協同培養機制與創業績效關系的實證研究
——創業能力作為中介變量

王慶金，田善武，高 昊

(青島大學 商學院，山東 青島 266071)

協同培養機制與創業績效關系的實證研究
——創業能力作為中介變量

王慶金，田善武，高 昊

(青島大學 商學院，山東 青島 266071)

以創業能力為中介變量，通過構建結構方程，實證研究協同培養機制與創業績效關系。探討了國家政策保障、高校創業教育、產業協同培養三個內生潛變量與創業型人才創業績效這一外生潛變量的相關關系及路徑系數，并且探討了創業能力的中介作用。研究得出三個內生潛變量對創業型人才創業績效影響程度的標準化路徑系數分別是0.40、0.75、0.58，這為創業型人才協同培養機制設計提供了重要啟示，需要政府、大學、企業等創新主體的系統共生，協同培養創業型人才。

協同培養機制；創業績效；創業能力；創業型人才

協同創新系統中政府、學校、企業等創新主體扮演著不同的角色，在技術創新的研發、傳遞、轉移和應用環節分工明確，有著不同的功能定位。在高等教育發展越來越全球化和復雜化的形勢下，需要政府、大學、企業等創新主體協同培養具有創新創業精神和創新創業能力的創業型人才。創業教育是促進社會經濟發展、解決大學生就業、促進大學生自我價值實現的重要途徑，創業者的基本能力和素養需要通過創業教育來實現，而高質量的創業教育需要在理論學習與實踐互動中進行。2015年國務院辦公廳《關于深化高等學校創新創業教育改革的實施意見》指出堅持協同推進，匯聚培養合力。協同培養創業型人才，有利于發揮各育人主體的資源優勢，有效實現人才培養的目標。協同培養機制建設要求政府、大學、企業各行為主體的相互關聯，系統共生，有機耦合。

然而長期以來，由于對于協同培養機制與創業能力及創業績效的關系還不是很清晰，導致中國大學生創業能力不足，創新績效不明顯。因此，本文以創業能力為中介變量，以大學生創業型人才為例，進行國家政策保障、高校創業教育以及產業協同培養等方面的協同培養機制與創業績效關系的實證研究，以對協同培養機制的設計提供啟示。

一、文獻回顧與研究假設

在對創業型人才培養的研究中，嚴毛新提出高校創業教育的主要功能是培養學生的創業精神，促進學生個性自由發展[1]63-68。Kantor通過對大學生的實際調查，認為大部分創業型人才所具備的創業特質以及能力是可以傳授的[2]12-19。張守攻研究得出產學研的合作模式在人才培養中發揮著重要的作用[3]26-28。

協同創新培養創新創業型人才引起了業界和學界的廣泛關注，也出現了一些研究成果。在對協同培養機制的研究中，張兄武構建了高校創新創業型人才多元協同培養機制，分析了高校創新創業型人才“多元協同”的培養機制如何有效運行[4]30-37。陳浩等分析了“政產學”協同培養人才的機制，包括資源共享機制和政府調控機制等幾個方面[5]67-71。

創業績效研究上，張寶建等構建了網絡能力、網絡結構與創業績效間關系的理論模型，驗證得出相對穩定的網絡結構各個維度在網絡能力和創業績效之間發揮著中介效應[6]39-50。陳旭陽等研究指出，大學生異質化創業能力與創業績效顯著正相關，創業團隊在創業能力與創業績效之間起到中介作用[7]222-228。

創業能力研究上，謝雅萍等構建了基于社會網絡的創業學習、創業能力與創業績效關系的理論模型，驗證得出創業能力在創業學習與創業績效之間發揮了部分中介作用[8]101-106。張玉利等研究表明，學習風格在創業者的經驗與創業能力之間發揮著調節作用[9]1-12。

通過對現有研究成果進行梳理得出，協同培養機制對創業能力的提升以及對創業績效影響的實證研究還不多，基于此，本文以創業能力為中介變量，實證研究大學生協同培養機制與創業績效的關系。

(一) 國家政策保障與創業績效

國家政策保障對創業績效有重要的影響。創業型人才的培養是國家實施創新驅動發展戰略的重要保障，也是深化高等教育教學的目標方向[10]368-392。創業型人才培養政策對創業能力的形成具有促進作用。健全創業教育相關的法律法規，不僅能夠營造良好的創業生態環境，而且也可以促進高校創業型人才能力的培養[11]422-448(27)。德國的《德國高技術戰略》對創業型人才培養提出了指導意見，對國家培養創業型人才起到重要的推動作用。美國推出“創業美國計劃”主要是營造一個良好的創業生態系統，增強創業者與創業導師的有效溝通[12]92-95。基于以上分析，本文提出如下假設：

H1a:其他條件保持不變的情況下，國家政策保障與創業績效顯著正相關。

(二) 高校創業教育與創業績效

為了提升創業績效，高校需要完善創業教育體系，明確培養目標，健全創業教育課程體系。創業教育課程是大學生學習創業教育理論與開展實踐探索的前提條件，是影響創業教育實施效果的核心要素。在教學方式方面，通過互動的教學方式，激發大學生的創業自主性意識、拓寬專業知識，提升大學生創業能力[13]125-127。

學術創業與大學創業教育有機融合便于培養創新創業型人才[14]108-114。大學生參加創業競賽是激發創業激情和提高創業能力的有效方式[15]78-82。營造良好的創業環境，塑造創新創業校園風氣，這有助于培養學生的創業能力，提升創業績效。創新創業的校風可以培養學生的創新創業精神，發揮學生的想象力，激勵學生開展創業行動[16]8-12。良好的高校創業環境能夠鼓勵大學生參與到創業活動中去[17]1-149。基于以上分析，本文提出如下假設：

H1b：其他條件保持不變的情況下，高校創業教育與創業績效顯著正相關。

(三) 產業協同與創業績效

高校與產業協同培養是提升創業能力，進而提升創業績效的有效途徑。產學研的合作模式可以豐富學生的創業知識，提升學生的創業能力，“學生與企業家互動是創業教育的一種重要學習方式”[18]509-517(9)，這有助于激發學生的創業熱情，提高學生的創業意識。行業企業的創業導師能為學生創業行為提供精神上的動力和實踐經驗。通過創新創業實踐，大學生能提升自己的創業能力，從而提高創業績效[19]97-99?；谝陨戏治?，本文提出如下假設：

H1c：其他條件保持不變的情況下，產業協同培養與創業績效顯著正相關。

(四) 創業能力與創業績效

創業能力的提升，有助于創業者在創新活動過程中創業績效的提升[20]76-85。創業能力蘊含在創業者完成創業活動過程中的各項行為中，并決定了完成任務行為的效率和效果，進而影響創業績效[21]588-594?；谝陨涎芯?，本文提出如下假設：

H2：其他條件保持不變的情況下，創業能力與創業績效顯著正相關。

H3：創業能力在協同培養機制與創業績效之間起到中介作用。

圖1 協同培養機制與創業績效的關系模型

根據以上已有研究，本文建立結構方程模型，如圖1所示。結構方程模型有5個潛變量，19個觀測變量。外生潛在變量分別為國家政策保障(ξ1)、高校創業教育(ξ2)和產業協同培養(ξ3)，內生潛在變量為創業能力(η1)和創業績效(η2)。國家政策保障的觀測變量包括：創業型人才培養戰略與目標(x1)、創業型人才培養計劃實施效果(x2)、相關法律法規的支持力度(x3)、創業專項基金(x4)；高校創業教育的觀測變量：創業能力培養目標與培養計劃(x5)、創業教育課程的系統性(x6)、校內創業導師的配備情況(x7)、高校創業氛圍(x8)；產業協同培養的觀測變量：校企合作組織機構(x9)、學生與企業家互動平臺搭建情況(x10)、企業提供實習機會(x11)、企業贊助經費(x12)；創業能力的觀測變量為：進行自我評估的能力(x13)、自我激勵的能力(x14)、執行力(x15)、團隊合作能力(x16)；創業績效的觀測變量為：公司營業額增長程度(x17)、創業型人才成長(x18)、公司擴張速度(x19)。依據上述假設建立測量各個潛變量因果關系的結構模型。

二、研究設計

(一)問卷設計

問卷采用likert五點量表法進行設計，在對協同培養機制的調查中，從“1—不贊同”到“5—贊同”，在對創業能力與創業績效的調查中，從“1—不符合”到“5—符合”。在創業績效的影響因素問題設計中，采用3個維度12個題項，分別是國家政策保障(4個題項)、高校創業教育(4個題項)、產業協同培養(4個題項)；在對創業能力構成要素方面采用4個題項進行測量；在對創業績效方面采用3個題項進行測量。問卷設計主要包括以下三個方面的內容：一是被調查創業型人才的基本情況；二是創業績效的影響因素；三是創業能力的構成要素結構。

(二) 樣本與數據收集

總體和樣本的確定。問卷調查對象的總體為大學生創業型人才，樣本選擇參加“創青春·全國大學生創業大賽”的參賽大學生。問卷通過兩種方式發放：一種是調研人員親自到濟南、青島、煙臺等地，向調研對象闡述調研目的并發放問卷。另一種是通過與“創青春·大學生創業大賽”的主辦方合作的方式發放問卷。截止到2016年3月底，共發放問卷455份，得到有效樣本323個，有效回收率71%。t檢驗結果表明，先后回收的兩批有效樣本的創業能力的構成要素結構以及創業能力培養的影響因素等變量不存在顯著差異(P>0.05)。

三、實證結果與分析

(一)信度及效度檢驗

分析得到問卷的整體cronbachα值為0.916。五個潛變量的信度檢驗結果分別為0.819、0.859、0.873、0.880、0.890。理論上來講，信度系數越大，說明測量的可信程度就越高。一般情況下，cronbachα系數在0.65—0.70為最小可接受區間，0.70—0.80為可信度比較強，0.80—0.90表明可信度非常高。根據檢驗結果可以知道樣本數據具有非常好的內部一致性。

問卷的KMO值為0.915，bartlettd的球形度檢驗的顯著性概率為0.000，問卷的效度非常高，數據分析結果可信性非常強。數據具有非常高的相關性，適合做因子分析。

表1 KMO和Bartlett球形檢驗

(二) 因子分析

在運用探索性因子分析確定因素后，進行驗證性因子分析，分析軟件采用IBM SPSS Amos 21，如圖2所示，為創業型人才協同培養結構方程模型路徑圖，表示了各個潛變量與觀測變量之間的關系，并對模型路徑系數進行描述。如圖所示，潛變量用橢圓表示，觀測變量用矩形表示。

圖2 協同培養機制與創業績效關系結構方程模型路徑圖

分析擬合指數的結果，在絕對適應統計量中，模型的Chi-square為456.397，Degrees of freedom為147，卡方/自由度=3.105<5，RMR為0.061，RMSEA為0.081，GFI為0.873>0。增值適配度統計量中，NFI為0.875，RFI為0.854，IFI為0.911，TLI為0.896。指標在可接受范圍內，結構方程模型擬合度比較好。

從得到的模型參數值可知，國家政策保障、產業協同培養與創業能力之間的路徑系數為正，并且具有顯著性。高校創業教育與創業能力之間的路徑系數為負，同樣具有顯著性。由此可見，創業能力是國家政策保障、高校創業教育以及產業協同培養共同作用的結果。

(三) 結構方程模型數據分析

如表2所示，三個外生潛變量C.R.值均大于6，且P<0.001，說明三個內生潛變量之間具有很強的相關性。如表3所示，路徑分析得到的三個內生潛變量對創業績效影響程度的標準化路徑系數，分別是國家政策保障0.40，高校創業教育0.75，產業協同培養0.58，假設H1a，H1b，H1c均得到驗證。一般情況下，標準化路徑系數與變量之間的影響關系呈正相關，樣本中創業績效主要依賴于高校創業教育，因此高校創業教育對創業績效影響較大，而國家政策保障與產業協同培養影響相對較小，但是三者的有機耦合是創業績效提升的關鍵。

表2 外生潛在變量協方差

注：C.R.值即為t值，***表示P<0.001，**表示P<0.01，*表示P<0.1?！唉?”表示變量“國家政策保障”，“ξ2”表示變量“高校創業教育”，“ξ3”表示變量“產業協同培養”。

表3 路徑/載荷系數估計結果

續表3

注：C.R.值即為t值，***表示P<0.001，**表示P<0.01，*表示P<0.1?！唉?”表示變量“國家政策保障”，“ξ2”表示變量“高校創業教育”，“ξ3”表示變量“產業協同培養”，“η”表示變量“創業型人才創業績效”。

(四) 創業能力中介效應的檢驗

根據研究假設的內在邏輯，在前置假設得到驗證的前提下進行中介作用檢驗，假設H1a，H1b，H1c均得到驗證，因此對自變量和因變量、自變量與中介變量、中介變量與因變量的關系，即創業能力在協同培養機制與創業績效之間的中介作用進行檢驗。回歸方法檢驗結果如表所示。

表4 創業能力在國家政策保障與創業績效之間的中介作用檢驗

*為在0.05水平上顯著，下同。

表5 創業能力在高校創業教育與創業績效之間的中介作用檢驗

表6 創業能力在產業協同培養與創業績效之間的中介作用檢驗

檢驗結果表明，國家政策保障、高校創業教育以及產業協同培養通過創業能力來影響創業績效，創業能力在協同培養機制和創業績效之間起到重要的中介作用。因此，為了提升創業績效，應重視培養創業型人才的創業能力。

四、結論與討論

(一) 研究結論

(1)研究得出，三個內生潛變量對創業績效的標準化路徑系數分別是0.40、0.75、0.58。這表明其他條件保持不變的情況下，國家政策保障與創業型人才創業績效顯著正相關，高校創業教育與創業型人才創業績效顯著正相關，產業協同培養與創業型人才創業績效顯著正相關。這說明應當重視高校創業教育，在高校創業教育方面，高校應當提出明確的創業型人才培養目標與培養計劃、豐富創業教育課程、在校內配備創業導師、營造良好的高校創業氛圍，從而培養出更多的創業型人才。同時，應進一步完善國家及省市針對大學生的創業教育激勵政策，相關部門要開展多種形式的創業大賽，通過完善的政策措施促進創業型人才的創業績效。另外，一定要加強校企融合，高校在培養創業人才的過程中，在導師隊伍及實習實訓等方面要和產業企業無縫對接。

(2)通過多元回歸檢驗，得出創業能力在國家政策保障、高校創業教育及產業協同培養等方面與創業績效之間起到中介作用，因此創業能力在協同培養機制與創業績效之間起到中介作用。這說明除了專業知識外，在大學階段創業能力的培養非常關鍵。因此為了提升創業績效，需要政府、大學及企業采取多種形式協同培養大學生的創業能力，重點培養創業型人才的創新精神、自我認知、自我調控能力、自我激勵能力、執行力及團隊合作能力等。

(3)政府、大學及企業的協同創新效應對協同培養機制建設非常關鍵。創業型人才協同培養系統是共生系統，共生系統的共生單元由政府、大學和企業等構成。共生單元有效溝通、協同創新，才能促進共生系統的有效運轉。在一些區域，如果大學的創業型人才培育體系不健全、政府的創業教育激勵機制不完善，產業企業發展滯后，相互交流機制不健全，協同培養系統就不能協同進化，共生單元關聯就不密切，共生單元之間信息技術傳遞效率較低，協同培養系統就會呈現出不協調發展的封閉現象。

因此，應該通過政府、企業和大學的無縫銜接和利益共享機制，促進共生單元互動，大眾與精英互促以及線上與線下有機融合，創新要素科學配置，形成系統性的創新創業新格局，才能提升創業型人才的創業能力，進而提升創業績效。斯坦福大學、加州大學伯克利分校等創業型人才的創業能力的培養和創業績效的提升得益于區域有完善的共生環境政策和校企的深度融合。

(二) 局限性與未來研究方向

本文重點探討了協同培養機制中國家政策保障、高校創業教育、產業協同培養三個內生潛變量與創業型人才創業績效這一外生潛變量的相關關系及路徑系數，并且探討了創業能力的中介作用。本文研究的局限性主要體現在以下三個方面：對協同培養機制中國家政策保障、高校創業教育、產業協同培養三個內生潛變量中任何一個變量的變化對其他兩個變量的影響以及對協同培養機制運行效果的影響，進而對創業能力和創業績效的影響缺少深入的定量分析；在協同培養機制與創業績效關系中對創業者的相關背景與心理特質等因素考慮較少；問卷調查主要集中于山東省的濟南、青島和煙臺，缺少其他城市的相關數據。針對這三個方面的局限性，今后將多種學科交叉融合，定量和定性研究相結合，深入系統地進行研究。

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[責任編輯：哲文]

AnEmpiricalStudyofCollaborativeTrainingMechanismsandEntrepreneurialPerformance-takeEntrepreneurshipasMediator

WANG Qing-jin，TIAN Shan-wu，GAO Hao

(College of Business，Qingdao University，Qingdao 266071，China)

In this paper，it took entrepreneurship as mediator，and constructed a structural equation，empirical research collaborative training mechanisms and entrepreneurial performance. It discussed the correlation and path coefficients between three endogenous latent variables which include national security policy，enterprise education and industry co-culture relationship and the exogenous latent variable that entrepreneurial talent entrepreneurial performance. It explored the entrepreneurial ability of the intermediary role. The study results showed three endogenous latent variables on standardized path coefficient entrepreneurial talent entrepreneurial performance levels are 0.40，0.75，0.58. This synergy of entrepreneurial talent training mechanism design provides an important revelation，symbiotic system needs innovation principal government，universities，enterprises，co-develop entrepreneurial talent.

Collaborative Training Mechanism；Entrepreneurial Performance；Entrepreneurship；Entrepreneurial Talent

10.16164/j.cnki.22-1062/c.2017.05.006

2017-03-12

國家社會科學基金教育學一般課題(BIA150111)。

王慶金(1972-)，男，山東臨沂人，青島大學商學院教授，博士生導師，博士；田善武(1990-)，男，山東聊城人，青島大學商學院碩士研究生；高昊(1998-)，男，山東臨沂人，青島大學商學院學生。

F240

A

1001-6201(2017)05-0038-06