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Following role identity theory and institutional theory, this study constructs a research framework in which academic engagement is the independent variable, role identity is the mediator, a conductive institutional environment is the moderator, and academic entrepreneurial performance is the result. It further explores the mechanism and boundary conditions of academic engagement affecting academic entrepreneurial performance, which will deepen the understanding of the micro-process of entrepreneurship and achieve results in conflict-changing situations. Through a questionnaire survey, valid sample data from 368 academics is selected, and an empirical analysis is conducted using SPSS and the Bootstrap method.
The results indicate that, as a proactive behavior of individuals, academic engagement has a positive impact on academic entrepreneurship performance. Role identity plays a partial mediating role between academic engagement and entrepreneurial performance. In the process of engagement, academics can accelerate the integration of different roles and create more value by assuming the responsibilities assigned to them. The conducive institutional environment significantly affects the positive relationship between academic engagement and academic entrepreneurial performance. The conducive environment positively enhances the effect of academic engagement on academic entrepreneurial performance and also has a positive moderating mechanism on the mediating effects of role identity between academic engagement and entrepreneurial performance.
The main contributions of this paper include three aspects. Firstly, it enriches the research on academic engagement in the Chinese context. According to the analysis of the connotation of academic engagement, this paper integrates role identity theory and institutional theory to construct a research framework for the impact of academic engagement on academic entrepreneurial performance and promotes the application of role identity theory and institutional theory in the field of academic engagement by exploring the core issue of whether and how academic engagement affects academic entrepreneurial performance. Secondly, the mediating mechanism and boundary conditions of academic engagement on academic entrepreneurial performance are clarified. By incorporating the two variables of role identity and the conducive environment into a unified analytical framework, the interaction between the two variables is explored, which advances the understanding of the internal logic of academic engagement on academic entrepreneurial performance, and also enriches the contextual factors affecting academic entrepreneurial performance. Thirdly, it provides a new method for effectively evaluating the results of academic engagement. The proposed formula for calculating the academic engagement index can cover these activities involving different terms, similar nature, and overlapped implementation processes, thus avoiding the disadvantages of using a single activity (indicator) for evaluation. This is crucial for evaluating the results of academic engagement, for it is helpful to address the differences in the current literature and further deepen the evaluation and understanding of academic engagement.
This study provides practical insights into successful industry-university relationships: firstly, the government should actively create an environment that encourages academic engagement; secondly, universities may consider the establishment of more specialized institutions and assistance for scientists to focus on promoting the deep integration of industry-university cooperation; thirdly, academics who lack personal industry connections or experience should attach importance to cultivating awareness and the ability to integrate different roles.
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学术参与又称产学链接,是学术人员与非学术机构进行的与知识相关的互动,是将知识和成果转化为产品或服务的过程[1],是组织和个体服务社会的重要形式。随着新一轮科技革命和产业变革的加速演进,国际竞争格局正在重塑,学术参与的重要性日益突出。学术参与会带来相关产出——学术创业绩效,如提高个体学术地位和声誉、增加有价值的研究发现[2-3]、加快学术成果商业化[4-5]等。然而,基于不同地理情境的研究结论存在一定分歧,有学者指出学术参与会限制学术自由[6],引发技术泄露或制约研究进展等不利后果[7]。这表明,学术界对该问题的理论认知不够清晰。首先,相关研究只是简单分析学术参与和学术创业绩效之间的关系[1],忽视了对两者间作用机制的探讨;其次,对学术参与影响学术创业绩效的边界条件缺乏重视。已有研究虽然考察制度环境的调节作用,但多集中在少数欧美国家[8],由于中国政治体制、管理模式、文化传统与西方国家迥异,制度环境的边界作用效应亟待深入研究。此外,对于多类型学术参与活动的测度有待改进。学术参与类型多样,个体不但能参与不同活动,而且不同群体参与的活动类型不同,对不同类型参与活动缺乏有效测量方法也是导致研究结论不一致的主要原因[9]。
由于科研活动与社会服务活动内在逻辑、行动规律存在差异,因此越来越多的学者开始关注学术参与过程中个体如何重塑自我[10]并取得成效。在交流合作中,学术人员扮演着知识生产者、传播者和成果转化者等多种角色,不同角色、动机和价值冲突会产生“身份转换劣势”[11],进而抑制知识成果传播。Etzkowitz(2002)指出,在将知识或技术转化为成果之前,科研人员需审视自身能力和价值偏好,进一步考虑行动意义之所在,并由此作出相应转变。在这一过程中,角色认同作为个体获取、筛选和理解信息的一种方式,为诠释创业机会开发和行为实施提供了新视角[12]。当不同角色赋予的职责、使命被个体内化和认可后,他们便有可能将多种角色要求纳入对自我的定义,进而采取与角色相一致的行为(刘晔等,2022)。因此,本文基于角色认同理论,探讨学术参与影响学术创业绩效的作用机制。
根据组织社会学领域的新制度主义理论,制度是微观层面个体认知假设和角色脚本的社会来源,它通过合法性机制影响个体对创业是否“恰当”的判断[13]。中国特殊的体制机制和文化情境为探索制度影响学术创业的微观机制提供了新视角。一方面,当“为人师表”“重义轻利”等外化于行、内化于心的传统价值观遭遇功利主义和工具主义价值取向冲击时,学术人员会面临“不务正业”“离经叛道”等合法性压力;另一方面,儒家文化熏陶下的知识分子普遍具有“经世致用”的家国情怀,在有效组织动员和有利创业氛围的驱动下,会增强他们对学术创业的关注度和响应程度,促使他们重塑角色认知、激活角色使命、积极投身高校创业活动。因此,本文立足中国情境,深入探究制度环境如何影响学术参与和学术创业绩效之间的关系。
综上所述,本文基于角色认同理论和制度理论,试图分析学术参与影响学术创业绩效的作用机制和边界条件,探索学术人员在冲突变化情境下认识创业、获取成效的微观过程,旨在为相关理论研究和实践工作提供积极建议。
西方理论界一般将“学术参与”定义为学术研究者跨越组织边界与非学术机构开展的知识合作活动,它既不同于教学,也不同于学术创业(商业化行动,如技术许可、技术入股、创建衍生企业等),涉及合作开发、合同研究、咨询服务、联合培养、产学会议等知识交换活动[14]。研究表明,学术参与是学术知识向产业转移的重要途径,是形成产业竞争优势的主要来源,与学术创业相比,它更加普遍和广泛,在知识转移和溢出方面发挥同等甚至更重要的作用[15]。
学术参与和学术创业既有区别又有联系。两者区别在于:首先,从合作主体看,学术参与可同时与不同主体开展合作,而学术创业则主要为寻求经济价值,在协议约定下,合作主体往往目标比较单一和明确。其次,从目标看,学术参与追求的目标更加多元,包括科学研究、经济利益或社会声誉等;学术创业主要为获取经济回报,且具有竞争性和风险性特征。再次,从活动范围看,与学术创业相比,学术参与和传统学术研究活动联系更紧密,而且两者之间高度关联。首先,学术参与往往先于学术创业而发生,是学术创业开展的前提和基础。其次,学术参与过程通常伴随着商业化活动。如当衍生企业与母体大学合作时,这个过程便同时发生(Meyer,2003)。最后,两者都受学术人员个体内在力量的驱动。
总之,学术参与贯穿于知识生产和转化全过程,是个体服务社会的重要渠道;学术创业侧重于商业价值的实现,影响更直接,更受人关注。两者间既有差别又有重叠。
学术创业绩效是学术参与产生的结果,包括知识创造和开发利用,反映学术研究和创业活动的相互促进关系[16]。由于学术参与类型多样、目标多重,其结果也往往具有多层次特征。
(1)学术参与是多主体碰撞、融合产生新知识的活动,对于提升学术绩效具有重要作用。一方面,合同研究、委托开发和咨询服务能为学术研究提供持续稳定的经费资助,有助于更好地推进研究积累,提升学术研究质量;另一方面,个体通过获得科学研究所需的异质性资源,如研发资金、技术能力、先进仪器设备等加快知识生产和扩散,创造高水平科研绩效[17]。
(2)学术参与有助于提升商业化绩效。学术人员与产业界深入合作能加快人力资本积累,如成果商业化所需知识、经验与技能、风险抗压力等,有助于化解学术创业过程中的潜在冲突,使企业更有信心从事高风险活动(Goethner等,2012)。此外,与政府、各类中介组织建立的合作关系也会增强个体参与学术活动的积极性,提升成果商业化能力和效率。
(3)学术参与有助于个体社会价值的实现。对于深受儒家思想熏陶的广大知识分子而言,将研究成果转移转化是经由“格物”“致知”走向“齐家”“治国”的过程,是个体“兼济天下”家国情怀的具体实践。学术参与通过源源不断地向社会提供知识资源和技术支持,不但是一种促进社会繁荣、应对冲突变革的社会创业行为,而且在高等教育内涵式发展新时代,在参与过程中所凝聚的创业精神和创新能力也有助于培养具有企业家精神的未来人才。
综上所述,学术参与会产生清晰的结果,包括研究产出、经济利益和社会声誉等。当个体缺少相应经历时,面对高风险和不确定性环境,角色失衡、经验匮乏、能力不足会抑制个体创业意愿和创业行动,阻碍创新绩效提升。据此,本文提出如下假设:
H1：学术参与对学术创业绩效具有显著正向影响。
角色认同是个体对与角色有关的目标、价值观、信念以及角色间相互作用模式的认知[18],是个体对“我是谁”“应该做什么”的基本认知(Navis &Glynn, 2011)。角色认同构建了阐释自我行为的理论体系,当角色与个人自我意识紧密联系在一起时,个体有强烈动机采取与自身角色相一致的认知方式(刘容志等,2016)。
(1)学术参与有助于推动差异化角色间的意义联动和融合共生。在国家创新驱动发展战略引领下,基于“科学家形象”的社会期望和 “爱国奉献”精神的使命担当,越来越多的学术人员投身到产学研深度合作中,从认知、情感和行动等方面重塑自身角色以满足社会预期或达成自我认可。从心理认知角度看,学术参与有助于深化学术人员对冲突角色思维逻辑、价值使命、情感信念的理解(Huyghe等, 2016),促进角色增益,缓解认知合法性不足带来的消极体验。从职业情感角度看,学术参与有助于激发学术人员内心的积极情感,驱动角色融合,进而形成科学逻辑和商业逻辑相平衡的职业信念。从行为倾向角度看,在加深角色认知和角色情感的基础上,学术人员会逐渐认同、扮演“混合性角色”,并按照“跨界”角色所需行为准则和规范行事[19]。
(2)角色认同对学术参与具有积极影响,有助于提升学术创业绩效。崔杨和于桂兰(2019)认为,角色认同有助于激发团队成员自我效能感知和自尊,进而提升其创新绩效;Jain 等[20]发现,高校研究人员多元角色协同有助于开展专利申请、许可、合作咨询或创建企业等一系列活动。基于对知识分子“家国情怀”角色内涵的深刻理解,学术人员会将知识生产与应用、创造更多社会价值作为追求目标。角色认同有助于激发学术人员“兼济天下”的情怀,开展“经世致用”的行动,继而提升学术创业绩效(段琪等, 2017)。反之,角色模糊、混乱则会引发个体紧张、焦虑等负面情绪,甚至加剧角色在思维逻辑、目标导向等方面的冲突,导致学术人员无法审视自身动机和期望,进而影响合作决策行为和成效。综上所述,学术参与有助于促进个体差异化角色认同与融合,提升学术创业绩效。据此,本文提出如下假设:
H2：角色认同在学术参与影响学术创业绩效过程中发挥中介作用。
在组织社会学领域,制度由管制因素、准则和文化认知构成。一方面,制度通过合法性机制为个体行为提供特定认知观念;另一方面,制度通过不断变革塑造新的环境,从而影响组织或个体行为决策、过程和结果[21]。
不同制度因素对组织和个体的影响不同。Stenholm等[22]在传统制度环境规制、规范、认知三维划分的基础上,引入助力性维度,指出知识溢出和追求创新对机会型创业具有积极影响。传统制度环境有利于提升国家或区域创业活动数量,而助力性制度环境则有利于提升国家创业活动质量(倪嘉成等,2017)。由学术参与衍生的学术创业活动高度依赖于创新和知识驱动,风险因素多、知识产权保护要求高,需要一系列相匹配的制度体系,如完善的政策法律法规制度、高质量人力资源供给以及高水平产学研合作资源等。这些制度框架所塑造的高品质创新创业生态环境能鼓励学术人员不断重构自身角色,作出“学以致用”的策略选择,有助于培养学术型企业家(黄永春等,2021)。
学术参与活动嵌入在制度情境之中,制度通过塑造个体角色认知影响学术行动。一方面,政策法规不健全和执行偏差走样并存,体制内学术人员在产学合作中依然面临“不敢为、不会为、不愿为”等困境;另一方面,对于长期受传统文化熏陶的学术人员而言,其在市场化过程中容易遭受“不务正业”的合法性冲击。高助力性制度环境意味着政府支持、社会赞许、要素供给高效、竞争行为规范。在这种环境下,学术人员能有效平衡两种混合性角色,更好地协调学术研究与社会服务之间的张力,进而创造出更多价值[23]。相反,当助力性制度环境水平较低时,各种复杂因素会进一步放大学术人员内心冲突,使其无法调整自身认知,即使个体识别到成果应用机会也会踌躇不前。据此,本文提出如下假设:
H3：助力性制度环境正向调节学术参与和学术创业绩效之间的关系,当助力性制度环境水平较高时,学术参与对学术创业绩效的积极影响效应更强。
基于上述分析,本文认为助力性制度环境积极调节角色认同对学术参与和学术创业绩效的关系。一方面,从正式制度视角看,助力性制度环境的完善意味着社会建立主体责任明确、利益边界清晰、激励监管到位的制度体系,有助于学术人员耦合不同角色,激发其创造和转移知识成果的积极性,不断提升学术创业绩效。另一方面,从非正式制度视角看,当助力性制度环境水平较高时,学术人员参与学术的合法性提升,深嵌于社会之中的情感、道义会驱动学术人员塑造新价值目标,并采取与之相匹配的角色行动。反之,当助力性制度环境水平较低时,正式制度不健全、学术参与社会认可度较低以及科学成果潜在风险和阻力会进一步拉大不同角色在思维方式、价值取向、知识技能等方面的知识鸿沟,加剧角色冲突和角色混乱,直至角色退出。据此,本文提出如下假设:
H4：助力性制度环境正向调节学术参与和角色认同之间的关系,即助力性制度环境水平越高,学术参与对角色认同的影响作用越大;反之则越弱。
H5：助力性制度环境正向调节角色认同在学术参与和学术创业绩效之间的中介作用,即助力性制度环境水平越高,角色认同在学术参与和学术创业绩效之间的中介作用越强;反之则越弱。
根据上述分析,本文构建研究模型,如图1所示。
图1 研究模型
Fig.1 Theoretical model
本文以华东、华中、华南、西南等地17所大学从事过产学研活动的人员为调研对象,问卷调研时间为2019年10～12月。为确保样本具有代表性,避免样本选择偏误,着重选择不同专业教师。问卷通过以下3种形式发放:①由大学科研管理部门将问卷发放给被调研对象;②通过问卷星收集数据;③以面对面形式邀请受访对象填写问卷并现场收回。问卷填写对象及收集方式的多样性能够有效减少数据收集误差,保证数据真实可靠。最终,共发放调研问卷600份,回收406份,剔除不合格问卷后得到有效问卷368份,有效问卷回收率为90.6%。由表1可以看出,本研究中受访者涵盖面较广,具有较好的代表性。
表1 样本描述性统计结果
Table 1 Results for descriptive statistics of samples
变量 类别 数量 百分比(%) 年龄 ≤25岁 45 12.2 26～35岁 84 22.8 36～45岁 151 41.0 46～55岁 88 23.9 性别 男 203 55.2 女 165 44.8 学历 本科 35 9.5 硕士 127 34.5 博士 206 56.0 职称 初级 22 6.0 中级 53 14.4 副高 114 31.0 正高 179 48.6 专业 工学 150 40.8 理学 43 11.7 农学 48 13.0 医学/生物科学 38 10.3 管理学 42 11.4 经济学 25 6.8 其它 22 6.0 大学类型 一流大学建设高校 183 49.7 一流学科建设高校 100 27.3 普通本科院校 59 16.0 大专院校 26 7.1 研究年限 ≤3年 30 8.2 4～7年 121 32.9 ≥8年 217 59.0
本文采用国内外成熟量表,为适应中国特殊的制度情境,避免出现概念模糊,在获取中文译本的基础上,根据研究需要和实际情况对问卷进行反复修订,以确保题项翻译和表达准确。问卷采用Likert6点评分量表(1表示“非常不同意”,6表示“非常同意”)对模型中各变量进行测量。
2.2.1 因变量:学术创业绩效
基于Chang等(2016)和郭峰等[2]的研究,选取5个题项反映包括学术成果、商业化利益和社会效益在内的个体学术创业绩效,由“参与获得实际经济收益”“参与促进学术研究工作”“参与收获较好的个人社会声誉”“参与是个人长期坚持的活动”“参与持续促进个人研究进展及研究成果商业转化”5个题项构成。
2.2.2 自变量:学术参与
借鉴Tartari等[24]设定的学术参与指数公式,其涵盖产学合作中常见的8种正式活动和非正式活动,之前研究已经证明这种测量方法有效[25],因此按照之前研究构建相应计算公式。
通过询问受访者2017—2018年累计参加8种活动的次数,每种类型活动次数设有5个选项(0次;1～2次;3～5次;6～9次;10次以上)。为构建统一的学术参与测量公式,首先创建每种类型活动的困难系数(dj),如式(1)所示。
(1)
式(1)中,j=1,2……8表示学术活动参与类型,N为样本规模,bnj(0=否,1=是)表示某一受访对象是否参与某项活动,每项活动发生率如表2所示。
表2 学术参与类型和发生率
Table 2 Types of academic engagement and frequency
序号 参与类型(j) 活动 类别 发生率% (bj=1) 1 合作研究(由企业提供 经 费)或 联合申报课题 正式 69.78 2 合同 研 究 (企 事 业 单 位 委 托 开 发) 63.06 3 技术(商业)咨询服务 60.07 4 使用企业资 金 创 造 新 设 备 或 共 建实验室等 42.16 5 参加由产业 界 与 大 学 共 同 组 织 的会议 非正式 78.73 6 参加产业界(企业)发 起 组 织 的 会议 69.03 7 联合企业培养学生 55.60 8 培训企业员工 55.60
学术参与综合指数计算公式如式2所示。
(2)
式(2)中,Πn表示学术参与综合指数公式,Tj为参加某类活动次数选项的赋值,为计算方便,每项活动次数选项赋值分别为0、1.5、4、7.5和10。
2.2.3 中介变量:角色认同
该变量测量包含5个题项,来源于Jain等[20]的研究,主要包括“当别人赞扬学术创业时,感觉自己被肯定”、“当别人非议学术创业工作时,感觉自己受到冒犯”、“当讨论学术创业者群体时,我一般用‘我们’而不是‘他们’”、“当别人把我当作一名学术创业者时,内心是认可的”、“如果研究成果被采纳或转让,感觉个人取得较大成功”。
2.2.4 调节变量:助力性制度环境
根据Stenholm等[22]的研究,设置4个题项衡量与知识溢出高度关联且能体现高质量、高影响力创业的制度环境。这些题项来自反映全球竞争力指数(Global Competitiveness Index)的相关指标,包括“整个社会知识产权所涉政策法规健全”、“大学与产业界合作联系紧密”、“风投、孵化机构、技术经纪等中介机构投资支持”、“在合作中能接触到最新的技术信息和高水平人力资源”。
2.2.5 控制变量
参照以往研究,学术人员个体特征可能以不同方式影响其行为结果[1,26]。本文设置如下控制变量:①性别,1表示男,2表示女;②年龄,1表示25岁及以下,2表示26～35岁,3表示36～45岁,4表示46～55岁,5表示55岁及以上;③学历,1表示本科,2表示硕士,3表示博士;④职称,1表示初级,2表示中级,3表示副高级,4表示正高级;⑤专业,1表示工学,2表示理学,3表示农学,4表示医学/生物学,5表示管理学、6表示经济学、7表示其它;⑥研究年限,1表示3年以下,2表示4～7年,3表示8年及以上。
本文采用SPSS25.0软件进行信效度分析,表3给出相关变量的Cronbach's α系数、因子载荷、CR值和AVE值等。从中可见,各变量的Cronbach's α系数和CR值均大于0.7,因子载荷均在0.6以上,AVE值均高于0.60;AVE的平方根均大于0.70,高于变量之间的相关系数,说明量表信效度较高,结果如表3所示。
表3 研究变量信效度分析结果
Table 3 Reliability and validity analyses of the scales
变量 因子载荷 因子方差贡献(%) Cronbach'sα AVE CR 1 2 3 角色认同 0.808 53.436 0.774 0.5133 0.8398 0.716 0.664 0.746 0.800 0.709 助力性制度环境 0.762 58.188 0.757 0.5822 0.8475 0.763 0.819 0.708 0.759 学术创业绩效 0.819 67.661 0.880 0.6764 0.9126 0.822 0.830 0.835 0.842 0.785
注:粗体斜体数字代表AVE的平方根值
采用自我报告方式获取所需数据容易产生共同方法偏差问题,影响研究结果的准确性,因此研究设计和统计分析需采取相应控制措施。在设计研究程序时,调研过程采取问卷随机编排、匿名答卷且告知受访者回答没有对错之分,使受访者尽可能如实填写问卷。另外,错时、分批次收集数据。统计分析过程采取Harman单因素检验法对可能存在的共同方法偏差问题进行检验,将研究变量所有题项放在一起进行探索性因子分析,检验结果析出多个因子,且第一因子仅解释了29.08%的变量变异,小于总变异量(65.24%)的一半。可见,共同方法偏差问题不严重。
各变量均值、标准差和相关系数结果如表4所示。从中可见,学术参与和角色认同(r=0.469,p<0.001)、助力性制度环境(r=0.335,p<0.01)、学术创业绩效(r=0.505,p<0.01)之间显著正相关,为进一步探索变量之间的关系提供了初步支持。
表4 描述性统计与相关性分析结果
Table 4 Descriptive statistics and correlation coefficients of variables
变 量 均 值 标 准 差 1 2 3 4 5 6 7 8 9 1 0 1 1 1 2 1 . 年 龄 3 . 2 6 0 1 . 3 3 1 1 . 0 0 0 2 . 性 别 1 . 2 8 0 0 . 4 4 8 0 . 0 7 6 1 . 0 0 0 3 . 学 历 2 . 4 4 0 0 . 7 6 1 - 0 . 0 5 8 0 . 1 0 7 1 . 0 0 0 4 . 职 称 0 . 0 5 1 0 . 8 3 9 0 . 4 8 3 * * 0 . 1 2 7 * 0 . 2 7 7 * * 1 . 0 0 0 5 . 专 业 2 . 6 1 0 1 . 9 1 5 0 . 0 2 2 0 . 0 9 9 0 . 2 0 8 * * 0 . 1 7 2 * * 1 . 0 0 0 6 . 大 学 类 型 3 . 5 2 0 1 . 2 9 3 0 . 0 0 4 0 . 0 1 5 0 . 2 3 7 * * 0 . 1 4 2 * 0 . 0 1 2 1 . 0 0 0 7 . 研 究 年 限 2 . 5 3 0 0 . 6 9 0 0 . 3 4 6 * * 0 . 2 8 1 * * 0 . 1 2 0 0 . 4 1 7 * * 0 . 1 1 3 0 . 1 4 0 * 1 . 0 0 0 8 . 学 术 参 与 5 . 9 4 2 5 . 5 2 9 0 . 0 4 7 - 0 . 0 6 6 0 . 0 4 6 0 . 0 0 5 0 . 1 1 6 0 . 1 7 5 * * 0 . 1 5 1 * 0 . 0 0 7 1 . 0 0 0 9 . 角 色 认 同 4 . 2 1 0 0 . 9 8 3 0 . 0 1 6 0 . 0 2 8 0 . 0 3 9 0 . 0 1 9 0 . 1 4 0 * 0 . 2 7 0 * * 0 . 1 0 3 0 . 0 5 4 0 . 4 6 9 * * 1 . 0 0 0 1 0 . 助 力 性 制 度 环 境 4 . 0 1 0 1 . 0 3 9 0 . 0 0 6 0 . 0 4 2 0 . 0 2 7 0 . 0 2 3 0 . 1 2 2 * 0 . 2 5 9 * * 0 . 1 3 0 * 0 . 1 4 6 * 0 . 3 3 5 * * 0 . 5 0 1 * * 1 . 0 0 0 1 1 . 学 术 创 业 绩 效 4 . 6 0 0 1 . 1 1 2 0 . 0 1 7 0 . 1 1 9 0 . 0 5 4 0 . 0 6 7 0 . 1 9 0 * * 0 . 1 6 1 * * 0 . 1 6 7 * * 0 . 0 6 2 0 . 5 0 5 * * 0 . 4 0 4 * * 0 . 4 3 5 * * 1 . 0 0 0
注:N=368,***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05;所有系数均为非标准化前的系数,下同
本文使用SPSS25.0软件对假设进行分层回归分析,同时结合Process3.0程序插件,采取偏差校正百分位Bootstrap方法对参数和假设进行检验。
3.2.1 主效应和中介效应检验
首先,运用层次回归分析法检验学术参与对学术创业绩效的影响以及角色认同的中介作用,表5为回归分析结果。其中,模型1和模型4为只纳入控制变量的基准模型回归结果。模型2在控制变量的基础上纳入自变量,加入变量后F值为452.301,在p<0.001水平上显著。回归结果表明,学术参与对学术创业绩效具有显著正向影响(B=0.161, p<0.001),且R2、调整后R2、ΔR2得到明显增大,假设H1得到验证。模型5结果显示,学术参与回归系数为0.077(p<0.001),说明学术参与对角色认同具有显著正向影响。模型3同时纳入自变量和中介变量,结果发现与模型2相比,学术参与的回归系数变小(B=0.135, p<0.001),角色认同的回归系数显著(B=0.335, p<0.001),且R2、调整后R2、ΔR2也得到明显改变。综上所述,角色认同对学术参与和学术创业绩效的正向关系存在部分中介效应,假设H2得到验证。
表5 主效应和中介效应回归结果
Table 5 Results for main effect and regression analysis
变量 M1 学术创业绩效 系数 标准误 M2 学术创业绩效 系数 标准误 M3 学术创业绩效 系数 标准误 M4 角色认同 系数 标准误 M5 角色认同 系数 标准误 constant 4.072 *** 0.510 2.811 *** 0.313 1.886 *** 0.306 3.366 *** 0.455 2.777 *** 0.416 年龄 0.020 0.060 0.056 0.036 0.043 0.033 0.022 0.054 0.037 0.048 性别 0.168 0.154 0.131 0.093 0.185 * 0.084 0.143 0.136 0.161 0.122 学历 0.048 0.097 0.039 0.058 0.022 0.053 0.010 0.085 0.049 0.077 职称 0.013 0.102 0.106 0.052 0.099 0.056 -0.023 0.090 0.020 0.081 专业 0.092 ** 0.036 0.047 * 0.022 0.031 0.020 0.071 ** 0.032 0.049 0.029 大学类型 0.130 ** 0.055 0.020 0.033 0.027 0.031 0.192 *** 0.048 0.138 *** 0.044 研究年限 0.176 0.114 0.021 0.069 0.003 0.062 0.128 0.100 0.053 0.091 学术参与 0.161 *** 0.008 0.135 *** 0.008 0.077 *** 0.010 角色认同 0.335 *** 0.043 F 3.346 ** 452.301 *** 60.701 *** 3.576 *** 60.865 *** R 2 0.083 0.667 0.731 0.100 0.272 AdjustR 2 0.058 0.658 0.721 0.072 0.247 ΔR 2 — 0.584 0.064 0.100 0.172
其次,利用Process插件,采取偏差校正百分位Bootstrap方法对中介效应进行检验。由表6结果可知,利用Bootstrap抽样5 000次时角色认同的95%置信区间为[0.131, 0.419],不包含0。可见,角色认同在学术参与和学术创业绩效之间发挥中介作用,假设H2得到进一步验证。
表6 中介效应Bootstrap检验结果
Table 6 Bootstrap test results for the mediating effect
变 量 角 色 认 同 的 间 接 影 响 E f f e c t B o o t S E B o o t L L C I B o o t U L C I 角 色 认 同 0 . 2 5 8 0 . 0 7 5 0 . 1 3 1 0 . 4 1 9
注:CIconfidence interval;LLlower limit;ULupper limit
3.2.2 条件过程效应检验
根据Hayes(2013)的条件过程模型8,进一步检验角色认同的调节效应,将自变量、中介变量、调节变量和因变量依次纳入相应选项,样本量设定为5 000,使用偏差矫正非参数百分位Bootstrap方法,置信区间为95%。如表7所示,以学术创业绩效为因变量,发现助力性环境对学术参与和学术创业绩效具有积极调节作用(B=0.117, p<0.001),假设H3得到验证。以角色认同为因变量,结果发现学术参与和助力性环境的交互作用显著(B=0.151, p<0.001),即助力性环境对学术参与和角色认同的正向关系具有显著调节作用,假设H4得到验证。
表7 调节效应回归结果
Table 7 Regression analysis results for moderating effect
变 量 角 色 认 同 c o e ff s e t p 学 术 创 业 绩 效 c o e ff s e t p c o n s t a n t 0 . 0 1 6 0 . 3 8 6 0 . 0 4 0 0 . 9 6 8 0 . 5 5 6 0 . 2 4 8 2 . 2 4 0 0 . 0 2 6 年 龄 0 . 0 5 5 0 . 0 4 5 1 . 2 3 3 0 . 2 1 9 0 . 0 4 2 0 . 0 2 9 1 . 4 7 3 0 . 1 4 2 性 别 0 . 0 7 5 0 . 1 1 4 0 . 6 5 7 0 . 5 1 2 0 . 1 8 4 0 . 0 7 3 2 . 5 2 0 0 . 0 1 2 学 历 0 . 1 0 9 0 . 0 7 2 1 . 5 2 8 0 . 1 2 8 0 . 0 4 6 0 . 0 4 6 0 . 9 9 8 0 . 3 2 0 职 称 0 . 0 4 7 0 . 0 7 5 0 . 6 3 1 0 . 5 2 9 0 . 0 9 3 0 . 0 4 8 1 . 9 2 8 0 . 0 5 5 专 业 0 . 0 3 0 0 . 0 2 7 1 . 1 1 8 0 . 2 6 5 0 . 0 2 2 0 . 0 1 7 1 . 2 6 1 0 . 2 0 8 大 学 类 型 0 . 0 8 8 0 . 0 4 1 2 . 1 1 9 0 . 0 3 5 0 . 0 3 6 0 . 0 2 7 1 . 3 3 9 0 . 1 8 2 研 究 年 限 0 . 0 0 0 0 . 0 8 4 0 . 0 0 2 0 . 9 9 9 0 . 0 1 4 0 . 0 5 4 0 . 2 5 7 0 . 7 9 7 学 术 参 与 0 . 3 2 6 0 . 0 5 2 6 . 2 4 4 0 . 0 0 0 0 . 6 6 5 0 . 0 3 6 1 8 . 4 5 2 0 . 0 0 0 角 色 认 同 0 . 2 2 1 0 . 0 4 0 5 . 5 0 2 0 . 0 0 0 助 力 性 环 境 0 . 3 2 2 0 . 0 5 5 5 . 8 9 5 0 . 0 0 0 0 . 0 8 0 0 . 0 3 7 2 . 1 4 4 0 . 0 3 3 学 术 参 与 * 助 力 性 环 境 0 . 1 5 1 0 . 0 4 3 3 . 5 0 4 0 . 0 0 0 0 . 1 1 7 0 . 0 2 8 4 . 1 2 9 0 . 0 0 0 F 1 5 . 7 7 9 * * * 1 7 . 0 5 1 1 * * * R 2 0 . 4 0 5 0 . 7 5 6 Δ R 2 0 . 0 2 9 0 . 0 1 6
为分析助力性环境的调节作用,分别绘制相应简单斜率效应图,图2为助力性环境对学术创业绩效的调节作用。可见,在低助力性环境水平下,回归直线更加平坦,学术参与对创业绩效的影响作用较弱。图3为助力性环境对学术参与和角色认同的调节作用,可见助力性制度环境水平越高,角色认同越强。在高助力性制度环境下,学术参与对角色认同的作用更强,因此假设H4得到进一步验证。
图2 助力性环境对学术参与和学术创业绩效的调节作用
Fig.2 Moderating effect of conductive environment on the relationship between academic engagement and entrepreneurial performance
图3 助力性环境对学术参与和角色认同的调节作用
Fig.3 Moderating effect of conductive environment on the relationship between academic engagement and role identity
进一步,本文通过Process插件运算得到调节变量不同取值下的条件间接效应。表8结果显示,在不同助力性制度环境水平下,置信区间分别为[0.140, 0.178]、[0.121, 0.150]、[0.094, 0.129],均不包含0,表明学术参与对角色认同的影响效应显著,假设H4再次得到验证。同理,分析不同助力性制度环境水平下学术参与通过角色认同对学术创业绩效的间接影响。结果表明,Bootstrap检验结果置信区间分别为[0.011, 0.035]、[0.007, 0.026]、[0.001, 0.017],均不包含0。这说明,无论助力性制度环境取高值还是低值,学术参与通过角色认同对学术创业绩效的影响均显著。另外,条件中介效应判定指数Index为0.066,95%置信区间为[0.002, 0.012],不包含0。这说明,高助力性制度环境通过提升学术参与对角色认同的直接效应,进而增强学术参与经由角色认同对学术创业绩效的间接效应,因此假设H5得到验证。
表8 条件过程效应分析结果
Table 8 Results for conditional process analysis
助力性环境 (W) 对角色认同的直接影响 Effect se t p LLCI ULCI 对角色认同中介的间接影响 Effect BootSE BootLLCI BootULCI -1.039 0.159 0.010 16.502 0.000 0.140 0.178 0.022 0.006 0.011 0.035 0.000 0.135 0.007 18.452 0.000 0.121 0.150 0.015 0.005 0.007 0.026 1.039 0.112 0.009 12.352 0.000 0.094 0.129 0.008 0.004 0.001 0.017 变量 被调节的中介效应 助力性环境 (W) Index BootSE BootLLCI BootULCI 0.066 0.003 0.002 0.012
注:N=368;CIconfidence interval; LLlower limit; ULupper limit;Bootstrap样本为5 000
3.3.1 剔除部分研究数据
考虑到部分学术人员未参与产学研活动,有可能带来自选择偏误。因此,进一步剔除样本内未参加相关活动的人员重新进行回归。结果显示,被剔除调研对象占比仅为5.2%,对整体回归结果影响不大。表9结果显示,在剔除相应样本后,学术参与对学术创业绩效的积极作用依然显著;同时,角色认同在学术参与和学术创业绩效之间存在显著相关性,进一步证实了本文研究结果的稳健性。
表9 剔除部分数据的稳健性检验结果
Table 9 Robustness test results with partial data deleted
变 量 M 1 学 术 创 业 绩 效 c o e ff s e M 2 学 术 创 业 绩 效 c o e ff s e M 3 学 术 创 业 绩 效 c o e ff s e c o n s t a n t 4 . 5 5 9 * * * 0 . 5 6 0 3 . 2 0 7 * * * 0 . 3 5 1 2 . 1 0 2 * * * 0 . 3 5 2 年 龄 0 . 0 2 3 0 . 0 6 1 0 . 0 6 2 0 . 0 3 7 0 . 0 3 7 0 . 0 3 4 性 别 0 . 2 5 0 0 . 1 6 0 0 . 1 8 1 0 . 0 9 8 0 . 2 2 0 * 0 . 0 8 9 学 历 0 . 0 0 1 0 . 0 9 9 0 . 0 5 5 0 . 0 6 1 0 . 0 3 0 0 . 0 5 8 职 称 0 . 0 1 5 0 . 1 0 4 0 . 0 9 2 0 . 0 6 4 0 . 0 8 0 0 . 0 5 6 专 业 0 . 1 0 9 * * 0 . 0 3 7 0 . 0 6 4 * 0 . 0 2 3 0 . 0 4 3 0 . 0 2 1 大 学 类 型 0 . 1 0 1 * 0 . 0 5 7 0 . 0 0 9 0 . 0 3 5 0 . 0 3 4 0 . 0 3 2 研 究 年 限 0 . 1 4 9 0 . 1 2 0 0 . 0 1 2 0 . 0 7 4 0 . 0 0 1 0 . 0 6 7 学 术 参 与 0 . 1 5 6 * * * 0 . 0 0 8 0 . 1 3 2 * * * 0 . 0 0 8 角 色 认 同 0 . 3 3 0 * * * 0 . 0 4 5 F 3 . 1 5 2 * * 3 9 7 . 3 1 3 * * * 5 3 . 1 8 8 * * * R 2 0 . 0 8 4 0 . 6 5 6 0 . 7 1 9 A d j u s t R 2 0 . 0 5 7 0 . 6 4 5 0 . 7 0 8 Δ R 2 — 0 . 5 7 2 0 . 0 6 3
3.3.2 替代性解释
在层次回归中虽然控制“性别、年龄、学历、职称、专业、研究年限、大学类型”7个变量,但未考虑个体先前拥有成果转化经历这一因素。通常,有过成果转化经历的人员对扮演不同角色更加自信,遗漏变量可能会产生内生性问题,从而降低研究结论的解释力。因此,进一步加入成果转化经历这一控制变量,包括个体拥有专利许可、专利转让、作价投资、技术开发服务、创建或联合创建企业5方面经历。根据调研对象所选题项,在计算时分别予以求和。回归结果表明,学术创业绩效回归系数依然显著为正,说明在控制成果转化经历的影响后研究结论保持不变,如表10所示。
表10 替代性解释的稳健性检验结果
Table 10 Robustness test results of alternative explanation
变 量 M 1 学 术 创 业 绩 效 c o e f f s e M 2 学 术 创 业 绩 效 c o e f f s e M 3 学 术 创 业 绩 效 c o e f f s e c o n s t a n t 4 . 1 1 8 * * * 0 . 5 1 9 2 . 8 8 9 * * * 0 . 3 1 8 1 . 9 6 2 * * * 0 . 3 1 0 年 龄 0 . 0 1 4 0 . 0 6 1 0 . 0 4 5 0 . 0 3 7 0 . 0 3 3 0 . 0 3 3 性 别 0 . 1 6 7 0 . 1 5 5 0 . 1 2 9 0 . 0 9 3 0 . 1 8 3 0 . 0 8 4 * 学 历 0 . 0 5 2 0 . 0 9 7 0 . 0 3 1 0 . 0 5 9 0 . 0 1 4 0 . 0 5 3 职 称 0 . 0 0 9 0 . 1 0 2 0 . 1 0 0 0 . 0 6 2 0 . 0 9 3 0 . 0 5 6 专 业 0 . 0 9 2 * * 0 . 0 3 6 0 . 0 4 6 * 0 . 0 2 2 0 . 0 2 9 0 . 0 2 0 大 学 类 型 0 . 1 2 6 * * 0 . 0 5 5 0 . 0 1 3 0 . 0 3 4 0 . 0 3 3 0 . 0 3 1 研 究 年 限 0 . 1 7 5 0 . 1 1 4 0 . 0 2 0 0 . 0 6 9 0 . 0 0 2 0 . 0 6 2 转 化 经 历 0 . 0 2 5 0 . 0 5 2 0 . 0 4 4 0 . 0 3 1 0 . 0 4 1 0 . 0 2 8 学 术 参 与 0 . 1 6 1 * * * 0 . 0 0 8 0 . 1 3 5 * * * 0 . 0 0 8 角 色 认 同 0 . 3 3 4 * * * 0 . 0 4 3 F 2 . 9 4 9 * * 4 5 5 . 4 1 7 * * * 6 0 . 6 9 5 * * * R 2 0 . 0 8 4 0 . 6 6 9 0 . 7 3 3 A d j u s t R 2 0 . 0 5 5 0 . 6 5 8 0 . 7 2 2 Δ R 2 — 0 . 5 8 6 0 . 0 6 3
基于角色认同理论和制度理论,通过构建“学术参与—角色认同—助力性制度环境—学术创业绩效”研究框架,探讨学术参与影响学术创业绩效的作用机制和边界条件,得出如下结论:①学术参与作为个体一种积极主动的学术行为,对学术创业绩效具有积极影响;②角色认同在学术参与影响学术创业绩效过程中发挥积极中介作用,学术参与有助于加快不同角色整合,进而能帮助学术人员创造更多价值;③助力性制度环境积极影响学术参与和学术创业绩效之间的正向关系,显著提升学术参与对学术创业绩效的正向影响,同时对角色认同在学术参与和学术创业绩效之间的中介作用具有积极调节效应。
(1)丰富了中国情境下学术参与研究视野。以往关于学术参与的研究多以欧美国家为样本,较少通过实证方法进行深入探讨[26]。从研究视角看,多采取知识组合、网络和隐性知识等创新理论,重点关注宏观或组织层面创业绩效[27-28],缺少反映学术人员整合角色认知、获取成效的微观过程研究。本文立足于中国实际情境,以体制内学术人员为研究对象,对学术参与内涵进行辨析,整合角色认同理论和制度理论,构建学术参与影响学术创业绩效的研究框架,探析学术参与影响学术创业绩效的作用机理,促进角色认同理论和制度理论在学术参与领域的应用,也积极回应了Fini等[4]、Perkmann等[8]使用理论驱动阐明学术参与分析框架的呼吁,丰富了学术参与研究。
(2)厘清学术参与作用于学术创业绩效的中介机制和边界条件。我国高校学术人员参加产学合作面临角色认同和制度规范的双重压力,现有研究主要分析学术人员在学术创业过程中的角色认同演变模式[29],以及角色认同对学术创业的影响过程[12],但对学术人员如何整合角色、取得成效的研究较少。本文通过建立角色认同中介机制,发现学术参与既能积极影响学术创业绩效,也能通过角色认同产生间接影响,研究结论为学术人员更好地融合角色和胜任任务提供了认识基础,在一定程度上弥补了该领域研究不足。此外,本文发现助力性制度环境积极影响学术参与和学术创业绩效关系,并对角色认同在学术参与和学术创业绩效中介作用具有积极调节效应。本文不但验证了“个体对制度环境的感知积极影响其学术偏好”[30]这一观点,而且还深刻揭示了学术参与影响学术创业绩效的边界条件,丰富了学术创业绩效研究。总之,将角色认同和助力性制度环境两个变量同时纳入统一分析框架,探究两者之间的互动关系,有利于加深对学术参与影响学术创业绩效内在逻辑的认知。
(3)为评价学术参与结果提供了新方法。本文通过调研学术人员近两年参加的学术活动类型和次数,囊括了学术参与常见的正式活动和非正式活动,在此基础上建立有效的学术参与指数计算公式,能够涵盖不同类型学术活动,避免采用单一指标进行评价的弊端,对评价学术参与结果至关重要,进一步深化了对学术参与结果的评价和理解。
(1)政府要积极营造鼓励学术参与的氛围。研究发现,良好的制度环境有助于学术人员化解角色冲突、实现角色增益、产生活动成效。因此,在充分发挥新型举国体制优势,全方位、深层次做好政策创新、政策衔接、政策落地工作的同时,还需要大力宣传学术参与的社会价值,提升学术参与合法性。毕竟,诸如“君子喻于义”等传统文化对知识分子的影响已经成为“固执”的社会价值规范,需要持续予以重塑。
(2)高校应着力推进产学研深度融合。学术参与不但能促进经济高质量发展,而且能不断向社会输出新技术和新成果,强化大学在产学研合作体系中的价值地位。因此,高校应鼓励学术人员积极投身知识生产和价值创造活动,通过各类针对性指导和培训,帮助他们提升创新能力,激发社会责任感,克服走向市场过程中的负面压力和消极情感,从而加速科研成果转变为现实生产力。
(3)学术人员应培育整合不同角色。个体角色是个体萌生相应态度、观念和行为的基础,学术人员需整合不同角色、促进彼此和谐共生,在实践中深化对相互冲突角色的认知、认可和认同。在产学研合作中,学术人员应充分评估工作意义,探究角色冲突原因和解决策略,明晰自己的人生目标和价值,实现个人角色从错位、冲突、迁移、重组到相互促进的转变,开创自我认知和行为方式自洽的职业发展路径(熊文明等,2021)。
本文存在一定局限:首先,通过问卷调研获取相应数据,受疫情及其它条件影响,未开展多来源、多时点测量,未来可采用跨时点纵向研究设计,收集不同时期问卷,进一步验证研究结果的可靠性。其次,样本对象多来自产学研合作成效显著的大学,且多位于经济较发达地区。未来应扩大样本范围,检验不同经济发展水平地区学术参与成效,进一步验证现有研究结论。再次,研究发现,大学组织氛围对学术创业具有重要影响[31],未来应探讨大学组织情境因素影响学术创业绩效的边界作用。
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