李厚銳 朱健 李旭

摘要：文章在國內(nèi)外研究的基礎(chǔ)上，提出創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)、創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)意愿之間關(guān)系的研究模型。通過高校學(xué)生及創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)園區(qū)中376名大學(xué)生創(chuàng)業(yè)者的調(diào)查數(shù)據(jù)，文章檢驗(yàn)了創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)對創(chuàng)業(yè)意愿的影響，同時也檢驗(yàn)了創(chuàng)業(yè)自我效能在創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)與創(chuàng)業(yè)意愿之間的中介作用。研究結(jié)果表明，創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)（經(jīng)驗(yàn)學(xué)習(xí)、認(rèn)知學(xué)習(xí)、實(shí)踐學(xué)習(xí)）能夠促使個體創(chuàng)業(yè)意愿的形成；創(chuàng)業(yè)自我效能中介了創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)對創(chuàng)業(yè)意愿的正向影響。文章基于研究結(jié)論給出了管理實(shí)踐建議，為創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)和創(chuàng)業(yè)教育工作完善提供了理論基礎(chǔ)和實(shí)證支持。

關(guān)鍵詞：創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)；創(chuàng)業(yè)自我效能；創(chuàng)業(yè)意愿；大學(xué)生

一、 引言

本研究以大學(xué)生作為研究對象，探討創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)、創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)意愿之間的作用機(jī)制，希望能夠?yàn)閯?chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)與創(chuàng)業(yè)意愿的相關(guān)研究提供理論基礎(chǔ)，同時也希望為創(chuàng)業(yè)實(shí)踐提供一定的參考和建議。

二、 文獻(xiàn)回顧及研究假設(shè)

1. 創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)對創(chuàng)業(yè)意愿的作用。創(chuàng)業(yè)意愿作為創(chuàng)業(yè)者是否采取創(chuàng)業(yè)行動的重要前提之一，能夠非常有效地預(yù)測創(chuàng)業(yè)行動。然而，學(xué)者們對于哪些因素和決策過程能促使個體成為一名創(chuàng)業(yè)者的了解還比較有限。創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)作為創(chuàng)業(yè)過程中的關(guān)鍵要素之一，不僅能夠增強(qiáng)創(chuàng)業(yè)者識別創(chuàng)業(yè)機(jī)會的能力，還能夠幫助創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)過程中有效地獲取資源，使其更傾向于通過創(chuàng)業(yè)行動來將這些知識和能力進(jìn)行成果轉(zhuǎn)化。個體能夠以經(jīng)驗(yàn)學(xué)習(xí)、實(shí)踐學(xué)習(xí)和認(rèn)知學(xué)習(xí)的方式來獲取大量與創(chuàng)業(yè)相關(guān)的知識。進(jìn)一步地，隨著個體的創(chuàng)業(yè)知識不斷增加，能夠使其對創(chuàng)業(yè)活動產(chǎn)生更加深刻的感知和認(rèn)識，從而顯著提高個體的創(chuàng)業(yè)意愿。因此，本研究根據(jù)以上論述提出如下假設(shè)：

H1：創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)對創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著的正向影響。具體而言，經(jīng)驗(yàn)學(xué)習(xí)對創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著的正向影響（H1a）；認(rèn)知學(xué)習(xí)對創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著的正向影響（H1b）；實(shí)踐學(xué)習(xí)對創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著的正向影響（H1c）。

2. 創(chuàng)業(yè)自我效能對創(chuàng)業(yè)意愿的作用。研究顯示，有許多關(guān)于創(chuàng)業(yè)的行為可以被創(chuàng)業(yè)自我效能所解釋，如個體是否決定采取創(chuàng)業(yè)行動以及采取何種方式來進(jìn)行創(chuàng)業(yè)。正是由于創(chuàng)業(yè)自我效能對創(chuàng)業(yè)行為有效的解釋和預(yù)測能力，學(xué)者們普遍將其作為區(qū)分創(chuàng)業(yè)者和非創(chuàng)業(yè)者的核心心理特質(zhì)。具體來看，創(chuàng)業(yè)自我效能中的創(chuàng)新效能指的是個體對自己創(chuàng)新能力的自信程度，創(chuàng)新效能越高的個體往往更傾向于將創(chuàng)新的想法付出與實(shí)踐。風(fēng)險承擔(dān)表示個體對自己風(fēng)險承受能力的自信程度，高風(fēng)險承擔(dān)的個體更能夠從容面對巨大的壓力和挑戰(zhàn)。機(jī)會識別和關(guān)系協(xié)調(diào)能力強(qiáng)的個體相信自己能夠敏銳發(fā)掘市場中的機(jī)會、能夠妥善處理身邊的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，將更愿意開展創(chuàng)業(yè)活動?？偟膩碚f，創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)意愿具有緊密關(guān)系，已成為預(yù)測和影響創(chuàng)業(yè)意愿的重要因素之一。因此，綜合以上論述，本研究提出如下假設(shè)：

H2：創(chuàng)業(yè)自我效能對創(chuàng)業(yè)意愿有顯著的正向影響。

3. 創(chuàng)業(yè)自我效能對創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)與創(chuàng)業(yè)意愿關(guān)系的中介作用。無論個體是通過總結(jié)成功的創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗(yàn)還是反思創(chuàng)業(yè)失敗的教訓(xùn)，這些創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)的方式都能拓展個體創(chuàng)業(yè)知識的集合，進(jìn)而增強(qiáng)個體在創(chuàng)業(yè)方面的自信心。也就是說，創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)能夠顯著增強(qiáng)個體的創(chuàng)業(yè)自我效能，從而驅(qū)使個體萌發(fā)創(chuàng)業(yè)意愿。同時，研究表明，創(chuàng)業(yè)自我效能中介了部分創(chuàng)業(yè)前因變量對創(chuàng)業(yè)意愿的作用，其中包括與創(chuàng)業(yè)相關(guān)的學(xué)習(xí)對創(chuàng)業(yè)意向的影響。綜上所述，創(chuàng)業(yè)自我效能既會受到創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)的影響，又能影響到個體的創(chuàng)業(yè)意向和創(chuàng)業(yè)行為，這就表明創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)對個體創(chuàng)業(yè)意向的影響作用可能被創(chuàng)業(yè)自我效能所中介。根據(jù)以上論述，本研究提出如下假設(shè)：

H3：創(chuàng)業(yè)自我效能正向中介創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)與創(chuàng)業(yè)意愿之間的關(guān)系。具體而言，創(chuàng)業(yè)自我效能正向中介經(jīng)驗(yàn)學(xué)習(xí)與創(chuàng)業(yè)意愿之間的關(guān)系（H3a）；創(chuàng)業(yè)自我效能正向中介認(rèn)知學(xué)習(xí)與創(chuàng)業(yè)意愿之間的關(guān)系（H3b）；創(chuàng)業(yè)自我效能正向中介實(shí)踐學(xué)習(xí)與創(chuàng)業(yè)意愿之間的關(guān)系（H3c）。

三、 研究方法

1. 數(shù)據(jù)收集。本研究先后在上海、杭州、深圳等城市選取了高校MBA學(xué)生、創(chuàng)業(yè)學(xué)院學(xué)生以及創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)園區(qū)的學(xué)生創(chuàng)業(yè)者等作為調(diào)研對象。共發(fā)放問卷483份，回收有效問卷376份，有效回收率達(dá)到77.85%。在填寫有效問卷的被試者中，來自上海地區(qū)的被試者133人（占35.37%）；來自杭州的被試者141人（占37.50%）；來自深圳的被試者95人（占25.27%）；來自其他地區(qū)的被試者7人（占1.86%）。填寫有效問卷的男性占51.33%，略多于女性；年齡在30歲及以下的樣本比例為73.67%；學(xué)歷在碩士及以上的為68.88%。

2. 變量測量。本研究模型相關(guān)變量的測量均采用國內(nèi)外較為成熟的量表，并采用雙向翻譯的方法。所有題項(xiàng)均采用李克特五點(diǎn)打分法。

自變量：創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)。相關(guān)量表主要以Lumpkin和Lichtenstein（2005）等學(xué)者的研究為基礎(chǔ)，共12個題項(xiàng)，3個維度，分別為經(jīng)驗(yàn)學(xué)習(xí)、認(rèn)知學(xué)習(xí)和實(shí)踐學(xué)習(xí)。

因變量：創(chuàng)業(yè)意愿。對于創(chuàng)業(yè)意愿的測量，主要借鑒Thomas M.Begley，Wee-Liang Tan與Herbert Schoch（2005）的研究，共3個題項(xiàng)。

中介變量：創(chuàng)業(yè)自我效能。創(chuàng)業(yè)自我效能的量表主要參考Lucas和Cooper（2005）等學(xué)者的研究結(jié)果，共22個題項(xiàng)。

控制變量：本研究根據(jù)相關(guān)研究結(jié)論，控制了可能對創(chuàng)業(yè)意向產(chǎn)生影響的變量，包括性別、年齡、學(xué)歷等。

本研究采用驗(yàn)證性因子分析來檢驗(yàn)構(gòu)念的聚合效度和構(gòu)念之間的區(qū)別效度。模型擬合優(yōu)度指標(biāo)顯示模型很好的擬合了數(shù)據(jù)（χ2=1494.57，df=622，p=0.00；GFI=0.82，RMSEA=0.061，NNFI=0.96，CFI=0.96，IFI=0.96），所有構(gòu)念題項(xiàng)的因子載荷均超過0.74，并且在0.001的水平上顯著，所有構(gòu)念的方差平均提取因子（AVE）超過0.5。這些結(jié)果表明，本研究中所有構(gòu)念均具有良好的聚合效度。采用模型比較法檢驗(yàn)構(gòu)念之間的區(qū)別效度。所有構(gòu)念之間的配對檢驗(yàn)結(jié)果表明，任意兩兩構(gòu)念之間效度模型（或無約束模型）顯著優(yōu)于完全相關(guān)模型。因此，本研究中所有構(gòu)念之間具有良好的區(qū)別效度。例如，創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)意愿之間產(chǎn)生的△χ2=209.91，（p<0.001），表明創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)意愿是兩個相互區(qū)別的構(gòu)念。最后，本研究所有構(gòu)念的科爾巴赫信度系數(shù)均超過推薦的0.72的標(biāo)準(zhǔn)，表明本研究問卷具有良好的一致性。

四、 研究結(jié)果

本研究采用結(jié)構(gòu)方程Lisrel8.7軟件進(jìn)行統(tǒng)計分析。表1報告了變量之間的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和皮爾遜相關(guān)系數(shù)。解釋變量之間的皮爾遜相關(guān)系數(shù)的結(jié)果顯示，本研究并不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

為了檢驗(yàn)創(chuàng)業(yè)自我效能的中介效應(yīng)。研究者建議采用兩階段（Two-stage Modeling）的方法來檢驗(yàn)中介效應(yīng)。首先，本研究在第一階段進(jìn)行因子結(jié)構(gòu)擬合性的驅(qū)動，接下來在第二階段不進(jìn)行變量測量模型的改變，同時增加結(jié)構(gòu)模型，并考察增加結(jié)構(gòu)模型后的擬合性。

基于上述分析方法，本研究首先進(jìn)行測量模型分析。測量結(jié)果如圖2所示。模型擬合結(jié)果尚可，WLS χ2=1446.23（df=619，p=0.00），卡方自由度比為2.336，亦接近2的慣用門檻。RMSEA值為0.060。NNFI=0.96；NFI=0.96，均達(dá)到0.95的標(biāo)準(zhǔn)。因子載荷也非常良好（因子載荷均超過0.7），因此根據(jù)Anderson和Gerbing（1988）的建議繼續(xù)進(jìn)行第二階段的結(jié)構(gòu)模型的估計。

創(chuàng)業(yè)自我效能中介效應(yīng)的整合結(jié)構(gòu)方程模型如圖2所示。根據(jù)統(tǒng)計軟件的分析結(jié)果，本小節(jié)梳理了結(jié)構(gòu)方程模型中各個變量的效應(yīng)分析，由于整個模型同時包括了測量模型和結(jié)構(gòu)模型，因此整理的數(shù)據(jù)采用完全標(biāo)準(zhǔn)化的數(shù)值，列于圖3中。

實(shí)證分析的結(jié)果表明，經(jīng)驗(yàn)學(xué)習(xí)對創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生促進(jìn)作用（β=0.42，p<0.001），這一結(jié)果支持了H1a的提出。認(rèn)知學(xué)習(xí)對創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著的正向影響效應(yīng)（β=0.56，p<0.001）。實(shí)踐學(xué)習(xí)對創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著的正向影響效應(yīng)（β=0.72，p<0.001）。整體實(shí)證研究的結(jié)果支持了H1的提出。

此外，表2驗(yàn)證了創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)意愿之間的關(guān)系（β=0.19，p<0.001）。這一結(jié)果支持了H2的提出。

最后，表2還驗(yàn)證了創(chuàng)業(yè)自我效能的中介作用。結(jié)果表明，創(chuàng)業(yè)自我效能正向中介經(jīng)驗(yàn)學(xué)習(xí)與創(chuàng)業(yè)意愿之間的關(guān)系（β=0.15，p<0.001），這一結(jié)果支持了H3a的提出。創(chuàng)業(yè)自我效能正向中介認(rèn)知學(xué)習(xí)與創(chuàng)業(yè)意愿之間關(guān)系（β=0.25，p<0.001），這一結(jié)果驗(yàn)證了H3b。自我效能創(chuàng)業(yè)正向中介實(shí)踐學(xué)習(xí)與創(chuàng)業(yè)意愿之間關(guān)系（β=0.28，p<0.001），H3c得到支持?？傮w實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果支持了H3的提出。

五、 研究結(jié)論及討論

本研究構(gòu)建了創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)、創(chuàng)業(yè)自我效能及創(chuàng)業(yè)意向之間關(guān)系的研究模型，提出并檢驗(yàn)相關(guān)了理論假設(shè)，主要得出以下結(jié)論：

1. 經(jīng)驗(yàn)學(xué)習(xí)對創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生正向影響。個體通過經(jīng)驗(yàn)學(xué)習(xí)將自己過往積累的經(jīng)驗(yàn)轉(zhuǎn)化為創(chuàng)業(yè)知識，是一個探索和反復(fù)試錯的過程。根據(jù)研究結(jié)果，無論是在校的MBA學(xué)員還是在創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)園區(qū)嘗試創(chuàng)業(yè)的學(xué)生，都認(rèn)為以往與創(chuàng)業(yè)相關(guān)的經(jīng)驗(yàn)?zāi)軌蛟鰪?qiáng)自己的創(chuàng)業(yè)意愿。因此，在實(shí)際的工作和生活中，創(chuàng)業(yè)教育的工作者不妨在這方面進(jìn)行一些有意識地引導(dǎo)，這將有助于提高大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿。

2. 認(rèn)知學(xué)習(xí)是提高創(chuàng)業(yè)意向的有效方式之一。認(rèn)知學(xué)習(xí)強(qiáng)調(diào)通過模仿和重構(gòu)榜樣行為來轉(zhuǎn)化為自己的知識。個體可以通過觀察榜樣的行為來獲取和吸收知識，并重新審視自己的觀念和能力，進(jìn)而對自己產(chǎn)生新的認(rèn)識。除了模仿和重構(gòu)榜樣行為以外，系統(tǒng)的課程學(xué)習(xí)也是認(rèn)知學(xué)習(xí)的有效手段。因此，無論是高校還是其他教育機(jī)構(gòu)，都應(yīng)用更為豐富和更加針對性的教育方式來激勵潛在創(chuàng)業(yè)者。

3. 強(qiáng)化創(chuàng)業(yè)實(shí)踐學(xué)習(xí)對于激發(fā)創(chuàng)業(yè)具有重要作用。創(chuàng)業(yè)者面臨的環(huán)境也是復(fù)雜而動態(tài)的，單純通過經(jīng)驗(yàn)學(xué)習(xí)和認(rèn)知學(xué)習(xí)來獲取創(chuàng)業(yè)知識還不足以應(yīng)對這些不確定因素。個體將過往積累的經(jīng)驗(yàn)和知識運(yùn)用到實(shí)際的創(chuàng)業(yè)活動中來，這些經(jīng)驗(yàn)和知識在創(chuàng)業(yè)過程中不斷被應(yīng)用和檢驗(yàn)，進(jìn)而轉(zhuǎn)化為新的、更具實(shí)際效用的知識。因此，創(chuàng)業(yè)教育不僅僅是“紙上談兵”，還應(yīng)適當(dāng)增加實(shí)踐性的創(chuàng)業(yè)體驗(yàn)機(jī)會，強(qiáng)化實(shí)踐性的創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)。

4. 創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)通過提高創(chuàng)業(yè)自我效能增強(qiáng)創(chuàng)業(yè)意愿。本研究的實(shí)證分析結(jié)論表明，創(chuàng)業(yè)自我效能對于提升個體創(chuàng)業(yè)意愿有顯著作用，人們可以通過創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)增強(qiáng)對創(chuàng)業(yè)相關(guān)能力的自信，使得個體將創(chuàng)業(yè)的想法轉(zhuǎn)化為具體行為。同時，個體可以采用實(shí)踐學(xué)習(xí)、認(rèn)知學(xué)習(xí)、經(jīng)驗(yàn)學(xué)習(xí)來提高自身的創(chuàng)業(yè)自我效能。因此，在創(chuàng)業(yè)教育的過程中，用綜合多種創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)的方式，構(gòu)建系統(tǒng)化的教學(xué)模式，重點(diǎn)關(guān)注創(chuàng)業(yè)教育對個體心理特質(zhì)的影響，提高創(chuàng)業(yè)教育的效能。

參考文獻(xiàn)：

[1] Baron R A.The cognitive perspective： a valuable tool for answering entrepreneurship's basic“why”questions[J].Journal of Business Venturing，2004，19（2）：221-239.

[2] Lee L， Wong P K， Foo M D， et al.Entrep- reneurial intentions：The influence of organizational and individual factors[J].Journal of Business Venturing，2011，26（1）：124-136.

[3] Krueger， N.F.The Cognitive Infrastructure of Opportunity Emergence.Entrepreneurship Theory and Practice，2000，24（3）：5-23.

[4] 蔡笠，單標(biāo)安，等.創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)研究回顧與整合框架構(gòu)建.外國經(jīng)濟(jì)與管理，2012，34（5）：1-8.

[5] Minniti，M.& Bygrave，W.A dynamic model of entrepreneurial learning[J].Entrepreneurship Theory & Practice，2001，25（3）：5-16.

作者簡介：李厚銳（1986-），男，漢族，湖北省武漢市人，上海交通大學(xué)黨委宣傳部新聞中心副主任，上海交大全球創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)實(shí)驗(yàn)室特約研究員，講師，上海交通大學(xué)管理學(xué)博士，研究方向?yàn)楦呓坦芾?、?chuàng)業(yè)教育和組織行為學(xué)研究；朱?。?975-），男，漢族，江蘇省江陰市人，上海交通大學(xué)黨委副書記，馬克思主義學(xué)院教授，上海交通大學(xué)管理學(xué)博士，研究方向?yàn)閯?chuàng)業(yè)教育和高教管理；李旭（1987-），男，漢族，四川省綿陽市人，上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院博士生，研究方向?yàn)閯?chuàng)業(yè)管理和組織行為學(xué)。