黃佳敏，李潤佳，符韻如，李彤彤，陳琳瑜，陳思暢，李思靜

（華南農(nóng)業(yè)大學公共管理學院，廣東廣州 510642）

中國特色社會主義進入新時代，為各類人才創(chuàng)新提供了新機遇。但當前，我國創(chuàng)新創(chuàng)造能力還不能滿足經(jīng)濟社會發(fā)展需求。根據(jù)全球化智庫發(fā)布的《2017中國高校學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)調(diào)查報告》，高校學生表示了解創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育的僅占33.44%，認為學校提供了較好配套服務的不足30%，表明創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)建設與學生的認知和需求之間存在偏差。同時，超過60%的學生表示對創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)有興趣，主要是受個人成長和自我價值實現(xiàn)的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的驅(qū)動因素影響。個人成長可外化為年齡的增長、知識技能的提高和社會經(jīng)驗的豐富等，自我價值則可表現(xiàn)在具備充分的信念并努力達成既定目標。對現(xiàn)階段大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意向影響機制的作用過程進行研究，有助于進一步建設更富有活力的大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)新生態(tài)。

1 文獻綜述

縱觀國內(nèi)外研究，影響創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意向有以下幾個主要因素。

首先，個人特質(zhì)是指個人心理思維及行為模式的綜合體，對個人行為影響較大。因此，年齡層次、性別和學歷水平等會對個體的創(chuàng)業(yè)意向具有影響。創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷作為個人特質(zhì)的重要成分，其對再創(chuàng)業(yè)意向的影響可能有削弱后續(xù)動力的消極作用和提供學習時機的積極作用。

其次，創(chuàng)業(yè)自我效能感是促進創(chuàng)業(yè)活動的關(guān)鍵因素。根據(jù)社會認知理論，效能感決定了個體所選擇的目標，愿意付出的努力程度，以及在完成任務過程中面臨困難和障礙時的堅持。如果個體具備在信息捕捉敏銳度、創(chuàng)意價值挖掘能力、風險承受能力和風險應對能力上的自信，則其進行創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動的信念會得到增強[1-2]。

社會網(wǎng)絡視角則將創(chuàng)業(yè)者置于正式和非正式的社會網(wǎng)絡關(guān)系中，直接或間接地影響到參與其中的個體的意愿和決策。周圍濃厚的創(chuàng)業(yè)氛圍以及同學、朋友和家人們對創(chuàng)業(yè)的鼎力支持有助于大學生創(chuàng)業(yè)意向的形成，且這種作用被創(chuàng)業(yè)自我效能感所中介[3-4]。

除此之外，高校創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)基地以平臺和載體的方式為學生進行創(chuàng)新精神營造和實踐技能培養(yǎng)，是能夠帶來突破性進展的、具有重要意義的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育新方式[6]。綜上所述，構(gòu)建本研究的概念模型，如圖1所示。

圖1 創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意向影響概念模型

2 研究方法

2.1 研究工具

依據(jù)吳曉波和王瑩等人（2014）設計的創(chuàng)業(yè)意向量表，結(jié)合我國大學生的特點，從興趣和計劃兩方面測量大學生的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意向，從網(wǎng)絡規(guī)模、網(wǎng)絡中心度、網(wǎng)絡關(guān)系強度和網(wǎng)絡異質(zhì)性對大學生社會網(wǎng)絡特征進行測量，從機會識別效能感和風險容忍效能感對大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效能感進行測量，每項題目均采用 Likert-5級量表進行自陳回答。

2.2 樣本特征

本研究的調(diào)查對象是廣東省4所獲得 “全國創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)典型經(jīng)驗高?！睒s譽稱號的高校的學生，共發(fā)放調(diào)查問卷440份，回收有效問卷431份，有效率為98%，樣本基本情況如表1所示。

3 研究結(jié)果

3.1 信度和效度檢驗

運用SPSS 19.0統(tǒng)計學軟件對各變量進行信度檢驗，各維度的Cronbach’a值均在0.7以上。創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意向、社會網(wǎng)絡特征和創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效能感的KMO值均大于0.8，Bartlett球形度檢驗的結(jié)果是顯著的，通過因子降維處理，各維度的測量題項均較好地負載到預期測度因子上，達到效度要求。因此，對各個維度的測量題項值進行簡單平均，并使用該平均值作為樣本值帶入回歸模型進行分析。

采用方差膨脹因子（Variance inflation factor，VIF）指數(shù)衡量解釋變量之間是否存在多重共線性。在創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效能感與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意向、社會網(wǎng)絡特征與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效能感、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效能感的中介作用以及創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育的調(diào)節(jié)作用四個模型中，VIF值都小于10，則回歸模型中的解釋變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

表2 創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意向回歸分析表

3.2 回歸分析

根據(jù)研究假設及問題的性質(zhì)，首先檢驗創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效能感與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意向之間的關(guān)系，接著進行社會網(wǎng)絡特征與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效能感之間關(guān)系的驗證，再同時將社會網(wǎng)絡、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效能感和創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意向放入回歸模型從而驗證創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效能感的中介作用，最后，加入創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育變量，觀察其是否對創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意向產(chǎn)生影響?；貧w結(jié)果如表2和表3所示。

表3 社會網(wǎng)絡與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效能感關(guān)系回歸分析表

（1）創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效能感與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意向關(guān)系回歸分析。從模型一到模型二，所對應的調(diào)整的R2從0.012上升到了0.484，則個體的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效能感對其創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意向的確存在影響，并非受控制變量影響。模型二中，機會識別效能感與風險容忍效能感的回歸系數(shù)統(tǒng)計顯著，即其對創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意向具有正向影響，假設H1a和H1b得到驗證。

（2）社會網(wǎng)絡與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效能感關(guān)系回歸分析。模型四和模型六中，個體社會網(wǎng)絡中除了網(wǎng)絡關(guān)系強度，其他維度均對創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效能感產(chǎn)生顯著的正向影響，假設H2a～H3b、H5a和H5b得到驗證。但回歸系數(shù)介于0.170～0.383之間，表明個體社會網(wǎng)絡對其創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效能感的作用強度較弱。

（3）創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效能感的部分中介作用。在模型七中，網(wǎng)絡規(guī)模和網(wǎng)絡關(guān)系強度的相關(guān)系數(shù)不顯著，故創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效能感對其與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意向關(guān)系的中介效應不予考慮。將模型七分別與模型八、模型九進行對比，在加入機會識別效能感或風險容忍效能感后，社會網(wǎng)絡中心度回歸系數(shù)相應減小，網(wǎng)絡異質(zhì)性的顯著性水平下降為不顯著，表明個體的社會網(wǎng)絡中心度對其創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意向的作用是通過部分影響創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效能感來實現(xiàn)的，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效能感在個體的社會網(wǎng)絡異質(zhì)性與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意向關(guān)系中起完全中介作用，H6a和H6b部分得到驗證。

（4）創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育的調(diào)節(jié)作用。模型十中，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)實踐、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)機會識別效能感和創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)風險容忍效能感的回歸系數(shù)介于-0.145～0.468之間，表明大學生個體創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意向主要直接受這三者的影響，影響程度為中等。模型十一中，加入創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育后，機會識別效能感回歸系數(shù)減小，風險容忍效能感回歸系數(shù)增大，表明創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育會影響創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效能感從而對創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意向產(chǎn)生影響，假設H7a和H7b得到驗證。

4 結(jié)論與討論

4.1 研究結(jié)論

回歸分析結(jié)果顯示如下。

（1）創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效能感顯著正向影響創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意向。在識別市場機會的過程中，每個人預判自己努力的回報和風險，如果回報夠高且風險承受心理夠強，個體的信心也就越強，越容易傾向進行創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動。

（2）個體的社會網(wǎng)絡規(guī)模、中心度和異質(zhì)性對機會識別效能感與風險容忍效能感均具有正向作用。社會網(wǎng)絡為個體提供各種信息和資源，增強了個體創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)可及性。

（3）創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效能感在社會網(wǎng)絡影響創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意向中起中介作用，即網(wǎng)絡中心度對意向有直接和間接作用，而不同特征的成員帶來的差異化信息質(zhì)量和價值直接作用于一個人的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效能感。

（4）接受了創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育的個體更愿意進行創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動。創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育能夠為大學生部分必備的專業(yè)知識和能力的教育與培養(yǎng)，并促使個體把相關(guān)的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)想法落實到實踐中。

4.2 討論

通過文獻回顧，學者們普遍認為創(chuàng)業(yè)者個人特質(zhì)對創(chuàng)業(yè)意向具有影響，而本研究中個人特質(zhì)與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意的相關(guān)關(guān)系并不顯著。如今，國家大力實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，人人皆可創(chuàng)新、人人盡展其才，影響大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的重要因素與環(huán)境和感知的聯(lián)系越來越緊密。因此，對于個人特質(zhì)與大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意向的關(guān)系需要進一步留意。

另外，通常來說，個體從強關(guān)系網(wǎng)絡中發(fā)現(xiàn)機會和減小風險的可能性更高。但在信息大爆炸的時代，大學生可以從各種渠道獲取自己所需要的資源，同時為達成一定目標選擇與他人合作，自主性更強。同時，在大學生交友同質(zhì)性較高的情況下，個體從中獲取新創(chuàng)意或新發(fā)展的積極性可能降低。