彭立平

(吉首大學數(shù)學與統(tǒng)計學院，湖南 吉首 416000)

2016年5月，《國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略綱要》正式發(fā)布實施，其核心在于創(chuàng)新人才驅(qū)動，大學生是推動社會創(chuàng)新發(fā)展的主要力量，高校作為創(chuàng)新人才培養(yǎng)的基地，其創(chuàng)新支持對大學生創(chuàng)新行為有著重要影響，如何激發(fā)大學生創(chuàng)新行為已成為高校人才培養(yǎng)的首要目標.目前，相關(guān)研究者對如何評價創(chuàng)新過程已經(jīng)有了一定的基礎，但對于高校創(chuàng)新支持如何影響大學生創(chuàng)新行為研究較少.因此，本研究以高校大學生作為研究對象，把高校創(chuàng)新支持與大學生創(chuàng)新行為之間的關(guān)系作為研究的主要內(nèi)容，以此構(gòu)建高校創(chuàng)新支持對大學生創(chuàng)新行為的影響機制模型，分析高校創(chuàng)新支持對大學生創(chuàng)新行為的影響機理，為后續(xù)相關(guān)研究提供參考.

1 理論基礎和研究假設

1.1 創(chuàng)新支持與創(chuàng)新行為

隨著創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略的推進，創(chuàng)新氛圍受到了廣大學者的關(guān)注.早期學者圍繞創(chuàng)新氛圍對創(chuàng)新支持進行了研究[1-3].此后，學者們將創(chuàng)新支持的相關(guān)概念逐漸從創(chuàng)新氛圍中剝離出來，并編制了專門的創(chuàng)新支持行為量表[4]；劉效廣等[5]在創(chuàng)新支持和參與安全感2個維度上認為創(chuàng)新氛圍是成立的.在當前社會中，不同行為主體所表現(xiàn)出來的創(chuàng)造力已經(jīng)成為社會關(guān)注的熱點話題，大學生現(xiàn)階段更是創(chuàng)造力發(fā)展和形成的關(guān)鍵時期.但目前針對大學生創(chuàng)新支持的相關(guān)研究還相對缺乏.基于本研究情境，“創(chuàng)新支持”是指大學生對高校創(chuàng)新環(huán)境以及其他各類有利于創(chuàng)新的做法、舉措的主觀感受.

個體創(chuàng)新是組織創(chuàng)新、群體創(chuàng)新的來源[6].Scott等[7]把個體創(chuàng)新行為的產(chǎn)生分為問題(構(gòu)想)出現(xiàn)后確定解決方法、尋求支持、形成創(chuàng)新模式(標準)3個階段.此后學者將“個體創(chuàng)新行為”定義為個體將有益的新想法、新思想、新知識、新創(chuàng)意、新觀點運用到現(xiàn)實意愿和行動中.學者們從不同視角探究了創(chuàng)新行為的影響因素，包括個體認知能力、個體創(chuàng)造性人格、領(lǐng)導者支持行為、任務挑戰(zhàn)性等[8-11].具體到本研究情境，創(chuàng)新行為特指大學生將有益的新想法、新思想、新知識、新創(chuàng)意、新觀點運用到現(xiàn)實生活和學習中的所有個人的意愿和行動.

創(chuàng)新氛圍的元素中，創(chuàng)新支持是重要組成部分，創(chuàng)新支持對團隊創(chuàng)新和個人創(chuàng)新有重要影響[12].國外已有研究證實了創(chuàng)新支持氛圍對團隊或個人創(chuàng)新行為的積極影響[7,13-14].查閱國內(nèi)相關(guān)文獻，發(fā)現(xiàn)國內(nèi)對于創(chuàng)新支持氛圍的研究起步較晚.顧遠東等[15]提出組織創(chuàng)新支持對員工創(chuàng)新行為有正向影響；隋楊等[16]提出團隊創(chuàng)新支持氛圍對團隊創(chuàng)新行為和創(chuàng)新績效有正向影響；胡保玲[17]提出導師支持氛圍對研究生的創(chuàng)新行為有正向影響.王興元等[18]證實了創(chuàng)客團隊支持對大學生創(chuàng)新行為具有積極影響.嚴姝婷等[19]探索了組織支持氛圍對科技人員創(chuàng)新行為的正向影響.綜上所述，本研究提出假設：

H1：高校創(chuàng)新支持正向影響大學生創(chuàng)新行為.

1.2 參與動機與創(chuàng)新支持

動機的產(chǎn)生，既有外在誘因的影響，又有個體內(nèi)在因素的影響.個體參與行為是參與動機的具體表現(xiàn)，動機根據(jù)起源可以分為社會動機和自然動機，其中，社會動機是個體參與行為實現(xiàn)的社會性動力，自然動機是個體參與行為被滿足的生理性需求動力.學者把參與動機分為自我強化動機和社會強化動機.就自然動機而言，社會動機對個體參與有重要影響，創(chuàng)新支持是社會動機產(chǎn)生的外在誘因，它更能激發(fā)個體創(chuàng)新意識以及提升個體社會實踐參與度.

已有研究證實了創(chuàng)新支持氛圍對個體參與動機的正向影響，F(xiàn)u等[20]認為組織承諾和創(chuàng)新氛圍對員工有正向影響，更有利于員工通過實現(xiàn)組織目標獲得自我成就感；蔡永紅等[21]研究證實學校的創(chuàng)新支持行為能激發(fā)教師教學的創(chuàng)新動力；Muller等[22]研究發(fā)現(xiàn)學校支持學習氛圍對學生學習的內(nèi)在動機有正向影響.當學校創(chuàng)新支持程度高時，學生會產(chǎn)生實現(xiàn)創(chuàng)新行為的動力.故本研究認為學校創(chuàng)新支持的環(huán)境氛圍會增強學生的自我強化動機.因此，本研究提出假設：

H2a：高校創(chuàng)新支持正向影響自我強化動機.

創(chuàng)新支持是創(chuàng)新行為實現(xiàn)的先決條件.Avby等[23]認為個體社會網(wǎng)絡受支持性氛圍的正向影響，支持性氛圍的濃厚程度直接影響著個體到社群中的關(guān)系程度.社會認同理論表明，個體想在群體中具有存在感，就會更加注意自己的形象，以此引起其他成員的關(guān)注，參與動機由此產(chǎn)生.陳倩倩等[24]提出當組織為員工提供了一個可信、溫暖和具備支持性的創(chuàng)新環(huán)境，員工會認識到自身的重要性，也會增強對組織的認同感，進而激發(fā)員工的創(chuàng)新動力；張志強[25]認為創(chuàng)新支持氛圍環(huán)境濃厚時，創(chuàng)客更想成為雙創(chuàng)時代的創(chuàng)業(yè)者.由此推斷，大學生的自我強化參與動機受創(chuàng)新支持氛圍環(huán)境影響，故提出假設：

H2b：高校創(chuàng)新支持正向影響社會強化動機.

1.3 參與動機與創(chuàng)新行為

已有研究證實了個體參與動機對其創(chuàng)新行為的影響.如，Vohs等[26]提出個體創(chuàng)新行為的產(chǎn)生是通過動機或認知機制而產(chǎn)生作用；Purvis等[27]運用期望理論驗證了動機對創(chuàng)新行為的影響關(guān)系；Amabile等[28]指出不管是創(chuàng)新力，還是創(chuàng)新技巧，都必須由個人參與動機產(chǎn)生高效的創(chuàng)新行為；Copriady[29]通過實證研究，驗證了自我追求動機與創(chuàng)新行為的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)自我追求動機對創(chuàng)新學習行為有積極的正向影響；Vessey等[30]在企業(yè)組織研究中，分析了員工的創(chuàng)新行為與工作動機之間的關(guān)系，員工工作動機越強烈，越能夠促進員工產(chǎn)生創(chuàng)新行為.同理可知，當大學生對知識等產(chǎn)生強烈需求時，其創(chuàng)新欲望更為強烈，其創(chuàng)新行為更高效.因此，本研究提出假設：

H3a：自我強化動機正向影響大學生創(chuàng)新行為.

社會強化動機的強弱直接影響大學生在群體中的地位.已有研究表明，大學生如果能為社會做出一定貢獻，就越容易獲得他人的認可，從而提升自己的社會地位，并贏得尊重[31].因此，為了獲得他人的認可和接納，大學生更愿意表達自己的觀點和建議，參與或組織與創(chuàng)新相關(guān)的活動，從而產(chǎn)生具有創(chuàng)新性的行為.所以，社會動機在大學生群體中產(chǎn)生沸點越強，大學生的創(chuàng)新行為表現(xiàn)越明顯.故本研究提出假設：

H3b：社會強化動機正向影響大學生創(chuàng)新行為.

圖1示出高校創(chuàng)新支持與學生創(chuàng)新行為關(guān)系.

圖1 研究模型

2 研究設計

2.1 變量測量及問卷設計

本研究調(diào)查問卷由個人基本信息和主體部分構(gòu)成，個人基本信息包括性別、年級和專業(yè)3個方面，主體部分包括高校創(chuàng)新支持、社會強化動機、自我強化動機、大學生創(chuàng)新行為4個測量變量，共有36個題項.變量的量表相對成熟，都是借鑒國內(nèi)外成熟量表，高校創(chuàng)新支持的量表借鑒梅紅等[32]的相關(guān)研究，分為工具化支持、精神支持和人際支持3個方面，包括“學校為學生提供必要的學習設施”“學校努力為學生提供從事創(chuàng)造性工作所需資源”和“學校為培養(yǎng)學生創(chuàng)造力樹立好的榜樣”等16個測量題項.參與動機的量表借鑒Sukoco等[33]的研究，其中自我強化動機包括“參與創(chuàng)新活動可以增加我的知識”“參與創(chuàng)新活動可以增加我對新事物的了解”和“參與創(chuàng)新活動可以讓我很愉悅”等5個題項；社會強化動機包括“參與創(chuàng)新活動讓我感覺到我在人群中非常重要”“參與創(chuàng)新活動讓我在人群中獲得尊重”和“參與創(chuàng)新活動讓我獲得很多成員朋友”等5個測量題項.大學生創(chuàng)新行為的量表借鑒Scott等[7]的研究，包括“我會嘗試運用新的技巧或方法”“我會產(chǎn)生一些創(chuàng)新的主意或想法”和“我會與他人溝通自己的想法并力爭獲得支持與認可”等5個題項.所有量表結(jié)合中國大學生的實際情況進行適當?shù)恼{(diào)整和修正.

預調(diào)研過程中，在湖南省3所高校進行隨機抽樣，共發(fā)放問卷200份，回收有效問卷136份，有效率為68%.運用Smart PLS 3.0軟件對問卷測量題項進行信效度分析，結(jié)果表明，高校創(chuàng)新支持、自我強化動機、社會強化動機和大學生創(chuàng)新行為量表的Cronbach's α值分別為0.821，0.912，0.874，0.779，均超過了規(guī)定值0.70，說明量表具有較好的信度；KMO值分別為0.828，0.902，0.757，0.781，均大于規(guī)定值0.70，并且Bartlett球形度檢驗P值均為0.000，說明量表具有較好的效度.預調(diào)研結(jié)束以后，根據(jù)存在的問題，對量表進行再次修正，形成最終的調(diào)查問卷.

2.2 樣本選取與數(shù)據(jù)收集

本研究對湖南省5所綜合類本科院校(中南大學、湖南大學、湘潭大學、南華大學、吉首大學)的全日制在校學生進行了隨機抽樣調(diào)查，時間為2021年3月至2021年5月.考慮到問卷題項和受訪個數(shù)需達到1∶10的比例，且實際發(fā)放量需要至少為所需樣本量的2倍[34]，故本研究共發(fā)放720份調(diào)查問卷，剔除無效問卷后，共收到有效問卷604份，有效率為83.89%.其中，女性占總樣本的48.9%，男性占51.1%；大一、大二、大三和大四年級學生分別占11.61%，17.76%，29.36%，41.27%；STEM(科學、科技、工程和技術(shù))專業(yè)學生占51.7%，其他專業(yè)學生占48.3%.

3 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗

為了確保問卷的效度，本研究嚴格按照匿名調(diào)查、減少語義模糊性等要求，從程序控制方面降低共同方法偏差.另外，研究中使用 Harman單因素方法，對共同方法偏差進行驗證，對研究變量的所有題項進行探索性因子分析，結(jié)果表明所有特征根大于1的因子的總變異解釋量為65.413%，其中第1個主成分變異解釋量為47.086%，未超過50%，因此不存在單一因子解釋所有變量的共同方法偏差問題.

3.2 問卷信效度檢驗

采用偏最小二乘法(PLS)對604份有效調(diào)查問卷的信度和效度進行檢驗(見表1)，所有變量的組合信度(CR)均大于0.70的判別標準，信度檢驗指標Cronbach's Alpha值均在0.70以上，并且平均方差析出量(AVE)均高于0.50的判別標準，證明量表具有較高的信度以及內(nèi)部一致性.

表1 各變量的Cronbach's Alpha、CR和AVE

除了信度估計測量，本研究還對判別效度進行了檢驗，以進一步保證測量的有效性.所有題項的因子載荷都高于0.5，且達到了顯著水平(P<0.001)，說明量表的收斂效度較好.此外，變量兩兩之間的HTMT相關(guān)比均小于0.85的判別標準(表2)，說明本研究所有變量的區(qū)分效度較好，可以對模型進行假設檢驗.

表2 各變量的HTMT相關(guān)比

3.3 變量的描述性統(tǒng)計分析及相關(guān)性分析

各變量的均值、標準誤差以及相關(guān)系數(shù)結(jié)果見表3.其中，性別、年級、專業(yè)為控制變量，高校創(chuàng)新支持與大學生創(chuàng)新行為(r=0.630，P<0.01)、自我強化動機(r=0.638，P<0.01)、社會強化動機(r=0.507，P<0.01)均呈顯著正相關(guān)關(guān)系，自我強化動機與大學生創(chuàng)新行為(r=0.704，P<0.01)呈顯著正相關(guān)關(guān)系，社會強化動機與大學生創(chuàng)新行為(r=0.590，P<0.01)呈顯著正相關(guān)關(guān)系.在高校創(chuàng)新支持、社會強化動機、自我強化動機、大學生創(chuàng)新行為4個變量中，變量兩兩之間均呈顯著正相關(guān)關(guān)系，與研究假設基本一致.

表3 各變量的均值、標準誤差和相關(guān)性分析

3.3 假設檢驗

3.3.1 模型擬合 使用偏最小二乘法-結(jié)構(gòu)方程模型(PLS-SEM)和Smart PLS 3.0軟件對假設模型進行檢驗.PLS-SEM在測試復雜結(jié)構(gòu)方程模型時較為方便，能有效分析變量間的相互關(guān)系，對變量的解釋能力和預測能力較強.用內(nèi)生潛變量R2來評估模型質(zhì)量，表明內(nèi)生潛變量被解釋程度.本研究構(gòu)建的模型R2為0.59，解釋了其59%的變異.此外，模型中所有變量的VIF值都介于1～3之間，均小于5的判別標準，不存在多重共線性.可見，本模型擬合較好.

3.3.2 直接效應檢驗 使用Bootstrap的方法對模型假設進行驗證.對模型進行估計時，選擇樣本數(shù)量5 000，置信區(qū)間為95%進行驗證，從而獲得各路徑效應系數(shù)、標準誤差、偏差校正的置信區(qū)間.路徑分析結(jié)果如表4所示，高校創(chuàng)新支持對大學生創(chuàng)新行為(β=0.244，P<0.001)、自我強化動機(β=0.648，P<0.001)、社會強化動機(β=0.547，P<0.01)均有顯著的正向影響，H1、H2a和H2b得到支持.自我強化動機和社會強化動機對大學生創(chuàng)新行為有顯著正向影響(β=0.406，P<0.001；β=0.225，P<0.001)，H3a和H3b成立.

表4 直接效應檢驗結(jié)果

3.3.3 中介效應檢驗 (1)自我強化動機的中介效應.再次使用Bootstrap方法對自我強化動機與社會強化動機的中介效應進行檢驗.自我強化動機的中介效應檢驗結(jié)果見表5，在高校創(chuàng)新支持對大學生創(chuàng)新行為的影響中，自我強化動機的中介效應顯著(β=0.344，P<0.001)；在控制了自我強化動機的中介效應后，高校創(chuàng)新支持對大學生創(chuàng)新行為的影響仍然顯著(β=0.287，P<0.001).這表明，自我強化動機部分中介了高校創(chuàng)新支持對大學生創(chuàng)新行為的影響.因此，H3a得以驗證.

表5 自我強化動機的中介作用

(2)社會強化動機的中介效應.社會強化動機的中介效應檢驗結(jié)果如表6所示，在高校創(chuàng)新支持對大學生創(chuàng)新行為的影響中，社會強化動機的中介效應顯著(β=0.224，P<0.001)；在控制了社會強化動機的中介效應后，高校創(chuàng)新支持對大學生創(chuàng)新行為的影響仍然顯著(β=0.407，P<0.001).這表明，社會強化動機部分中介了高校創(chuàng)新支持對大學生創(chuàng)新行為的影響.因此，H3b得以驗證.

表6 社會強化動機的中介作用

(3)自我強化動機和社會強化動機的共同中介效應.由表7可知，自我強化動機和社會強化動機在高校創(chuàng)新支持對大學生創(chuàng)新行為的影響中的共同中介效應顯著(β=0.386，P<0.001)；在控制了兩者的共同中介效應后，直接效應仍然顯著(β=0.244，P<0.001).故自我強化動機和社會強化動機在高校創(chuàng)新支持對大學生創(chuàng)新行為的影響中起到共同部分中介作用.

表7 共同中介效應檢驗結(jié)果

4 結(jié)論與討論

4.1 研究結(jié)論

本研究以參與動機為中介變量，探討了高校創(chuàng)新支持與大學生創(chuàng)新行為之間的關(guān)系，得到如下結(jié)論：第一，高校創(chuàng)新支持顯著正向影響大學生創(chuàng)新行為.高校創(chuàng)新支持氛圍對大學生的創(chuàng)新行為有重要影響作用，即創(chuàng)新支持氛圍越濃厚，大學生創(chuàng)新意愿越高，越能激發(fā)其創(chuàng)新行為的產(chǎn)生；第二，參與動機在高校創(chuàng)新支持對大學生創(chuàng)新行為的正向影響中存在中介作用，其中，高校創(chuàng)新支持正向影響自我強化動機、社會強化動機，自我強化動機和社會強化動機正向影響大學生創(chuàng)新行為.也就是說，高校創(chuàng)新支持氛圍可一定程度增強大學生的自我強化動機和社會強化動機，從而使大學生表現(xiàn)出更多的創(chuàng)新行為.

4.2 理論貢獻

第一，本研究以高校學生為研究對象，分析高校創(chuàng)新支持對學生創(chuàng)新行為的影響，豐富并完善了創(chuàng)新支持與創(chuàng)新行為的相關(guān)研究，為研究創(chuàng)新支持對創(chuàng)新行為的積極影響提供了有力依據(jù)；第二，本研究將參與動機作為一個獨立變量展開研究，發(fā)現(xiàn)自我強化動機和社會強化動機在組織層面因素對個體行為之間的影響具有強大的解釋力，充實了影響個體創(chuàng)新行為的前因變量，為后續(xù)創(chuàng)新行為的研究提供了有益參考.

4.3 實踐啟示

高校是創(chuàng)新人才培養(yǎng)的重要基地，要給大學生提供有效的創(chuàng)新支持，營造良好創(chuàng)新氛圍，具體包括：第一，要不斷完善績效考核機制和激勵機制等.讓大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)團隊享有制度保障、經(jīng)費保障、場地平臺保障，通過濃厚的創(chuàng)新支持氛圍來激發(fā)大學生創(chuàng)新行為的產(chǎn)生；第二，大學生的參與動機值得關(guān)注，特別是參與創(chuàng)新行為動機.高校應通過多渠道、多平臺宣傳大學生創(chuàng)新思想、創(chuàng)新行為的重要性，同時讓學生感受到高校對大學生創(chuàng)新行為的支持力度，進一步增強大學生的自我強化動機和社會強化動機，從而讓大學生積極投入到創(chuàng)新行為中去.

4.4 研究展望

第一，本研究通過問卷的形式獲取靜態(tài)截面數(shù)據(jù)，所以不能夠觀測到高校創(chuàng)新支持對大學生創(chuàng)新行為的動態(tài)影響過程，未來可采取具有時間跨度的數(shù)據(jù)來動態(tài)觀察高校創(chuàng)新支持對大學生創(chuàng)新行為的影響過程；第二，本研究只考察了個體心理層面的中介變量對高校創(chuàng)新支持影響大學生創(chuàng)新行為的中介效應，但實際上大學生創(chuàng)新行為是涉及多層面、多因素的復雜過程，未來仍需從多個角度綜合分析高校創(chuàng)新支持對大學生創(chuàng)新行為的作用機理，不斷完善理論研究成果.