创新环境与大学生创新能力关系的统计检验

陆静丹，李成江，赵永乐

（1.河海大学商学院，南京210098；2.济南大学经济学院，济南250022；3.南京大学商学院，南京210098）

创新环境与大学生创新能力关系的统计检验

陆静丹1，李成江2，3，赵永乐1

（1.河海大学商学院，南京210098；2.济南大学经济学院，济南250022；3.南京大学商学院，南京210098）

基于人的“社会属性”论和自我效能感理论，文章探讨了大学生所处的创新环境、大学生自身的创新效能感和大学生创新能力之间的关系，提出了创新效能感作为创新环境和创新能力之间的中介变量的理论模型，对江苏省内“211类”综合性大学的438名在校大学生进行问卷调查，并对样本数据进行了实证检验。结果证实：大学生所处的创新环境能够促使大学生创新效能感的产生；大学生创新效能感对大学生创新能力的发挥具有直接作用；大学生的创新效能感在创新环境和创新能力的关系中起到了部分中介的作用。

创新环境；创新效能感；创新能力；大学生

0 引言

在现有的大学生创新能力研究的文献中，学者们对创新环境的研究基本可以分为三个层次：宏观层面的政治经济文化环境研究，中观的学校教育管理环境研究以及微观的生活学习环境研究，研究内容倾向于分析这三个层次分别与创新能力的直接关系。学者们大多认同良好的创新环境对大学生创新能力的提升起到积极的促进作用。历来的研究表明，创新环境在与创新能力的关系中扮演的是外在影响的角色。通过经济政治文化制度的创新、教育管理理念的创新、创新理论知识的传授、创新实践活动的推广等显性的客观的形式，影响着创新能力的成长。创新能力的成长是一个过程，人对创新的诉求，根据师英杰[1]的观点，从虚到实依次为创欲、创意、创力。创欲是创新倾向，对创新的欲望、信念等，这是人主观能动性的高度体现，创意是指人的创新思维，明晰该做怎样的创新，创力是具体的创新技能，即进行创新的方法。创新环境可以通过显性的作用途径，直接影响到创意和创力，但是对于创欲，创新个体具有的内在的特质，创新环境又是通过怎样的途径产生影响的呢？

针对上述问题，更为了完善创新环境与大学生创新能力之间的关系，本文提出一个模型来解释创新环境如何对大学生的创新能力产生完整的影响。

1 研究假设

1.1 创新环境与大学生的创新能力

良好的创新环境，包括学校的教育管理环境、大学生的学习实践环境（学术环境）、生活环境等。学校教育管理理念对创新的提倡，为大学生营造了和谐的创新氛围，从理论创新到具体的实践创新，大学生都能感受到学校对自己的鼓励和支持。大学生的学习实践环境是大学生进行创新活动的核心环境，基础知识理论的学习、实践活动的锻炼、创新思维意识的形成、创新技能的掌握，都需要在这样的一个环境中得到实现。通过不断地学习和实践，大学生逐步明晰“该做什么创新”、逐步掌握“该怎么创新”的方法，创新能力相应地逐步得到提高。生活环境又是学习实践环境的辅助环境，从学校到家庭，从物质层面到心理层面，为大学生的创新活动提供一定的支撑。

综上所述，创新环境对大学生的创新能力具有正向影响作用，由此提出假设：

假设1：创新环境与大学生创新能力之间呈现正相关关系。

1.2 创新效能感的中介作用

(1)创新效能感与创新能力

根据学者们对效能感与创新行为、创新能力、创新成绩等的研究成果，效能感与创新之间确实存在一定的联系。创新自我效能感的提升，使创新个体对创新行为产生了积极的态度，从而加重对心理的作用或者暗示，使个体产生自身已具备创新能力的知觉或者信念，进而激发个体形成创新意识，充分发挥自身潜在的创新技能，最终使自身的创新能力得到良好的展现与提升。

因此良好的创新效能感对创新能力的提升具有正向的影响作用。由此提出假设：

假设2：创新效能感与大学生创新能力之间呈现正相关关系。

(2)创新环境与创新效能感

良好的创新环境，教学上，丰富了创新个体的理论知识、打开了创新个体的思维模式；实践中，拓宽了创新个体的思维领域，丰富了创新个体实际的解决问题的经验；各种外界的支持，为创新个体进行创新排除了生活中存在的各种物质缺乏以及心理压力上的干扰。在这样的创新环境中，创新个体没有理由不具备对于投入创新的信心，良好的创新效能感亦会应运而生。

因此可知，创新人格特质和创新环境对创新效能感均产生作用，良好的创新人格特质和创新环境对创新效能感具有正向的影响作用。由此提出假设：

假设3：创新环境与创新效能感之间呈现正相关关系。

根据假设1、2、3，继而提出假设4。

假设4：创新效能感在创新环境与大学生创新能力的关系中起部分中介作用。

2 研究方法

2.1 样本与数据的收集

本次问卷调研共发放问卷500份，回收476份，回收率为95%，其中有效问卷为438份，有效率为92%。调研对象在专业上包括理工类、经管类、文史类，分别占26.26%、36.07%、37.67%；在学历上包括本科生和研究生，分别占62.79%，37.21%；其中男生占46.12%，女生占53.88%。调研的覆盖区域主要是江苏省内的“211类”综合性大学。

2.2 问卷设计

(1)创新环境量表。在借鉴邱皓政的《组织创新气氛量表》（1999）以及美国心理学家T.M.阿迈布丽通过对负责研发的科学家采用访问式的方法评估出的与创造有关的环境因素的分类的基础上，结合本文研究的内容及研究对象所处环境的特殊性，编制了本文的创新环境量表。经过预试及效度检验所形成的问卷共有21个题项，分别从学习成长、教学模式、实践活动、外界支持四个方面测量大学生所处的创新环境。创新环境用Likert Scale五点量表法进行评价，其中“1”代表完全不符合，“2”代表比较不符合，“3”代表中立，“4”代表比较符合，“5”代表完全符合。量表信度分析，Alpha值为0.874。

(2)创新效能感量表。根据班杜拉对自我效能感的划分，借鉴了德国柏林自由大学著名临床和健康心理学家拉尔夫·施瓦策尔教授和他的同事于1981年编制的中国人适用的一般性自我效能量表、阳莉华9的大学生创新效能感量表，编制了本文的创新效能感量表，共包括17个题项，通过效度分析，分为自我肯定、替代性、领导能力以及支持寻求四种效能感。创新效能感用Likert Scale五点量表法进行评价，其中“1”代表完全不符合，“2”代表比较不符合，“3”代表中立，“4”代表比较符合，“5”代表完全符合。量表信度分析，Alpha值为0.816。

(3)创新能力量表。借鉴了心理测量学家张厚粲教授领衔编制的《中国人创造性量表》（CCS），威廉姆斯创造力倾向量表，结合本文研究的内容，编制了本文的创新能力量表。经过预试及效度检验所形成的问卷共有31个题项，分别从创新思维和创新技能两个方面测量大学生的创新能力。创新能力用Likert Scale五点量表法进行评价，其中“1”代表完全不符合，“2”代表比较不符合，“3”代表中立，“4”代表比较符合，“5”代表完全符合。量表信度分析，Alpha值为0.881。

2.3 分析方法

本文采取两步骤分析法来检验研究中提出的4个假设。首先，通过因子分析法来检验量表的建构效度；其次采用模型比较法来评价结构模型，检验本文的假设。

3 模型检验

3.1 变量建构效度的检验

区别效度和收敛效度共同组成构建效度。Kerhnger(1986)提出，同一构面中，因子负荷值越大(通常为0.5以上)，表示量表的收敛效度越高；每一个项目只能在其所属的构面中，出现一个大于0.5以上的因子负荷值，符合这个条件的项目越多，则量表的区别效度越高。根据Kerhnger的观点，对变量的所有题项放在一起进行因子分析，探索性因子分析表明，所有题项构成了非常清晰的三个公共因子，通过旋转，第一个因子解释的变异数为26.462%，三个因子共同解释的变异数为63.131%。从各个题项在公共因子上的负荷量可以看出，每个题项均仅在一个构面上呈现大于0.5的负荷量，且同一构面中，每个题项的因子负荷量均超过了0.5。因此可以说明，本研究涉及的变量建构效度良好。

3.2 变量相关性分析

对变量进行相关性分析，表1给出了分析的结果。所有变量间都在0.01的水平上呈现显著相关。创新环境与创新能力、创新环境与创新效能感、创新效能感与创新能力之间均呈现显著的正相关关系。所以假设1、假设2与假设3成立。

表1 创新环境、创新效能感和创新能力的相关性分析

3.3 结构方程模型检验

对5个结构方程模型进行检验分析，模型的拟合结果见表2。模型1代表的是创新效能感起到部分中介作用，模型2表示创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种作用路径情况。

表2 模型拟合结果

χ2值越小表示整体模型的因果路径图与实际资料越适配。一个不显著的卡方值表示模型的因果路径图与实际数据不一致的可能性越小。但是χ2值对施测样本的大小非常敏感，样本数据越大，则χ值越容易达到显著，导致理论模型被拒绝的概率增大。本文样本数为438，属于大样本施测。大样本对χ2值的显著性影响比较大，5个模型的分析结果中χ2值呈现显著。

χ2/df，卡方自由度比值，当卡方值受到样本影响显著时，可考虑卡方自由度比值。卡方自由度比值越小，表示假设模型的协方差矩阵与测量的数据越适配。在社会研究中，普遍认为此值小于1时表示模型过度适配，大于3时表示模型适配度不好，介于1～3时表示模型适配良好。由模型拟合结果可知，假设创新效能感不具有中介作用的模型3、4、5的χ2/df均大于3，拟合不好，所以有理由拒绝模型3、4、5。

GFI是绝对适配度指数，GFI值越大，表示理论建构复制矩阵能解释样本数据的测量矩阵的变异量越大，两者的契合度越高。GFI值介于0～1间，越接近1，表示适配度越好。一般的判别标准是GFI>0.90,表示模型路径图与实际数据具有良好的适配度。CFI是增值适配指标，学者Bentler10认为，不管在大样本还是小样本下，CFI值对假设模型适配度的估计仍然十分稳定，一般而言，用于判别模型路径图与实际数据是否适配的标准均应该大于0.90。PNFI为简约调整后的规准适配指标，值介于0～1之间，作为模型适配度的判别标准，PNFI的值应该大于0.5。从模型拟合结果可以看出，模型1和模型2在该几个拟合指标上的数值均符合适配度良好的标准。

RMSEA为渐进残差均方和平方根。一般而言，当RMSEA的数值高于0.1时，模型的适配度欠佳；当数数值介于0.08～0.1之间时，模型尚可，具有普遍的适配；当介于0.05～0.08时，表示模型适配度良好；当数值小于0.05时，表示模型适配度非常好[4]。从模型拟合结果可以看出，模型1和模型2的RMSEA值均达到了适配良好的标准。

但是根据侯杰泰（2002）提出的评价方法，当模型的自由度减少1时，如果减少的χ2值大于6.63，应该选择自由度较少的模型。模型2到模型1，减少一个自由度，χ2值减少了25.816。所以我们接受χ2值更小的模型，即接受模型1，认为创新效能感在创新环境与创新能力的关系中起到部分中介的作用。由此也证实了假设4的成立。创新效能感作为部分中介参与的创新环境与大学生创新能力的关系作用路径如图1所示。

4 结论与启示

本文依据班杜拉的自我效能感理论和哲学中人的“社会属性”理论，探求创新环境对大学生创新能力的作用机理和过程。在研究过程中，借鉴了西方文献中对创新环境、创新效能感与创新能力的关系研究，结合本文的研究对象和研究内容，对三个构念进行了理论解析，形成了本文研究的结构框架。

模型检验结果在很大程度上支持了理论假设，即创新环境通过大学生的创新效能感影响大学生的创新能力。根据人的“社会属性”观点，人要突出自己的存在，就要使自己融入环境中，人在积极地与环境发生关系的同时，也会受到环境的反作用。大学生所处的环境，首先是以创新的教育管理理念、创新的教学模式等，将创新知识、创新技能授予大学生，这种作用方式外在直接而为人所察。但是大学生创新能力得到发挥并不仅仅依赖于创新知识的充裕，创新技能的获得。大学生进行创新的首要条件是已具备了创新的欲望和信念，信念和对创新的追求精神能够支持大学生坚持不懈地完成整个创新过程。信念的获取，是环境作用的结果，信念来自于人际关系中他人对自己的支持肯定，来自于学习实践中的成功经验。根据自我效能感理论，个体对自己能否完成某个任务或活动的能力的信心，是主体对自我在某个方面的能力的感受、直觉和把握，其最终结果就构成了自我信念，自我信念的产生和使用也可以看作是一种创新的过程。所以无论来自他人对自己的肯定，还是自身的经验总结，最终还是要转化为大学生内在的自我信念，凭借自我信念对自身能否进行创新作判断。在大学生的创新效能感的形成过程中，形成的结果为大学生的创新提供了精神上的动力，即创新效能感是大学生创新能力的直接影响因素；形成的开端来源于大学生在创新环境中的历练，即创新效能感是来自于创新环境的中介影响因素。

本文研究还存在一定的局限性。首先是调研对象，本文的调研对象是在校大学生，包括文史类、经管类、理工类。创新可以分为科学领域的创新、技术领域的创新以及人文社科领域的创新，各个学科的大学生对创新能力的理解不尽相同。调查问卷无法做到兼顾，可能会存在顾此失彼的问题。因此在今后类似的研究中，尽量缩小调研对象的范围，保证调研对象在对研究内容的认识上具有共通性。其次是量表的编制，调查问卷虽然是根据现有的成熟量表进行编制的，但量表所处环境的不同、量表测量对象的不同均会给量表的有效性产生影响，难免会影响到某些关键指标的量化。在今后的研究中，对于量表的编制过程要慎之又慎，结合量表所处的环境和量表测量的对象，对量表进行预测和再测检验，保证量表测量的有效性。

[1]师英杰.人的创造能力的哲学研究[D].北京：中共中央党校研究生院，2009.

[2]阳莉华.大学生创新效能感量表的初步编制[J].中国健康心理学杂志,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

陆静丹（1982-），女，江苏常熟人，博士研究生，研究方向：人力资源管理及组织行为。李成江（1973-），男，山东枣庄人，讲师，博士后，研究方向：人力资源管理及组织行为。赵永乐（1946-），男，山东威海人，教授，博士生导师，研究方向：人才市场学、人力资源管理等。

(责任编辑/易永生)