高校科技成果轉化影響因素探究

許 敏 卓德保

(上海師范大學 旅游管理學院，上海 200234)

0 引言

高校聚集了大量科研人員，是科研成果的主要產出地。隨著“創新是引領發展的第一動力”戰略地位的提出，高校技術轉移活動作為推動創新的核心手段，愈發受到重視。然而高校的科研成果轉化效率不高，成功轉化的科技成果占總科技成果的比率較小。已有研究指出，影響科技成果轉化的因素眾多，包括機制不健全,體制不適應等[1]。

根據《中華人民共和國促進科技成果轉化法》，科技成果轉化包括從開發，到實驗，再到應用最后形成新產品或新工藝的一系列過程[2]。學者們認為，科技成果轉化，狹義上指將其轉化為現實生產力以獲取經濟效益；廣義上則是包括從生產知識到轉化為生產力的一系列流程，囊括了轉化的各個環節[3]。蔡躍洲等[4]認為，科技成果轉化是一種商品化的過程，是指生產高校科研成果，以實現經濟效益或者社會效益，理想狀態下，最終科技成果轉化可以達到產業化，即轉化后的科技成果可達到產業化狀態。

趙哲[5]提出，科技成果轉換效率低下的原因在于高校與企業理念不一，企業青睞于見效快的技術模仿，高校傾向于科技創新的學術評價，二者均忽略了結合研究成果與市場需求這一相對來說更重要的步驟。凌淼等[6]提出人力資源管理強度可以顯著正向影響員工的創新行為，提升創新績效。而合理的激勵手段以及支持性服務能夠顯著推動學術成果轉化，高校和企業有必要采取合理的激勵手段，提升科研人員的參與積極度，促進科技成果的轉化。國內外學者均對影響高校科研人員參與科技成果轉化活動的高校環境進行研究。李梅芳[7]指出，高校采取一定的激勵手段可以顯著提高技術轉移活動的參與率。其中，有效的收益分配對高校科研人員參與技術轉移活動有顯著正向影響，當然高校對知識或技術轉移的重視程度對科研人員的參與行為也有重要的影響。國外學者指出，發展使命可以正向引導研究人員的科研行為。Deci等[8]發現，滿足個體的關系需求可以為個體在與他人的關系中提供安全感，這是個體內部動機產生的基礎，另外，勝任需求和自主需求，對于個體內部動機的產生均有相應的促進作用。所以，如果環境可以滿足個體的這三種心理需求，就可以充分激發個體的動機，使個體采取行為。

現有研究大多專注于影響科技成果轉化的高校層面因素和企業層面因素[9]，本文基于自我決定理論，將從個體層面出發，研究激勵科研人員進行科技成果轉化的因素，為高校與企業制定激勵政策提供參考，提升高校科技成果轉化效率。

1 理論與研究假設

1.1 基本理論

科技成果包含顯性知識與隱性知識，分別由高校與科研人員掌握。若科研人員能夠主動參與并推動科技成果的轉化，結合顯隱性知識使之更好的發揮作用，可以在很大程度上提升科技成果轉化的績效。高校的重視程度不足，導致高校的科研人員參與到技術轉移過程的意愿不明顯，因而影響到高校的科技成果轉移效率，導致轉移效率低下。其中高校科技成果轉化指，高校科研人員進行科研活動獲得的技術成果以及科研人員掌握的經驗、技能等知識成果，通過各種形式獲取經濟效益的過程。

本文從個體層面出發使用自我決定理論[10](Self-Determination Theory)對高校激勵機制進行研究，其理論框架如圖1所示。

圖1 自我決定理論框架

該理論認為個體動機的產生與其所處的環境有著極大的關系，個體需求因環境變化發生改變，進而產生動機變化，導致行為變化[11]。其中，心理需求(Psychological Demand)闡述了基本的心理需要的涵義以及心理需要與動機、目標定向和幸福感等的關系。心理需求包括勝任需求、關系需求和自主需求三個維度[8]。勝任需求指個體相信自己可以完成某項工作或者任務的信念感；關系需求是指個體希望與他人建立并且保持一種良好的聯系，獲得歸屬感；而自主需求是指個體在完成任務過程中希望可以根據自己的意愿選擇行動[12]。

1.2 外部工作壓力與內在動機的關系

外部的工作壓力會極大地影響到個體的行為。研究顯示，過度的工作壓力會使個體會變得消極，心理與生理同時感到疲憊，甚至于厭煩工作。同時個體會產生資源可得性認知障礙，無法正確感知可獲得的資源。本文認為工作壓力對科研人員的內部動機會有抑制作用。一方面，過度的評估性績效考核會使科研人員身心俱疲，甚至于對科研工作產生厭煩心理。另一方面，科研人員會產生認知障礙，認為高校沒有提供充足的資源來支持其工作，進而產生低落情緒，消極怠工。基于上述分析,可以得到假設：

H1：工作壓力會一定程度上影響科研人員參與技術轉移過程的內部動機，降低其積極性。

1.3 感知的高校重視程度與內部動機的關系

本文認為，感知的高校重視程度對科研人員的內部動機具有積極影響。若科研人員感知到的高校的重視程度較高，首先他們會認為這有助于實現個人目標，從而獲得更多的自主感；其次，科研人員更容易感受到組織支持，這種心理資源可以讓個體具有完成任務的效能感和信念感，滿足其勝任需求；最后，科研人員更能夠感受到高校對其的認同，可以增強科研人員對高校的信任感與認同感，這在一定程度上滿足了科研人員的關系需求。上述三種需求都可以激發科研人員的內部動機。基于此，提出假設如下：

H2：感知的高校的重視程度對激發科研人員的內部動機具有顯著正向影響。

1.4 外在獎勵與內部動機的關系

外在獎勵指的是工作成果之外的獎勵，如獎金等。對于外在物質獎勵與內部動機的關系，存在兩種完全不同的看法。一種看法是給予外在物質獎勵存在擠出效應，個體會對自身行為和他人行為進行歸因。當個體從事某一項活動沒有獲得外在獎勵時，個體會更傾向于將這一行為歸因為自己的內在意愿；若個體感知到明顯的外在物質獎勵，可能會將所從事的活動當成獲取獎勵的手段，降低個體的內在意愿[17]。因而支持擠出效應的學者認為，外在獎賞對激發內部動機存在負面影響。另一種看法是給予外在物質獎勵存在互補效應。首先，根據馬斯洛的需求層次論，個體需要外在獎勵滿足其成就需求;其次，科研人員在參與技術轉移活動時需要付出大量的時間與精力，較高的外在物質獎勵可以彌補這種投入所帶來的損失;最后，有研究表明當個體受到物質激勵時，在行為和認知方面產生自我依賴感，使個體在采取行動時表現出更高的獨立性與自信。

本文認為，一定的外在物質獎勵可以激發科研人員內在動機。外在物質獎勵作為一種內在驅動力量，會被科研人員作為自我實現的過程。另外，外在物質獎勵(如名聲，榮譽等)可以滿足科研人員的成就需求，激發其內在動機。但超過了某個限度之后，外在物質獎勵無法激發科研人員的內在動機，過于看重外部獎勵時，往往會急功近利，忽視內部目標的驅動力量，無法專心科研。基于此，提出如下假設：

H3：一定的外在物質獎勵對激發科研人員的內在動機有正面影響，但超過某個限度之后，外在物質獎勵無法激發科研人員的內在動機，甚至會有抑制作用。

2 實證研究

2.1 研究樣本

由于本部分研究所需的數據無法從統計信息中獲取，因此采用調查問卷進行數據采集。本文選取全國多所歸屬地及屬地經濟發展水平不一的高校中的科研人員作為樣本，樣本多樣化可以提升研究結論的普適性。調查問卷通過紙質問卷和電子問卷的方式進行發放。對于上海本地的高校研究人員，采用發放紙質版問卷的調查方式，而電子問卷則通過郵箱等形式發送。

發放問卷共計259份，剔除無效問卷后，回收有效問卷共228份，回收率為88.0%。為測試樣本在年齡、性別等信息上是否存在顯著差異，對回收的問卷進行獨立樣本T檢驗，分析檢驗結果可知樣本為不顯著，因而數據不存在無反應偏差。

2.2 問卷設計

本文針對高校研究人員的調查問卷包括個人基本信息和技術轉移參與活動的相關問題。在參考有關高校技術轉移的相關研究文獻的基礎上，結合自我決定理論的特點，形成研究變量的測量項。

為保證結果的嚴謹，本文采用的均為成熟量表。在進行調查前，作者咨詢了相關領域的專家，對有歧義的問卷選項做出相應的調整。量表采用五點計分法，1表示非常不同意，5表示非常同意，問卷的具體內容如表1所示。

表1 部分調查問卷

3 數據分析

3.1 信度效度與效度分析

為保證最終結構模型的有效性，本文通過信度檢驗、效度檢驗等方式對樣本進行檢驗。

3.1.1 信度檢驗

本文使用SPSS軟件對外部工作壓力等變量進行信度分析。為保證最終結構模型的有效性，需要先通過克爾巴赫系數Cronbach’α、組合信度CR(Composite Reliability)對測量模型的信度進行檢驗。

收集數據后必然要采取信度檢驗，可反映結果的穩定性與一致性。檢查結果如表1所示，Cronbach’α反映測量變量題項之間的一致性(參考值：Cronbach’sα>0.70)，值越大，測量模型信度越高，即樣本數據具有內部一致性，符合可靠標準；本文各變量的Cronbach’α皆大于0.7，由此可知各變量處于較高的信度水平。另外，CR體現各潛變量的內部一致性(參考值：CR>0.70)，值越大，測量指標間相關性越佳。根據計算結果，各題項的CR值均大于0.7，達到標準，說明變量具有較好的組合信度。

3.1.2 各變量的KMO檢測和Bartlett 球形檢驗

結構效度可以用收斂效度來表示，收斂效度可以用驗證性因子分析(CFA)來進行評價。進行CFA分析之前應當確定各變量對應題項之間的相關性，因此要進行KMO測度和Bartlett球形檢驗。如表2所示，各變量的KMO值均大于標準值0.6，且各變量的Bartlett 統計值的顯著性概率均為0.000，小于標準0.01，因此，本文各變量的測量項數據均適合進行因子分析，即各題項數據均能夠良好解釋對應變量。

表2 量表信度分析結果

3.1.3 結構效度分析

采用AMOS對量表進行結構效度檢驗。平均方差抽取值(Average Variance Extracted) AVE、因素負荷量(Factor Loading) FL對模型效度進行分析。

本文采取極大似然估計，估計模型參數，同時采用固定系數方法計算題項的承載系數。CFA用于測量題項與對應變量之間的關系，以說明題項是否充分反應變量，結果如表3所示。根據表2所示結果，所采取的變量的因子載荷系數的值基本上都大于0.5，達到了標準，表明量表具有良好的結構效度測量模型對樣本數據擬合程度較好。另外，AVE體現潛變量解釋測量指標變異量的程度(參考值：AVE>0.50)，值越大，表示觀測指標可以更有效反映潛變量；各變量的AVE(可解釋方差百分比)基本上也都大于0.5，達到標準，這說明采用的各變量指標的收斂性達到了預期的效果，即各題項的效度較好。

表3 驗證因子分析結果

從變量可測性角度可分為潛變量和顯變量。本文的潛變量包括工作壓力(WS)，外在的物質獎勵(ER),感知的高校重視程度(PI)共計3項，顯變量為WS1等，共計11項。

3.2 假設檢驗

本文采取回歸分析方法，式(1)為計算公式，如下所示：

Y=α+βXi+εi

其中，Y表示因變量內在動機，Xi表示自變量(外在工作壓力，外在物質獎勵以及感知的高校重視程度)，εi表示隨機變量，即隨機擾動項, 路徑系數β表示自變量對因變量的影響,β為正數則說明自變量對因變量有正向影響，反之則有負向影響。利用該方程驗證外部工作壓力、感知的高校重視程度及外在獎賞對科研人員內部動機的影響作用。結果如表4所示。根據上文假設，可以建立了不同激勵因素對科研人員內在動機的影響模型，模型中工作壓力、外在物質獎勵以及感知的高校重視程度均影響科研人員的內在動機。根據模型，本文檢驗外部工作壓力對科研人員內在動機的影響，結果如表4所示。該表中F值是在顯著性水平下的臨界值，即F值用以檢驗的P值，代表棄真概率，一般應該小于0.05。本文模型中，F值分別為5.871，19.784，6.801，且P值均為0.00，達到了95%的置信度。R2值是指回歸分析中因變量對自變量的解釋度，可用作模型擬合優度的參考指標，范圍是0到1之間。當回歸方程具有不同個數的自變量時，為了方便比較，一般采取調整后的R2來衡量。各模型中調整后的R2值分別為0.152，0.408，0.176，反映出方程擬合程度較好。

表4 線性回歸結果

模型1是以內在動機為因變量，對控制變量(年齡、性別、職稱)進行回歸分析的結果。經分析，控制變量的DW(Durbin-Watson)=2.053,說明模型所選取的控制變量之間是非自相關的。在此基礎上，加入外在工作壓力為自變量，形成模型2。通過路徑系數β和顯著性P值分析，各個研究假設驗證結果如表2所示。模型2的結果表明，外部工作壓力與科研人員的內部動機呈顯著負相關(β=0.102,P<0.005)，因此假設H1得到支持。模型3是在模型1的基礎上，加入感知的高校重視程度為自變量，數據結果顯示，感知的高校重視程度與科研人員參與技術轉移活動的內在動機呈顯著正相關(β=0.215,P<0.005)，故假設H2得到驗證。模型4是在模型1的基礎上以外部的物質獎勵為自變量，檢驗外部的物質獎勵與科研人員內在動機的相關關系。結果顯示，外在的物質獎勵與科研人員的內部動機呈不顯著正相關(β=0.251,P<0.005)，因而假設H3未得到驗證,得出的數據結果不支持假設。

4 結論與建議

本文主要研究了推動高校科研人員積極參與技術轉移活動的影響因素，探究個體層面因素對于科技成果轉化的影響，基于自我決定理論，探討了推動科技成果轉化的因素。驗證外部的工作壓力對科研人員參與科技轉移活動內部動機的負向作用，以及其感知高校重視程度對科研人員參與技術轉移活動內部動機的正向作用，較大的外部工作壓力下，科研人員會產生負面情緒以及資源認知障礙，抑制科研人員的內部動機。結果顯示，如果科研人員能夠比較清晰的感受高校的重視程度，準確了解高校在科技成果轉化活動方面的政策，可以更好激發科研人員的內部動機，同時外在物質獎勵對于科研人員參與技術轉移活動和內部動機存在激勵影響。經過分析，該結果基本支持本文提出的假設。

對于高校來說，應充分重視對科研人員的激勵，提出如下建議：①應注重營造一個有著適度壓力的工作氛圍。過度的外部工作壓力導致科研人員情緒低落，感受不到組織支持，難以產生內部動機。②需要注意塑造一個公平公正的工作環境，明確傳達相關的各種政策。③應該制定合理的獎勵機制，不能忽視對科研人員的外在物質獎勵，同時應該注意外在物質獎勵要適度，防止過猶不及，使得科研人員忽視科研工作的初衷，一味追求外在物質獎勵，忽視內在動機。

本文未對工作壓力進行詳細的劃分。工作壓力存在阻礙型壓力與挑戰型壓力，兩種壓力對于個體投入工作的影響是不同的。阻礙型壓力可能會抑制個體的內部動機，而挑戰型壓力則可能會激發個體參與工作的積極性，未來可對此展開進一步研究。