit模型呈現的是各個變量的邊際影響效應，而不是系數估計值。2.OLS模型括號內報告的是t值；負二項回歸和Tobit模型括號內報告的是z值。3.所有模型還控制了本科畢業(yè)高校層次變量，由于系數不顯著，限于篇幅沒有報告該類變量的系數以及常數項估計值。此外，根據對不同層次高校近親繁殖率的數據描述，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

36、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出數量和質量產生負向影響；在非C9的“985”高校樣本中，盡管模型2中近親繁殖的系數不顯著，但模型5中近親繁殖的系數顯著為負，說明博士畢業(yè)留校對該類高校近親教師的學術產出質量產生了顯著的負向影響，但不會造成其學術產出數量的顯著下降；形成鮮明對比的是，在C9高校樣本中，模型3和模型6中近親繁殖的系數全部顯著為負，說明在這類中國“雙一流”大

37、學建設的排頭兵中，博士畢業(yè)留校對近親教師的學術產出數量和質量全部產生了顯著的負向影響。綜上，在學術產出數量維度，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期學術產出數量非“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)2153.560.000530.450.000151.720.000樣本量3921367308因變量=第3期學術產出質量非“985”的“211

38、”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)241.930.033260.530.00021.130.000樣本量3921367308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出數量(質量)、控制變量、固定效應和常數項，限于篇幅，這里僅報告近親繁殖的系數。4.圓括號內為z值，方括號內為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

39、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期的學術產出質量均顯著低于非近親教師；但在數量維度，近親繁殖的回歸系數在兩期數據中均不顯著，說明留校任教并未對近親教師的學術產出數量產生不利影響。我們又分別使用“第1期-第2期”“第2期-第3期”的面板數據，從數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，在學術產出數量維度，模型1和模型2中PostTreat的系數為負但不顯著。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出數量的顯著下降；但在質量維度，模型3和模型4中Tr

40、eatPost的系數顯著為負，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出數量產生影響。表5 三期產出數據的估計結果因變量=學術產出數量第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)2801.860.000554.370.000513.490.000樣本量206716411239因變量=學術產出質量第3期第2期第1期模型4模型5模型6近

41、親繁殖(Treat)-1.906*(-1.96)-1.429*(-1.77)-0.977*(-1.69)21105.350.000395.400.000347.830.000樣本量206716411239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=學術產出數量因變量=學術產出質量第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(

42、1.92)4.536*(7.07)近親繁殖時期(TreatPost)-0.985(-1.68)-0.734(1.15)-1.331*(-1.78)-1.392*(-1.66)調整的R20.1770.1040.1820.113樣本量1641123916411239注：1.表中呈現了邊際影響效應，圓括號內為t值。2.所有模型均控制了表3中的控制變量、固定效應和常數項，限于篇幅僅報告近親繁殖的回歸系數。(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

43、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出數量上的差距，但造成了近親教師學術產出質量顯著更低。表7 傾向得分匹配的估計結果因變量=第3期學術產出數量因變量=第3期學術產出質量模型1模型2近親

44、繁殖0.051(0.84)-0.587*(-1.78)樣本量16581658注：1.表中呈現的是邊際影響效應。2.圓括號內為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]網絡爬蟲抓取英文論文發(fā)表信息的困難性，按照“學校+學院+教師姓名”為關鍵詞，使用Python在Web of Science核心論文數據庫中抓取了2022-2022年期間教育學科教師的英文發(fā)表數據，經過嚴格的數據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SS

45、CI英文發(fā)表數據，分別計算了學術產出數量和質量指標。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)2119.830.000134.450.034222.460.027樣本量828112112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

46、本。3.圓括號內為z值，方括號內為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)、英文學術產出數量以及英文學術產出質量進行分析。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學術產出質量上顯著更低(模型3中近親繁殖的系數為負且1水平顯著)，甚至產出的數量上也顯著更低(模型2中近親繁殖的系數為負且在10水平顯著)，支持了張冰冰和沈紅(2022)的

47、結論，即近親繁殖并不一定造成教師在國內期刊發(fā)表論文數量上的差異，但會造成教師在國際期刊發(fā)表論文數量顯著更少。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？數據描述顯示，不同學院的近親繁殖程度變異很大，經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)新能力產生的影響，并在機構層面建立了如下回歸模型：，j3=，0+，1p_inbred，j+，2p_inbred2，

48、j+，3，j0+，4in_level，j+，5in_region，j+，j(2)其中，j3為j學院的樣本教師在第3期(2022-2022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_inbred2，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呈現的估計結果為，在學術產出數量維度，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，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，1為正、，2為負，且均不顯著。在學術產出質量維度，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

49、系數，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，1為正、，2為負，且，2顯著。機構層面的經驗證據顯示，盡管學術產出數量維度的估計系數并不顯著，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“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”

50、的觀點(Tavares et al.，2022)認為，留校任教可能會因為學術共同體內部有著共同規(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期的平均學術產出數量因變量=機構第3期的平均學術產出質量模型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100100100100調整的R20.5140

51、.5100.6890.686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，近親教師的學術產出質量會顯著下降。但模型1-4中機構近親繁殖率的系數

52、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出數量和質量均沒有顯著的影響。綜上，近親教師群體在學術產出質量維度上，假設3的H，0被拒絕，H，1得到支持；但在非近親教師群體，不管是學術產出質量維度還是數量維度，假設3的H，0均不能被拒絕?？傊^為確鑿的證據是，近親繁殖率低的學術環(huán)境更有利于近親教師學術產出質量的提高。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

53、。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期的學術產出的數量因變量=個人第3期的學術產出質量模型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.

54、290*(0.882)-5.855*(2.211)樣本量2067206720672067調整的R20.2370.2380.2230.224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？根據上文的分析可以發(fā)現，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出數量產生顯著負向影響，但造成近親教師學術產出質量顯著低于非近親教師。由于上述分析已經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

55、界的、多元的合作時(ReagansZuckerman，2022)，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在機制。近親繁殖教師僅在產出質量上與非近親教師存在差距，為此，以第3期學術產出質量為因變量，分別以校內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分別呈現了以校內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。根據圖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，近親繁殖對校內合作的直接影響效應，12顯著為正，而近親繁殖對校外合作的直接影響效應，22顯著為負，說明相對非近親教師，近親教師更多開展校內合作，更少開展校外合作。進一步，我們利用問卷調查所獲得教師“擁有的”社會資本數據，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“