譚宏，蘇毅

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高職大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿與創(chuàng)業(yè)行為的實證研究

譚宏，蘇毅

(江西財經(jīng)職業(yè)學(xué)院會計第二學(xué)院，江西九江，332000)

基于計劃行為理論可以構(gòu)建一個高職大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為的假設(shè)模型。實證研究表明，高職大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為具有顯著的正向影響，生源地域背景在其中起到顯著的調(diào)節(jié)作用；創(chuàng)業(yè)態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制不僅對創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著的正向影響，而且以創(chuàng)業(yè)意愿為中介變量對創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生顯著正向影響；感知行為控制也直接對創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生顯著的正向影響；男性、家庭創(chuàng)業(yè)背景和經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)背景是高職大學(xué)生產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)行為的重要身份特征。

高職大學(xué)生；創(chuàng)業(yè)意愿；創(chuàng)業(yè)行為；實證研究

一、引言

《全球創(chuàng)業(yè)觀察2015/2016中國報告》指出，青年是中國創(chuàng)業(yè)活動的主體。在大學(xué)生這一青年創(chuàng)業(yè)群體中，高職大學(xué)生正在迸發(fā)出巨大的創(chuàng)業(yè)潛力。研究表明，具有創(chuàng)業(yè)意愿的高職在校大學(xué)生比例高于本科生在校大學(xué)生比例[1]，近年來高職生自主創(chuàng)業(yè)的比例也已經(jīng)超過了本科生[2]。目前，國內(nèi)外學(xué)者雖然已經(jīng)對本科大學(xué)生創(chuàng)業(yè)進行了大量的理論研究，但是針對高職大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿、創(chuàng)業(yè)行為及其相互之間的關(guān)系卻缺乏系統(tǒng)化的理論研究，相關(guān)的定量實證分析則更為罕見。因此，本文擬在相關(guān)研究的基礎(chǔ)上構(gòu)建面向高職大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為假設(shè)模型，然后根據(jù)這個假設(shè)模型設(shè)計調(diào)查問卷并開展問卷調(diào)查，最后運用結(jié)構(gòu)方程模型等統(tǒng)計方法進行實證檢驗。

二、理論分析與研究假設(shè)

計劃行為理論模型(TPB)和創(chuàng)業(yè)事件理論模型(SEE)已經(jīng)為研究創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為提供了基本的分析框架。兩者有交叉和相似之處，但TPB在解釋和預(yù)測的細(xì)節(jié)上更為清晰和連貫[3]。因此，本文基于TPB對高職大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為進行研究。

(一)創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為的影響

TPB認(rèn)為，個體行為意愿會對其行為產(chǎn)生影響[4]。Bird最早提出，創(chuàng)業(yè)意愿是將創(chuàng)業(yè)者的注意力、精力和行為引向某個特定目標(biāo)的心理狀態(tài)[5]。創(chuàng)業(yè)意愿反映了創(chuàng)業(yè)行為的主觀狀態(tài)，并且顯著正向影響創(chuàng)業(yè)行為[6]。這意味著高職大學(xué)生只有擁有了一定程度的創(chuàng)業(yè)意愿，才會去實施創(chuàng)業(yè)行為。而由于創(chuàng)業(yè)行為的復(fù)雜性和動態(tài)性等原因，目前國內(nèi)外學(xué)者對創(chuàng)業(yè)行為的內(nèi)涵與外延尚未達(dá)成共識。本文調(diào)查的在校高職大學(xué)生除了小部分利用微店和淘寶等互聯(lián)網(wǎng)平臺進行創(chuàng)業(yè)以外，大部分都沒有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷。因此他們的創(chuàng)業(yè)行為主要處于創(chuàng)業(yè)準(zhǔn)備階段[7]，包括制定創(chuàng)業(yè)計劃、尋找創(chuàng)業(yè)機會、組建創(chuàng)業(yè)團隊以及積累創(chuàng)業(yè)資源等行為。由此本文提出以下假設(shè)：

H1：高職大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為具有正向影響關(guān)系。

雖然創(chuàng)業(yè)意愿是創(chuàng)業(yè)行為的前提，是解釋和預(yù)測創(chuàng)業(yè)行為的最佳變量[3]，但是由于受到個體特質(zhì)或外部環(huán)境等因素的影響，創(chuàng)業(yè)行為并不是創(chuàng)業(yè)意愿的必然結(jié)果。特別是對于高職大學(xué)生而言，創(chuàng)業(yè)意愿更加難以有效地轉(zhuǎn)化為創(chuàng)業(yè)行為。因此有必要探究哪些因素可能在高職大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿與創(chuàng)業(yè)行為之間起到調(diào)節(jié)作用。本文結(jié)合相關(guān)研究和高職大學(xué)生創(chuàng)業(yè)的特點，把性別、家庭創(chuàng)業(yè)背景、生源地域背景、年級和兼職工作經(jīng)歷等因素作為創(chuàng)業(yè)意愿影響創(chuàng)業(yè)行為的調(diào)節(jié)變量進行研究，并提出以下假設(shè)：

H2：性別是高職大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為之間的調(diào)節(jié)變量。

H3：年級是高職大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為之間的調(diào)節(jié)變量。

H4：生源地域背景是高職大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為之間的調(diào)節(jié)變量。

H5：兼職工作經(jīng)歷是高職大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為之間的調(diào)節(jié)變量。

H6：父母成功的創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷是高職大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為之間的調(diào)節(jié)變量。

H7：父母失敗的創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷是高職大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為之間的調(diào)節(jié)變量。

(二) 創(chuàng)業(yè)態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制對創(chuàng)業(yè)意愿的影響

TPB認(rèn)為，行為意愿受到行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制三個因素的影響[4]。行為態(tài)度是指個人對其行為所持的正面或負(fù)面的感覺[4]。高職大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)態(tài)度是基于對創(chuàng)業(yè)的認(rèn)知和評價所形成的態(tài)度。其中既包括高職大學(xué)生對自己創(chuàng)業(yè)信念的評價(即自己對創(chuàng)業(yè)行為結(jié)果能否實現(xiàn)的預(yù)期)，也包括他們對創(chuàng)業(yè)行為結(jié)果的評價。他們的創(chuàng)業(yè)態(tài)度越積極，創(chuàng)業(yè)意愿就越強烈。主觀規(guī)范是指高職大學(xué)生所感知到的外界社會對其創(chuàng)業(yè)的支持程度。外界社會的影響主要來自親友、同學(xué)和導(dǎo)師等“重要人群”(significant others)的想法。這些“重要人群”對創(chuàng)業(yè)越支持，高職大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿就越強烈。感知行為控制是高職大學(xué)生感知到的執(zhí)行創(chuàng)業(yè)行為的難易程度。盡管執(zhí)行創(chuàng)業(yè)行為所需的創(chuàng)業(yè)資源、創(chuàng)業(yè)機會和創(chuàng)業(yè)能力等屬于客觀因素，然而高職大學(xué)生感知行為控制的強弱程度取決于其對這些客觀因素的主觀感知。如果高職大學(xué)生對自己的創(chuàng)業(yè)能力充滿信心，并且認(rèn)為具備了必要的創(chuàng)業(yè)資源和良好的創(chuàng)業(yè)機會，那么他們的創(chuàng)業(yè)意愿就會增強。研究表明，大學(xué)生的行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制對創(chuàng)業(yè)意愿均有顯著的正向影響關(guān) 系[8]。因此，本文提出如下假設(shè)：

H8：高職大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)態(tài)度對創(chuàng)業(yè)意愿具有正向的影響關(guān)系。

H9：高職大學(xué)生的主觀規(guī)范對創(chuàng)業(yè)意愿具有正向的影響關(guān)系。

H10：高職大學(xué)生的感知行為控制對創(chuàng)業(yè)意愿具有正向的影響關(guān)系。

(三) 創(chuàng)業(yè)態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制對創(chuàng)業(yè)行為的影響

高職大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)行為除了受到創(chuàng)業(yè)意愿的直接影響，還可能會受到其他因素的間接影響。在相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，本文提出如下假設(shè)：

H11：高職大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)態(tài)度通過創(chuàng)業(yè)意愿的中介作用對創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生間接影響。

H12：高職大學(xué)生的主觀規(guī)范通過創(chuàng)業(yè)意愿的中介作用對創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生間接影響。

H13：高職大學(xué)生的感知行為控制通過創(chuàng)業(yè)意愿的中介作用對創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生間接影響。

高職大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)行為受到創(chuàng)業(yè)資源、創(chuàng)業(yè)機會和創(chuàng)業(yè)能力等客觀因素的制約。而準(zhǔn)確的感知行為控制可以反映這些行為控制因素的狀況[3]，因此它可以替代這些客觀因素直接影響創(chuàng)業(yè)行為。此外，創(chuàng)業(yè)態(tài)度和主觀規(guī)范都是較為復(fù)雜的影響因素，并且尚無實證研究驗證這兩者是否能夠直接影響高職大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)行為。因此，本文提出如下 假設(shè)：

H14：高職大學(xué)生創(chuàng)業(yè)態(tài)度對創(chuàng)業(yè)行為具有直接的正向影響關(guān)系。

H15：高職大學(xué)生主觀規(guī)范對創(chuàng)業(yè)行為具有直接的正向影響關(guān)系。

H16：高職大學(xué)生感知行為控制對創(chuàng)業(yè)行為具有直接的正向影響關(guān)系。

綜上所述，本文研究的假設(shè)模型如圖1所示。

注：虛線箭頭代表通過創(chuàng)業(yè)意愿的中介作用對創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生間接影響。

三、研究設(shè)計

(一) 問卷設(shè)計

根據(jù)假設(shè)模型設(shè)計的調(diào)查問卷分為兩個部分。問卷的第一部分是“受訪者基本信息”，主要用于了解受訪者的性別、年級、生源地域背景、兼職工作經(jīng)歷、家庭創(chuàng)業(yè)背景等因素在創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為之間可能出現(xiàn)的調(diào)節(jié)作用。問卷的第二部分“受訪者創(chuàng)業(yè)態(tài)度和行為量表”，則是根據(jù)高職大學(xué)生創(chuàng)業(yè)的特點，參考邴浩[9]、劉宇娜[10]等國內(nèi)學(xué)者較為成熟的創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為量表而設(shè)置?！笆茉L者創(chuàng)業(yè)態(tài)度和行為量表”共計28個題項，包括測量高職大學(xué)生創(chuàng)業(yè)態(tài)度的6個題項(A1?A6)，測量主觀規(guī)范的4個題項(B1?B4)，測量感知行為控制的10個題項(C1?C10)，測量創(chuàng)業(yè)意愿的3個題項(D1?D3)，以及測量創(chuàng)業(yè)行為的5個題項(E1?E5)。各題項采用李克特(Likert)五點量表的正向記分法：“1”表示非常不符合，“2”表示不符合，“3”表示不確定，“4”表示符合，“5”表示非常符合。

(二) 問卷前測

正式調(diào)查之前的問卷前測共發(fā)放問卷125份，回收有效問卷118份。本文運用SPSS軟件計算的《受訪者創(chuàng)業(yè)態(tài)度和行為量表》α信度系數(shù)均大于0.7，表明量表具有良好的信度；然后對量表進行因子分析發(fā)現(xiàn)，各變量提取公因子后的累計方差比例均大于0.6，表明量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

四、數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗

(一) 描述性統(tǒng)計分析

在正式調(diào)查中，面向江西地區(qū)高職院校學(xué)生實際發(fā)放問卷482份，回收問卷453份，有效問卷427份。調(diào)查對象的基本特征分布如表1所示。

對受訪者的創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為進行描述統(tǒng)計分析(見表2)發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)意愿各題項均值在3~4之間(不確定和符合之間)，創(chuàng)業(yè)行為各題項均值在2~3之間(不符合與不確定之間)。這初步表明被調(diào)查的高職大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿比創(chuàng)業(yè)行為更為明顯。

表1 調(diào)查對象的基本特征

表2 創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為的描述統(tǒng)計分析

(二) 信度和效度分析

1. 效度分析

本文利用SPSS軟件對量表中的創(chuàng)業(yè)態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制、創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為五個構(gòu)念進行因子分析。首先采取主成分分析法提取特征根值大于1的因子，然后運用最大方差法進行因子旋轉(zhuǎn)得到因子分析表(見表3)，發(fā)現(xiàn)五個構(gòu)念所提取的主因子解釋總變異方差大都介于50%~70%之間，絕大多數(shù)因子載荷大于0.6，這說明量表數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)效度較好。

2. 信度分析

本文利用SPSS軟件對量表各構(gòu)念及其維度進行信度檢驗(見表4)，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制、創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為及其維度的α系數(shù)均大于或等于0.7，說明量表調(diào)查數(shù)據(jù)具備較好的信度。

3. 樣本正態(tài)性檢驗

本文運用SPSS軟件計算各觀測指標(biāo)數(shù)據(jù)的偏度系數(shù)，其絕對值在0.12~0.83之間，遠(yuǎn)小于2；峰度的絕對值在0.01~0.93之間，遠(yuǎn)小于5；各觀測指標(biāo)的中位數(shù)與算術(shù)平均數(shù)數(shù)值也較為接近，可以認(rèn)為數(shù)據(jù)基本上服從于正態(tài)分布，可進行后續(xù)的T檢驗以及結(jié)構(gòu)方程模型中的最大似然估計。

表3 因子分析表

表4 量表信度分析匯總表

(三) T檢驗

本文首先利用因子分析，提取出“創(chuàng)業(yè)意愿”和“創(chuàng)業(yè)行為”兩個因子，并計算各個個案在這兩個因子上的因子得分。然后在此基礎(chǔ)上，采用T檢驗分析不同性別、年級、生源地域背景、工作經(jīng)歷背景、家庭創(chuàng)業(yè)背景的高職大學(xué)生在創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為方面的差異(見表5)。

表5 創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為的T檢驗

注：**表示5%的顯著水平

由上表可知，不同性別、年級、生源地域背景、工作經(jīng)歷背景、家庭創(chuàng)業(yè)背景的高職大學(xué)生在創(chuàng)業(yè)意愿方面并沒有顯著的差異。但不同性別、生源地域背景和家庭創(chuàng)業(yè)背景的高職大學(xué)生在創(chuàng)業(yè)行為方面具有顯著的差異。男性、來自經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)、父母有成功或失敗的創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的高職大學(xué)生更可能產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)行為。

(四) 結(jié)構(gòu)方程模型分析

研究假設(shè)檢驗結(jié)果如表6所示。

根據(jù)圖2和表6可以發(fā)現(xiàn)：

(1) 在0.05的顯著性水平下，高職大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.48，H1假設(shè)得到驗證。

圖2 結(jié)構(gòu)方程模型路徑圖

表6 路徑分析與假設(shè)檢驗結(jié)果

注：**表示5%的顯著水平

(2) 在0.05的顯著性水平下，高職大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制對創(chuàng)業(yè)意愿的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.26、0.25和0.46，H8、H9、H10假設(shè)得以證實。

(3) 在0.05的顯著性水平下，高職大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)態(tài)度和感知行為控制對創(chuàng)業(yè)行為的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.05和0.43，H11、H13假設(shè)得到驗證。主觀規(guī)范對創(chuàng)業(yè)行為的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為-0.17，H12假設(shè)未得到驗證。

(4) 在0.05的顯著性水平下，高職大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制通過創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)(間接效應(yīng))分別為0.12、0.12和0.22，H14、H15、H16假設(shè)得到驗證。

(五) 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

本文以創(chuàng)業(yè)行為為因變量，分別以創(chuàng)業(yè)意愿、性別*創(chuàng)業(yè)意愿、年級*創(chuàng)業(yè)意愿、生源地域*創(chuàng)業(yè)意愿、兼職工作經(jīng)歷*創(chuàng)業(yè)意愿、父母成功創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷*創(chuàng)業(yè)意愿、父母失敗創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷*創(chuàng)業(yè)意愿為自變量，通過回歸分析的方法研究高職大學(xué)生的性別、年級、生源地域背景、兼職工作經(jīng)歷和家庭創(chuàng)業(yè)背景等因素在創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為之間的調(diào)節(jié)作用(詳見表7)。

表7 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗分析

注：**表示5%的顯著水平

通過上表可知，在本文預(yù)測的諸多調(diào)節(jié)變量中只有生源地域背景在創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為之間起到調(diào)節(jié)作用，即來自經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)的高職大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿更容易轉(zhuǎn)化為創(chuàng)業(yè)行為。

五、研究結(jié)論

(一) 創(chuàng)業(yè)態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制對創(chuàng)業(yè)意愿的影響

高職大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制對創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著的正向影響。其中，感知行為控制是影響程度最高的因素。這一發(fā)現(xiàn)與劉加鳳[8]運用結(jié)構(gòu)方程模型對常州大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿進行實證研究得出的結(jié)論相吻合，與Autio等人[11]運用多元回歸模型對北歐和美國大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿進行實證研究得出的結(jié)論也比較一致。如前所述，感知行為控制是對創(chuàng)業(yè)客觀因素的評價。因此，這一結(jié)論說明國內(nèi)外大學(xué)生對待創(chuàng)業(yè)都比較務(wù)實，既會考慮客觀條件的制約，也會被客觀條件的改善所激勵。但本文和劉加鳳的結(jié)論與Autio等人的結(jié)論不同之處是，我國大學(xué)生的主觀規(guī)范也對創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生了顯著的正向影響，而北歐和美國大學(xué)生的主觀規(guī)范對創(chuàng)業(yè)意愿的正向影響作用卻不顯著。這一區(qū)別既可能和實證研究采用的統(tǒng)計分析方法不同有關(guān)，也可能和國內(nèi)外的文化背景不同相關(guān)。主觀規(guī)范源于個體的外界社會影響，因此它在集體主義文化背景中會發(fā)揮更大的作用。相較于歐美，我國的集體主義文化背景更加深厚。因此我國大學(xué)生會比歐美大學(xué)生更加尊重和服從外部“重要人群”的想法，其主觀規(guī)范對創(chuàng)業(yè)意愿影響也可能更為 顯著。

(二) 創(chuàng)業(yè)態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制對創(chuàng)業(yè)行為的影響

創(chuàng)業(yè)態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制以創(chuàng)業(yè)意愿為中介變量，對創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生顯著的正向影響(間接效應(yīng)的路徑系數(shù)分別為0.12、0.12和0.22)。除此以外，感知行為控制還能夠顯著地直接正向影響創(chuàng)業(yè)行為，其直接影響作用(路徑系數(shù)0.43)甚至大于其間接影響作用(路徑系數(shù)0.22)。而創(chuàng)業(yè)態(tài)度對創(chuàng)業(yè)行為的直接影響雖然顯著，但是與感知行為控制相比，這種直接影響卻微乎其微(路徑系數(shù)僅為0.05)。這表明高職大學(xué)生的感知行為控制與其他兩個因素相比，更可能直接預(yù)測創(chuàng)業(yè)行為的發(fā)生。

此外，感知行為控制對創(chuàng)業(yè)行為的總路徑系數(shù)為0.65(包括直接效應(yīng)0.43，間接效應(yīng)0.22)，遠(yuǎn)大于創(chuàng)業(yè)態(tài)度的總路徑系數(shù)0.17(包括直接效應(yīng)0.05，間接效應(yīng)0.12)。這表明感知行為控制在以上三個影響因素中，對于預(yù)測高職大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)行為具有最重要的作用。在校高職大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)行為主要處于創(chuàng)業(yè)準(zhǔn)備階段。在這一階段，創(chuàng)業(yè)行為的關(guān)鍵是整合創(chuàng)業(yè)資源，抓住創(chuàng)業(yè)機會[7]。這和感知行為控制密切相關(guān)：高職大學(xué)生進行資源整合首先要正確地評價自身的創(chuàng)業(yè)資源和創(chuàng)業(yè)能力，而后才能運用科學(xué)的方法進行整合；而只有正確地評價創(chuàng)業(yè)環(huán)境和創(chuàng)業(yè)機會才能抓住創(chuàng)業(yè)的機會。《全球創(chuàng)業(yè)觀察2016/2017報告》指出，中國創(chuàng)業(yè)者感知到具備創(chuàng)業(yè)能力和感知到創(chuàng)業(yè)機會的人群比例均低于亞太地區(qū)其他經(jīng)濟體；而在中國的創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)各要素的評分中，學(xué)校創(chuàng)業(yè)教育和商業(yè)/法律基礎(chǔ)也低于亞太地區(qū)的平均分。這不僅要求政府和社會為高職大學(xué)生在內(nèi)的創(chuàng)業(yè)者提供更加有利的創(chuàng)業(yè)環(huán)境，而且也要求高職院校的創(chuàng)業(yè)教育著重提升大學(xué)生創(chuàng)業(yè)的自我效能感，并且使自身的創(chuàng)業(yè)資源和外部的創(chuàng)業(yè)環(huán)境更好地予以匹配，從多方面促進高職大學(xué)生形成正向的感知行為控制。

(三) 創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為的影響

高職大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為具有顯著的正向影響。與其他直接影響創(chuàng)業(yè)行為的路徑相比較，創(chuàng)業(yè)意愿→創(chuàng)業(yè)行為的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)(直接效應(yīng)為0.48)最大。這表明高職大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為的直接影響程度最大。不僅如此，創(chuàng)業(yè)意愿還是創(chuàng)業(yè)態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制影響創(chuàng)業(yè)行為的中介變量。因此，創(chuàng)業(yè)意愿在本文的假設(shè)模型中是創(chuàng)業(yè)行為的關(guān)鍵性預(yù)測變量。這意味著通過創(chuàng)業(yè)教育等措施激發(fā)高職大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿，將會有效地促進其形成創(chuàng)業(yè)行為。

值得注意的是，在本文預(yù)測的諸多調(diào)節(jié)變量中只有生源地域背景在創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為的影響中具有顯著的調(diào)節(jié)作用。其中，來自經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)是高職大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿轉(zhuǎn)化成創(chuàng)業(yè)行為的“催化劑”。針對這一現(xiàn)象，我們在問卷調(diào)查后進行了深入的個案訪談，從中發(fā)現(xiàn)了兩個重要原因。一是來自經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)的高職大學(xué)生在成長過程中受到周圍創(chuàng)業(yè)文化的熏陶，從而較早地形成了一定程度的創(chuàng)業(yè)信念。更為重要的原因是，他們畢業(yè)后大多返回生源地就業(yè)。這些經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)有著更好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境和豐富的創(chuàng)業(yè)資源以便其執(zhí)行創(chuàng)業(yè)行為。這一現(xiàn)實情況可能促進高職大學(xué)生產(chǎn)生從創(chuàng)業(yè)意愿向創(chuàng)業(yè)行為轉(zhuǎn)化所必需的實施意愿(implementation intention)。實施意愿激發(fā)了創(chuàng)業(yè)行為的自覺性，為創(chuàng)業(yè)行為的產(chǎn)生提供了可信的承諾[12]。

(四) 高職大學(xué)生產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)行為的身份特征

胡閑秋等人發(fā)現(xiàn)，本科大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿存在顯著性別差異，男大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿高于女大學(xué)生[13]。而李靜薇等人卻發(fā)現(xiàn)，不同性別的本科大學(xué)生在創(chuàng)業(yè)意愿方面不存在顯著差異，但是男生在創(chuàng)業(yè)行為上顯著高于女生[14]。本文發(fā)現(xiàn)，不同性別、年級、生源地域背景、工作經(jīng)歷背景、家庭創(chuàng)業(yè)背景的高職大學(xué)生在創(chuàng)業(yè)意愿方面并沒有顯著的差異，但是不同性別、生源地域背景和家庭創(chuàng)業(yè)背景的高職大學(xué)生在創(chuàng)業(yè)行為方面具有顯著的差異。具體而言，男性、家庭創(chuàng)業(yè)背景和經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)背景是高職大學(xué)生產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)行為的重要身份特征。

值得注意的是，父母有成功或失敗的創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的高職大學(xué)生更可能產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)行為。這意味著面對創(chuàng)業(yè)這一自覺、自愿的行為，當(dāng)代高職大學(xué)生不只是單一地服從父母和師長等“重要人群”的期望，而且會選擇身邊具有示范意義的榜樣進行自覺或不自覺的模仿和學(xué)習(xí)。大學(xué)生涉世不深，能夠接觸到的創(chuàng)業(yè)榜樣主要是有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的父母等家庭成員。他們更多地接觸創(chuàng)業(yè)榜樣，就更可能會實現(xiàn)自己的創(chuàng)業(yè)愿望[15]。雖然創(chuàng)業(yè)榜樣對創(chuàng)業(yè)行為的作用機制尚不明確，但是有無創(chuàng)業(yè)榜樣長期的潛移默化的影響將會對高職大學(xué)生是否產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)行為造成顯著差異。因此，我國高職院校的創(chuàng)業(yè)教育應(yīng)該有針對性地尋找大學(xué)生能夠接觸到的創(chuàng)業(yè)榜樣，充分發(fā)揮榜樣的示范作用，幫助大學(xué)生實現(xiàn)自己的創(chuàng)業(yè)愿望。

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2018-03-09；

2018-11-06

江西省高校人文社會科學(xué)研究項目“高職大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為的實證研究”(JC1517)

譚宏(1975—)，男，四川成都人，江西財經(jīng)職業(yè)學(xué)院教授，主要研究方向：職業(yè)教育、管理學(xué)，聯(lián)系郵箱：nelsontan@sina.com；蘇毅(1982—)，男，遼寧錦州人，江西財經(jīng)職業(yè)學(xué)院講師，主要研究方向：統(tǒng)計學(xué)、職業(yè)教育

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1674-893X(2018)06?0025?07

[編輯：何彩章]