創(chuàng)業(yè)教育對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響研究
——創(chuàng)業(yè)自我效能與社會網(wǎng)絡(luò)鏈?zhǔn)降闹薪樽饔?/h1>
2020-10-30 14:35:28余嘉璐詹安琪李欠強(qiáng)
科技創(chuàng)業(yè)月刊 2020年9期
余嘉璐 詹安琪 李欠強(qiáng)
(臺州學(xué)院 商學(xué)院，浙江 臺州 318000)
0 引言
近年來，政府對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)的予以大力支持，但據(jù)《2019年中國大學(xué)生就業(yè)報告》數(shù)據(jù)顯示，2018屆本科畢業(yè)生“自主創(chuàng)業(yè)”的比例僅有1.8%，總體比例偏低，如何提升大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿成為國內(nèi)眾多學(xué)者研究關(guān)注的熱點(diǎn)。
關(guān)于大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素的文獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下兩個方面：首先，從家庭背景[1-2]、創(chuàng)業(yè)政策[3]、社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系[4-6]、社會資本[7]、創(chuàng)業(yè)榜樣[8]與同輩群體[9]等環(huán)境因素展開研究；其次，從大學(xué)生的人口統(tǒng)計特征[10]、創(chuàng)業(yè)激情[11]、主動性人格[12]、創(chuàng)造性人格[13]、自我效能[14-15]等個體因素展開研究。
隨著各高校對創(chuàng)業(yè)教育的重視，越來越多的學(xué)者對創(chuàng)業(yè)教育如何影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿進(jìn)行了實(shí)證研究[16-19]。本文基于現(xiàn)有研究文獻(xiàn)，在創(chuàng)業(yè)教育與大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿之間引入創(chuàng)業(yè)自我效能和社會網(wǎng)絡(luò)兩個變量，并構(gòu)建鏈?zhǔn)街薪榈慕Y(jié)構(gòu)方程模型(SEM)，揭示創(chuàng)業(yè)教育影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的內(nèi)部機(jī)制，為更好地通過創(chuàng)業(yè)教育激發(fā)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿提供借鑒。
1 研究設(shè)計
1.1 研究假設(shè)
1.1.1 創(chuàng)業(yè)教育對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響
哈佛商學(xué)院Myles Mace教授于1947年開設(shè)了第一堂創(chuàng)業(yè)教育課程，自此越來越多學(xué)者開始加入到創(chuàng)業(yè)教育研究的隊伍。其中，Harrision、Mason(2007)認(rèn)為創(chuàng)業(yè)教育由“創(chuàng)業(yè)教育內(nèi)容、創(chuàng)業(yè)教育方式、創(chuàng)業(yè)教育制度”3部分組成，受到個人差異和環(huán)境因素影響[20]。Bridge等(2010)認(rèn)為創(chuàng)業(yè)教育是培養(yǎng)具有一系列基礎(chǔ)技能和相關(guān)知識的個體的教育，無論個人選擇就業(yè)還是自主創(chuàng)業(yè)，這些能力都可以使他們在工作中做出獨(dú)特的創(chuàng)新和創(chuàng)造性的貢獻(xiàn)[21]。Curavic(2011)提出創(chuàng)業(yè)教育是發(fā)展個體將其思想轉(zhuǎn)化為行動的能力，包括創(chuàng)造力、創(chuàng)新力、冒險精神以及計劃和管理項目目標(biāo)得以實(shí)現(xiàn)的能力[22]。
Bird于1988年提出創(chuàng)業(yè)意愿的概念，創(chuàng)業(yè)意愿是反映個人或組織對創(chuàng)業(yè)有意向的計劃或決策的動機(jī)[23]。Thompson(2009)也認(rèn)為個人創(chuàng)業(yè)意愿是一種信念，是個人計劃創(chuàng)造新的企業(yè)，并將在未來執(zhí)行這些計劃[24]。
唐靜、朱廣志(2010)研究表明創(chuàng)業(yè)教育特別是創(chuàng)業(yè)課程設(shè)置對創(chuàng)業(yè)動機(jī)具有顯著的正面影響[25]。Solesvik(2013)基于TPB理論的研究則表明，受過創(chuàng)業(yè)教育的個體具有更高的創(chuàng)業(yè)動機(jī)[26]。向輝、雷家骕(2014)研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)教育可以直接對大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意向產(chǎn)生積極影響[16]。王心煥等(2016)通過比較本科院校與高職院校，得出本科院校的創(chuàng)業(yè)教育顯著增強(qiáng)了學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意向，其中創(chuàng)業(yè)實(shí)踐活動的影響最為明顯，但高職院校的創(chuàng)業(yè)教育并不有效[17]。黃穎等(2017)把創(chuàng)業(yè)教育分為學(xué)校創(chuàng)業(yè)教育與社會創(chuàng)業(yè)教育，學(xué)校創(chuàng)業(yè)教育能夠顯著地正向影響學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿[18]。據(jù)此提出如下假設(shè);
假設(shè)1:創(chuàng)業(yè)教育對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿起著積極影響作用。
1.1.2 創(chuàng)業(yè)自我效能的中介作用
Bandura(1977)提出自我效能是個人對實(shí)施直接影響其動機(jī)的活動所需能力的主觀評估，是解釋個人行為動機(jī)的原因[27]。大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)自我效能感，主要在高校參與各類創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育以及相關(guān)實(shí)踐活動，已有研究表明，接受過創(chuàng)業(yè)教育的大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)自我效能會更強(qiáng)[28]。Cox等(2002)的研究也得出創(chuàng)業(yè)教育對于創(chuàng)業(yè)自我效能有顯著的正向作用[29]。還有不少學(xué)者得出一致的結(jié)論：創(chuàng)業(yè)自我效能顯著正向影響創(chuàng)業(yè)意愿[14-15]。唐炎釗、張印軒(2018)發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)自我效能感在創(chuàng)造性人格與創(chuàng)業(yè)意愿之間存在中介作用[13]。許慧、郝麗(2019)得出創(chuàng)業(yè)自我效能在創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿之間起著中介效應(yīng)。據(jù)此本文將提出如下假設(shè)：
假設(shè)2：創(chuàng)業(yè)自我效能在創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿之間起著中介作用。
1.1.3 社會網(wǎng)絡(luò)的中介作用
Redcliffe Brow(1940)在《社會結(jié)構(gòu)》一文中，首先提出了社會網(wǎng)絡(luò)的概念。20世紀(jì)60年代以后，在White等學(xué)者的研究下，社會網(wǎng)絡(luò)理論發(fā)展迅速。Aldrich、Zimmer(1985)將社會網(wǎng)絡(luò)定義為提供大量信息的各種資源的鏈接，并且是該主體獲得資源和社會支持以便識別和利用機(jī)會的結(jié)構(gòu)[30]。創(chuàng)業(yè)教育通過開設(shè)創(chuàng)業(yè)講座，舉辦創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)會等系列活動，讓大學(xué)生認(rèn)識到社會網(wǎng)絡(luò)對其今后發(fā)展創(chuàng)業(yè)的重要性。由此可推知，創(chuàng)業(yè)教育對個體擴(kuò)充其社會網(wǎng)絡(luò)具有正向的引導(dǎo)作用。Hill、Dunbar(2003)認(rèn)為社會網(wǎng)絡(luò)有助于創(chuàng)業(yè)意愿的產(chǎn)生、創(chuàng)業(yè)機(jī)會的發(fā)現(xiàn)和識別[31]。胡文安等(2016)得出社會網(wǎng)絡(luò)(強(qiáng)度、中心度、異質(zhì)性)都與創(chuàng)業(yè)意向正相關(guān)[6]。譚力文等(2015)研究發(fā)現(xiàn)在家庭和學(xué)校背景下形成的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系更有利于激發(fā)大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意向[5]。據(jù)此提出如下假設(shè)：
假設(shè)3：社會網(wǎng)絡(luò)在創(chuàng)業(yè)教育與大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿之間起著中介作用。
1.1.4 創(chuàng)業(yè)自我效能與社會網(wǎng)絡(luò)的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/p>
通過分析發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)教育既可以通過創(chuàng)業(yè)自我效能影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿，也可以通過社會網(wǎng)絡(luò)影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿。同時我們認(rèn)為創(chuàng)業(yè)自我效能能積極影響社會網(wǎng)絡(luò)，即具有較高創(chuàng)業(yè)自我效能的大學(xué)生能積極擴(kuò)大社會網(wǎng)絡(luò)，進(jìn)而影響其創(chuàng)業(yè)意愿。據(jù)此提出如下假設(shè)：
假設(shè)4：創(chuàng)業(yè)自我效能與社會網(wǎng)絡(luò)在創(chuàng)業(yè)教育與大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿之間起著鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
1.2 理論模型構(gòu)建
根據(jù)上述研究假設(shè)，構(gòu)建本文理論研究模型(見圖1)。
圖1 理論研究模型
1.3 變量測量
創(chuàng)業(yè)教育主要參考張寧(2016)[32]的研究，從創(chuàng)業(yè)教師、創(chuàng)業(yè)課程與創(chuàng)業(yè)實(shí)踐三個維度采用9個題項進(jìn)行測量。大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的測量我們借鑒Lian、Chen(2009)[33]的量表，共4個題項。創(chuàng)業(yè)自我效能的測量借鑒Lian、Chen(2009)[33]的量表，共有4個題項；社會網(wǎng)絡(luò)的測量借鑒胡文安(2015)[6]、尹歡(2016)[34]的量表，共有5個題項。
1.4 預(yù)測試分析
為了保證調(diào)查問卷的效度和信度，研究人員向自己所在高校大三、大四學(xué)生發(fā)放問卷進(jìn)行預(yù)測試，共發(fā)放問卷50份，回收有效問卷45份。對回收的預(yù)測試問卷應(yīng)用SPSS 23與Amos 23進(jìn)行初步的信效度分析，刪除因子載荷較低的題項，最終保留創(chuàng)業(yè)教育9個題項、創(chuàng)業(yè)意愿3個題項、創(chuàng)業(yè)自我效能4個題項以及社會網(wǎng)絡(luò)4個題項。各變量分量表的Cronbach α系數(shù)都在0.7 以上，總量表的Cronbach α 系數(shù)為0.89，因此量表具有較好的信度; 同時，因子分析結(jié)果顯示各個題項的因子載荷都在0.6 以上，表明量表具有較好的建構(gòu)效度。
1.5 樣本選擇與數(shù)據(jù)收集
本研究以浙江省30多所本科高校高年級大學(xué)生為研究對象，通過線上和線下發(fā)放問卷，共回收問卷562份，有效調(diào)查問卷497份，有效回收率位88.43%。
2 實(shí)證分析
本文實(shí)證部分主要應(yīng)用Mplus7.0進(jìn)行變量的信度與效度分析，并基于Bootstrap 1000次的Bias-Corrected與Percentile的置信區(qū)間法對本文的研究假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。
2.1 各變量的驗(yàn)證性分析(CFA)
2.1.1 創(chuàng)業(yè)教育的驗(yàn)證性分析
創(chuàng)業(yè)教育從創(chuàng)業(yè)教師、創(chuàng)業(yè)課程和創(chuàng)業(yè)實(shí)踐三個維度進(jìn)行測量，對其進(jìn)行二階因素模型驗(yàn)證性分析，結(jié)果如表1。通過表1可以看出，二階因子模型與一介有相關(guān)的三因子模型(χ2= 31.591,df = 24,χ2/df = 1.316,CFI = 0.995,TLI = 0.992,RMSEA = 0.032, SRMR = 0.029)比其它模型的擬合效果都要好，且具有良好的適配度，而二階模型相當(dāng)于一介模型的簡化，所以采用二階因子測量模型(見表1)。
表1 創(chuàng)業(yè)教育二階因子模型驗(yàn)證
同時對創(chuàng)業(yè)教育各維度的量表進(jìn)行信度與收斂效度進(jìn)行驗(yàn)證，具體見表2，標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷值均大于0.6，題目信度R2均大于0.3，組成信度CR均大于0.7，收斂效度AVE均大于0.5，符合標(biāo)準(zhǔn)。
表2 創(chuàng)業(yè)教育的信度與收斂效度
2.1.2 其他變量的驗(yàn)證性分析
對創(chuàng)業(yè)意愿、創(chuàng)業(yè)自我效能與社會網(wǎng)絡(luò)三個變量的測量模型分別進(jìn)行驗(yàn)證性分析，分析結(jié)果如表3所示，創(chuàng)業(yè)意愿、創(chuàng)業(yè)自我效能與社會網(wǎng)絡(luò)的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷值均大于0.6，題目信度R2均大于0.3，組成信度值CR均大于0.7，收斂效度AVE均大于0.5，符合標(biāo)準(zhǔn)。
表3 其他變量的信度與收斂效度
2.2 變量相關(guān)性與區(qū)別效度分析
如表4所示，創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)意愿，社會網(wǎng)絡(luò)以及創(chuàng)業(yè)自我效能均在0.001水平上顯著正相關(guān)，并且AVE值的平方根(對角線加粗?jǐn)?shù)字)均大于變量間的相關(guān)系數(shù)，具有良好的區(qū)別效度。
表4 變量相關(guān)性與與區(qū)別效度表
2.3 假設(shè)檢驗(yàn)
結(jié)構(gòu)方程模型分析顯示假設(shè)模型具有很好的整體適配度，路徑分析結(jié)果見圖2，模型適配度指標(biāo)見表5，表明可以對變量之間的關(guān)系做進(jìn)一步的分析，從表6可以看出總效應(yīng)與中介效應(yīng)的P值均在5%水平下顯著，并且1 000次的Bootstrap 結(jié)果顯示Bias-Corrected與Percentile method的置信區(qū)間(95%)均不包含0，證明本文的假設(shè)1、2、3和4全都成立。
圖2 結(jié)構(gòu)方程路徑圖
表5 適配度指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)及評價
表6 假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果
3 結(jié)論與建議
實(shí)證結(jié)果表明，高校創(chuàng)業(yè)教育的質(zhì)量積極影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿，創(chuàng)業(yè)自我效能、社會網(wǎng)絡(luò)在創(chuàng)業(yè)教育與大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿之間起著鏈?zhǔn)街薪樽饔?，解釋了?nèi)在影響機(jī)制。高校可以從創(chuàng)業(yè)教師、創(chuàng)業(yè)課程與創(chuàng)業(yè)實(shí)踐三個維度提高有效創(chuàng)業(yè)教育質(zhì)量，培養(yǎng)學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力，增強(qiáng)學(xué)生的創(chuàng)業(yè)自信心、創(chuàng)業(yè)主動性和自身的堅韌性。各大高校應(yīng)開設(shè)專門的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育課程，有針對性地開展創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教學(xué)改革，開設(shè)創(chuàng)業(yè)園，設(shè)立創(chuàng)業(yè)社團(tuán)與組織，普及創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)知識，組建學(xué)校創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊，完善孵化體系。同時，加強(qiáng)教師創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)與實(shí)踐，使之具有創(chuàng)業(yè)實(shí)踐經(jīng)歷與經(jīng)驗(yàn)，來帶動學(xué)生參與和體驗(yàn)，在實(shí)踐當(dāng)中去感悟去培養(yǎng)。定期舉辦創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)大賽，開設(shè)創(chuàng)業(yè)模擬項目和案例討論，開展各種類型的創(chuàng)業(yè)講座，豐富大學(xué)生對創(chuàng)業(yè)的認(rèn)知，進(jìn)一步提升學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力。在課程中增強(qiáng)創(chuàng)業(yè)認(rèn)知技能同時強(qiáng)調(diào)創(chuàng)業(yè)知識的實(shí)用性，從而有效推動學(xué)生自我效能的發(fā)展，拓展社會網(wǎng)絡(luò)，充分激發(fā)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿。
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近年來，政府對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)的予以大力支持，但據(jù)《2019年中國大學(xué)生就業(yè)報告》數(shù)據(jù)顯示，2018屆本科畢業(yè)生“自主創(chuàng)業(yè)”的比例僅有1.8%，總體比例偏低，如何提升大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿成為國內(nèi)眾多學(xué)者研究關(guān)注的熱點(diǎn)。
關(guān)于大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素的文獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下兩個方面：首先，從家庭背景[1-2]、創(chuàng)業(yè)政策[3]、社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系[4-6]、社會資本[7]、創(chuàng)業(yè)榜樣[8]與同輩群體[9]等環(huán)境因素展開研究；其次，從大學(xué)生的人口統(tǒng)計特征[10]、創(chuàng)業(yè)激情[11]、主動性人格[12]、創(chuàng)造性人格[13]、自我效能[14-15]等個體因素展開研究。
隨著各高校對創(chuàng)業(yè)教育的重視，越來越多的學(xué)者對創(chuàng)業(yè)教育如何影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿進(jìn)行了實(shí)證研究[16-19]。本文基于現(xiàn)有研究文獻(xiàn)，在創(chuàng)業(yè)教育與大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿之間引入創(chuàng)業(yè)自我效能和社會網(wǎng)絡(luò)兩個變量，并構(gòu)建鏈?zhǔn)街薪榈慕Y(jié)構(gòu)方程模型(SEM)，揭示創(chuàng)業(yè)教育影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的內(nèi)部機(jī)制，為更好地通過創(chuàng)業(yè)教育激發(fā)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿提供借鑒。
1 研究設(shè)計
1.1 研究假設(shè)
1.1.1 創(chuàng)業(yè)教育對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響
哈佛商學(xué)院Myles Mace教授于1947年開設(shè)了第一堂創(chuàng)業(yè)教育課程，自此越來越多學(xué)者開始加入到創(chuàng)業(yè)教育研究的隊伍。其中，Harrision、Mason(2007)認(rèn)為創(chuàng)業(yè)教育由“創(chuàng)業(yè)教育內(nèi)容、創(chuàng)業(yè)教育方式、創(chuàng)業(yè)教育制度”3部分組成，受到個人差異和環(huán)境因素影響[20]。Bridge等(2010)認(rèn)為創(chuàng)業(yè)教育是培養(yǎng)具有一系列基礎(chǔ)技能和相關(guān)知識的個體的教育，無論個人選擇就業(yè)還是自主創(chuàng)業(yè)，這些能力都可以使他們在工作中做出獨(dú)特的創(chuàng)新和創(chuàng)造性的貢獻(xiàn)[21]。Curavic(2011)提出創(chuàng)業(yè)教育是發(fā)展個體將其思想轉(zhuǎn)化為行動的能力，包括創(chuàng)造力、創(chuàng)新力、冒險精神以及計劃和管理項目目標(biāo)得以實(shí)現(xiàn)的能力[22]。
Bird于1988年提出創(chuàng)業(yè)意愿的概念，創(chuàng)業(yè)意愿是反映個人或組織對創(chuàng)業(yè)有意向的計劃或決策的動機(jī)[23]。Thompson(2009)也認(rèn)為個人創(chuàng)業(yè)意愿是一種信念，是個人計劃創(chuàng)造新的企業(yè)，并將在未來執(zhí)行這些計劃[24]。
唐靜、朱廣志(2010)研究表明創(chuàng)業(yè)教育特別是創(chuàng)業(yè)課程設(shè)置對創(chuàng)業(yè)動機(jī)具有顯著的正面影響[25]。Solesvik(2013)基于TPB理論的研究則表明，受過創(chuàng)業(yè)教育的個體具有更高的創(chuàng)業(yè)動機(jī)[26]。向輝、雷家骕(2014)研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)教育可以直接對大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意向產(chǎn)生積極影響[16]。王心煥等(2016)通過比較本科院校與高職院校，得出本科院校的創(chuàng)業(yè)教育顯著增強(qiáng)了學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意向，其中創(chuàng)業(yè)實(shí)踐活動的影響最為明顯，但高職院校的創(chuàng)業(yè)教育并不有效[17]。黃穎等(2017)把創(chuàng)業(yè)教育分為學(xué)校創(chuàng)業(yè)教育與社會創(chuàng)業(yè)教育，學(xué)校創(chuàng)業(yè)教育能夠顯著地正向影響學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿[18]。據(jù)此提出如下假設(shè);
假設(shè)1:創(chuàng)業(yè)教育對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿起著積極影響作用。
1.1.2 創(chuàng)業(yè)自我效能的中介作用
Bandura(1977)提出自我效能是個人對實(shí)施直接影響其動機(jī)的活動所需能力的主觀評估，是解釋個人行為動機(jī)的原因[27]。大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)自我效能感，主要在高校參與各類創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育以及相關(guān)實(shí)踐活動，已有研究表明，接受過創(chuàng)業(yè)教育的大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)自我效能會更強(qiáng)[28]。Cox等(2002)的研究也得出創(chuàng)業(yè)教育對于創(chuàng)業(yè)自我效能有顯著的正向作用[29]。還有不少學(xué)者得出一致的結(jié)論：創(chuàng)業(yè)自我效能顯著正向影響創(chuàng)業(yè)意愿[14-15]。唐炎釗、張印軒(2018)發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)自我效能感在創(chuàng)造性人格與創(chuàng)業(yè)意愿之間存在中介作用[13]。許慧、郝麗(2019)得出創(chuàng)業(yè)自我效能在創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿之間起著中介效應(yīng)。據(jù)此本文將提出如下假設(shè)：
假設(shè)2：創(chuàng)業(yè)自我效能在創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿之間起著中介作用。
1.1.3 社會網(wǎng)絡(luò)的中介作用
Redcliffe Brow(1940)在《社會結(jié)構(gòu)》一文中，首先提出了社會網(wǎng)絡(luò)的概念。20世紀(jì)60年代以后，在White等學(xué)者的研究下，社會網(wǎng)絡(luò)理論發(fā)展迅速。Aldrich、Zimmer(1985)將社會網(wǎng)絡(luò)定義為提供大量信息的各種資源的鏈接，并且是該主體獲得資源和社會支持以便識別和利用機(jī)會的結(jié)構(gòu)[30]。創(chuàng)業(yè)教育通過開設(shè)創(chuàng)業(yè)講座，舉辦創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)會等系列活動，讓大學(xué)生認(rèn)識到社會網(wǎng)絡(luò)對其今后發(fā)展創(chuàng)業(yè)的重要性。由此可推知，創(chuàng)業(yè)教育對個體擴(kuò)充其社會網(wǎng)絡(luò)具有正向的引導(dǎo)作用。Hill、Dunbar(2003)認(rèn)為社會網(wǎng)絡(luò)有助于創(chuàng)業(yè)意愿的產(chǎn)生、創(chuàng)業(yè)機(jī)會的發(fā)現(xiàn)和識別[31]。胡文安等(2016)得出社會網(wǎng)絡(luò)(強(qiáng)度、中心度、異質(zhì)性)都與創(chuàng)業(yè)意向正相關(guān)[6]。譚力文等(2015)研究發(fā)現(xiàn)在家庭和學(xué)校背景下形成的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系更有利于激發(fā)大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意向[5]。據(jù)此提出如下假設(shè)：
假設(shè)3：社會網(wǎng)絡(luò)在創(chuàng)業(yè)教育與大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿之間起著中介作用。
1.1.4 創(chuàng)業(yè)自我效能與社會網(wǎng)絡(luò)的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/p>
通過分析發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)教育既可以通過創(chuàng)業(yè)自我效能影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿，也可以通過社會網(wǎng)絡(luò)影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿。同時我們認(rèn)為創(chuàng)業(yè)自我效能能積極影響社會網(wǎng)絡(luò)，即具有較高創(chuàng)業(yè)自我效能的大學(xué)生能積極擴(kuò)大社會網(wǎng)絡(luò)，進(jìn)而影響其創(chuàng)業(yè)意愿。據(jù)此提出如下假設(shè)：
假設(shè)4：創(chuàng)業(yè)自我效能與社會網(wǎng)絡(luò)在創(chuàng)業(yè)教育與大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿之間起著鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
1.2 理論模型構(gòu)建
根據(jù)上述研究假設(shè)，構(gòu)建本文理論研究模型(見圖1)。
圖1 理論研究模型
1.3 變量測量
創(chuàng)業(yè)教育主要參考張寧(2016)[32]的研究，從創(chuàng)業(yè)教師、創(chuàng)業(yè)課程與創(chuàng)業(yè)實(shí)踐三個維度采用9個題項進(jìn)行測量。大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的測量我們借鑒Lian、Chen(2009)[33]的量表，共4個題項。創(chuàng)業(yè)自我效能的測量借鑒Lian、Chen(2009)[33]的量表，共有4個題項；社會網(wǎng)絡(luò)的測量借鑒胡文安(2015)[6]、尹歡(2016)[34]的量表，共有5個題項。
1.4 預(yù)測試分析
為了保證調(diào)查問卷的效度和信度，研究人員向自己所在高校大三、大四學(xué)生發(fā)放問卷進(jìn)行預(yù)測試，共發(fā)放問卷50份，回收有效問卷45份。對回收的預(yù)測試問卷應(yīng)用SPSS 23與Amos 23進(jìn)行初步的信效度分析，刪除因子載荷較低的題項，最終保留創(chuàng)業(yè)教育9個題項、創(chuàng)業(yè)意愿3個題項、創(chuàng)業(yè)自我效能4個題項以及社會網(wǎng)絡(luò)4個題項。各變量分量表的Cronbach α系數(shù)都在0.7 以上，總量表的Cronbach α 系數(shù)為0.89，因此量表具有較好的信度; 同時，因子分析結(jié)果顯示各個題項的因子載荷都在0.6 以上，表明量表具有較好的建構(gòu)效度。
1.5 樣本選擇與數(shù)據(jù)收集
本研究以浙江省30多所本科高校高年級大學(xué)生為研究對象，通過線上和線下發(fā)放問卷，共回收問卷562份，有效調(diào)查問卷497份，有效回收率位88.43%。
2 實(shí)證分析
本文實(shí)證部分主要應(yīng)用Mplus7.0進(jìn)行變量的信度與效度分析，并基于Bootstrap 1000次的Bias-Corrected與Percentile的置信區(qū)間法對本文的研究假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。
2.1 各變量的驗(yàn)證性分析(CFA)
2.1.1 創(chuàng)業(yè)教育的驗(yàn)證性分析
創(chuàng)業(yè)教育從創(chuàng)業(yè)教師、創(chuàng)業(yè)課程和創(chuàng)業(yè)實(shí)踐三個維度進(jìn)行測量，對其進(jìn)行二階因素模型驗(yàn)證性分析，結(jié)果如表1。通過表1可以看出，二階因子模型與一介有相關(guān)的三因子模型(χ2= 31.591,df = 24,χ2/df = 1.316,CFI = 0.995,TLI = 0.992,RMSEA = 0.032, SRMR = 0.029)比其它模型的擬合效果都要好，且具有良好的適配度，而二階模型相當(dāng)于一介模型的簡化，所以采用二階因子測量模型(見表1)。
表1 創(chuàng)業(yè)教育二階因子模型驗(yàn)證
同時對創(chuàng)業(yè)教育各維度的量表進(jìn)行信度與收斂效度進(jìn)行驗(yàn)證，具體見表2，標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷值均大于0.6，題目信度R2均大于0.3，組成信度CR均大于0.7，收斂效度AVE均大于0.5，符合標(biāo)準(zhǔn)。
表2 創(chuàng)業(yè)教育的信度與收斂效度
2.1.2 其他變量的驗(yàn)證性分析
對創(chuàng)業(yè)意愿、創(chuàng)業(yè)自我效能與社會網(wǎng)絡(luò)三個變量的測量模型分別進(jìn)行驗(yàn)證性分析，分析結(jié)果如表3所示，創(chuàng)業(yè)意愿、創(chuàng)業(yè)自我效能與社會網(wǎng)絡(luò)的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷值均大于0.6，題目信度R2均大于0.3，組成信度值CR均大于0.7，收斂效度AVE均大于0.5，符合標(biāo)準(zhǔn)。
表3 其他變量的信度與收斂效度
2.2 變量相關(guān)性與區(qū)別效度分析
如表4所示，創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)意愿，社會網(wǎng)絡(luò)以及創(chuàng)業(yè)自我效能均在0.001水平上顯著正相關(guān)，并且AVE值的平方根(對角線加粗?jǐn)?shù)字)均大于變量間的相關(guān)系數(shù)，具有良好的區(qū)別效度。
表4 變量相關(guān)性與與區(qū)別效度表
2.3 假設(shè)檢驗(yàn)
結(jié)構(gòu)方程模型分析顯示假設(shè)模型具有很好的整體適配度，路徑分析結(jié)果見圖2，模型適配度指標(biāo)見表5，表明可以對變量之間的關(guān)系做進(jìn)一步的分析，從表6可以看出總效應(yīng)與中介效應(yīng)的P值均在5%水平下顯著，并且1 000次的Bootstrap 結(jié)果顯示Bias-Corrected與Percentile method的置信區(qū)間(95%)均不包含0，證明本文的假設(shè)1、2、3和4全都成立。
圖2 結(jié)構(gòu)方程路徑圖
表5 適配度指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)及評價
表6 假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果
3 結(jié)論與建議
實(shí)證結(jié)果表明，高校創(chuàng)業(yè)教育的質(zhì)量積極影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿，創(chuàng)業(yè)自我效能、社會網(wǎng)絡(luò)在創(chuàng)業(yè)教育與大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿之間起著鏈?zhǔn)街薪樽饔?，解釋了?nèi)在影響機(jī)制。高校可以從創(chuàng)業(yè)教師、創(chuàng)業(yè)課程與創(chuàng)業(yè)實(shí)踐三個維度提高有效創(chuàng)業(yè)教育質(zhì)量，培養(yǎng)學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力，增強(qiáng)學(xué)生的創(chuàng)業(yè)自信心、創(chuàng)業(yè)主動性和自身的堅韌性。各大高校應(yīng)開設(shè)專門的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育課程，有針對性地開展創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教學(xué)改革，開設(shè)創(chuàng)業(yè)園，設(shè)立創(chuàng)業(yè)社團(tuán)與組織，普及創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)知識，組建學(xué)校創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊，完善孵化體系。同時，加強(qiáng)教師創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)與實(shí)踐，使之具有創(chuàng)業(yè)實(shí)踐經(jīng)歷與經(jīng)驗(yàn)，來帶動學(xué)生參與和體驗(yàn)，在實(shí)踐當(dāng)中去感悟去培養(yǎng)。定期舉辦創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)大賽，開設(shè)創(chuàng)業(yè)模擬項目和案例討論，開展各種類型的創(chuàng)業(yè)講座，豐富大學(xué)生對創(chuàng)業(yè)的認(rèn)知，進(jìn)一步提升學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力。在課程中增強(qiáng)創(chuàng)業(yè)認(rèn)知技能同時強(qiáng)調(diào)創(chuàng)業(yè)知識的實(shí)用性，從而有效推動學(xué)生自我效能的發(fā)展，拓展社會網(wǎng)絡(luò)，充分激發(fā)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿。
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