葉曉倩 歐梁羽柔 楊琳

摘要：以往大學生創(chuàng)業(yè)意向的研究中對創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)環(huán)境和創(chuàng)業(yè)者的人格特質等影響因素關注較多，較少從認知視角探討創(chuàng)業(yè)意向與其前因變量間的關系和作用機制。故基于社會認知理論，以高年級大學生為研究對象，探究創(chuàng)業(yè)自我效能感在創(chuàng)新能力對創(chuàng)業(yè)意向影響的中介作用，以及家庭背景和性別在其中的多重調節(jié)影響。結果顯示：創(chuàng)業(yè)自我效能感在創(chuàng)新能力和創(chuàng)業(yè)意向的正向關系中起中介作用;家庭背景在創(chuàng)新能力和創(chuàng)業(yè)意向的關系中起調節(jié)作用，即大學生的家庭背景越好，其創(chuàng)新能力對創(chuàng)業(yè)意向的正向影響更強;性別調節(jié)作用于創(chuàng)業(yè)自我效能感和創(chuàng)業(yè)意向的關系，相較于女生，男生的創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè)意向的影響更強。

關鍵詞：創(chuàng)新能力;創(chuàng)業(yè)自我效能感;創(chuàng)業(yè)意向;創(chuàng)業(yè)教育

中圖分類號：G642? ? ? 文獻標志碼：A? ? ? 文章編號：1008-4657（2021）05-0027-09

0? ? ? ? ?引言

新增就業(yè)供給與市場需求相背的發(fā)展趨勢導致年復一年的“史上最難就業(yè)季”，面對嚴峻就業(yè)形勢，國家明確提出要以創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)，尤其以大學畢業(yè)生為重點群體，鼓勵高校實施畢業(yè)生就業(yè)創(chuàng)業(yè)促進計劃。而對大學生創(chuàng)業(yè)相關問題的研究已久，研究角度也呈現(xiàn)出多元化的發(fā)展趨勢[ 1 ]，關注重點既有創(chuàng)業(yè)者、創(chuàng)業(yè)資源[ 2-5 ]，也有創(chuàng)業(yè)教育及創(chuàng)業(yè)環(huán)境等[ 6-9 ]。鑒于創(chuàng)業(yè)是一種極具鮮明個體特征的經濟活動，研究創(chuàng)業(yè)者能力因素對創(chuàng)業(yè)的影響十分必要。

根據社會認知理論，個體、行為和環(huán)境之間存在三元交互作用，個體具有自我組織、調節(jié)和反省等特點，能夠通過觀察學習和自我效能來建立預期以進行行為決策[ 10 ]。個體對自身創(chuàng)新能力的認知是其進行創(chuàng)造性活動的重要影響因素[ 11 ]，大學生自我認知的創(chuàng)新能力高低會影響其是否有意愿進行創(chuàng)業(yè)活動。

同時社會認知理論也強調個體的自我調節(jié)作用，自我效能感作為個人對完成工作能力的主觀評估，將直接影響其行為動機和意向[ 12 ]。作為實施創(chuàng)業(yè)行為前對自身完成情況預期的信念和判斷，創(chuàng)業(yè)自我效能感將影響大學生創(chuàng)業(yè)意向的強弱。而創(chuàng)新能力作為最關鍵的個體影響因素之一，能為大學生對自己與創(chuàng)業(yè)環(huán)境相互作用的判斷提供一定信息作為認知依據[ 4-5 ]。

外部環(huán)境也對創(chuàng)業(yè)意向有著重要影響[ 8 ]，如家庭背景會影響大學生創(chuàng)業(yè)活動，家庭經濟、社會資本能夠通過傳遞影響下一代的社會活動[ 13 ]。在中國，家庭乃至家族觀念較為強烈，來自家庭或家族的幫助對個人成長至關重要。家庭背景較好的大學生更可能從父輩處獲得較多資源，更有利于創(chuàng)業(yè)活動，創(chuàng)業(yè)意向也較為強烈[ 14 ]。性別因素對創(chuàng)業(yè)意向也具有顯著影響[ 15-17 ]。由于社會性別結構的差異和中國傳統(tǒng)文化中“男主外、女主內”思想的影響，女性在創(chuàng)業(yè)活動中往往處于劣勢。在相同創(chuàng)新能力和創(chuàng)業(yè)自我效能感的條件下，女大學生的創(chuàng)業(yè)意向更易受到固有思想和社會壓力的影響而被抑制[ 17 ]。

綜上，本研究以社會認知理論為基礎，探究創(chuàng)新能力對大學生創(chuàng)業(yè)自我效能感與創(chuàng)業(yè)意向關系的影響機制，將家庭背景和性別分別作為調節(jié)變量，就研究結果對如何培養(yǎng)大學生創(chuàng)新能力與指導創(chuàng)業(yè)管理實踐提出相關建議。

1? ? ? ? 理論基礎和研究假設

1.1? ? ? ? 創(chuàng)新能力與創(chuàng)業(yè)意向的關系

大學生群體的創(chuàng)新能力是指發(fā)現(xiàn)新事物、掌握新方法的強烈愿望及運用已有知識創(chuàng)造性解決問題的能力，是創(chuàng)造性認知和創(chuàng)造性實踐必備的各種能力的總和[ 18 ]。創(chuàng)業(yè)意向指潛在創(chuàng)業(yè)者對從事創(chuàng)業(yè)活動與否的主觀態(tài)度[ 19 ]，受個人能力、機會以及資源等條件制約，對創(chuàng)業(yè)主動性有直接影響[ 20 ]。個體創(chuàng)業(yè)能力一般包括決策能力、經營管理能力、專業(yè)技術能力、交往協(xié)調能力、創(chuàng)新能力5個方面，其中創(chuàng)新能力是重要組成部分[ 21 ]。研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新性特質維度對創(chuàng)業(yè)意向的提高具有積極作用[ 4，22 ]，大學生的創(chuàng)新能力通過學校的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育得以提高，進而形成創(chuàng)業(yè)意向[ 23 ]。根據社會認知理論，個體能夠通過自我認知來預期行動結果從而進行有選擇性的控制活動。若大學生擁有較強的創(chuàng)新意識和創(chuàng)新思維能力，其對創(chuàng)業(yè)成功的積極預期和自信也會增強，從而提升創(chuàng)業(yè)意向，基于上述分析，特提出假設：

假設H1：創(chuàng)新能力對創(chuàng)業(yè)意向有正向影響。

1.2? ? ? ? 創(chuàng)業(yè)自我效能感在創(chuàng)新能力與創(chuàng)業(yè)意向關系中的中介作用

創(chuàng)業(yè)自我效能感是創(chuàng)業(yè)者相信自己能夠勝任不同創(chuàng)業(yè)角色和任務的信念，是影響創(chuàng)業(yè)意向、創(chuàng)業(yè)行為的關鍵性因素[ 24-27 ]，不僅有助于提升創(chuàng)業(yè)意向，還是預測創(chuàng)業(yè)意向強弱程度的重要指標[ 28 ]。創(chuàng)業(yè)自我效能感是對創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)新能力、創(chuàng)業(yè)計劃、創(chuàng)業(yè)資源獲取、人際關系、風險承擔五個維度的綜合反映[ 21 ]，能力是影響創(chuàng)業(yè)者自我效能感強弱的基礎變量。社會認知理論認為，社會行為能力由直接經驗和觀察學習兩種方式產生，且后者在實踐中更為常見。Bandura? A[ 29 ]將自我效能感視為個人對自我完成工作能力的主觀評價，并認為其來源主要有四個方面：親歷經驗、身心能力狀態(tài)、替代經驗和言語勸導。大學生與創(chuàng)業(yè)活動相關的親歷經驗是形成創(chuàng)業(yè)自我效能感最有效的信息源之一，但是親歷經驗對大學生而言較為難得，通過觀察學習他人創(chuàng)業(yè)活動而獲取的替代經驗影響效果更明顯。從社會榜樣的創(chuàng)業(yè)成功經驗中間接提升創(chuàng)新能力高的大學生出于對自身能力的認可，創(chuàng)業(yè)自信心高，對預期創(chuàng)業(yè)成功的把握性強，自身的創(chuàng)業(yè)自我效能感增強，進一步激發(fā)其創(chuàng)業(yè)意向，基于以上分析，本研究提出如下假設：

假設H2：創(chuàng)業(yè)自我效能感在創(chuàng)新能力和創(chuàng)業(yè)意向的關系中起中介作用。

1.3? ? ? ? 家庭背景在創(chuàng)新能力與創(chuàng)業(yè)意向關系中的調節(jié)作用

家庭背景作為對大學生創(chuàng)業(yè)意向具有重要影響的環(huán)境因素之一備受關注。Wadhwa? V等[ 30 ]研究顯示，創(chuàng)業(yè)者的家庭狀況顯著影響創(chuàng)業(yè)動機和過程。向輝等[ 31 ]研究發(fā)現(xiàn)，大學生家庭背景與個體創(chuàng)新能力結合對創(chuàng)業(yè)意向有顯著作用。也有研究認為家庭背景不僅影響創(chuàng)業(yè)意向，也會調節(jié)創(chuàng)業(yè)意向和其前因變量的關系[ 32-33 ]。無論是物質層面的資金和社會網絡關系的支持，還是非物質層面的對企業(yè)和社會的認知等方面的差異，都會使個體對創(chuàng)業(yè)產生不同的合意性和可行性感知。企業(yè)家父母擁有的經濟、社會資本和經驗能夠助力子女創(chuàng)業(yè)，家庭成員的榜樣力量、情感和實踐支持都能對大學生創(chuàng)業(yè)意愿產生積極影響[ 34 ]。對于家庭背景較好的大學生，創(chuàng)新能力更容易刺激創(chuàng)業(yè)意向的產生，基于上述分析，特提出假設：

假設H3：家庭背景在創(chuàng)新能力和創(chuàng)業(yè)意向的關系中起調節(jié)作用，家庭背景越好，創(chuàng)新能力對創(chuàng)業(yè)意向的正向影響越強。

1.4? ? ? ? 性別對創(chuàng)業(yè)自我效能感和創(chuàng)業(yè)意向的調節(jié)作用

De Leeuw? A等[ 35 ]認為，從個體因素與情境因素的交互作用角度解釋復雜社會情境中的個體行為及其意向更為合理。個人和社會文化因素通過影響信念間接影響行為態(tài)度和行為控制。在自我認知觀念中，女性對自己的角色認知、就業(yè)和社會角色中的期望與男性存在差異[ 14 ]。研究認為，男性是家庭經濟主要收入來源，在經濟壓力下男性更易選擇創(chuàng)業(yè)來實現(xiàn)大家庭收入增加，因而其創(chuàng)業(yè)動機大于女性[ 8 ];女性比較關心家庭和工作平衡問題，致使她們往往傾向于選擇穩(wěn)定的工作，女大學生在一定程度上受到職業(yè)性別刻板印象和我國傳統(tǒng)文化的影響，對創(chuàng)業(yè)這種風險性和挑戰(zhàn)性較高的職業(yè)期待會比較低[ 36 ]。從未來發(fā)展上看，男大學生更期望擁有自己的事業(yè)，更樂意為取得財富和事業(yè)成功選擇創(chuàng)業(yè)[ 37 ];在相同的創(chuàng)業(yè)自我效能感下，女大學生在社會性別影響下受到更多的壓力，同時預期到創(chuàng)業(yè)過程更為艱難，因而相較于男大學生，更不易產生創(chuàng)業(yè)意向[ 38 ]。女大學生即使擁有不低于男性的創(chuàng)新能力，但出于社會接受程度較低和職業(yè)性別刻板印象的阻礙，對創(chuàng)業(yè)行為易產生退縮心理，因而在自身創(chuàng)新能力強和創(chuàng)業(yè)自我效能感較高的情況下也難以形成創(chuàng)業(yè)意向，根據上述分析，特提出假設：

假設H4：性別在創(chuàng)業(yè)自我效能感和創(chuàng)業(yè)意向的關系中起調節(jié)作用，相較于女生，男生的創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè)意向的影響作用更強。

本研究的假設模型框架如圖1所示。

2? ? 研究設計

2.1? ?研究對象

研究樣本來自北京、武漢、成都、沈陽4個城市的10所大學中的大三、大四年級學生，且以班級為單位進行匿名調研的問卷占比在一半以上。共發(fā)放調研問卷900份，回收825份，有效問卷644份，有效問卷回收率為71.6%。其中男生262人（40.7%），女生382人（59.3%），52%為大三學生，48%是大四學生。

2.2? ?測量工具

創(chuàng)業(yè)意向測量量表來自Phan P H等[ 39 ]研究開發(fā)的量表，共5題，如“畢業(yè)后，我就會選擇立即創(chuàng)業(yè)”。該量表的內部一致性系數(shù)為0.884，有較好的信度，同時表明“創(chuàng)業(yè)意向”作為單維度結構測量具合理性。

創(chuàng)業(yè)自我效能感測量采用侯飛等[ 40 ]硏究開發(fā)的16條目量表，包含機會識別、創(chuàng)新變革、關系管理及風險承擔4個維度，如“善于分析外部環(huán)境發(fā)現(xiàn)機會和潛在問題”“我能有效地說服與其意思不同者”。因為該量表的多維度特性，本研究經過探索性因子分析后刪除了因子載荷小于0.4的一個題項，本量表的信度系數(shù)為0.802。

創(chuàng)新能力的測量采用陸靜丹等[ 41 ]針對大學生群體開發(fā)的量表，共有25個題項，包括觀察能力、分析能力、交流能力、動手能力和協(xié)作能力五個方面。量表的信度系數(shù)α值為0.807。

控制變量有專業(yè)、學歷、父母創(chuàng)業(yè)情況、有無創(chuàng)業(yè)經歷等。

2.3? ?共同方法偏差檢驗

為削弱共同方法偏差，本研究在測量階段進行了過程控制，例如隨機排列問卷題項、采用匿名法收集數(shù)據等。在數(shù)據分析階段進行了統(tǒng)計控制，采用Harman單因素檢驗法對除控制變量外的所有測驗項目都進行了探索性因素分析，提取特征值大于1的因子，結果顯示累計解釋了總方差63.2%的變異，其中最大因子解釋了總方差21.16%的變異，小于40%的臨界標準，因此，本研究較好地控制了共同方法偏差的問題。

3? ?研究結果分析

運用統(tǒng)計軟件SPSS22.0和Mplus17.0對數(shù)據進行了描述性統(tǒng)計分析、因子分析、中介效應分析和調節(jié)效應分析后得到如下研究結果。

3.1? ?描述性統(tǒng)計分析

描述性統(tǒng)計及相關矩陣如表1所示，創(chuàng)新能力的均值為3.341，創(chuàng)業(yè)自我效能感的均值為3.376，表明被測群體的創(chuàng)新能力和創(chuàng)業(yè)自我效能感均處于中值以上水平。同時創(chuàng)新能力與創(chuàng)業(yè)意向（β=0.378，p<0.001）、創(chuàng)業(yè)自我效能感與創(chuàng)業(yè)意向（β=0.441，p<0.001）、家庭背景與創(chuàng)業(yè)意向（β=0.086，p<0.05）、性別與創(chuàng)業(yè)意向（β=0.104，p<0.01）均存在顯著相關性。

3.2? ?驗證性因子分析結果

運用Mplus17.0進行了驗證性因子分析，顯示結果為：創(chuàng)新能力，創(chuàng)業(yè)自我效能感，創(chuàng)業(yè)意向三因子模型的Χ2/df=3.54，SRMR=0.03，GFI=0.94，TLI=0.91，CFI=0.93，IFI=0.93，RMSEA=0.063。數(shù)值結果表明：該模型的擬合指標均達到了推薦的標準，證明這三個潛變量確實是三個不同的構念，理論模型與實際數(shù)據擬合結果較好。

3.3? ?主效應檢驗（創(chuàng)新能力對創(chuàng)業(yè)意向）

為進一步探討創(chuàng)新能力、創(chuàng)業(yè)自我效能感、家庭背景、性別與創(chuàng)業(yè)意向之間的關系，在對專業(yè)、學歷、父母創(chuàng)業(yè)、創(chuàng)業(yè)經歷四個變量進行控制的基礎上，對中心化后的上述變量進行了多元回歸分析，結果匯總如表2所示。由表2中模型2可知創(chuàng)新能力對創(chuàng)業(yè)意向有顯著正向影響（β=0.358，p<0.001），因此，假設1得到支持。

3.4? ?創(chuàng)業(yè)自我效能感的中介效應檢驗

參考結合張涵等[ 42 ]與溫忠麟等[ 43 ]推薦的Bootstrap檢驗法，采用SPSS Process軟件進一步檢驗中介效應。在Bootstrap樣本量為5 000，置信區(qū)間為95%時得到檢驗結果如表3所示，直接效應的區(qū)間是（LLCI=0.1157，ULCI=0.5030）（不包含0），同時中介效應的區(qū)間為（LLCI=0.3329，ULCI=0.6339）（不包含0），因此，創(chuàng)業(yè)自我效能感在創(chuàng)新能力與創(chuàng)業(yè)意向間具有中介效應，假設2得到驗證。

3.5? ?家庭背景和性別因素的調節(jié)效應檢驗

運用SPSS中的Process進行調節(jié)效應檢驗（參見表4）。首先在Bootstrap的分組分析中將家庭背景分為高值組和低值組。由表4中的統(tǒng)計分析結果可知，在95%的Boot LLCI和Boot ULCI置信區(qū)間里不含0，說明調節(jié)效應顯著，并且高低差異顯著。高值組方差的貢獻率是11.2%，低值組的方差貢獻率是9%，假設3得到驗證。具體的調節(jié)影響關系如圖2所示。

家庭背景的調節(jié)效應如圖2所示，可以推斷，相較于家庭背景不理想的學生，家庭富裕的大學生的創(chuàng)業(yè)意向的回歸線更陡，因此，高創(chuàng)新能力個體表現(xiàn)出的創(chuàng)業(yè)意向遠高于低創(chuàng)新能力個體。在家庭背景不理想條件下，高創(chuàng)新能力和低創(chuàng)新能力的大學生表現(xiàn)出的創(chuàng)業(yè)意向差異相對較小。故家庭背景在創(chuàng)新能力與創(chuàng)業(yè)意向的關系中起著顯著的調節(jié)作用，即相對于家庭背景不理想的學生，家庭富裕的學生其創(chuàng)新能力對創(chuàng)業(yè)意向的影響更強。而且，由圖2可知，在交叉點之前，即創(chuàng)新能力相對較低時，家庭背景不理想的個體更容易被外在動機所驅動，更期待通過創(chuàng)業(yè)改變現(xiàn)狀，突破家庭環(huán)境所帶來的局限性。此時個體出于生存或改善現(xiàn)狀考慮，有著更強的創(chuàng)業(yè)意向，其創(chuàng)業(yè)行為多為生存型創(chuàng)業(yè)。在交叉點之后，創(chuàng)新能力都相對較高時，家庭富裕的個體具有更強的創(chuàng)業(yè)意向。由于良好的家庭背景能為個體創(chuàng)業(yè)提供資金、人際關系與社會經驗等支持，此時的創(chuàng)業(yè)主要是機會驅動和自我實現(xiàn)驅動，更偏向于內在驅動，伴隨著較強的成就事業(yè)動機。

將創(chuàng)業(yè)意向設為因變量，依次加入控制變量、自變量（創(chuàng)業(yè)自我效能感）和調節(jié)變量（性別），最后引入自變量和調節(jié)變量的乘積項，回歸分析結果參見表2所示。由表2中模型8可知，在引入控制變量和創(chuàng)業(yè)自我效能感后，性別與創(chuàng)業(yè)意向的關系顯著（β=0.116，p<0.01）。模型9中創(chuàng)業(yè)自我效能感與性別之間的交互乘積項對創(chuàng)業(yè)意向有顯著影響（β=-0.239，p<0.05），因此，性別調節(jié)了創(chuàng)業(yè)自我效能感與創(chuàng)業(yè)意向之間的關系（具體調節(jié)關系參見圖3所示）。由圖3可知，相較于女生，男生的創(chuàng)業(yè)意向的回歸線更陡，即男生的高創(chuàng)業(yè)自我效能感與創(chuàng)業(yè)意向之間的正向關系要高于女生，由此，假設4得到驗證。

借鑒溫忠麟等[ 43 ]驗證有調節(jié)的中介變量的方法，本文進一步驗證了性別因素的有調節(jié)的中介效應。由表2中模型7可知，在加入控制變量、創(chuàng)新能力和性別后，創(chuàng)新能力的系數(shù)顯著（β=0.395，p<0.001），由模型8可知，在加入控制變量、創(chuàng)新能力、性別和創(chuàng)業(yè)自我效能感后，中介變量創(chuàng)業(yè)自我效能感與創(chuàng)業(yè)意向的關系顯著（β=0.313，p<0.001），說明中介效應顯著;由模型9可知，性別與創(chuàng)業(yè)自我效能感的交互項乘積項對創(chuàng)業(yè)意向有顯著影響（β=-0.239，p<0.05），說明有調節(jié)的中介作用的存在。在進一步驗證性別的調節(jié)作用時，因性別變量是二分類變量，需要運用分組的方法對性別進行調節(jié)效應分析[ 26 ]。由表4可知，男生和女生的兩組差異P值均顯著（P≥1.96），男生的方差貢獻率為10%，女生的方差貢獻率為8%。綜上所述，性別調節(jié)了中介變量創(chuàng)業(yè)自我效能感和創(chuàng)業(yè)意向之間的關系，相較于女生，男生的調節(jié)作用更強。

4? ?研究結論及啟示

4.1? ?研究結論

基于社會認知理論，通過對創(chuàng)業(yè)自我效能感、創(chuàng)新能力、創(chuàng)業(yè)意向、家庭背景和性別因素的實證分析，得到如下研究結論：

大學生的創(chuàng)新能力能夠直接提升個體的創(chuàng)業(yè)意向，擁有較強學習、應變能力等創(chuàng)新能力的大學生會有更高的自信心，從而對創(chuàng)業(yè)有更積極的心理預期，最終提升其創(chuàng)業(yè)意向。創(chuàng)新能力還可以藉由創(chuàng)業(yè)自我效能感影響個體創(chuàng)業(yè)意向，創(chuàng)新能力高的大學生在對自身能力有清晰認知與高度認可的基礎上，更為堅定自己能夠勝任不同創(chuàng)業(yè)角色和任務的信念，對預期創(chuàng)業(yè)成功的把握性強，自身的創(chuàng)業(yè)自我效能感也相應增強，進一步激發(fā)其創(chuàng)業(yè)意向。

同時，大學生家庭背景條件越好，創(chuàng)新能力對創(chuàng)業(yè)意向的正向影響越大。家庭的相關資本支持能夠在物質層面上助力下一代創(chuàng)業(yè)，家庭成員的榜樣力量、經驗與情感支持則可以在精神層面對大學生創(chuàng)業(yè)意向產生積極影響。另外，性別因素直接調節(jié)作用于創(chuàng)業(yè)自我效能感與創(chuàng)業(yè)意向，男生的創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè)意向的影響更強;間接調節(jié)作用創(chuàng)新能力通過創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè)意向的影響，男生的創(chuàng)新能力通過創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè)意向的影響強于女生。

4.2? ?研究啟示

研究結果對培養(yǎng)大學生的創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新能力、強化創(chuàng)業(yè)管理的啟示作用如下：

1、調整現(xiàn)有的大學生創(chuàng)業(yè)教育模式。要轉變現(xiàn)有的類課堂教育模式，更多引入實踐教育、榜樣示范宣傳等模式，將課堂講授創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)知識技能的被動學習與實踐性活動積累創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)經驗的主動學習相結合。首先，高校應多提供參與創(chuàng)業(yè)活動的實踐機會，例如將模擬創(chuàng)業(yè)課堂引入必修內容、舉辦多層次創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)比賽、與政府或企業(yè)攜手資助小額創(chuàng)新活動，讓大學生親身經歷創(chuàng)業(yè)相關的體驗性學習;其次，應多樹立大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)榜樣，宣傳成功案例。為大學生提供模仿學習的對象，增強實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)目標的信心。

2、多方支持為大學生創(chuàng)業(yè)構建安全網。對于家庭背景不理想的學生，不僅需要相應的經濟支持來實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)夢想，更需要對其創(chuàng)業(yè)失敗予以保護，增強抗風險能力。因此，首先應設置大學生專項創(chuàng)業(yè)扶助項目，加大資助投入力度、減少資助申請環(huán)節(jié)、擴大資助輔助渠道，在一定時期內為已畢業(yè)但創(chuàng)業(yè)失敗的大學生提供基本生活補助、二次就業(yè)支持;其次大學生也應改變觀念，把握創(chuàng)業(yè)浪潮，積極尋求風投、創(chuàng)業(yè)基地或學校的支持，利用好線上線下創(chuàng)業(yè)平臺和企業(yè)孵化器，減弱家庭背景對自身的約束。

3、針對性別差異設計相應的創(chuàng)業(yè)教育模式。首先，高校應樹立差異化的創(chuàng)業(yè)教育理念，設計針對性的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育課程;開展創(chuàng)業(yè)疏導課程，引導女生改變傳統(tǒng)定位模式，提高自我心理認同感;同時發(fā)掘女生在創(chuàng)業(yè)領域的相關優(yōu)勢和潛力，引導、推薦女生到適合的行業(yè)企業(yè)進行創(chuàng)業(yè)前實踐和創(chuàng)業(yè)模擬等活動。其次，邀請優(yōu)秀女企業(yè)家到高校舉辦講座論壇，運用榜樣的力量改變女生自我創(chuàng)業(yè)認知，激發(fā)女大學生的創(chuàng)業(yè)動機;最后，國家也應針對女性創(chuàng)業(yè)項目予以精準扶持和適當傾斜的資金支持，并引導形成支持女性創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的社會氛圍。

4.3? ?局限和未來展望

本研究分析了創(chuàng)業(yè)自我效能感、家庭背景、性別三方面因素對于主效應關系的影響，暫未考慮創(chuàng)業(yè)機會、創(chuàng)業(yè)資源和創(chuàng)業(yè)環(huán)境相關的其它因素。同時，調查對象僅限于四個城市的部分在校大學生，未將離校大學生納入比較研究范疇，研究設計具有一定的局限性。未來研究可以針對以上不足，將更多的影響因素、更全面的研究樣本納入研究模型以期得到更有說服力的研究結果。

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