Page 97 - 《社会》2016年第4期

社会· ２０１６ · ４

构多元回归模型，一方面看在引入控制变量后上述性别差异是否依然
显著存在，另一方面重点关注学术社会网络的性别差异是否是导致
犛犆犐 ／ 犈犐 论文性别差异的重要因素，即学术社会网络对学术产出性别差
异的中介作用。 １５
我们以嵌套模型的方式建立了三个负二项回归模型（表 ３ ）。其

中，模型 １ 作为基准模型，单独估计性别的产出效应。模型 ２ 在模型 １
的基础上引入年龄、婚育、教育水平、留学经历、职称和单位级别 ６ 个控
制变量。模型 ３ 在模型 ２ 的基础上进一步引入本文重点关注的网络变
量———“网络规模”、“与科研院所的纽带关系”、“与国际学术圈的纽带
关系”、“与企 业 的 纽 带 关 系”和 “与政 府 的 纽 带 关 系”。参 照 谢 宇 等
（ 犡犻犲犪狀犱犛犺犪狌犿犪狀 ， １９９８ ）的检验方法，本文一方面通过对嵌套模型卡
方值之差的检验（完全模型与简化模型的卡方值之差符合以新引入变
量数为自由度的卡方分布），看新引入的变量（组）对学术产出是否有显
著的解释力；另一方面，观察在引入 “中介变量”（学术社会网络）后，学
术产出的性别差异是否显著降低。分析结果显示：
模型 ２ 与模型 １ 的卡方值之差以及模型 ３ 与模型 ２ 的卡方值之
差，均通过了 ＜ ０．００１ 的显著性检验，说明新引入的控制变量组和学
狆
术社会网络变量组总体上对 犛犆犐 ／ 犈犐 论文产出量均有显著的解释力。
在模型 １ 中，性别的回归系数为 ０．３０８ ，且非常显著（ ＜０．００１ ）。
狆
当加入控制变量后，模型 ２ 的性别系数由原来的 ０．３０８ 下降至 ０．１９３ ，
但依然显著（ ＜ ０．０１ ）。这一方面说明 犛犆犐 ／ 犈犐 论文产出的性别差异与
狆
控制变量有关，另一方面则说明对于具有相同年龄、婚育、教育水平、职
称和单位级别的高校科研人员而言，男性的平均 犛犆犐 ／ 犈犐 论文产出仍显
著高于女性。
随着本文核心解释因素———网络变量的引入（模型 ３ ），性别回归
系数由模型 ２ 的 ０．１９３ 进一步下降至 ０．１３２ ，显著度也由原来的比较
显著变为一般显著（ ＜ ０．０５ ）。这意味着，学术社会网络的确可以在一
狆

１５． 谢宇等（ 犡犻犲犪狀犱犛犺犪狌犿犪狀 ， １９９８ ）指出， 犣 变量对学术产出的性别差异存在中介作用必须
同时满足两个前提条件：一是 犣 从一个方向影响了学术产出，二是 犣 又从相反的方向受到性
别变量的影响。这两个前提条件在前文已经进行了初步检验。

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