【探索争鸣】程立浩：来华留学生对高校科研产出具有促进效应吗？
作者简介
程立浩，博士研究生，从事教育经济研究；刘志民，教授、博导，管理学博士，从事教育经济研究。
引用本文
程立浩,刘志民.来华留学生对高校科研产出具有促进效应吗?[J].高校教育管理,2023,17(2):87-103.
摘要
基于2008—2017年57所教育部直属高校的面板数据，运用工具变量法和门限回归模型，本研究实证检验了来华留学生对高校科研产出的影响效应。研究结果表明，来华留学生能显著提升高校科研产出水平，高校来华留学生规模每扩大10%，国际论文发表数将增加4.71%；对不同地区、不同类型高校科研产出均具有显著的促进效应并表现出异质性特征；对高校科研产出的影响受到自身规模约束。因此，我国应不断增强来华留学吸引力，继续扩大高质量来华留学生规模；完善来华留学生管理机制，为来华留学生积极参与高校科研产出活动创设良好的制度环境；把握来华留学生与高校的差异化特征，提升来华留学生服务高校科研产出的效率。
关键词
来华留学生；科研产出；工具变量法；门限回归；教育全球化；“一带一路”建设
党的二十大报告对“实施科教兴国战略，强化现代化建设人才支撑”作出了明确部署，强调要“深入实施科教兴国战略、人才强国战略、创新驱动发展战略”，表明人才作为第一资源、创新作为第一动力的地位越来越受到重视。高校科研产出是国家创新体系的重要组成部分，在深入实施创新驱动发展战略中发挥着不可替代的作用。中国的发展既需要世界人才的参与，也为世界人才提供了机遇。2021年第十三届全国人民代表大会常务委员会修订通过的《中华人民共和国科学技术进步法》明确提出“鼓励在华外资企业、外籍科学研究人员等承担和参与科学技术计划项目”，表明国家同样重视国际人才对科技创新发展的作用。来华留学生作为中国吸引国际人才的重要群体，在规模不断扩大的背景下，分析其对高校科研产出的影响，对我国加快建设世界重要人才中心和创新高地具有重要的现实意义。因此，本研究拟通过2008—2017年57所教育部直属高校的面板数据（目前《高等学校科技统计资料汇编》只能获取到2008—2017年的教育部直属高校数据），实证检验来华留学生对高校科研产出的影响效应，以期为我国“聚天下英才而用之”提供一定依据。
01
文献回顾与研究假设
（一）文献回顾
随着经济全球化不断深入，自然人在全球范围内流动愈加频繁，有关其对流入地经济社会发展影响的研究文献日益增多，其中重要一支就是关于国际移民对流入地创新影响的研究。现有研究对国际移民影响流入地创新活动的作用机制基本达成共识，主要有人力资本效应、网络效应、技术溢出效应和多样化效应等机制。
在国际学生流动规模逐年扩大背景下，国际学生对流入地科研创新的影响逐渐受到学界关注。国外研究者发现，国际学生进入就读学校尤其是研究型大学后，会通过成为授课教师助手在教学科研活动中提供人力支持；国际学生缴纳的学费还是高校科研活动资金的重要组成部分。此外，国际学生规模扩大会增加校园文化环境多样性，而这是推动高校科研创新的力量源泉之一。实证研究方面，斯图恩(Eric T. Stuen)等发现，留学博士生对美国知识创造做出了重要贡献，其中就读于名校的留学博士生贡献最大。具体来说，留学博士生在论文发表、专利申请和授予专利等方面的表现要优于本土博士生。另一项研究将样本扩大至全部研究生，结果表明留学研究生对专利申请数和专利授予数均具有显著的正向影响，如果国际学生数增加10%，那么专利申请数将增加4.5%，专利授权数将增加6.8%。从顶级期刊论文发表来看，国际学生同样具有重要贡献。布莱克(Grant C. Black)等通过对六个月内发表在《Science》上的美国论文作者统计后发现，53%的论文作者中有一个是外国学生或博士后，并且以研究生为第一作者的论文中近60%是外国留学生，以博士后为第一作者的论文中非美国公民博士后占比约为54%，国际研究生和博士后在促进美国高校科研产出中发挥着重要作用。
来华留学生对我国创新发展的作用受到部分学者关注。作为我国国际人才的主要群体，来华留学生对我国企业研发投入具有显著的促进效应，并存在地区异质性和企业异质性。基于城市层面数据，仇怡等发现来华留学生显著促进了中国的城市创新能力，且学历留学生的促进效应高于非学历留学生。有研究发现，这种影响不仅体现在城市创新规模上，还体现在城市创新的结构和质量上，而且这种影响可能是非线性的，并存在“门槛效应”。上述研究主要从企业或城市层面关注来华留学生对创新的影响，印兴波等的研究则聚焦高校层面。他们发现，国际学生通过在知识交流和科学网络中扮演“中介”角色，增加了中国对各生源国的研究。除了上述研究，还有少数研究从教育管理的视角定性探讨来华留学研究生学术能力、学业成就指导等问题。
通过上述文献梳理可以发现，国外关于国际学生与科研产出关系的研究较早，在理论和实证研究方面均取得较多成果。关于来华留学生对科研创新影响的研究虽取得了一定成果，但还存在进一步研究的空间。一是大部分研究主要关注来华留学生对企业或城市创新的影响，对作为招收留学生主体机构的高校关注较少。二是关于来华留学生对高校科研产出影响的研究主要是基于关系网络效应这个单一假设进行分析，限制了变量选择及数据样本，其异质性分析还可以进一步丰富。基于此，本研究拟在已有研究基础上利用2008—2017年57所教育部直属高校的面板数据，采用工具变量法和门限回归模型，实证检验来华留学生对高校科研产出的影响效应及其异质性。
（二）研究假设
在已有研究基础上，本研究认为来华留学生可以通过人力效应、资金效应、关系网络效应和多样化环境效应等四种路径影响高校科研产出，具体如图1所示。
图1 来华留学生影响高校科研产出理论模型
1.来华留学生通过参加高校科研活动成为科研人员，存在人力效应。来华留学生尤其是来华学历生在就读过程中，可以通过成为授课教师的助手或在导师的指导下参与科研活动开展科学研究，直接增加高校科研产出。以样本中某东部高校为例，2008年该校来华留学生数为205人，同期该校作者发表的国际论文中有17篇包含外国作者；2017年该校来华留学生数增加至1065人，同期该校作者发表的国际论文中包含外国作者的论文数增加至251篇。此外，来华留学生还可以通过竞争效应和示范效应，提升高校人力资本积累，从而间接增加高校科研产出。但如果指导教师指导的学生过多，人力效应也会产生负作用。一方面，在导师指导精力有限的情况下，指导过多学生会降低其指导效果；另一方面，指导教师在招收来华留学研究生时，并不会占用招收本国研究生的名额，因此，招收来华留学研究生有可能会提高生师比，而生师比提高对高校学术产出又具有显著的负向影响。
2.来华留学生可以为高校科研活动提供资金支持，存在资金效应。来华留学生按是否获得奖学金，可以分为奖学金留学生和非奖学金留学生。对奖学金留学生来说，其资助内容中除生活费逐月发放外，学费、住宿费等均是直接拨付给就读高校，统筹用于学生的培养管理等，这会给高校增加一笔额外的办学资金。对于非奖学金留学生而言，高校将按照相应标准收取学费、住宿费等，同样会给高校带来办学资金。有研究测算得出，2013年江苏省N校来华留学生经济效益约为4455万元。可见，招收来华留学生将会给高校增加预算外收入，开拓学校经费来源，若这些资金进入科研活动充当科研经费，将对高校科研产出产生积极影响。此外，来华留学生增加带来的高额净学费收入还可以补偿因招收更多国内学生而产生的成本，高校可以在计划内招收更多本土学生，这客观上增加了高校科研活动的人力资源，并从整体上降低了生均办学成本，提高了资源利用效率。
3.来华留学生可以在高校科研活动中提供关系网络，存在关系网络效应。当今社会，加强国际研究合作对科研创新越来越重要，高技能者的跨国流动及国际互动对世界范围内的科技创新和知识传播非常重要。对国际学生而言，其与母国基于亲情、友情以及其他社交关系建立起来的社会关系网络可以加强留学目的国与来源国之间的联系。一方面，这种联系可以表现为人际关系网络，在科技交流过程中能加强双边互信，促进科技成果跨境转移，从而直接增加就读高校科研产出。有研究结果表明，国际学生来华留学通过强化科研合作联系机制，增进来华留学生指导教师对留学生生源国的研究，从而增加高校国际论文发表数量。另一方面，这种联系可表现为商业关系网络，促进就读高校与生源国之间专利技术贸易或投资增长，从而增加高校科研产出。
4.来华留学生可以在高校科研活动中创造多样化环境，存在多样化环境效应。一般而言，人力资本国际流动可以从知识技能、种族文化和人口特征三个维度拓展流入地多样化环境，国际学生同样可以通过类似的方式丰富高校的多样化环境。在多样化环境下，不同文化、知识、观点的合理互动会促进创意的产生，因此，提升环境多样性被认为是提高学习知识管理能力和组织生产力的一种途径。同时，高校科研人员在多样化环境中面对面接触，有利于建立跨文化社交联系和传递隐性知识，从而催生新的想法和观点。但多样化环境效应对高校科研产出也可能产生负向作用，因为当环境多样性超过某一临界值时会导致较高的沟通成本，降低信任度，并引起误解、冲突和不合作行为，从而阻碍创新。
基于上述理论分析，本研究提出以下研究假设：
假设1：来华留学生可以增加高校科研产出，来华留学生规模越大，高校科研产出规模越大；
假设2：来华学历生中学历学位层次越高，直接参与高校科研活动的机会越大，因而越能增加高校科研产出；
假设3：当来华留学生规模过大时，人力效应和多样化环境效应中的负作用开始显现，将会削弱其对高校科研产出的正向影响。
由于各地区经济发展水平、科研经费投入以及对外开放程度存在差异，同时，不同类型高校在科研活动及科研产出表现形式等方面同样存在差异，这些差异可能会导致来华留学生对高校科研产出的影响具有异质性。因此，为分析这种异质性特征，在假设1的基础上，本研究进一步提出如下假设：
假设1.1：来华留学生对东部地区高校科研产出的影响大于中西部地区高校；
假设1.2：来华留学生对综合类高校科研产出的影响大于理工类高校。
02
变量选择、数据说明与模型设定
（一）变量选择
1.被解释变量。本研究的被解释变量为高校科研产出。目前学界对高校科研产出的衡量指标选择并未形成统一意见，但科研产出大多是以学术论文形式进入知识流通系统，因此论文数量是一个度量科研产出最基本、最常见的指标。基于此，本研究采用高校论文发表数量来衡量高校科研产出。来华留学生教育实践表明，来华留学生极少发表中文论文，因此，本研究以各高校被WoS数据库收录的论文数作为高校科研产出的代理变量。此外，为更全面地分析来华留学生对高校科研产出的影响，本研究还以高校科研项目数作为被解释变量进行稳健性分析。
2.解释变量。本研究的核心解释变量为各高校来华留学生规模。该数据除了包含当年来华的新生，还包含当年毕业、结业和继续学习的学生。同时，为探讨不同类别留学生对高校科研产出的影响，本研究分别以来华学历生和来华非学历生样本进行分析。此外，为探讨学历生中不同层次留学生对高校科研产出影响的差异，本研究进一步将来华学历生分为来华专科生、来华本科生、来华硕士生和来华博士生进行分析。
3.控制变量。本研究选取部分对高校科研产出有影响作用的因素作为控制变量，具体涉及以下变量。①人力资本。本研究选取“全时人员”和“在读研究生”作为人力资本的代理变量。其中，“全时人员”等于“研究与发展全时人员”加上“R&D成果应用及科技服务全时人员”；“在读研究生”等于“研究与发展项目在读研究生”加上“R&D成果应用及科技服务项目在读研究生”。②财力资本。本研究选取“科技经费支出”作为高校科研活动财力资本投入的代理变量。③对外开放程度。本研究以各高校“国际会议中交流论文数”与“特邀报告数”之和作为高校对外开放程度的代理变量。④地区科研环境。本研究选取高校所在地区“研究与发展机构数”衡量地区科研环境。⑤地区经济发展水平。本研究选取“地区人均GDP”作为地区经济发展水平的衡量指标。⑥“双一流”政策。“双一流”建设高校名单虽于2017年公布，但国家在2015年就已提出要启动“双一流”建设。因此，在“双一流”政策刺激下，各高校可能会加大对科研活动的支持力度，从而影响高校科研产出。所以，本研究引入“‘双一流’政策”变量，以控制该政策对高校科研产出的影响，并将其设定为虚拟变量，2015年以前取值为“0”，2015年及以后取值为“1”。
4.工具变量。考虑到各高校来华留学生与科研产出可能存在双向因果关系，会导致内生性问题，参考已有研究，本研究采用“偏离-份额IV”（Shift Share IV，SSIV）方法进行工具变量构建，构造计算公式为：
其中，instui,2006表示第i所高校在样本期初始年份前两年(2006年)的来华留学生数；instut表示t年57所高校来华留学生总数；SSIVi,t指标的基本内涵是根据前期来华留学生在样本高校的分布情况对后期各年份来华留学生总量进行分配。这种分配与各年来华留学生人数密切相关，满足相关性条件。同时，这种分配不受当期各高校教育质量、科研水平等因素影响，从而满足外生性条件。
（二）数据说明
本研究选取教育部直属高校作为研究样本。教育部直属高校不仅是我国开展科研活动的中坚力量，还是我国接受来华留学生、开展来华留学生教育的重要阵地。此外，从数据可获性看，教育部直属高校相关统计数据更为全面也更易获取，可以为本研究分析结果的全面性和准确性提供保障。本研究以2008—2017年为样本期进行数据搜集。被解释变量国际论文发表数来源于WoS数据库，仅包括文献类型为“论文”的文献。核心解释变量来华留学生总数、来华学历生数和来华非学历生数等相关数据来源于教育部国际交流与合作司发布的《来华留学简明统计》(2008—2017年)。控制变量方面，全时人员数、在读研究生数、科研经费支出、国际会议中交流论文数和特邀报告数、研究与发展机构数等数据来源于教育部科学技术司编著的《高等学校科技统计资料汇编》(2009—2018年)；地区人均GDP数据来源于国家统计局官网。在数据搜集过程中，本研究剔除了缺失值较多以及部分“一名两校”的高校，经过整理后，最终获得包含57所高校的570个观测值，各变量描述性统计如表1所示。另外，为降低异方差可能导致的不利影响，在实证分析过程中，本研究对除“双一流”政策外的其他变量均作对数化处理；对存在观测值等于0的变量，采用Ln(X+1)形式。
本研究通过绘制散点图，以更直观地了解来华留学生与高校国际论文发表的关系，结果如图2所示。图2从左至右分别为来华留学生总规模、来华学历生规模和来华非学历生规模与高校国际论文发表数之间关系的散点图。从拟合曲线可以看出，不同类别留学生与高校国际论文发表数之间均存在明显的正相关关系。这一典型化事实初步表明，来华留学生对高校国际论文发表可能具有正向影响。但此判断并没有考虑两者之间的双向因果关系，也没有对其他因素加以控制，因此，需要利用更为严谨的计量方法进行分析。
表1 变量描述性统计(N=570)
图2 来华留学生与高校国际论文发表关系的描述性分析
（三）模型设定
多重共线性检验结果显示，各变量VIF值最大值为3.01，均值为2.08，表明变量间不存在严重的多重共线性问题。LSDV估计的F检验结果为26904.79，P值为0.0000，表明在混合回归模型和固定效应模型中应选择固定效应模型；LM检验结果为1885.86，P值为0.0000，表明在混合回归模型和随机效应模型中应选择随机效应模型。随后本研究对固定效应模型和随机效应模型进行Hausman检验。由于本研究中被解释变量与核心解释变量存在双向因果关系，会导致严重的内生性问题，此时如果直接进行Hausman检验选择模型进行估计，结果将会有偏差。对此，巴尔塔吉(Badi H. Baltagi)认为，要使估计结果更可靠，应该首先解决由双向因果关系导致的内生性问题，然后再进行Hausman检验确定选择何种模型。因此，本研究利用两阶段最小二乘法(2SLS)分别进行固定效应和随机效应估计后再对估计结果进行Hausman检验。Hausman检验结果为-57.69，表明此时可接受原假设采用随机效应模型。此外，为控制随时间而变的遗漏变量问题，本研究在模型中加入时间虚拟变量。综上，本研究设定如下计量模型：
式(1)中，resout表示高校科研产出，以高校国际论文发表数衡量；forestu表示i高校在t期的来华留学生数；X代表一组影响高校科研产出的控制变量；α代表常数项；β代表影响系数；i代表高校；t代表年份；j代表高校所处省份；γt为时间效应；μi为个体效应；εijt为随机扰动项。
03
三、研究结果
（一）基准回归结果
表2中第(5)列为以来华留学生总规模对数为被解释变量，对工具变量SSIV的第一阶段回归结果。回归系数为0.467，且通过1%的显著性水平检验，F值为229.931，大于临界值10，表明工具变量与内生变量之间存在强相关，可以排除弱工具变量情形。
表2 基准回归结果
表2中第(1)列为使用OLS方法的混合回归结果，第(2)—(4)列分别为高校科研产出对来华留学生总规模、来华学历生规模和来华非学历生规模的2SLS随机效应回归结果。结果显示，2SLS估计系数高于OLS估计系数，说明忽视内生性问题可能会对来华留学生的科研产出效应产生向下的估计偏误。从2SLS估计结果看，三种样本的来华留学生对高校科研产出的估计系数均为正，且均通过1%显著性水平检验，表明来华留学生对高校科研产出具有显著的促进效应，假设1得到验证。具体来看，来华留学生总规模每扩大1%，高校国际论文发表数将增加0.471%；来华学历生规模每扩大1%，高校国际论文发表数将增加0.549%。对于非学历生而言，其规模每扩大1%，高校国际论文发表数将增加0.317%。该实证结果符合前文理论分析，一方面，在我国当前来华留学生教育管理体制下，来华学历生更有可能直接参与高校科研活动，发挥人力效应。另一方面，相对于来华非学历生，来华学历生就读年限相对较长，在就读过程中更能建立深厚的关系网络并形成多样化环境，因而更能在高校科研活动中发挥关系网络效应和多样化环境效应。综合上述估计结果，扩大来华留学生规模，尤其是扩大来华学历生规模，能够显著增加高校科研产出。
（二）基于学历生不同层次的分析
根据攻读学历学位类型，来华学历生可以分为来华专科生、来华本科生、来华硕士生和来华博士生。不同层次的来华学历生在人才培养目标、就读时长等方面存在较大差异，这种差异可能会导致其对高校科研产出活动的影响表现出异质性。因此，为了解这种异质性特征，本研究使用高校科研产出对上述四类来华学历生规模分别进行回归，回归结果如表3所示。
表3 不同层次学历生对高校科研产出活动影响的分析结果
从表3可以看出，来华专科生对高校科研产出的估计系数结果虽然为正，但没有通过显著性水平检验，表明来华专科生对高校科研产出的影响并不明显。另外三类来华学历生估计系数均为正，且均通过1%显著性水平检验。进一步分析发现，来华博士生的估计系数最大，来华硕士生估计系数次之，来华本科生估计系数最小，表明来华本科生、来华硕士生和来华博士生均能显著促进高校科研产出水平提升，且来华学历生就读层次越高，其对高校科研产出的促进效应越明显，假设2得到证实。可能的原因是来华学历生层次越高，其不仅能通过资金效应和多样化环境效应影响高校科研产出，而且能通过人力效应直接参与科研活动和关系网络效应加强国际科研合作，因而更能在高校科研产出活动中发挥正向作用。
（三）分样本回归结果
1.按不同地区划分。不同地区经济发展水平、科研经费投入以及对外开放程度等方面存在差异，这些差异可能会使来华留学生对高校科研产出的影响存在差异。因此，按照高校所处地区，本研究将高校划分为东部地区高校和中西部地区高校。其中，东部地区高校为35所，中西部地区高校为22所，分样本回归结果如表4所示。表4中第(1)—(3)列分别为东部地区高校科研产出对来华留学生总规模、来华学历生规模和来华非学历生规模的回归结果，第(4)—(6)列为中西部地区高校相应回归结果。
表4 按不同地区划分样本的估计结果
对东部地区高校和中西部地区高校来说，各类来华留学生对高校科研产出均具有显著的正向影响，且均是来华学历生的影响大于来华非学历生，再次印证了前文基准回归结果具有稳健性。从东部地区高校和中西部地区高校的具体估计系数比较来看，来华留学生对东部地区高校科研产出的影响均大于中西部地区高校，假设1.1得到验证。可能的原因是相对于中西部地区，东部地区经济发展水平和对外开放程度更高，来华留学生更能发挥人力效应和关系网络效应的正向作用，从而更能增加本地区高校科研产出。
2.按学校类别划分。根据办学定位、办学特色以及专业设置，我国高校可分为综合类、理工类、师范类、农林类、财经类、医药类等类型，不同类型高校在科研活动及科研产出表现形式等方面存在差异，可能造成来华留学生对高校科研产出具有不同影响。结合样本情况，本研究将57所教育部直属高校归并为“大理类”和“综合类”两类。其中，前者包括理工、农林、医药等类型高校，共29所；后者包括综合性和师范类高校，共28所。按照高校类别进行分样本回归的结果如表5所示。表5中第(1)—(3)列分别为大理类样本高校科研产出对来华留学生总规模、来华学历生规模和来华非学历生规模的回归结果，第(4)—(6)列为综合类样本高校相应回归结果。
可以看到，对大理类和综合类高校而言，各类来华留学生对高校科研产出均具有显著的促进效应，并表现出相同特征，即来华学历生的影响效应大于来华非学历生。同时，进一步分析估计系数可以发现，不同类别来华留学生对综合类高校科研产出的影响均大于大理类高校，假设1.2得到证实。可能的原因是相对于大理类高校，综合类高校在科研活动类型以及科研产出表现形式等方面更为丰富。因此，来华留学生能更全面地利用其在专业知识、语言技能、多元文化背景等多方面的优势，在高校科研产出中发挥人力效应、关系网络效应和多样化环境效应，从而对综合类高校科研产出产生更大的影响。
表5 按不同学校类型划分样本的估计结果
（四）稳健性检验
由于本研究已采用工具变量方法处理了双向因果导致的内生性问题，因此，本部分采用基于不同衡量指标、改变样本以及SYS-GMM估计的方式对基准回归结果进行稳健性检验。
1.基于不同衡量指标的稳健性检验。正如前文所述，论文发表数虽是衡量高校科研产出最基本、最常用的指标，但高校科研产出还可能表现为其他形式，如科研项目、发明专利等。在结合来华留学生特点的基础上，本部分以各高校科研项目数作为高校科研产出的代理变量(对数化处理)重新进行估计，模型其他设置不变，估计结果如表6第(1)—(3)列所示。第(1)—(3)列分别为高校科研项目数对来华留学生总规模、来华学历生规模和来华非学历生规模的回归结果。从估计结果可以看出，来华留学生对高校科研项目均具有正向影响。其中，来华学历生的影响最大，且通过10%的显著性水平检验。虽然来华留学生总规模和来华非学历生规模的估计系数未能通过显著性水平检验，但考虑到来华留学生在语言方面的差异，上述结果仍在一定程度上说明来华留学生，尤其是来华学历生能够在高校科研项目中发挥积极的促进作用，表明本研究基准回归结果具有可靠性和稳健性。
表6 基于不同衡量指标和改变样本的稳健性检验
2.剔除北京、上海高校样本。北京和上海分别作为全国政治中心和经济中心，是中国高等教育集聚度最高的两个地区，同时也是开展来华留学生教育的重要区域，在构建来华留学生教育体系中扮演着重要角色。因此，为排除两地特殊性的影响，本研究删除两地高校样本重新进行2SLS回归，回归结果如表6中第(4)—(6)列所示。第(4)—(6)列分别为删除北京、上海两地高校后高校科研产出对来华留学生总规模、来华学历生规模和来华非学历生规模的回归结果。不难发现，删除样本后的回归结果与基准回归结果基本一致，再次说明基准回归结果具有稳健性。
3.基于SYS-GMM方法估计。如果基准回归模型中误差项存在自相关或异方差，使用广义矩估计（Generalized Method of Moments，GMM）将会比2SLS方法更有效率。因此，本研究使用SYS-GMM方法进行稳健性检验，估计结果如表7所示。表7中第(1)—(3)列分别是高校科研产出对来华留学生总规模、来华学历生规模和来华非学历生规模的回归结果。可以看到，核心解释变量的估计系数均为正，且均通过10%显著性水平检验，再次证明本研究基准回归结果具有稳健性。
表7 基于SYS-GMM估计方法的稳健性检验
04
四、基于门限模型的进一步分析
教育部直属高校在我国高等教育体系中具有举足轻重的地位和广泛影响力，然而，由于区位条件、国际知名度和国际学生招收宣传差异等原因，各校在来华留学生规模方面存在较大差异。以样本期内2017年数据为例，样本高校中来华留学生规模最大的北京大学达8037人，而留学生规模最小的北京林业大学仅有248人，前者是后者的32.41倍，这种规模差异可能会影响来华留学生对高校科研产出的促进效应。部分越过规模门槛的高校，其来华留学生在高校科研活动中人力效应、资金效应和关系网络效应的正向作用更强，也更容易在多样化的生活学习环境中开展创造性活动，同时还能够形成规模效应，降低高校在来华留学生教育管理方面的边际成本，从而间接增加高校科研产出。对于没有达到规模门槛的高校而言，由于规模较低，影响了来华留学生人力效应、资金效应和关系网络效应的发挥，且不能很好地形成多样化的国际环境。此外，来华留学生教育管理单位成本高，一定程度上增加了高校负担，整体上使来华留学生对高校科研产出产生负向影响。但当来华留学生规模继续扩大时，其在高校科研产出活动中人力效应和多样化环境效应的负作用将会显现，进而会削弱其对高校科研产出的正向影响。这表明来华留学生对高校科研产出的影响可能存在一定的“门槛特征”，即当高校来华留学生规模达到一定水平时，其对高校科研产出的影响会显著跃升和充分体现；当规模继续扩大并越过一定门槛时，其对高校科研产出的影响将会减弱。因此，本研究进一步设定门限回归模型，考察来华留学生规模对高校科研产出的非线性影响。
（一）模型设定
基于汉森(Bruce E. Hansen)的面板数据门限模型，结合研究问题，本研究设定以下门限模型：
式(2)中，resoutit代表高校科研产出，forestuit代表来华留学生数，Xijt为一组控制变量，r1、r2、…、rn表示门限值，β0为常数项，β1、β2、…、βn为不同门限区间来华留学生规模的回归系数，θ为控制变量回归系数，εijt为误差项。各变量的选择与定义同基准回归模型一致。
（二）门限效应检验
在进行门限回归前需要进行相关检验。一是门限效应显著性检验，以确定是否存在门限效应；二是门限估计值的真实性检验，以检验所得到的门限估计值是否等于其真实值，并确定门限值的置信区间。
首先，本研究对门限效应显著性进行检验。表8呈现了以来华留学生总规模对数、来华学历生规模对数和来华非学历生规模对数为门限变量的显著性检验结果。可以看出，来华留学生总规模对数的单一门限检验在10%显著性水平上显著，但未能通过多重门限检验，表明当以来华留学生总规模对数为门限变量时，来华留学生对高校科研产出的影响存在单一门限效应。来华学历生规模对数的单一门限和双重门限检验在10%水平上显著，而三重门限检验结果不显著，表明当以来华学历生规模对数为门限变量时，来华留学生对高校科研产出的影响存在双重门限效应。来华非学历生规模对数的门限检验均未通过显著性水平检验，说明当以来华非学历生规模对数为门限变量时，来华留学生对高校科研产出的影响不具有门限效应。这表明当以来华留学生总规模对数、来华学历生规模对数为门限变量时，来华留学生对高校科研产出的影响存在门限效应，具体门限值及其置信区间如表9所示。
表8 门限效应存在性检验结果
表9 门限估计值与置信区间
由表9可知，来华留学生总规模对数的单一门限值为4.419，95%的置信区间为；来华学历生规模对数的第一个门限值为3.296，对应95%置信区间为，第二个门限值为7.256，对应95%置信区间为。为更直观地展示各门限值及对应置信区间，本研究绘制LR图进行观察，结果如图3所示。图3左边为来华留学生总规模对数的单一门限值及其置信区间，右边为来华学历生规模对数的双重门限值及其置信区间。其中，右边上半部分为第一个门限值及其置信区间，下半部分为第二个门限值及其置信区间。
图3 门限效应值及其置信区间
（三）门限效应回归
基于上述检验，本研究对以来华留学生总规模对数和来华学历生规模对数为门限变量的门限模型分别进行单一门限回归和双重门限回归，回归结果如表10所示。具体来看，当来华留学生总规模对数小于等于4.419(小于等于e4.419≈83人)的门限值时，来华留学生对高校科研产出的估计系数为-0.044，未通过显著性检验，表明此时来华留学生对高校科研产出的影响不明显。当来华留学生总规模对数大于4.419(大于83人)的门限值时，来华留学生对高校科研产出的估计系数为0.043，且通过5%的显著性水平检验，表明此时来华留学生规模每扩大1个百分点，高校国际论文发表数将增加0.043个百分点。这说明当来华留学生总规模越过门限值后，来华留学生对高校科研产出具有显著的促进效应。
对来华学历生而言，当其规模对数低于3.296(小于等于e3.296≈27人)的门限值时，来华留学生对高校科研产出的估计系数为-0.093，并在5%水平上显著，说明此时来华留学生对高校科研产出具有显著的负效应；当来华学历生规模对数介于第一个门限值和第二个门限值时，来华留学生对高校科研产出的估计系数为0.038，并通过10%显著性水平检验，即来华留学生规模每扩大1个百分点，高校国际论文发表数将增加0.038个百分点，此时来华留学生对高校科研产出具有显著的促进效应；当来华学历生规模高于第二个门限估计值7.256(大于e7.256≈1416人)时，其估计系数为0.01，且未通过显著性检验，说明此时来华学历生规模继续扩大虽仍能发挥其对高校科研产出的正向影响，但这种正向影响并不明显。可能的原因是随着来华学历生规模的不断扩大，人力效应和多样化环境效应的负向作用开始显现，削弱了来华留学生对高校科研产出的促进效应。
上述估计结果表明，来华留学生总规模未达到一定门限值时，来华留学生对高校科研产出的影响并不明显；当来华学历生规模未达到一定门限值时，来华留学生对高校科研产出具有显著的负向影响；当来华学历生规模不断扩大达到一定门限值时，来华留学生对高校科研产出具有显著的促进效应；当来华学历生规模进一步扩张时，需要警惕因导师指导不够和多样化环境过度等带来的负向影响，进而导致高校科研产出下降的风险。因此，综合上述结果表明，假设3基本得到证实。
表10 门限效应估计结果
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五、研究结论与建议
（一）研究结论
在已有研究基础上，本研究从理论上探讨了来华留学生影响高校科研产出的作用路径，基于2008—2017年57所教育部直属高校的面板数据，利用工具变量法克服双向因果关系导致的内生性问题，实证检验了来华留学生对高校科研产出的影响效应及其异质性特征，并进一步利用门限效应模型分析了其非线性特征，研究结论如下。
1.来华留学生对高校科研产出具有显著的促进效应。具体来说，来华留学生规模每扩大10%，高校国际论文发表数将增加4.71%，表明来华留学生对高校科研产出具有显著的促进效应，假设1得到证实。一系列检验结果表明，上述结果整体上具有稳健性。分不同类别来华留学生看，来华学历生规模每扩大10%，高校国际论文发表数将增加5.49%；来华非学历生规模每扩大10%，高校国际论文发表数将增加3.17%。从估计系数大小来看，来华学历生的影响大于来华非学历生。将来华学历生分不同层次进一步分析发现，来华专科生对高校国际论文发表并无显著影响，来华本科生、来华硕士生和来华博士生规模每扩大10%，高校国际论文发表数将分别增加3.36%、5.15%和6.50%，说明随着来华学历生学历学位层次的提高，其对高校科研产出的影响也将增强，假设2得到证实。
2.来华留学生对不同地区、不同类型高校科研产出均具有显著的促进效应，并表现出异质性特征。不同地区、不同类型高校的科研产出基础、条件以及表现形式存在区别，这种区别会使来华留学生对高校科研产出的作用路径存在一定差异，从而导致对高校科研产出的影响具有异质性特征。分样本回归结果显示，对东部和中西部地区高校而言，来华留学生均对高校科研产出具有促进效应。估计结果显示，来华留学生对东部地区高校科研产出的影响均大于中西部地区高校，假设1.1得到证实。来华留学生对大理类和综合类高校科研产出均具有显著的促进效应，对综合类高校科研产出的影响均大于大理类高校，假设1.2得到证实。
3.来华留学生对高校科研产出的影响具有门限效应，存在一定规模约束。门限效应模型估计结果显示，当以来华留学生总规模为门限变量时，来华留学生对高校科研产出的影响存在单一门限效应；当以来华学历生规模为门限变量时，对高校科研产出的影响存在双重门限效应；当以来华非学历生为门限变量时，对高校科研产出的影响不存在门限效应。门限效应估计结果表明，来华留学生对高校科研产出的影响效应存在一定规模约束，因此，假设3基本得到证实。
（二）研究建议
本研究结果表明，来华留学生对高校科研产出具有显著的促进效应。因此，为充分发挥来华留学生教育在推动我国建设世界重要人才中心和创新高地过程中“聚天下英才而用之”的作用，我国应不断增强来华留学吸引力，继续扩大高质量来华留学生规模，完善来华留学生管理机制，为来华留学生积极参与高校科研产出活动创设良好的制度环境，并在把握来华留学生与高校差异化特征的基础上提升来华留学生服务高校科研产出的效率。
1.增强来华留学吸引力，继续扩大高质量来华留学生规模。相较于国内学生，来华留学生在外语应用、国际交流等方面具有独特优势。本研究实证检验结果表明，来华留学生对高校科研产出具有显著的促进效应。据国际教育协会(Institute of International Education，IIE)发布的数据，2018年世界前八大留学目的国中，高等教育学生中国际学生占比从高到低依次为澳大利亚(32.0%)、英国(21.0%)、加拿大(18.3%)、法国(12.8%)、德国(9.5%)、俄罗斯(7.1%)、美国(5.5%)、中国(1.1%)。因此，当前阶段我国既需要继续扩大高质量来华留学生规模，优化生源结构，又需要防止陷入“重规模轻质量”的困境。一是要提高战略定位，不断推进来华留学生教育与国家战略相结合，明确来华留学生教育高质量发展对“一带一路”倡议、“双一流”建设、人类命运共同体、创新驱动发展战略以及人才驱动发展战略的重要意义。二是加强质量管理，在来华留学生的招生、教学、考核和管理过程中坚持质量导向，不断推动来华留学生教育质量提升，提高我国来华留学生教育的国际声誉。三是充分发挥奖学金的杠杆效应和激励效应，在注重奖学金效益的基础上，不断完善奖学金的设置与评审机制，充分利用好奖学金在吸引优质生源中的杠杆效应以及培养过程中的激励效应。在高质量来华留学生规模不断扩大的基础上，我国要充分挖掘来华留学生的独特优势资源，如语言文化资源、教育品牌资源、杰出人才资源等，并将其整合到高校科研活动中，不断提高科研产出质量。此外，在来华留学生规模扩张过程中，我国需要注意加强对来华留学生的培养管理，避免因导师指导不够和多样化环境过度而对高校科研产出造成负向影响。
2.完善来华留学生教育管理机制，为来华留学生积极参与高校科研产出活动创设良好的制度环境。本研究理论分析结果表明，来华留学生可以通过人力效应、资金效应、关系网络效应和多样化环境效应等路径增加高校科研产出，但只有来华留学生充分参与高校科研活动、商业网络，这些作用路径才能发挥应有价值。然而长期以来，在来华留学生教育发展过程中，我国坚持效率导向的发展理念，各方主体更多关注来华留学生教育的政治外交和教育援助作用，对来华留学生教育的效益和价值认识不足，并频频引发社会公众对来华留学生群体享受政策优待的质疑，无法为来华留学生教育发展创建良好的社会环境。因此，我国需进一步完善来华留学生教育管理机制。一是充分挖掘来华留学红利，使各方主体认识到招收国际学生、发展来华留学生教育不仅对加强我国同世界各国的教育、文化和人员交流具有重要意义，而且对促进我国高校科研产出和创新能力建设同样具有积极意义，以最大限度调动来华留学生教育发展的内生动力。二是遵循公平原则，转变来华留学生管理过程中的差异化和特殊化管理模式，在教育教学管理和生活服务等方面逐步建立和推行来华留学生与中国学生趋同化管理体制，积极营造良好的社会舆论环境。三是加强来华留学生教育管理机制创新，在把握我国发展实际的基础上借鉴发达国家有益经验，建立灵活的留学生工作和居留政策体系，逐步完善来华留学生实习、就业和创业政策，最终为推动来华留学生积极参与高校科研产出活动创设良好的制度环境。
3.把握来华留学生与高校的差异化特征，提升来华留学生服务高校科研产出的效率。实证研究结果表明，来华学历生对高校科研产出的影响大于来华非学历生，来华学历生中呈现学历层次越高对高校科研产出促进效应越大的规律。可见，不同层次来华留学生在服务高校科研产出过程中具有差异化特征。因此，一方面，在来华留学生招收过程中，我国应在保证质量的前提下优化来华留学生结构，着力提升高层次学历生比例。另一方面，我国要充分利用不同来华留学生的优势，对非学历生而言，在促进高校科研发展过程中着重充分发挥其关系网络效应、资金效应和多样化环境效应；对学历生而言，除发挥上述效应外，还要充分发挥其人力效应。在此过程中我们需要注意强化对来华留学生的指导及管理，避免因指导不够或沟通障碍而导致其对高校科研产出产生负向影响。此外，实证结果还表明，不同地区和类型高校间同样呈现差异化特征。对中西部高校和大理类高校而言，一方面，我国要进一步提高来华留学生在科研活动中的参与度，加强来华留学生教育与科研资源的紧密结合。另一方面，我国要在把握自身区域优势和学科特色的基础上优化来华留学生培养目标，提高来华留学生培养质量和科研资源配置效率。总之，在把握来华留学生与高校自身差异化特征的基础上，我国要通过精细化分类培养管理充分发挥来华留学生在高校科研活动中的积极作用，提升其服务高校科研产出的效率。
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