社会资本与大学教师学术创新能力研究

一、引言

选留本校毕业生任教的现象，被比喻为学术“近亲繁殖”(academic inbreeding)(Cruz-Castro & Sanz-Menéndez，2010)，该现象在各国大学均较为普遍。近亲繁殖本质是社会网络和社会互动的结果，它构建起强关系的学术社会资本。Portes(1998)指出，社会资本具有两面性(double-edged)，近亲繁殖同样如此。一方面，单一学术经历可能造成近亲教师受到过度的非正式控制，其学术自由与独立受到限制，并且随着团队近亲繁殖率的提高，又可能造成对非近亲教师的排斥，最终不利于教师个体和机构的学术创新(Eisenberg & Wells，2000；Inanc & Tuncer，2011；Yudkevich & Sivak，2013)。因而在“双一流大学”建设目标下，限制“近亲繁殖”似乎已成为中国研究型大学的共识。另一方面，在学术劳动力市场信息不对称条件下招聘本校毕业生，有利于学术传承和组织稳定，可减少个人在学术生涯起步期的磨合成本，并不一定损害个人或团队的学术创新能力(Cruz-Castro & Sanz-Menéndez，2010；钟云华，2012；沈勇，2016)。实施“非外校学生不招”这个“一刀切”政策的假设是“近亲繁殖一定不利于教师个体和机构的学术创新”，但从社会资本的两面性出发，该政策的合理性存在争议。

中国大学教师近亲繁殖问题的研究多为描述性分析(阎光才，2009；林杰，2009；沈勇，2016)，缺乏基于大规模微观数据、以揭示因果关系为目标的文献，指标测量的准确性和稳定性均存在不足。既有文献没有清楚地解释如下问题：近亲繁殖究竟对教师个体和机构的学术创新能力产生何种影响？如果近亲繁殖的确表现出消极影响，内在机制又是什么？随着现代科研日益系统化和复杂化，创新更依赖于知识互补、资源共享和协同合作(Bammer，2008)，拥有学术关系的类型和水平决定了合作的方式和质量(周晔馨等，2014)，并最终决定了科研产出(Bozeman & Corley，2004)。受限于单一的学缘和业缘结构，近亲者在跨越边界的多元学术关系拥有水平上并不占优，尽管他们在机构内部学术关系的拥有水平上高于非近亲者(Burris，2004)。这可能制约近亲教师的合作类型与质量，不利于学术创新(阎光才，2009；Horta et al.，2010；Inanc & Tuncer，2011；Li et al.，2015)。本文还将从社会资本和合作的视角揭示近亲繁殖影响教师学术创新的内在机制。

本文以中国大学教师为样本，研究近亲繁殖对教师个人及机构学术创新能力的影响及其内在机制。相比已有研究，本文的贡献在于：(1)搜集了中国研究型大学经济学科和教育学科全体教学科研岗教师的第一手数据，包括基于网络爬虫获得样本教师的学术创新能力等数据，并通过问卷调查获得合作行为数据，据此可以对实证结论开展详细的解释。(2)分析了留校任教对近亲教师个人学术创新的影响，以及机构近亲繁殖程度对个人和机构学术创新的影响。(3)从强、弱关系的维度将合作行为细分为校内合作和校外合作，并以合作为中介变量，讨论了近亲繁殖这类社会资本影响教师学术创新的内在路径机制。

本文余下部分结构安排如下：第二节回顾相关文献并提出研究假设；第三节解释和说明数据来源及变量选择；第四节对研究假设进行计量检验；第五节总结全文并提出政策启示。

二、文献评述与研究假设

近期文献多将获得最高学位(通常为博士)后留校任教界定为近亲繁殖(林杰，2009；Horta et al.，2010；Inanc & Tuncer，2011；夏纪军，2014)。近亲繁殖被认为不利于个人和团队学术创新，它更多表现出社会资本的消极面。在以论文发表衡量教师学术创新能力的文献中，基于美国(Eisenberg & Wells，2000)、墨西哥(Horta et al.，2010)以及土耳其(Inanc & Tuncer，2011)等国样本开展的研究发现，近亲教师的学术创新能力显著低于非近亲教师。以日本和中国大学教师为样本的研究发现，近亲教师在地方性的、低影响力的期刊发文量显著更多，而在国际性的、高影响力的期刊发文量显著更少(Yudkevich & Sivak，2013)。机构的学术近亲繁殖程度与其学术产出数量、质量和原创性负向相关(Cruz-Castro & Sanz-Menéndez，2010)。根据Nature杂志报道，在国家层面，近亲繁殖率与一国大学的学术创新力之间同样显著负向相关(Soler，2001)。

近亲繁殖对教师学术创新和大学治理带来负向影响的主要原因在于：第一，因为缺乏多元学术经历，近亲教师学术视野的广阔性和学术网络的多元性受到了制约(Pelz & Andrews，1966)。在创新需要多元思想碰撞和交融的“大科学”时代，相对封闭的学术经历不利于个人和团队获得新思想、寻找互补性合作伙伴，造成学术原创力衰减(Horta et al.，2010)。第二，留校任教的学者需要更大的勇气去质疑自己的老师，由此带来的非正式控制可能有碍正常的学术争鸣和新研究方向的开拓，很难青出于蓝而胜于蓝(Eisenberg & Wells，2000；Inanc & Tuncer，2011；Conley & nder，2014)。第三，近亲繁殖可能在学校招聘环节造成“劣币驱逐良币”现象(刘道玉，2006)。

不过，近亲繁殖也可表现出社会资本的积极面。该现象长期存在且有一定的合理性(Scott，2001)。对于机构而言，随着科研活动复杂程度日益增加，对个人知识结构、创新素养以及团队精神等都有更高的要求，但上述能力难以直接观察，招聘本校毕业生留校任教被视为降低信息不对称风险的非正式安排(夏纪军，2014)。此外，“外来人”有打破现有秩序和规则的风险(Bourdieu，1985)，而团队建设需要集体承诺、组织认同感以及文化一致性，因而招聘“内部人”是管理者复制规则和秩序，通过师承效应保证团队沿着既定规划发展的“闭包策略”(closure strategy)。从个体的视角来说，留校有助于学者在稳定的环境中持续、专注地工作，不会因为寻找资源或搭建平台浪费精力、中断研究，这有利于青年学者获得累积优势和终身发展(Morichika & Shibayama，2015)。部分实证文献也支持了上述观点：近亲和非近亲教师在学术创新能力上并不存在差异(Cruz-Castro & Sanz-Menéndez，2010；沈勇，2016)。个别研究甚至发现，近亲教师的学术创新能力显著更高(McGee，1960；林杰，2009；钟云华，2012)。综上，近亲繁殖是否不利于教师个体的学术创新仍然是一个值得深入研究的问题。为此，本文提出了第一对待检验的竞争假设：

假设1 H[，0]：相对非近亲教师，留校任教并不会造成近亲教师的学术创新能力更低。

H[，1]：相对非近亲教师，留校任教造成近亲教师的学术创新能力更低。

研究机构近亲繁殖程度与机构学术创新能力之间的关系可以为大学治理提供重要信息。尽管有学者认为，招聘本校毕业生是保证研究方向可持续、学术传统可传承以及增强团队凝聚力的“闭包策略”，这是近亲繁殖现象长期存在于大学尤其是顶尖大学的基本逻辑(Cruz-Castro & Sanz-Menéndez，2010；Tavares et al.，2015)。但也有学者仍然认为，近亲繁殖会阻碍共同体学术环境的开放，并对创新产生消极影响(刘道玉，2006；Horta et al.，2010)。基于上述分析，本文提出第二对待检验的竞争假设：

假设2 H[，0]：机构近亲繁殖程度对机构整体学术创新能力并不存在负向影响。

H[，1]：机构近亲繁殖程度对机构整体学术创新能力存在负向影响。

与此同时，随着机构近亲繁殖程度的提高，成员的学缘和业缘结构构成的单一性提升，机构开放程度降低，近亲教师通过在机构内部接触“外来人”并获得多元信息的可能性也降低。并且，非近亲教师也可能因“外来人”的身份而在资源分配等过程中受到排斥(刘道玉，2006)。据此推测，机构近亲繁殖程度可能不利于个人的学术创新，并提出了第三对待检验的竞争假设：

假设3 H[，0]：机构近亲繁殖程度对教师个体的学术创新能力并不存在负向影响。

H[，1]：机构近亲繁殖程度对教师个体的学术创新能力存在负向影响。

事实上，只有上述三项假设的H[，1]全部得到支持，杜绝近亲繁殖的做法才完全合理。反之，任意一项假设的H[，1]不能得到支持，杜绝近亲繁殖的“一刀切”政策就需谨慎施行。否则，不仅可能排斥本校毕业但学术能力突出的人才，更可能破坏学术组织内在成长规律和长远规划，影响学科稳定发展。现有关注中国样本的实证文献多为描述性研究，未处理遗漏教师能力变量、学校差异所带来的内生性问题，并且在指标测量和数据代表性上均有不足，因而难以就近亲繁殖对个人和机构学术创新能力的影响效应进行有效的因果推断。本文致力于克服上述问题。

更深层次的问题是，留校任教影响近亲教师学术创新的作用机制是什么？根据上文梳理，学缘和业缘关系会影响合作的类型以及程度，在合作对科研创新的重要性已获得普遍共识的背景下，社会资本理论可以为回答该问题提供一个研究框架(Horta et al.，2010；Li et al.，2015)。

根据格兰诺维特的定义，“人际关系的强度由时间、感情、亲密度以及互惠和承认义务决定”(Granovetter，1973)，社会资本在关系结构上可分为强关系和弱关系两类。以教师当前任职学校边界为基准，可以将学者在学校内部的学术关系定义为强关系，而在学校外部尤其是校际的关系定义为弱关系。那么，由于学习与工作经历较为单一，近亲教师拥有的强关系社会资本更多，而拥有的弱关系社会资本较少。尽管拥有更多学术关系，会使得学者与他人共享信息和资源的速度更快，与他人沟通的障碍更少，寻找匹配合作伙伴的效率及其合作质量更高，知识创新能力更强(Reagans & Zuckerman，2001；Ding et al.，2010)，但是在学术创新越来越依赖多元化合作的背景下，学者们普遍支持弱关系假定(Benjamin et al.，2008；Li et al.，2015)。其原因在于，强关系主体间所处网络的同质性较大，不利于获得差异性和互补性信息，而拥有弱关系能更方便地与不同的网络建立联系，获得互补资源和信息(Lin & Dumin，1986)。换句话说，以弱关系为基础建立的、跨越边界的合作更能促进科研创新(Reagans & Zuckerman，2001；梁文艳和周晔馨，2016)。因此，业缘关系与学缘关系的重叠造成近亲繁殖教师拥有的学术关系更为单一，不利于获得机构外部更多元和互补的合作机会，可能造成其学术创新能力更低(Horta et al.，2011；Inanc & Tuncer，2011；Tavares et al.，2015)。然而，上述推论大多是学者结合自身经验和理论进行的反思与推论(刘道玉，2006；阎光才，2009；Horta et al.，2010；Tavares et al.，2015)，尚需构建计量模型对相关假设和影响机制进行严格的检验。为此，我们提出第四个待检验的研究假设：

假设4 近亲教师更少地开展基于多元学术关系的跨越边界合作，这是制约其学术创新能力的内在路径机制。

三、数据与变量

(一)数据来源

本文所用数据源于作者所在研究团队建立的“中国研究型大学教师科研创新行为数据库”，①包括了在研究型大学全职从事教学科研的教师，教育学科和经济学科样本分别为1591人和3642人。数据库的来源有两类。第一类为通过Python实现的网络爬虫抓取的数据。具体包括：(1)个人基本信息，即人口统计学特征、人力资本特征、电子信箱等，来源于机构官方网站上的教师简历；(2)学院和学校基本信息，来源于机构官方网站；(3)学术论文发表信息，从CNKI数据库抓取每一名教师2000年1月1日-2014年12月31日期间以及读博期间发表在CSSCI来源期刊的学术论文信息，②具体包括每一篇论文作者名单、作者所在机构、期刊影响因子、被引频次和发表年份等信息。第二类为通过问卷调查获取的数据。我们利用“问卷星”平台向第一阶段收集的每一名教师的电子邮箱发放调查问卷，调查了合作行为、工作经历等信息对爬虫数据进行补充，最终共有457名教育学科和309名经济学科教师参与了调查。

(二)变量设定

1.近亲繁殖指标

参考已有文献根据最高学历界定近亲繁殖的做法(张冰冰和沈红，2015；Tavares et al.，2015；Morichika & Shibayama，2015)，博士毕业学校与任教学校相同的教师被定义为近亲教师，其余教师被定义为非近亲教师。按此标准，经济学科和教育学科近亲繁殖教师率分别为42.63％和38.43％。需要说明，本文的界定方法会造成一定的信息损失，这是考虑可行性和合理性后的选择。第一，尽管丢失了未获得博士学位的教师样本，但该类样本占比较小，且博士学历基本成为当今大学招聘最低门槛，同时我们还收集了读博期间的学术发表数据，以更好地控制入职时的能力差异并降低内生性程度。第二，2000年以来大学院系重组、改名现象非常普遍，基于院系为边界细分近亲繁殖程度并不可行。第三，数据库中教师工作经历信息源于网络简历，许多教师并未在简历中提供全部工作经历信息，使得本文界定的近亲繁殖样本中包含了一部分插入博士毕业后去其他大学/机构工作若干年再回母校任职的“衣锦还乡”样本。由于“衣锦还乡”教师在证明自己的学术能力后再重返母校，他们严格意义上不应被归为近亲教师(Horta et al.，2010)，因而本文可能造成对近亲教师学术能力的高估。

2.学术创新能力指标

发表学术论文是学者交换学术思想和研究成果的主要途径，有大量文献使用论文发表来测度学术创新能力(Xie & Shauman，1998)。为了使数据更具可比性，③本文将数据库中收集的2000-2014年期间论文划分为三个阶段(第一阶段为2000-2004年，第二阶段为2005-2009年，第三阶段为2010-2014年)分别测算学术创新能力指标；同时，计算了教师在就读博士期间的学术创新能力指标，④作为考察近亲繁殖对教师学术创新能力影响效应的重要控制变量。为有效地度量教师的学术创新能力，本文不仅计算了论文发表的数量指标，而且以期刊的影响因子为权重计算了质量指标。表1描述了教师在四个时期的学术创新能力水平。从绝对差异比较来看，近亲教师的学术创新能力在各个时期均显著高于非近亲教师。尽管如此，由于学术创新能力不仅受到留校行为的影响，也受到人口特征、工作机构特征、工作年限等影响，根据对控制变量的描述，两类教师在上述指标的分布上差异显著。这说明，比较绝对差异并不能准确衡量留校对教师学术创新能力的影响，这也是已有文献通过直接比较的方法不能得到有效结果的重要原因(林杰，2009；阎光才，2009；Inanc & Tuncer，2011)。

表1 近亲与非近亲教师学术创新能力的描述

发表论文数量 发表论文质量

第1期 第2期 第3期 读博期间 第1期 第2期 第3期 读博期间

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

近亲繁殖 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(近亲-非近亲) 2.523** 3.147** 1.275*** 0.820** 3.135* 4.326*** 1.815*** 1.869***

注：1.***、**和*表示t检验在1％、5％和10％的水平统计显著，下表和下图同。2.括号内表示对应的观测样本数量。3.788名2013-2014年新入职教师在第3期无学术发表，主要源于发表的滞后性，因而不宜纳入第3期的分析样本。

3.科研合作指标

本文尝试基于社会资本理论解释近亲繁殖对教师学术创新能力影响的内在机制。在已有文献中，一些学者用相关人员的互动行为反映“已动用”的社会资本(Lin & Dumin，1986)，或者直接用合作行为测量了学术社会资本(Abramo et al.，2009；Bozeman et al.，2013；梁文艳和周晔馨，2016)。本文基于相关文献从已动用社会资本的角度，通过科研合作行为度量社会资本，即利用学术发表署名信息获得校内合作率和校外合作率两项指标(见表2)，分别衡量了教师基于机构内强关系以及基于跨越机构边界弱关系所拥有的社会资本。尽管“搭便车”“荣誉作者”(Honor author)等问题可能干扰利用署名信息测量合作的准确性，但署名信息在很大程度上刻画了学术成果完成过程中关键的参与者，并且文献计量数据相对易得，已有研究大多利用文献计量法从论文署名信息中提取合作信息(Corley & Sabharwal，2010；Abramo et al.，2011)。

4.控制变量

本文引入了个人和机构层面的控制变量。教师在控制变量上的分布状况具有如下特点：(1)在人口统计学特征上，两类教师的性别构成并无显著差异；但两类教师的出生年代构成差异显著。“80后”青年样本中，非近亲教师的比例更高，而在“50后”“60后”中老年样本中，近亲教师的比例更高，可推测对留校越来越严格的招聘政策是造成上述现象的原因。(2)近亲教师中本科毕业于“985”高校的比例更高，而毕业于非“211”这类普通大学的比例相对更低。(3)东部大学的近亲教师比重相对较低，“985”和C9高校的近亲繁殖率则高于非“985”的“211”高校。⑤

表2 本研究所涉及指标介绍

变量 指标说明

学术创新能力指标 学术产出数量 TP[，it]=output[，it] output[，it]指第t阶段第i名教师发表学术论文总篇数，分2000-2004年、2005-2009年、2010-2014年和读博期间四个阶段

学术产出质量 QP[，it]=impact[，ijt] impact[，ijt]-第t阶段第i名教师发表的第j篇学术论文所在期刊影响因子

科研合作指标 校内合作率 CP[1][，it]=IUC_output[，it]/output[，it] IUC_output[，it]指第t期第i名教师合作发表的、合作者中有本校教师的论文篇数

校外合作率 CP[2][，it]=ICC_output[，it]/output[，it] ICC_output[，it]指第t期第i名教师合作发表的、合作者中至少有一名来自校外的论文篇数

近亲繁殖指标 近亲繁殖 是否近亲繁殖，1=是，0=否

机构近亲繁殖率 P_inbred[，j]=total_inbred[，j]/total_teacher[，j] total_inbred[，j]指机构j近亲繁殖教师数量 total_teacher[，j]指机构j教师数量

人口学特征与人力资本控制变量 性别 1=女性；0=男性

出生年代 分为1950年代、1960年代、1970年代和1980年代；以1950年代为参照组

本科大学层次 分非“211”高校、“211”高校(非“985”)以及“985”高校；以非“211”高校为参照组

机构层面控制变量 样本高校层级 分“211”高校(非“985”)、“985”高校(非C9)以及C9高校；以“211”高校(非“985”)为参照组

样本高校区域 分东部、中部和西部；以西部为参照组

四、研究结果

(一)留校任教是否造成近亲教师的学术创新能力更低？

1.基准模型设定

能留校的人和引进的人在个人特征上可能并不相同，倾向于近亲繁殖的学校和倾向于引入“外来人”的学校也可能差异巨大。例如，按照大学科研层次排序，如果存在“层次越高的大学，在选拔人才时更看重学术创新能力，且培养的学生拥有更强的科研能力，在竞争中胜出的近亲者学术创新能力也越高；反之，层次越低的大学，在招聘时对应聘者个人科研能力的重视程度较低，且所培养学生的学术水平较低，在竞争中胜出的近亲者学术创新能力低”的现象，这时，如果不控制学校科研层次建立回归模型以估计留校任教对教师学术创新能力的影响，则削减了留校任教真实的负向影响效应，使我们更不可能接受“近亲繁殖不利于教师个人学术创新”的假设。可以说，要估计近亲繁殖对教师学术创新能力影响的因果效应，解决内生性问题至关重要。借鉴既有文献的相关研究(Ding et al.，2010；Conley & nder，2014)，确定考察近亲繁殖对教师学术创新能力影响的基准模型如下：

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]为第j个院系的第i名教师在第3期(2010-2014年)的学术创新能力。⑥inbred[，ij]为个人近亲繁殖指标，Y[，ij0]为该教师在读博期间的学术创新能力指标，gender[，ij]、cohort[，ij]、b_level[，ij]、in_level[，ij]以及in_region[，ij]为一系列控制变量，ε[，ij]是随机误差项。相比已有研究，本文基准模型引入了每一名教师在读博期间的学术创新能力指标Y[，ij0]，这可以在一定程度上控制不可观测的个人能力等因素对估计的干扰；并且，通过引入教师就职院系的固定效应δ[，j]，能够较好地减少机构层面遗漏变量，从而获得更为可靠的因果效应推断。

由于学术产出数量指标取值为非负整数，而学术产出质量指标为取值介于0-200之间的双截尾数据，因而本文不仅利用OLS模型估计基准模型(1)，还采用负二项回归模型和Tobit模型分别估计学术产出数量模型和学术产出质量模型。

2.估计结果

表3报告了基准模型的估计结果。回归模型显示，在学术产出数量维度，当不控制教师读博期间的学术产出数量时，模型1和3中关键解释变量“近亲繁殖”的系数均显著为正；但在控制教师就读博士期间学术产出数量后，模型2和4中“近亲繁殖”的系数变为负值，不过不显著。在学术产出质量维度，不管是否控制教师就读博士期间学术产出质量，模型5-模型8中“近亲繁殖”的系数均显著为负。由于本文界定的近亲繁殖样本实际包括了一部分“衣锦还乡”样本，可能造成对近亲教师学术创新能力的高估。有理由推测，如果能在近亲教师样本中剥离其中的“衣锦还乡”者，表3中回归系数β[，1]的估计结果将出现不同程度的下降。综上，可以认为，在其他特征保持一致的前提下，尽管留校任教并没有对近亲教师的学术产出数量产生不利影响，但却对教师学术产出的质量带来负向影响。由此，在学术产出的质量维度，假设1的H[，0]被拒绝，H[，1]得到了支持。

表3 基准固定效应模型的估计结果

因变量=第3期学术产出数量 因变量=第3期学术产出质量

OLS回归 负二项回归 OLS回归 Tobit回归

模型1 模型2 模型3 模型4 模型5 模型6 模型7 模型8

近亲繁殖 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)

博士期间产出数量 0.408***(11.00) 0.376***(10.07)

博士期间产出质量 0.342***(10.67) 0.305***(8.94)

女性(以男性为基准组) -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为基准组) -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)

经济学科样本(以教育学科为基准组) 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)

调整的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]

样本量 3947 2067 3947 2067 3947 2067 3947 2067

注：1.表中负二项回归模型和Tobit模型呈现的是各个变量的边际影响效应，而不是系数估计值。2.OLS模型括号内报告的是t值；负二项回归和Tobit模型括号内报告的是z值。3.所有模型还控制了本科毕业高校层次变量，由于系数不显著，限于篇幅没有报告该类变量的系数以及常数项估计值。

此外，根据对不同层次高校近亲繁殖率的数据描述，C9高校、“985”高校以及“211”高校的近亲繁殖率依次降低，这意味着近亲繁殖的自选择问题在不同层次的高校并不相同。我们分别在三类高校样本中构建并估计基准模型(1)，以检验研究结论的异质性。表4分样本估计结果显示，相对于非近亲教师，博士毕业留校任教行为对近亲教师学术创新能力的负向影响随着高校层次的提高而扩大。具体来看，在非“985”的“211”高校样本中，模型1和模型4的近亲繁殖系数均不显著，说明在该类高校，相对非近亲教师，博士毕业留校没有对近亲教师的学术产出数量和质量产生负向影响；在非C9的“985”高校样本中，尽管模型2中近亲繁殖的系数不显著，但模型5中近亲繁殖的系数显著为负，说明博士毕业留校对该类高校近亲教师的学术产出质量产生了显著的负向影响，但不会造成其学术产出数量的显著下降；形成鲜明对比的是，在C9高校样本中，模型3和模型6中近亲繁殖的系数全部显著为负，说明在这类中国“双一流”大学建设的排头兵中，博士毕业留校对近亲教师的学术产出数量和质量全部产生了显著的负向影响。综上，在学术产出数量维度，假设1的H[，1]仅在C9高校样本中得到支持；而在学术产出质量维度，假设1的H[，1]在C9和“985”这两类高校样本中均得到支持。

表4 不同层次高校样本的估计结果

因变量=第3期学术产出数量

非“985”的“211”高校 非C9的“985”高校 C9高校

模型1 模型2 模型3

近亲繁殖 -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]

样本量 392 1367 308

因变量=第3期学术产出质量

非“985”的“211”高校 非C9的“985”高校 C9高校

模型4 模型5 模型6

近亲繁殖 -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]

样本量 392 1367 308

注：1.模型1-3用负二项模型估计，模型4-5用Tobit模型估计。2.表中呈现了各变量的边际影响效应。3.所有模型均控制了表3中的读博期间相应的产出数量(质量)、控制变量、固定效应和常数项，限于篇幅，这里仅报告近亲繁殖的系数。4.圆括号内为z值，方括号内为p值。

3.稳健性检验

(1)基于双重差分模型的检验

将基准模型(1)中的因变量依次替换为样本教师在第2期和第1期的学术创新能力进行估计。表5的回归结果显示，在学术产出质量维度，博士毕业留校任教造成近亲教师第1期和第2期的学术产出质量均显著低于非近亲教师；但在数量维度，近亲繁殖的回归系数在两期数据中均不显著，说明留校任教并未对近亲教师的学术产出数量产生不利影响。我们又分别使用“第1期-第2期”“第2期-第3期”的面板数据，从数量和质量两个维度分别构建双重差分模型，再次估计近亲繁殖对教师学术创新能力的影响。表6的估计结果显示，在学术产出数量维度，模型1和模型2中Post×Treat的系数为负但不显著。这再次说明，相比非近亲教师，留校任教没有造成近亲教师学术产出数量的显著下降；但在质量维度，模型3和模型4中Treat×Post的系数显著为负，说明博士毕业留校的确造成了近亲教师学术产出质量显著更低。由此，双重差分模型的估计结果再次支持全样本模型的结论，即相比非近亲教师，博士毕业留校任教对近亲教师科研产出质量造成了显著的负向影响，尽管没有对该类教师的学术产出数量产生影响。

表5 三期产出数据的估计结果

因变量=学术产出数量

第3期 第2期 第1期

模型1 模型2 模型3

近亲繁殖(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]

样本量 2067 1641 1239

因变量=学术产出质量

第3期 第2期 第1期

模型4 模型5 模型6

近亲繁殖(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]

样本量 2067 1641 1239

注：同表4。

表6 近亲繁殖与高校教师学术创新能力：双重差分的回归结果

因变量=学术产出数量 因变量=学术产出质量

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

近亲繁殖(Treat) 3.953**(2.62) 0.315(0.30) 5.256*(2.56) -0.292(-0.20)

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

近亲繁殖×时期(Treat×Post) -0.985(-1.68) -0.734(1.15) -1.331*(-1.78) -1.392*(-1.66)

调整的R[2] 0.177 0.104 0.182 0.113

样本量 1641 1239 1641 1239

注：1.表中呈现了边际影响效应，圆括号内为t值。2.所有模型均控制了表3中的控制变量、固定效应和常数项，限于篇幅仅报告近亲繁殖的回归系数。

(2)基于倾向得分匹配模型的检验

接下来，借鉴匹配的思路，将近亲教师设为处理组，选择与处理组样本在主要特征上尽可能一致的非近亲教师作为控制组，通过比较两组样本结果变量的差异来解决样本选择偏误问题，并对前文结论进行稳健性检验。我们使用倾向得分匹配方法(PSM)，稳健性检验分为三个阶段：第一阶段，以近亲教师虚拟变量为因变量，以基准模型(1)中的控制变量为自变量估计Logit模型，计算每个样本成为近亲教师的倾向得分。第二阶段，根据计算得到的倾向得分值对近亲教师和非近亲教师进行一对一匹配，获得处理组样本和对照组样本分别为829人。第三阶段，基于匹配后的样本再次构建基准模型进行估计。表7的回归结果同样显示，相比非近亲教师，留校任教不会造成近亲教师在学术产出数量上的差距，但造成了近亲教师学术产出质量显著更低。

表7 倾向得分匹配的估计结果

因变量=第3期学术产出数量 因变量=第3期学术产出质量

模型1 模型2

近亲繁殖 0.051(0.84) -0.587*(-1.78)

样本量 1658 1658

注：1.表中呈现的是边际影响效应。2.圆括号内为z值。3.限于篇幅，没有汇报平衡性检验结果。

(3)基于英文论文测算学术创新能力的检验

在研究型大学重视国际发表的背景下，高校教师越来越多地选择将学术成果发表在外文(主要是英文)期刊。考虑网络爬虫抓取英文论文发表信息的困难性，⑦按照“学校+学院+教师姓名”为关键词，使用Python在Web of Science核心论文数据库中抓取了2005-2017年期间教育学科教师的英文发表数据，经过严格的数据匹配获得了教师在该时期发表的SSCI论文信息。按照表2介绍的指标计算方法，基于SSCI英文发表数据，分别计算了学术产出数量和质量指标。

表8 教育口近亲繁殖与教师SSCI发表

因变量=有SSCI论文发表 因变量=SSCI学术论文发表数量 因变量=SSCI学术论文发表质量

模型1(Logit回归) 模型2(负二项回归) 模型3(Tobit回归)

近亲繁殖 -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]

样本量 828 112 112

注：1.所有模型均控制了表3所示的控制变量、学校固定效应以及常数项，限于篇幅仅报告了近亲繁殖的边际影响效应。2.模型2和模型3仅包含了有SSCI论文发表的112名教师样本。3.圆括号内为z值，方括号内为p值。

为检验前文估计结果的稳健性，将基准模型(1)中的因变量依次替换为样本教师是否有英文SSCI论文发表(1=有发表，0=没有发表)、英文学术产出数量以及英文学术产出质量进行分析。表8显示：博士毕业留校并不会造成近亲教师在发表SSCI论文的概率上和非近亲教师存在差距(模型1中近亲繁殖的系数为负但不显著)。在有SSCI论文发表的112名教师中，相对非近亲教师，博士留校不仅造成近亲教师在SSCI学术产出质量上显著更低(模型3中近亲繁殖的系数为负且1％水平显著)，甚至产出的数量上也显著更低(模型2中近亲繁殖的系数为负且在10％水平显著)，支持了张冰冰和沈红(2015)的结论，即近亲繁殖并不一定造成教师在国内期刊发表论文数量上的差异，但会造成教师在国际期刊发表论文数量显著更少。鉴于此，以SSCI英文论文测算学术创新能力的估计结果不仅在质量维度支持了假设1的H[，1]，而且在数量维度也支持了假设1的H[，1]。

(二)机构近亲繁殖程度越高是否越不利于机构或个体的学术创新？

数据描述显示，不同学院的近亲繁殖程度变异很大，经济学科各个学院的近亲繁殖率介于0％-69.23％之间，教育学科近亲繁殖率介于0％-59.9％之间。在这一部分，将考察机构的近亲繁殖程度对机构整体的学术创新能力产生的影响，并在机构层面建立了如下回归模型：

[，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]为j学院的样本教师在第3期(2010-2014年)的平均学术创新能力；[，j0]为j学院样本教师在基期(读博士期间)的平均学术创新能力；p_inbred[，j]和p_inbred[2][，j]分别为机构近亲繁殖率及其平方项；机构层面控制变量同基准模型(1)。

表9呈现的估计结果为，在学术产出数量维度，仅引入机构近亲繁殖率的模型1中，机构近亲繁殖率的回归系数γ[，1]为负，但不显著；同时引入机构近亲繁殖率一次项和二次项的模型2中，γ[，1]为正、γ[，2]为负，且均不显著。在学术产出质量维度，仅引入机构近亲繁殖率的模型3中，机构近亲繁殖率的回归系数γ[，1]为正；同时引入机构近亲繁殖率一次项和二次项的模型4中，γ[，1]为正、γ[，2]为负，且γ[，2]显著。机构层面的经验证据显示，尽管学术产出数量维度的估计系数并不显著，但在总体上可以得到机构近亲繁殖率与机构整体学术创新能力之间呈现“倒U型”曲线关系。这意味着，机构近亲繁殖程度与机构学术产出创新能力之间存在一个“度”，在达到这个“度”之前，机构近亲繁殖程度越高有助于提升整体学术创新能力，但是，一旦超过了这个“度”，机构近亲繁殖程度的提升反而会抑制整体学术创新能力。

上述结果说明，我们并不能得到招聘一定数量自己培养的毕业生留校任教一定会带来学术创新能力衰减的结论，即假设2的H[，0]不能被拒绝。留校“并不总是坏的”的观点(Tavares et al.，2015)认为，留校任教可能会因为学术共同体内部有着共同规范、准则愿景以及更高的信任，有利于科研项目的持续推进并最终产生成果。但近亲繁殖程度过高，仍会显著抑制机构学术创新能力的提升。

表9 机构层面近亲繁殖率对机构平均学术创新能力的影响

因变量=机构第3期的平均学术产出数量 因变量=机构第3期的平均学术产出质量

模型1 模型2 模型3 模型4

机构近亲繁殖率 -0.632(-0.41) 1.770(0.38) 1.352(0.78) 4.773(1.08)

机构近亲繁殖率的平方 -3.261(-0.54) -8.116*(-1.89)

样本量 100 100 100 100

调整的R[2] 0.514 0.510 0.689 0.686

注：控制变量包括机构所在地区、机构层次、学科类型、机构层面教师特征(例如，机构教师博士期间平均产出)。

为检验假设3，即回答机构的近亲繁殖程度是否对个人学术创新产生消极影响，我们在基准模型中引入了机构近亲繁殖率及其与个人近亲繁殖变量的交互项。表10的估计结果显示，模型4中机构近亲繁殖率与个人近亲繁殖的交互项系数显著为负，说明相对于非近亲教师，机构近亲繁殖率对近亲教师学术产出质量有非常明显的负向影响；机构近亲繁殖率以及机构近亲繁殖率与近亲繁殖交互项的联合线性检验显著为负，说明随着机构近亲繁殖程度的提高，近亲教师的学术产出质量会显著下降。但模型1-4中机构近亲繁殖率的系数全部不显著，说明对于近亲教师，机构近亲繁殖程度对其学术产出数量和质量均没有显著的影响。综上，近亲教师群体在学术产出质量维度上，假设3的H[，0]被拒绝，H[，1]得到支持；但在非近亲教师群体，不管是学术产出质量维度还是数量维度，假设3的H[，0]均不能被拒绝。

总之，较为确凿的证据是，近亲繁殖率低的学术环境更有利于近亲教师学术产出质量的提高。从互补性合作与交流的角度看，原因可能在于，机构的“外来人”是近亲繁殖教师与多元学术背景学者开展合作交流的关键途径。事实上，对于近亲教师，随着机构近亲繁殖程度提高，机构学术环境封闭程度随之上升，他们与“外来人”进行学术交流的机会则进一步降低，从而不利于获得高质量的学术创新。与之相反，非近亲教师本身就是“外来人”，他们在与机构外“其他群体”建立学术关系网络并开展合作的过程中对机构中其他“外来人”的依赖性程度较低，因此，机构近亲繁殖率对非近亲繁殖教师学术创新能力的影响不显著。

表10 机构层面近亲繁殖率对教师个人学术创新能力的影响

因变量=个人第3期的学术产出的数量 因变量=个人第3期的学术产出质量

模型1 模型2 模型3 模型4

机构近亲繁殖率 0.141(1.657) 1.186(1.919) 0.799(1.419) 1.369(1.260)

机构近亲繁殖率×近亲繁殖 -1.899(1.310) -2.793*(1.580)

近亲繁殖 -0.360(0.604) -2.118(1.515) -2.290***(0.882) -5.855***(2.211)

样本量 2067 2067 2067 2067

调整的R[2] 0.237 0.238 0.223 0.224

注：同表9。

(三)留校任教影响近亲教师学术创新能力的机制？

根据上文的分析可以发现，以中文论文发表信息衡量学术创新能力时，博士留校任教尽管不会对近亲教师学术产出数量产生显著负向影响，但造成近亲教师学术产出质量显著低于非近亲教师。由于上述分析已经控制了人口学变量以及人力资本和组织机构等诸多变量，我们推测，其中一个非常可能的解释是：近亲教师拥有的学缘和业缘“关系”相对单一，而非近亲教师拥有的学缘和业缘“关系”相对更为多元，当“大科学”时代的学术创新更加依赖于跨越边界的、多元的合作时(Reagans & Zuckerman，2001)，就可能造成近亲教师学术创新相对不足。为了检验上述推测，即假设4，本部分基于社会资本的理论框架，探讨了近亲繁殖造成教师个人学术创新能力低于非近亲教师的内在机制。近亲繁殖教师仅在产出质量上与非近亲教师存在差距，为此，以第3期学术产出质量为因变量，分别以校内合作和校外合作为中介变量，构建了结构方程模型，图1和图2分别呈现了以校内合作和校外合作为中介变量的结构方程模型估计结果，两个模型均达到了拟合标准。⑧

根据图1、图2结构方程模型的估计结果，我们可以得到如下结论：

首先，近亲繁殖对校内合作的直接影响效应ρ[，12]显著为正，而近亲繁殖对校外合作的直接影响效应ρ[，22]显著为负，说明相对非近亲教师，近亲教师更多开展校内合作，更少开展校外合作。进一步，我们利用问卷调查所获得教师“拥有的”社会资本⑨数据，在图3中更加细致地描述了近亲和非近亲两类教师开展科研合作行为的差异。具体来看，近亲教师在“和自己导师”以及“和所带研究生”科研合作的频次均高于非近亲教师，特别是“和自己导师开展科研合作”的频次上两类样本差异显著；但是，随着与合作对象之间“关系”强度下降，近亲教师开展合作的频次逐渐低于非近亲教师，特别在“和境内其他大学/机构同行”以及“和境外大学/机构同行”的合作频次上与非近亲教师的差异显著。因此，基于调查问卷所获得信息的分析结果说明，因为拥有的学缘关系和业缘关系重叠，近亲教师更难与多元学术圈子建立关系并开展合作，其合作对象单一、多限于求学和任职机构内部同行，尤其是与自己导师开展的向上型合作；而非近亲教师因为业缘关系与学缘关系的相对分离，淡化了基于学缘的合作，更促进了他们寻找多元合作对象。

图1 近亲繁殖、校内合作行为与学术创新能力的关系机制

注：模型引入基准模型(1)所包含的所有个人和机构层面控制变量，限于篇幅，没有报告控制变量的系数。

其次，近亲繁殖者更偏向机构内部的、狭窄的学术信息交流与合作，因而较低的校外合作开展水平确实是造成他们个人学术产出质量显著低于非近亲教师的原因之一，假设4得到支持。具体来看，尽管图1模型中校内合作行为对学术产出质量影响的拟合系数ρ[，13]为正，但并不显著；与之相对应的是，图2模型中校外合作行为对学术产出质量影响的拟合系数ρ[，23]显著为正，由于近亲教师开展的校外合作行为显著低于非近亲教师(ρ[，22]显著小于零)，可以认为，缺乏校外合作限制了近亲教师获得更多高质量的学术成果。

图2 近亲繁殖、校外合作行为与学术创新能力的关系机制

注：同图1。

最后，社会资本和合作只是造成近亲繁殖教师学术创新能力更低的部分原因，还有更多影响路径和内在机制值得继续挖掘和检验。在控制了近亲繁殖通过科研合作对学术产出质量的间接影响(ρ[，12]×ρ[，13]、ρ[，22]×ρ[，23])后，近亲繁殖对学术产出质量的直接影响效应ρ[，11]和ρ[，21]全部显著为负，说明即使剥离近亲繁殖通过科研合作这条路径的影响效应后，近亲教师的学术创新能力仍然显著低于非近亲教师，因而近亲与非近亲教师在学术产出质量上存在差距的原因并不能完全得到解释。

图3 近亲繁殖教师与非近亲教师“拥有的”社会资本的差异比较

注：共包括268名近亲教师和389名非近亲教师。

五、结论与进一步讨论

本文从个人层面和机构层面探讨了近亲繁殖这类社会资本与大学教师学术创新能力间的因果关系，并探讨其内在作用机制。主要研究结论如下：第一，博士毕业留校任教对中国研究型大学经济学科和教育学科近亲教师中文发表的学术产出质量产生显著负向影响，尽管对其中文发表学术产出数量的影响不显著。第二，机构近亲繁殖率与机构整体学术产出质量水平呈现“倒U型”曲线关系，且对近亲教师个体学术产出质量产生显著的消极影响。第三，近亲教师更少开展跨越机构边界的、多元的校外学术合作，这是造成他们学术产出质量与非近亲教师存在显著差距的内在机制之一。需要说明的是，由于数据收集的原因，本文还不能将“衣锦还乡”者剥离出去，因此可能高估了近亲者的学术创新能力。

建设“双一流”大学，打造一支拥有高水平学术创新能力的教师队伍是关键之一。本研究所得到结论为优化教师人才队伍建设提供了来自微观实证研究的证据：第一，大学应鼓励本校毕业生到外校工作，学术经历的多元性对其学术创新能力的提升效应大于科研稳定性可能带来的提升效应。第二，本文不能完全支持近亲繁殖在教师个体以及机构层面学术创新中表现出社会资本潜在的消极面，因而“非外校不招聘”的一刀切政策并不具有完全合理性。学校应以学术创新能力为基本原则，明确建立以“学术”为核心的用人标准，可以考虑对本校非常优秀的毕业生先到国内外顶尖大学做博士后为强制性条件进行聘用，最终营造兼具多样性和包容性的学术环境。第三，对已有的教师存量，除了明确质量考核标准这个“指挥棒”的引导作用外，学校还应该创造更多的对外学术交流与合作机会，以挖掘近亲教师的学术创新潜力。

本文还存在一些不足之处，可以在未来继续深入研究。首先，学术创新能力是一个多维度概念，虽然数据收集难度很大，但更全面的分析必须更好地考虑国际发表等维度。从本文以教育学科教师SSCI论文发表的估计结果来看，博士毕业留校造成近亲教师在学术产出数量和质量上全部落后于非近亲教师，说明以英文发表数据开展研究的必要性。其次，从学缘结构度量社会资本并开展教师学术创新能力研究，对优化学术人力资源配置非常重要。限于数据可得性，本文仅基于博士是否毕业于本校来界定近亲繁殖类型并开展研究，未来还可以细化近亲繁殖类型。第三，本文在社会资本的理论框架下，以机构边界区分强、弱关系社会关系，从校内合作和校外合作的视角开展了研究，但近亲繁殖对于教师科研生产力影响途径的内在逻辑还值得进一步深入探讨。