科技創新人才培養的關鍵路徑
——來自結構方程模型的經驗證據

張小紅，郭 威，李思經，梁 峰，楊大飛

(1.北京石油化工學院經濟管理學院，北京 102617；2.北京石油化工學院企業發展研究中心，北京 102617；3.中國農業科學院農業經濟與發展研究所，北京 100081)

1 引言與文獻述評

根據2020年中國科協發布的《中國科技人力資源發展研究報告 (2018)》，截至2018年底，中國科技人力資源總量達10154.5萬人，規模繼續保持世界第一，普通高等教育依然是科技人力資源培養的最主要渠道。但是在數量保持世界第一的同時也存在科技人員密度整體較低、科技人力資源培養區域分布不均衡、人才產出效率低下等問題[1]?？萍紕撔氯瞬诺呐囵B受多種因素影響，其中教育對科技創新人才培養的積極影響已得到普遍認可。當前，教育投入內部各要素之間的關系及其對科技創新人才培養產生異質性影響、科技創新人才培養的過程、關鍵路徑的識別等成為亟待解決的問題，因此開展科技創新人才培養關鍵路徑的研究對于改善人才培養質量、提高人才培養效率等具有重要意義。

科技創新人才受教育過程是人才培養的基礎。根據階段和特征差異，教育一般包含家庭教育、學校教育和社會教育[2]。教育投入在人才培養過程中占有重要地位，這是因為：①教育投入在人才培養過程中具有基礎地位。如果教育投入適應人才培養的需求，則有利于受教育者發展成為創新型人才[3]；②教育投入是實踐投入的基礎，并對實踐投入起促進作用；③教育投入影響創新人才產出效率。教育投入不僅對人才產出效率具有直接影響，還以實踐投入作為中介變量間接影響創新人才產出效率[4]。

1.1 家庭教育對科技創新人才培養的影響

家庭教育對人才成長具有重要作用，這表現在：①家庭教育的啟蒙性。人的教育啟蒙來自于家庭教育，家庭教育的好壞直接影響知識接受者接受下一環節教育的方式；②家庭教育影響的持續性。家庭教育不僅包括學前教育，還包括知識接受者在其他教育階段接受到的家庭教育，家庭教育貫穿其學習的大部分階段；③家庭教育主要影響知識接受者的學習思維方式[5]。國外研究認為家庭教育對人才產出效率具有正向影響[6]。家庭教育對孩子想象力的開發、發散性的思維方式、無限制自由思考等的影響是培養其更具 “創新潛質”的重要因素。

1.2 學校教育對科技創新人才培養的影響

學校教育是絕大部分科技創新人才所必須經歷的教育過程，學校教育在教育投入過程中占據核心主體地位[7]。這主要表現在：①學校教育的系統性。學生在學校教育階段所接受的知識是經過反復編輯和修訂的系統化知識，是創新型人才積累創新資本的關鍵知識；②學校教育的遞進性。學校教育以遞進方式向前推進，前后具有緊密相關性[8]；③學校教育的定向作用。學生在學校教育階段會選擇研究學科方向，這一階段的科學合理性將直接決定學生能否成為創新型人才[9]，也直接影響人才產出效率。因此，學校教育直接影響學生成為創新型人才的趨勢。

1.3 社會教育對科技創新人才培養的影響

社會教育尚未形成統一的概念。根據國外學者的觀點，社會教育包含企業福利培訓、職業技術考試、工作崗位培訓、自我經驗總結等[10]。社會教育是教育投入中最接近實踐的部分[11]，也是對人才產出影響極為關鍵的部分。這表現在：①社會教育取決于受教育主體自身洞察知識和機會的能力，這與創新能力密不可分，因此，社會教育最能檢驗教育接受主體的創新能力；②社會教育的實踐性。社會教育來自于實踐活動，所有人接受的教育必須通過實踐活動轉化為創新技能，進而產出創新型人才[12]。因此，社會教育不僅是檢驗創新型人才培養的試金石，也直接影響創新人才的產出效率。

1.4 教育投入的內部關系

已有研究將教育投入劃分為家庭教育、學校教育和社會教育3個過程，三者存在鏈條式因果關系[13]。國外學者普遍認為，教育由低級階段到高級階段發展過程中，家庭教育處于基礎性地位[14]，并且對學校教育、社會教育的影響非常深遠[15]。但國內研究認為3種教育過程處于同等地位。國內外學者通過研究認為家庭教育會長久影響個人的學校教育和社會教育，而學校教育會促進個人的社會教育[16]。

諸多學者從不同角度研究教育投入對科技創新人才培養的影響，但仍存在深入研究的必要。首先，已有成果以定性分析為主，并未采用科學計量方法準確量化教育投入對科技創新人才培養的影響程度。其次，當前多基于 “投入-產出”視角研究教育投入對科技創新人才培養的影響，將人才培養過程視為 “黑箱”，未對教育投入影響科技創新人才培養的關鍵路徑深入研究。最后，對教育投入內部要素之間的影響關系研究略顯不足。

針對以上問題，本文基于協同創新理論，構建 “教育投入—實踐投入—人才產出”的人才培養模式和中國科技創新人才培養路徑模型，通過問卷調查收集數據構建結構方程模型定量研究科技創新人才培養過程中各個要素及其相互之間的影響路徑，破解人才培養過程的 “黑箱”，以期為改進人才培養方式，提高教育資源利用效率提供一定的依據和思路。

2 理論模型構建

2.1 教育投入

根據已有研究，家庭教育、學校教育、社會教育共同構成科技創新人才的教育投入體系，三者具有鏈式承接關系。這表現在：①家庭教育直接影響學校教育。家庭教育作為人才接受教育的第一階段，不僅直接影響具有承接關系的學校教育，并且貫穿于學校教育的始終；②家庭教育影響社會教育。家庭教育影響學生的學習方法、思維方法及實踐方法，對學生社會教育的接受能力產生較大影響；③學校教育影響社會教育。大學教育階段所掌握的專業知識直接制約著接受社會教育的廣度和深度，掌握豐富的專業知識有利于提高社會教育的效果。

2.2 實踐投入

已有研究將實踐投入分為理論創新和實踐創新。理論創新包含知識探索性思維活動、知識點類推能力、知識間建立聯系的能力等[17]；實踐創新包括創新人才知識運用活動、知識結合實踐的活動、實踐檢驗知識的活動、創新活動等[18]。

理論創新與實踐創新相互影響。這表現在：①理論創新可以形成新的創新型思維，從而指導和促進實踐創新；②實踐創新是理論創新的執行階段和檢驗階段。綜合考慮，實踐投入的理論創新與實踐創新兩個潛變量相互影響，二者既相互影響共同形成實踐投入，又分別作為中介變量存在于科技創新人才培養的路徑模型中，使實踐投入成為教育投入影響人才產出之間的中介變量。

2.3 人才產出

科技創新人才培養通常利用人才產出效率進行分析[19]?？萍紕撔氯瞬女a出效率是衡量人才培養投入與產出關系的重要指標[20]。因此，本研究將人才產出效率作為創新人才培養模式路徑分析的最終評價指標。很多學者利用不同方法對人才產出效率進行測度，主要集中于基數視角[21]和價值創造視角[22]。借鑒已有研究，結合研究目的，本文設計科技創新人才產出效率的量表結構。

2.4 科技創新人才培養路徑模型的構建

(1)教育投入對實踐投入的影響路徑構建。教育投入對理論創新具有路徑影響。①家庭教育對理論創新的影響路徑最為顯著。家庭教育影響創新主體的思考方式，必然影響其在理論創新中探索性思維能力及知識類推能力，因此良好家庭教育有利于理論創新的培養。②學校教育對理論創新培養具有主要作用。理論創新的素材和工具來源于學校教育，只有在學校接受系統化知識才能進行理論創新。扎實和全面的學校教育能促進理論創新能力的提升。③社會教育主要對理論創新起驗證性作用。

教育投入對實踐創新具有路徑影響。①家庭教育是實踐創新的啟蒙階段；②學校教育不但為實踐創新提供理論支持和基礎支持，而且大學教育注重實踐，有利于學生向創新型人才發展。因此學校教育對人才的實踐創新能力培養具有重要影響。③社會教育是距離實踐創新最近的教育階段，優秀的社會教育將極大促進人才的實踐創新。

(2)實踐投入對人才產出的影響路徑構建。實踐投入的兩大維度對科技創新人才產出效率均產生影響。①理論創新是創新人才成長的必備能力，優秀的理論創新能力是以科學創造性思維為基礎[23]，有利于提升人才產出效率；②實踐創新處于科技創新人才培養路徑模型的核心地位[24]。因此，實踐創新對人才產出效率具有正向路徑影響。

本文依據協同創新理論，以 “教育投入—實踐投入—人才產出”為邏輯主線，構建科技創新人才培養路徑模型，識別創新人才培養的路徑，如圖1所示。

圖1 中國科技創新人才培養路徑模型

3 研究方法

3.1 研究樣本

本文依據隨機抽樣和便利抽樣原則，在北京、天津、上海、深圳等地對高校、科研院所、國有企業、民營企業以及外資企業的技術創新團隊進行問卷調研，涉及的調研對象有個人和組織，其中個人主要為技術或研發人員，組織成員大部分從事技術或研發工作。共發放問卷360份，回收325份，回收率為90.2%，剔除無效問卷，得到有效問卷 291 份，有效率為89.5%。樣本數據在學科、學術職稱、所在團隊規模、成員年齡等變量分布見表1。

表1 樣本人數分布

3.2 研究工具

教育投入的量表設計有17個條目，其中家庭教育有5個條目，學校教育有7個條目，社會教育有5個條目。實踐投入有13個條目，其中理論創新有6個條目，實踐創新有7個條目。創新人才產出水平采用產出效率進行衡量，有6個條目。所有潛變量共36個條目。本次問卷對潛變量的測度均采用李克特7點評分式量表，見表2。其中，1表示完全不符合，7表示完全符合。

表2 科技創新人才培養量表

3.3 研究方法

信度 (Reliability)是測量研究數據或研究結果是否具有一致性或穩定性的有效指標。對樣本信度檢驗，采用SPSS 19.0軟件下的Cronbach’s Alpha系數分析；對樣本效度檢驗，采用AMOS 17.0進行驗證性因子分析 (CFA)；采用結構方程模型 (SEM)進行模型假設的驗證，采用AMOS 17.0軟件進行結構方程分析。根據科技創新人才培養路徑模型，構建結構方程模型可表示為：

(1)

其中，ε1、ε2、ε3表示家庭教育、學校教育、社會教育；η1、η2、η3表示理論創新、實踐創新、創新型人才產出效率；γ、β表示待估參數；δ表示殘差。

4 研究結果

4.1 信度與效度檢驗

對數據進行信度檢驗，Cronbach’s Alpha值為0.845，大于0.7，認為問卷總體數據可信。對各潛變量分別做信度檢驗，使得每個潛變量的題項數據達到最大可信水平。家庭教育量表和社會教育量表均通過信度檢驗，學校教育量表Cronbach’s Alpha值為0.801，達到可信水平。C4項刪除后的Cronbach’s Alpha值為0.818，超過了量表總體值，且C4與整體的相關系數為0.368，小于0.5，故C4未通過信度檢驗，予以刪除。實踐創新的觀測變量中，E2刪除后的Cronbach’s Alpha值為0.853>0.844，且E2與整體的相關系數小于0.5，故認為E2未達到信度檢驗，對E2做刪除處理。

本文對量表效度的檢驗使用結構效度方法。①除P5之外，其余各題項所屬潛變量標準化的因子載荷系數均為0.71～0.86，且在1%的水平上顯著，達到效度檢驗要求，故刪除題項P5，信度分析過程中一同刪除題項，并將剩余題項重新編碼；②各潛變量的SMC值均為0.62～0.79，均大于0.5；各潛變量的AVE值均為0.691～0.779，大于0.5；各潛變量的CR值均為0.855～0.918，大于0.7；③模型擬合指數均在可接受范圍內。因此各量表均具有較好的結構效度。

4.2 結構方程模型分析結果

使用AMOS17.0建立中國科技創新人才培養的初步結構方程模型，如圖2所示。由圖2可見，初步結構方程模型包含6個潛變量和33個觀測變量。為了保證模型的科學性，引入36個殘差項，以e1～e36編號，殘差項與觀測變量的相關系數為1。結構方程模型所得結果為：①有8條路徑在5%的水平上顯著，屬于有效路徑。4條路徑在5%的水平上不顯著。②初始擬合指數χ2/df=4.897<5，但近似誤差均方根為0.097，大于0.05，模型擬合優度一般，擬合指數NFI=0.801，TLI=0.774，CFI=0.711，三者均未達到模型有效最低標準 (NFI>0.90，TLI>0.9，CFI>0.9)。

圖2 科技創新人才培養的初步結構方程模型

由于存在相關路徑不顯著，且初始結構方程模型擬合優度不理想，為了使模型更加合理，本文對初始模型進行修正，以達到探尋路徑和優化模型擬合的目的。

4.3 模型的修正及確定

考慮到指標變量對應殘差之間可能存在被遺漏的相關關系，首先探索增加殘差路徑。當增加殘差相關關系后模型擬合度得到顯著改善，該相關關系保留。本文采用已有研究常用的改善標準，即MI>4，增加殘差之間共變關系后，模型擬合度得到改善，修正后結構方程模型的擬合結果見表3和圖3。

表3 修正后的結構方程模型擬合結果

圖3 修正后科技創新人才培養的結構方程模型

修正后模型的擬合度得到顯著改善，其絕對擬合指標和相對擬合指標均達到理想水平。從路徑檢驗層面看，修正后的模型中仍存在4條路徑未達到顯著水平，分別是 “家庭教育→理論創新” “社會教育→理論創新” “家庭教育→實踐創新” “理論創新→人才產出效率”。以上無效路徑予以刪除，后續的路徑及效應分析以剩余的有效路徑為基礎。根據結果對科技創新人才培養模型進行簡化，如圖4所示。

圖4 簡化的結構方程路徑

4.4 模型解釋與效應分析

結構方程模型的作用是解釋各潛變量之間、潛變量與觀察變量之間以及各觀察變量之間的結構關系，這些關系通過模型運算結果的路徑系數 (載荷系數)來表示[25]。根據簡化后的路徑圖，各潛變量之間的效應見表4。

為持續推進城市執法體制改革，鞏固改革成果，深化改革探索，總結交流城市管理工作經驗，10月11日，住房城鄉建設部城市管理監督局在廣西南寧組織召開片區城市管理工作推進會。

由表4可見，家庭教育對學校教育和社會教育具有顯著影響，但是對實踐投入和人才產出效率均無顯著影響。家庭教育對學校教育具有直接正向影響，影響系數為0.28，在5%水平上顯著，同時對社會教育不僅具有直接正向影響，還具有間接影響，影響系數分別為0.41和0.1，均在5%水平上顯著，總效應為0.51。但是家庭教育對于實踐投入和人才產出無顯著影響，這一點與當前一些學者的研究結論并不一致。說明家庭教育對學校教育和社會教育均具有顯著影響，對社會教育的影響更為顯著，以直接影響為主。因此應該更加注重家庭教育在教育投入中的基礎地位，提高對家庭教育的重視來促進社會教育效率的提高。

表4 修正后的結構方程模型中各潛變量的效應

學校教育對社會教育、實踐投入、人才產出效率均具有顯著影響。其中，對社會教育具有直接正向影響，影響系數為0.37，在5%水平上顯著。學校教育對理論創新具有直接正向顯著影響，影響系數為0.89，在5%水平上顯著，并且對實踐創新具有正向直接和間接影響，影響系數分別為1和0.39，均在5%水平上顯著，總效應為1.39。對于人才產出以間接影響為主，影響系數為0.48，在5%水平上顯著。說明學校教育主要影響實踐投入，并且對實踐創新的影響程度遠大于對理論創新的影響。對于人才產出主要通過影響實踐創新產生間接影響。因此應該加大學校教育投入力度，促進實踐投入效果的提升。

社會教育對實踐創新和人才產出均具有顯著影響。社會教育對實踐創新具有顯著正向直接影響，影響系數為1.0，在5%水平上顯著。正向影響程度與學校教育相同，但不具備間接影響。對于人才產出具有間接影響，影響系數為0.34，在5%水平上顯著。說明社會教育直接影響實踐創新，但是影響程度小于學校教育。

理論創新與社會教育相類似，對實踐創新具有直接正向顯著影響，影響系數為0.44，在5%水平上顯著，對人才產出具有間接正向顯著影響，影響系數為0.15，在5%水平上顯著，對兩者的影響程度均小于社會教育。

實踐創新對人才產出效率具有直接正向顯著影響。影響系數為0.34，在5%水平上顯著。其他要素以實踐創新作為中介變量影響人才產出效率。因此應該重視實踐創新在科技創新人才培養過程中的作用，加強科技人才實踐創新能力的培養，社會應該投入大量資源建設實踐創新能力基地，使創新人才能夠獲得充足的實踐能力鍛煉。

在構建的 “教育投入—實踐投入—人才產出”的培養路徑模型中，實踐創新對人才產出效率具有直接正向顯著影響，學校教育對實踐創新的影響最為顯著，因此在該模型中科技創新人才培養的關鍵路徑為 “學校教育—實踐創新—人才培養”，該路徑最為直接并且影響程度最大，因此加強學校教育投入和實踐創新培養投入，對于科技創新人才培養效果具有最顯著的提升作用。

5 研究結論與建議

本文基于投入產出理論，從協同創新視角構建 “教育投入—實踐投入—人才產生”的人才培養模式。通過結構方程模型并進行修正，利用問卷調查數據進行實證研究，識別檢驗科技創新人才培養關鍵路徑，得到以下結論。

(2)學校教育對實踐投入具有顯著影響。對理論創新和實踐創新均具有直接正向顯著影響，同時對實踐創新還具有間接影響，對實踐創新的影響程度最顯著。

(3)實踐創新對人才產出具有直接正向顯著影響，其他要素以實踐創新作為中介變量影響人才產出效率。

(4)科技創新人才培養模型中的關鍵路徑為 “學校教育—實踐創新—人才培養”，該路徑中影響最直接、影響程度最為顯著。

基于以上結論，本文提出如下政策建議。

(1)繼續加大學校教育的投入力度和重視程度。學校教育對于實踐創新影響最顯著，因此應該積極引導社會公眾增強對學校教育的重視程度，繼續加大對學校教育，尤其是高校教育的支持力度，使高校教學活動積極向培養人才的實踐創新過程傾斜。

(2)切實重視實踐創新對人才培養的關鍵作用。政府應該積極引導高校及各類人才培養機構加強實驗室、工程訓練中心、實習基地等建設，增加實踐場所的硬件投入。其次，不斷改進校企合作模式，增加學生在企業的鍛煉時間以增強實踐能力，同時也可以為企業帶來一定的經濟效益。再次，探討社會性實踐基地的建設。政府通過資金支持、稅收優惠、信貸優惠等手段積極鼓勵和引導社會資本建立人才培養基地，將公益性和營利性結合，為加強人才實踐能力培養發揮重要作用。

(3)政府積極協調統籌各類社會資源，構建人才培養實踐服務體系。地方政府應該協調各類制造業企業、銀行、會計師、律師事務所等機構，統籌資源并進行合理配置，健全中介機構，盤活各類閑置資源，使人才具有更多的實踐機會，同時可以為企業帶來適當經濟效益。