畢達天，曹 冉

（吉林大學管理學院，長春130022）

1 引言

隨著大數(shù)據時代的來臨以及大數(shù)據在各領域的廣泛應用，除了實驗、理論和模擬這三個范式外，科學發(fā)現(xiàn)了第四種范式“數(shù)據密集型科學發(fā)現(xiàn)”[1]。第四種范式的突出特點是科研流程建立在數(shù)據基礎之上。宮學慶等[2]認為，數(shù)據密集型科研環(huán)境下，科研人員面臨的挑戰(zhàn)可劃分為兩大類：科研項目生命周期管理過程中的挑戰(zhàn)、科研數(shù)據生命周期管理過程中的挑戰(zhàn)。前者是指從科研項目申請中數(shù)據管理計劃的規(guī)范性和專業(yè)性，到科學研究過程中數(shù)據管理與分析，再到學術成果發(fā)表過程中的數(shù)據出版與共享等，都需要科研工作者既具備對所從事研究學科和承擔項目的成果知識的嫻熟駕馭能力，也需要學術出版素養(yǎng)能力[3]。后者是指科研人員在項目實施完成和挖掘數(shù)據價值過程中，面臨的諸如數(shù)據獲取、數(shù)據組織、數(shù)據分析、數(shù)據發(fā)現(xiàn)、數(shù)據出版等挑戰(zhàn)[4]。數(shù)據密集型科研環(huán)境下科研人員面臨的主要問題不再是如何獲取科學數(shù)據，而是如何通過對海量科學數(shù)據進行組織和分析，以數(shù)據驅動的方式進行知識的探索與發(fā)現(xiàn)[5]。目前，我國數(shù)據素養(yǎng)教育仍處于起步階段[6]，數(shù)據密集型的科研環(huán)境下，科研人員數(shù)據素養(yǎng)的提升已成為一項迫在眉睫的任務。

經濟合作與發(fā)展組織（Organization for Econom‐ic Co-operation and Development，OECD）將科學數(shù)據定義為在科研團體或個人在科研過程中得到的與研究結果有關的實驗數(shù)據[7]。在現(xiàn)實科研活動中，存在大量復雜多樣的中間數(shù)據集，其作為新發(fā)現(xiàn)乃至新理論的客觀支撐，具有現(xiàn)實性、可傳播性、實時性和二次利用性。本研究將其界定為人類科研活動中產生的可視中間數(shù)據集。“數(shù)據素養(yǎng)”（data lit‐eracy）也被稱為“數(shù)據信息素養(yǎng)”（data informa‐tion literacy），由信息素養(yǎng)發(fā)展演變而來，是信息素養(yǎng)的一種拓展[8]。數(shù)據素養(yǎng)與信息素養(yǎng)相比，數(shù)據素養(yǎng)更強調數(shù)據的產生、存儲和管理等，更偏技術方面[9]?？茖W數(shù)據素養(yǎng)與其他素養(yǎng)相比，對素養(yǎng)主體具有更高的針對性要求，即會考慮使用科學數(shù)據的科研人員。此外，對于科學數(shù)據素養(yǎng)的具體描述還沒有統(tǒng)一的概論。例如，黃如花等[10]認為科學數(shù)據素養(yǎng)包括：科學數(shù)據意識、科學數(shù)據能力和科學數(shù)據倫理；宋甲麗等[11]認為科學數(shù)據素養(yǎng)包括五個方面：科學數(shù)據基本知識、數(shù)據庫使用、科學數(shù)據的處理、科學數(shù)據的獲取和科學數(shù)據的管理。本文從科研人員接觸科學數(shù)據的生命周期對科學數(shù)據素養(yǎng)進行定義：科學數(shù)據素養(yǎng)，是指科研人員在進行科研活動中，接觸科學數(shù)據時表現(xiàn)出的一種狀態(tài)，具體包括科學數(shù)據意識和科學數(shù)據能力，其中科學數(shù)據意識包括對科學數(shù)據的重視程度和倫理意識。在進行科學數(shù)據素養(yǎng)影響因素研究中，本文主要考慮哪些影響因素組合對以上三個部分組成的科學數(shù)據素養(yǎng)是必要充分條件。

近年來，數(shù)據素養(yǎng)成為研究熱點，受到業(yè)界的高度關注。Shaffer等[12]使用科學素養(yǎng)技能測試（TOSLS）探究大學生科學素養(yǎng)的影響因素，得出專業(yè)、學年、績點、能力、培訓水平是重要預測因素；Naveed等[13]通過對巴基斯坦121名科學家進行問卷調查，對數(shù)據進行描述性統(tǒng)計和分析，得出科學家的年齡、性別、學歷、研究經驗和出版物數(shù)量影響信息素養(yǎng)的高低；Guenther等[14]分析了人類科學研究理事會的數(shù)據，得出對于相對年輕和受過良好教育的調查對等，數(shù)據素養(yǎng)的提高和數(shù)據來源的使用情況與人員承諾有關；隆茜等[15]通過研究分析國內外圖書館員數(shù)據素養(yǎng)能力及教育現(xiàn)狀，得出圖書館員的職稱、年齡、學位、工作年限對數(shù)據素養(yǎng)能力存在一定的影響；羅瑪?shù)萚16]使用層次分析法和解釋結構模型，探究接受高等教育人員的高中經歷與信息素養(yǎng)能力之間的關系，得出環(huán)境、教師以及人員自身影響數(shù)據素養(yǎng)的高低的層級結構圖。從研究現(xiàn)狀看，國內外相關研究成果在發(fā)展脈絡和研究主題方面存在著共性。國外學者對數(shù)據素養(yǎng)的研究主要集中于宏觀的公民科學素養(yǎng)的教育[17]、影響因素、平臺建設等；國內對數(shù)據素養(yǎng)的研究主要集中于數(shù)據素養(yǎng)的現(xiàn)狀、教育及評價體系等。我國對數(shù)據素養(yǎng)相關研究起步晚，研究成果多集中于理論層面，缺乏實際的行為實踐，且相當一部分是針對中小學生科學素養(yǎng)的研究，對于能應用到科學數(shù)據的群體的探究相對較少。國外在探究數(shù)據素養(yǎng)影響因素時多采用實證分析的方法，而國內在探究數(shù)據素養(yǎng)影響因素時多基于問卷調查所獲數(shù)據進行分析，缺乏具體的方法論，因此，這些研究在一定程度上缺乏科學性。

本研究將在汲取現(xiàn)有研究成果寶貴經驗的基礎上，注重運用定性、定量相結合的方法進行探究影響科研人員數(shù)據素養(yǎng)的關鍵因素，試圖解決以下三個方面的問題：①為什么探究科研人員數(shù)據素養(yǎng)的影響因素？②影響科研人員數(shù)據素養(yǎng)的關鍵因素或其組合是什么？③研究結論對于科研人員數(shù)據素養(yǎng)提升有何具體實踐指導意義？

本文在探究科學數(shù)據素養(yǎng)的影響因素時，將通過問卷調查收集的原始數(shù)據，使用結構方程模型及定性比較分析方法，構建具體因素影響路徑并進行實證分析。

2 相關理論

2.1 動機理論

動機是指一種認知或情緒上的喚起，這種狀態(tài)會引發(fā)主體為達成某一既定目標而進行持續(xù)的精神和身體的努力[18]。眾多學者都對動機理論做過解釋，其中包括：20世紀40年代霍爾提出驅力減降論，50年代馬斯洛提出層次需求理論，60年代繼續(xù)發(fā)展為動機理論[19]。動機是行為主體（人）與外部客體（環(huán)境）共同作用的結果，人類的動機是一個從外部動機到內部動機的動態(tài)連續(xù)體。其具體包括外在誘因和內在誘因[20]，即社會因素以及個體主動性對于個體動機的影響，這就解釋了產生動機的誘因之間的內外部關系。外在誘因是指外部社會環(huán)境的影響并非源于自身[21]，內在誘因與個體自身的需求、欲望以及個人的認知、情感有關[22]。在內外誘因的共同作用下，科研人員會產生提高科學數(shù)據素養(yǎng)的動機，以滿足自身對于高科學數(shù)據素養(yǎng)的需要，基于這種動機而產生的需求，致使科研人員不斷提高科學數(shù)據意識、提升科學數(shù)據能力，進而提高自身的科學數(shù)據素養(yǎng)，即內外誘因會影響科研人員科學數(shù)據素養(yǎng)水平。

2.2 態(tài)度習得理論

態(tài)度習得理論（attitude acquisition theory）是由Gagne提出的學習理論[23]，其結合了信息加工心理學的思想和構建主義的心理學思想。態(tài)度習得理論認為態(tài)度學習包括三種具體情景：①經典性條件作用，即外界事物可以通過不斷刺激行為主體而使行為主體對其產生積極或消極的態(tài)度；②對行為成功的知覺作用，即某種情景（活動）的成功體驗會促進行為主體建立積極的態(tài)度；③人類的榜樣作用，即行為主體會根據榜樣所表達或演示的態(tài)度通過模仿來改變自己的態(tài)度[24]。

3 理論模型與研究假設

態(tài)度是個體習得的相對穩(wěn)定的影響個體行為選擇方向的內部狀態(tài)，是對人、物、思想所持的積極或消極的主觀情感，態(tài)度并非天生而是通過習得的，即態(tài)度是可以受外界因素影響而改變的。支持學習理論的學者們普遍認為，人們可以像通過學習獲得概念、事實、思維方式和習慣一樣獲得態(tài)度，模仿以及強化可以促進個體改變態(tài)度[25]。

教育培訓，是指科研人員所在單位、部門邀請一些科學數(shù)據素養(yǎng)較高或研究科學數(shù)據素養(yǎng)課題的學者對研究進行教育培訓，科研人員通過模仿學習，從而改變科研人員對待科學數(shù)據素養(yǎng)的態(tài)度。單位、部門所邀請的學者在科研人員面前具有榜樣的作用，符合態(tài)度習得理論中提及的人類的榜樣作用?；谝陨险撌觯疚奶岢鲆韵录僭O：

H1：教育培訓對科研人員對待科學數(shù)據素養(yǎng)的態(tài)度產生正向影響。

技術平臺，是指與科學數(shù)據素養(yǎng)有關的技術支持，包括處理、利用、共享科學數(shù)據平臺的效率、可用性以及解決科學數(shù)據持續(xù)使用、安全保護等倫理問題的能力。當平臺技術水平較高時，科研人員能夠更加方便快捷的接觸、利用科學數(shù)據，提高使用科學數(shù)據的效率，方便進行研究，從而形成一次成功的使用科學數(shù)據的體驗，這符合態(tài)度習得理論中提及的成功的知覺作用。如駱意[26]在探究大學生移動健身App使用影響因素時，基于技術接受模型（technology acceptance model，TAM），提出技術因素正向影響大學生的態(tài)度。

基于以上論述，本文提出以下假設：

H2：技術平臺對科研人員對待科學數(shù)據素養(yǎng)的態(tài)度產生正向影響。

素養(yǎng)氛圍，是指科研人員所在單位、部門或其研究領域整體的科學數(shù)據素養(yǎng)狀態(tài)，包括科研人員身邊或該領域內科研人員的科學數(shù)據意識、處理科學數(shù)據的能力以及其科學數(shù)據倫理程度。當素養(yǎng)氛圍較好時，在周圍氛圍的影響下，科研人員也會產生對于科學數(shù)據素養(yǎng)的正向態(tài)度，這符合態(tài)度習得理論中提及的經典性條件作用。如李召敏等[27]基于勞資關系氛圍視角，探究戰(zhàn)略型領導行為對員工工作態(tài)度的影響機制時，得出勞資關系氛圍(和諧型、及時性、冷漠型)顯著影響員工工作態(tài)度（工作滿意度、組織承諾、離職傾向）。基于以上論述，本文提出以下假設：

H3：素養(yǎng)氛圍對科研人員對待科學數(shù)據素養(yǎng)的態(tài)度產生正向影響。

態(tài)度，是指科研人員對待科學數(shù)據素養(yǎng)的主觀傾向，其作為行為主體的一種主觀傾向有消極態(tài)度和積極態(tài)度之分，在動機理論中屬于內在誘因。當科研人員對待科學數(shù)據素養(yǎng)的態(tài)度偏積極時，根據動機理論，其更有可能有提高自身科學數(shù)據素養(yǎng)的動機，從而提升自己的科學數(shù)據素養(yǎng)。例如，潘士美等[28]在探究學生科學素養(yǎng)的影響因素時，從學生個體因素分析得出學生的態(tài)度影響科學素養(yǎng)；Tsai等[29]在探究成年人科學能力的影響因素時，得出態(tài)度對科學能力具有較強解釋力?；谝陨险撌?，本文提出以下假設：

H4：態(tài)度對科研人員提高科學素養(yǎng)產生正向影響。

教育培訓，是指科研人員接受專業(yè)的提高科學數(shù)據素養(yǎng)的訓練，在動機理論中屬于外在誘因。當科研人員經過一定的培訓后，其會對科學數(shù)據素養(yǎng)有著更深的理解，更加重視科學數(shù)據在科學研究中的寶貴價值，在數(shù)據處理能力及基礎意識方面會有顯著的提高。根據動機理論，其更有可能具有提高自身科學數(shù)據素養(yǎng)的動機，從而提升自己的科學數(shù)據素養(yǎng)。例如，張艷梅[30]在探究圖書館科學數(shù)據用戶的時指出用戶在使用數(shù)據時，所受到的教育培訓與大數(shù)據時代的用戶數(shù)據素養(yǎng)相關；Shaffer等[12]在探究大學生科學素養(yǎng)技能影響因素時得出培訓水平與科學素養(yǎng)技能顯著相關。基于以上論述，本文提出以下假設：

H5：教育培訓對科研人員提高科學素養(yǎng)產生正向影響。

素養(yǎng)氛圍，是指科研人員周圍其他科研人員或所在研究領域的整體科學數(shù)據素養(yǎng)的高低程度，在動機理論中屬于外在誘因。當科研人員所處的科學數(shù)據素養(yǎng)氛圍較好時，其獲取科學數(shù)據、處理科學數(shù)據的能力也會提升，并且當周圍科研人員都遵守科學數(shù)據使用規(guī)范時，不遵守規(guī)范的行為會被斥責或懲罰，最終服從整體的行為制度。根據動機理論，其更有可能有提高自身科學數(shù)據素養(yǎng)的動機，從而提升自己的科學數(shù)據素養(yǎng)。例如，郝媛玲等[31]認為文化氛圍一定程度上決定數(shù)據素養(yǎng)水平；Altun等[32]在探究不同國家學生科學素養(yǎng)的影響因素時，得出了學生所處的學校氛圍會影響學生的科學素養(yǎng)。基于以上論述，本文提出以下假設：

H6：素養(yǎng)氛圍對科研人員提高科學素養(yǎng)產生正向影響。

綜合考慮H1～H6，提出態(tài)度的中介作用假設：

H7：態(tài)度在教育培訓與提高科學數(shù)據素養(yǎng)之間起中介作用；

H8：態(tài)度在平臺設施與提高科學數(shù)據素養(yǎng)之間起中介作用；

H9：態(tài)度在素養(yǎng)氛圍與提高科學數(shù)據素養(yǎng)之間起中介作用。

綜上所述，本文基于動機理論和態(tài)度習得理論，從外部因素和內部因素構建了“科學數(shù)據素養(yǎng)影響因素模型”，如圖1所示。

圖1 科學數(shù)據素養(yǎng)影響因素模型

4 研究方法

4.1 問卷設計

本研究的數(shù)據來源豐富。首先，本研究對十幾位教授、副教授進行焦點小組訪談，了解目前高?？蒲腥藛T科學數(shù)據素養(yǎng)的現(xiàn)狀，以及影響科學數(shù)據素養(yǎng)的因素。其次，使用發(fā)放網絡問卷（“問卷星”）的形式收集數(shù)據，為避免共同方法偏差帶來的系統(tǒng)誤差問題，本研究保證：①問題項盡量簡潔易懂；②問卷采用匿名填寫的方式；③被試者分布在多個不同的學校，且專業(yè)盡量不同，以避免因猜忌而采集不到被試者真正的意愿；④采用設置IP地址的方法避免一人重復填寫[33]。本研究共向高校科研人員（大學畢業(yè)生、碩士研究生、博士研究生）發(fā)放問卷306份，回收問卷258份，回收率為84.3%，剔除不完善、重復問題答案不統(tǒng)一的問卷，有效問卷242份，有效率為79.1%。

被試者中女性占比52.9%，男性占比47.1%；大專及以下占比16.1%，本科占比32.2%，碩士研究生占比34.7%，博士研究生占比17%；人文社科（哲學、管理學、史學、法學、文藝學、倫理學、語言學、政治學、經濟學、教育學、社會學等）占比52.9%，自然學科（數(shù)學、物理學、化學、氣象學、農業(yè)科學、生物學、醫(yī)學、材料科學等）占比47.1%。

對于所采用的國外量表，為避免語義差異，找本專業(yè)的博士研究生進行翻譯-回譯。本問卷采用Likert 5級量表（1=非常不符合，5=完全符合）。在本問卷中，教育培訓的問題項改自沈玖玖等[34]的問卷；技術平臺的問題項改自孫廣[35]的問卷；素養(yǎng)氛圍的問題項改自張長亮[36]的問卷；態(tài)度的問題項改自Zhu[37]的問卷；科學數(shù)據素養(yǎng)的問題項改自張路路等[38]的問卷。

4.2 數(shù)據分析

4.2.1 量表的信效度檢驗

本研究利用SPSS 26.0軟件檢驗問卷數(shù)據的信度和效度。信度是指測量結果的一致性與可靠性，其衡量參數(shù)通常為Cronbach'sα值。學者們普遍認為，當系數(shù)的值大于0.9，則本研究開發(fā)設計的量表內部可靠性極高；當系數(shù)的值在區(qū)間[0.7,0.9]，則可靠度較高；當系數(shù)小于0.7，則可靠度較差。本研究選擇系數(shù)值0.8作為判定標準，且相關變量的系數(shù)在0.8以上，這表明本研究的量表內部一致性較好。

效度檢驗具體分為內容效度檢驗、收斂效度檢驗以及區(qū)分效度。通過KMO和Blartlett球形檢驗，得到KMO值為0.885，大于0.8，表明問卷數(shù)據可以進行因子分析。根據正交旋轉法進行因子載荷旋轉，得到因子載荷均大于0.7，說明問卷具有較好的內容效度。各個因子的組合信度CR大于0.9，且平均提取方差AVE大于0.5，表明研究量表具有較好的收斂效度。各個因子的平均提取方差AVE均大于該因子與其他因子相關系數(shù)的平方，表明研究量表具有較好的區(qū)分效度。綜上所述，本研究中的量表具有較高的信度和效度，如表1所示。

表1 信度與效度分析

4.2.2 同源方差檢驗

由于問卷的問題項由科研人員填寫，數(shù)據來源不可避免的具有同一性，故還需要檢測同源誤差是否在可接受的范圍內。本文利用SPSS 26.0軟件，按照Harman的方法[39]對其進行了未旋轉的因子檢驗，結果共萃取了5個因子，解釋了總變異量的75.199%，其中第一個因子解釋的方差為35.202%，占因子總方差解釋量的46.812%，達到了小于50%的合格標準，這表明本研究的同源方差問題不嚴重在可接受范圍內。

4.2.3 驗證性因子分析

本研究使用AMOS軟件讀取問卷的原始數(shù)據，對模型中的5個變量進行驗證性因子分析，以測試上文所提假設是否成立。通過上述信度和效度分析，共有18個問題項被保留下來，模型的擬合度結果如表2所示。總體來看模型擬合較好，得到的模型路徑系數(shù)圖如圖2所示。

4.3 假設檢驗

基于上述模型擬合較優(yōu)的前提，檢驗本研究的假設是否成立，具體結構方程模型檢驗結果如表3所示。從表3中可以看出，在控制了人口統(tǒng)計學變量后，在95%的置信區(qū)間CI上，教育培訓（β=0.246，p=0.015）、技術平臺（β=0.219，p=0.004）、素養(yǎng)氛圍（β=0.335，p＜0.001）顯著影響科研人員對待科學數(shù)據素養(yǎng)態(tài)度；教育培訓（β=0.176，p=0.037）、素養(yǎng)氛圍（β=0.173，p=0.028）、態(tài)度（β=0.253，p＜0.001）顯著影響科研人員的科學數(shù)據素養(yǎng)。因此，H1～H6均成立。

表2 模型擬合度指標

圖2 結構方程模型標準化系數(shù)

表3 結構方程模型非標準化回歸估計值及顯著性

在檢驗中介效應時，以往常使用的方法是So‐bel檢驗方法，但目前已有研究指出這種方法具有一定的局限性[40-41]。Hayes[42]針對Sobel檢驗方法的局限性開發(fā)了檢驗中介效應的SPSS宏程序，因此本文也采用這一程序，使用bootstrap方法在重復抽樣5000次的基礎上檢驗態(tài)度在三條路徑中的中介作用。態(tài)度的中介效應驗證結果如表4所示。本文的中介路徑①在95%置信水平Bias-Corrected方法的置信區(qū)間為[0.007,0.147]，Pereentile方法置信區(qū)間為[0.002,0.129]，這表明間接效應存在，且間接效應估計值為0.059；本文的中介路徑②在95%置信水平Bias-Corrected方法的置信區(qū)間為[0.009,0.166]，Pereentile方法置信區(qū)間為[0.008，0.165]，這表明間接效應存在，且間接效應估計值為0.071；本文的中介路徑③在95%置信水平Bias-Corrected方法的置信區(qū)間為[0.030,0.1907]，Pereentile方法置信區(qū)間為[0.024,0.183]，這表明間接效應存在，且間接效應估計值為0.089。因此，H7～H9成立。中介效應的檢驗效果具體如表4所示。

表4 中介效應檢驗效果

綜上所述，H1～H9全部得到數(shù)據支持。

5 基于QCA的實證分析及討論

5.1 變量的選取和校準

由于量化研究和質化研究在學術研究中各有優(yōu)劣[43]，因此，有學者將這兩種方法結合在一起，形成一種新的研究方法，即定性比較分析方法（fsQ‐CA）。本研究選取教育培訓、技術平臺、素養(yǎng)氛圍、態(tài)度和學歷5個變量作為前因變量，主要基于以下考慮：第一，教育培訓、技術平臺、素養(yǎng)氛圍、態(tài)度對科學數(shù)據素養(yǎng)的影響有理論與實證研究結論支撐；第二，本研究發(fā)現(xiàn)學歷與科學數(shù)據素養(yǎng)呈正相關，其他控制變量（如性別、專業(yè)領域等）與科學數(shù)據素養(yǎng)關系不顯著，因此，添加學歷作為前因變量。

進行fsQCA分析的前提是要對研究中涉及的變量進行校準（calibrate），以提高結果的可解釋性。首先，本文對前因變量中的4個連續(xù)變量教育培訓、技術平臺、素養(yǎng)氛圍、態(tài)度取平均值；然后，按照Ragin[44]提出的5%（fully out）、95%（fully in）以及交叉點50%（crossover point）的標準，利用fsQCA 3.0軟件中的Calibrate函數(shù)對數(shù)據進行校準。對于分類變量學歷，本研究將大專及以下校準為0，大學本科校準為0.33，碩士研究生校準為0.67，博士研究生校準為1。

5.2 單項前因變量的必要性和充分性分析

依據不同自變量組合對因變量的影響生成不同的真值表，對各變量前因條件的必要性與充分性進行分析，得出單個因素的必要條件，如表5所示。吻合度指標類似于回歸分析中系數(shù)的顯著程度，即p值，是指該條件變量與結果之間的一致性程度，即某一個結果在多大程度上需要某一個變量存在[45]。從表5可以看出tra（教育培訓）的吻合度最高為0.749178，未達到絕對必要條件的標準0.9，即沒有指標可以成為科學數(shù)據素養(yǎng)的必要條件。同時，各前因變量的一致性和覆蓋率均低于0.8，說明沒有單一變量可單獨影響科學數(shù)據素養(yǎng)，即科學數(shù)據素養(yǎng)是被交疊的多因素、多變量影響的，而非單個原因促成，各前因條件也不是引致結果的充分條件[46]。

5.3 條件組合分析

本研究需要將多個前因變量進行組合分析，探討組合路徑對結果變量的影響。將可接受個案數(shù)設定為1，一致性門檻設定為0.9，進行路徑標準化分析，可以得到復雜解、精簡解和中間解。本文選用中間解對結果變量進行解釋，構建中間解模型：lit=f(tra,tec,atm,att,edu)。總體覆蓋率為0.57426，總體一致性為0.865849，組合路徑解釋度較高。

從QCA軟件的運行結果可知，在所有的前因變量組合中，影響科學數(shù)據素養(yǎng)有兩條路徑，分別為：學歷*態(tài)度，學歷*低素養(yǎng)氛圍*低技術支持*教育培訓。本研究將標準化分析結果中的精簡解和中間解合并，得到前因變量構型，具體如表6所示。其中，或表示該條件存在，或表示該條件不存在，“空白”表示構型中該條件同時有存在和不存在兩種可能，或表示核心條件，或表示輔助條件。

表6 科學數(shù)據素養(yǎng)的前因變量構型

表5 條件變量的充分與必要條件分析（結果變量取值為1）

將具有相同核心條件的前因構型進行歸類，從而將其歸納為以下兩種員工沉默行為觸發(fā)模式。

1）模式一

S1的前因構型為“學歷·態(tài)度”，高學歷與積極態(tài)度均是引致高科學數(shù)據素養(yǎng)的核心條件。

有研究發(fā)現(xiàn)，受教育程度越高的個體越有可能樹立專業(yè)的科學數(shù)據意識、擁有科學數(shù)據能力、遵守科學數(shù)據倫理道德，越有可能擁有較高的科學數(shù)據素養(yǎng)。從本研究結果可知，高科學數(shù)據素養(yǎng)不僅僅取決于學歷，還取決于對科學數(shù)據素養(yǎng)的態(tài)度。具體而言，高學歷科研人員接受過更高的教育，其對待事物更有自己的思考，評判事物也會更加獨立，當高學歷科研人員對待科學數(shù)據素養(yǎng)的態(tài)度較為積極時，受到來自外部的影響會較小，其更傾向于堅持自己內心的想法而做自己認為有利的事情，即提高科學數(shù)據素養(yǎng)。同時，高學歷科研人員的基礎認知水平和靈活性較高[47]，提高科學數(shù)據素養(yǎng)要付出的努力會小于低學歷的科研人員，從而會比低學歷的科研人員更可能產生高科學數(shù)據素養(yǎng)。因此，此模式最終導致高科學數(shù)據素養(yǎng)。

2）模式二

S2的前因構型為“學歷·教育培訓·～技術平臺·～素養(yǎng)氛圍”，高學歷、高教育培訓、低技術平臺、低素養(yǎng)氛圍為引致高科學數(shù)據素養(yǎng)的核心條件。當高學歷的科研人員參加了大量關于科學數(shù)據素養(yǎng)的教育培訓后，會增加對科學數(shù)據的全方面認識，意識到科學數(shù)據的寶貴價值，但面臨較低的技術平臺支持和較低素數(shù)據養(yǎng)氛圍的不利外部環(huán)境，會激發(fā)改變這種不足現(xiàn)狀的決心[39]，故科研人員會將其精力更加集中于科學數(shù)據素養(yǎng)的培養(yǎng)，且高學歷的科研人員會擁有更加獨立的價值判斷，了解科學數(shù)據素養(yǎng)對于數(shù)據利用方面的重要價值，依舊會擁有并保持較高的科學數(shù)據素養(yǎng)。因此，此模式最終導致高科學數(shù)據素養(yǎng)。

6 研究結論與建議

科學數(shù)據兼具大數(shù)據的特點，如何提高科研人員的科學數(shù)據素養(yǎng)，促進其精準、高效獲取和利用科學數(shù)據具有重要的現(xiàn)實意義。本研究從定性比較分析的構型視角出發(fā)，聚焦于科研人員數(shù)據素養(yǎng)，通過實證研究，揭示科研人員數(shù)據素養(yǎng)的影響機理，為后續(xù)研究提供了新的思路。

6.1 理論貢獻

從理論層面來看，基于動機理論和態(tài)度習得理論，將科研人員科學數(shù)據素養(yǎng)的影響因素歸因于外在動機和內在動機，構建科學數(shù)據素養(yǎng)影響因素模型，較好地解釋了影響科研人員數(shù)據素養(yǎng)形成的內外部因素的作用機理，研究結論能夠為科研人員數(shù)據素養(yǎng)的研究帶來啟示。

態(tài)度是最能影響科研人員提高科學數(shù)據素養(yǎng)內在因素的維度，本研究通過定性比較分析，探究了高科學數(shù)據素養(yǎng)形成背后的路徑。定性比較分析結果表明：①觸發(fā)高科學數(shù)據素養(yǎng)有兩種模式。其中模式S1為“學歷·態(tài)度”，模式S2為“學歷·教育培訓·～技術平臺·～素養(yǎng)氛圍”。比較這兩種觸發(fā)模式的覆蓋率可知，S1對于高科學數(shù)據素養(yǎng)的解釋力要大于S2的解釋力。②在兩種模式中，學歷是兩條組合路徑共有的因素，應重點關注。

本研究的結論豐富了科研人員科學素養(yǎng)的動機及動機研究理論成果，且為更深入探討影響科研人員數(shù)據素養(yǎng)的動機和態(tài)度的內在機理提供新的思考方向。

6.2 實踐意義

從實踐層面上看，教育培訓、技術平臺、素養(yǎng)氛圍和態(tài)度都會對科學數(shù)據素養(yǎng)產生或多或少的正向影響。因此，高校、教育機構乃至企業(yè)都應定期組織安排關于科學數(shù)據素養(yǎng)的專題講座或培訓班：一方面，可以幫助研究人員掌握必要的專業(yè)處理數(shù)據的技能，提高學習或工作的效率；另一方面，基于態(tài)度習得理論，研究人員受講解人的影響[12]，對待科學數(shù)據素養(yǎng)的態(tài)度會變得更積極，從而最終獲得較高的科學數(shù)據素養(yǎng)[37]。同時，數(shù)據公司應開發(fā)高效便捷的軟件，為科學數(shù)據的交流提供技術支持[48]，研究人員在處理數(shù)據時會有一種較為成功的體驗，從而獲得積極的態(tài)度而獲得較高的科學數(shù)據素養(yǎng)。環(huán)境的影響對個人狀態(tài)的影響是巨大的，當周圍研究人員的科學數(shù)據素養(yǎng)較高，科學數(shù)據交流頻繁，組織內部有較好的規(guī)章制度，其他研究人員都遵守倫理道德時：一方面，在這種良好的數(shù)據活動氛圍的帶動下，研究人員會提高對科學數(shù)據素養(yǎng)的重視及態(tài)度而提高科學數(shù)據素養(yǎng)；另一方面，良好的數(shù)據活動氛圍也會直接提高科學數(shù)據素養(yǎng)。因此，組織內部應建立高效可實施的規(guī)章制度，對非法接觸科學數(shù)據的人進行懲罰，以營造健康可持續(xù)的數(shù)據素養(yǎng)氛圍。由復雜組態(tài)構型可知，學歷對于高科學數(shù)據素養(yǎng)的路徑建立起到至關重要的作用，學歷對于高科學數(shù)據素養(yǎng)的路徑建立起到至關重要的作用，因此，研究機構、高校、企業(yè)應盡量招募高學歷人才。本研究的結論對于營造良好的數(shù)據素養(yǎng)氛圍，提升科研人員對科學數(shù)據素養(yǎng)的重視及態(tài)度，增強科研人員數(shù)據素養(yǎng)意識具有重要的指導意義。

6.3 局限與展望

本研究的結果具有一定的理論意義與實踐意義，但仍存在一定的局限：首先，本研究的原始數(shù)據是通過網上問卷的形式收集的，雖然經檢驗共同方法偏差帶來的誤差在可接受范圍內，但也無法完全消除同源偏差[49]，后續(xù)研究可對研究方法進行改進以消除此類偏差；其次，本研究的原始數(shù)據來自同一時間點，且被試者的地點并不分散，后續(xù)研究可以通過分時段縱向設計獲取各變量數(shù)據，并加大調查范圍及樣本量，使研究結果能適配更為廣泛的研究對象[50]，以提高研究結果的外部有效性，并且通過其他數(shù)據源來驗證模型[49]；最后，本研究采用的研究模型只探究了教育培訓、技術平臺、素養(yǎng)氛圍和態(tài)度四個變量對科學數(shù)據素養(yǎng)的影響，其他變量均未涉及，研究模型只引入了中介變量，而調節(jié)變量等尚未涉及，今后可基于定性研究發(fā)現(xiàn)更多的影響變量，使研究結果更客觀全面，后續(xù)的研究可基于更多視角，如動態(tài)變化的視角進一步揭示科學數(shù)據素養(yǎng)的形成條件[51]，引入更多參數(shù)迎合數(shù)據時代的到來，打開沉默的黑匣子。