高校教师的兼职创业动机研究——基于自主创新视角的实证检验

孙 俊，商 波

（1.武汉轻工大学管理学院，湖北武汉 430023；2.河海大学商学院，江苏南京 211100；3.常州大学商学院，江苏常州 213164）

1 研究背景

2017 年，教育部发布通知称，为促进“科教＋人才＋产业”深度融合，高校教师可兼职创办企业，所在单位3 年时间内保留其相应人事关系、基本工资和社保待遇，其创业业绩可作为职称评审的重要依据。该政策提升了我国高校教师的科研活力和兼职创业积极性，有助于破除事业单位人员流动壁垒，促进高校科研创新活动与市场紧密联系，推动高新科技产业发展。近些年，兼职创业活动在全球范围内趋向普遍化，2003 年全球创业观察（Global Entrepreneurship Monitor，GEM）数据表明，超过八成的创业者以保持一份固定工薪劳动的兼职创业形式展开初期创业活动；史蒂夫·乔布斯（Steve Jobs）在创立苹果公司时仍保留在惠普公司的雇员岗位。在我国，推进创新链和人才链融合，高校教师兼职创业的成功例子也不在少数，例如，黄伯云院士在保持中南大学粉末冶金研究所教授身份的同时，创立了博云新材公司，该公司目前已是国内冶金复合材料领域的龙头企业；南京航空航天大学无锡研究院囊括了近20 个南航科研团队，围绕航空航天、智能制造和物联网等产业集中开展合作创业和科研成果转化，2017 年研究院总产值已过千万元。然而，根据《2019 年中国专利调查报告》显示，企业的专利实施率为63.7%，而高校的专利实施率仅为13.8%［1］。另外，兼职创业作为结合创业和就业的新兴创业重要形式，在创业研究领域的研究成果相对较少［2］，尤其是以科研成果商业化为主要特征的高校教师的创新驱动型兼职创业行为。

Petrova［3］和Folta 等［4］研究指出，兼职创业活动代表个体在拥有一份基础工作的同时进行自主创业的经济活动，是一个相对较新的研究领域。Block等［5］根据北欧各国面板数据指出，兼职创业具有创业成功率普遍高于全职创业的主要特征。Raffiee 等［6］比较总结出兼职创业行为与全职创业行为的路径特征，如图1 所示。Petrova［7］将兼职创业的驱动因素分为财务性动机、非财务性动机和作为转移至全职创业的过渡性动机等三大动机。具体而言，一方面为了获取额外经济收益和财务上的成功，另一方面意在测试自己的商业理念［8］，获得他人尊重，实现人生价值［9］；另外，因同时保持就业和固定收益，由此降低创业风险和不确定性，并积累创业经验和锻炼创业能力，以为实施全职创业做准备。由此可见，现有学者对兼职创业活动驱动因素的研究主要围绕创业者主观意图，尚未聚焦高校教师群体，也未全面探讨内外部创业环境对高校教师兼职创业行为的影响。

图1 不同创业行为的路径特征

鉴于此，本研究借鉴Petrova［10］等学者的前期研究，借助数理模型剖析兼职创业行为的效益函数，并以我国高校教师为研究对象，解析创业资源和创业自我效能感对高校教师实施创新驱动型兼职创业行为的影响机制；在此基础上，实证检验创业资源和创业自我效能感对高校教师创新驱动型兼职创业行为的影响，为增加我国相关创业政策的精准度，以及为有意愿和正在实施兼职创业的高校教师提供参考。

2 理论分析与研究假设

2.1 创业资源与高校教师创新驱动型兼职创业

Andries 等［11］和买忆媛等［12］的研究均指出，创新驱动型创业是指创业者突破传统的经营理念，通过自身的创造性活动建立新的市场和顾客群，并对经济社会进步提供巨大原动力的一类创业模式。黄永春等［13］在研究中指出，创新驱动型创业活动具有向市场提供新产品或服务，开发新的或更先进的产品技术或工艺技术和发展专利、版权或商标等智力资本等三大特征。当前，我国为推进高校科技成果转化，鼓励高校教师作为核心技术发明者参与科技成果的市场导向商业化，以及创业企业的经营管理［14］。鉴于此，本研究将高校教师作为研究对象，并将创业者创业动机和创业活动内容，与美国创业动态跟踪研究项目（PSED II）和黄永春等［13］建立的创新拉动型创业测量维度相匹配，排除生存拉动型、机会驱动型等其他创业类型，聚焦以科研成果转化为主要内容的创新驱动型兼职创业活动影响因素。

创业资源是创业主体能够支配的，可以实现创业目标的各种要素及组合［15］，作为主要环境因素对创业行为有重要影响。由资源能力理论可知，创业资源中创业启动资金等因素直接作用于创业决策，并通常决定了创业企业初期的创业过程及战略行为［16］。个体较充足的创业资源不仅能增强创业者对创业认知的渴望，产生创业倾向，而且对其创业认知的可行性产生积极影响［17］。根据Raffiee 等［6］和Petrova［10］的研究，兼职创业行为的资源投入要素可划分为资产资源和时间资源两方面。

（1）创业资产与高校教师兼职创业。创业活动的有效开展要求创业者采取自筹或者社会筹资等方式获取所需的流动资金和固定资产，并有效配置和运转各类型的创业资产，以保证创业活动的经济效益［18］。雄厚的创业资产推动高校教师的知识技术优势与自身或投资者的财务力量结合，为其在教学工作之余开展周期性的新技术和新产品研发工作，长期地观察市场动态和创业项目效益，以及培养创业资源配置和组织管理能力，提高创业风险容忍度和承受力提供重要保障，使得兼职创业活动更有效地实施。例如，南航无锡研究院通过与投资方签约智能制造等20 多个项目，获得超过1 500 万元的创业投资，进而提高了教师的创新积极性，促进了合作企业的建立，并取得了超千万元的产值。因此，本研究提出以下假设：

H1a：创业资产资源与高校教师创新驱动型兼职创业行为呈正相关关系。

（2）创业时间与高校教师兼职创业。兼职创业活动要求创业者兼顾就业劳动和创业活动，因此，拥有充足的可分配到就业与创业两类活动的时间数量是个体产生兼职创业意向的基本条件。充足的兼职创业时间能够为高校教师在日常教学工作之余长期性地开发市场潜在需求，并为试错技术研发和创业项目提供时间条件。另外，高校教师的教学和科研工作岗位活动与创新驱动型兼职创业中科研创新性的技术和产品开发活动相得益彰，实现创业者就业与创业大量时间、精力的集中，这使得高校教师既保障了教学科研岗位的工作时间，又获取了较充足的创业时间，从而提升了兼职创业的积极性。例如，于南京航空航天大学计算机系任教的张有成老师，在保证工作岗位的科研创新时间的基础上，考虑到创业和就业的工作内容和时间具有较大的重叠性，得以全面保证两类活动的时间投入，进而创办了南京壹进制信息技术公司，目前该公司市价已超两亿元。因此，本研究提出以下假设：

H1b：创业时间资源与高校教师创新驱动型兼职创业行为呈正相关关系。

2.2 创业自我效能感的中介效应

创业自我效能感（entrepreneurial self-efficacy，ESE）是指隐藏在创业者认知结构、创业意向和行动背后的，影响创业者思维模式和情绪反应的深层次信念因素，是预测创业行为与创业成功的重要变量［19］。参照汤明［20］的研究，并结合创业自我效能感的内在涵义和兼职创业行为特征，将创业自我效能感划分为组织承诺效能感、风险承担效能感、机会识别效能感、管理控制效能感4 个维度。

高校教师在日常教研工作中涉入外部环境的程度较低，市场分析能力较弱，缺乏有关企业管理运营的实际操作，兼职创业需要在个人精力、创业经验和创业资源制约的情况下，兼顾繁重的教师岗位和新生的创业活动，因此，相较于全职型创业者而言，兼职创业面临更多有关政策、市场、资金以及教研岗位疏忽等创业风险。充足的兼职创业资产和时间是高校教师创业坚实的后盾，为培养创业技能，不断尝试或营造商业机会，周期性研发市场导向的新技术和新产品提供物质条件和锻炼成本，从而使高校教师获取更大的创业决心和毅力，加强创业技能提升的自信心，实现对自身、企业员工以及学校领导等多方的行动承诺，提升组织承诺效能感；增加高校教师应对创业风险的信心和勇气，提高创业风险容忍度和承受能力，激发其勇于创造性地拓展技术和产品应用前景的冒险精神，提升风险承担效能感；提升高校教师准确评价和把握商业机会的自信心，激发其不怕创业失败而敢于抓住契机，进而更活跃感知新产品和新技术的市场前景，探索兼职创业机遇，提升机会识别效能感，例如天津大学电气与自动化工程学院教授葛少云，认定找准了智能电网产业化的市场方向，成立天大求实电力新技术公司，公司现已成为领域覆盖智能电网和新能源的全产业链系统集成服务商；为高校教师深入企业工作一线，锻炼新技术研发调配、人力资源、财务和营销等方面的管理控制能力提供条件，提升高校教师的管理控制效能感。进而，增强高校教师开展兼职创业自信心，提升创业企业的预期经营业绩；而当企业的预期创业收入达到一定水平时，高校教师的兼职创业意向会被正面加强。综上所述，创业资源通过提高创业自我效能感正向影响高校教师的创新驱动型兼职创业行为。因此，本研究提出以下假设：

H2：创业自我效能感在创业资源与高校教师创新驱动型兼职创业的关系中起到积极的中介作用。

以上并未深入探讨创业资产和创业时间对高校教师创新驱动型兼职创业异质性影响机制，以及创业自我效能感在创业资产和创业时间与高校教师创新驱动型兼职创业之间中介作用的差异性。当前我国各地正推进资金链、人才链和创新链三者融合，打造科教名城和创新名城，故而亟需探究创业资源对高校教师创新驱动型兼职创业的差异性，以及创业自我效能感在各类创业资源与高校教师创新驱动型兼职创业之间起中介作用的差异性，以提升创业服务的精准性和应用价值，促进我国创业型经济建设。因此，本研究将借助问卷调查数据，进一步实证探究创业资源对兼职创业的异质性影响机制，以及创业自我效能感在两者之间中介作用的差异性。本研究的理论框架如图2 所示。

图2 研究理论框架

3 模型分析

经济人追求收益的最大化，兼职创业者亦具有经济人的特征，因此，本研究基于前文理论分析，从创业自我效能感和创业资源两个角度，以经济效益最大化为目标，构建兼职创业者的效益模型，探究高校教师兼职创业活动的驱动条件。与创业者相比，工薪劳动者的创业能力较弱，为便于建模分析，假设工薪劳动者不具备创业能力。与此同时，研究假设兼职创业的高校教师风险中立，并且个体能够合理地评估自身创业资源与创业自我效能感［21］。参考孙俊等［22］的研究，鉴于兼职创业活动的收益包括就业收益和创业收益，因此其效益函数如下：

式（1）中：k为兼职创业的资产投入总量，；为兼职创业时间占总工作时间的比例，；为个体的创业自我效能感；为创业资产利率；为工薪劳动收入。

由以上分析可知，兼职创业的资源投入具有边际效益递减的特征，因此由此可见，创业时间资源和资产资源，以及创业自我效能感与兼职创业行为紧密相关。因此，基于既有研究，本研究将依次从创业时间、创业资产等方面分析创业资源对高校教师兼职创业行为的影响机制，并借助社会认知理论，探究创业自我效能感在创业资产影响高校教师兼职创业中的作用，进而提出研究假设。

4 实证分析

4.1 变量选取和数据来源

4.1.1 变量选取

创业资源测量量表根据Block 等［5］和Petrova［7］的创业因素量表改编，形成创业资产和创业时间两个维度，共10 个题项。其中：（1）创业资产资源设置6 个题项，包括“我拥有较充足的创业金融资产”“我拥有较充足的创业实物资产”“我拥有较充足的创业无形资产”“我拥有较充足的股权融资”“我拥有较充足的债权融资”“我拥有较充足的政策性贷款”。（2）创业时间资源设置4 个题项，包括“我目前有较充足的创业时间”“我目前愿意投入较充足的创业时间”“我未来有较充足的创业时间”“我未来愿意投入较充足的创业时间”。各指标题项均采用李克特（Likert）五点计分，分别从“1 ＝非常不同意”到“5 ＝非常同意”，量表内部一致性系数为0.72。

创业自我效能感测量量表依据孙红霞等［23］的创业自我效能感量表（ESES）及一般自我效能量表（GSES），划分为组织承诺效能感、风险承担效能感、机会识别效能感和管理控制效能感4 个维度，共14个题项。其中：（1）组织承诺效能感设置3 个题项，包括“即使任务艰巨，我也会尽力完成”“我总是尽最大努力提高工作绩效”“当创业的实际情况与计划存在较大偏差时，我会积极采取措施而不是等待”。（2）风险承担效能感设置4 个题项，包括“如果创业有利可图，我有信心承担更大风险”“我更倾向于选择高风险高回报的项目”“我愿放眼长期，换取未来可能的高投资报酬”“我享受创业不确定性带来的刺激”。（3）机会识别效能感设置3 个题项，包括“我时刻关注市场的发展动向及顾客的需求变化”“在面对竞争时，我会采取超前行动成为行业领头人”“我有信心找到更好的发展机会以获得更多收益”。（4）管理控制效能感设置4 个题项，包括“我会将除用于生活必需之外的利润全部投入到经营”“计划制定好后，我能确保计划顺利实施”“我不会规避工作中的额外责任”，“我凭技能而不是运气做事”。各指标题项均采用李克特（Likert）五点计分，分别从“1＝非常不同意”到“5＝非常同意”。

创新驱动型创业确定标准参考美国创业动态跟踪研究项目（PSED II）和黄永春等［13］建立的创业类型测量维度，共3 个题项：“兼职创业活动主要是向市场提供新产品或服务”“兼职创业活动主要是开发新技术或新产品”“兼职创业活动主要依靠发展专利、版权或商标等智力资本”。根据被调查高校教师的创业动机和创业活动内容，与上述测量维度进行分析匹配，进而确定是否是创新驱动型创业活动类型。其中“1 ＝符合创新型兼职创业”，“0＝其他类型兼职创业”。若被调查者难以匹配类型，则该样本被剔除。

4.1.2 数据来源

近年来，虽然我国各地政府鼓励高校教师创业的政策相继推出，但是，目前对兼职创业的研究主要集中在北欧地区，国内尚未建立官方数据库，因此，我们以国内兼职创业的高校教师为对象，建立一套完整、真实的问卷选项，进行针对性的问卷调查。本次问卷通过老师和同学们推荐，并在网上查找到兼职创业高校教师的联系方式，涵盖11 个省、自治区、直辖市，共发放电子问卷339 份，回收有效问卷286 份，有效回收率为84.4%。剔除无法确定创业类型的15 个样本后，有男性190 名（70.1%），女性81 名（29.9%）；平均年龄为43.7 岁；副教授和教授186 名（68.7%），助教和讲师85 名（31.3%）；自然学科领域197 名（72.7%），人文社会学科领域74 名（27.3%）；属于东部地区1）的172 名（63.5%），中西部地区的99 名（36.5%）；创新型兼职创业者204 名（75.3%）。变量的描述性统计分析如表1 所示。

表1 变量描述性统计

4.2 数据分析

4.2.1 信度和效度分析

本研究利用SPSS22.0 和MPLUS7.0 软件对各量表进行信度和效度检验。创业资源和创业自我效能感量表的克朗巴赫系数（Cronbach'sα）分别为0.724、0.771，均大于0.7，表明各测量量表具有很好的内部一致性，问卷具有较好的信度水平。另外，通过验证性因子分析进行聚敛效度和区别效度的检验，并将创业资产资源、创业时间资源和创业自我效能感纳入结构方程模型进行分析，模型的拟合指标为x2/df=2.425 ＜3，RMSEA=0.040 ＜0.080，GFI=0.909 ＞ 0.900，CFI=0.917 ＞ 0.900，NFI=0.955 ＞0.900，IFI=0.902 ＞0.900，结果表明测量模型具有较好的拟合效度，各因子载荷值均高于0.5，且在P=0.01 的水平上显著，符合参考标准。同时，创业自我效能感和创业时间资源的平均方差提取值（AVE）都大于0.5，创业资产资源的平均方差提取值（AVE）基本接近0.5，且各变量的组合信度（CR）值均大于0.8，这表明变量测量具有较好的聚敛效度。此外，AVE 平方根均大于各变量之间的相关系数值，表明各变量之间具有良好的区分效度。另外，创业自我效能感主要是对组织承诺效能感、风险承担效能感、机会识别效能感和管理控制效能感4 个维度进行测量，通过验证性因子分析得出，x2/df=1.534，RMSEA=0.672，GFI=0.911，CFI=0.904，NFI=0.918，IFI=0.905，各项拟合优度指标均达到参考值，表明创业自我效能感可以通过这4 个维度进行测量。

4.2.2 多重共线性检验

考虑到多个自变量之间可能存在多重共线性，导致模型估计系数不准确，因此需要检验自变量之间的相关系数、容许度（Toli）以及方差膨胀因子（VIF）。检验结果表明，自变量之间的相关系数均低于0.75，Toli 值均大于0.100，VIF 最大值大于10。综上所述，以上自变量之间不存在多重共线性，满足回归分析的前提。

4.3 基准回归分析

4.3.1 主效应分析

为验证创业资源对创新驱动型兼职创业行为的影响，本研究以创业时间资源（CS）、创业资产资源（TS）作为自变量，以创新驱动型兼职创业（IPE）作为因变量（是记为1，不是记为0）。鉴于创业行为与个体特征和工作环境密切相关，以年龄（Age）、性别（Gender）、职称（positional title，PT）、学科类型（subject type，ST）、所在地区（Region）作为控制变量，建立如下回归模型，运用Stata15 软件进行实证分析。

运用Logistic 回归分析方法，结果如表2 所示，其中模型（1）是控制变量对创新驱动型兼职创业行为生成的回归，模型（2）和模型（3）分别检验创业时间资源、创业资产资源对创新驱动型兼职创业行为生成的影响，模型（4）加入所有变量进行检验。其中：

表2 样本创业资源对创新驱动型兼职创业行为的影响

模型（2）结果表明，创业资产资源对高校教师创新驱动型兼职创业具有显著正向影响，H1a得到验证。这是因为，兼职创业活动需要创业者通过自筹或者社会筹资的方式，保证企业运转所需的流动资金以及固定物资等资产的投入，否则再优秀的创业者也会进入“巧妇难为无米之炊”的困境，尤其是高校教师需要有强大的物资基础作支撑，承担学习和失败成本以不断检验创业项目效益、锻炼创业管理能力，并开展长期性的技术实验和产品研发工作，以及实现后期成果的产业化规模生产。

模型（3）结果表明，一是创业时间资源对高校教师创新驱动型兼职创业具有显著正向影响，H1b得到验证。这是因为，兼职创业要求创业者兼顾单位分配的教学职务和创业活动，加上高校教师因工作原因常年主要置身于“象牙塔”而普遍缺乏创业经验，因此，需要有大量时间积累创业经验和锻炼创业能力、长期性地检验和评价创业项目，以及通过周期性的创造活动不断突破传统经营理念、开发新产品和新市场，而当自身的创业时间难以保证创业活动的有效运行时，高校教师会降低开展兼职创业的意向。二是相较于创业时间，创业资源对创新驱动型兼职创业的影响更强且显著。这是由于高校教师就职于高校或研究所等事业单位，相较于其他兼职创业者时间更为规律和充裕，而科技成果的转化需要大量资金，高校教师和科研团队只有掌握充足的资金，才能支撑其克服初创企业时可能面临的科技成果不太成熟、缺少经营管理经验等困难，以提升兼职创业的成功率，因此，高校教师在意向实施创新驱动型兼职创业时，对创业资产存在更多的衡量。

模型（4）的结果表明，相比创业时间，创业资产对高校教师创新驱动型兼职创业的影响更显著；另外，性别和学科类型均对高校教师兼职创业行为具有显著的正向影响，且加入解释变量后，实证结果依然稳健。因此，结论表明男性和自然学科的高校教师较女性和人文社会学科的高校教师更倾向于创新驱动型兼职创业。

4.3.2 中介效应分析

根据Baron 等［24］提出的中介变量检验方法，考察创业自我效能感在创业资源与高校教师创新驱动型兼职创业行为之间的中介效应。首先采用普通最小二乘法（OLS），以创业时间资源（CS）、创业资产资源（TS）作为自变量，以创业自我效能感（ESE）作为因变量，检验创业资源对中介变量的影响。其次，将自变量（CS 和TS）和中介变量（ESE）加入回归分析，验证创业资源和创业自我效能感对高校教师创新驱动型兼职创业（IPE）的共同作用，若中介变量的作用仍显著，而自变量作用削弱或消失，则中介效应成立。分析结果如表3、表4 所示。表3中模型（1）和模型（2）分别是创业时间资源和创业资产资源对创业自我效能感的影响；模型（3）加入所有变量进行检验，形成回归模型。表4 中模型（1）～（3）分别在表2 的模型（1）～（3）基础上加入中介变量；模型（4）形成回归模型，检验创业者自我效能感的中介效应。

由表3 可见，创业时间和创业资产等创业资源对创业自我效能感影响为正向显著，这可能是因为，创业时间和创业资产较充足能够更好地增强高校教师在创业过程中战胜困难并终将实现成功的信念，增强其承担和应对创业风险等不确定性的勇气。此外，兼职创业为高校教师提供了观察市场走向和顾客需求、检验创业想法的机会，以及提升专业知识技能和创业管理能力的环境。

表3 样本创业资源对创业自我效能感的影响

表4 统计了创业自我效能感对高校教师创新驱动型兼职创业行为的影响系数，以及在加入创业自我效能感后，上述创业资源对高校教师创新驱动型兼职创业影响系数变化。首先，结合表3 和表4 的模型（1）可知，创业时间对创业自我效能感的作用不显著，创业资产则正向显著作用于创业自我效能感，并且创业自我效能感对高校教师创新驱动型兼职创业行为的影响系数也显著为正，这为中介效应分析提供了前提；其次，表4 模型（2）～（3）的结果显示，依次对比表2 的模型（2）～（3），在加入中介变量后，创业资产对高校教师创新驱动型兼职创业的影响仍然正向显著，但系数估计均明显下降，而创业时间的回归系数一直不显著。由此可知，创业自我效能感在创业资产对高校教师创新驱动型兼职创业的关系中存在中介效应，在创业时间对高校教师创新驱动型兼职创业的关系中不存在中介效应。因此，创业自我效能感在不同创业资源与高校教师创新驱动型兼职创业之间存在异质性中介效应，假设H2未得到全面验证。

表4 样本创业资源、创业自我效能感对高校教师创新驱动型兼职创业的影响

表4 （续）

5 研究结论与启示

5.1 研究结论

（1）现阶段，我国高校教师兼职创业行为多集中在东西部高校的理工科男性教授或副教授群体，且大多属于创新驱动型创业，由此，现阶段我国高校兼职创业者呈现较明显的创业群体和创业模式特征。

（2）创业资产和时间资源均能促进高校教师的创新驱动型兼职创业积极性，且创业资产对兼职创业行为的影响更为显著。这说明创业资产和时间资源的多寡对大学教师是否决定开展兼职创业带来顾虑，从而影响其尝试创业的积极性。而较创业资产而言，时间问题在科研与学术创业之间的冲突较缓和，这一发现为高校和学者个人如何处理科研教学活动与商业化活动之间的关系提供了新的理论依据。

（3）创业自我效能感在创业资产对高校教师创新驱动型兼职创业的关系中存在中介效应，即创业资产资源不仅能直接正向影响高校教师创新驱动型兼职创业，还能通过增强新生企业家对创业机会、技能以及自信心的感知度和对创业风险的容忍度，提升创业自我效能感，进而增强其创新驱动型兼职创业意向。可以看出，充足的创业资产对高校教师创业信心和意愿具有正向加强作用，高校科技园与学科网络的平台支持对高校教师创业起到关键作用。进一步地，部分教师群体承认自身创业条件有待改善，期待有更多更好的政策与氛围支持。由此高校教师的创业能力和创业角色认同度，以及大学与区域范围内各要素间共生演进的创业资源生态系统都对高校教师创业活动产生影响。另外，创业自我效能感在创业时间对高校教师创新驱动型兼职创业的关系中不存在中介效应，这说明可协调的充裕创业时间是加强高校教师创业意愿的较次要条件。

（4）创业自我效能感在不同创业资源与高校教师创新驱动型兼职创业之间存在异质性中介效应。这说明高校教师兼职创业应根据自身创业效能特征，重点积累相应类型的可利用资源，在相对不足的创业效能感和资源中寻找平衡点，从而确定科学的创业道路。

5.2 研究启示

具体而言，本研究启示如下：

（1）高校教师兼职创业者决策层面。首先，由于教师行业的日常作息较为规律，且创新驱动型兼职创业往往能够保障以科技成果转化为主的创业内容与科研岗位工作内容之间的互通性。因此，高校教师应在有意向成为兼职创业者时，将衡量和积累创业资产放在首要位置。其次，考量兼职创业的时间数量，通过衡量时间、精力，合理选择创业形式，同时，结合对自身创业决心和自信心、创业风险容忍度、创业机会敏锐度和创业技能感知度等创业自我效能感的全面评价，关注相关创业领域的内外部环境变化，向先行的同事学习创业经验，并充分利用日常工作建立有关资源渠道和人脉关系，在各方面条件成熟且保证可把更多精力和时间投入科研转化和兼职创业，而不会对教学科研等本职工作造成影响的情况下，理性又不失良机地开展兼职创业活动。再次，高校教师在开展科研转化和兼职创业的过程中，应合理分配创业资产和创业时间，不断积累创业资源，提升科研创新能力和企业管理能力；在此基础上，衡量兼职创业收益和工薪收入，并判断自身专业知识技能和创业能力，从而灵活选择或者继续从事兼职创业，或者放弃创业成为纯粹的工薪族，或者进入全职创业阶段。

（2）政府政策层面。一方面，政府应针对当前“文山会海”占用高校教师日常工作时间，以及科研成果产业化意识薄弱等问题，坚持发展科研服务社会发展导向型合作模式，打造多个促进科研与创业产品开发融合的高校教师兼职创业培训平台；降低产学研各方，尤其是高新技术以及本地区重点发展行业产学研的税费负担，提供相应的研发补助或贴息创业担保贷款等服务，推动商业银行与创业企业的多渠道融资合作；引导创业企业投资方既要聚焦收益快的项目，为创业企业成长提供大量的信息和机会，还要关注高新技术产业的关键技术和共性技术，推动高校教师创业的内部知识产权管理制度健全和完善，使教师所掌握的核心技术及时取得国内外专利保护，并完善金融机构和风险投资机构的资金服务与保障，进而为教师规避各种创业风险搭建全方位的高校教师创业服务平台。另外，应针对各院校所在地区不同的经济和社会情况，因地制宜地制定高校教师校外兼职创业的相关政策，协助高校制定平衡教师教学科研工作与兼职创业关系的规则制度，鼓励高校对从事兼职型创业的教师进行单独分类，采取不同的评价标准、管理机制和方法，支持教师开展学术创业。

注释：

1）区域划分按照国家统计局2011 年的划分标准（2011），东部包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南等11 个省份；中西部包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、广西、四川、重庆、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆等20 个省份。