基于結構方程模型的科技人才發展環境影響因素

李 欣,范明姐,楊早立,郭麗峰

(1.北京工業大學經濟與管理學院，北京 100124；2.科技部人才交流開發服務中心，北京 100045)

關于科技人才，目前尚未有統一的概念[1]?！秶抑虚L期科技人才發展規劃綱要(2010—2020年)》(以下簡稱人才發展綱要)指出科技人才是指具有一定的專業知識或專門技能，從事創造性科學技術活動，并對科學技術事業及經濟社會發展做出貢獻的勞動者。主要包括從事科學研究、工程設計與技術開發、科學技術服務、科學技術管理、科學技術普及等工作的科技活動人員?？萍既瞬诺某砷L與發展不僅在于自身的努力和奮斗，還需要良好的人才發展環境[2]。人才發展環境是指與人才的發展密切相關的各種外界因素的總和，是一個涉及社會、文化和體制等方面的綜合系統，它是吸引人才、創造人才的客觀條件，它直接影響人才的成才率和人才在科技發展中的地位與作用[3]。適宜的人才發展環境可以促進、激勵人才的成長和發展，惡劣的人才發展可能會阻礙、制約人才的成長和發展[4]。良好的人才發展環境是人全面發展的基礎，是科技人才創造活力的激發和發揮的必要保障[5]。

近年來，關于科技人才發展環境的研究，學者們大多數從宏觀理論層面進行探討[5-6]，研究人才發展環境評價指標體系構建的較多[7-10]，研究如何營造有利于科技人才創新創業的人才發展環境影響因素較少。因此，本文擬在全國23個省市1127份有效問卷調查的基礎上，通過對科技人才對人才發展環境認知情況的調查，利用結構方程模型研究科技人才發展環境營造的影響因素及其相互關系，以期為推動科技人才發展環境改善、創新創業環境優化、科技人才培養與發展管理提供指導和借鑒。

1 影響因素及其假設

關于科技人才發展環境的內涵，學者們從不同的視角給出不同的定義。司江偉等認為科技人才發展環境包括經濟環境、政治環境、文化環境、社會環境、生態環境等，并構建了評價指標體系[3]。吳英等指出科技創新人才發展環境是一個綜合的環境，它包括科研環境、學術氛圍環境、社會服務及保障環境等眾多環境[11]。本文認為促進科技人才創新創業的人才發展環境包括科研環境、評價激勵機制、人才流動體制機制、知識產權保護、創新創業投融資服務和創新文化環境。

1.1 科研環境及其假設

目前學者對科研環境尚未形成統一的定義，一般認為科研環境主要指與科研活動相關的各類要素的總和。孟慶金等認為科研環境涉及多層面，比如：科研管理體制和運行機制、科研投入、科研評價等[12]。吳善超等認為科研環境主要是指物質環境、文化環境、制度環境、合作環境的總和，其中物質環境主要指基礎研究的經費投入與基礎條件保障，文化環境主要包涵科學精神與創新文化等方面，制度環境主要包括促進科學研究發展的各方面體制機制與政策供給，合作環境主要指開放創新與國際(地區)合作與交流等方面的條件[13]。王海峰等通過分析青年科技人才的成長過程及其影響因素，指出營造良好的科研環境，有利于青年人才成長[14]。良好的科研環境有利于科技人才潛心研究，激發其創新創業的積極性、主動性和創造活力，促進科技人才成長與發展[15]。因此，本文有假設1：科研環境對科技人才發展環境營造有顯著正向影響。

1.2 人才流動及其假設

人才流動是指人才在不同地區和國家或不同崗位等方面轉換和流動，形式一般為技術移民、留學、階段性流動以及人才回流、人才環流與共享等[16]。吳劍平等指出通過完善國有與民營單位之間人才“雙向”流動機制，為人才成長創造更寬松、更人性化的制度環境[17]。何勤等指出通過創新體制環境，建設創新共同體，并制定、完善和落實京津冀地區科技創新人才政策，實現科技人才資源共享，進而優化京津冀地區科技創新人才的發展環境[18]。梁文群等指出通過采取建立全國性的人才交流、合作和共享平臺，允許高層次科技人才在做好本職工作和單位利益的前提下到其他地區兼職等措施改善和優化人才發展環境[10]。杜紅亮等指出應著力完善人才自由流動和學術自由保障等薄弱環節，為人才政策體系均衡有效地發揮作用創造條件[19]。因此，本文有假設2：人才流動體制機制對科技人才發展環境營造有顯著正向影響。

1.3 評價激勵及其假設

《人才發展綱要》指出要建立科學化、社會化的人才評價機制，完善人才評價標準和改進人才評價方式，營造良好的人才發展環境。鄭巧英等指出完善科技人才配套政策，建立靈活的科技人才激勵機制是吸引和穩定人才的重要保障[20]。陸曉曦等指出通過建立與國際通行做法相對接的海外高層次人才專業技術職稱評價標準與評價體系，使職稱評價工作適應人才國際化的激烈競爭，進而建立吸引人才的有效機制[21]。趙偉等指出要激發科技人才的創造活力，必須營造良好的評價和激勵機制[9]。韓文玲等指出有效的科技人才激勵機制和吸引機制有利于科技人才的成長和發展[22]。辜勝阻等指出有效的人才激勵機制能激發微觀主體創新活力，提高企業創新水平[23]。芮雪琴等指出有效的激勵機制，有助于增強區域環境的人才吸引力[24]。因此，本文有假設3：評價激勵機制對科技人才發展環境營造有顯著正向影響。

1.4 知識產權保護及其假設

加強對知識產權的保護，支持科技成果依法取得知識產權，保護好科技人才的合法權益，是科技人才發展環境的重要保障[5]。邢皓程指出應加強知識產權保護政策法規執行力度，依法保護高層次科技人才和企業的創新權益，進而吸引穩住人才[16]。李濤等指出知識產權保護力度越高，國家創新潛力越高[25]。張瑾等指出通過設立成果轉化的專門服務機構保護科技成果創造者的合法權益，進而創造專業化的人才服務體系[26]。因此，本文有假設4：知識產權保護對科技人才發展環境營造有顯著正向影響。

1.5 創新創業投融資及其假設

創新創業投融資服務是指科技人才在進行創新創業過程中，所能獲得的投資或融資服務。而創業型創新人才在創業初期由于資金匱乏、經營能力不足等原因會導致創業困難或失??；如何營造良好服務于創業型創新人才發展的配套政策環境，成為當前中國各地急需突破的一個難題[6]。邢皓程指出通過拓寬科技人才創新創業融資渠道，建立和完善科技創新型企業信用評價體系，進而不斷優化科技人才創業市場環境；通過健全政府資助資金鏈、完善科技人才金融政策體系，促進投、貸、保深度融合，創新支持科技型小微企業的科技金融模式，進而吸引和穩住科技人才[16]。徐堅成指出應通過開展無抵押信貸或知識產權抵押信貸，由政府系列的信用擔保機構給予信用擔保，支持科技人才創新創業，發揮科技人才作用[6]。王海峰等指出構建青年科技人員專項資助機制有利于促進人才發展[14]。周方濤等指出通過完善金融支撐體系，推進金融服務創新，扶持小型民間貸款機構的建立與發展，為科技人才渡過初創期的資金陷阱創造條件[27]。因此，本文有假設5：創新創業投融資服務對科技人才發展環境營造有顯著正向影響。

1.6 創新文化環境及其假設

創新文化環境是促進創新產生和發展的必要條件。科技人才的成長與發展、創新能力和水平的提高深受創新文化的影響，良好的創新文化環境能促進和推動創新創業行為的發生[28]。良好的創新文化環境有利于科技人才的創新意識、創新能力和科學精神的培養[1]。周方濤等指出社會文化環境對區域科技創業人才生態環境的運行效果產生正向直接影響[27]。邢皓程等指出應注重營造創新創業文化氛圍，營造尊重知識、尊重人才的氛圍[16]。在全社會形成一種尊重知識、崇尚創新，鼓勵創新創業，寬容失敗的良好氛圍，各種創新人才才會涌現和脫穎而出[29]。科技人才對發展環境的感知直接影響其創新積極性，從而影響其科技創新意愿和能力；良好的創新文化環境對科技人才發展環境營造具有顯著影響作用[8]。因此，本文有假設6：創新文化環境對科技人才發展環境營造有顯著正向影響。

2 模型的構建

2.1 理論模型的構建

在以上理論基礎和研究假設的基礎上，提出科技人才發展環境影響因素理論模型，見圖1。

圖1 科技人才發展環境影響因素理論模型

2.2 路徑示意圖

在理論模型的基礎上，本文采用科技人才發展環境影響因素路徑圖(見圖2)來描述模型，以橢圓表示潛在變量，以長方形表示觀察變量，其中變量之間的關系用箭頭表示，單向箭頭表示效應關系，雙向箭頭表示關聯關系；模型中內因潛變量是被假定為果的內因變量，即科技人才發展環境為內因潛變量，用V19～V24表示；外因潛變量是被假定為因的外因變量，即科研環境、人才流動、激勵評價、知識產權保護、創新創業投融資和創新文化環境為外因潛變量，用V1～V18、V25～V33、V46～V51表示。

圖2 科技人才發展環境影響因素結構模型路徑

3 數據收集與分析

3.1 數據收集

本次數據收集采用問卷調查的方法，分為線上和線下兩種方式。線上主要是利用問卷網，通過科技部人才交流開發服務中心向海外留學歸國的高層次科技人才進行推送，共收集有效問卷336份。線下主要通過科技部人才交流開發服務中心向全國69個國家創新人才培養示范基地發函并郵寄紙質調查問卷，示范基地組織基地內的科技人才填寫完問卷后再郵寄回科技部人才交流開發服務中心。共回收紙質版828份問卷，其中有效問卷791份，問卷有效率為95.53%。此次調查共收集有效問卷1127份。

3.2 數據分析

(1)信效度分析。在進行模型數據分析之前需要對問卷所獲得數據進行信度和效度分析。信度分析用于測量問卷問項的合理性，本文主要采用α信度系數法；效度分析方面，用于測量變量定義的合理性，本文主要采用結構效度法。通過SPSS19.0軟件對所獲得數據進行信度和效度分析，結果如表1所示。

表1 信效度分析

由表1可知：科研環境、人才流動、評價激勵、科技人才發展環境、知識產權保護、創新創業投融資和創新文化環境的α值均大于0.7，說明該問卷各問項是合理的。

在進行效度分析時，發現科研環境、人才流動、評價激勵、科技人才發展環境、知識產權保護、創新創業投融資和創新文化環境的KMO值均大于0.7，同時各研究變量的Bartlett球體檢驗結果的顯著性概率值均小于0.05，表明該量表適合進行因子分析；各變量的因子累積變異解釋率均超過55%，因子荷載都大于0.5，說明本文對各變量的定義是比較合理的。

在SPSS19.0信效度分析的基礎上，采用AMOS17.0對各變量的結構效度進行驗證性因素分析，驗證上述六個潛變量一階因子模型的擬合指標。分析結果如表2所示。

表2 各變量驗證性因子分析

由表2可知，各潛在變量的擬合指標值均達到驗證標準，說明本研究所設計的問卷的結構效度較好。

(2)模型適配度檢驗。在運用SPSS19.0進行信效度分析的基礎上，對結構模型進行檢驗和修正，整體模型適配度指標如表3所示。

表3 整體模型適配度

由表3可知，本文所構造模型的各個指標均達到研究所需標準，可見所構造的結構模型與數據相匹配。此外，根據路徑系數分析結果判定參數是否通過顯著性檢驗，進而說明兩變量之間關系是否顯著。本文的路徑系數結果如表4所示。

表4 模型路徑調整結果

注：***表示在0.001 水平下顯著，本次研究要求在0.05水平下顯著，即p<0.05即可。

由表4可知：科研環境、人才流動體制機制、評價激勵機制、知識產權保護、創新創業投融資服務、創新文化環境對科技人才發展環境的路徑系數依次為0.132、0.243、0.470、0.193、-0.077、0.201，顯著性概率只有0.064大于0.05，表明除了創新創業投融資服務，其他幾個因素均通過顯著性檢驗。故假設H1～H4、H6成立，假設H5不成立。表明良好的科研環境、創新文化環境，完善的人才流動體制機制、評價激勵機制、知識產權保護有利于科技人才發展環境的營造，而良好的創新創業投融資服務對科技人才發展環境的影響有限。

(3)中介效應檢驗。從科技人才發展環境影響因素結構方程模型的數據分析結果中，可以發現科研環境、評價激勵機制、人才流動體制機制、知識產權保護和創新文化環境對良好的科技人才發展環境營造均有正向顯著影響。為了進一步研究各因素變量之間相互關系，同時由前面的理論假設發現創新文化環境與科技人才發展環境的其他影響因素有一定的相關性，因此本文將創新文化環境作為中介變量，科研環境、評價激勵機制、知識產權保護、人才流動體制機制和創新創業投融資服務作為自變量，科技人才發展環境作為因變量進行中介效應檢驗，對初始理論模型進行檢驗，并做出假設H7:科研環境對創新文化環境有正向顯著影響；H8:評價激勵機制對創新文化環境有正向顯著影響；H9:知識產權保護對創新文化環境有正向顯著影響；H10:人才流動體制機制對創新文化環境有正向顯著影響；H11:創新創業投融資服務對創新文化環境有正向顯著影響；H12:創新文化環境在科研環境和科技人才發展環境之間起部分中介作用；H13:創新文化環境在評價激勵機制和科技人才發展環境之間起部分中介作用；H14:創新文化環境在知識產權保護和科技人才發展環境之間起部分中介作用；H15:創新文化環境作為中介變量時，仍然對科技人才發展環境有正向顯著影響；H16:創新文化環境在人才流動體制機制和科技人才發展環境之間起部分中介作用；H17:創新文化環境在創新創業投融資服務和科技人才發展環境之間起部分中介作用。

在理論假設的基礎上，對創新文化環境的中介結構方程模型進行中介檢驗。本文采用Baron等的檢驗中介效應原理[25]，即中介效應的檢驗分為三步：第一步，所有自變量到因變量的路徑系數(記為c)通過顯著性檢驗，進入第二步，否則停止中介效應的檢驗；第二步，所有自變量到中介變量的路徑系數(記為a)、中介變量到因變量的路徑系數(記為b)通過顯著性檢驗，進入第三步，否則停止中介效應的檢驗；第三步，自變量到因變量的路徑系數(記為c′)全部顯著，則說明此處為部分中介效應，即自變量對因變量的影響只有一部分是通過中介變量實現的，否則為完全中介效應，即自變量對因變量的影響都是通過中介變量實現的。

對中介效應初始理論模型進行中介效應的第一步檢驗，發現創新創業投融資服務對科技人才發展環境的路徑系數為-0.016，顯著性概率為0.681，大于0.05，未通過顯著性檢驗，予以刪除。中介效應理論模型調整為科研環境、人才流動體制機制、評價激勵機制、知識產權保護為自變量，創新文化環境為中介變量，科技人才發展環境為因變量的結構模型，并通過了第一步檢驗。

對修改過的中介效應理論模型進行中介效應的第二步檢驗，發現人才流動體制機制對創新文化環境的路徑系數為0.855，大于0.05，未通過顯著性檢驗，予以刪除。中介效應理論模型調整為科研環境、評價激勵機制和知識產權保護為自變量，創新文化環境為中介變量，科技人才發展環境為因變量的結構模型。返回第一步，通過了第一步和第二步檢驗，即中介效應修正理論模型如圖3所示。以橢圓為潛在變量，以長方形為觀察變量構建科技人才發展環境中介效應二階路徑結構圖，如圖4所示。

圖3 中介效應修正理論模型

圖4 中介效應結構模型路徑圖

以科研環境、評價激勵和知識產權保護為自變量，創新文化環境為中介變量，科技人才發展環境為因變量的中介效應檢驗過程見表5。

表5 中介效應檢驗過程

注：***表示在0.001 水平下顯著。

由表5可知：模型1和模型2中各路徑系數均達到顯著性水平，模型檢驗指標都達到標準值水平；模型3中自變量與因變量三個路徑系數值c′均小于模型1中自變量與因變量三個路徑系數值c(0.173<0.261，0.510<0.682，0.158<0.203)，滿足Baron和Kenny 的中介效應檢測所有條件；模型3中自變量與因變量通過了顯著性檢驗，模型檢驗指標達到標準值水平，可知此中介效應為部分中介效應。由此可知，假設H7～H9、H12～H15成立，H10～H11、H16～H17不成立，即科研環境、評價激勵機制和知識產權保護對創新文化環境營造有正向顯著影響；人才流動體制機制和創新創業投融資服務對創新文化環境無正向顯著影響；科研環境、評價激勵機制、知識產權保護對科技人才發展環境營造的影響有一部分是通過創新文化環境(中介變量)來實現的，人才流動體制機制和創新創業投融資服務對科技人才發展環境營造的影響不受創新文化環境的影響。

4 結論

為了探索科技人才發展環境營造，在對科技人才發展環境影響因素及其相互關系分析的基礎上，構建科技人才發展環境影響因素的結構方程模型。通過對科技人才發展環境結構方程模型和中介效應結構方程模型的路徑分析與假設檢驗，結果表明：科研環境、評價激勵機制、人才流動體制機制、知識產權保護、創新文化環境對科技人才發展環境營造有正向顯著影響；創新創業投融資服務對科技人才發展環境營造無顯著影響；創新文化環境在科研環境、評價激勵機制、知識產權保護與科技人才發展環境關系中起著部分中介作用，即科研環境、評價激勵機制和知識產權保護對科技人才發展環境營造的影響有一部分作用是通過創新文化環境實現的；人才流動體制機制對科技人才發展環境的影響不受創新文化環境的影響。