孫崇文， 秦遠建

(武漢理工大學(xué) 管理學(xué)院， 湖北 武漢 435400)

一、引言

2017年3月5日，李克強總理在全國“兩會”上做政府工作報告時提出，2017年重點工作任務(wù)再次強調(diào)要“持續(xù)推進大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”[1]。合理有效地支持引導(dǎo)大學(xué)生從事創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動，是經(jīng)濟發(fā)展“新常態(tài)”下面臨的重大課題。所謂大學(xué)生創(chuàng)業(yè)，是指在校大學(xué)生或剛畢業(yè)3-5年的大學(xué)生，以所掌握的科學(xué)技術(shù)知識為核心，尋求發(fā)展機會，開辦企業(yè)，提升經(jīng)濟價值和社會價值的過程[2]。然而，在我國當(dāng)前環(huán)境下，大學(xué)生就業(yè)和創(chuàng)業(yè)現(xiàn)狀不容樂觀，根據(jù)麥可思研究院發(fā)布的《2016年中國大學(xué)生就業(yè)報告》和國家統(tǒng)計局《2015年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》顯示，2015屆大學(xué)生自主創(chuàng)業(yè)比例僅占3.0%，與西方國家較為繁榮的大學(xué)生創(chuàng)業(yè)態(tài)勢形成顯著對比[4]。且創(chuàng)業(yè)失敗的案例較多，大多數(shù)創(chuàng)業(yè)活動由于自身原因或外在環(huán)境等各種原因中途放棄。想要緩解我國當(dāng)前嚴(yán)峻的大學(xué)生就業(yè)情勢，在全社會營造良好的“雙創(chuàng)”氛圍，就必須從大學(xué)生創(chuàng)業(yè)問題入手，改善我國大學(xué)生創(chuàng)業(yè)現(xiàn)狀。

實際上，創(chuàng)業(yè)行為的產(chǎn)生并不是創(chuàng)業(yè)機會或者商業(yè)機會的直接產(chǎn)物，其更多依賴于創(chuàng)業(yè)主體的創(chuàng)業(yè)意向，所以創(chuàng)業(yè)意向(entrepreneurial intention)一直被視為了解創(chuàng)業(yè)行為的重要變量[5]。內(nèi)在動力(創(chuàng)新動機)和外在推力(創(chuàng)業(yè)環(huán)境)的影響下，創(chuàng)業(yè)意向呈現(xiàn)出一定的動態(tài)性，且目前學(xué)術(shù)界尚無定論。本文借助創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知作為中介變量，研究內(nèi)在動力(創(chuàng)新動機)和創(chuàng)業(yè)環(huán)境(外在推力)對創(chuàng)業(yè)意向綜合影響，豐富了創(chuàng)業(yè)意向影響因素研究方法，有助于擴展結(jié)構(gòu)方程模型分析方法在大學(xué)生創(chuàng)業(yè)研究中的應(yīng)用，同時，在分析當(dāng)前大學(xué)生創(chuàng)新動機和創(chuàng)業(yè)環(huán)境的基礎(chǔ)上，進一步了解大學(xué)生創(chuàng)業(yè)的影響因素，為高校開展創(chuàng)業(yè)教育、社會出臺優(yōu)惠政策等奠定基礎(chǔ)。

二、大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向影響因素研究綜述

在實施創(chuàng)業(yè)活動時，創(chuàng)業(yè)意向作為創(chuàng)業(yè)主體的心理過程發(fā)揮著重要的橋梁紐帶作用。Bird首先定義了創(chuàng)業(yè)意向(entrepreneurial intention)的概念并進行探究，他提出“在描述性研究之外，創(chuàng)業(yè)領(lǐng)域的研究有賴于創(chuàng)業(yè)意向，并且創(chuàng)業(yè)意向可以有效區(qū)分戰(zhàn)略管理和創(chuàng)業(yè)活動”，并從“意向”的觀點出發(fā)，提出創(chuàng)業(yè)意向是一種特定的心理狀態(tài)，該心理狀態(tài)可以將創(chuàng)業(yè)者的注意力、精力和行為向著某個特性的創(chuàng)業(yè)目標(biāo)加以引導(dǎo)”[5]。Krueger從意向的內(nèi)涵觀點的角度，闡述了意向代表著對未來某個目標(biāo)行為的承諾程度，因此，創(chuàng)業(yè)作為對未來創(chuàng)辦新的企業(yè)的一種承諾，創(chuàng)業(yè)意向就是指未來創(chuàng)辦新企業(yè)的承諾度，顯而易見的是，創(chuàng)業(yè)承諾度與創(chuàng)業(yè)意向正相關(guān)[6]。Tompson批判性地總結(jié)了以往有關(guān)創(chuàng)業(yè)意向的研究，指出應(yīng)該對具有創(chuàng)業(yè)意向的個體和僅僅具有創(chuàng)業(yè)特質(zhì)的個體進行區(qū)分，創(chuàng)業(yè)意向個體應(yīng)該擁有創(chuàng)辦一個新企業(yè)的可能性并且可以接受這種可能性[7]。簡丹丹等人概括歸納了多位專家學(xué)者的觀點，認(rèn)為創(chuàng)業(yè)意向是指潛在創(chuàng)業(yè)者對創(chuàng)辦新企業(yè)或?qū)嵤﹦?chuàng)業(yè)行為的一種多方面的主觀心理準(zhǔn)備狀態(tài)及其程度[8]。所謂的準(zhǔn)備狀態(tài)包括了潛在創(chuàng)業(yè)者對自身素質(zhì)(如創(chuàng)業(yè)潛能和專業(yè)知識)的評價以及對外在環(huán)境(如創(chuàng)業(yè)團隊的可靠性、市場的需求狀況、啟動資金的充足性以及社會創(chuàng)業(yè)氛圍)的主觀評估。

對于創(chuàng)業(yè)意向影響因素的研究比較充實，有學(xué)者專門對中國個體創(chuàng)業(yè)意向的影響因素劃分了層次，他們認(rèn)為創(chuàng)業(yè)意向可以從個體特質(zhì)水平和個體資源水平兩個層次開展研究，在此基礎(chǔ)上又可以劃分為成就動機、自主新、風(fēng)險承擔(dān)、資源獲得、創(chuàng)業(yè)回饋未來就業(yè)等六個維度[9]。也有研究通過對個體的創(chuàng)業(yè)可行性、風(fēng)險認(rèn)知、創(chuàng)業(yè)收益等認(rèn)知因素進行了檢驗，提出上述的認(rèn)知因素對個體創(chuàng)業(yè)意向和創(chuàng)業(yè)活動具有顯著影響[10]。丁棟虹等通過引入創(chuàng)業(yè)自我效能和創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知分別作為調(diào)節(jié)變量和中介變量，研究了個體創(chuàng)業(yè)意向受風(fēng)險傾向的影響機理，并發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知在風(fēng)險傾向?qū)?chuàng)業(yè)意向的影響中起到部分中介作用[11]。也有學(xué)者對創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意向的作用開展了研究，發(fā)現(xiàn)文化差異作為一種潛在變量對創(chuàng)業(yè)意向也有著顯著影響[12]。

綜上所述，近年來有關(guān)創(chuàng)業(yè)意向的研究成果雖然比較豐碩，然而在相當(dāng)多的研究中，以當(dāng)代大學(xué)生作為研究對象，并研究其創(chuàng)業(yè)意向研究相對缺乏，另外很多學(xué)者的研究內(nèi)容僅僅聚焦在人格特質(zhì)方面，很大程度上忽略了創(chuàng)業(yè)個體內(nèi)在動力、外在環(huán)境和認(rèn)知因素的綜合影響。因此本文通過研究基于創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知中介效應(yīng)，探究內(nèi)在創(chuàng)新動機和外在創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)意向影響權(quán)重和路徑。

三、大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向影響因素模型構(gòu)建

(一)創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知與創(chuàng)業(yè)意向研究假設(shè)

對于風(fēng)險感知的研究，Bauer在研究消費者行為時，最新站在市場營銷角度，提出了感知風(fēng)險的觀點，并將感知風(fēng)險被定義為消費者在購買商品是面臨的不確定性。學(xué)者Cunningham認(rèn)為感知風(fēng)險主要包含兩個方面，一是決策結(jié)果的不確定性(uncertainty)，二是錯誤決策后果的嚴(yán)重性(consequence)，后續(xù)學(xué)者如Stone, Boselius, Vann，Kaha等從實證研究、產(chǎn)品類別、風(fēng)險構(gòu)面等角度對風(fēng)險感知進行了不同的定義[13-15]。一般而言，大多數(shù)學(xué)者對于風(fēng)險感知的研究基本遵從了Cunningham對于風(fēng)險感知概念的定義，即消費者在購買產(chǎn)品或服務(wù)時所感知到不確定和不利后果的可能性。同樣地，創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)時也會面臨很多的不確定性和創(chuàng)業(yè)失敗的不利后果。

不少學(xué)者都認(rèn)識到風(fēng)險感知(risk perception)在創(chuàng)業(yè)過程中發(fā)揮著重要作用。Sitkin和Pablo認(rèn)為，在研究創(chuàng)業(yè)行為影響因素時，不能忽略創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知的重要作用，否則會降低創(chuàng)業(yè)研究的解釋力[16]。對于創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知對創(chuàng)業(yè)意向的研究，不同的人對于相同的創(chuàng)業(yè)決策場景所感受到的風(fēng)險是有多變化的，對于風(fēng)險的感知和判斷也不盡相同[17，18]。創(chuàng)業(yè)者面臨著更多的創(chuàng)業(yè)風(fēng)險和創(chuàng)業(yè)失敗后帶來的不利后果，具有強烈創(chuàng)業(yè)意向的人會有較大可能忽略創(chuàng)業(yè)中的風(fēng)險，從而更能作出比較積極的創(chuàng)業(yè)決策[19]，另外，這種理論的模型應(yīng)建立在以下假設(shè)的基礎(chǔ)上，即創(chuàng)業(yè)個體對創(chuàng)業(yè)風(fēng)險的感知能力是不盡相同的[20]。依據(jù)經(jīng)濟學(xué)中期望效用理論，在具有高風(fēng)險感知和低風(fēng)險感知的決策者中間，往往具有較低風(fēng)險感知的人會更擁有較為積極的創(chuàng)業(yè)意向[21]，因此，對于創(chuàng)業(yè)個體而言，創(chuàng)業(yè)感知風(fēng)險越低，創(chuàng)業(yè)意向越強烈，因而提出本研究假設(shè)：

Ha1 創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知對創(chuàng)業(yè)意向具有負向影響。

(二)創(chuàng)新動機與其他變量的研究假設(shè)

創(chuàng)新動機是蘊含在個體內(nèi)心深處的動力，它可以有效促使個人潛在的創(chuàng)新能力轉(zhuǎn)化為實際的創(chuàng)新實踐活動[22]；創(chuàng)新動機其實可以反映創(chuàng)新個體對不同的創(chuàng)新激勵因素的側(cè)重和偏愛；Cruber等人將個人的創(chuàng)新思維分為個體興趣的一系列目標(biāo)，包含知識系統(tǒng)、動機系統(tǒng)和情感依賴，而這些興趣目標(biāo)將具體引導(dǎo)創(chuàng)新行為的發(fā)展[23]；Sternberg等人在前人研究基礎(chǔ)上，提出創(chuàng)造性投資理論，認(rèn)為動機是創(chuàng)新行為產(chǎn)生的六個重要來源之一，并指出任務(wù)集中動機在對創(chuàng)新的催化中扮演著重要角色，而受外部動機驅(qū)動的個體也會受到創(chuàng)新動機特定影響[24]；黃春艷等人通過實證研究，強調(diào)了大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能和創(chuàng)造性動機與創(chuàng)新行為間存在顯著的相關(guān)關(guān)系[25]；李偉等人以研究生為研究對象，發(fā)現(xiàn)內(nèi)在和外在的創(chuàng)新動機對創(chuàng)新實踐活動具有預(yù)測作用，且二者之間存在相互關(guān)系[26]；劉琳琳認(rèn)為，大學(xué)生的創(chuàng)新意向，如果經(jīng)過相關(guān)培訓(xùn)，受到創(chuàng)新心理學(xué)的引導(dǎo)，就可以幫助大學(xué)生充分了解自身的創(chuàng)新動機，從而選擇正確的創(chuàng)新動機用來激發(fā)自身的創(chuàng)新能力，并最終確定為穩(wěn)定的創(chuàng)新源泉[27]。因此，本研究認(rèn)為，創(chuàng)新動機強的人，往往具有較強的創(chuàng)業(yè)意向，同時，通過對自身創(chuàng)新動機的了解和認(rèn)知，能夠降低創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知，并且通過負向影響創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知來影響創(chuàng)業(yè)意向。所做假設(shè)如下：

Hb1 創(chuàng)新動機對創(chuàng)業(yè)意向有正向影響；

Hb2 創(chuàng)新動力對創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知有負向影響；

Hb3 創(chuàng)新動機通過創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知對創(chuàng)業(yè)意向有正向影響。

(三)創(chuàng)業(yè)環(huán)境與其他變量的研究假設(shè)

創(chuàng)業(yè)環(huán)境是指對初創(chuàng)企業(yè)的發(fā)展有著一系列影響作用的外部因素的總和，它包含外部的政治、經(jīng)濟、文化等各方面因素，而這些是企業(yè)在創(chuàng)建過程中所需的援助和服務(wù)的關(guān)鍵因素[28]。有很多學(xué)者深入討論了創(chuàng)業(yè)環(huán)境的概念，其中Gartner的觀點被廣泛采用，他從組織、個體、環(huán)境和過程等四個方面確立了創(chuàng)業(yè)形成過程和組織框架，并指出創(chuàng)業(yè)環(huán)境的構(gòu)成因素包括社會資本的獲取難易程度、社會氛圍對創(chuàng)業(yè)氛圍態(tài)度、政府相關(guān)政策的支持情況、大學(xué)等科研機構(gòu)的支持力度等[29]。張玉立、陳立新指出創(chuàng)業(yè)環(huán)境由各種生產(chǎn)要素組成，對創(chuàng)業(yè)行為有著重要影響[30]，張健等認(rèn)為創(chuàng)業(yè)環(huán)境不僅可以作用于創(chuàng)業(yè)活動，也可以為創(chuàng)業(yè)主體對自身創(chuàng)業(yè)能力與環(huán)境之間的關(guān)系提供參考[31]。所以，本研究認(rèn)為，創(chuàng)新環(huán)境對個體創(chuàng)業(yè)意向有顯著的正向影響，對個體創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知有負向作用，同時，創(chuàng)業(yè)環(huán)境還可以通過改變個體的對創(chuàng)業(yè)風(fēng)險的感知對創(chuàng)業(yè)意向產(chǎn)生正向影響，所做假設(shè)如下：

Hc1 創(chuàng)新環(huán)境對創(chuàng)業(yè)意向有正向影響；

Hc2 創(chuàng)新環(huán)境對創(chuàng)業(yè)環(huán)境感知有負向影響；

Hc3 創(chuàng)業(yè)環(huán)境通過創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知對創(chuàng)業(yè)意向有正向影響。

四、預(yù)測試問卷變量與測量

在正式開展實證研究前，應(yīng)開展相應(yīng)的預(yù)調(diào)查，預(yù)調(diào)查的目的是為了檢驗(1)測度工具，尤其是新的工具；(2)數(shù)據(jù)收集過程，數(shù)據(jù)收集過程是數(shù)據(jù)質(zhì)量的另外一個決定性因素。在問卷編制之前，選取周邊大學(xué)生和大學(xué)生創(chuàng)業(yè)者進行訪談，結(jié)合當(dāng)前理論研究情況和文獻綜述，編制量表題項，設(shè)計出問卷初稿，問卷初稿提交專家學(xué)者審核，確定預(yù)測試問卷。隨后，通過網(wǎng)絡(luò)問卷形式對大學(xué)生開展預(yù)調(diào)查，收集到問卷數(shù)據(jù)后開展探索性因子分析，最終確定正式問卷。

(一)創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知維度的預(yù)測試量表

根據(jù)Williams S和謝科范[32]、馬昆姝[21]等研究成果，結(jié)合現(xiàn)實情境制作了大學(xué)創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知量表，主要從受試者對不確定性和對不利后果的可能性感知上進行測量，量表題項如表1所示。

表1 創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知預(yù)測試量表

(二)創(chuàng)新動機的預(yù)測試量表

在創(chuàng)造力構(gòu)成理論中，創(chuàng)造力的重要來源之一是動機，而動機也是創(chuàng)造力不可或缺的成分之一(Amabile,1996)，具體可以分為內(nèi)在外在動機，工作本身是內(nèi)在動機激勵的重要途徑[33]。學(xué)者潘靜洲等人翻譯了Tierney 等人的創(chuàng)新動機量表[34]，根據(jù)大學(xué)生實際情況做適當(dāng)調(diào)整，從以下五個方面對創(chuàng)新動機進行測試。

表2 創(chuàng)新動機預(yù)測試量表

(三)創(chuàng)業(yè)環(huán)境預(yù)測試量表

創(chuàng)業(yè)環(huán)境受到家庭、社會、學(xué)校等多因素影響，根據(jù)高日光[35]等人研究，把創(chuàng)業(yè)環(huán)境歸納為八個題項，從不同角度全面反映受試者創(chuàng)業(yè)環(huán)境狀況，具體量表題項如表3。

表3 創(chuàng)業(yè)環(huán)境預(yù)測試量表

(四)創(chuàng)業(yè)意向預(yù)測試量表

Thompson(2009)[7]較為明確地確立了創(chuàng)業(yè)意向的概念，并以此為依據(jù)，開發(fā)了包含6個題項的個體創(chuàng)業(yè)意向量表(IEIS)，本文結(jié)合了國內(nèi)學(xué)者簡丹丹、葉映華[8]等人的研究成果，對創(chuàng)業(yè)意向設(shè)計了題項，如表4。

表4 創(chuàng)業(yè)意向預(yù)測試量表

(五)小樣本預(yù)調(diào)查

問卷初稿遞交專家學(xué)者進行審核，主要是對測量題項表達的含義、題項詞句的通順與完整性、題項所要測量構(gòu)面潛在的特質(zhì)是否合適等進行評判修改，然后制定了上述量表，保留23個題項，此時的問卷具備了專家效度(內(nèi)容效度的一種)，開始進行問卷預(yù)測試。預(yù)調(diào)查的所有問卷采用網(wǎng)絡(luò)填寫形式，共回收問卷134份，剔除填寫時間小于30秒的問卷(視為無效問卷)，有效問卷共131份，有效回收率達97.76%。小樣本預(yù)調(diào)查問卷借助SPSS22進行采用探索性因子(EFA)分析。

1.項目分析

首先，檢查缺失值也異常值。本問卷無反向題，直接進行簡單描述性計量統(tǒng)計，觀察有無缺失值及異常值。因為所有問卷均為網(wǎng)絡(luò)問卷，具有缺失值和異常值的問卷無法完成提交，故本問卷可以直接進行下一步的分析。

其次，量表題項加總。對于四張量表，分別新增變量“總分”，進行量表題項分?jǐn)?shù)加總，目的在于觀察總分高低分組，按照得分人數(shù)排序前后的27%計算水平數(shù)值，觀察低分組及高分組臨界值，然后通過數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換，將高分組設(shè)定標(biāo)簽為1，低分組設(shè)置標(biāo)簽為2。

最后，T檢驗。將量表題項納入檢驗變量，分?jǐn)?shù)分組設(shè)為分組變量，采用獨立樣本t檢驗，求出標(biāo)簽為1、2兩組樣本在各測項平均數(shù)差異顯著性，最后根據(jù)平均數(shù)差異顯著性，刪除未達到顯著性的題項。

經(jīng)過檢驗，所有量表題項都通過了項目分析，可以實行下一步的檢驗。

2.探索性因子分析

探索性因子分析是檢驗量表建構(gòu)效度的有效手段和方法。在本文中，根據(jù)文獻分析，將所有題項所測得的潛在特指分成了創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知、創(chuàng)新動機、創(chuàng)業(yè)環(huán)境和創(chuàng)業(yè)意向四個構(gòu)念，每個構(gòu)念對應(yīng)4至8道題項。

在正式進行探索性因子分析之前，需要首先對測量問卷量表開展KMO檢驗和Bartlett球形檢驗，萃取共同因素的方法采用主成分分析法；因為量表所表達的構(gòu)念較為明確，所以決定保留共同因子的準(zhǔn)則為直接限定其個數(shù)為4；對于決定因子轉(zhuǎn)軸的方法，因為四個構(gòu)念之間具有一定的相關(guān)性，所以采用斜交轉(zhuǎn)軸法；最后需要考慮的是因子結(jié)構(gòu)的檢驗，若一個共同因子包含不同構(gòu)念題項變量，則必須逐題刪除測量題項，再重新進行因子分析檢驗新的因子結(jié)構(gòu)，直到找到符合的因子結(jié)構(gòu)。

本文借助SPSS22.0來進行探索性因子分子，分析結(jié)果顯示問卷的23個題項的Bartlett球形檢驗2為159.886，自由度df=253，顯著性概率值p≈0.000<0.05，達到顯著水平，拒絕相關(guān)矩陣不是單元矩陣的假設(shè)，說明23個題項存在共同因素，具備因子分析的必要。KMO值為0.83，表明比較適合開展因子分析。本文一共抽取4個共同因子，轉(zhuǎn)軸后的特征值分別為4.306，4.271，2.707，2.207，4個因子的解釋變異量分別為18.721%，18.568%，11.77%和9.595%，累計解釋方差為58.654%，高于50%的最低要求。初步探索性因子分析的結(jié)果如表5所示。

表5 預(yù)測試調(diào)查問卷的探索性因子分析

表5(續(xù))

測量題項因子1因子2因子3因子4C70.803C60.753C50.701A40.757A30.682A20.576A50.518A1 0.506特征值4.306 4.271 2.707 2.207解釋方差貢獻率18.72118.56811.770 9.595累計方差解釋率18.72137.28949.05958.654KMO值 0.8302值1594.886Bartlett球形檢驗自由度253Sig值0

從表中可以看出，根據(jù)每個因子中題項數(shù)量，歸納因子對應(yīng)的變量，大致為因子1(創(chuàng)新動機)、因子2(創(chuàng)業(yè)意向)、因子3(創(chuàng)業(yè)環(huán)境)、因子4(創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知)。分析各因子荷載值，刪除因子中負荷量最大的非對應(yīng)題項(C3)，然后重新進行因子分析，如表6。

表6 轉(zhuǎn)軸后的因子矩陣(刪除題項C3)

分析該因子矩陣，發(fā)現(xiàn)C4、C2、C1落在了因子1(創(chuàng)業(yè)意向)中，其中C4負荷量最大，先刪除C4，然后重復(fù)上述步驟，依次刪除題項C2、C1后，最終的因子分析結(jié)果如表7所示。

表7 轉(zhuǎn)軸后的因子矩陣(按照題項排序)

最后題項保留19道，其中創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知5道，創(chuàng)新動機4道，創(chuàng)業(yè)環(huán)境4道，創(chuàng)業(yè)意向6道。

3.信度檢驗

對探索性因子分析后剩余的19道題項進行信度檢驗，主要借助SPSS22.0，通過Cronbach`s Alpha系數(shù)檢驗量表內(nèi)部一致性，通過CICT(題目總分相關(guān))修正問卷總相關(guān)系數(shù)。對四張量表的信度檢驗如表8所示。

從表中可以看出，除創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知量表外，其余Cronbach’s Alpha均大于0.8 說明測量的問卷量表的信度很高。對于創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知量表，題項A5的CITC為0.227，遠遠小于0.5，且刪除A5后，量表整體Cronbach’s Alpha變?yōu)?.664>0.65，應(yīng)考慮刪除題項A5，對于該量表中的其他選項，雖然部分CITC未達到0.5，但由于樣本數(shù)量、題項數(shù)量等因素限制，且刪除任何題項后Cronbach’s Alpha均不再提高，所以保留剩余的題項進入正式問卷。

表8 各量表題項的CITC和內(nèi)部一致性分析

表8(續(xù))

題項CITC項目刪除時的Cronbach’s Alpha值整體的Cronbach’s Alpha值D10.8280.924D20.8190.925D30.7960.928D40.7530.933D50.8300.924D60.8570.9210.938

綜上所述，經(jīng)過項目分析、探索性因子分析和信度檢驗，最終收納18道題項，形成了一份具有良好信度和效度的正式問卷。

(六)正式問卷研究設(shè)計

在預(yù)調(diào)查問卷分析基礎(chǔ)上，確定了具有說服力的量表。根據(jù)文章研究目的，本文正式問卷包含兩大部分：第一部分為正式問卷調(diào)查對象的基本信息，包含性別、學(xué)歷、專業(yè)類別、籍貫和家庭成分等；第二部分為變量測量量表，均采用5分制李克特量表(很不同意、不同意、一般、同意、很同意)進行測量，所有量表為正向量表，受試者均根據(jù)自身實際情況如實填寫。

五、數(shù)據(jù)收集及分析

本次調(diào)查采用網(wǎng)絡(luò)問卷與紙質(zhì)問卷相結(jié)合的方式，網(wǎng)絡(luò)問卷主要借助專業(yè)調(diào)研網(wǎng)站，通過問卷邀請、網(wǎng)絡(luò)鏈接等方式邀請全國各高校大學(xué)生填寫，共發(fā)放問卷302份，回收問卷274份。

(一) 樣本特征分析

性別方面，男女比例46:54，女性人數(shù)稍多于男性，符合全國女大學(xué)生稍多于男大學(xué)生的現(xiàn)狀[47]；被調(diào)查對象中，本科生和研究生人數(shù)比為58.2:41.8，本科生中，大一新生人數(shù)較多，占全體本科生的47.83%，大二、大三和應(yīng)屆生分別占本科生總?cè)藬?shù)的18.16%、20.29%和13.76%，調(diào)查對象包含了所有的年級層面，均為在校大學(xué)生，接受教育狀況良好，更易理解問卷他們，增加問卷答題質(zhì)量；在專業(yè)類別上，經(jīng)管類和理工類居多，分別占比49.4%和38.4，其他專業(yè)如文史類、藝術(shù)體育類等均有涉及，具有廣泛的代表性；本次調(diào)查中有關(guān)受試者的家庭所在地包含五個層次，依次為鄉(xiāng)鎮(zhèn)或農(nóng)村、縣級市、地級市、省會城市和直轄市，其中來自鄉(xiāng)鎮(zhèn)或農(nóng)村的人數(shù)有104人，來自縣級市的有52人，來自地級市的有49人，來自省會城市或直轄市的有32人，調(diào)研對象家庭所在地基本覆蓋了中國當(dāng)前的治理結(jié)構(gòu)的所有層級；對于受試者的家庭成分，同家庭所在地由一定相關(guān)，農(nóng)民居多，有89人，依人數(shù)多少排序依次為工人(42人)、知識分子(36人)、商人(33人)、其他(20人)和干部(17人)，基本包含了當(dāng)前社會的所有的社會階層，其所占比例與當(dāng)前社會結(jié)構(gòu)人數(shù)比例相當(dāng)。

整體來說，本次調(diào)研樣本質(zhì)量較高，具有普遍的代表性，能夠較為真實地代表當(dāng)前大學(xué)生的真實情況。

(二)測量指標(biāo)分析

本文包含創(chuàng)業(yè)意向、創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知、創(chuàng)新動機、創(chuàng)業(yè)環(huán)境四個變量，最終確定了18個測量指標(biāo)，借助AMOS24.0對各個變量進行正態(tài)性檢驗，發(fā)現(xiàn)偏度系數(shù)最大的絕對值為0.75<3，峰度系數(shù)最大的絕對值為0.9<8，所以可以認(rèn)為問卷變量數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布。

(三) 相關(guān)性分析

本文借助SPSS22.0對創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知、創(chuàng)新動機、創(chuàng)業(yè)環(huán)境和創(chuàng)業(yè)意向進行單側(cè)顯著性檢驗。結(jié)果顯示，除了創(chuàng)業(yè)環(huán)境和創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知外，其他變量之間均顯著相關(guān)，其中創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知與創(chuàng)新動機(r=-0.181，p<0.05)、創(chuàng)業(yè)意向(r=-0.344，p<0.05)呈顯著負相關(guān)；創(chuàng)新動機與創(chuàng)新環(huán)境(r=0.202，p<0.01)、創(chuàng)業(yè)意向(r=0.434，p<0.05)呈顯著正相關(guān)，創(chuàng)業(yè)環(huán)境與創(chuàng)業(yè)意向(r=0.326，p<0.05)呈顯著正相關(guān)。檢驗結(jié)果與研究假設(shè)相差不大，需要進一步通過結(jié)構(gòu)方程模型分析變量之間的影響路徑和因果關(guān)系。具體相關(guān)性分析結(jié)果如表9所示。

表9 變量間的相關(guān)性分析表(單側(cè)檢驗)

注：*p<0.05，**p<0.01.

(四)信度分析

借助SPSS22.0對樣本的主要變量和整體進行信度分析，大部分變量通過信度檢驗，其中創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知較低為0.575，但是仍然可以接受?？傮w信度為0.775，接近0.8，說明問卷整體信度可以接受，可以做進一步的分析。具體結(jié)果如表10所示。

表10 研究變量的Cronbach’s Alpha系數(shù)

(五)效度分析

在內(nèi)容效度上，本研究問卷的量表是采用了相關(guān)學(xué)者的研究成果，各個維度題項均有相關(guān)文獻來源，有內(nèi)部邏輯性和有效性，具有專家效度，所以本問卷及量表，是有一定內(nèi)容效度的，符合一定的合理性和科學(xué)性。

在結(jié)構(gòu)效度上，本文主要采用探索性因子分析和驗證性因子分析來檢驗結(jié)構(gòu)效度。

1.探索性因子分析

本文主要運用主成分分析法，并用最大方差法進行因子旋轉(zhuǎn)，因為本文測量變量較為清晰，所以限定提取因子數(shù)量為4，去除在任意維度上占有成分不足0.5的題項。結(jié)果表明提取的4個主成分對總變異的解釋程度為60.959%，且都只在一個維度上占有成分超過0.5，說明問卷建構(gòu)效度良好，最終量表的效度檢驗情況如表11。

表11 正式調(diào)查探索性因子分析情況(按題項排序)

表11(續(xù))

變量題項因子1因子2因子3因子4創(chuàng)業(yè)環(huán)境C10.709C20.853C30.813C40.719創(chuàng)業(yè)意向D10.803D20.827D30.785D40.665D50.833D60.830特征值 4.132 2.6412.334 1.866解釋方差貢獻率(%)22.95314.67112.96610.369累計解釋方差貢獻(%)22.95337.62450.59060.959KMO0.8362值1806.366Bartlett球形檢驗自由度153Sig值0

圖1 驗證性因子分析路徑圖

2.驗證性因子分析

本文首先通過探索性因子分析建立模型，再用驗證性因子分析檢驗和修正模型。建立一階驗證性因子模型，并計算得到路徑系數(shù)，如圖1。

本研究選取了以下常用的參數(shù)作為標(biāo)準(zhǔn)。選取指標(biāo)擬合標(biāo)準(zhǔn)與初步驗證性分析初步適配結(jié)果如表12所示。雖然部分指標(biāo)未能通過適配度檢驗，但十分接近，大部分適配良好，說明模型整體上沒有達到理想狀態(tài)，需要進行修正，但是出于可接受水平，可以做進一步分析。

在一階驗證性因子分析中，可以根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)(因子荷載量)估計值計算潛變量的組合信度(CR)。本文將涉及到的因子荷載量、CR、AVE整理如表13，可以看出，大部分的指標(biāo)適配良好，創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知的CR值為0.57，比較接近0.6，可以接受。整體來說，模型的組合信度較為理想，可以進行下一步的分析。

表12 適配度評價標(biāo)準(zhǔn)及模型適配度結(jié)果

表13 正式問卷組合信度與平均方差抽取量

(六)結(jié)構(gòu)方程驗證分析

1.結(jié)構(gòu)方程建模

基本上文的研究假設(shè)和相關(guān)性分析結(jié)論，本文建立初步的結(jié)構(gòu)模型，創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知、創(chuàng)新動機、創(chuàng)業(yè)環(huán)境和創(chuàng)業(yè)意向為4個潛變量，對應(yīng)于18個觀測變量。模型中創(chuàng)新動機和創(chuàng)業(yè)環(huán)境為外生變量，創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知和創(chuàng)業(yè)意向為內(nèi)生變量，創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知為中介變量，初始結(jié)構(gòu)方程模型如圖2所示。

2.結(jié)構(gòu)方程模型的擬合

本文選取研究中常用的指標(biāo)來驗證初始模型擬合度，初始模型適配度評價標(biāo)準(zhǔn)及初始模型的適配度結(jié)果如表14所示。從表中可以看出，大部分指標(biāo)擬合較好或接近良好，為了使模型達到最優(yōu)擬合度，對模型進行針對性修正。

圖2 初始結(jié)構(gòu)方程模型

表14 初始模型擬合度系數(shù)

3.結(jié)構(gòu)方程模型的路徑檢驗

將樣本數(shù)據(jù)導(dǎo)入AMOS中運行，模型執(zhí)行結(jié)果如圖3所示。

圖3 初始模型標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)

其中，創(chuàng)新動機和創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知(β=-0.218，C.R=-2.575，P=0.01<0.05)、創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知和創(chuàng)業(yè)意向(β=-0.658，C.R=-3.59，P<0.001)、創(chuàng)業(yè)環(huán)境和創(chuàng)業(yè)意向(β=0.381，C.R=3.38，P<0.001)、創(chuàng)新動機和創(chuàng)業(yè)意向(β=0.505，C.R=4.591，P<0.001)的路徑均顯著，而創(chuàng)業(yè)環(huán)境和創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知(β=-0.043，C.R=-0.472，P=0.637>0.05)路徑不顯著，即假設(shè)Hb2、Ha1、Hc1、Hb1均成立，假設(shè)Hc2不成立。剩余的Hb3、Hc3將在中介效應(yīng)檢驗中進一步驗證。各路徑詳細參數(shù)如表15所示。

表15 結(jié)構(gòu)方程初始模型執(zhí)行結(jié)果參數(shù)表

注：***p<0.001.

4.結(jié)構(gòu)方程模型的中介效應(yīng)檢驗

中介效應(yīng)的檢驗?zāi)康氖窃谀承┮延嘘P(guān)系的基礎(chǔ)上，探索這種關(guān)系的內(nèi)部影響原理。

本文采用Bootstrap法進行中介效應(yīng)顯著性檢驗，結(jié)果表明，無論是BC還是PC的95%置信區(qū)間，創(chuàng)新動機對創(chuàng)業(yè)意向間接效應(yīng)區(qū)間均不包含0，點估計值為0.143，說明中介效應(yīng)顯著，即創(chuàng)新動機通過創(chuàng)業(yè)感知風(fēng)險對創(chuàng)業(yè)意向有正向影響，假設(shè)Hb3成立；而創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)意向的間接效應(yīng)區(qū)間均包含0，點估計值僅為0.028，說明其間接效應(yīng)不顯著，即創(chuàng)業(yè)環(huán)境通過創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知對創(chuàng)業(yè)意向有正向影響不顯著，假設(shè)Hc3不成立。

5.結(jié)構(gòu)方程模型的修正

通過以上研究發(fā)現(xiàn)，本文初始模型擬合效果并沒有達到理想狀態(tài)，具有修改空間，且在路徑檢驗和中介效應(yīng)檢驗中，有兩個假設(shè)Hc2和Hc3檢驗結(jié)果不顯著，因此有必要對模型進行修正。

因為檢驗不顯著，首先借助去掉創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知的路徑。借助初始模型的M.I.指標(biāo)值，發(fā)現(xiàn)最大值為44.292，是指當(dāng)e17和e18關(guān)聯(lián)時，卡方值可以減少44.292，模型修正效果最好，同樣道理，將M.I.值較大的變量之間建立關(guān)聯(lián)?；谏鲜霾僮?，修正后的結(jié)構(gòu)模型圖如圖4所示，重新運算。

圖4 修正后的結(jié)構(gòu)方程模型

執(zhí)行修正后結(jié)構(gòu)方程模型，結(jié)果顯示所有路徑均在0.05的顯著水平上都具有顯著性，相應(yīng)的C.R.絕對值也均大于1.96，具備統(tǒng)計學(xué)意義，說明該模型具有合理性，執(zhí)行結(jié)果參數(shù)如表16所示。

表16 修正后的結(jié)構(gòu)方程模型執(zhí)行結(jié)果路徑參數(shù)表

注：***p<0.001.

由于去掉了創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)風(fēng)險路徑，所以對修正后的結(jié)構(gòu)方程模型只需要對創(chuàng)新動機對創(chuàng)業(yè)意向中介效應(yīng)進行檢驗。利用Bootstrap法，結(jié)果顯示在各條路徑95%的置信區(qū)間均不包含0，創(chuàng)新動機通過創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知對創(chuàng)業(yè)意向具有中介效應(yīng)，正向影響顯著。

6.實證分析結(jié)論

本章對影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向的影響因素進行了實證研究，通過結(jié)構(gòu)方程模型建立和檢驗修正得到了理想的擬合模型，結(jié)果顯示，大部分假設(shè)都被驗證成立，只有假設(shè)Hc2和Hc3未能通過檢驗，表明本文的研究模型可以有效解釋大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向影響因素，假設(shè)檢驗結(jié)果匯總?cè)绫?7所示。

表17 研究假設(shè)實證檢驗結(jié)果匯總

六、研究結(jié)論與政策建議

本文將創(chuàng)業(yè)意向影響劃分為內(nèi)部動力(創(chuàng)新動機)和外部推力(創(chuàng)業(yè)環(huán)境)，并將創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知作為中介變量引入對創(chuàng)業(yè)意向的影響關(guān)系中。在調(diào)研對象選擇上，偏向于正在或準(zhǔn)備創(chuàng)業(yè)的本科生和研究生，研究他們的創(chuàng)新動機和創(chuàng)業(yè)環(huán)境如何通過創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知影響創(chuàng)業(yè)意向，得到如下結(jié)論：

(一)創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知對創(chuàng)業(yè)意向有顯著負向關(guān)系(r=-0.366，p=0.007<0.01)。本研究驗證了創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知對創(chuàng)業(yè)意向具有負向作用，與之前的研究結(jié)論大體一致，支持了個體風(fēng)險感知較低更可能創(chuàng)業(yè)的觀點。正如行為決策理論所做出的解釋一樣，一般地，個人對創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知存在差異，而且感知到創(chuàng)業(yè)風(fēng)險小的個體更有可能去選擇創(chuàng)業(yè)。

(二)創(chuàng)新動機對創(chuàng)業(yè)意向具有顯著的正向關(guān)系(r=0.374，p<0.001)，對創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知具有顯著負向作用(r=-0.284，p<0.001)，且創(chuàng)新動機通過創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知對創(chuàng)業(yè)意向具有顯著的正向作用。創(chuàng)業(yè)者應(yīng)當(dāng)具備一定的創(chuàng)新能力，能夠在日常生活尋求復(fù)雜問題的解決方案，具有廣闊的工作思路，同時，在創(chuàng)業(yè)是會遇到很多多方面的困難和挫折，需要創(chuàng)新性的開展工作，并且積極探尋新的盈利模式、工作程序等。另外，我們可以看到，在當(dāng)今創(chuàng)新動機富集的高校、研究所等科研機構(gòu)，依托創(chuàng)新成果開展創(chuàng)業(yè)的專家學(xué)者不在少數(shù)。創(chuàng)新動機強烈的人，往往喜歡嘗試新鮮事物，或者從不同視角分析和理解創(chuàng)業(yè)風(fēng)險，所以，創(chuàng)新動機強的人，往往對創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知較弱，從而有更強的意向選擇創(chuàng)業(yè)。

(三)創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)意向具有顯著正向影響(r=0.206，p<0.001)。眾所周知，創(chuàng)業(yè)需要良好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境支撐，一個良好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境對于大學(xué)生具有正向的刺激作用。在創(chuàng)業(yè)氛圍濃厚、創(chuàng)業(yè)教育普及、具有創(chuàng)業(yè)基金支持的高校，大學(xué)生往往更想選擇創(chuàng)業(yè)，這和現(xiàn)實中的情況是相吻合的。但是，在本研究中，未能驗證創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知的影響，這可能和調(diào)查對象選擇有關(guān)，樣本以在校大學(xué)生和研究生為主，由于他們閱歷較淺，對創(chuàng)業(yè)風(fēng)險認(rèn)知不深，在訪談中了解到大部分同學(xué)對于學(xué)校提供的創(chuàng)業(yè)優(yōu)惠政策不清楚，因此創(chuàng)業(yè)環(huán)境對于大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知影響不顯著。

針對以上研究結(jié)論，為更好合理引導(dǎo)大學(xué)生開展創(chuàng)業(yè)活動，激發(fā)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向，本文嘗試從以下幾個角度提出建議。

首先，應(yīng)注重培養(yǎng)大學(xué)生的創(chuàng)新動機。研究表明，創(chuàng)新動機對于創(chuàng)業(yè)意向的影響比重超過了創(chuàng)業(yè)環(huán)境的影響，內(nèi)在動力大于外在推力，因此，對于大學(xué)生的創(chuàng)新動力的培養(yǎng)應(yīng)滲入家庭、學(xué)校和社會教育方方面面。對于我國大學(xué)生來說，中小學(xué)階段面臨著嚴(yán)峻的課業(yè)考試和升學(xué)壓力，進入大學(xué)后，擁有較多自主選擇時間，學(xué)校方面應(yīng)加大對大學(xué)生的創(chuàng)新力培養(yǎng)，從課堂教學(xué)到社會實踐，避免知識漫灌，注重通識教育和專業(yè)教育相結(jié)合，注重啟發(fā)引導(dǎo)學(xué)生創(chuàng)新力。另外，創(chuàng)新動機的培養(yǎng)應(yīng)從娃娃抓起，家庭教育應(yīng)充分挖掘人的創(chuàng)新潛能，整個社會應(yīng)營造尊重創(chuàng)新、崇尚創(chuàng)新、鼓勵創(chuàng)新的良好創(chuàng)新氛圍。

其次，創(chuàng)新環(huán)境是大學(xué)生創(chuàng)業(yè)的平臺支撐。家庭、學(xué)校、社會是大學(xué)生創(chuàng)業(yè)環(huán)境的主要組成部分，家庭方面，家長應(yīng)結(jié)合家庭資源，合理引導(dǎo)大學(xué)生參與創(chuàng)業(yè)；學(xué)校方面，應(yīng)加強宣傳，重點推介現(xiàn)有的大學(xué)生創(chuàng)業(yè)優(yōu)惠政策，同時，鼓勵學(xué)生結(jié)合專業(yè)知識，開設(shè)“創(chuàng)業(yè)學(xué)院”，搭建創(chuàng)業(yè)交流、實踐平臺，一方面普及創(chuàng)業(yè)知識，二是為具有強烈創(chuàng)業(yè)意向的同學(xué)提供專業(yè)指導(dǎo)意見；社會方面，應(yīng)設(shè)立大學(xué)生創(chuàng)業(yè)專項基金，為大學(xué)生創(chuàng)業(yè)提供保險，政府應(yīng)出臺相關(guān)政策，讓大學(xué)生創(chuàng)業(yè)者在落戶、社保、住房、貸款等方面享受優(yōu)惠支持，當(dāng)好學(xué)校、企業(yè)的橋梁作用。

最后，加強大學(xué)生對于創(chuàng)業(yè)風(fēng)險的認(rèn)知。創(chuàng)業(yè)風(fēng)險感知對創(chuàng)業(yè)意向具有直接和間接影響，但是由于大學(xué)生自身閱歷和生活空間限制，對創(chuàng)業(yè)風(fēng)險缺乏深入認(rèn)知。作為大學(xué)教育的主體，學(xué)校方面應(yīng)積極承擔(dān)創(chuàng)業(yè)風(fēng)險教育的主體責(zé)任，一是通過開設(shè)公共課、選修課等形式，讓大學(xué)生系統(tǒng)學(xué)習(xí)風(fēng)險理論相關(guān)知識，為將來合理利用創(chuàng)業(yè)風(fēng)險奠定基礎(chǔ)；二是積極聯(lián)系企業(yè)家、創(chuàng)業(yè)者走進校園，讓學(xué)術(shù)近距離感受創(chuàng)業(yè)者風(fēng)采，在創(chuàng)業(yè)者的親身經(jīng)歷和故事講述中積累創(chuàng)業(yè)知識；三是加強同企業(yè)合作，積極組織學(xué)術(shù)走出校園、走進企業(yè)，在參觀公司、掛職實習(xí)等社會實踐中親身體會公司運營、財務(wù)管理等企業(yè)管理知識，同時為將來創(chuàng)業(yè)搭建社會資源網(wǎng)路平臺。