Page 95 - 《社会》2016年第4期

社会· ２０１６ · ４

模型做逐步回归，通过比较嵌套模型（ 狀犲狊狋犲犱犿狅犱犲犾 ）中模型的卡方统计
值和性别变量的回归系数的变化，以检验学术社会网络的性别差异是
否为造成科研产出性别差异的重要原因，即假设 ２ 、 ３ 、 ４ 、 ５ 、 ６ 。
第三步是调节效应检验，分性别建构论文产出的负二项回归模型，
通过相关的统计检验程序，检验学术社会网络对科研产出的影响是否
因性别而异，即假设 ７ 。

四、实证分析

（一）学术产出与学术社会网络的性别差异
表 ２ 报告了“学术产出”（论文）和“学术社会网络”（讨论网）这两个

核心变量的统计描述及二者间的相关系数。其中，表格第 ２ 列和第 ３
列分别计算了男性和女性样本中变量的均值（及标准差），第 ４ 列是对
变量均值性别差异的方差检验，第 ５ 列计算了讨论网与 犛犆犐 ／ 犈犐 论文量
的 犘犲犪狉狊狅狀 相关系数及检验结果。统计结果显示：
首先，女性高校科研人员的“非 犛犆犐 ／ 犈犐 论文”产出与男性同行相比
并无显著差异，但 犛犆犐 ／ 犈犐 论文产出显著少于男性。女性近三年内的
犛犆犐 ／ 犈犐 论文产出量为人均 ４．１ 篇，仅为男性（人均 ５．７ 篇）的 ７１．９％ 。
这与以往的大多数研究结论基本一致，说明在目前中国的学术劳动力
市场中，女性的学术生产力仍明显落后于男性同行。值得注意的是，在
“非 犛犆犐 ／ 犈犐 论文”———一般意味着相对低质量的学术成果———产出方
面，男女间并无显著差异，说明学术产出的差异主要体现在高质量成果
方面。因此，后文对“非 犛犆犐 ／ 犈犐 论文”指标不再做专门讨论，而集中分
析 犛犆犐 ／ 犈犐 论文的性别差异问题。
其次，女性高校科研人员的学术社会网络在规模和结构上均明显
差于男性。例如，男性的讨论网规模超过 １１ 人，女性却不足 ９ 人，意味
着女性可动员的网络资源数量可能不如男性。在网络构成方面，一方
面，男性与科研院所和国际学术圈的纽带关系都显著多于女性，意味着
男性在学术共同体内部有更活跃的互动与交流，因此，更易于接触到多
元化的学术信息；另一方面，男性与企业和政府的纽带关系也显著高于
女性，表明男性比女性有更多的跨行业和跨部门合作关系，因此，可能
更有机会获取稀缺的科研资源。但与上述结果不一致的是，“与大学的
纽带关系”变量的性别差异并不显著，这主要是因为样本本身来自高

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