基于三元交互理論的大學生創(chuàng)新行為影響機制研究

胡 瑞，趙紫睿

（華中農(nóng)業(yè)大學公共管理學院，湖北武漢 430070）

加快創(chuàng)新型人才培養(yǎng)是教育服務世界科技前沿、經(jīng)濟主戰(zhàn)場、國家重大需求的必然要求，也是增強國家創(chuàng)新發(fā)展能力的現(xiàn)實需求。2019年，《中國教育現(xiàn)代化2035》中明確指出，當今世界正處于大發(fā)展與大變革時期，實現(xiàn)教育現(xiàn)代化，必須堅持實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略，推進我國邁入人才強國行列[1]。大學生已成為我國創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的中堅力量，促進其創(chuàng)新行為（innovative behavior）不僅是促進科技產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要方式，也是推動社會經(jīng)濟增長的主要途徑。圍繞大學生創(chuàng)研究，學界廣泛探討了個體與行為間的影響關系，且論證了個體的自信程度能夠影響其創(chuàng)新行為表現(xiàn)，即個體的創(chuàng)新自我效能感（innovation self-efficacy）對其創(chuàng)新行為有顯著預測作用[2]。然而，鮮有學者結合環(huán)境與個體因素展開大學生創(chuàng)新行為影響機制的研究。美國心理學家班杜拉（Bandura）的三元交互理論（ternary interaction theory）認為環(huán)境因素、個體因素和個體行為三者相互聯(lián)結、相互影響，個體可以影響行為，個體和環(huán)境也可以影響行為[3]。前期研究表明，創(chuàng)新支持（innovation support）是環(huán)境因素中的重要構成，大學生通過感受到周圍環(huán)境中的創(chuàng)新支持以調整自身創(chuàng)新行為；認知靈活性（cognitive flexibility）則是學界新近挖掘的關鍵性個體因素，是促進大學生掌握和解讀創(chuàng)新知識的重要紐帶。因此，本研究基于三元交互理論構，從環(huán)境因素和個體因素的角度探索大學生創(chuàng)新行為發(fā)展的內在機制，提出加快培養(yǎng)創(chuàng)新型人才的政策建議，以期提升創(chuàng)新型人才培養(yǎng)質量，推動創(chuàng)新型國家建設。

1 理論基礎與研究假設

1.1 三元交互理論

三元交互理論是社會認知理論（social cognitive theory）體系的重要構成，旨在驗證和解釋個體行為，提出環(huán)境因素、個體因素和個體行為三者相互聯(lián)結、相互影響[4]。其中，個體因素處于環(huán)境、個體與行為三者交互關系中主體地位，個體的信心、態(tài)度、動機及思維方式等要素共同影響其行為表現(xiàn)[5]。然而，社會性是人類的基本屬性，個體較易受到政治、經(jīng)濟、文化等外部環(huán)境因素的作用，其自身的心理特征會隨著社會環(huán)境的變化而變化[6]。當個體因素與環(huán)境因素達到動態(tài)平衡狀態(tài)時，個體行為隨即產(chǎn)生。

前期研究中，三元交互理論已運用于科學解釋個體的學習行為，知識的習得和獲取在個體因素、行為因素和環(huán)境因素這三者的共同作用過程下得以完成[7]?；谌换ダ碚?，大學生創(chuàng)新行為是環(huán)境因素和個體因素共同作用的結果，環(huán)境因素中的創(chuàng)新支持和個體因素中的認知靈活性從內外部因素的角度解釋了大學生的創(chuàng)新行為機制。本研究以大學生為研究對象，運用三元交互理論探索大學生的創(chuàng)新支持感知和認知靈活性對其創(chuàng)新行為的影響路徑。

1.2 創(chuàng)新支持感知與創(chuàng)新行為的關系

創(chuàng)新支持感知源于美國心理學家Amabile等[8]提出的組織支持感這一概念。組織支持感是指組織如何評價員工的行為，以及組織是否關注員工福利的知覺體現(xiàn)，組織支持感對個體及其組織都有著重要的積極影響。Eisenberger等[9]基于組織支持感，提出了創(chuàng)新支持感知，具體指個體對周圍環(huán)境中有利于創(chuàng)新活動開展的措施、做法的主觀認知和感受。創(chuàng)新支持帶給了個體直接的主觀體驗，個體由于認知能力不同，所感知到的創(chuàng)新支持存在著不同程度的差異[10]。具體而言，當個體獲得創(chuàng)新支持后，尤其是感受到外界環(huán)境中更多的創(chuàng)新鼓勵時，越容易做出更富創(chuàng)造力的行為。有研究表明，當個體感知到更多的創(chuàng)新支持時，開展創(chuàng)造性活動的欲望增強，創(chuàng)新行為的產(chǎn)生率也隨之提高[11]。此外，國家和學校層面的創(chuàng)新支持政策能夠有效促進個體開展創(chuàng)新學習，創(chuàng)新知識積累越多越有利于個體產(chǎn)生創(chuàng)新行為。

創(chuàng)新行為由Amabile[12]首次提出，他認為創(chuàng)新行為是指個體面對創(chuàng)新活動過程中的挑戰(zhàn)，運用新想法、新方案、新知識，結合實踐解決問題的行動。創(chuàng)新行為不僅包括創(chuàng)新觀點的產(chǎn)生，還包括創(chuàng)新方案的執(zhí)行，是一個復雜的過程，是最終實現(xiàn)創(chuàng)新目標的集合體[13]。因此，創(chuàng)新行為的產(chǎn)生依賴個體自身發(fā)展水平和周圍環(huán)境的變化。以往研究發(fā)現(xiàn)，大學生從周圍環(huán)境中感知到的創(chuàng)新支持能夠影響其創(chuàng)新行為的產(chǎn)生。環(huán)境中的創(chuàng)新支持為大學生的創(chuàng)新活動提供了充分的實踐條件，有利于大學生深入挖掘創(chuàng)意點，進而提高其創(chuàng)新行為[14]。由此可見，大學生的創(chuàng)新支持感知對其創(chuàng)新行為的產(chǎn)生有著重要的意義。基于此，本研究做出以下假設：

H1：創(chuàng)新支持感知正向影響大學生創(chuàng)新行為。

1.3 認知靈活性與創(chuàng)新行為的關系

認知靈活性源于認知心理學，是認知控制的核心要素之一，它是指個體采取多種思維方式靈活地處理新問題的認知能力[15]。三元交互理論強調“環(huán)境-個體-行為”互動影響的作用，個體處理問題的靈活程度可以直接或間接地影響其創(chuàng)新行為。豐富的認知策略有助于提高個體適應環(huán)境的能力，從而改善其行為表現(xiàn)[16]。前期研究表明，高認知靈活性促進個體思維發(fā)散，能及時地轉變解決問題的思路，使其保持創(chuàng)新動力，并激發(fā)更多創(chuàng)新觀念的產(chǎn)生和積累。相反，低認知靈活性的個體往往以固有的思維方式解決創(chuàng)新任務[17]，忽略了創(chuàng)新活動過程中的風險和挑戰(zhàn)所帶來的障礙，極易導致認知偏差的產(chǎn)生，造成個體創(chuàng)新行為表現(xiàn)能力降低。此外，胡瑞等[16]依據(jù)943名大學生的創(chuàng)業(yè)意向調查結果進一步論證了認知靈活性對大學生創(chuàng)新行為的顯著正向影響。由此可知，個體的創(chuàng)新行為受到其自身面對困難時的轉換能力，靈活性越高的個體往往更能勝任創(chuàng)造性工作。在此基礎上，本研究做出以下假設：

H2：認知靈活性正向影響大學生創(chuàng)新行為。

1.4 創(chuàng)新自我效能感的中介作用

Bandura[18]于 1977年提出自我效能感（selfefficacy），在“環(huán)境-個體-行為”的三元交互理論系統(tǒng)中，自我效能感是最基本的認知變量，主要指個體對自身完成某項工作行為的信念。隨后Tierney等[19]將自我效能感與創(chuàng)造力理論相結合，形成了創(chuàng)新自我效能感，用于反映個體對自己是否有能力完成創(chuàng)新行為的評估與判斷，是個體對自身完成創(chuàng)新活動過程的信心，體現(xiàn)了個體的自信程度。張秀娥等[20]指出，創(chuàng)新自我效能感是個體發(fā)揮主觀能動性的前提條件，它不僅影響個體感知創(chuàng)新環(huán)境的能力，而且還通過自身的認知、情緒、意識等改變其行為方式。此外，個體需要自身內在堅定的信心支撐其行為表現(xiàn)[21]，作為推動個體創(chuàng)新行為產(chǎn)生的關鍵因素，創(chuàng)新自我效能感在個體創(chuàng)新行為的影響機制中發(fā)揮著重要的作用。梅紅[22]證實創(chuàng)新自我效能感強的個體，能夠在面對困難和挑戰(zhàn)時依舊保持自信的態(tài)度，與此觀點相一致，張睿[23]認為創(chuàng)新自我效能感直接影響個體創(chuàng)新行為的產(chǎn)生。

大學生在執(zhí)行創(chuàng)新任務時，需要堅定的信念幫助其實現(xiàn)既定的目標。前期研究表明，創(chuàng)新自我效能感高的人，更易感知到由周圍環(huán)境帶來的創(chuàng)新支持[24]，他們會采取更加積極樂觀的心態(tài)面對具有挑戰(zhàn)性的創(chuàng)新活動，并傾向于主動接受來自各方面的創(chuàng)新支持，進一步提高其創(chuàng)新自我效能感。相反，低創(chuàng)新自我效能感會弱化二者間的關系，導致個體較難察覺到環(huán)境中創(chuàng)新支持的改變[25]?；谝陨戏治觯狙芯孔龀鋈缦录僭O：

H3：創(chuàng)新自我效能感在創(chuàng)新支持感知和創(chuàng)新行為之間發(fā)揮中介作用。

認知靈活性是影響創(chuàng)新自我效能感產(chǎn)生的重要情境因素[26]。Martin等[27]認為認知靈活性是個體提升自我效能感的前提條件，也是改善個體負面情緒產(chǎn)生的關鍵因素。前期研究表明，高認知靈活性能夠給予個體積極創(chuàng)新的動力，滿足創(chuàng)新成果期待，增強創(chuàng)新成功的信心[28]。高認知靈活性個體面對困難和復雜的創(chuàng)新任務所表現(xiàn)出來的自信心更高，而缺乏認知靈活性的個體則難以面對艱巨的挑戰(zhàn)。由此推斷，推動個體創(chuàng)新行為表現(xiàn)的間接因素為創(chuàng)新自我效能感，而激發(fā)此行為產(chǎn)生的直接因素則是認知靈活性。以往研究也證實了創(chuàng)新自我效能感既能直接促進大學生創(chuàng)新行為的產(chǎn)生，也能通過其自身的內外部因素影響創(chuàng)新行為的表現(xiàn)[29]。據(jù)此，本研究做出如下假設：

H4：創(chuàng)新自我效能感在認知靈活性和創(chuàng)新行為之間發(fā)揮中介作用。

根據(jù)以上理論分析和研究假設，本研究構建了由兩個中介效應組成的假設模型（見圖1）：創(chuàng)新支持感知、創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)新行為組成模型1（M1）；認知靈活性、創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)新行為組成模型2（M2）；創(chuàng)新自我效能感分別在模型1與模型2中發(fā)揮中介作用。由于可從直接關系假設的檢驗中判斷間接作用關系假設是否成立，因此，本研究主要借助模型分析方法對直接作用關系假設進行實證檢驗。

圖1 創(chuàng)新支持感知、認知靈活性和創(chuàng)新自我效能感影響創(chuàng)新行為的假設模型

2 數(shù)據(jù)與變量

2.1 數(shù)據(jù)獲取與樣本

本研究采用問卷調查法，以大學生為研究對象，對湖北省、湖南省、陜西省、甘肅省、河南省、浙江省、江蘇省、廣東省、山東省、遼寧省、北京市以及重慶市的大學生進行調查。調研對象涉及41所高校，年齡主要分布在20～30歲之間。問卷主要通過網(wǎng)絡平臺發(fā)放與回收，本次調研共收回8 699份問卷，在剔除填寫不完整、測項多數(shù)為極端值、全部測項值相同的無效問卷后，最終得到有效問卷8 207份，有效回收率為94.34%。樣本的具體情況見表1。

表1 樣本基本情況（N=8 207/個）

2.2 測量工具

根據(jù)理論模型和假設，本研究主要考察創(chuàng)新支持感知、認知靈活性、創(chuàng)新自我效能和創(chuàng)新行為4個要素。測量工具均采用1～5級李克特（Likert）五分量表，1表示“非常不同意”，5表示“非常同意”。具體量表如下。

（1）創(chuàng)新支持感知。該量表借鑒梅紅等[30]基于Tierney等[19]對企業(yè)管理者的創(chuàng)新支持量表的改編進行調整，共計16個題項，從國家和學校不同層面測量大學生所感知到的創(chuàng)新支持，包含工具化支持、精神支持、人際支持3個維度。測量問卷題項包括“我就讀的高校試圖為學生提供必要的學習設施”“我就讀的高校對創(chuàng)新性工作給予了相應的回報”“我就讀的高校讓我們更加堅信自己有創(chuàng)新潛能”“我就讀的高校鼓勵我們與其他系所、學校、國家的學生溝通”等。

（2）認知靈活性。該量表主要采用Martin等[27]的測量方法，具體包括12個題項、3個維度，分別為意識、意愿、靈活的自我效能。其中，第二題“我會規(guī)避新情況和異常情況”、第三題“我感覺自己從不做決定”、第五題“在決定如何行動時，我很少有自己的選擇”和第十題“我很難將自己所學的知識運用于解決現(xiàn)實問題”采用反向計分法編制。

（3）創(chuàng)新自我效能感。該量表主要參考Tierney和Farmer[19]所編制的創(chuàng)新自我效能量表進行測量，包含創(chuàng)新自我效能感一個維度，共計4個題項，分別是“我擅長貢獻出新的創(chuàng)意”“我對于自己創(chuàng)新性解決問題的能力很自信”“我可以想辦法使其他人的創(chuàng)意更加完善”“我很擅長用新的辦法解決問題”。

（4）創(chuàng)新行為。該量表根據(jù)Scott[31]所使用的創(chuàng)新行為量表進行改編，用5個題項、1個維度的量表度量了大學生的創(chuàng)新行為。包括“我會積極制定規(guī)劃來落實我的創(chuàng)新性構想”“我會向同學、老師或校領導推銷自己的想法，以獲得支持與認可”“學習或日常生活中，我經(jīng)常會產(chǎn)生一些有創(chuàng)意的點子或想法”等題項。

3 數(shù)據(jù)分析與結果

3.1 共同方法偏差檢驗

由于本次調研數(shù)據(jù)均來源于被試者的主觀評判，為避免共同方法偏差，本研究首先進行了程序上的控制，例如：部分題項反向計分、匿名填寫等。隨后采用單一方法潛因子途徑中的“控制未測單一方法潛因子法”方法進行測算[32]。構建驗證性因素分析模型M1，構建包含方法因子的模型M2。比較模型M1和M2的主要擬合指數(shù)得到：△TLI=0.036，△ CFI=0.037， △ RMSEA=0.020，△ SRMR=0.015，各項擬合指數(shù)的變化均小于0.050，表明加入共同方法因子后，模型并未得到明顯改善，測量中不存在明顯的共同方法偏差。

3.2 信度與效度檢驗

采用SPSS26.0對調查數(shù)據(jù)進行信效度分析，檢驗量表一致性、可靠性和穩(wěn)定性，檢驗結果見表2。結果顯示，創(chuàng)新支持感知、認知靈活性、創(chuàng)新自我效能感以及創(chuàng)新行為的克隆巴赫系數(shù)α值均大于0.700，表明各量表具有較好的可信度。各量表的KMO值均大于0.800，Bartlett球形檢驗結果的P值均為0.000，小于0.001，表明各量表具有較好的效度。此外，經(jīng)測算，正式問卷整體克隆巴赫系數(shù)α值為0.949，對問卷各題項進行探索性因子分析，得到KMO值為0.974，Bartlett球形檢驗結果的P值為0.000，小于0.001，表明該問卷通過結構效度檢驗。

表2 相關變量信效度分析結果

3.3 描述統(tǒng)計及相關分析

表3反映了創(chuàng)新行為、創(chuàng)新自我效能感、創(chuàng)新支持感知以及認知靈活性的平均數(shù)、標準差和變量之間的相關系數(shù)。由表3可知，創(chuàng)新行為、創(chuàng)新自我效能感、創(chuàng)新支持感知以及認知靈活性之間均存在顯著的相關性。其中，創(chuàng)新自我效能感與創(chuàng)新行為的相關性為0.659；創(chuàng)新支持感知與創(chuàng)新行為的相關性為0.463，P＜0.010；認知靈活性與創(chuàng)新行為的相關性為0.516；創(chuàng)新支持感知與創(chuàng)新自我效能感之間的相關性為0.440，P＜0.010；認知靈活性與創(chuàng)新自我效能感之間的相關性為0.550；認知靈活性與創(chuàng)新支持感知之間的相關性為0.499，P＜0.010，均存在顯著的相關性。結果表明，上述變量滿足結構方程模型驗證假設的基本要求。

表3 變量描述統(tǒng)計與相關分析

3.4 研究假設的檢驗

為驗證假設模型是否合理，本研究采用Amos 26.0對數(shù)據(jù)進行結構方程的模型分析，結果表明RMESA為0.082，大于所規(guī)定的最高上限值0.080，模型整體擬合度較不理想。根據(jù)MI修正指數(shù)進行相關修正，刪除CF2、CF3、CF5、CF10四個觀測指標（因子載荷均低于0），增加了e1與e2這條同維度下不同觀測變量殘差之間的路徑。經(jīng)過模型修正，RMESA=0.062，IFI=0.948，CFI=0.948，TLI=0.940，NFI=0.947，SRMR=0.028等指標符合結構方程模型對整體擬合度的要求。圖2中的PIS代表創(chuàng)新支持感知，CF代表認知靈活性，CSE代表創(chuàng)新自我效能感，IB代表創(chuàng)新行為。

圖2 創(chuàng)新支持感知、認知靈活性和創(chuàng)新自我效能感影響創(chuàng)新行為的結構方程模型

3.5 路徑效應分析

首先檢驗創(chuàng)新支持感知和創(chuàng)新自我效能感對創(chuàng)新行為的影響。 本研究采用SPSS 26.0中的Process插件進行回歸分析，結果發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新支持感知對創(chuàng)新行為有顯著的正向影響（R=0.460，P＜0.001；B=0.520，P＜0.001），假設H1得到驗證；創(chuàng)新自我效能感對創(chuàng)新行為有顯著的正向影響（R=0.660，P＜0.001；B=0.540，P＜0.001）；以創(chuàng)新支持感知為因變量進行回歸分析發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新支持感知對創(chuàng)新自我效能感有顯著的正向影響（R=0.440，P＜0.001；B=0.540，P＜0.001）。隨 后進一步檢驗創(chuàng)新自我效能感在創(chuàng)新支持感知和創(chuàng)新行為之間的中介作用，由表4可知，加入創(chuàng)新自我效能感中介變量之后，創(chuàng)新自我效能感對創(chuàng)新行為有顯著的正向影響（B=0.520，P＜0.001），創(chuàng)新支持感知對創(chuàng)新行為的影響趨于減弱（B=0.240＜0.520），表明創(chuàng)新自我效能感在創(chuàng)新支持感知和創(chuàng)新行為之間的中介作用顯著，即創(chuàng)新自我效能感能夠部分解釋創(chuàng)新支持感知對創(chuàng)新行為的影響，假設H3得到驗證。

表4 模型1創(chuàng)新自我效能感的中介效應檢驗

研究同時采用偏差校正的Bootstrap方法檢驗中介效應的顯著性，將原始樣本作為Bootstrap抽樣的總體，設定重復取樣值為5 000，通過有放回地重復抽樣，獲得相關統(tǒng)計量。Bootstrap判斷標準是如果Bootstrap 95%的置信區(qū)間不包含0，即說明參數(shù)估計值顯著，反之，則說明參數(shù)估計值不顯著。 由表5可知，模型1中的創(chuàng)新自我效能感在創(chuàng)新支持感知和創(chuàng)新行為之間的中介效應大小為0.278[0.259，0.297]，其間接效應、直接效應以及總效應的Bootstrap置信區(qū)間均不包含0，進一步說明了創(chuàng)新自我效能感在創(chuàng)新支持感知和創(chuàng)新行為間的中介作用。

表5 模型1中介效應檢驗的Bootstrap分析

其次檢驗認知靈活性對創(chuàng)新行為的影響。 通過回歸分析發(fā)現(xiàn)模型2，認知靈活性對創(chuàng)新自我效能感有顯著的正向影響（R=0.690，P＜0.001；B=0.980，P＜0.001），認知靈活性對創(chuàng)新行為有顯著的正向影 響（R=0.580，P＜0.001；B=0.760，P＜0.001），假設H2得到驗證。隨 后進一步檢驗創(chuàng)新自我效能感在認知靈活性和創(chuàng)新行為之間的中介作用，由表6可知，加入創(chuàng)新自我效能中介變量之后，創(chuàng)新自我效能感對創(chuàng)新行為有顯著的正向影響（B=0.450，P＜0.001），認知靈活性對創(chuàng)新行為的影響趨于減弱（B=0.320＜0.760），表明創(chuàng)新自我效能感在認知靈活性和創(chuàng)新行為之間的中介作用顯著，即創(chuàng)新自我效能感能夠部分解釋認知靈活性對創(chuàng)新行為的影響，假設H4得到驗證。

表6 模型2創(chuàng)新自我效能感的中介效應檢驗

由表7可知，模型2中的創(chuàng)新自我效能感在認知靈活性和創(chuàng)新行為之間的中介效應大小為0.442[0.412，0.470]，其間接效應、直接效應以及總效應的置信區(qū)間均不包含0。各路徑系數(shù)顯著，進一步說明了創(chuàng)新自我效能感在認知靈活性和創(chuàng)新行為間的中介作用。

表7 模型2中介效應檢驗的Bootstrap分析

本研究驗證了創(chuàng)新自我效能感分別在創(chuàng)新支持感知與創(chuàng)新行為、認知靈活性與創(chuàng)新行為關系中的中介作用。在理論分析的基礎上，通過實證分析的結果進一步證明創(chuàng)新自我效能感所發(fā)揮的中介效應。兩個模型的效應值分別為0.518、0.762。表5和表7的數(shù)據(jù)分別反映了模型1與模型2中介效應的路徑：模型1的間接效應值為0.278，效應占比為53.68%；模型2的間接效應值為0.442，效應占比為57.96%。以上路徑說明，創(chuàng)新支持感知和認知靈活性正向作用于創(chuàng)新行為，創(chuàng)新自我效能感分別在創(chuàng)新支持感知和認知靈活性對創(chuàng)新行為的關系中發(fā)揮著部分中介作用，說明創(chuàng)新自我效能感是提高大學生創(chuàng)新行為的關鍵要素。

4 研究結論與建議

本研究基于三元交互理論，構建了以創(chuàng)新自我效能感為中介變量的大學生創(chuàng)新行為影響因素結構方程模型，探索了大學生創(chuàng)新行為的影響因素及其作用機制。數(shù)據(jù)表明創(chuàng)新自我效能感在創(chuàng)新支持感知對大學生創(chuàng)新行為的影響機制中，發(fā)揮部分中介作用，其中介效應占比值為53.68%。創(chuàng)新支持感知是增強大學生自信心的重要因素，當大學生感受到國家和學校層面的創(chuàng)新支持時，能夠根據(jù)自身對任務難易程度的判斷，以及對是否完成任務的信心程度，表現(xiàn)出一定的創(chuàng)新行為。與此同時，創(chuàng)新自我效能感在認知靈活性對大學生創(chuàng)新行為的影響機制中，也發(fā)揮部分中介作用，其中介效應占比值高于上一條路徑，達到了57.96%。大學生的認知靈活性越強，越有利于提升其創(chuàng)新自我效能感，進而更好的激發(fā)創(chuàng)新行為的產(chǎn)生?；诖髮W生創(chuàng)新行為影響機制的分析結論，本研究提出以下建議：

第一，營造良好的創(chuàng)新環(huán)境，促進大學生的創(chuàng)新支持感知。良好的創(chuàng)新環(huán)境有助于國家或地區(qū)的經(jīng)濟、政治、文化發(fā)展，同時也是個體產(chǎn)生創(chuàng)新行為和取得創(chuàng)新成功的關鍵影響因素[33]。創(chuàng)新環(huán)境影響著大學生自身的成長速度和發(fā)展境況，對提高其創(chuàng)新成功率至關重要。一是構建協(xié)同創(chuàng)新育人平臺。政府、企業(yè)、高校應從大學生的角度出發(fā)，通過校企合作、產(chǎn)學研教學等模式全方位提供創(chuàng)新支持基金及配套激勵措施，增強大學生的自主創(chuàng)新性，進而激發(fā)其創(chuàng)新行為的產(chǎn)生。二是升級外部環(huán)境設施。高校應合理分配校內外資源，優(yōu)化科研設施設備，完善網(wǎng)絡信息系統(tǒng)等，為大學生打造便利、怡人的創(chuàng)新環(huán)境，保障大學生順利開展創(chuàng)新活動，提升大學生的創(chuàng)新實踐能力。三是加強創(chuàng)新文化建設。高校可通過舉辦多種形式的創(chuàng)新實踐活動，鼓勵大學生勇于探索、敢于質疑，增強師生間的溝通與交流，營造自由寬松的成長環(huán)境，促進大學生對周圍環(huán)境中創(chuàng)新支持的感知。

第二，創(chuàng)新人才培養(yǎng)模式，推動大學生認知靈活性的發(fā)展。研究結果表明，認知靈活性是大學生快速識別新知識，并富有創(chuàng)造性地解決問題的重要心理特征，對大學生的創(chuàng)新行為產(chǎn)生正向影響。因此，學校應積極采取措施提高大學生的認知靈活性。一是重視個性化教育。教師應充分尊重大學生之間的個體差異，善于發(fā)現(xiàn)每個學生的亮點，并通過合作、探討、溝通等方式，引導學生迸發(fā)出更多新穎、有創(chuàng)意的觀念，培養(yǎng)大學生的發(fā)散思考能力，提高其認知靈活性。二是加強教學組織形式改革。高校應積極組織大學生舉辦知識競賽、科研實踐項目、學術論壇等創(chuàng)新型活動，重視活動課程的開發(fā)，以豐富教學組織形式，提高大學生面對挑戰(zhàn)時的靈活應變能力。三是提高大學生的積極學習情緒。積極的學習情緒可以增強大學生的認知靈活性[34]。因此，教師應注重引導大學生在學習和生活中學會調節(jié)自身情緒，通過關心學生、鼓勵學生等方式，提高大學生的積極學習情緒，以推動其認知靈活性的發(fā)展。

第三，樹立大學生自信心，提升大學生的創(chuàng)新自我效能感。實證結論表明，創(chuàng)新自我效能感對于促進大學生創(chuàng)新行為發(fā)揮重要作用。高校應采取措施提升大學生的創(chuàng)新自我效能感。一方面，教師應主動幫助大學生反思總結日常學習中成功與失敗的經(jīng)驗，引導大學生正確客觀評價自己，并鼓勵大學生勇于面對挑戰(zhàn)，相信自身有能力完成創(chuàng)新活動；另一方面，有研究表明采取創(chuàng)新激勵措施可以有效調動大學生的創(chuàng)新積極性，高校應不斷完善激勵體系，制定物質與精神雙重激勵的政策獎勵大學生的創(chuàng)新實踐成果，同時通過正向反饋機制給予大學生肯定，不斷激發(fā)其內在動力，引導大學生相信自己有能力實現(xiàn)目標，提升創(chuàng)新自我效能感。