李愛國,　曾憲軍

（1. 重慶理工大學(xué) 管理學(xué)院，重慶 400054；2. 重慶理工大學(xué) 校長辦公室，重慶 400054）

一、引　言

當前，我國的大學(xué)生創(chuàng)業(yè)環(huán)境和政策已相當完善，但麥可思數(shù)據(jù)顯示，2017年我國大學(xué)生創(chuàng)業(yè)率為3.0%①麥可思. 2017年中國大學(xué)生就業(yè)報告[R]. 北京：社會科學(xué)文獻出版社，2017年6月。，遠低于發(fā)達國家的水平。其實，創(chuàng)業(yè)環(huán)境和政策等外部激勵并不是根本性的，增強創(chuàng)業(yè)動機才能根本性刺激個體創(chuàng)業(yè)（段錦云等，2012）。然而，中國大學(xué)生整體的創(chuàng)業(yè)動機水平偏低（Giacomin等，2011），創(chuàng)業(yè)的內(nèi)生動力缺失。因此，如何激發(fā)創(chuàng)業(yè)動機是全面推進我國大學(xué)生創(chuàng)業(yè)的重要課題?，F(xiàn)有研究已經(jīng)探索出個體因素（Segal等，2005；Taormina和Kin-Mei Lao，2007；Hessels等，2008；Sivarajah和Achchuthan，2013）、環(huán)境因素（Taormina和Kin-Mei Lao，2007；Fereidouni等，2010）以及個體與環(huán)境互動基礎(chǔ)上所形成的認知因素（Segal等，2005；Taormina和Kin-Mei Lao，2007；Sivarajah和Achchuthan，2013）等影響創(chuàng)業(yè)動機的內(nèi)外在因素。針對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機，研究者還考察了大學(xué)環(huán)境（江海燕，2008）、學(xué)校創(chuàng)業(yè)支持（李洪波和牛昕，2013）和社會網(wǎng)絡(luò)（周勇等，2014）等影響因素。但是，現(xiàn)有研究對內(nèi)外在因素影響創(chuàng)業(yè)動機的理論邏輯及內(nèi)在機制等核心問題上尚未取得一致認同的結(jié)論。

從理論上看，現(xiàn)有研究割裂了內(nèi)外在因素共同作用而形成創(chuàng)業(yè)動機的內(nèi)在理論邏輯。遵循心理學(xué)中早期動機理論中的內(nèi)在起因論與外在誘因論兩條路線，現(xiàn)有研究分別構(gòu)建出創(chuàng)業(yè)動機的驅(qū)動理論與激勵理論?，F(xiàn)有創(chuàng)業(yè)動機理論沒有將個體因素和環(huán)境因素有機結(jié)合，并未關(guān)注認知調(diào)節(jié)因素的自我整合作用，與當今主流動機理論相背離。因而，無法解釋創(chuàng)業(yè)動機的形成過程，也難以揭示內(nèi)外在因素共同影響創(chuàng)業(yè)動機的內(nèi)在機制。

由于理論基礎(chǔ)的局限，現(xiàn)有實證研究多數(shù)假設(shè)個體因素和環(huán)境因素與創(chuàng)業(yè)動機存在正相關(guān)或正向影響關(guān)系，但并不指明是直接還是間接的影響路徑。然后，利用相關(guān)分析或回歸模型予以檢驗。因而，無法厘清創(chuàng)業(yè)動機的內(nèi)在影響機制。少數(shù)研究試圖探詢創(chuàng)業(yè)動機的影響機制，但限于理論基礎(chǔ)的缺失，在以下核心問題上存在分歧：上述因素是直接還是間接影響創(chuàng)業(yè)動機？如果是間接影響創(chuàng)業(yè)動機，那么，間接影響的具體途徑和中介變量是什么？ Taormina和Kin-Mei Lao（2007）以及Sivarajah和Achchuthan（2013）等認為個體因素直接影響創(chuàng)業(yè)動機，而薛紅志等（2003）認為個體因素通過內(nèi)在需要間接影響創(chuàng)業(yè)動機；Hessels等（2008）認為環(huán)境因素直接影響創(chuàng)業(yè)動機，而Taormina和Kin-Mei Lao（2007）、Fereidouni等（2010）以及Sivarajah和Achchuthan（2013）等認為環(huán)境因素先在個體心目中形成相應(yīng)的認知，再經(jīng)由個體認知因素間接影響創(chuàng)業(yè)動機①上述研究所指的個體認知因素系個體對環(huán)境或創(chuàng)業(yè)政策等因素的評價和認知，并不是指具有自我調(diào)節(jié)和整合功能的創(chuàng)業(yè)認知調(diào)節(jié)因素。詳見文后所列出的與Taormina和Kin-Mei Lao（2007）、Fereidouni等（2010）以及Sivarajah和Achchuthan（2013）等相對應(yīng)的文獻。。此外，薛紅志等（2003）認為環(huán)境因素通過個體內(nèi)在需要間接影響創(chuàng)業(yè)動機。迄今，關(guān)于個體因素和創(chuàng)業(yè)環(huán)境因素共同影響創(chuàng)業(yè)動機的內(nèi)在機制的實證研究結(jié)論尚未達成一致。

鑒于現(xiàn)有研究的不足，本研究基于認知動機理論，融合創(chuàng)業(yè)動機理論與創(chuàng)業(yè)認知理論，確立了“個體因素與創(chuàng)業(yè)環(huán)境因素在創(chuàng)業(yè)認知調(diào)節(jié)因素的整合作用下共同影響個體的創(chuàng)業(yè)動機”理論邏輯。基于此，結(jié)合我國大學(xué)生個體因素及創(chuàng)業(yè)環(huán)境因素的特點，本研究構(gòu)建出成長經(jīng)歷（個體因素）和社會支撐（創(chuàng)業(yè)環(huán)境因素）經(jīng)由創(chuàng)業(yè)自我效能感（創(chuàng)業(yè)認知調(diào)節(jié)因素）的整合作用共同影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機的系統(tǒng)研究模型，提出相應(yīng)的研究假設(shè)，利用全國11所高校792份問卷數(shù)據(jù)，運用結(jié)構(gòu)方程模型分析法進行實證檢驗。研究結(jié)果表明，創(chuàng)業(yè)自我效能感直接決定大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機，成長經(jīng)歷和社會支撐因素在創(chuàng)業(yè)自我效能感的整合和中介作用下間接地影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機。由此，本研究從理論上厘清了個體因素和創(chuàng)業(yè)環(huán)境因素共同影響創(chuàng)業(yè)動機的內(nèi)在邏輯，彌補了現(xiàn)有創(chuàng)業(yè)動機理論基礎(chǔ)的缺陷；從實證上檢驗了成長經(jīng)歷和創(chuàng)業(yè)環(huán)境因素共同影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機的內(nèi)在機制。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

本研究以認知動機理論的“個體因素+環(huán)境因素→認知調(diào)節(jié)因素（自我效能感等）→個體的行為動機”分析框架，修正現(xiàn)有的創(chuàng)業(yè)動機與創(chuàng)業(yè)認知理論，認為“創(chuàng)業(yè)認知調(diào)節(jié)因素整合個體因素和創(chuàng)業(yè)環(huán)境因素共同影響個體的創(chuàng)業(yè)動機，其中，創(chuàng)業(yè)認知調(diào)節(jié)因素直接決定個體的創(chuàng)業(yè)動機，而個體因素與創(chuàng)業(yè)環(huán)境因素經(jīng)由創(chuàng)業(yè)認知調(diào)節(jié)因素的整合和中介作用間接地影響個體的創(chuàng)業(yè)動機”。即本研究所構(gòu)建的“認知創(chuàng)業(yè)動機理論分析框架”的理論邏輯為：“個體因素+創(chuàng)業(yè)環(huán)境因素→創(chuàng)業(yè)認知調(diào)節(jié)因素（創(chuàng)業(yè)自我效能感等）→創(chuàng)業(yè)動機”。具體到本研究而言，大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能感（創(chuàng)業(yè)認知調(diào)節(jié)因素）決定大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機，而大學(xué)生成長經(jīng)歷（個體因素）與社會支撐（創(chuàng)業(yè)環(huán)境因素）通過創(chuàng)業(yè)自我效能感（創(chuàng)業(yè)認知調(diào)節(jié)因素）的整合和中介作用間接影響創(chuàng)業(yè)動機。由此，我們提出本文具體的理論邏輯：大學(xué)生成長經(jīng)歷+創(chuàng)業(yè)社會支撐→創(chuàng)業(yè)自我效能感→大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機。

（一）創(chuàng)業(yè)自我效能感與大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機

在企業(yè)初創(chuàng)階段，創(chuàng)業(yè)者所遭遇的各類阻礙創(chuàng)業(yè)的因素，其實都跟個體的創(chuàng)業(yè)自我效能感密不可分（Wilson等，2007），缺乏資金、缺乏創(chuàng)業(yè)競爭力、缺少商業(yè)創(chuàng)意、缺乏商業(yè)和市場知識等阻礙中國大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機形成的主要因素（Giacomin等，2011）只不過是大學(xué)生內(nèi)蘊的創(chuàng)業(yè)自我效能感水平低下的外顯表達。自我效能感反映個體的信心及自我認知的執(zhí)行特定任務(wù)（創(chuàng)業(yè)或識別商機）的能力，決定個體的行為決策（Gibbs，2009）。自我效能感是個體潛在的動機水平的先驅(qū)因素（Markman等，2002），直接決定個體的行為動機（Bandura，1989）。創(chuàng)業(yè)自我效能感是個體對自己能否創(chuàng)業(yè)成功的主觀判斷和自我認知（高日光等，2009），反映個體對自己的創(chuàng)業(yè)行為的能力或?qū)_到創(chuàng)業(yè)行為的目標和結(jié)果的信心或者信念（Lee和Wong，2004）。創(chuàng)業(yè)自我效能感越高，個體越相信自己創(chuàng)業(yè)切實可行（Wilson等，2007）。因此，創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè)者發(fā)現(xiàn)機會、組織資源、創(chuàng)立企業(yè)、獲得成功至關(guān)重要，是個體創(chuàng)業(yè)動機形成的關(guān)鍵解釋變量（Mueller和Dato-on，2008）。

創(chuàng)業(yè)動機是個體在創(chuàng)業(yè)認知調(diào)節(jié)因素的整合作用下，將內(nèi)在需要與外在創(chuàng)業(yè)誘因整合而形成的激發(fā)和維持創(chuàng)業(yè)行為的動力體系。具體到大學(xué)生個體，“自我實現(xiàn)動機”和“責(zé)任動機”是大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機最核心的要素①詳見李愛國.大學(xué)生生存型創(chuàng)業(yè)和機會型創(chuàng)業(yè)的行為動機、影響因素及轉(zhuǎn)化對策研究[R].國家社科基金研究報告，2013.。中國的大學(xué)生有知識、有理想，自我實現(xiàn)是大學(xué)生創(chuàng)業(yè)最重要的動機（高日光等，2009）。而且，中國的大學(xué)生創(chuàng)業(yè)不僅是為了實現(xiàn)自我，還包含了強烈的為國發(fā)展、為民解憂的責(zé)任感。大學(xué)生創(chuàng)業(yè)責(zé)任動機是大學(xué)生創(chuàng)業(yè)的重要特征，體現(xiàn)了大學(xué)生創(chuàng)業(yè)服務(wù)國家、社會和員工發(fā)展的責(zé)任感（徐占東和陳文娟，2017）。中國人民大學(xué)發(fā)布的《2016中國大學(xué)生創(chuàng)業(yè)報告》顯示，約70%以上的大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機出于自我價值實現(xiàn)需要②詳見中國人民大學(xué)首次發(fā)布《2016中國大學(xué)生創(chuàng)業(yè)報告》[DB/OL].新華網(wǎng)，2016-12-29，http://education.news.cn/2016-12/29/c_129424886_2.htm.。因而，責(zé)任動機和自我實現(xiàn)動機是我國大學(xué)生創(chuàng)業(yè)的主要動機（張凱竣和雷家骕，2012）。

在“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”時代背景下，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)是大學(xué)生的歷史使命，也是大學(xué)生實現(xiàn)自我的重要途徑。然而，承擔(dān)責(zé)任和實現(xiàn)自我的途徑是多樣化的，可以是創(chuàng)業(yè)，也可以是就業(yè)。個體一般會避免從事他們認為把握不了的職業(yè)，只有他認為自己有能力去承擔(dān)時，才會接受有挑戰(zhàn)性的工作（Markman等，2002）。自我效能感高的個體對所承擔(dān)的事情有積極的設(shè)想和藍圖（Bandura，1989），認為自己可以控制和影響行為的結(jié)果，因而更有信心、更敢于承擔(dān)責(zé)任（Mergler，2007）。因此，在面臨創(chuàng)業(yè)與就業(yè)選擇時，大學(xué)生會對自己的創(chuàng)業(yè)自我效能水平進行主觀的評價，那些創(chuàng)業(yè)自我效能感高的大學(xué)生認為自己能夠克服創(chuàng)業(yè)的各種困難，對創(chuàng)業(yè)成功抱有信心，從而更愿意通過選擇創(chuàng)業(yè)來承擔(dān)起為社會創(chuàng)造就業(yè)崗位的歷史使命，達到實現(xiàn)自我的人生目標；而那些創(chuàng)業(yè)自我效能感低的大學(xué)生，對自己創(chuàng)業(yè)能力沒有把握，對解決創(chuàng)業(yè)過程中所遇到的困難缺乏信心，對自己創(chuàng)業(yè)能否成功持懷疑態(tài)度，不愿意、也不敢于以創(chuàng)業(yè)的方式來承擔(dān)社會責(zé)任和實現(xiàn)自我。由此可見，創(chuàng)業(yè)自我效能感越高，大學(xué)生通過創(chuàng)業(yè)承擔(dān)起社會責(zé)任的動機以及通過創(chuàng)業(yè)獲得自我實現(xiàn)的動機就越強烈。由此，我們提出第一個研究假設(shè)：

H1：創(chuàng)業(yè)自我效能感越高，大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)動機越強烈。

（二）成長經(jīng)歷與創(chuàng)業(yè)自我效能感及大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機

在進入大學(xué)之前，中國的學(xué)生在學(xué)校和家庭均以應(yīng)試教育為主導(dǎo)，以升學(xué)考試為中心任務(wù)，成長經(jīng)歷相對單一。在這樣的成長歷程中，應(yīng)試教育體系在一定程度上壓制了學(xué)生的自主性品質(zhì)的塑造，從而影響著大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自主決策能力的形成。另一方面，中國大學(xué)生在成長歷程中沒有接受系統(tǒng)的職業(yè)規(guī)劃教育以及社會和企業(yè)實踐的磨練，與創(chuàng)業(yè)相關(guān)活動的牽涉程度較低，創(chuàng)業(yè)能力和素質(zhì)的養(yǎng)成也受到了一定程度的限制（李愛國等，2012）。自主性是個體的品質(zhì)，也是個體自我抉擇、自我確立目標、對自己的目標和抉擇自信、為實現(xiàn)目標制定策略的能力（Noom等，2001）。例如，自主學(xué)習(xí)是學(xué)生自己設(shè)定目標、計劃、組織、監(jiān)控和評估學(xué)習(xí)進程的過程（Nussbaumer等，2008），從而也是個體自我決策和自我管理能力提升的過程。盡管自主性并不直接作用于行為，但是，自主性可以通過影響內(nèi)在目標定位、任務(wù)價值以及自我效能感等因素，間接地影響個體的行為動機（Garcia和Pintrich，1996）。

在成長歷程中，參與社會實踐和企業(yè)實踐相關(guān)活動越多，涉入的創(chuàng)業(yè)活動頻次越高、程度越深，個體受到創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗與教訓(xùn)、創(chuàng)業(yè)知識、創(chuàng)業(yè)社會資源和創(chuàng)業(yè)技能等方面的“溢出效應(yīng)”的影響就越大。在涉入創(chuàng)業(yè)活動時，個體可以通過創(chuàng)業(yè)者學(xué)習(xí)和熟悉創(chuàng)業(yè)所需要的知識和技能，與創(chuàng)業(yè)者分享創(chuàng)業(yè)社會資源，提升對創(chuàng)業(yè)機會的識別能力和敏感性；個體也可能以創(chuàng)業(yè)者為榜樣，從創(chuàng)業(yè)者身上收獲創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗或教訓(xùn)（Nanda和S?rensen，2008），從而增強自身的創(chuàng)業(yè)信心與創(chuàng)業(yè)能力認知。在涉入與創(chuàng)業(yè)有關(guān)的實踐活動中，無論是自己直接的創(chuàng)業(yè)實踐、在創(chuàng)業(yè)企業(yè)的實習(xí)，還是間接的創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗傳播，都能夠明確地提升個體的創(chuàng)業(yè)自我效能感（Basu和Virick，2008）。

中國的大學(xué)生在進入大學(xué)之前，自主性成長和創(chuàng)業(yè)牽涉實踐均相對缺失，單一應(yīng)試模式的成長經(jīng)歷抑制了大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)素質(zhì)和能力的養(yǎng)成。而豐富多彩的自主學(xué)習(xí)、自我成長、積極參與社會實踐和企業(yè)實踐的全面發(fā)展模式的成長經(jīng)歷，賦予個體一定程度的自主性，為個體提供足夠的涉入與創(chuàng)業(yè)相關(guān)的社會和企業(yè)實踐活動的機會，可以培養(yǎng)個體自主決策能力和創(chuàng)業(yè)能力，提升個體創(chuàng)業(yè)自我效能感。由此，我們提出第二個研究假設(shè)：

H2：大學(xué)生成長經(jīng)歷越豐富，創(chuàng)業(yè)自我效能感越高，相應(yīng)的創(chuàng)業(yè)動機也就越強烈。

（三）社會支撐與創(chuàng)業(yè)自我效能感及大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機

盡管中國正在實施“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”戰(zhàn)略，相應(yīng)的社會支撐體系還有待于進一步完善。中國的大學(xué)教育之前的創(chuàng)業(yè)教育缺失，針對大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)教育起步亦較晚，效果也不太理想（李靜薇，2013），對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)能力的支持力度明顯不足。另一方面，與許多國家沒有將創(chuàng)業(yè)者納入一般的社會保障體系（Wagener，2007）一樣，中國的社會保障體系也是面向就業(yè)者。目前中國沒有為創(chuàng)業(yè)者提供專門的社會保障①創(chuàng)業(yè)社會保障，即，針對創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)的特定階段內(nèi)享有的專門的社會保障項目。如，創(chuàng)業(yè)成功之前或由創(chuàng)業(yè)不成功至回歸就業(yè)期間的特定時間段內(nèi)的專門的社會保障項目。，針對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)者本人的社會保險補貼比照“靈活就業(yè)困難人員”的政策②陳瓊. 我省高校畢業(yè)生自主創(chuàng)業(yè)享多項優(yōu)惠政策[N].長春晚報，2016-02-24，第2版。。事實上，相比較其他創(chuàng)業(yè)者，大學(xué)生創(chuàng)業(yè)者在接受長期教育的過程中不但支付出數(shù)目不菲的學(xué)費和生活、學(xué)習(xí)用費，而且缺少經(jīng)濟財富的積累，對創(chuàng)業(yè)失敗的承受能力更加脆弱，對創(chuàng)業(yè)風(fēng)險更加敏感。當前，創(chuàng)業(yè)能力欠缺和擔(dān)心創(chuàng)業(yè)風(fēng)險成為阻礙中國大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機形成的重要因素（Giacomin等，2011）。

事實上，創(chuàng)業(yè)離不開社會的支撐，創(chuàng)業(yè)需要政府、教育機構(gòu)和民間組織的聯(lián)手支援，尤其是創(chuàng)業(yè)早期必要的創(chuàng)業(yè)意識教育和創(chuàng)業(yè)技能培養(yǎng)（池仁勇，2001）。創(chuàng)業(yè)教育是開發(fā)受教育者創(chuàng)業(yè)基本素質(zhì)，提高創(chuàng)業(yè)能力的教育活動。創(chuàng)業(yè)教育不僅可以提高個體的創(chuàng)業(yè)知識和創(chuàng)業(yè)技能，更能夠培育個體創(chuàng)業(yè)的自信心，增強大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)自我效能感（Giacomin等，2011）。讓學(xué)生參與創(chuàng)意訓(xùn)練、捕獲企業(yè)發(fā)展趨勢、投入實踐等創(chuàng)業(yè)教育活動，可以培育其對創(chuàng)業(yè)機會的敏感性（Bodewes等，2008），還可以提升個體的自信、自立、創(chuàng)造和自由思想（Mueller和Thomas，2001）。由此可見，創(chuàng)業(yè)教育可以增強大學(xué)生創(chuàng)業(yè)的信心與創(chuàng)業(yè)能力認知，對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能感產(chǎn)生積極的影響（Basu和Virick，2008；Fayolle和Gailly，2004）。

不僅如此，社會支撐體系還可以通過增強個體的安全感、消除對失敗的恐懼來增強個體的創(chuàng)業(yè)自我效能感（Hopp和Stephan，2012）。創(chuàng)業(yè)風(fēng)險對創(chuàng)業(yè)存在明確的阻礙作用，尤其是在創(chuàng)業(yè)的啟動階段（Wilson等，2007）。創(chuàng)業(yè)雖然蘊含和伴隨著各類風(fēng)險，但是個體的創(chuàng)業(yè)行為本身卻是個規(guī)避風(fēng)險的行為（張玉利和楊俊，2003）。個體之所以創(chuàng)業(yè)，并不是偏要去承擔(dān)風(fēng)險，而是因為他們感知創(chuàng)業(yè)風(fēng)險較低（Simon等，1999）。在創(chuàng)業(yè)決策形成之前，個體對創(chuàng)業(yè)可能產(chǎn)生的經(jīng)濟或非經(jīng)濟的損失及不確定結(jié)果進行主觀認知，形成感知創(chuàng)業(yè)風(fēng)險（Robinson，2010）。個體感知創(chuàng)業(yè)風(fēng)險越高，對創(chuàng)業(yè)成功的信心越低。而創(chuàng)業(yè)自我效能感反映的正是個體對達到創(chuàng)業(yè)行為目標和結(jié)果的信心或信念（Lee和Wong，2004）。因此，個體感知創(chuàng)業(yè)風(fēng)險越高，創(chuàng)業(yè)自我效能感就越低。創(chuàng)業(yè)者面臨諸多的風(fēng)險和不確定性，因而比普通社會成員更加期望得到社會保障體系的庇護（Wagener，2007）。完善的社會保障可以在一定程度上提高個體對風(fēng)險的容忍度（Sinn，1996），降低個體對風(fēng)險的預(yù)期，增強個體的安全感，消除個體對失敗的恐懼（Hopp和Stephan，2012）。為創(chuàng)業(yè)者提供社會保障，可以提升創(chuàng)業(yè)者對創(chuàng)業(yè)失敗引發(fā)的各類風(fēng)險的承受力，降低創(chuàng)業(yè)者對創(chuàng)業(yè)風(fēng)險的評估，從而相應(yīng)地降低創(chuàng)業(yè)者的感知創(chuàng)業(yè)風(fēng)險（劉萬利和胡培，2010），提升創(chuàng)業(yè)者對創(chuàng)業(yè)成功的信心。

綜上，創(chuàng)業(yè)教育體系越完善，創(chuàng)業(yè)教育水平越高，越有助于增強大學(xué)生創(chuàng)業(yè)能力，提升大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)自我效能感；針對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)者的專門的社會保障體系越完善，大學(xué)生對創(chuàng)業(yè)失敗的總體擔(dān)憂程度就越低，感知創(chuàng)業(yè)風(fēng)險就越低，相應(yīng)的創(chuàng)業(yè)自我效能感也就越高。

基于此，我們提出第三個研究假設(shè)：

H3：社會支撐體系越完善，大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)自我效能感越高，相應(yīng)的創(chuàng)業(yè)動機也就越強烈。

基于以上理論推演和變量之間的內(nèi)在關(guān)系假設(shè)，我們建立以下理論分析框架及相應(yīng)的概念模型，具體如圖1所示：

圖1　基于認知創(chuàng)業(yè)動機理論分析框架的大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機影響機制概念模型

三、研究設(shè)計

（一）研究方法

在上述理論分析的基礎(chǔ)上，本研究主要采用結(jié)構(gòu)方程模型（structural equation modeling，SEM）分析法，同時處理大學(xué)生成長經(jīng)歷（JL）（用自主性和創(chuàng)業(yè)牽涉來衡量）、社會支撐（ZC）（用創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)社會保障來衡量）、大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能感（KX）以及大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機（DJ）（用創(chuàng)業(yè)責(zé)任動機和創(chuàng)業(yè)自我實現(xiàn)動機來衡量）等研究變量之間的內(nèi)在的多重因果關(guān)系，以檢驗上文提出的研究假設(shè)。在具體的檢驗方法上，本研究參考黃芳銘（2005）的方法，先使用SPSS15.0軟件與LISREL8.54軟件對數(shù)據(jù)進行信度和效度分析，然后進行結(jié)構(gòu)方程模型分析驗證前文的研究假設(shè)所對應(yīng)的路徑關(guān)系。之后，我們按照溫忠麟等（2004）的方法，將相關(guān)的潛在變量進行顯變量和中心化處理，運用依次檢驗法（causual steps）檢驗創(chuàng)業(yè)自我效能感（KX）在大學(xué)生成長經(jīng)歷（JL）、社會支撐（ZC）與大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機（DJ）之間的整合和中介作用。最后，參考李超平等（2006）；黃芳銘（2005）；吳明隆（2013）以及孫小紅和譚頂良（2017）的方法，采取寬松的復(fù)制策略對本研究的假設(shè)模型進行穩(wěn)健性檢驗。

（二）研究變量的測量

本研究的量表借鑒國內(nèi)外研究成果，結(jié)合探索性研究和問卷試調(diào)查過程中反饋的一些意見以及專家咨詢結(jié)果，編制出大學(xué)生成長經(jīng)歷（JL）、社會支撐（ZC）、大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能感（KX）以及大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機（DJ）測量量表，具體包含創(chuàng)業(yè)牽涉（QS）、自主性（ZZ）、創(chuàng)業(yè)教育（JY）、創(chuàng)業(yè)社會保障（SB）、感知創(chuàng)業(yè)風(fēng)險（FX）、創(chuàng)業(yè)自我效能感（KX）、創(chuàng)業(yè)責(zé)任動機（ZR）、創(chuàng)業(yè)自我實現(xiàn)動機（ZW）等潛在變量的測量量表①限于篇幅，本研究前期的探索性研究與專家咨詢在此不再贅述，如有需要請向本文第一作者索取。。其中，創(chuàng)業(yè)牽涉量表參考Nanda和S?rensen（2008）的量表，自主性量表參考Nussbaumer等（2008）的量表；創(chuàng)業(yè)教育量表參考并改編自Fayolle和Gailly（2004）的量表，創(chuàng)業(yè)社會保障量表根據(jù)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)社會保險補貼政策自編；創(chuàng)業(yè)責(zé)任動機量表參考并改編自Abbey（2002）、張凱竣和雷家骕（2012）的量表，創(chuàng)業(yè)自我實現(xiàn)動機量表參考并改編自張凱竣和雷家骕（2012）的量表；感知創(chuàng)業(yè)風(fēng)險量表參考Simon等（1999）的量表；創(chuàng)業(yè)自我效能感量表參考并改編自Autio等（2001）的量表。本研究最終的測量量表如表1所示：

表1　研究變量測量量表

（三）樣本與數(shù)據(jù)收集

本研究抽樣的總體是2012年全國普通高校（不含警察類院校、軍事院校）在校的研究生、本科生和高職?？粕倬祛愒盒：蛙娛略盒＞蜆I(yè)比較固定，與其他類型高校有較大的區(qū)別，因此抽樣總體中不包含此兩類院校。如，重慶警察學(xué)院官網(wǎng)數(shù)據(jù)顯示，該校畢業(yè)生進入警察和其他國家機關(guān)事業(yè)單位就業(yè)的比率高達85%以上。詳見重慶警察學(xué)院官網(wǎng)http://www.cqjy.com.cn/content.aspx?cid=43.，采用多階段抽樣法，分別抽取城市、高校和學(xué)生。最終，利用上表1所示的量表編制成調(diào)查問卷，在重慶、上海、成都、合肥、南京、杭州、南昌等城市的11所高校收集有效樣本792份，有效樣本回收率77.7%。其中，本科生占71.8%，研究生占20.5%，?？粕?.7%；男生占57.2%，女生占42.8%；18—22歲學(xué)生占65.8%，23—28歲學(xué)生占33.8%，29—35歲學(xué)生占0.4%；理工類學(xué)生占58.2%，經(jīng)管類學(xué)生占26.3%，人文類學(xué)生占13.5%，農(nóng)醫(yī)類學(xué)生占2.0%；大一學(xué)生占24.1%，大二學(xué)生占17.3%，大三學(xué)生占23.5%，大四學(xué)生占14.1%，研一學(xué)生占9.0%，研二學(xué)生占7.6%，研三學(xué)生占3.9%，另有0.5%的學(xué)生未回應(yīng)年級。

四、實證結(jié)果分析

（一）信度與效度分析

為了檢驗本研究計量模型的測量量表的信度，我們使用SPSS15. 0軟件對樣本數(shù)據(jù)（N=792）進行內(nèi)部一致性檢驗。數(shù)據(jù)分析結(jié)果如表2所示：

表2　分量表及總量表Cronbach’s α值

內(nèi)部一致性檢驗的結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)牽涉程度、創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)自我效能感、自主性、創(chuàng)業(yè)自我實現(xiàn)動機、創(chuàng)業(yè)責(zé)任動機、感知創(chuàng)業(yè)社會保障及感知創(chuàng)業(yè)風(fēng)險等量表的Cronbach’s α值分別為0.784、0.904、0.816、0.838、0.829、0.805、0.824、0.824；總體量表的Cronbach’s α值為0.873，刪除任一測量題項皆不能顯著提高總量表的Cronbach’s α值。本研究測量模型的分量表及總量表的Cronbach’s α值在0.784—0.904之間，均超過了0.7的標準。因此，本研究所編制的計量模型的測量量表可信度較高。

接下來，我們使用LISREL8.54統(tǒng)計軟件，對上述研究模型中的各隱變量做驗證性因子分析（N=792），以進一步檢驗測量模型的效度。具體分析結(jié)果如表3所示。

表3數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示，各測量變量在相應(yīng)的潛在變量上的因子負載值均小于0.95，且未出現(xiàn)大的測量誤差，因子負載值和測量誤差值的t值均遠遠大于1.96，達到高度顯著水平（p＜0.001）。χ2/df=4.61，RMSEA=0.068，NFI=0.94，NNFI=0.94，CFI=0.95，IFI=0.95，RFI=0.93，GFI=0.85，AGFI=0.82，PNFI=0.82，PGFI=0.70?？傮w看來，本研究的評價模型具有良好的擬合程度。

綜上，使用35個測量變量來測度大學(xué)生成長經(jīng)歷（JL）[創(chuàng)業(yè)牽涉程度（QS）、自主性（ZZ）]、社會支撐（ZC）[創(chuàng)業(yè)教育（JY）、創(chuàng)業(yè)社會保障（SB）]、創(chuàng)業(yè)自我效能感（KX）、創(chuàng)業(yè)動機（DJ）[創(chuàng)業(yè)自我實現(xiàn)動機（ZW）、創(chuàng)業(yè)責(zé)任動機（ZR）]、感知創(chuàng)業(yè)風(fēng)險（FX）等潛在變量的評價模型的信度和效度較高，適合于進行各潛在變量之間的影響關(guān)系的檢驗。

表3　變量在指標上的負載值

（二）研究假設(shè)檢驗

我們使用LISREL8.54統(tǒng)計軟件進行結(jié)構(gòu)方程模型分析（N=792），確認各潛在變量之間的關(guān)系，以驗證前文的研究假設(shè)。結(jié)果表明，χ2/df=5.40，RMSEA=0.075，NFI=0.93，IFI=0.94，NNFI=0.93，CFI=0.94，RFI=0.92，GFI=0.83，AGFI=0.80，PNFI=0.83，PGFI=0.70?？傮w看來，本研究的結(jié)構(gòu)方程模型具有良好的擬合程度。于是，我們進一步考察大學(xué)生成長經(jīng)歷（JL）[創(chuàng)業(yè)牽涉程度（QS)、自主性（ZZ）]、社會支撐（ZC）[創(chuàng)業(yè)教育（JY）、創(chuàng)業(yè)社會保障（SB）]、創(chuàng)業(yè)自我效能感（KX）、創(chuàng)業(yè)動機（DJ）[創(chuàng)業(yè)自我實現(xiàn)動機（ZW）、創(chuàng)業(yè)責(zé)任動機（ZR）]、感知創(chuàng)業(yè)風(fēng)險（FX）等潛在變量之間的影響關(guān)系，具體結(jié)果如表4所示。

為了進一步分析創(chuàng)業(yè)自我效能感（KX）在大學(xué)生成長經(jīng)歷（JL）、社會支撐（ZC）與大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機（DJ）之間的整合和中介作用，我們按照溫忠麟等（2004）的方法，將相關(guān)的潛在變量進行顯變量和中心化處理，然后，運用依次檢驗法（causual steps approach）進行中介效應(yīng)檢驗。具體的檢驗結(jié)果見表5。

綜合結(jié)構(gòu)方程模型分析與中介效應(yīng)檢驗，本研究的實證結(jié)果如下：

1. 創(chuàng)業(yè)自我效能感直接決定大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)動機

表4數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè)責(zé)任動機存在顯著的、直接的正向影響關(guān)系，影響系數(shù)為0.50，t值為10.77，超過0.001的顯著水平。同時，創(chuàng)業(yè)自我效能感也直接影響大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)自我實現(xiàn)動機，影響系數(shù)為0.42，t值為9.82，超過0.001的顯著水平。由此可見，大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能感直接決定大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)動機。創(chuàng)業(yè)自我效能感越高，大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機就越強烈。因此，研究假設(shè)H1獲得數(shù)據(jù)支持。

2. 成長經(jīng)歷通過創(chuàng)業(yè)自我效能感的整合和中介作用間接地影響大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)動機

表4　各潛在變量之間的影響關(guān)系

表4數(shù)據(jù)分析結(jié)果表明，成長經(jīng)歷中的自主性變量對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能感存在顯著的、直接的正向影響關(guān)系，影響系數(shù)為0.54，t值為13.71，超過0.001的顯著水平；成長經(jīng)歷中的創(chuàng)業(yè)牽涉變量也顯著、直接地正向影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能感，影響系數(shù)為0.23，t值為4.68，超過0.001的顯著水平。即，大學(xué)生的成長經(jīng)歷因素直接影響到大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)自我效能感。表5數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示，自我效能感（KX）對大學(xué)生成長經(jīng)歷（JL）與大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機（DJ）之間的中介效應(yīng)的依次檢驗t值分別為13.841、16.458、4.746和9.707，均超過0.001顯著水平。四個t值均顯著，自我效能感（KX）起部分中介作用。自我效能感（KX）對大學(xué)生成長經(jīng)歷之創(chuàng)業(yè)牽涉程度（QS）與大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機（DJ）之間的中介效應(yīng)的依次檢驗t值分別為3.434、11.707、9.936和–0.460，第四個t值不顯著，創(chuàng)業(yè)自我效能感（KX）起完全中介作用。因此，大學(xué)生成長經(jīng)歷通過創(chuàng)業(yè)自我效能感的整合和中介作用間接地影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機的研究假設(shè)H2部分獲得數(shù)據(jù)支持。

表5　大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能感（KX）的中介作用依次檢驗

3. 社會支撐通過創(chuàng)業(yè)自我效能感的整合和中介作用間接地影響大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)動機

根據(jù)表4實證分析結(jié)果，社會支撐中的創(chuàng)業(yè)教育變量對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能感存在顯著的、直接的正向影響關(guān)系，影響系數(shù)為0.13，t值為2.95，超過0.01的顯著水平；社會支撐中的創(chuàng)業(yè)社會保障變量對大學(xué)生感知創(chuàng)業(yè)風(fēng)險存在顯著的、直接的負向影響關(guān)系，影響系數(shù)為–0.15，t值為–3.91，超過0.001的顯著水平；大學(xué)生感知創(chuàng)業(yè)風(fēng)險越對創(chuàng)業(yè)自我效能感有顯著的、直接的負向影響關(guān)系，影響系數(shù)為–0.10，t值為–3.25，超過0.01的顯著水平。即，社會支撐中的創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)社會保障影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能感。表5數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示，自我效能感（KX）對社會支撐（ZC）與大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機（DJ）之間的中介效應(yīng)的依次檢驗t值分別為4.611、10.045、9.472和1.193，第四個t值不顯著，創(chuàng)業(yè)自我效能感（KX）起完全中介作用。因此，社會支撐通過創(chuàng)業(yè)自我效能感的中介作用間接地影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機，研究假設(shè)H3獲得數(shù)據(jù)支持。

（三）研究模型的穩(wěn)健性檢驗

在結(jié)構(gòu)方程模型研究中，假設(shè)模型的穩(wěn)健性檢驗包括寬松的復(fù)制策略、很緊的復(fù)制策略以及溫和的復(fù)制策略。對于樣本數(shù)量較大的研究，可以采取寬松的復(fù)制策略，將總體樣本數(shù)據(jù)隨機分成相同數(shù)量的兩份，一份用于假設(shè)模型探索性驗證，另一份用于檢驗研究模型的跨樣本適用性（黃芳銘，2005）。李超平等（2006）以及孫小紅和譚頂良（2017）的研究，皆采用此法對研究模型進行了交叉證實（cross-validation），并以χ2/df、RMSEA、NNFI、CFI、GFI等指標予以評價。不過，李超平等（2006）用于分析的兩個對照樣本數(shù)量相同，而孫小紅和譚頂良（2017）所使用的兩個對照樣本數(shù)量并不相同。吳明隆（2013）先利用總體樣本檢驗假設(shè)模型，再用組成總體樣本的南區(qū)和北區(qū)樣本（兩者數(shù)量并不相同）分別驗證假設(shè)模型的穩(wěn)健性。綜合上述文獻，我們先利用總體樣本（N=792）驗證研究假設(shè)，然后使用SPSS15.0將總體樣本隨機分成數(shù)量相同的兩份樣本A（校正樣本，N=396）和B（效度樣本，N=396），再分別用A和B樣本數(shù)據(jù)進行交叉證實，檢驗上述潛在變量的測量模型及相應(yīng)的研究假設(shè)的結(jié)構(gòu)方程模型的跨樣本適用性，以判斷本研究模型的穩(wěn)健性程度。

校正樣本（N=396）、效度樣本（N=396）以及總體樣本（N=792）的驗證性因子分析和結(jié)構(gòu)方程模型分析的結(jié)果（因子載荷值、路徑系數(shù)值、整體適配度指標值）均通過檢驗，且三個樣本數(shù)據(jù)分析結(jié)果之間差距細微①限于篇幅，未列示結(jié)果，可向作者索取。。因此，本研究所構(gòu)建的假設(shè)模型穩(wěn)健性程度良好，適用于不同的樣本，具有一定的推廣應(yīng)用價值。相應(yīng)地，本研究的結(jié)論也具有一定的普遍適用性。

五、結(jié)論與展望

（一）研究結(jié)論與貢獻

1. 研究結(jié)論

基于理論與實證研究，我們得出以下結(jié)論：大學(xué)生成長經(jīng)歷越豐富，創(chuàng)業(yè)自我效能感就越高，創(chuàng)業(yè)動機也就越強烈；社會支撐體系越完善，大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能感就越高，創(chuàng)業(yè)動機也就越強烈。也即是說，成長經(jīng)歷+社會支撐→創(chuàng)業(yè)自我效能感→大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機。至此，本研究探明了創(chuàng)業(yè)認知調(diào)節(jié)因素整合個體因素和創(chuàng)業(yè)環(huán)境因素共同影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機的內(nèi)在邏輯和機制：大學(xué)生創(chuàng)業(yè)認知調(diào)節(jié)因素（創(chuàng)業(yè)自我效能感）決定大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機，個體因素（成長經(jīng)歷）和創(chuàng)業(yè)環(huán)境因素（社會支撐）通過大學(xué)生創(chuàng)業(yè)認知調(diào)節(jié)因素（創(chuàng)業(yè)自我效能感）的整合和中介作用間接地影響創(chuàng)業(yè)動機。由此，本研究前文所提出的“創(chuàng)業(yè)認知調(diào)節(jié)因素整合個體因素和創(chuàng)業(yè)環(huán)境因素共同影響創(chuàng)業(yè)動機，其中，創(chuàng)業(yè)認知調(diào)節(jié)因素直接決定個體的創(chuàng)業(yè)動機，個體因素與創(chuàng)業(yè)環(huán)境因素經(jīng)由創(chuàng)業(yè)認知調(diào)節(jié)因素的整合和中介作用間接地影響創(chuàng)業(yè)動機”的基本論斷在大學(xué)生創(chuàng)業(yè)領(lǐng)域得到了驗證。

2. 研究貢獻

基于認知動機理論，融合創(chuàng)業(yè)動機理論與創(chuàng)業(yè)認知理論，構(gòu)建了認知創(chuàng)業(yè)動機理論分析框架，厘清了個體因素和創(chuàng)業(yè)環(huán)境因素經(jīng)由創(chuàng)業(yè)認知調(diào)節(jié)因素的整合和中介作用間接影響創(chuàng)業(yè)動機的理論邏輯，彌補了現(xiàn)有創(chuàng)業(yè)動機理論基礎(chǔ)的缺陷，修正了現(xiàn)有的創(chuàng)業(yè)動機理論，提出認知創(chuàng)業(yè)動機理論分析框架，認為創(chuàng)業(yè)認知調(diào)節(jié)因素整合個體因素和創(chuàng)業(yè)環(huán)境因素共同影響創(chuàng)業(yè)動機，其中，創(chuàng)業(yè)認知調(diào)節(jié)因素直接決定個體的創(chuàng)業(yè)動機，個體因素與創(chuàng)業(yè)環(huán)境因素經(jīng)由創(chuàng)業(yè)認知調(diào)節(jié)因素的整合和中介作用間接地影響創(chuàng)業(yè)動機。并具體地厘清了“大學(xué)生成長經(jīng)歷（個體因素）+社會支撐（創(chuàng)業(yè)環(huán)境因素）→創(chuàng)業(yè)自我效能感（創(chuàng)業(yè)認知調(diào)節(jié)因素）→大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機”的大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機影響機制的理論邏輯。

本研究基于認知創(chuàng)業(yè)動機理論分析框架，建立了包含成長經(jīng)歷、社會支撐、創(chuàng)業(yè)自我效能感以及大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機在內(nèi)的整合研究模型，并實證檢驗了成長經(jīng)歷和社會支撐通過創(chuàng)業(yè)自我效能感的整合和中介作用間接影響大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)動機的內(nèi)在機制。本研究基于認知創(chuàng)業(yè)動機理論分析框架建立研究模型，采用結(jié)構(gòu)方程模型分析法，實證檢驗了個體因素（自主性、創(chuàng)業(yè)牽涉程度）、環(huán)境因素（創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)社會保障）和創(chuàng)業(yè)認知調(diào)節(jié)因素（創(chuàng)業(yè)自我效能感）與創(chuàng)業(yè)動機（責(zé)任動機、自我實現(xiàn)動機）之間的內(nèi)在關(guān)系，厘清了創(chuàng)業(yè)自我效能感在成長經(jīng)歷和社會支撐影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機過程中的中介和整合作用，從而明晰了成長經(jīng)歷和社會支撐共同影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機的具體路徑和內(nèi)在機制。

此外，現(xiàn)有研究文獻對影響創(chuàng)業(yè)動機的認知因素沒有予以充分關(guān)注，也沒有系統(tǒng)探詢個體因素、環(huán)境因素和創(chuàng)業(yè)認知調(diào)節(jié)因素與大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機之間關(guān)系的內(nèi)在機制。本研究構(gòu)建了囊括個體因素、環(huán)境因素和創(chuàng)業(yè)認知調(diào)節(jié)因素的系統(tǒng)性大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機影響機制整合研究模型，厘清了大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機內(nèi)在影響機制，并進行了實證檢驗，在一定程度上豐富和發(fā)展了大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機領(lǐng)域的理論與實證研究。

（二）管理啟示

基于以上理論與實證研究，我們認為激發(fā)我國大學(xué)生創(chuàng)業(yè)動機的核心路徑是優(yōu)化大學(xué)生的成長經(jīng)歷，完善大學(xué)生創(chuàng)業(yè)的社會支撐體系，提升大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能感。具體可以從以下三個方面著手：首先，在大學(xué)生的成長歷程中，充分尊重和培養(yǎng)學(xué)生的獨立性和自主性，賦予個體自主成長的空間。其次，全面推動中小學(xué)生社會實踐和職業(yè)體驗教育，積極推行大學(xué)生創(chuàng)業(yè)通識教育以及創(chuàng)業(yè)專業(yè)實踐與技能教育，大力增加中小學(xué)生和大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)牽涉機會。最后，完善創(chuàng)業(yè)社會保障體系，針對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)者本人提供專門的社會保障項目，降低大學(xué)生的感知創(chuàng)業(yè)風(fēng)險，增強大學(xué)生對創(chuàng)業(yè)成功的積極預(yù)期。

（三）研究展望

當然，本研究仍然存在一些不足之處。第一，本研究的基本理論研究尚不夠深入和透徹。創(chuàng)業(yè)認知是一個動態(tài)的過程，創(chuàng)業(yè)動機也是發(fā)展變化的，存在階段性差異（秦曉利，2010）。本研究雖然整合了認知動機理論、創(chuàng)業(yè)認知理論和創(chuàng)業(yè)動機理論，形成了認知創(chuàng)業(yè)動機理論分析框架，但是，研究手法還是偏向于靜態(tài)化分析，缺乏動態(tài)化考察。第二，本研究的結(jié)論基于中國東、中、西部11所高校的大學(xué)生樣本，在更細分區(qū)域的高校大學(xué)生人群，或其他類型人群的創(chuàng)業(yè)行為研究中是否具有推廣價值，尚有待于進一步驗證。第三，本研究所探討的研究變量的數(shù)量可以進一步擴展，以更好地把握創(chuàng)業(yè)動機的形成和影響機制。

未來的研究可以從三個方面入手：其一，后續(xù)的研究可以運用創(chuàng)業(yè)認知過程理論和方法，結(jié)合認知動機過程理論和方法，動態(tài)分析創(chuàng)業(yè)動機的形成和發(fā)展過程。其二，后續(xù)的研究者可以在更廣泛的高?；蚱渌愋偷娜巳褐凶鰧嵶C分析，以進一步檢驗本研究結(jié)論的可靠性和外部效度。其三，后續(xù)的研究者可以就更為廣泛的個體因素、創(chuàng)業(yè)環(huán)境因素和創(chuàng)業(yè)認知調(diào)節(jié)因素對創(chuàng)業(yè)動機的影響展開理論與實證研究，進一步豐富和發(fā)展本研究的研究模型和研究結(jié)論。

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