校企合作氛圍對高?？蒲腥藛T科研績效的影響
——技術(shù)能力的中介作用

張 奔 ,王宏起 ,王曉紅

(1.哈爾濱理工大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院,哈爾濱 150006;2.哈爾濱工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院,哈爾濱 150001)

產(chǎn)學(xué)研合作在國家創(chuàng)新體系的建設(shè)中發(fā)揮著重要作用,黨的十九大報告中明確指出:“加強國家創(chuàng)新體系建設(shè),強化戰(zhàn)略科技力量。深化科技體制改革,建立以企業(yè)為主體、市場為導(dǎo)向、產(chǎn)學(xué)研深度融合的技術(shù)創(chuàng)新體系,加強對中小企業(yè)創(chuàng)新的支持,促進科技成果轉(zhuǎn)化?！?/p>

近年來,國家深入實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略,大力推進科技創(chuàng)新,科技部、教育部等國家部委出臺了多項政策支持產(chǎn)學(xué)研合作。如2016年8月,教育部、科技部聯(lián)合印發(fā)《教育部科技部關(guān)于加強高等學(xué)?？萍汲晒D(zhuǎn)移轉(zhuǎn)化工作的若干意見》,指出要加大產(chǎn)學(xué)研結(jié)合的力度,支持科技人員面向企業(yè)開展技術(shù)開發(fā)、技術(shù)服務(wù)、技術(shù)咨詢和技術(shù)培訓(xùn);2019 年9月,科技部印發(fā)《關(guān)于促進新型研發(fā)機構(gòu)發(fā)展的指導(dǎo)意見》,提出要結(jié)合產(chǎn)業(yè)發(fā)展實際需求,構(gòu)建產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新戰(zhàn)略聯(lián)盟,探索長效穩(wěn)定的產(chǎn)學(xué)研結(jié)合機制;2021年10月,國家知識產(chǎn)權(quán)局、教育部、科技部聯(lián)合印發(fā)了《產(chǎn)學(xué)研合作協(xié)議知識產(chǎn)權(quán)相關(guān)條款制定指引(試行)》,促進產(chǎn)學(xué)研合作和知識產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)移轉(zhuǎn)化。

校企合作(University-Industry Collaboration,UIC)是產(chǎn)學(xué)研合作的主要形式之一。對于企業(yè)而言,與高校合作是獲得外部資源(人才、新知識和新技術(shù))的一種重要途徑[1];對于高校而言,校企合作有助于加快高?？萍汲晒D(zhuǎn)化、擴展科研人員學(xué)術(shù)研究方向和思路、拓寬科研經(jīng)費渠道[2-3]。全國高?？蒲薪?jīng)費中企事業(yè)單位委托經(jīng)費從2010 年的318.88億元增長至2020年的681.10億元1)數(shù)據(jù)來源:教育部科學(xué)技術(shù)與信息化司發(fā)布的《高等學(xué)?？萍冀y(tǒng)計資料匯編》(2012～2021),總量翻了一倍有余,年復(fù)合增長率7.88%,從一個側(cè)面反映出近年來校企合作的增長。

隨著高校與企業(yè)合作的增多,校企合作成為學(xué)術(shù)界研究的熱點問題。在校企合作與高校創(chuàng)新績效關(guān)系的研究中,有學(xué)者從高校組織層次開展研究。劉笑等[4]基于100所大學(xué)的數(shù)據(jù),研究發(fā)現(xiàn),產(chǎn)學(xué)合作數(shù)量與學(xué)術(shù)創(chuàng)新績效之間存在明顯的倒U 型關(guān)系,不同分位點處存在異質(zhì)效應(yīng),且合作廣度、知識能力發(fā)揮了正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。Huang等[5]基于臺灣地區(qū)高校數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)組織層次的校企合作體系中,有校企合作的高校創(chuàng)新績效會更高。王曉紅等[6]基于2008～2017年省域和高校統(tǒng)計數(shù)據(jù),研究發(fā)現(xiàn),組織層次產(chǎn)學(xué)合作對高校創(chuàng)新績效存在顯著倒U 型影響。還有學(xué)者從科研人員個體層次進行研究。Huang等[7]基于376 份問卷數(shù)據(jù),研究發(fā)現(xiàn),高?？蒲腥藛T的校企合作動機(資金和知識)與創(chuàng)新績效正相關(guān)。任靜靜等[8]以2014、2017年全球“高被引科學(xué)家”材料科學(xué)領(lǐng)域中國入選科學(xué)家為樣本,研究發(fā)現(xiàn),與產(chǎn)業(yè)界合作研究的科學(xué)家學(xué)術(shù)績效更好。Mejlgaard等[9]利用丹麥一所大學(xué)652位科研人員的數(shù)據(jù),研究發(fā)現(xiàn),與企業(yè)合作密切科研人員的論文產(chǎn)出和引用率更高。

以往研究校企合作與高校創(chuàng)新績效關(guān)系的文獻主要集中在組織或個體同層次,鮮有學(xué)者從跨層次視角研究高校組織層次的校企合作對組織內(nèi)科研人員科研績效的影響。本文基于哈爾濱工業(yè)大學(xué)科研人員的真實數(shù)據(jù),從跨層次視角,采用多層線性模型(HLM)方法和軟件,研究中國高校組織層次的校企合作氛圍對高?？蒲腥藛T科研績效的直接影響及科研人員技術(shù)能力的中介作用。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 跨層次視角下校企合作氛圍對高?？蒲腥藛T科研績效的直接影響

“氛圍”(Climate)一詞最早出現(xiàn)在心理學(xué)研究中,美國心理學(xué)家James把員工感知的工作環(huán)境稱為“心理氛圍”,把團隊成員共同感知的工作環(huán)境稱為“組織氛圍”[10]。組織氛圍是組織層次的概念,是個體對組織中所期望、鼓勵和支持的實踐、程序和行為的共同感知[11]。已有文獻認為組織氛圍對組織內(nèi)部員工的行為和工作績效具有重要的影響。Tartari等[12]研究發(fā)現(xiàn),科研人員是否與企業(yè)進行合作,一是受到組織氛圍的影響,二是受到其科研人員對校企合作潛在的成本和收益預(yù)估的影響。Greven等[13]基于德國9所大學(xué)1 428位科研人員的問卷數(shù)據(jù),研究發(fā)現(xiàn),組織內(nèi)學(xué)術(shù)主席的創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向和網(wǎng)絡(luò)能力是組織氛圍的重要組成部分,并能夠直接影響科學(xué)家與企業(yè)等非學(xué)術(shù)機構(gòu)的合作。Zhao等[14]研究發(fā)現(xiàn),員工創(chuàng)新績效是3個決定因素的函數(shù),即員工工作投入和創(chuàng)造力以及組織創(chuàng)新氛圍。

借鑒組織氛圍相關(guān)概念和理論,本文定義校企合作氛圍(UIC climate)是個體對組織整體參與校企合作實踐程度的共同感知,這種共同感知能夠影響組織成員對校企合作的態(tài)度和行為。有學(xué)者認為高校組織層面的校企合作氛圍對組織內(nèi)科研人員科研績效有正向影響。Mei等[15]利用臺灣科技大學(xué)323名科研人員的相關(guān)數(shù)據(jù),研究發(fā)現(xiàn),高校組織層次的校企合作氛圍對組織內(nèi)科研人員的科研績效有提升作用,他們認為如果高校科研人員在一個與企業(yè)聯(lián)系比較緊密的大學(xué)部門,則其能夠利用組織以往與企業(yè)合作過程中所積累的資源。Debackere等[16]研究發(fā)現(xiàn),如果大學(xué)的一個部門與企業(yè)合作較多,就能夠與企業(yè)更好地進行知識交換并獲得來自企業(yè)的資金支持,這對部門中參與校企合作科研人員的學(xué)術(shù)創(chuàng)新有一定幫助。

組織內(nèi)適度的校企合作氛圍能夠為科研人員帶來更多與企業(yè)合作的機會,給科研人員帶來資金和實驗設(shè)備方面的支持,從而促進科研人員科研績效的提升[17]。但是,當(dāng)組織內(nèi)存在較高程度的校企合作氛圍時,組織內(nèi)大多數(shù)科研人員都會參與高強度的校企合作,那么,一方面可能會分散科研人員的時間和精力[18],另一方面可能影響學(xué)校的自主性和科研人員的學(xué)術(shù)自由[19],而這些因素可能會對科研人員的科研績效產(chǎn)生負向影響。因此,本文認為組織層次適度的校企合作氛圍能促進科研人員科研績效的提升,而較高程度的校企合作氛圍可能會阻礙科研人員科研績效的提升。

根據(jù)上述理論分析,提出假設(shè):

H1組織層次的校企合作氛圍對組織內(nèi)科研人員科研績效的影響呈倒U 型。

1.2 跨層次視角下技術(shù)能力的跨層次中介作用

科研人員的技術(shù)能力是指科研人員以技術(shù)為導(dǎo)向,開展應(yīng)用研究的能力,通常表現(xiàn)為專利授權(quán)、技術(shù)轉(zhuǎn)讓等。技術(shù)能力對高?？蒲腥藛T是否能夠與企業(yè)進行合作以及校企合作的成功運作具有重要作用,同時也對科研人員的科研績效具有重要的影響[15,20]。

有較多學(xué)者認為科研人員的技術(shù)能力能夠促進科研績效的提升。Calderini等[21]基于意大利材料科學(xué)領(lǐng)域科研人員的相關(guān)數(shù)據(jù),研究發(fā)現(xiàn),科研人員獲得授權(quán)的專利數(shù)量與其科研成果(學(xué)術(shù)論文)是正相關(guān)的。Kang[22]利用日本科研人員的數(shù)據(jù),研究發(fā)現(xiàn),在影響因子較低的期刊上,科研人員的專利數(shù)和發(fā)表論文之間存在正線性關(guān)系。Meryer[23]利用3個歐洲國家納米領(lǐng)域的專利數(shù)和納米科學(xué)領(lǐng)域的文章的相關(guān)數(shù)據(jù),研究指出,申請專利和發(fā)表論文之間沒有明顯的負向關(guān)系,而且有專利的科研人員要比沒有專利的同事論文數(shù)更多,其論文被引率也更高。綜上所述,提出假設(shè):

H2科研人員的技術(shù)能力與科研績效之間顯著正相關(guān)。

對于高校而言,與企業(yè)合作能夠加速技術(shù)知識從高校向企業(yè)轉(zhuǎn)移從而加速了企業(yè)創(chuàng)新,更重要的是還能拓寬高校的科研經(jīng)費渠道。因此,高校有意愿與企業(yè)進行合作[7,24-25]。有研究指出,校企知識轉(zhuǎn)移的方向并不是單向的,即通過與企業(yè)合作,高校科研人員也能獲得企業(yè)所擁有的部分知識[15,20]。企業(yè)所擁有的通常都是應(yīng)用研究領(lǐng)域的知識,因此,當(dāng)校企合作氛圍較低的組織內(nèi)有越來越多的科研人員參與校企合作,校企合作氛圍就會提升,組織內(nèi)科研人員獲得來自企業(yè)知識的機會增加,科研人員的技術(shù)能力也可能會提高。但是,當(dāng)組織內(nèi)校企合作氛圍提升到一定程度后,組織成員普遍與企業(yè)高度合作而很少申請縱向課題,這可能會限制科研人員獲得資金和新知識。而且組織層次高程度的校企合作氛圍也有可能增加組織內(nèi)成員的保密性意識,科學(xué)家為了學(xué)術(shù)或商業(yè)利益會降低知識共享的意愿[26],這些因素都可能會對組織內(nèi)成員提升技術(shù)能力產(chǎn)生不利影響。

根據(jù)上述理論分析,提出假設(shè):

H3跨層次視角下,組織層次的校企合作氛圍對組織內(nèi)科研人員技術(shù)能力的影響呈倒U 型。

從校企合作的角度看,科研人員參與校企合作會從企業(yè)獲得新的科研思路。當(dāng)科研人員在具備足夠技術(shù)能力的情況下,其與企業(yè)方進行溝通則更有可能引導(dǎo)新的技術(shù)產(chǎn)生和應(yīng)用,同時也有可能促進學(xué)術(shù)新思路的產(chǎn)生從而提升其科研績效。有學(xué)者將技術(shù)能力較強的科研人員稱為學(xué)術(shù)型發(fā)明家,Lissoni[27]研究指出,學(xué)術(shù)型發(fā)明家能夠在高校知識向企業(yè)流動過程中充當(dāng)中介,此時其實是科研人員的技術(shù)能力起到了中介作用。本文認為組織層次的校企合作氛圍通過影響科研人員的技術(shù)能力這一中介過程,從而影響組織科研人員科研績效。因此,提出假設(shè):

H4科研人員的技術(shù)能力在校企合作氛圍與高校科研人員科研績效之間起跨層次的中介作用。

綜上所述,跨層次視角下技術(shù)能力對校企合作氛圍與高?？蒲腥藛T科研績效關(guān)系中介作用的概念模型如圖1所示。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文個體層次的研究樣本來自哈工大工科、理科、管理學(xué)科和社會人文學(xué)科等科研人員,考慮到HLM 模型對Level-2層次數(shù)據(jù)的要求,組織層次校企合作氛圍的相關(guān)數(shù)據(jù)來自哈工大各學(xué)院的系,時間跨度為2010～2014年,并按以下原則進行篩選:①由于本文選用多層次分析方法,組織樣本選擇時剔除第1層小于5人的組織樣本;②由于個體樣本中哈工大深圳研究院和威海分校的相關(guān)人員數(shù)據(jù)只顯示所在學(xué)院或校區(qū)而不顯示具體所在的系和學(xué)科,故個體層次只包含哈工大本部科研人員的相關(guān)數(shù)據(jù)。

最終第1層個體層次樣本數(shù)為987個,第2層組織層次樣本數(shù)為54個。參照Maas等[28]的研究,在Level-2樣本數(shù)大于50個,且每個群體包含至少5個個體樣本的情況下,多層次研究的回歸系數(shù)、方差以及標(biāo)準(zhǔn)誤的估計皆無偏誤且正確。因此,本文的研究樣本數(shù)能夠支持多層次分析方法。

2.2 變量定義

(1)因變量?？蒲锌冃А⒄誋irsch[29]的研究,選用高?？蒲腥藛T在2012～2014年的h指數(shù)來衡量其科研績效。許多指標(biāo)都可以衡量科研人員的科研績效,包括論文數(shù)[2]和論文被引數(shù)[30]等指標(biāo)。但是,本文認為科研績效這一概念不僅指論文數(shù)量也包括論文質(zhì)量。2005年,Hirsch提出了著名的h指數(shù)。Hirsch對h指數(shù)的定義為:一名科學(xué)家的h指數(shù)是指其發(fā)表的Np篇論文中有h篇每篇至少被引h次、而其余(Np-h)篇論文每篇被引均小于或等于h次。

h指數(shù)的主要優(yōu)點是,它將論文數(shù)量和論文質(zhì)量(被引用數(shù))相結(jié)合,只用h指數(shù)這一個指標(biāo)就能反映出科研人員的論文數(shù)量和質(zhì)量情況。自從h指數(shù)被提出后,這一新指標(biāo)吸引了學(xué)術(shù)圈的廣泛關(guān)注,并且被認為是評估科學(xué)工作者學(xué)術(shù)成就和科研績效的最好指標(biāo)之一[17,31]。因此,本文選用h指數(shù)來衡量科研人員的科研績效。

(2)自變量。校企合作氛圍。本文定義校企合作氛圍(UIC climate)是個體對組織整體參與校企合作實踐程度的共同感知。根據(jù)此定義,利用組織整體參與校企合作實踐的程度來衡量高校組織層次的校企合作氛圍。參照文獻[2,32]中的研究,本文用組織內(nèi)全部成員獲得的橫向課題經(jīng)費占總科研經(jīng)費的比例來計算組織整體參與校企合作實踐的程度。同時,為了驗證假設(shè)H1和H2,在模型中會加入校企合作氛圍的平方項。

(3)中介變量。技術(shù)能力。參照文獻[15,33]中的研究,本文認為高?？蒲腥藛T申請的專利數(shù)能夠衡量其技術(shù)能力,專利數(shù)的時間窗為2010～2014年,數(shù)據(jù)來自中國國家知識產(chǎn)權(quán)局。

(4)控制變量。第1層的控制變量引入與因變量較相關(guān)的科研人員的教育程度和職稱兩個變量作為控制變量。變量的具體說明如表1所示。

表1 變量說明

2.3 模型構(gòu)建

(1)校企合作氛圍影響高?？蒲腥藛T科研績效的跨層次模型。本文選用階層線性及非線性模型(Hierarchical Linear and Nonlinear Modeling,HLM)方法研究組織層次的校企合作氛圍對組織內(nèi)科研人員科研績效的影響,以及科研人員技術(shù)能力的跨層次中介作用。本文所使用的分析軟件為HLM 7.0。

校企合作氛圍影響高?？蒲腥藛T科研績效的跨層次模型Level-1 Model和Level-2 Model分別為:

其中:模型式(1)是個體層次的模型,模型式(2)是組織層次的模型;rij和u0j分別為個體層次和組織層次的殘差。

(2)引入技術(shù)能力變量的跨層次中介效應(yīng)模型。由于本文需要驗證“組織層次校企合作氛圍通過倒U 型曲線效應(yīng)影響組織內(nèi)科研人員的技術(shù)能力,進而影響其科研績效,促成了校企合作氛圍與科研人員科研績效之間的倒U 型關(guān)系”,傳統(tǒng)的三步驟檢驗方法無法清晰地展現(xiàn)變量之間的關(guān)系路徑,故采用Muller等[34]提出的被中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型來檢驗研究假設(shè)。因為這種方法能夠完整地分析出中介模型中所有可能路徑上的調(diào)節(jié)效應(yīng),所以只要將調(diào)節(jié)變量與自變量設(shè)為同一個,就能夠分析自變量與因變量之間倒U 型的中介過程,如圖2所示。

為檢驗被中介的調(diào)節(jié)模型(見圖2),需要3個回歸方程按步驟分別檢驗,即:

如方程式(3)～(5)所示,檢驗被中介的調(diào)節(jié)作用存在分為3步:①式(3)中,自變量與調(diào)節(jié)變量的交互項X·M的系數(shù)α3顯著不等于0,此時變量M顯著調(diào)節(jié)了自變量X與因變量Y之間的關(guān)系;②式(4)中,自變量與調(diào)節(jié)變量的交互項X·M的系數(shù)β3 顯著不等于0,此時變量M顯著調(diào)節(jié)了自變量X與中介變量Z之間的關(guān)系;③式(5)中,Z的系數(shù)γ4顯著不等于0,同時自變量與調(diào)節(jié)變量的交互項X·M的系數(shù)γ3不再顯著,或者仍然顯著但是小于式(1)中的α3,說明此時M對X與Y之間關(guān)系的調(diào)節(jié)發(fā)生在X～Z的關(guān)系路徑上。同時,中介變量與調(diào)節(jié)變量的交互項Z·M的系數(shù)γ5不顯著,說明M的調(diào)節(jié)作用沒有發(fā)生在Z～Y的路徑上。

在本文中,Y為因變量科研人員科研績效,自變量X和調(diào)節(jié)變量M為同一變量校企合作氛圍,中介變量Z是技術(shù)能力,X·M即為自變量校企合作氛圍的平方項,Z·M為技術(shù)能力與校企合作氛圍的交互項。

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計、相關(guān)性分析與多重共線性檢驗

表2所示為按照個體層次和組織層次主要研究變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最小值、最大值、相關(guān)系數(shù)及顯著性。

表2 變量描述性統(tǒng)計及相關(guān)性分析

由表2可以看出:

(1)科研人員的技術(shù)能力均值為6.51,而標(biāo)準(zhǔn)差為10.613,說明技術(shù)能力在科研人員之間差異性較大。

(2)教育程度、職稱和技術(shù)能力都在0.01的顯著性水平上與科研人員科研績效正相關(guān),且其中技術(shù)能力的相關(guān)系數(shù)最大,為0.339。

(3)除了技術(shù)能力的平方項與技術(shù)能力之間相關(guān)性較大(0.819),其他變量之間的相關(guān)性都較小。

(4)只從相關(guān)關(guān)系來看,技術(shù)能力及其平方項都在0.01顯著水平上與科研人員科研績效正相關(guān)。

需要指出的是,由表2可見,個體層次變量除了科研績效與各自變量存在相關(guān)關(guān)系外,各自變量之間也都是顯著正相關(guān)的。為了檢驗自變量之間是否存在多重共線性問題,本文做了VIF 檢驗,結(jié)果如表3所示。由表3可見,個體層次的自變量中,VIF

表3 VIF檢驗

值最大為5.43,小于10,所以自變量之間不存在多重共線性問題。

3.2 假設(shè)檢驗

本文使用的分析方法和軟件為HLM。結(jié)合方程式(1)～(3),通過如下步驟對跨層次模型進行分析,以檢驗假設(shè),結(jié)果如表4所示。

表4 HLM 的分析結(jié)果

Step I零模型。

由于本文假設(shè)高?？蒲腥藛T個體層次的科研績效可由個體層次與組織層次的變量來預(yù)測,故必須顯示出高?？蒲腥藛T個體的科研績效在個體層次與組織層次上存在變異,需要首先建立沒有預(yù)測因子的虛無模型,只有組內(nèi)與組間的變異成分顯著(ICC(1)＞0.12[35]),才能進行下一步的截距與斜率項分析。

Level-1 Model:科研績效ij=β0j+rij

Level-2 Model:β0j=γ00+u0j

在上述模型中:β0j=第j個系的科研績效平均數(shù);γ00=科研績效的總平均數(shù);rij的方差=σ2=科研績效的組內(nèi)方差;u0j的方差=τ00=科研績效的組間方差。

由于科研績效的總方差=σ2+τ00,可以計算出ICC(1),即科研績效組間方差的百分比,其公式為

由表4可知,科研績效的組間方差τ00=4.264,且卡方檢驗結(jié)果表明組間方差是顯著的:χ2(53)=321.704,p＜0.001。組內(nèi)方差σ2=13.043,故ICC(1)=0.246,表明科研人員科研績效的變異數(shù)17.307(σ2+τ00=17.307)中,由于組別差異所造成的變異程度為4.264,占總體變異的24.6%,其他的75.4%的變異來自科研人員個體層次。根據(jù)James[35]建議的標(biāo)準(zhǔn)(大于0.12),這屬于強關(guān)聯(lián)程度,不需要再繼續(xù)計算ICC(2)的值,可以認為不宜以一般的回歸模型進行分析,應(yīng)采用HLM 模型加以分析。

Step II 檢驗假設(shè)2(隨機參數(shù)回歸模型)。

為檢驗假設(shè)2,第2步運用隨機參數(shù)回歸模型,將科研人員的教育程度、職稱和技術(shù)能力變量假如Level-1,用以驗證假設(shè)2是否成立;同時也將判定不同個體的科研績效是否具有不同的截距與斜率,為檢驗組織層次(Level-2)情境變量的影響創(chuàng)造條件。需要指出的是,教育程度和職稱是本研究的控制變量,本文不探討其隨機變動是否對科研人員的科研績效有影響,所以在Level-2對其系數(shù)的估計時沒有加入隨機效果(誤差項u)。

Level-1 Model:

科研績效ij=β0j+β1j(教育程度)+β2j(職稱)+β3j(技術(shù)能力)+rij

Level-2 Model:

在上述模型中:γ00=跨組織截距項的平均數(shù);γ30=跨組織斜率的平均數(shù)(用來檢驗假設(shè)2);rij的方差=σ2=Level-1殘差的方差;u0j的方差=τ00=截距的方差;u3j的方差=τ30=斜率的方差。γ00和γ10分別為Level-1的系數(shù)(即β0j和β3j)跨組織的平均數(shù),其中,γ30表示技術(shù)能力與科研績效跨組織的關(guān)系,因此可用來檢驗假設(shè)2。由表4可知,控制變量教育程度和職稱都在0.01的顯著水平下顯著,技術(shù)能力的系數(shù)γ30=0.129,且在0.01的顯著水平上與科研績效正相關(guān),假設(shè)2得到支持。此外,截距的方差τ00=1.509(χ2(53)=112.906,p＜0.001),表明在Level-2中可能存在組織層次的因子,因此,接下來檢驗假設(shè)1。

Step III檢驗假設(shè)1(截距項預(yù)測模型)。

為檢驗假設(shè)1,將校企合作氛圍加入Level-2,而Level-1中只保留控制變量,估計以截距作為結(jié)果變量的模型。

Level-1 Model:

科研績效ij=β0j+β1j(教育程度)+β2j(職稱)+rij

Level-2 Model:

β0j=γ00+γ01(校企合作氛圍)+γ02(校企合作氛圍的平方)+u0j β0j=γ10,β2j=γ20

在上述模型中:γ00=Level-2的截距項;γ20=校企合作氛圍對科研績效的影響效果(用來檢驗假設(shè)1);rij的方差=σ2=Level-1殘差的方差;u0j的方差=τ00=截距的方差。γ20表示控制了Level-1的教育程度和職稱變量后,校企合作氛圍與科研人員科研績效之間的關(guān)系估計數(shù)。由表4可知,γ20=-12.888,p＜0.01,說明組織層次的校企合作氛圍對科研人員科研績效的影響不是線性的而是倒U型。因此,假設(shè)1得到支持。

Step IV檢驗假設(shè)3(截距項預(yù)測模型)。

為檢驗假設(shè)3,Level-2 變量保持不變,而在Level-1以科研人員的技術(shù)能力作為因變量,估計以截距作為結(jié)果變量的模型。

Level-1 Model:

技術(shù)能力ij=β0j+β1j(教育程度)+β2j(職稱)+rij

Level-2 Model:

β0j=γ00+γ01(校企合作氛圍)+γ02(校企合作氛圍的平方)+u0j β0j=γ10,β2j=γ20

在上述模型中,γ00=Level-2的截距項;γ20=校企合作氛圍對技術(shù)能力的影響效果(用來檢驗假設(shè)3);rij的方差=σ2=Level-1殘差的方差;u0j的方差=τ00=截距的方差。γ02表示控制了Level-1的教育程度和職稱變量后,校企合作氛圍與科研人員技術(shù)能力之間的關(guān)系估計數(shù)。由表4可知,γ02=-35.078,p＜0.01,說明組織層次的校企合作氛圍對科研人員技術(shù)能力的影響不是線性的而是倒U型。因此,假設(shè)3得到支持。

Step V檢驗假設(shè)4(斜率項預(yù)測模型)。

為檢驗假設(shè)4,本文估計一個以斜率作為結(jié)果變量的模型。即將Level-2的校企合作氛圍作為斜率系數(shù)(β3j)的預(yù)測因子,以得知此Level-2的變量是否可以解釋斜率的變異。此外,因為是跨層次交互作用,所以Level-1中的技術(shù)能力變量要進行組別中心化,而在Level-2中將其作為一個自變量,且使用組別均值。

Level-1 Model:

科研績效ij=β0j+β1j(教育程度)+β2j(職稱)+β3j(技術(shù)能力組別中心化)+rij

Level-2 Model:

β0j=γ00+γ01(校企合作氛圍)+γ02(校企合作氛圍的平方)+γ03(技術(shù)能力組別均值)+u0j

β0j=γ10,β2j=γ20

β3j=γ30+γ31(校企合作文化)+u3j

在上述模型中:γ00=Level-2 的截距項(以Level-1 Model的截距為因變量);γ01=校企合作氛圍的斜率;γ02=校企合作氛圍平方項的斜率(用來檢驗假設(shè)4);γ30=Level-2 的截距項(以Level-1 Model中技術(shù)能力的斜率為因變量,用來檢驗假設(shè)5);γ31=Level-2的斜率,即校企合作氛圍對科研人員技術(shù)能力與科研績效關(guān)系的調(diào)節(jié)效果(用來檢驗假設(shè)5);rij的方差=σ2=Level-1殘差的方差;u0j的方差=τ00=截距的方差;u3j的方差=τ30=斜率殘差的方差。

假設(shè)4是預(yù)測技術(shù)能力在組織校企合作氛圍與科研人員科研績效之間起到跨層次的中介作用。由表4可見,Level-1技術(shù)能力組別均值的系數(shù)γ30=0.136且在0.01 的水平上顯著,Level-2 的技術(shù)能力組均值系數(shù)γ30=0.156 也在0.01 的水平上顯著。校企合作氛圍平方的系數(shù)γ02依然在0.01的水平上顯著,但是系數(shù)為-8.693,其絕對值小于Step III中γ02的數(shù)值-12.888,而且技術(shù)能力與校企合作氛圍與交互項的系數(shù)γ31不顯著,說明調(diào)節(jié)作用沒有發(fā)生在科研人員技術(shù)能力至科研績效這一路徑上。綜上所述,并結(jié)合各個模型的結(jié)果,組織層次校企合作氛圍對高?？蒲腥藛T技術(shù)能力的倒U 型關(guān)系會經(jīng)由技術(shù)能力的部分中介作用而影響組織內(nèi)高校科研人員的科研績效,假設(shè)4獲得支持。

4 結(jié)論

本文從跨層次視角,實證檢驗組織層次校企合作氛圍對組織內(nèi)科研人員科研績效的影響,以及科研人員技術(shù)能力的跨層次中介作用?；诠枮I工業(yè)大學(xué)54 個系987 名科研人員的相關(guān)數(shù)據(jù),利用HLM 方法和軟件,研究發(fā)現(xiàn):

(1)跨層次視角下,組織層次的校企合作氛圍對組織內(nèi)科研人員科研績效的影響呈倒U 型。通過梳理國內(nèi)外相關(guān)文獻發(fā)現(xiàn),鮮有學(xué)者從跨層次的視角研究校企合作氛圍對高?？蒲腥藛T科研績效的影響。

通過理論分析,本文認為科研人員所在組織在具有低程度的校企合作氛圍時,有助于提升組織內(nèi)的科研人員科研績效。但是,隨著組織內(nèi)校企合作氛圍的增強,其對科研人員科研績效的正向影響會達到一個最高點,在最高點之后,繼續(xù)提升校企合作氛圍則會阻礙科研人員科研績效的提升,通過表4可知,實證研究也支持了這一假設(shè)。這說明,組織良好的校企合作氛圍對于其內(nèi)的科研人員而言是一種有利的資源。例如,更容易獲得一些新知識,也更容易獲得與企業(yè)接觸的機會,從而獲得科研經(jīng)費和設(shè)備,推動科研人員進行學(xué)術(shù)領(lǐng)域和應(yīng)用領(lǐng)域的創(chuàng)新。但是如果組織的校企合作氛圍過濃,組織內(nèi)科研人員普遍都與企業(yè)高度合作,此時科研人員的時間和精力大部分投入到校企合作中,很有可能發(fā)生研究方向偏移問題,從而對科研人員的科研績效產(chǎn)生負向影響。

(2)科研人員的技術(shù)能力與科研績效之間顯著正相關(guān),該結(jié)果驗證了文獻[15,36]中的研究。這說明,至少在一定程度上科研人員從事應(yīng)用研究并不妨礙其學(xué)術(shù)研究,即在不分學(xué)科背景的情況下,科研人員技術(shù)能力的提升對科研績效的提升有促進作用。

(3)跨層次視角下,組織層次的校企合作氛圍對科研人員的技術(shù)能力呈倒U 型影響。組織層次適度的校企合作氛圍有利于科研人員尋找合作企業(yè),也有可能讓那些與企業(yè)合作強度不高的科研人員,通過與其他同事交流而獲得一些來自企業(yè)的新知識或信息。因此,校企合作氛圍與科研人員技術(shù)能力呈顯著正相關(guān)。但是上文實證研究結(jié)果表明,組織層次高程度的校企合作氛圍對科研人員的科研績效產(chǎn)生負向影響,造成這一現(xiàn)象的原因之一可能來自保密性問題。Perkmann等[37]研究認為,參與校企合作不僅會限制科研人員與其他同事交流,而且也會產(chǎn)生保密性問題。組織的校企合作氛圍是一種心理環(huán)境,在校企合作氛圍較低的情況下,組織內(nèi)科研人員與其他同事交流時并不會特別注意保密性問題,但是當(dāng)組織內(nèi)科研人員不僅自身高度參與校企合作,而且能夠感知到其他同事也高度參與校企合作活動時,他們可能會特別注重保密性問題。

(4)高校科研人員的技術(shù)能力在校企合作氛圍與科研人員科研績效之間存在跨層次的部分中介作用。組織層次校企合作氛圍在較低水平時,提升校企合作氛圍有助于提升科研人員的技術(shù)能力,而技術(shù)能力的增加會提升組織內(nèi)科研人員的科研績效。然而,校企合作氛圍對科研人員技術(shù)能力的影響呈倒U 型,即在校企合作氛圍提升到一定程度后繼續(xù)提升校企合作氛圍對科研人員的技術(shù)能力呈負向作用,并通過技術(shù)能力的部分中介作用來降低科研人員的科研績效,即組織層次校企合作氛圍對科研人員技術(shù)能力的倒U 型關(guān)系經(jīng)由技術(shù)能力部分中介作用而影響科研人員的科研績效。

本文的理論意義體現(xiàn)在兩個方面。首先,以往文獻大多從組織層次或個體層次視角研究校企合作對科研人員科研績效的影響,而本文從跨層次(組織→個體)研究了這一問題;其次,本文將技術(shù)能力引入組織層次校企合作氛圍與高?？蒲腥藛T科研績效關(guān)系的研究中,證實了技術(shù)能力對兩者關(guān)系的中介傳導(dǎo)效果,揭示了組織層次的校企合作氛圍影響科研人員科研績效的具體機制。

本文對高校內(nèi)部院系管理者制定校企合作制度以尋求提升本院系的科研績效提供了一定的理論指導(dǎo)。根據(jù)本文的研究成果,對那些校企合作氛圍程度較低的組織,其管理者可以制定鼓勵內(nèi)部科研人員積極參與校企合作的相關(guān)政策和制度,因為此時增強組織的校企合作氛圍,不僅有利于直接提升其成員的技術(shù)能力,而且能通過技術(shù)能力的中介作用提升科研人員的科研績效。而對那些擁有較高程度校企合作氛圍的組織,從提升科研人員科研績效的角度而言,其管理者應(yīng)制定有效策略抑制組織內(nèi)成員的校企合作,減少組織整體的校企合作強度,這不僅有利于科研人員技術(shù)能力的提升,也有利于科研人員科研績效的提升。

雖然作為研究對象的科研人員數(shù)量為987個,但數(shù)據(jù)均來自哈爾濱工業(yè)大學(xué)一所大學(xué),且由于數(shù)據(jù)可獲得性,本文的研究數(shù)據(jù)為2010～2014年的數(shù)據(jù),未來的研究可以利用多所高校科研人員最新的數(shù)據(jù)進一步驗證本文的結(jié)論。