陸靜丹，李成江，趙永樂

（1.河海大學商學院，南京210098；2.濟南大學經(jīng)濟學院，濟南250022；3.南京大學商學院，南京210098）

創(chuàng)新環(huán)境與大學生創(chuàng)新能力關系的統(tǒng)計檢驗

陸靜丹1，李成江2，3，趙永樂1

（1.河海大學商學院，南京210098；2.濟南大學經(jīng)濟學院，濟南250022；3.南京大學商學院，南京210098）

基于人的“社會屬性”論和自我效能感理論，文章探討了大學生所處的創(chuàng)新環(huán)境、大學生自身的創(chuàng)新效能感和大學生創(chuàng)新能力之間的關系，提出了創(chuàng)新效能感作為創(chuàng)新環(huán)境和創(chuàng)新能力之間的中介變量的理論模型，對江蘇省內(nèi)“211類”綜合性大學的438名在校大學生進行問卷調(diào)查，并對樣本數(shù)據(jù)進行了實證檢驗。結(jié)果證實：大學生所處的創(chuàng)新環(huán)境能夠促使大學生創(chuàng)新效能感的產(chǎn)生；大學生創(chuàng)新效能感對大學生創(chuàng)新能力的發(fā)揮具有直接作用；大學生的創(chuàng)新效能感在創(chuàng)新環(huán)境和創(chuàng)新能力的關系中起到了部分中介的作用。

創(chuàng)新環(huán)境；創(chuàng)新效能感；創(chuàng)新能力；大學生

0 引言

在現(xiàn)有的大學生創(chuàng)新能力研究的文獻中，學者們對創(chuàng)新環(huán)境的研究基本可以分為三個層次：宏觀層面的政治經(jīng)濟文化環(huán)境研究，中觀的學校教育管理環(huán)境研究以及微觀的生活學習環(huán)境研究，研究內(nèi)容傾向于分析這三個層次分別與創(chuàng)新能力的直接關系。學者們大多認同良好的創(chuàng)新環(huán)境對大學生創(chuàng)新能力的提升起到積極的促進作用。歷來的研究表明，創(chuàng)新環(huán)境在與創(chuàng)新能力的關系中扮演的是外在影響的角色。通過經(jīng)濟政治文化制度的創(chuàng)新、教育管理理念的創(chuàng)新、創(chuàng)新理論知識的傳授、創(chuàng)新實踐活動的推廣等顯性的客觀的形式，影響著創(chuàng)新能力的成長。創(chuàng)新能力的成長是一個過程，人對創(chuàng)新的訴求，根據(jù)師英杰[1]的觀點，從虛到實依次為創(chuàng)欲、創(chuàng)意、創(chuàng)力。創(chuàng)欲是創(chuàng)新傾向，對創(chuàng)新的欲望、信念等，這是人主觀能動性的高度體現(xiàn)，創(chuàng)意是指人的創(chuàng)新思維，明晰該做怎樣的創(chuàng)新，創(chuàng)力是具體的創(chuàng)新技能，即進行創(chuàng)新的方法。創(chuàng)新環(huán)境可以通過顯性的作用途徑，直接影響到創(chuàng)意和創(chuàng)力，但是對于創(chuàng)欲，創(chuàng)新個體具有的內(nèi)在的特質(zhì)，創(chuàng)新環(huán)境又是通過怎樣的途徑產(chǎn)生影響的呢？

針對上述問題，更為了完善創(chuàng)新環(huán)境與大學生創(chuàng)新能力之間的關系，本文提出一個模型來解釋創(chuàng)新環(huán)境如何對大學生的創(chuàng)新能力產(chǎn)生完整的影響。

1 研究假設

1.1 創(chuàng)新環(huán)境與大學生的創(chuàng)新能力

良好的創(chuàng)新環(huán)境，包括學校的教育管理環(huán)境、大學生的學習實踐環(huán)境（學術環(huán)境）、生活環(huán)境等。學校教育管理理念對創(chuàng)新的提倡，為大學生營造了和諧的創(chuàng)新氛圍，從理論創(chuàng)新到具體的實踐創(chuàng)新，大學生都能感受到學校對自己的鼓勵和支持。大學生的學習實踐環(huán)境是大學生進行創(chuàng)新活動的核心環(huán)境，基礎知識理論的學習、實踐活動的鍛煉、創(chuàng)新思維意識的形成、創(chuàng)新技能的掌握，都需要在這樣的一個環(huán)境中得到實現(xiàn)。通過不斷地學習和實踐，大學生逐步明晰“該做什么創(chuàng)新”、逐步掌握“該怎么創(chuàng)新”的方法，創(chuàng)新能力相應地逐步得到提高。生活環(huán)境又是學習實踐環(huán)境的輔助環(huán)境，從學校到家庭，從物質(zhì)層面到心理層面，為大學生的創(chuàng)新活動提供一定的支撐。

綜上所述，創(chuàng)新環(huán)境對大學生的創(chuàng)新能力具有正向影響作用，由此提出假設：

假設1：創(chuàng)新環(huán)境與大學生創(chuàng)新能力之間呈現(xiàn)正相關關系。

1.2 創(chuàng)新效能感的中介作用

(1)創(chuàng)新效能感與創(chuàng)新能力

根據(jù)學者們對效能感與創(chuàng)新行為、創(chuàng)新能力、創(chuàng)新成績等的研究成果，效能感與創(chuàng)新之間確實存在一定的聯(lián)系。創(chuàng)新自我效能感的提升，使創(chuàng)新個體對創(chuàng)新行為產(chǎn)生了積極的態(tài)度，從而加重對心理的作用或者暗示，使個體產(chǎn)生自身已具備創(chuàng)新能力的知覺或者信念，進而激發(fā)個體形成創(chuàng)新意識，充分發(fā)揮自身潛在的創(chuàng)新技能，最終使自身的創(chuàng)新能力得到良好的展現(xiàn)與提升。

因此良好的創(chuàng)新效能感對創(chuàng)新能力的提升具有正向的影響作用。由此提出假設：

假設2：創(chuàng)新效能感與大學生創(chuàng)新能力之間呈現(xiàn)正相關關系。

(2)創(chuàng)新環(huán)境與創(chuàng)新效能感

良好的創(chuàng)新環(huán)境，教學上，豐富了創(chuàng)新個體的理論知識、打開了創(chuàng)新個體的思維模式；實踐中，拓寬了創(chuàng)新個體的思維領域，豐富了創(chuàng)新個體實際的解決問題的經(jīng)驗；各種外界的支持，為創(chuàng)新個體進行創(chuàng)新排除了生活中存在的各種物質(zhì)缺乏以及心理壓力上的干擾。在這樣的創(chuàng)新環(huán)境中，創(chuàng)新個體沒有理由不具備對于投入創(chuàng)新的信心，良好的創(chuàng)新效能感亦會應運而生。

因此可知，創(chuàng)新人格特質(zhì)和創(chuàng)新環(huán)境對創(chuàng)新效能感均產(chǎn)生作用，良好的創(chuàng)新人格特質(zhì)和創(chuàng)新環(huán)境對創(chuàng)新效能感具有正向的影響作用。由此提出假設：

假設3：創(chuàng)新環(huán)境與創(chuàng)新效能感之間呈現(xiàn)正相關關系。

根據(jù)假設1、2、3，繼而提出假設4。

假設4：創(chuàng)新效能感在創(chuàng)新環(huán)境與大學生創(chuàng)新能力的關系中起部分中介作用。

2 研究方法

2.1 樣本與數(shù)據(jù)的收集

本次問卷調(diào)研共發(fā)放問卷500份，回收476份，回收率為95%，其中有效問卷為438份，有效率為92%。調(diào)研對象在專業(yè)上包括理工類、經(jīng)管類、文史類，分別占26.26%、36.07%、37.67%；在學歷上包括本科生和研究生，分別占62.79%，37.21%；其中男生占46.12%，女生占53.88%。調(diào)研的覆蓋區(qū)域主要是江蘇省內(nèi)的“211類”綜合性大學。

2.2 問卷設計

(1)創(chuàng)新環(huán)境量表。在借鑒邱皓政的《組織創(chuàng)新氣氛量表》（1999）以及美國心理學家T.M.阿邁布麗通過對負責研發(fā)的科學家采用訪問式的方法評估出的與創(chuàng)造有關的環(huán)境因素的分類的基礎上，結(jié)合本文研究的內(nèi)容及研究對象所處環(huán)境的特殊性，編制了本文的創(chuàng)新環(huán)境量表。經(jīng)過預試及效度檢驗所形成的問卷共有21個題項，分別從學習成長、教學模式、實踐活動、外界支持四個方面測量大學生所處的創(chuàng)新環(huán)境。創(chuàng)新環(huán)境用Likert Scale五點量表法進行評價，其中“1”代表完全不符合，“2”代表比較不符合，“3”代表中立，“4”代表比較符合，“5”代表完全符合。量表信度分析，Alpha值為0.874。

(2)創(chuàng)新效能感量表。根據(jù)班杜拉對自我效能感的劃分，借鑒了德國柏林自由大學著名臨床和健康心理學家拉爾夫·施瓦策爾教授和他的同事于1981年編制的中國人適用的一般性自我效能量表、陽莉華9的大學生創(chuàng)新效能感量表，編制了本文的創(chuàng)新效能感量表，共包括17個題項，通過效度分析，分為自我肯定、替代性、領導能力以及支持尋求四種效能感。創(chuàng)新效能感用Likert Scale五點量表法進行評價，其中“1”代表完全不符合，“2”代表比較不符合，“3”代表中立，“4”代表比較符合，“5”代表完全符合。量表信度分析，Alpha值為0.816。

(3)創(chuàng)新能力量表。借鑒了心理測量學家張厚粲教授領銜編制的《中國人創(chuàng)造性量表》（CCS），威廉姆斯創(chuàng)造力傾向量表，結(jié)合本文研究的內(nèi)容，編制了本文的創(chuàng)新能力量表。經(jīng)過預試及效度檢驗所形成的問卷共有31個題項，分別從創(chuàng)新思維和創(chuàng)新技能兩個方面測量大學生的創(chuàng)新能力。創(chuàng)新能力用Likert Scale五點量表法進行評價，其中“1”代表完全不符合，“2”代表比較不符合，“3”代表中立，“4”代表比較符合，“5”代表完全符合。量表信度分析，Alpha值為0.881。

2.3 分析方法

本文采取兩步驟分析法來檢驗研究中提出的4個假設。首先，通過因子分析法來檢驗量表的建構(gòu)效度；其次采用模型比較法來評價結(jié)構(gòu)模型，檢驗本文的假設。

3 模型檢驗

3.1 變量建構(gòu)效度的檢驗

區(qū)別效度和收斂效度共同組成構(gòu)建效度。Kerhnger(1986)提出，同一構(gòu)面中，因子負荷值越大(通常為0.5以上)，表示量表的收斂效度越高；每一個項目只能在其所屬的構(gòu)面中，出現(xiàn)一個大于0.5以上的因子負荷值，符合這個條件的項目越多，則量表的區(qū)別效度越高。根據(jù)Kerhnger的觀點，對變量的所有題項放在一起進行因子分析，探索性因子分析表明，所有題項構(gòu)成了非常清晰的三個公共因子，通過旋轉(zhuǎn)，第一個因子解釋的變異數(shù)為26.462%，三個因子共同解釋的變異數(shù)為63.131%。從各個題項在公共因子上的負荷量可以看出，每個題項均僅在一個構(gòu)面上呈現(xiàn)大于0.5的負荷量，且同一構(gòu)面中，每個題項的因子負荷量均超過了0.5。因此可以說明，本研究涉及的變量建構(gòu)效度良好。

3.2 變量相關性分析

對變量進行相關性分析，表1給出了分析的結(jié)果。所有變量間都在0.01的水平上呈現(xiàn)顯著相關。創(chuàng)新環(huán)境與創(chuàng)新能力、創(chuàng)新環(huán)境與創(chuàng)新效能感、創(chuàng)新效能感與創(chuàng)新能力之間均呈現(xiàn)顯著的正相關關系。所以假設1、假設2與假設3成立。

表1 創(chuàng)新環(huán)境、創(chuàng)新效能感和創(chuàng)新能力的相關性分析

3.3 結(jié)構(gòu)方程模型檢驗

對5個結(jié)構(gòu)方程模型進行檢驗分析，模型的擬合結(jié)果見表2。模型1代表的是創(chuàng)新效能感起到部分中介作用，模型2表示創(chuàng)新效能感具有完全中介作用，模型3、4、5分析的是不存在中介作用下的三種作用路徑情況。

表2 模型擬合結(jié)果

χ2值越小表示整體模型的因果路徑圖與實際資料越適配。一個不顯著的卡方值表示模型的因果路徑圖與實際數(shù)據(jù)不一致的可能性越小。但是χ2值對施測樣本的大小非常敏感，樣本數(shù)據(jù)越大，則χ值越容易達到顯著，導致理論模型被拒絕的概率增大。本文樣本數(shù)為438，屬于大樣本施測。大樣本對χ2值的顯著性影響比較大，5個模型的分析結(jié)果中χ2值呈現(xiàn)顯著。

χ2/df，卡方自由度比值，當卡方值受到樣本影響顯著時，可考慮卡方自由度比值。卡方自由度比值越小，表示假設模型的協(xié)方差矩陣與測量的數(shù)據(jù)越適配。在社會研究中，普遍認為此值小于1時表示模型過度適配，大于3時表示模型適配度不好，介于1～3時表示模型適配良好。由模型擬合結(jié)果可知，假設創(chuàng)新效能感不具有中介作用的模型3、4、5的χ2/df均大于3，擬合不好，所以有理由拒絕模型3、4、5。

GFI是絕對適配度指數(shù)，GFI值越大，表示理論建構(gòu)復制矩陣能解釋樣本數(shù)據(jù)的測量矩陣的變異量越大，兩者的契合度越高。GFI值介于0～1間，越接近1，表示適配度越好。一般的判別標準是GFI>0.90,表示模型路徑圖與實際數(shù)據(jù)具有良好的適配度。CFI是增值適配指標，學者Bentler10認為，不管在大樣本還是小樣本下，CFI值對假設模型適配度的估計仍然十分穩(wěn)定，一般而言，用于判別模型路徑圖與實際數(shù)據(jù)是否適配的標準均應該大于0.90。PNFI為簡約調(diào)整后的規(guī)準適配指標，值介于0～1之間，作為模型適配度的判別標準，PNFI的值應該大于0.5。從模型擬合結(jié)果可以看出，模型1和模型2在該幾個擬合指標上的數(shù)值均符合適配度良好的標準。

RMSEA為漸進殘差均方和平方根。一般而言，當RMSEA的數(shù)值高于0.1時，模型的適配度欠佳；當數(shù)數(shù)值介于0.08～0.1之間時，模型尚可，具有普遍的適配；當介于0.05～0.08時，表示模型適配度良好；當數(shù)值小于0.05時，表示模型適配度非常好[4]。從模型擬合結(jié)果可以看出，模型1和模型2的RMSEA值均達到了適配良好的標準。

但是根據(jù)侯杰泰（2002）提出的評價方法，當模型的自由度減少1時，如果減少的χ2值大于6.63，應該選擇自由度較少的模型。模型2到模型1，減少一個自由度，χ2值減少了25.816。所以我們接受χ2值更小的模型，即接受模型1，認為創(chuàng)新效能感在創(chuàng)新環(huán)境與創(chuàng)新能力的關系中起到部分中介的作用。由此也證實了假設4的成立。創(chuàng)新效能感作為部分中介參與的創(chuàng)新環(huán)境與大學生創(chuàng)新能力的關系作用路徑如圖1所示。

4 結(jié)論與啟示

本文依據(jù)班杜拉的自我效能感理論和哲學中人的“社會屬性”理論，探求創(chuàng)新環(huán)境對大學生創(chuàng)新能力的作用機理和過程。在研究過程中，借鑒了西方文獻中對創(chuàng)新環(huán)境、創(chuàng)新效能感與創(chuàng)新能力的關系研究，結(jié)合本文的研究對象和研究內(nèi)容，對三個構(gòu)念進行了理論解析，形成了本文研究的結(jié)構(gòu)框架。

模型檢驗結(jié)果在很大程度上支持了理論假設，即創(chuàng)新環(huán)境通過大學生的創(chuàng)新效能感影響大學生的創(chuàng)新能力。根據(jù)人的“社會屬性”觀點，人要突出自己的存在，就要使自己融入環(huán)境中，人在積極地與環(huán)境發(fā)生關系的同時，也會受到環(huán)境的反作用。大學生所處的環(huán)境，首先是以創(chuàng)新的教育管理理念、創(chuàng)新的教學模式等，將創(chuàng)新知識、創(chuàng)新技能授予大學生，這種作用方式外在直接而為人所察。但是大學生創(chuàng)新能力得到發(fā)揮并不僅僅依賴于創(chuàng)新知識的充裕，創(chuàng)新技能的獲得。大學生進行創(chuàng)新的首要條件是已具備了創(chuàng)新的欲望和信念，信念和對創(chuàng)新的追求精神能夠支持大學生堅持不懈地完成整個創(chuàng)新過程。信念的獲取，是環(huán)境作用的結(jié)果，信念來自于人際關系中他人對自己的支持肯定，來自于學習實踐中的成功經(jīng)驗。根據(jù)自我效能感理論，個體對自己能否完成某個任務或活動的能力的信心，是主體對自我在某個方面的能力的感受、直覺和把握，其最終結(jié)果就構(gòu)成了自我信念，自我信念的產(chǎn)生和使用也可以看作是一種創(chuàng)新的過程。所以無論來自他人對自己的肯定，還是自身的經(jīng)驗總結(jié)，最終還是要轉(zhuǎn)化為大學生內(nèi)在的自我信念，憑借自我信念對自身能否進行創(chuàng)新作判斷。在大學生的創(chuàng)新效能感的形成過程中，形成的結(jié)果為大學生的創(chuàng)新提供了精神上的動力，即創(chuàng)新效能感是大學生創(chuàng)新能力的直接影響因素；形成的開端來源于大學生在創(chuàng)新環(huán)境中的歷練，即創(chuàng)新效能感是來自于創(chuàng)新環(huán)境的中介影響因素。

本文研究還存在一定的局限性。首先是調(diào)研對象，本文的調(diào)研對象是在校大學生，包括文史類、經(jīng)管類、理工類。創(chuàng)新可以分為科學領域的創(chuàng)新、技術領域的創(chuàng)新以及人文社科領域的創(chuàng)新，各個學科的大學生對創(chuàng)新能力的理解不盡相同。調(diào)查問卷無法做到兼顧，可能會存在顧此失彼的問題。因此在今后類似的研究中，盡量縮小調(diào)研對象的范圍，保證調(diào)研對象在對研究內(nèi)容的認識上具有共通性。其次是量表的編制，調(diào)查問卷雖然是根據(jù)現(xiàn)有的成熟量表進行編制的，但量表所處環(huán)境的不同、量表測量對象的不同均會給量表的有效性產(chǎn)生影響，難免會影響到某些關鍵指標的量化。在今后的研究中，對于量表的編制過程要慎之又慎，結(jié)合量表所處的環(huán)境和量表測量的對象，對量表進行預測和再測檢驗，保證量表測量的有效性。

[1]師英杰.人的創(chuàng)造能力的哲學研究[D].北京：中共中央黨校研究生院，2009.

[2]陽莉華.大學生創(chuàng)新效能感量表的初步編制[J].中國健康心理學雜志,2007,15(4).

[3]Bentler,P.M.EQS:Structural Equations Program Manual[J].Los Angeles,CA:BMDP Statistical Software,1992，111（2）.

[4]Browne,M.W.,Cudeck,R.Alternative Ways of Assessing Model Fit[M].USA：Printed in the United States of America,1993.

C812；G642.0

A

1002－6487（2011）07－0102-03

陸靜丹（1982-），女，江蘇常熟人，博士研究生，研究方向：人力資源管理及組織行為。李成江（1973-），男，山東棗莊人，講師，博士后，研究方向：人力資源管理及組織行為。趙永樂（1946-），男，山東威海人，教授，博士生導師，研究方向：人才市場學、人力資源管理等。

(責任編輯/易永生)