趙秀麗 馬早明

摘?要：為厘清影響大學生創(chuàng)業(yè)的環(huán)境因素，探明創(chuàng)業(yè)環(huán)境影響創(chuàng)業(yè)意向的內部作用機制，本研究通過問卷調查對廣東省1524名大學生進行了實證調查。結果表明，廣東省大學生創(chuàng)業(yè)意向較低，且在性別、專業(yè)、學歷等方面存在差異;創(chuàng)業(yè)環(huán)境的教育與培訓、社會文化兩個維度能夠正向預測創(chuàng)業(yè)意向;創(chuàng)業(yè)效能感部分中介了創(chuàng)業(yè)環(huán)境與創(chuàng)業(yè)意向之間的關系;性別調節(jié)了創(chuàng)業(yè)環(huán)境通過創(chuàng)業(yè)效能感影響創(chuàng)業(yè)意向這一中介過程的后半部分。改善創(chuàng)業(yè)環(huán)境、增強創(chuàng)業(yè)效能感有助于提升大學生創(chuàng)業(yè)意向。

關鍵詞：創(chuàng)業(yè)環(huán)境;創(chuàng)業(yè)意向;創(chuàng)業(yè)效能感;大學生

一、問題提出

近日，教育部公布的2020屆高校畢業(yè)生數量，再次引發(fā)公眾對大學生就業(yè)問題的關注。為緩解大學生就業(yè)壓力，除升學、參軍、自謀職業(yè)等，政府還大力提倡以創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)，并為此出臺了一系列政策，鼓勵大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)。[1]大學生創(chuàng)業(yè)不僅能提供就業(yè)機會，緩解就業(yè)壓力，還有助于實現技術創(chuàng)新和成果轉化。[2]行為背后是意識的驅動，創(chuàng)業(yè)行為背后是創(chuàng)業(yè)意向的驅使[3]，所謂創(chuàng)業(yè)意向，即個體具有創(chuàng)辦企業(yè)的打算，并為此不斷采取實際行動以成功創(chuàng)業(yè)的內在意愿[4]，創(chuàng)業(yè)意向能有效預測創(chuàng)業(yè)行為[5]。因此，厘清對大學生創(chuàng)業(yè)產生影響的環(huán)境因素，探明創(chuàng)業(yè)環(huán)境作用于大學生創(chuàng)業(yè)意向的內在機制，能夠為政府及高校有針對性地出臺相關創(chuàng)業(yè)政策、營造良好創(chuàng)業(yè)生態(tài)提供參考，同時為預測大學生創(chuàng)業(yè)行為、指導大學生創(chuàng)業(yè)實踐提供實證依據。

社會學習理論認為，個體會通過觀察、模仿外界環(huán)境習得某種行為。創(chuàng)業(yè)環(huán)境是指影響個體創(chuàng)業(yè)的政治、經濟、文化、社會等所有外部因素的總和。[6]它不受創(chuàng)業(yè)者主觀控制，卻對創(chuàng)業(yè)者產生重要影響。潛在創(chuàng)業(yè)者通過模仿、學習社會中的成功創(chuàng)業(yè)者從而產生創(chuàng)業(yè)意向及行為。當前，關于創(chuàng)業(yè)環(huán)境較為經典的模型是GEM模型和由Gnyawali等[7]提出的五維模型，前者將創(chuàng)業(yè)環(huán)境細分為政策、教育、文化、金融、基礎設施等九個維度，后者將創(chuàng)業(yè)環(huán)境劃分為行政、經濟、能力、資金及其他支持五個維度。由于本文聚焦大學生創(chuàng)業(yè)，因此，在借鑒以上模型的基礎上，將創(chuàng)業(yè)環(huán)境分為政府行政、融資、教育與培訓和社會文化四個維度。[8]已有研究表明，創(chuàng)業(yè)環(huán)境正向預測創(chuàng)業(yè)意向，大學生所處創(chuàng)業(yè)環(huán)境越有利，創(chuàng)業(yè)意向越強烈[9][10][11]。此外，創(chuàng)業(yè)環(huán)境是否還通過某些中介變量間接影響創(chuàng)業(yè)意向？其作用機制是什么？通過查閱以往文獻，本文認為創(chuàng)業(yè)效能感可能是一個在創(chuàng)業(yè)環(huán)境和創(chuàng)業(yè)意向之間起重要作用的中介變量。

作為一種重要的個體自我認知，自我效能感（self-efficacy）是個體對自己能否在一定水平上完成某項任務的推測及自信程度，它是一種主觀的自我評估，基于個體實力，但未必真實反映個體實力。創(chuàng)業(yè)效能感是自我效能感的衍生概念，它指創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)之前對自己能否成功創(chuàng)業(yè)的主觀估計[12]，是創(chuàng)業(yè)領域的一個重要概念。已有研究顯示，創(chuàng)業(yè)效能感正向預測創(chuàng)業(yè)意向。[13]三元交互理論認為，環(huán)境、認知及個體行為交互作用、彼此影響。面對區(qū)域創(chuàng)業(yè)環(huán)境，大學生會根據自己的認知、思想、觀念等重新構建外部創(chuàng)業(yè)環(huán)境對于自身的意義，評估創(chuàng)業(yè)預期，從而決定是否創(chuàng)業(yè)。因此，創(chuàng)業(yè)效能感很可能在創(chuàng)業(yè)環(huán)境與創(chuàng)業(yè)意向之間產生中介效應。

創(chuàng)業(yè)環(huán)境可能會通過創(chuàng)業(yè)效能感影響創(chuàng)業(yè)意向，對于大學生而言，置身于同樣的創(chuàng)業(yè)環(huán)境，不同大學生表現出不同的創(chuàng)業(yè)效能感、創(chuàng)業(yè)意向，原因何在？是否存在其他效應？現實中，似乎男性創(chuàng)業(yè)者多于女性。[14]通過文獻分析發(fā)現，性別有可能對這一中介過程產生影響。在創(chuàng)業(yè)效能感向創(chuàng)業(yè)意向轉化的過程中，性別是否確實起調節(jié)作用，是本文要研究的另一重要內容。

綜上所述，本文提出以下研究假設：

H1：創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)效能感有顯著正向影響，即創(chuàng)業(yè)環(huán)境越有利，創(chuàng)業(yè)效能感水平越高;

H2：創(chuàng)業(yè)效能感對創(chuàng)業(yè)意向有顯著正向影響，即創(chuàng)業(yè)效能感水平越高，創(chuàng)業(yè)意向越強烈;

H3：創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)意向有顯著正向影響，即創(chuàng)業(yè)環(huán)境越有利，創(chuàng)業(yè)意向越強烈;

H4：創(chuàng)業(yè)效能感在創(chuàng)業(yè)環(huán)境與創(chuàng)業(yè)意向之間具有中介效應;

H5：性別在創(chuàng)業(yè)效能感與創(chuàng)業(yè)意向之間具有調節(jié)效應;

H6：性別調節(jié)了創(chuàng)業(yè)環(huán)境通過創(chuàng)業(yè)效能感影響創(chuàng)業(yè)意向這一中介過程的后半部分。

據此，本文提出理論研究模型，如圖1所示。

二、研究方法

（一）研究對象

隨機選取廣東16所高校1800名大學生進行問卷調查，刪除規(guī)律作答等無效問卷，最終得到有效問卷1524份（有效回收率84.67%）。其中，男生547人（35.9%），女生977人（64.1%）;理工類專業(yè)210人（13.8%），人文社科類專業(yè)654人（42.9%），經管類專業(yè)268人（17.6%），其他專業(yè)392人（25.7%）;?？粕?38人（22.2%），本科生1113人（73.1%），碩士研究生51人（3.3%），博士研究生22人（1.4%）。

（二）研究工具

已有研究表明，7-9點量表由于選項過多，在一定程度上對被試造成干擾，4點量表由于選項過少而不足以表達題項，相對而言，5點量表是測量效果最好的方式。[15]因此，本文全部采用Likert5點量表。

1.創(chuàng)業(yè)環(huán)境量表。采用朱蕾蕾編制的創(chuàng)業(yè)環(huán)境量表。該量表包含四個維度，每個維度下設3個題項，共計12個題項。[16]要求被試對廣東創(chuàng)業(yè)環(huán)境進行評價，得分越高，表明創(chuàng)業(yè)環(huán)境越有利，反之，越不利。示例題項如“政府提供優(yōu)惠的稅收政策”（行政環(huán)境）。本研究中，該量表總的Cronbach α系數為0.91。

2.創(chuàng)業(yè)效能感量表。采用LIN'N 等[17]編制的創(chuàng)業(yè)效能感量表（Perceived Behavioral Control）。該量表為單維度量表，由6個題項組成。已有研究表明，該量表適用于中國情境。[18]示例條目如“創(chuàng)辦并運營一家公司對我來說比較容易”。該量表在本研究中的Cronbach α系數為0.96。

3.創(chuàng)業(yè)意向量表。借鑒CHEN等[19]編制的創(chuàng)業(yè)意向量表（Individual Entrepreneurial Intent Scale，IEIS）[20]。該量表為單維結構，由5個題項組成。示例條目如“我即將創(chuàng)辦我自己的企業(yè)”。本研究中，該量表的Cronbach α系數為0.94。

（三）施測程序

隨機對廣東16所高校大學生進行問卷調查，對于廣州市內高校，在征得領導和任課老師同意的前提下，由研究者以班級為單位集體施測;對于廣州市外其他高校，利用研究者個人社會交往網絡，采用電子問卷進行數據收集。

本研究采用SPSS21.0和Mplus7.0對數據進行錄入、處理和分析。首先，運用Mplus進行驗證性因子分析，以檢驗共同方法偏差問題;其次，運用SPSS21.0進行皮爾遜（Pearson）相關分析;最后運用層次回歸分析考察創(chuàng)業(yè)環(huán)境、創(chuàng)業(yè)效能感對創(chuàng)業(yè)意向的影響。

三、研究結果

（一）驗證性因子分析

由于所有數據均來自大學生群體的自我報告，因此，在進行相關分析和假設檢驗前，有必要先對變量間的區(qū)分效度進行檢驗。運用Mplus進行驗證性因子分析，如表1所示，三因子測量模型（χ2=359.91，df=227，p<0.01，CFI=0.79，TLI=0.76，RMSEA=0.11，SRMR=0.09）各項擬合指標均優(yōu)于其他兩個模型，區(qū)分效度良好，不存在共同方法偏差問題。

2所示，大學生創(chuàng)業(yè)意向在專業(yè)（F=7.21，p<0.001）和學歷（F=9.54，p<0.001）上差異顯著，事后比較（Scheffe法）發(fā)現，?？粕鷦?chuàng)業(yè)意向（M=3.10）明顯高于本科生（M=2.65）、碩士研究生（M=2.64）和博士研究生（M=2.57）;理工類專業(yè)大學生創(chuàng)業(yè)意向（M=2.95）顯著高于人文社科（M=2.56）、經管（M=2.67）等其他專業(yè)（M=2.57）。

（三）相關分析

采用Pearson相關考察變量間的關系，如表3所示，創(chuàng)業(yè)環(huán)境與創(chuàng)業(yè)意向（r=0.48，p<0.01）、創(chuàng)業(yè)效能感（r=0.56，p<0.01）呈顯著正相關;創(chuàng)業(yè)效能感與創(chuàng)業(yè)意向（r=0.80，p<0.01）呈顯著正相關。

（四）假設檢驗

1.創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)意向的回歸分析

如表4模型2所示，創(chuàng)業(yè)環(huán)境與大學生創(chuàng)業(yè)意向之間的相關關系顯著（β=0.704，р<0.01），進一步的回歸分析顯示，創(chuàng)業(yè)環(huán)境4個維度中，行政環(huán)境（β=-0.048，р>0.05）、融資環(huán)境（β=-0.009，р>0.05）與大學生創(chuàng)業(yè)意向之間無顯著相關，教育與培訓環(huán)境（β=0.414，р<0.01）、社會文化環(huán)境（β=0.289，р<0.01）正向預測大學生創(chuàng)業(yè)意向，如表4中模型5所示。

2.中介效應檢驗

運用層級回歸分析考察創(chuàng)業(yè)效能感在創(chuàng)業(yè)環(huán)境與創(chuàng)業(yè)意向之間的中介效應。首先，檢驗假設1和假設2，先把性別、學歷、專業(yè)作為控制變量放入回歸分析，再把創(chuàng)業(yè)環(huán)境作為自變量，創(chuàng)業(yè)效能感作為因變量放入回歸分析，構成表4模型7，由模型7可知，創(chuàng)業(yè)環(huán)境與創(chuàng)業(yè)效能感顯著相關（β=0.783，р<0.01），即H1得到支持;然后，再把創(chuàng)業(yè)效能感作為自變量，把大學生創(chuàng)業(yè)意向作為因變量進行回歸分析，構成表4中的模型4，由模型4可知，創(chuàng)業(yè)效能感正向預測大學生創(chuàng)業(yè)意向（β=0.824，р<0.01），即H2得到支持。

由表4模型2可知，創(chuàng)業(yè)環(huán)境與大學生創(chuàng)業(yè)意向呈顯著正相關，且正向預測大學生創(chuàng)業(yè)意向（β=0.704，р<0.01），即H3得到支持。綜上所述，如表4所示，在控制創(chuàng)業(yè)環(huán)境后，創(chuàng)業(yè)效能感與創(chuàng)業(yè)意向效應變?。?.087<0.789），因此，創(chuàng)業(yè)效能感在創(chuàng)業(yè)環(huán)境和大學生創(chuàng)業(yè)意向之間起部分中介效應，H4得到支持。

3.性別的調節(jié)效應檢驗

采用層級回歸分析考察性別的調節(jié)效應。根據溫忠麟等[21]關于調節(jié)效應的檢驗方法，先放入學歷、專業(yè)等控制變量，再放入主效應（創(chuàng)業(yè)效能感和性別），最后放入創(chuàng)業(yè)效能感和性別的乘積項。根據方杰等的研究結論，中心化與否對調節(jié)效應的檢驗無影響[22]，故本文不作中心化處理。如表5所示，性別在創(chuàng)業(yè)效能感與創(chuàng)業(yè)意向之間具有正向調節(jié)效應（β=0.060，р<0.05），H5得到支持。

為進一步分析性別的調節(jié)作用趨勢，根據Cohen（1983）等[23]的做法，用圖來展示調節(jié)回歸分析的結果。如圖2所示，隨著創(chuàng)業(yè)效能感的增強，男女創(chuàng)業(yè)意向不斷增強，但在相同強度的創(chuàng)業(yè)效能感下，男生創(chuàng)業(yè)意向高于女生。

為檢驗性別對創(chuàng)業(yè)環(huán)境通過創(chuàng)業(yè)效能感影響創(chuàng)業(yè)意向的中介效應的調節(jié)效應，根據葉寶娟[24]、溫忠麟等[25]的觀點，當創(chuàng)業(yè)環(huán)境與創(chuàng)業(yè)效能感、創(chuàng)業(yè)意向之間效應顯著，創(chuàng)業(yè)效能感、性別與創(chuàng)業(yè)效能感的交互項均與創(chuàng)業(yè)意向有顯著效應時，表明存在有調節(jié)的中介效應，如表6所示，性別與創(chuàng)業(yè)環(huán)境、創(chuàng)業(yè)效能感及大學生創(chuàng)業(yè)意向之間是有調節(jié)的中介效應，H6得到支持。

四、結論與建議

（一）結論

1.大學生創(chuàng)業(yè)意向及人口統計學差異

研究顯示，廣東大學生創(chuàng)業(yè)意向整體偏低（M=2.73，SD=1.04），并在性別、專業(yè)、學歷上存在差異。中國傳統男女分工使男生在畢業(yè)后面臨更大經濟壓力，創(chuàng)業(yè)有可能緩解經濟壓力，因此，相比女生，男生具有更強的創(chuàng)業(yè)動力和意向;在專業(yè)上，理工類大學生創(chuàng)業(yè)意向最高（M=2.95），這可能是因為理工類大學生通常掌握創(chuàng)辦企業(yè)所需的核心技術，具有相對創(chuàng)業(yè)優(yōu)勢;在學歷上，專科生創(chuàng)業(yè)意向最為強烈（M=2.95），碩士（M=2.64）、博士（M=2.57）研究生創(chuàng)業(yè)意向最弱，這或許是因為，相比?？粕?，研究生畢業(yè)后一般會有相對較好的就業(yè)機會，創(chuàng)業(yè)動機不足。

2.創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)意向的影響

相關分析表明，創(chuàng)業(yè)環(huán)境與大學生創(chuàng)業(yè)意向關系顯著，進一步的回歸分析發(fā)現，創(chuàng)業(yè)環(huán)境中的教育與培訓、社會文化兩個維度正向預測大學生創(chuàng)業(yè)意向，行政環(huán)境、融資環(huán)境對大學生創(chuàng)業(yè)意向的預測作用不明顯。這表明，中國各級各類創(chuàng)業(yè)教育卓有成效，促進了大學生對創(chuàng)業(yè)的認識和興趣，提升了大學生對創(chuàng)業(yè)成功的預期;相關部門營造的良好社會文化氛圍激發(fā)了大學生創(chuàng)業(yè)的熱情和信心，達到了提升大學生創(chuàng)業(yè)意向的效果。外因通過內因起作用，大學生可能更加關注創(chuàng)業(yè)所需的知識、能力、資源等內部個人因素，對于行政環(huán)境和融資環(huán)境等外部環(huán)境因素關注不夠，因此，這兩個維度對大學生創(chuàng)業(yè)意向的影響不大。

3.創(chuàng)業(yè)效能感的中介作用

研究顯示，創(chuàng)業(yè)效能感在創(chuàng)業(yè)環(huán)境與大學生創(chuàng)業(yè)意向之間具有部分中介效應，即創(chuàng)業(yè)環(huán)境既可以直接影響創(chuàng)業(yè)意向，又可以通過創(chuàng)業(yè)效能感這個“中介”間接影響創(chuàng)業(yè)意向，從自我效能感視角揭示了創(chuàng)業(yè)環(huán)境作用于創(chuàng)業(yè)意向的內在機制——直接效應和間接效應并存，這說明，在創(chuàng)業(yè)意向的提升上，不僅可以通過營造良好創(chuàng)業(yè)環(huán)境的直接方式，還可以基于自我效能感理論，通過成功案例分享獲得替代性經驗、言語上的鼓勵等，由創(chuàng)業(yè)效能感的增強促進創(chuàng)業(yè)意向的提升。

4.性別的調節(jié)作用

研究顯示，性別不僅調節(jié)了創(chuàng)業(yè)效能感與創(chuàng)業(yè)意向的關系，還調節(jié)了創(chuàng)業(yè)環(huán)境通過創(chuàng)業(yè)效能感影響創(chuàng)業(yè)意向這一中介過程的后半段。這一發(fā)現表明，面對同樣的創(chuàng)業(yè)環(huán)境，男女大學生的創(chuàng)業(yè)激情都會被不同程度的激發(fā)，但在同樣水平的創(chuàng)業(yè)效能感下，男大學生的創(chuàng)業(yè)意向較強。這可能是因為，男生更傾向于從事開創(chuàng)性、冒險性、更能“賺大錢”的工作，以便將來“養(yǎng)家糊口”，女生更傾向于從事教師、護士等比較“穩(wěn)定”的職業(yè)，以便將來“照顧家庭”，這種男女分工的刻板印象，使得男大學生在面對創(chuàng)業(yè)機遇時動力更足，創(chuàng)業(yè)意向更高;相比之下，女大學生更有可能猶豫、觀望，甚至放棄機遇，使創(chuàng)業(yè)意向降低。

（二）建議

通過對廣東省16所高校大學生的實證調查，本文厘清了影響大學生創(chuàng)業(yè)的環(huán)境因素，揭示了創(chuàng)業(yè)環(huán)境影響大學生創(chuàng)業(yè)意向的內在作用機制，有助于政府及高校出臺有針對性的創(chuàng)業(yè)扶持政策，營造出良好創(chuàng)業(yè)生態(tài)環(huán)境，同時有效預測、指導大學生創(chuàng)業(yè)行為。

1.進一步改善創(chuàng)業(yè)環(huán)境

研究發(fā)現，教育與培訓環(huán)境、社會文化環(huán)境能夠正向預測大學生創(chuàng)業(yè)意向。眾所周知，大學生創(chuàng)業(yè)知識的習得很大程度上來源于高校、相關機構開展的創(chuàng)業(yè)教育與培訓，因此，在教育與培訓環(huán)境的改善上，應注重通過創(chuàng)業(yè)案例分析、創(chuàng)業(yè)項目培育等“情景教學”方式增進大學生的創(chuàng)業(yè)感知與思考，幫助大學生初步掌握創(chuàng)業(yè)的基本知識、流程和條件，以提升創(chuàng)業(yè)教育實效;在社會文化氛圍的營造上，借助當地創(chuàng)業(yè)成功的典型案例，大力宣傳，引導大眾意識到大學生創(chuàng)業(yè)在帶動就業(yè)、服務社會上所產生的價值，引導社會對大學生創(chuàng)業(yè)的認同、支持和鼓勵，對創(chuàng)業(yè)失敗的理解和包容。

2.增強大學生創(chuàng)業(yè)效能感

根據自我效能感理論，個體成功創(chuàng)業(yè)的直接經驗、他人成功創(chuàng)業(yè)的間接經驗、鼓勵創(chuàng)業(yè)的言語等都可以增強創(chuàng)業(yè)效能感。因此，在提升大學生創(chuàng)業(yè)效能感時，可通過加強創(chuàng)業(yè)政策保障，如在準入機制、金融支持、行政服務、專業(yè)幫扶等方面予以傾斜，從而增加大學生成功創(chuàng)業(yè)的預期，促進大學生不斷獲得創(chuàng)業(yè)成功的直接經驗;通過對創(chuàng)業(yè)成功企業(yè)、企業(yè)家等典型案例的表彰、宣傳，獲取替代性經驗和“語言勸說”，提升創(chuàng)業(yè)效能感，增強大學生創(chuàng)業(yè)的信心。

3.有針對性開展創(chuàng)業(yè)幫扶

研究顯示，相比女大學生，男大學生擁有更強烈的創(chuàng)業(yè)意向。因此，在開展創(chuàng)業(yè)培訓或幫扶時，要提高針對性，對于男大學生可側重其創(chuàng)業(yè)知識的獲取、創(chuàng)業(yè)技能的提升、創(chuàng)業(yè)訊息的獲取等，幫助其提升創(chuàng)業(yè)成功的可能性;對女大學生而言，首當其沖的，是給予其更多言語鼓勵，助其破除女生不適合創(chuàng)業(yè)的思維定勢，再圖其他。

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（責任編輯?鐘嘉儀）