高等教育对外开放与高等学校...于教育部直属高校的实证研究_曲如晓.pdf

高等教育对外开放与高等学校创新:基于教育部直属高校的实证研究曲如晓,董 敏,潘 莹北京师范大学 经济与工商管理学院,北京1 0 0 8 7 5作者简介:曲如晓,经济学博士,北京师范大学经济与工商管理学院教授。基金项目:国家 社 会 科 学 基 金 重 大 项 目“一 带 一 路 背 景 下 中 国 文 化 海 外 传 播 对 中 国 企 业 国 际 化 的 影 响 研 究”(1 9 Z D A 3 3 7)。摘 要 从高等教育对外开放影响高等学校创新的理论逻辑看,研发投入、研发主体以及跨区域的知识流动是影响高校创新行为的核心因素。高校通过中外合作办学、来华留学教育以及国际学术交流等途径扩大对外开放,能够有效加大高校的研发投入,提升人力资本,推动知识交流和互动,促进高校创新水平提升。基于教育部直属高校数据的实证研究表明,在实践中,我国高等教育的对外开放的确促进了高校创新,且这一创新促进效应存在高校间的异质性;高等教育对外开放主要是通过加大研发投入、提高人力资本以及促进知识交流与互动等机制促进了高校创新。关键词 教育对外开放;高等学校创新;留学生;合作办学;国际学术交流 中图分类号 G 4 0-0 5 4 文献标识码 A 文章编号 1 0 0 2-0 2 0 9(2 0 2 3)0 2-0 1 4 2-1 2高等学校作为知识生产的高地和人才培养的摇篮,是人力资本结构高级化的源泉,是推动社会变革和可持续发展的重要力量。高校创新能力的提升不仅对于我国实现教育强国目标和促进高等教育内涵式发展具有重要意义,而且对于建设创新型国家至关重要。如何提升高校创新水平,使得高校成为我国构建新发展格局的科技创新动力,是一个关键问题。高等教育对外开放是教育国际化宏观背景下的必然趋势,在教育对外开放中发挥着基础性、全局性和先导性的作用,是推动形成教育对外开放局面以及参与全球教育治理的重要力量。在此背景下,理解高等教育对外开放对高校创新水平的影响,剖析其背后的作用机制,对于发挥高等教育服务新时代教育高质量对外开放大局和建设现代化教育强国战略目标的作用,构建全方位、更宽领域、更深层次、更加主动、更重实效的高质量发展局面具有重要意义。一、高等教育对外开放影响高等学校创新的理论逻辑推进教育现代化,要坚持对外开放不动摇,加强同世界各国的互容、互鉴、互通。高等教育对外开放已成为推进教育强国建设的重要引擎,是在跨境教育要素流动背景下我国高等教育融入全球市场,参与国际竞争与合作,学习国外先进教育思想和模式的重要举措。高等教育对外开放促进了我国高等教育的现代化建设和教育体制的改革,激发了高等教育体系的深层次和多样化活力。高等教育由此发生的巨大改变,反过来也推动了中国高等教育在国际舞台上成为具备国际影响力的重要角色。于高校层面而言,高校与国外高校开展国际学术交流,为科研人员提供了解和学习国外先进科研技术的平台;高校开展中外合作办学和境外办学项目,能够为自身创造与国外高校进行深入合作交流的机会;高校吸收来华留学生和派遣学生出国留学,有助于促进国际人才流动。高校创新水平的影响因素可以归纳为创新资源的投入、创新制度的运行和协同共享的外部环境241北京师范大学学报|社会科学版|2 0 2 3年第2期(总第2 9 6期)支持三个方面。在创新资源的投入方面,实证研究结果表明,给予高校研究人员充裕的时间和持续性的资金投入等,是提升高校创新产出的必要手段,高校经费支出作为创新的物质资本来源,对高校的创新产出具有显著的促进作用。在创新制度的运行方面,合理的创新绩效评价制度可以优化创新资源的配置,创新成果激励制度和经费投入保障制度是激发高校师生投入创新活动并进行持续性创新的动力。而从外部环境来看,高校与企业、研究所、政府等之间的合作可以促进区域内创新要素的有效流动和空间溢出,提升高校创新绩效。一项实证研究运用中国高校数据考察了开放式创新对高校创新效率的影响,结果显示国际合作对创新的促进效应主要表现在基础创新想法的交流方面。高校是具有巨大潜力的学习型组织,是国家创新体系中知识流动的重要来源。从高等教育对外开放影响高校创新的理论机制看,研发投入、研发主体以及跨区域的知识流动是影响高校创新行为的核心因素。而高校通过中外合作办学、来华留学教育以及国际学术交流等途径扩大对外开放,能够有效加大高校的研发投入,提高人力资本,推动知识交流和互动,促进高校创新水平提升。第一,高等教育对外开放能够通过拓展研发投入获取渠道,增加高校创新投入,提升高校创新水平。创新活动因其长期性和不确定性,受到融资状况的制约,研发投入缺口会限制创新主体的研发行为。高校科研创新也离不开研发投入支撑,高校在研发上的相关支出越多,专利等创新产出也会越多。高等教育对外开放通过中外合作办学、来华留学教育以及国际学术交流等渠道能够为高校汇集大量资金、设备以及平台等创新资源。在资金来源方面,高校通过开展合作办学项目以及招收国际留学生等方式提供国际化教育服务,筹集更多资金。在创新平台方面,高等教育对外开放能够通过加强国际学术交流,提升高校国际知名度,增进高校与高校、企业以及研究机构的深度合作,整合多主体间的创新资源,有助于推动国际联合实验室和协同创新平台等一系列创新资源的投入建设。值得注意的是,在加快和扩大新时代教育对外开放的政策背景下,高校推动对外开放还能通过获取政府专项基金、国际留学生补贴等方式,拓宽资金来源渠道,助力高校缓解资源短缺问题,有助于提高创新研发支出。第二,高等教育对外开放能够通过促进人才跨国交流,丰富高校人力资本,增强高校创新能力。科技人员是创新活动的主体和依托,改善高校人力资本有助于提升高校创新能力。扩大高校对外开放水平,能够为高校师生创造更加国际化的学习和工作环境,吸引并培养出更多高水平的创新型人才,341曲如晓 董敏 潘莹|高等教育对外开放与高等学校创新:基于教育部直属高校的实证研究鲍威、陈杰、万蜓婷:我国“9 8 5工程”的运行机制与投入成效分析:基于国际比较与实证研究的视角,复旦教育论坛,2 0 1 6年第3期。柴广成、欧阳 璐:基 于因 子分 析的 西 部高 校创 新绩 效 评价 以1 2省市 自 治区 相关 数 据分 析 为 例(2 0 1 32 0 1 9),中国高校科技,2 0 2 2年第1 0期。张海波、郭大成、张海英:高校科技创新外部协同运行机制提升策略,中国高校科技,2 0 1 9年第8期。L.G o n g,Z.L i u,S.Z h a n ga n dZ.J i a n g,“D o e sO p e nI n n o v a t i o nP r o m o t eI n n o v a t i o nE f f i c i e n c yi nC h i n e s eU n i v e r s i t i e s?”,I E E ET r a n s a c t i o n s o nE n g i n e e r i n gM a n a g e m e n t,2 0 2 2,(1),p p.1-1 4.M.H ua n d J.A.M a t h e w s,“E s t i m a t i n g t h e I n n o v a t i o n E f f e c t s o f U n i v e r s i t y-i n d u s t r y-g o v e r n m e n t L i n k a g e s”,J o u r n a l o fM a n a g e m e n t&O r g a n i z a t i o n,2 0 0 9,1 5(2),p p.1 3 8-1 5 4.鞠晓生、卢荻、虞义华:融资约束、营运资本管理与企业创新可持续性,经济研究,2 0 1 3年第1期。B.H.H a l l,“T h eF i n a n c i n go fR e s e a r c ha n dD e v e l o p m e n t”,O x f o r dR e v i e wo fE c o n o m i cP o l i c y,2 0 0 2,1 8(1),p p.3 5-5 1.T.C o u p e,“S c i e n c ei sG o l d e n:A c a d e m i cR&Da n d U n i v e r s i t yP a t e n t s”,T h eJ o u r n a lo f T e c h n o l o g y T r a n s f e r,2 0 0 3,2 8(1),p p.3 1-4 6.T.M.Am a b i l e,R.C o n t i,H.C o o n,J.L a z e n b ya n dM.H e r r o n,“A s s e s s i n gt h eW o r kE n v i r o n m e n t f o rC r e a t i v i t y”,A c a d e m yo fM a n a g e m e n tJ o u r n a l,1 9 9 6,3 9(5),p p.1 1 5 4-1 1 8 4.陈子韬、孟凡蓉、王焕:科技人力资源对科技创新绩效的影响:基于企业和高校机构的比较,科学学与科学技术管理,2 0 1 7年第9期。增强高校研发人力资本储备,提升高校创新水平:首先,作为高等教育对外开放的途径之一,参与构建中外合作办学体系,吸引国外名牌大学和拥有优质教育资源的教育机构作为合作伙伴,能够帮助中国高校吸纳、借鉴国际先进的教学管理方法和创新人才培养体系,有助于高校培养出具有国际化视野的创新型人才,提高人力资本质量;其次,我国高等教育对外开放进程中,来华留学教育作为国际教育高流动性的重要体现,可以使得具有不同文化和教育背景的国际留学生进入中国高校学习深造,这些具有多元化背景的国际人才作为研发人力资本,能够帮助高校拓展知识边界,激发创新潜力;最后,国际学术交流为研发群体的知识交流和碰撞提供了平台,高校学者和学生群体通过参与国际学术会议、赴世界知名大学学习和交流以及参与国际合作研究项目等途径,提升自身的科研能力和国际发表能力,推动高校人力资源扩大,实现高校创新能力提升。第三,高等教育对外开放能够通过促进高校的知识交流和互动,学习吸收国际知识技术,提高高校创新产出。创新与扩大开放是相辅相成的,扩大开放有助于创新要素的有序自由流动、整合与协同,加快各领域科技创新,把握全球科技创新竞争先机,在开放合作中实现更高层次的创新。高校是知识生产和流动的重要创新高地,对外开放有助于知识的交流、传播与碰撞。在高校对外开放的过程中,高校教师和学生可以通过出国访问学习、参与国内外学术会议和研讨会等方式,交流学术思想、研究方法以及学术成果等,从而在交流共享的过程中不断学习积累知识技术,为高校创新创造机会。高等教育对外开放的实践活动,如国际学术交流、合作研究以及人员流动等,通常具有研究前瞻性和学科引导性的特征,借助对外开放平台能够帮助高校把握国际前沿研究动态和方向,聚焦最新研究成果,引导学科发展,助力高校研究成果创新。同时,在高等教育对外开放中,国际学术会议往往因研究方向、学术期待和人际间合作关系等现实需求而周期性地举办,可以进一步推进国际学术交流,促进高校之间的深度学术合作,通过合作研究推动高校创新。二、高等教育对外开放对高等学校创新的影响:实证策略既有的关于高等教育对外开放对创新的影响研究,主要从留学教育、国际学术交流和国际合作办学这三个途径进行。如C h e l l a r a j等进行实证研究发现,美国的外国研究生人数增加1 0%会使大学专利授权增加6.8%,即留学生会对大学的创新活动产生积极的影响。薛海平等从国际学术交流的角度,利用2 0 0 32 0 1 8年我国3 1个省级数据实证检验了教育对外开放水平对科技创新水平的促进作用。郭强等分析了中外合作办学对创新的影响,认为合作办学为高校科研协同创新搭建了平台,一方面通过留驻优质外教的方式加强师资队伍建设;另一方面通过建设校际联合实验室的方式优化科研环境,推动学术资源的共享和科研的协同创新。本文的主要实证策略是基于2 0 0 3-2 0 2 0年教育部直属高校的数据,运用主成分分析法综合考量高校的对外开放程度,实证探究高等教育对外开放对高校创新水平的影响,并分析高等教育对外开放创441北京师范大学学报|社会科学版|2 0 2 3年第2期(总第2 9 6期)徐小洲:我国高等教育对外开放的成就、机遇与战略构想,高等教育研究,2 0 1 9年第5期。曲如晓、李婧、杨修:国际人才流入、技术距离与中国企业创新,暨南学报(哲学社会科学版),2 0 2 1年第6期。韩亚品:在开放合作中加强自主创新能力,经济日报,2 0 1 8年6月1 4日。刘晖:论高等教育国际化与本土化的指向与内涵,教育与现代化,2 0 0 5年第2期。李毅、陈秀云:高校国际学术会议平台及其效应分析,武汉大学学报(哲学社会科学版),2 0 0 7年第3期。G.C h e l l a r a j,K.E.M a s k u sa n dA.M a t t o o,“T h eC o n t r i b u t i o no f I n t e r n a t i o n a lG r a d u a t eS t u d e n t s t oU SI n n o v a t i o n”,R e v i e wo fI n t e r n a t i o n a lE c o n o m i c s,2 0 0 8,1 6(3),p p.4 4 4-4 6 2.薛海平、高翔、杨路波:“双循环”背景下教育对外开放推动经济增长作用分析,教育研究,2 0 2 1年第5期。郭强、张舒、钟咏:“双一流”建设高校中外合作办学的路径反思,高校教育管理,2 0 2 1年第3期。新效应的内在机制,以期从高等教育对外开放的角度,为提升高校创新水平、实现教育高质量发展提供经验证据和有益启示。(一)样本选择教育部直属高校由教育部直接管理,是高等教育改革探索的“排头兵”,在推动高等教育高质量发展方面发挥了示范作用。因此,本文选择研究教育部直属高校,作为我国高等教育对外开放情况的代表。截至目前,我国共有7 5所教育部直属高校,考虑到数据的可得性以及部分艺术、财经和语言类院校的学科专业特性,本文最终选取6 3所教育部直属高校作为研究对象,数据主要来自于 教育部直属高校统计资料汇编(以下简称 汇编),时间区间为2 0 0 3-2 0 2 0年。(二)指标体系国际合作办学、国际学生流动以及国际学术交流是推动高等教育对外开放和提升教育软实力的重要手段,因此,本文参考薛海平等学者的做法,选取中外合作办学、来华留学教育和国际学术交流指标,用于衡量高校对外开放程度。基于指标体系设计的合规性、可行性和科学性原则,结合指标的可量化需要,本文初步构建了如下表1所示的一套指标评价体系。表1 高等教育对外开放评价体系总指标一级指标二级指标数据来源高等教育对外开放中外合作办学来华留学教育国际学术交流合作办学项目数(个)合作办学机构数(个)留学生招生数(人)留学生在校生数(人)合作研究派遣人次(人)合作研究接受人次(人)国际学术会议出席(人)国际学术会议交流论文(篇)国际学术会议特邀报告(篇)国际学术会议主办(次)由教育部中外合作办学监管工作信息平台整理而来 教育部直属高校统计资料汇编 教育部直属高校统计资料汇编其中,一级指标有三项,即中外合作办学、来华留学教育、国际学术交流;二级指标有1 0项,包括合作办学项目和机构、留学生招生和在校生、国际合作研究以及国际学术会议等客观指标,数据主要来自于 汇编,其中合作办学数据根据教育部中外合作办学监管工作信息平台公开信息手工整理而来。本文采取主成分分析法测度高等教育对外开放水平。主成分分析法通过降维提取主成分因子,根据综合因子的贡献率的大小确定各因子的权重,能够降低指标赋权的主观干扰,使得测算结果更具客观性和合理性。本文指标体系中各指标的KMO检验值为0.8 1 3 1,说明所选取的变量适合进行主成分分析。541曲如晓 董敏 潘莹|高等教育对外开放与高等学校创新:基于教育部直属高校的实证研究本文样本中剔除的1 2所教育部直属高校包括:上海外国语大学、北京外国语大学、北京语言大学等语言类高校和上海财经大学、中央财经大学、对外经济贸易大学、中南财经政法大学、西南财经大学等财经类高校以及中央戏剧学院、中央美术学院、中央音乐学院、中国传媒大学等艺术类高校。胡昳昀、刘宝存:国际比较视野下的中国教育软实力,教育研究,2 0 2 1年第1 0期。薛海平、高翔、杨路波:“双循环”背景下教育对外开放推动经济增长作用分析,教育研究,2 0 2 1年第5期。虞晓芬、傅玳:多指标综合评价方法综述,统计与决策,2 0 0 4年第1 1期。根据上述指标体系和测度方法,计算出2 0 0 32 0 2 0年教育部直属高校对外开放的综合指数,并进一步计算各高校的年份平均指数,结果如表2所示。各高校对外开放指数的总体分析结果表明,高等教育对外开放程度存在明显的高校和学科差异,上海交通大学、清华大学、北京大学等综合类大学整体对外开放水平较高,而部分单一学科高校的对外开放水平较低。表2 高等教育对外开放评价平均指数(2 0 0 3-2 0 2 0年)学校名称高等教育开放指数学校名称高等教育开放指数学校名称高等教育开放指数上海交通大学6 4.0 9大连理工大学1 5.4 5中国石油大学(华东)8.3 7清华大学5 7.9 9东北大学1 5.3 8兰州大学8.2 1北京大学5 4.8 4天津大学1 5.0 7湖南大学8.0 1浙江大学4 9.1 2华东师范大学1 4.8 0北京化工大学7.1 3同济大学4 5.7 7北京交通大学1 4.0 0中国地质大学(武汉)6.9 0复旦大学3 4.5 4中国人民大学1 2.8 3中国政法大学6.4 4四川大学2 7.2 4中国海洋大学1 2.7 8西安电子科技大学6.3 2华中科技大学2 5.4 7中南大学1 2.7 2中国矿业大学6.3 1东南大学2 5.1 9武汉理工大学1 2.7 2华中农业大学5.7 5中山大学2 3.8 7西南大学1 2.6 8华北电力大学5.6 9武汉大学2 3.4 8中国农业大学1 2.0 1中国石油大学(北京)5.5 0南京大学2 3.3 1华中师范大学1 1.9 6西北农林科技大学5.3 5西安交通大学2 3.3 1北京邮电大学1 1.7 7北京中医药大学5.3 2吉林大学1 8.7 8河海大学1 1.4 3长安大学4.5 6北京师范大学1 8.5 6华东理工大学1 0.5 9中国地质大学(北京)4.4 0厦门大学1 8.1 6北京科技大学1 0.5 2北京林业大学3.3 9电子科技大学1 8.1 5江南大学1 0.2 3东北林业大学3.3 5山东大学1 7.3 4华南理工大学9.9 9陕西师范大学3.2 7南开大学1 7.1 4重庆大学9.8 3合肥工业大学3.2 7西南交通大学1 6.5 1东北师范大学9.2 9中国药科大学2.9 9东华大学1 5.5 2南京农业大学9.0 3中国矿业大学(北京)0.8 6注:表中平均指数由归一化的各高校对外开放指数计算平均值得来,单位为%。(三)模型设定和变量选择1.模型设定依据以上理论分析,为了评估高等教育对外开放对高校创新的影响,本文根据易巍和龙小宁的研641北京师范大学学报|社会科学版|2 0 2 3年第2期(总第2 9 6期)究思路,在控制了高校个体固定效应和时间固定效应的基础上,构建如下的基准回归模型:I n n o vi t=0+1O p e ni t+2F u n di t+3S t a f fi t+4S t u di t+5A s s e ti t+6E q u i pi t+t+i+i t(1)在模型(1)中,I n n o vi t为被解释变量,表示高校创新水平;O p e ni t为核心解释变量,表示高等教育对外开放水平;F u n di t、S t a f fi t、S t u di t、A s s e ti t以及E q u i pi t为一系列控制变量;t和i分别代表高校个体固定效应和时间固定效应,通过控制两个维度的固定效应,用以全面考虑与高校创新相关的可观测和不可观测的影响因素;i t为随机误差项;i和t分别代表高校和时间。2.变量选择被解释变量:高校创新水平(I n n o v):科研创新成果,是高校在开展研发创新活动过程中产生的高水平科技创新成果,反映了高校的科技创新能力。关于高校创新水平的测度,专利数据是目前国内外相关研究中广泛使用的创新衡量指标,能够直接、客观地体现创新主体的创新水平;此外,还有研究指出,对于高校这一特殊研发主体而言,高校研究人员通常会在其出版物中提出新的想法、发现及其应用,研究出版物也可以被视为学术创新成果的代表。因此,本文从创新成果的角度出发,借鉴王慧敏等的做法,选取高校出版科技著作数、学术论文发表数、发明专利申请数和发明专利授权数作为高校创新水平的综合衡量指标,利用主成分分析法计算出高校创新水平得分。核心解释变量:高等教育对外开放(O p e n):依据前文构建的高等教育对外开放评价体系,测算出高校对外开放指数。控制变量:借鉴陈文博和张珏的研究,选 取学校经 费(F u n d)、学 校教师(S t a f f)、研究生(S t u d)、学校规模(A s s e t)和学校科研设备(E q u i p)作为影响高校创新成果的控制变量纳入模型中,并分别用高校经费支出金额、专任教师数、在校研究生数、高校固定资产总额以及科研仪器金额作为代理指标,对所有数据取对数值。以上各变量的数据均来自于2 0 0 3-2 0 2 0年 汇编,部分缺失数据用均值替换法补齐。三、高等教育对外开放创新效应的实证分析结果(一)基准回归表3汇报了基于模型(1)的回归结果。其中,列(1)-(3)为面板数据固定效应估计结果,数据结果显示,在加入控制变量和学校-年份固定效应后,高等教育对外开放对高校创新具有显著的正向影响。这意味着,教育对外开放有助于促进高校创新成果产出,提升高校创新水平。高等教育对外开放一方面可以通过加强与国外高校主体之间的学术交流沟通和研发合作联系,增强自身的人才培养能力和科学研究能力;另一方面,还能为高校带来更多的具有不同知识储备和文化背景的国际化多学科人才,有助于更好地吸收国际先进科学技术,带动自身创新能力提高。741曲如晓 董敏 潘莹|高等教育对外开放与高等学校创新:基于教育部直属高校的实证研究易巍、龙小宁:中国版B a y h-D o l eA c t促进高校创新吗?,经济学(季刊),2 0 2 1年第2期。王纾:京津冀高校创新综合能力评价研究 区域比较视角的模型分析,中国高校科技,2 0 2 1年第3期。王春杨、兰宗敏、张超、侯新烁:高铁建设、人力资本迁移与区域创新,中国工业经济,2 0 2 0年第1 2期;陈超凡、王泽、关成华:国家创新型城市试点政策的绿色创新效应研究:来自2 8 1个地级市的准实验证据,北京师范大学学报(社会科学版),2 0 2 2年第1期。F.T s e n g,M.H u a n ga n d D.C h e n,“F a c t o r so fU n i v e r s i t y-i n d u s t r yC o l l a b o r a t i o n A f f e c t i n g U n i v e r s i t yI n n o v a t i o nP e r f o r m a n c e”,T h eJ o u r n a l o fT e c h n o l o g yT r a n s f e r,2 0 2 0,4 5(2),p p.5 6 0-5 7 7.王慧敏、许敏、董佳慧:科技资源投入对高校基础研究绩效的影响 基于6 4所教育部直属高校的样本分析(2 0 1 42 0 1 8),中国高校科技,2 0 2 2年第7期。陈文博、张珏:大学生师规模、比例与学术产出的关系研究 基于5 8所教育部直属高校2 0 0 72 0 1 8年间的校际面板数据分析,湖南师范大学教育科学学报,2 0 2 1年第5期。表3 基准回归的估计结果(1)(2)(3)高校创新高校创新高校创新高等教育对外开放0.0 8 0 7*0.0 3 3 3*0.0 3 4 2*(8.7 7 7 0)(4.3 1 8 8)(4.2 4 2 5)学校经费0.3 2 2 9*0.0 8 5 5(2.9 9 6 4)(0.6 0 3 3)学校教师-0.1 3 4 90.0 3 6 7(-0.9 1 3 8)(0.1 1 3 4)研究生-0.3 7 3 0-0.9 7 8 2*(-1.3 5 6 2)(-2.4 0 0 5)学校规模0.1 1 1 30.0 6 6 7(1.0 3 8 7)(0.5 8 0 9)学校科研设备0.7 8 2 7*0.1 1 7 2(5.3 7 7 4)(0.7 4 3 9)学校固定效应是是是年份固定效应否否是观测值1 1 2 01 1 2 01 1 2 0调整后的R20.4 7 9 60.5 7 3 40.6 5 8 9注:括号内为t检验值,*p0.1,*p0.0 5,*p0.0 1,下表同。(二)稳健性检验与内生性处理1.稳健性检验为了检验回归结果的稳健性,本文首先采用替换被解释变量的方法。考虑到基准回归中使用了高校创新成果的综合性指标作为被解释变量,本文分别采用高校论文发表数和高校发明专利申请数作为高校创新的代理变量进行回归估计,结果见表4的(1)和(2)列。同时,为排除极端值的影响,本文还对各变量进行1%的缩尾处理,结果见表4第(3)列。估计结果表明,本研究基准估计结果是稳健的。表4 稳健性检验与内生性处理(1)(2)(3)(4)(5)学术论文发明专利缩尾处理滞后一期I V-2 S L S高等教育对外开放0.0 1 3 8*0.0 2 1 6*0.0 3 5 6*0.0 3 5 7*0.0 7 8 2*(2.0 6 3 8)(2.5 1 0 1)(4.0 8 6 7)(3.2 5 3 8)(6.7 0 2 7)学校经费0.0 7 1 3-0.0 0 7 80.0 7 9 2-0.0 7 3 40.0 5 1 6(0.8 6 0 4)(-0.0 6 1 3)(0.5 7 0 0)(-0.5 5 1 1)(0.4 4 3 8)学校教师0.0 3 6 7-0.1 8 5 1-0.2 0 3 8-0.2 6 3 00.1 9 9 7(0.2 1 7 6)(-0.9 0 5 6)(-0.5 4 9 5)(-0.7 5 6 2)(0.9 9 2 8)研究生0.4 4 8 5*0.5 8 4 9*0.8 6 5 7*0.8 8 8 0*0.7 1 7 5*(2.2 2 4 3)(1.7 3 8 9)(2.2 0 6 3)(2.1 9 3 6)(3.2 1 1 1)841北京师范大学学报|社会科学版|2 0 2 3年第2期(总第2 9 6期)续表(1)(2)(3)(4)(5)学术论文发明专利缩尾处理滞后一期I V-2 S L S学校规模0.0 2 7 00.0 5 3 90.1 7 9 80.0 1 9 80.1 7 7 2*(0.6 0 9 3)(0.4 2 6 4)(0.9 1 0 6)(0.1 6 1 7)(1.8 1 6 2)学校科研设备0.0 3 0 70.1 3 6 00.0 9 4 80.0 5 4 50.0 9 0 6(0.3 0 5 2)(1.2 2 6 7)(0.6 1 9 4)(0.3 3 4 4)(0.7 1 8 7)识别不足检验1 1 3.4 10.0 0 0 0弱识别检验1 1 7.3 31 6.3 8学校固定效应是是是是是年份固定效应是是是是是观测值1 1 2 01 1 2 01 1 2 01 0 5 51 0 2 2调整后的R20.4 5 6 20.6 0 6 50.6 6 4 90.6 7 1 8-0.0 2 0 9注:小括号内为t检验值,中括号内为统计检验的p值,大括号内为S t o c k-Y o g o检验1 0%水平上的临界值。2.内生性处理基准回归的结果验证了高等教育对外开放对于高校创新的潜在促进效应,但在探究两者的因果关系时仍然可能存在逆向因果和遗漏变量所引致的内生性问题:高等教育对外开放促进高校创新水平提升,提升高校学术知名度和影响力,也会进一步帮助高校吸引更多留学生来华留学,推动中外合作办学以及国际学术交流,反过来影响高校的对外开放水平。并且尽管本文在基准回归中控制了时间固定效应、高校固定效应和学校层面的控制变量,以减小遗漏变量带来的估计偏误,但仍然会存在不可观测到的特征变量。表4第(4)列中将对外开放水平滞后一期作为核心解释变量,估计结果与基准回归结果基本一致,在一定程度上缓解了由逆向因果引致的内生性问题。此外,本文还根据C a r d的做法,构建工具变量进行两阶段最小二乘估计(2 S L S)。工具变量构建过程如下:Xi t=Xi,2 0 0 2iXi,2 0 0 2Xt,其中,Xi t为估计出的高校i在t年的指标数,X为合作办学项目和机构、留学生招生和在校生、国际合作研究以及国际学术会议等1 0项指标,Xi,2 0 0 2为高校i在2 0 0 2年(样本期开始年份2 0 0 3年的前一年)的对应指标数,Xt为t年所有高校的指标数。构建这一工具变量的基本思想是根据不同高校初始年份X指标占总数的比例,对之后各期的X总数进行同比例分配。这种基于初始年份比例计算出来的Xi t指标,与之后各期各高校的实际指标规模高度相关,同时还不会受各高校特征的影响,不会直接影响到各个高校的创新水平,符合工具变量需要同时具备相关性和外生性条件的要求。在此基础上,根据表1的对外开放指标体系计算得到对外开放水平的外生工具变量。表4第(5)列为两阶段最小二乘法的第二阶段估计结果,回归结果仍然显著为正,且第一阶段F值大于1 0,工具变量通过了识别不足和弱识别检验,表明工具变量的构建具有较强的合理性,本文回归结果具有稳健性。941曲如晓 董敏 潘莹|高等教育对外开放与高等学校创新:基于教育部直属高校的实证研究D.C a r d,“I mm i g r a n tI n f l o w s,N a t i v e O u t f l o w s,a n dt h eL o c a lL a b o r M a r k e tI m p a c t so f H i g h e rI mm i g r a t i o n”,J o u r n a l o fL a b o rE c o n o m i c s,2 0 0 1,1 9(1),p p.2 2-6 4.(三)异质性分析本文以教育部直属高校作为样本,研究得到高等教育对外开放对高校创新水平的整体效应。而不同类型高校的开放水平和科研环境各异,因此教育对外开放水平对不同高校创新水平的影响可能存在差异。本文首先根据高校是否被列入“9 8 5工程”高校名单进行分组回归比较。“9 8 5工程”旨在“创建世界一流大学和高水平大学”,为此国家持续加大对相关高校建设的倾斜投入。在研究样本的6 3所教育部直属高校中,3 2所高校属于“9 8 5高校”范畴,其余3 1所为非“9 8 5高校”,回归结果如表5列(1)、(2)所示。通过比较可以发现,两类高校的分组回归结果均显著为正,表明高等教育对外开放促进高校创新的影响效应具有普遍性;同时,在非“9 8 5高校”组别中,这一影响效应的作用更大,这意味着,高等教育对外开放更有助于提升非“9 8 5高校”的创新水平。这可能是因为,非“9 8 5高校”的基础研究环境、科研人力资源以及研发资金投入等条件与“9 8 5高校”存在一定差距,整体研发效率和创新水平较低,具有较大的提升空间。而高等教育对外开放能够改善高校的科研投入与创新环境,提高这些高校的科研效率,有助于缩小非“9 8 5高校”和“9 8 5高校”之间的创新水平差距,帮助此类高校实现科研创新追赶。除了学科建设与研究质量等方面外,国际化和国际品牌也会影响高校创新水平。因此,本文还根据高校在Q S世界大学的排名,将样本分为Q S排名前5 0 0(Q S 5 0 0)高校和其他高校(非Q S 5 0 0),分别进行回归,结果见表5列(3)、(4)。结果显示,两组高校的回归系数都显著为正,并且非Q S 5 0 0高校组内系数更大,说明高等教育对外开放对于较低国际化水平高校的创新提升作用更加明显。可能的原因是,具有较高国际化水平的高校,能够充分发挥合作办学拓宽投资经费筹措渠道、国际科技交流推动技术合作和创新以及留学教育吸引人力资本流入的作用,其创新水平也较高。在较高的创新产出基础上,高等教育对外开放对高校创新促进作用的边际效应减小,因此,高等教育对外开放对于非Q S 5 0 0高校的创新提升作用更大。表5 异质性分析(1)(2)(3)(4)9 8 5非9 8 5Q S 5 0 0非Q S 5 0 0高等教育对外开放0.0 3 2 0*0.0 3 5 9*0.0 2 0 6*0.0 4 9 6*(3.5 4 8 4)(2.4 5 3 2)(2.2 2 6 7)(2.9 5 1 2)学校经费0.0 2 1 0-0.2 2 4 8*-0.0 8 0 4-0.1 0 3 5(0.1 0 2 8)(-2.0 0 6 5)(-0.2 8 1 3)(-0.7 5 6 1)学校教师0.2 1 3 3-0.0 9 2 40.2 9 8 90.0 2 6 2(0.7 5 6 8)(-0.3 1 8 1)(1.1 9 1 8)(0.0 6 4 2)研究生-0.5 7 6 0-0.5 3 9 11.0 0 5 1-0.5 0 4 7(-0.7 4 1 1)(-1.0 1 5 5)(0.8 9 8 8)(-0.9 7 3 8)学校规模0.2 1 3 3-0.0 0 9 3-0.2 6 9 80.0 6 1 6(0.5 5 2 2)(-0.1 5 0 3)(-0.6 1 2 9)(0.7 9 1 2)学校科研设备-0.2 0 0 00.2 3 4 9-0.4 9 9 1*0.2 8 0 1(-1.1 5 3 0)(0.9 3 7 3)(-1.8 9 3 9)(1.5 4 9 2)051北京师范大学学报|社会科学版|2 0 2 3年第2期(总第2 9 6期)周绪红、李百战:国际化引领新时代高校拔尖创新人才培养,中国高等教育,2 0 1 8年第2期。续表(1)(2)(3)(4)9 8 5非9 8 5Q S 5 0 0非Q S 5 0 0学校固定效应是是是是年份固定效应是是是是观测值5 7 55 4 53 9 67 2 4调整后的R20.7 2 4 10.6 3 5 90.7 9 1 40.6 2 3 9(四)机制检验前文已经验证了高等教育对外开放具有显著的高校创新效应假说,但尚未对影响机制进行剖析。因此,本文将进一步验证高等教育对外开放影响高校创新的理论机制,检验研发投入、人力资本以及知识交流和互动的中介路径。参考江艇关于中介效应模型的研究,本文采用以下模型(2)和模型(3)进行机制检验。Mi t=0+1O p e ni t+2F u n di t+3S t a f fi t+4S t u di t+5A s s e ti t+6E q u i pi t+t+i+i t(2)I n n o vi t=0+1Mi t+2O p e ni t+3F u n di t+4S t a f fi t+5S t u di t+6A s s e ti t+7E q u i pi t+t+i+i t(3)其中,Mi t代表机制变量,本文机制变量的选取如下:在研发投入方面,由于研发投入是需要大量资金的长期性投入,因此选取科研经费拨入总额来衡量高校研发投入水平;在人力资本方面,高校创新成果产出主要由高校教师主导,参考贾