王 星

(西安郵電大學 通信與信息工程學院， 陜西 西安 710121)

大學生“雙創(chuàng)”[1]全稱是大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，是指基于技術(shù)創(chuàng)新、品牌創(chuàng)新、管理創(chuàng)新、組織創(chuàng)新、市場創(chuàng)新等方面的創(chuàng)業(yè)活動。大學生“雙創(chuàng)”的微信分享是高等學?！半p創(chuàng)”孵化中心的大學生通過微信平臺分享“雙創(chuàng)”活動信息、進行實時的“雙創(chuàng)”團隊互動等行為[2]。大學生“雙創(chuàng)”的微信分享動機是大學生在“雙創(chuàng)”活動中的信息分享行為所具有的“雙創(chuàng)”資源整合、“雙創(chuàng)”團隊互動交流等動機[3]。分析大學生“雙創(chuàng)”微信分享動機影響因素，是為了促進“雙創(chuàng)”信息化發(fā)展、提高大學生“雙創(chuàng)”意識、開拓大學生“雙創(chuàng)”信息交流微信平臺以符合信息化時代需求的“雙創(chuàng)”形式[3-4]。

目前，基于大學生“雙創(chuàng)”微信分享動機的影響因素相關(guān)研究大致可分為3類，研究社會層面因素和信息層面及心理層面因素。社會層面因素的研究，文獻[6]提出了群體規(guī)范性壓力的影響力，但是沒有考慮到對于其他社會層面包括大學生創(chuàng)業(yè)受到社會利他、親社會性、社交同質(zhì)性的影響的定量分析[7]。信息層面因素的研究，文獻[8]對大學生就業(yè)創(chuàng)業(yè)機制優(yōu)化路徑進行了探討，重視信息互動反饋、信息便捷等因素的影響，但是沒有考慮到微信媒介“雙創(chuàng)”互動關(guān)系的關(guān)鍵因素研究[9]。心理層面因素的研究，文獻[10]總結(jié)了大學生“雙創(chuàng)”受到外界影響和自我認同、自我效能感等獲得感方面的心理因素的影響，但是沒有考慮到包括“雙創(chuàng)”意識、“雙創(chuàng)”興趣在內(nèi)的心理因素的研究[11]。文獻[12]針對主體特點和服務信息需求，重視學生“雙創(chuàng)”信息分享中的情緒表達、互動反饋、信息求知欲等因素，但沒有考慮從微信虛擬社區(qū)人際交往、群體傳播等復雜信息傳播理論角度來考察信息傳播帶來的心理和行為上的效用[13]。

由于使用滿足理論(use and gratification theory，UG)[5]重視動機與需求滿足的關(guān)系，能有效分析分享動機的心理、社會、信息層面的影響因素。因此運用UG理論分析大學生“雙創(chuàng)”微信分享動機，社會層面、信息層面和心理層面是關(guān)鍵影響因素。本文擬基于UG理論和結(jié)構(gòu)方程模型的方法，采用問卷調(diào)查，通過SPSS20.0和AMOS21.0軟件分析調(diào)研收集的相關(guān)數(shù)據(jù)，首先運用使用滿足理論分析大學生“雙創(chuàng)”信息分享動機并提取關(guān)鍵因素，然后引入結(jié)構(gòu)方程模型(structural equation modeling，SEM)進行路徑分析，構(gòu)建路徑分析模型，分析大學生“雙創(chuàng)”微信分享動機因素。

1 理論方法

1.1 UG理論

使用滿足理論UG[5]是受眾對媒介的使用動機進行分析以研究信息傳播帶來的心理和行為上的效用的理論。該理論從心理動機和需求滿足角度出發(fā)，通過心理層面、社會層面和信息層面影響因素的量化分析，采用主成分矩陣和旋轉(zhuǎn)成分矩陣，逐步篩選關(guān)鍵因素進行多重共線性檢測，以優(yōu)化關(guān)鍵影響因素降低誤差。

根據(jù)UG理論，假設影響因素變量為X1，X2，…,Xi,…,Xm，其中Xi為指標變量，i為隨機變量個數(shù)(i=1,2,…,m)，第i個影響因素表示為[5]

(1)

其中j為隨機變量個數(shù)(j=1,2,…,n)；n是公因子數(shù)；pij為綜合因子載荷,Fj為公因子，δi為特殊因子。

模型的矩陣形式可觀測隨機向量為[5]

X=PF+δ。

(2)

其中P為因子載荷矩陣，F(xiàn)為不可觀測隨機向量，δ為特殊因子矩陣。

1.2 結(jié)構(gòu)方程模型

結(jié)構(gòu)方程模型[14](structural equation modeling，SEM)是指基于變量的協(xié)方差矩陣分析變量對總體的作用和變量間的相互關(guān)系，并且建立、估計和檢驗因果關(guān)系模型的統(tǒng)計方法。結(jié)構(gòu)方程模型通過AMOS21.0軟件進行數(shù)據(jù)統(tǒng)計，分析模型適配綜合指數(shù)，經(jīng)過檢驗和優(yōu)化完成路徑模型。

設Y為觀測變量，結(jié)構(gòu)方程模型為[14]

Y=λη+ε。

(3)

式中λ是因子載荷矩陣，η為隨機變量，ε為變量誤差。

2 數(shù)據(jù)分析

2.1 影響因素選取

鑒于大學生“雙創(chuàng)”信息分享動機影響因素具有多樣性特點，參考相關(guān)文獻，使用滿足理論，通過對大學生“雙創(chuàng)”孵化中心走訪和對大學生問卷調(diào)查，從大學生“雙創(chuàng)”的特性以及內(nèi)外“雙創(chuàng)”微信信息分享動機因素進行梳理并選取影響因素[13]，如表1所示。

大學生“雙創(chuàng)”信息分享動機的影響因素選取如下。

X1為“雙創(chuàng)”情緒表達因素，是指大學生通過微信分享“雙創(chuàng)”信息的實時性表達模式，滿足傳遞主觀感知覺、思想的需求因素；

X2為“雙創(chuàng)”興趣因素，是指大學生探索自己創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的樂趣，并體會不同類型感受的意識傾向；

X3為“雙創(chuàng)”意識因素，是指大學生通過校內(nèi)外的“雙創(chuàng)”教育，主動關(guān)注并分享形式多樣的創(chuàng)業(yè)資訊、鏈接、創(chuàng)業(yè)互動等方式樹立“雙創(chuàng)”意識的因素；

X4為自我認知因素，是指大學對自我“雙創(chuàng)”的認識和了解，包括主客觀的觀察和評價，體現(xiàn)大學生的感受性和自我構(gòu)建性[15]；

X5為自我效能感因素，是指大學生追求在“雙創(chuàng)”分享活動中體驗到價值實現(xiàn)，從而對“雙創(chuàng)”微信互動的把握能力；

X6為利他主義因素，是指大學生以無償助人為目標，分享“雙創(chuàng)”的微信信息的動機因素，具備自愿性質(zhì)和他人獲益的價值取向[7]；

X7為親社會性因素，是指大學生在“雙創(chuàng)”中利用微信自覺自愿做出的、符合社會希望的行為，對行為者本身無明顯好處，卻為他人帶來利益的行為傾向性；

X8為“雙創(chuàng)”社交同質(zhì)性因素，是指大學生與微信社交朋友圈在性格愛好、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)目標等方面趨向一致性的程度；

X9為群體規(guī)范性壓力因素，是指大學生微信創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)信息分享中，為了符合群體期望而積極參與信息分享的影響力；

X10為“雙創(chuàng)”信息求知欲因素，根據(jù)使用與滿足理論，作為基本需求的信息需求，是大學生通過微信分享信息用于學習和實踐的重要因素，是大學生掌握創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)知識、媒介信息以及探索未知創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)信息領(lǐng)域的愿望；

X11為“雙創(chuàng)”信息便捷因素，是指大學生獲取“雙創(chuàng)”信息和分享微信信息的方便性和快捷性水平；

X12為“雙創(chuàng)”互動反饋因素，是指大學生通過微信分享參與“雙創(chuàng)”群體互動反饋，維系群體鏈式關(guān)系，加強群體關(guān)系緊密度，自身獲得歸屬感的需求因素。

表1 大學生“雙創(chuàng)”微信分享動機的影響因素

2.2 問卷調(diào)查與信效度檢驗

大學生“雙創(chuàng)”信息分享動機影響因素問卷采用5分Likert scale方法[16]設計，涵蓋“雙創(chuàng)”情緒表達、“雙創(chuàng)”興趣、“雙創(chuàng)”意識、自我認知、自我效能感、利他主義等影響因素的測定。隨機抽取包括陜西省部分省、部屬高?！半p創(chuàng)”孵化中心800名大學生進行調(diào)查，其中男生362人，女生438人，大學一年級學生214人，大學二年級學生208人，大學三年級學生199人，大學四年級學生179人。文科學生389人，理科學生411人。調(diào)查問卷主要采用紙質(zhì)問卷及網(wǎng)絡問卷平臺方式。問卷共發(fā)放800份，收回問卷764份，回收率95.5%；有效問卷732份，問卷有效率95.8%。

通過SPSS20.0軟件分析采集到的調(diào)查數(shù)據(jù)，進行信效度檢驗[16]，如表2所示。

大學生“雙創(chuàng)”信息分享動機影響因素量，通過信度檢驗[16]，各因素的信度系數(shù)在0.747～0.889之間，問卷內(nèi)部一致性系數(shù)為0.921，大于0.800，說明問卷整體同質(zhì)性高，具有很好的信度。

表2 信度分析結(jié)果

通過SPSS20.0軟件分析數(shù)據(jù)檢測問卷的效度，分析結(jié)果如表3所示。

表3 效度檢驗結(jié)果

檢驗后的KMO值為0.709大于0.500，顯著性水平為0.000，檢驗結(jié)果顯著，表明問卷各影響因素之間具有相關(guān)性，因此問卷也具有較高的效度，符合因子分析要求。

2.3 測算結(jié)果分析

根據(jù)UG理論，運用SPSS軟件分析大學生“雙創(chuàng)”信息分享動機各影響因素之間的關(guān)系和提取關(guān)鍵因素。各指標數(shù)據(jù)的主成分矩陣和旋轉(zhuǎn)成分矩陣[17]，見表4。

表4 大學生“雙創(chuàng)”信息分享動機影響因素

從表4可得，顯示前5個因子特征值大于1，且累積方差貢獻率達到77.342%大于60%，結(jié)果表明，該5個因子該提取成分具有較強代表性，選取其為公因子。為提取關(guān)鍵因素，對大學生“雙創(chuàng)”信息分享動機的因子載荷采用方差最大化旋轉(zhuǎn)[17]，通過坐標變換使各個因子載荷的方差之和最大，得出的旋轉(zhuǎn)成分矩陣[17]，如表5。

表5中對應的特征值為因子載荷，結(jié)合其對應的各指標數(shù)據(jù)，運用UG理論，根據(jù)式(2)得到影響因素的模型表達式為

X1=0.721F1+0.384F2+0.465F3+
0.242F4+0.134F5，
X2=0.705F1+0.425F2+0.217F3+
0.431F4+0.416F5，
……
X12=0.484F1+0.502F2+0.353F3+
0.096F4+0.806F5。

通過分析得出，第1個公因子F1在X1、X2、X3上因子載荷最高，分別為0.721、0.705、0.642，為“雙創(chuàng)”情緒表達、“雙創(chuàng)”興趣、“雙創(chuàng)”意識，命名公因子F1為“雙創(chuàng)”感受需要；第2個公因子F2在X4、X5上因子載荷最高，分別為0.753、0.697，為自我認知和自我效能感，命名公因子F2為自我認同；第3個公因子F3在X6、X7上因子載荷最高，分別為0.705、0.653，為利他主義、親社會性，命名公因子F3為社會利他；第4個公因子F4在X10、X11上因子載荷最高，分別為0.634、0.766，為“雙創(chuàng)”信息求知欲和“雙創(chuàng)”信息便捷，命名公因子F4為“雙創(chuàng)”信息認知；第5個公因子F5在X8、X9、X12上因子載荷最高，分別為0.791、0.807、0.676，為“雙創(chuàng)”社交同質(zhì)性、“雙創(chuàng)”互動反饋和群體規(guī)范性壓力，命名公因子F5“雙創(chuàng)”整合需要。所以，大學生“雙創(chuàng)”信息分享動機通過UG模型分析得出初步歸納的關(guān)鍵因素為“雙創(chuàng)”感受需要、自我認同、社會利他、“雙創(chuàng)”信息認知和“雙創(chuàng)”整合需要。

表5 大學生“雙創(chuàng)”信息分享動機影響因素旋轉(zhuǎn)成份矩陣

利用AMOS21.0軟件，對大學生“雙創(chuàng)”微信分享動機和關(guān)鍵因素之間的關(guān)系進行整體檢驗，檢測得出了各關(guān)鍵因素對大學生“雙創(chuàng)”信息分享動機的回歸系數(shù)和路徑檢驗的結(jié)果。選用逐步篩選策略，剔除不顯著的“雙創(chuàng)”感受需要因子。表6是通過檢測多重共線性，進行模型修正得出回歸分析結(jié)果。

根據(jù)表6中模型修正后的多重共線性檢測結(jié)果，綜合數(shù)據(jù)分析表明，不存在多重共線性的問題?；貧w結(jié)果顯示，自我認同、社會利他在0.01水平上顯著，“雙創(chuàng)”信息認知和“雙創(chuàng)”整合需要在0.05水平上顯著，具備統(tǒng)計學意義。由此得出，自我認同、“雙創(chuàng)”信息認知、社會利他和“雙創(chuàng)”整合需要4個關(guān)鍵因素與大學生“雙創(chuàng)”信息分享動機存在明顯線性關(guān)系和顯著的回歸效應。

表6 各關(guān)鍵因素對大學生“雙創(chuàng)”微信信息分享動機回歸分析

2.4 SEM與路徑分析模型圖

根據(jù)UG理論，在分析關(guān)鍵因素的基礎上，應用AMOS21.0軟件對數(shù)據(jù)進行SEM檢驗。經(jīng)過檢驗和優(yōu)化，得到模型適配綜合指數(shù)表，如表7所示。

表7 模型適配綜合指數(shù)表

表7顯示，卡方值與自由度小于0.3，近似誤差均方根小于0.1，擬合優(yōu)度指數(shù)大于0.9，修正擬合優(yōu)度指數(shù)大于0.9，模型比較適合度大于0.9，非規(guī)范擬合數(shù)大于0.9。說明該模型數(shù)據(jù)擬合指數(shù)均在可接受范圍內(nèi)，模型的數(shù)據(jù)擬合度良好，相關(guān)適配度指標基本符合適配標準。

分析檢驗和篩選，大學生“雙創(chuàng)”微信信息分享動機與各關(guān)鍵因素之間的SEM路徑系數(shù)的極大，結(jié)果顯示，路徑系數(shù)具有良好的顯著性。

表8 分享動機與各關(guān)鍵因素之間的SEM路徑系數(shù)

表8顯示，自我認同、“雙創(chuàng)”信息認知、社會利他、“雙創(chuàng)”整合需要均對分享動機有顯著正向影響，路徑系數(shù)分別為0.224、0.339、0.605、0.928、0.731，說明較高的自我認同、“雙創(chuàng)”信息知識獲取、“雙創(chuàng)”整合、利他主義水平，會增強大學生“雙創(chuàng)”信息分享動機。

根據(jù)UG理論，在關(guān)鍵因素分析基礎上，通過AMOS21.0進行模型路徑分析，選用逐步篩選策略，逐步剔除不顯著的因子，得出路徑分析模型，見圖1所示。

圖1表明，基于UG理論的4個關(guān)鍵因素對大學生“雙創(chuàng)”微信分享動機的影響力從大到小排列，路徑系數(shù)為0.93的社會層面的社會利他，路徑系數(shù)為0.73的“雙創(chuàng)”整合需要，路徑系數(shù)為0.61的信息層面的“雙創(chuàng)”信息認知，路徑系數(shù)為0.34的心理層面的自我認同。表明社會利他對于大學生“雙創(chuàng)”微信信息分享動機的影響力最大，自我認同的影響力相對最小。結(jié)果表明，大學生“雙創(chuàng)”微信分享動機關(guān)鍵影響因素為心理層面的自我認同、信息層面的“雙創(chuàng)”信息認知、社會層面的社會利他和“雙創(chuàng)”整合需要，且這些關(guān)鍵因素與大學生“雙創(chuàng)”微信分享動機之間有直接的正向作用。重視學生的自我認同、“雙創(chuàng)”信息認知、社會利他和“雙創(chuàng)”整合需要，對大學生“雙創(chuàng)”微信分享動機的提高會產(chǎn)生直接的正向效應。

圖1 路徑分析模型

3 結(jié)語

運用問卷調(diào)查，使用滿足理論和結(jié)構(gòu)方程模型，對大學生“雙創(chuàng)”微信分享動機因素進行分析，構(gòu)建路徑分析模型。從多種影響大學生“雙創(chuàng)”微信信息分享動機的因素中，歸納總結(jié)出3個層面的4個關(guān)鍵因素，分別為心理層面的自我認同，信息層面的“雙創(chuàng)”信息認知，社會層面的社會利他和“雙創(chuàng)”整合需要。

從受眾需求滿足角度出發(fā)，為提高大學生“雙創(chuàng)”信息分享動機和行為，建議，首先相關(guān)管理部門從心理、信息和社會方面加強管理，強化大學生“雙創(chuàng)”過程中的自我認同，滿足其“雙創(chuàng)”信息認知的需求，營造良好的微信創(chuàng)業(yè)社交氛圍以滿足社會利他和“雙創(chuàng)”整合的需求。其次，對大學生“雙創(chuàng)”微信分享動機的影響力從大到小排列是社會層面的社會利他、“雙創(chuàng)”整合需要、信息層面的“雙創(chuàng)”信息認知和心理層面的自我認同，所以要在“雙創(chuàng)”培養(yǎng)中有重點且多渠道地強化相關(guān)因素以提高大學生“雙創(chuàng)”的需求。最后，推動“雙創(chuàng)”多元化高質(zhì)量發(fā)展，微信媒介需要提高服務水平，調(diào)整用戶策略，優(yōu)化產(chǎn)品體驗，推出符合大學生心理層面、社會層面、信息層面多樣化信息分享需求的“雙創(chuàng)”產(chǎn)品，優(yōu)化“雙創(chuàng)”環(huán)境和質(zhì)量。