毛曉丹　李胤

摘要：創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新能力建設(shè)的根本目的在于支持和引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)的改革與發(fā)展，從而催生國民經(jīng)濟(jì)新動能的實(shí)現(xiàn)，基于對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)勝任力的認(rèn)識并對此做出相應(yīng)的高校雙創(chuàng)教育體系能有效推進(jìn)雙創(chuàng)重要戰(zhàn)略的實(shí)施。針對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)勝任力評價的系統(tǒng)復(fù)雜性這一現(xiàn)實(shí)難題，文章主要根據(jù)行為事件訪談法得到有關(guān)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)勝任力的初始52個要素，再依據(jù)多種專業(yè)數(shù)據(jù)分析進(jìn)行篩選最終得到一個含有31個勝任力要素的指標(biāo)體系，對此解釋命名從而建構(gòu)出大學(xué)生創(chuàng)業(yè)勝任力模型。該模型的特色創(chuàng)新之處在于對規(guī)范和完善了大學(xué)生創(chuàng)業(yè)勝任力模型，將模糊不清的評價標(biāo)準(zhǔn)轉(zhuǎn)化為可操作性的實(shí)踐過程。

關(guān)鍵詞：大學(xué)生;創(chuàng)業(yè)勝任力;勝任力要素

一、問題的提出

在“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的今天，習(xí)近平總書記在黨的十九大報告中指出“創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力”“鼓勵更多社會主體投身創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)”，“雙創(chuàng)”的熱度也越來越高。其中大學(xué)生憑借專業(yè)知識優(yōu)勢和學(xué)校政府的大力推廣成為了雙創(chuàng)大軍中的主要力量，創(chuàng)業(yè)勝任力是創(chuàng)業(yè)者識別、預(yù)見并利用創(chuàng)業(yè)機(jī)會的能力，在大學(xué)生創(chuàng)業(yè)中起著決定性的作用。

對大學(xué)生雙創(chuàng)勝任力的培養(yǎng)，不僅是順應(yīng)時代發(fā)展的客觀需要，同時也是我國持續(xù)深化人才強(qiáng)國戰(zhàn)略、創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的支持和保障。雖然我國出臺了諸多政策對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新進(jìn)行支持提倡，由于對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)勝任力的認(rèn)識不足，難免會有無用功的出現(xiàn)?？v觀國內(nèi)外的各類文獻(xiàn)，基本上是針對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)能力的建立的相關(guān)研究，對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)勝任力的評價沒有規(guī)范的指標(biāo)體系，導(dǎo)致現(xiàn)行多數(shù)調(diào)查問卷的評價指標(biāo)是評價者認(rèn)為“應(yīng)該是需要的”，但實(shí)際上“并不會去應(yīng)用之”。本研究通過對影響大學(xué)生勝任力要素的多個因子進(jìn)行分析，規(guī)范和完善大學(xué)生創(chuàng)業(yè)勝任力模型，有助于客觀分析大學(xué)生創(chuàng)業(yè)勝任力，從而更好的服務(wù)于雙創(chuàng)教育體系的構(gòu)建與發(fā)展。

二、研究方法

建立勝任特征模型最有效的方法是行為事件訪談（BehavioralEventInterview， 簡稱BEI）。BEI 是美國心理學(xué)家 McClelland 結(jié)合關(guān)鍵事件法和主題統(tǒng)覺測驗(yàn)而提出來的一種訪談方式，主要的過程是請受訪者回憶過去半年（或一年） 他在工作上感到最有成就感（或挫折感） 的關(guān)鍵事例。行為事件訪談是建立勝任特征模型不可替代的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，這是因?yàn)?，問卷方法獲得的勝任特征要素有時是評價者認(rèn)為 “應(yīng)該是需要的”，但實(shí)際上“并不會去應(yīng)用之”。還有另外一個原因是，問卷法只能在現(xiàn)有的結(jié)構(gòu)要素中選擇，但職位的特殊需要的特征只有通過開放式的訪談法來獲取，行為事件訪談法在發(fā)現(xiàn)特定的勝任特征要素、 內(nèi)容、 等級性行為方面具有重要作用。

（一）初始指標(biāo)

問卷設(shè)計(jì)之前，首先對 33位對象進(jìn)行了訪談，不計(jì)無效的材料，共計(jì)形成 30 份有效行為事件訪談材料。訪談對象包括自主創(chuàng)業(yè)者18位，企業(yè)員工8位，高校就業(yè)指導(dǎo)教師7位。根據(jù)行為事件訪談得出體現(xiàn)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)勝任力要素的詞條52項(xiàng);再通過文獻(xiàn)檢索法，得到體現(xiàn)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)勝任力要素的詞條約58項(xiàng);最后將二者進(jìn)行對比，將詞條相同或相近的提取出來，得到41項(xiàng)。為使所得結(jié)果更具科學(xué)性，本研究特向該領(lǐng)域?qū)＜疫M(jìn)行咨詢。同時，為便于數(shù)據(jù)分析，根據(jù)專家建議，在借鑒國內(nèi)外關(guān)于創(chuàng)業(yè)勝任力模型的基礎(chǔ)上，本文將該41項(xiàng)詞條進(jìn)行初次模型構(gòu)建，并據(jù)此設(shè)計(jì)出《大學(xué)生創(chuàng)業(yè)勝任力模型構(gòu)建調(diào)查問卷》，如表1所示。

調(diào)查問卷共兩部分，第一部分是被調(diào)查者的基本信息，包括性別、年齡、學(xué)歷、職業(yè)等;第二部分是以李克特五級評分法所列出的41項(xiàng)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)勝任力詞條表（無規(guī)則順序）。問卷采用直接發(fā)放和委托發(fā)放、實(shí)地發(fā)放和網(wǎng)絡(luò)發(fā)放相結(jié)合的形式，發(fā)放對象為自主創(chuàng)業(yè)者、企業(yè)員工和湖北省高校（華中科技大學(xué)、中國地質(zhì)大學(xué)、華中農(nóng)業(yè)大學(xué)、武漢科技大學(xué)、湖北大學(xué)）就業(yè)指導(dǎo)教師，總共發(fā)放問卷300份，收到有效問卷274份，有效率為91.33%。利用SPSS 17.0軟件對問卷結(jié)果進(jìn)行分析，被調(diào)查者的基本情況如表1所示。

（二）數(shù)據(jù)分析

1. 內(nèi)部一致性分析

內(nèi)部一致性分析是考察項(xiàng)目之間的相關(guān)及項(xiàng)目與維度總分之間的相關(guān)性。調(diào)研結(jié)果表明，有38個題項(xiàng)與維度總分之間的相關(guān)系數(shù)在0.329～0.814之間，有3個題項(xiàng)的相關(guān)系數(shù)小于0.3，分別是資源整合能力（0.185），激勵他人能力（0.279），信息反饋能力（0.247）。按照量表標(biāo)準(zhǔn)，刪除該3個題項(xiàng)，還剩余38個題項(xiàng)。本文研究大學(xué)生創(chuàng)業(yè)能力的測度評價指標(biāo)內(nèi)部一致性較好。

2. KMO和Bartlett球形檢驗(yàn)

在采用因子分析法提取因子之前，要運(yùn)用KMO和Bartlett球形檢驗(yàn)考察原有變量之間的線性相關(guān)性。KMO是檢驗(yàn)被測對象之間的偏相關(guān)程度，Bartlett球形檢驗(yàn)是檢測相關(guān)陣是否為單位矩陣，即各變量是否各自獨(dú)立。同時，在分析中采用均值替代法處理數(shù)據(jù)中存在的缺失值。

從表2看出，Bartlett球形度檢驗(yàn)的近似卡方值為3027.119，相應(yīng)的顯著性概率為0.000，小于顯著性水平0.01，可以認(rèn)為相關(guān)系數(shù)矩陣與單位矩陣有顯著差異。同時，根據(jù)Kaiser給出的KMO獨(dú)立標(biāo)準(zhǔn)來看：KMO≥0.9，說明非常適合做因子分析;0.9>KMO≥0.8，說明很適合做因子分析;0.8>KMO≥0.7，說明比較適合因子分析;0.7>KMO≥0.6，說明不太適合做因子分析;0.6>KMO≥0.5，說明不太適合做因子分析; KMO<0.5，說明非常不適合做因子分析。表2中的KMO值為0.855，表明原有變量很適合做因子分析。

3. 變量共同度

變量共同度是根據(jù)共同度和特征方差的比例來說明公共因子可以解釋變量的程度。Hair提出，如果在提取公因子之后，變量之間的共同性小于0.5，那么就應(yīng)該刪除此變量。根據(jù)數(shù)據(jù)分析結(jié)果，在對38個題項(xiàng)提取公因子后，表達(dá)能力的值為0.417<0.5，因此刪除該題項(xiàng)，剩余37項(xiàng)暫時全部保留，如表3所示。

4. 提取公因子

采用主成分法抽取因子，采取方差極大值法進(jìn)行矩陣旋轉(zhuǎn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)這些題項(xiàng)可以抽取到8個因子，其累積方差貢獻(xiàn)率為88.164%。這表明這37項(xiàng)能力素質(zhì)指標(biāo)之間的關(guān)系還是比較松散的。

進(jìn)一步挑選題項(xiàng)，采用以下三種方法：（1）排除因素負(fù)荷小于0.6的題項(xiàng);（2）排除同時與其他因子高負(fù)荷的題項(xiàng);（3）排除雖對同一公因子影響顯著，但明顯與其他題項(xiàng)不屬于同一種類的題項(xiàng)。

同時要根據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)確定因素數(shù)目：因素的特征值大于或等于1：因素必須符合陡階檢驗(yàn);抽取出的因素在旋轉(zhuǎn)前至少能解釋2%的總變異;因素比較好命名。

因此，可以將把握市場能力、洞察力、時間管理能力三項(xiàng)刪除，這樣得到一個含34個題項(xiàng)的指標(biāo)體系，進(jìn)行第二次因素分析，結(jié)果抽取到6個因子，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為84.559%。由于因素較多，需按照上面標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)一步排除憂患意識、職業(yè)敏感、積極主動這三項(xiàng)，得到一個含有31個題項(xiàng)的指標(biāo)體系，進(jìn)行第三次因素分析，此時問卷的KMO檢驗(yàn)結(jié)果為0.855，提取出5個因子來作為公因子，代替原來的31個變量，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為82.185%，說明可以解釋所有31個變量82.185%的信息內(nèi)容，這5個因子和初步理論框架的內(nèi)容基本相吻合。

5. 對因子解釋及命名

采用方差最大法對因子載荷矩陣實(shí)施正交旋轉(zhuǎn)，指定按第一因子載荷降序的順序輸出旋轉(zhuǎn)后的因子載荷以及旋轉(zhuǎn)后的因子載荷圖，分析結(jié)果如表4所示。

由表4可知，決策能力、創(chuàng)新能力、應(yīng)變能力、領(lǐng)導(dǎo)能力、交際能力、組織協(xié)調(diào)能力、執(zhí)行能力、統(tǒng)籌規(guī)劃能力在第一個因子上有較高的載荷，可解釋為創(chuàng)業(yè)行動力（A），方差貢獻(xiàn)率為25.158%，權(quán)重為25.158/82.185×100%=30.61%;自我認(rèn)知能力、機(jī)會識別能力、自我學(xué)習(xí)能力、分析判斷能力、理解能力、想象力在第二個因子上有較高的載荷，可解釋為創(chuàng)業(yè)認(rèn)知力（B），方差貢獻(xiàn)率為20.343%，權(quán)重=20.343/82.185×100%=24.75%;創(chuàng)業(yè)激情、冒險精神、自信力、自控力、抗壓能力、堅(jiān)持執(zhí)著、人格魅力在第三個因子上有較高的載荷，可解釋為創(chuàng)業(yè)內(nèi)驅(qū)力（C），方差貢獻(xiàn)率為14.089%，權(quán)重=14.089/82.185×100%=17.14%;專業(yè)知識、物質(zhì)資產(chǎn)、操作技能、實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)、社會關(guān)系在第四個因子上有較高的載荷，可解釋為創(chuàng)業(yè)資本力（D），方差貢獻(xiàn)率為13.343%，權(quán)重=13.343/82.185×100%=16.24%;勤奮敬業(yè)、誠實(shí)守信、追求上進(jìn)、自我反省、團(tuán)隊(duì)合作在第五個因子上有較高的載荷，可解釋為創(chuàng)業(yè)品質(zhì)力（E），方差貢獻(xiàn)率為9.252%，權(quán)重=9.252/82.185×100%=11.26%。所有題項(xiàng)的公因子方差都在0.6以上，說明公因子較好的解釋了觀測變量的變異程度。

（三）信效度檢驗(yàn)

1. 信度分析

本文使用最常用的CronbachS? Alpha系數(shù)法，即信度系數(shù)。通常Cronbach α系數(shù)的值在0和1之間。如果α系數(shù)不超過0.6，一般認(rèn)為內(nèi)部一致信度不足，不適合做因子分析和主成分分析;達(dá)到0.7～0.8時表示量表具有相當(dāng)?shù)男哦?，達(dá)0.8～0.9時說明量表信度非常好。

從表5可以看出，5個題項(xiàng)均高于可接受的0.7的標(biāo)準(zhǔn)水平，根據(jù)信度標(biāo)準(zhǔn)，本文研究的大學(xué)生創(chuàng)業(yè)能力測度評價指標(biāo)的內(nèi)部一致性較好。

2. 效度分析

問卷的結(jié)構(gòu)效度可以通過比較各因子之間的相關(guān)系數(shù)大小來衡量。各因子之間的相關(guān)系數(shù)為0.762～0.938之間，表明五個因子之間相關(guān)系數(shù)較高，存在著一定的相關(guān)性。但是偏相關(guān)系數(shù)為-0.256～0.519之間，所以各因子之間凈相關(guān)系數(shù)較低，實(shí)際上是低相關(guān)，從表6、表7來看符合要求。

F1是創(chuàng)業(yè)行動力，F(xiàn)2是創(chuàng)業(yè)認(rèn)知力，F(xiàn)3是創(chuàng)業(yè)內(nèi)驅(qū)力，F(xiàn)4是創(chuàng)業(yè)資本力，F(xiàn)5是創(chuàng)業(yè)品質(zhì)力。

三、模型構(gòu)建

根據(jù)上述分析 ，本文針對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)人才所應(yīng)具備的各項(xiàng)素質(zhì)，對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)勝任力要素進(jìn)行了合理的篩選，構(gòu)建了完整的大學(xué)生創(chuàng)業(yè)勝任力模型 （如圖 1 ）以及大學(xué)生創(chuàng)業(yè)勝任力指標(biāo)體系（如表8）。

四、總結(jié)

創(chuàng)業(yè)勝任力作為一種包含多種能力要素的有機(jī)綜合體，是多種要素綜合作用的結(jié)果。本文通過對勝任力的多種要素進(jìn)行權(quán)衡分類，最終將31個勝任力要素分為五大類，分別是創(chuàng)業(yè)行動力、創(chuàng)業(yè)認(rèn)知力、創(chuàng)業(yè)內(nèi)驅(qū)力、創(chuàng)業(yè)資本力和創(chuàng)業(yè)品質(zhì)力并以此建模。我國由于創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)事業(yè)起步較晚，對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)勝任力研究相對薄弱，無論是廣度、寬度還是深度，相關(guān)研究都比較欠缺，大學(xué)生創(chuàng)業(yè)勝任力模型的構(gòu)建豐富和拓展了我國對于大學(xué)生創(chuàng)業(yè)勝任力的相關(guān)理論，完善了這一理論的薄弱環(huán)節(jié)。

從實(shí)踐意義來講，依據(jù)我國目前的實(shí)際情況，雙創(chuàng)教育需要多策并舉，不僅需要高校將創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育納入大學(xué)生培養(yǎng)的過程中，還需要理論結(jié)合實(shí)際，充分了解大學(xué)生創(chuàng)業(yè)勝任力，并提出相應(yīng)的反應(yīng)對策。大學(xué)生創(chuàng)業(yè)勝任力模型的建構(gòu)，不僅有助于大學(xué)生對自身創(chuàng)業(yè)勝任力有一個清晰的認(rèn)識，還有助于高校進(jìn)一步了解大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的勝任因素并對此開展有針對性的創(chuàng)業(yè)課程，使得高校創(chuàng)業(yè)教育需求與供給達(dá)到一個合適的平衡，雙創(chuàng)教育體系的構(gòu)建也能以此為方向，有重點(diǎn)的進(jìn)行持續(xù)性改革。

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*本文為湖北省教育科學(xué)規(guī)劃課題 “大學(xué)生創(chuàng)業(yè)勝任力與高校創(chuàng)業(yè)教育對接模型構(gòu)建” （2015GB032）和湖北省教學(xué)研究項(xiàng)目“基于大學(xué)生創(chuàng)業(yè)勝任力提升的高校創(chuàng)業(yè)教學(xué)體系構(gòu)建研究”（2017245）的階段性成果。

（作者單位：武漢科技大學(xué)。李胤為通訊作者）