陳 月

（連云港職業(yè)技術學院，江蘇 連云港 222000）

2019年，國務院印發(fā)《關于推動創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)高質量發(fā)展打造“雙創(chuàng)”升級版的意見》中強調，要推動創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)發(fā)展動力升級，進一步強化大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育培訓。國內不少高校不斷深化大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育改革，現階段，越來越多的高校積極實踐創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育，例如，嘗試構建創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)實訓基地，并開辦了一系列的大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)大賽。然而，就當前高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的現狀來看，由于其容易受到諸多方面因素的影響，導致高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)存在良莠不齊的現象，不利于建設“創(chuàng)新型社會”［1］。為此，本文通過問卷調查，進而了解高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)影響因素，以期有序推動高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)得以持續(xù)發(fā)展。

一、調研方法及調研設計

問卷調查的目的在于了解高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)影響因素，以便提出能夠有效促進高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的對策。問卷調查以江蘇省部分高校在校大學生作為研究對象，學生來自多個專業(yè)。問卷調查主要通過隨機抽樣的調查方法，采用的是網絡調研的形式，通過問卷星等渠道向高校學生發(fā)放問卷，本次問卷發(fā)放的數量共有800份，收回的問卷790份，其中，有效問卷的數量的778份，問卷回收率是98.75%，有效問卷回收率是97.25%。在有效的調研對象中，男生與女生的人數分別為405人和373人，占比分別為52.06%和47.94%，男生占比略高于女生。

問卷在借鑒已有研究成果的基礎上，對問卷進行進一步修訂，最終得出有關高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)影響因素的問卷。本文問卷內容除了調研對象的基本信息之外，主要從創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)特質、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)認知、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)態(tài)度、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)環(huán)境以及風險感知五個方面來設置問題，以此探討上述五個維度對高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的具體影響情況。

二、高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)影響因素實證分析

（一）信度與效度檢驗

1.信度檢驗

對問卷量表進行信度檢驗之后發(fā)現，高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)影響因素的總量表的Cronbach' s alpha值為0.917，而創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)特質、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)認知、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)態(tài)度、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)環(huán)境以及風險感知五個分量表的Cronbach' s alpha值則分別是 0.846、0.921、0.796、0.926、0.832，總量表信度系數在0.8以上，分量表信度系數均在0.7以上，意味著本調研問卷的量表具有較高的穩(wěn)定性，可應用于對高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)影響因素的分析。

2.效度檢驗

本次調研對量表的結構效度進行檢驗，當KMO值低于0.5時，意味著不適于做因子分析，當其處于0.6至0.7之間時，意味著不太適合，當KMO值處于0.7至0.9時，表示較為適合，當其高于0.9時表示非常適合。經統(tǒng)計數據發(fā)現，高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿的KMO值是0.841，而創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)特質、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)認知、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)態(tài)度、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)環(huán)境以及風險感知的 KMO 值則分別是 0.741、0.786、0.774、0.769、0.792，意味著較為適合做因子分析。與此同時，自變量和因變量的Barttlett’s球形檢驗P值都是0.000，意味著各變量之間存在相關性，綜合來看，問卷調研設計的量表的結構效度較好，可用于對高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)影響因素的分析。

（二）高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)影響因素的相關性分析

表1為各變量之間的相關系數矩陣，結合表中數據可知，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)特質、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)認知、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)態(tài)度、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)環(huán)境以及風險感知與因變量創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿之間的相關系數分別為 0.814、0.616、0.743、0.887、0.792，意味著各自變量與因變量存在顯著正相關性，由此可見，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)認知、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)態(tài)度、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)環(huán)境、風險感知以及創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)特質對高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)具有顯著的正向影響作用。

表1 各變量之間的相關系數矩陣

（三）大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)影響因素的回歸分析

本文采用結構方程模型來探討大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)影響因素，在分析自變量對因變量的具體影響作用時，采用多元回歸模型進行進一步分析。在分析過程中，多元回歸模型中加入控制變量，并對各變量進行標準化處理，如表2所示，將自變量與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的影響關系進行回歸分析之后得出了最終的數據結果。

表2 自變量與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿的回歸系數統(tǒng)計表

根據回歸分析結果可知，綜合來看，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)特質、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)認知、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)態(tài)度、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)環(huán)境以及風險感知對高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)均具有顯著的正向影響作用。其中，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)特質對高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿的值是 0.536，常量是1.232，意味著當其他自變量處于不變的情況時，學生的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)特質每提升1個單位，高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿就會相應地提升0.536個單位。高校大學生進行創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)通常與其自身的特質有著密切關系，例如，具備冒險精神、創(chuàng)新精神，抗壓能力強以及責任心強等特質的高校大學生更易于選擇創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)。創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)認知對高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿的值是0.868，常量是0.485，意味著當其他自變量處于不變的情況時，學生的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)特質每提升1個單位，高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿就會相應地提升0.868個單位。這說明，大學生在創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)方面的認知水平越高，其對于創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的國家政策以及市場環(huán)境等相關的認知相對越豐富，有助于其開展創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動［2］。創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)態(tài)度對高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿的值是0.751，常量是1.536，意味著當其他自變量處于不變的情況時，學生的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)特質每提升1個單位，高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿就會相應地提升0.751個單位。目前階段，越來越多的高校大學生有著良好的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)態(tài)度，正是在學生的態(tài)度影響下，其進行創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的意愿也隨之提升，因此，高校應關注大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)態(tài)度方面的引導。結合表2數據還可以看出，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)環(huán)境以及風險感知對高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿的值分別是 0.51和 0.735，說明其存在正相關關系。其中，創(chuàng)業(yè)環(huán)境涉及學校的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育、政府政策環(huán)境、家庭環(huán)境等方面，高校大學生在接受良好的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育的同時，政策層面以及家庭給予其更多有關創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的支持，其對學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)將產生尤為明顯的正向影響作用［3］。

三、小結

綜合有關高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)影響因素的研究可以知道，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)特質、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)認知、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)態(tài)度、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)環(huán)境以及風險感知對高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)均具有顯著的正向影響作用。大學在實踐創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)時，不僅需要具備樂于挑戰(zhàn)、與他人協(xié)作、勇于創(chuàng)新的精神，還應該重視自身創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力的提升，正確研判創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)所處的市場環(huán)境及其風險，合理利用自身的優(yōu)勢對相關風險進行規(guī)避，同時，靈活利用多樣化的優(yōu)質資源，進而增加創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的成功率，提升高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的實際效果。