石 峰，胡 燕

（1.湖南工程學(xué)院管理學(xué)院，湖南湘潭 411104；2.中南大學(xué)法學(xué)院，湖南長沙 410012）

一、引言

教育部公布的數(shù)據(jù)顯示，2020 年我國高校畢業(yè)生高達(dá)847 萬，就業(yè)形勢嚴(yán)峻。2020 年兩會(huì)政府工作報(bào)告明確指出：“財(cái)政、貨幣和投資等政策要聚力支持穩(wěn)就業(yè)?！标P(guān)注高校畢業(yè)生就業(yè)，關(guān)系到我國社會(huì)穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)長遠(yuǎn)發(fā)展。鼓勵(lì)高校畢業(yè)生自主創(chuàng)業(yè)是擴(kuò)大就業(yè)的重要渠道。創(chuàng)業(yè)不僅能創(chuàng)造就業(yè)機(jī)會(huì)，也是實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的重要途徑。因此，構(gòu)建高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素模型，系統(tǒng)分析影響高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿的決定性因素，有利于科學(xué)把握高校畢業(yè)生的創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)和創(chuàng)業(yè)行為。在當(dāng)前我國全面建成小康社會(huì)的現(xiàn)實(shí)任務(wù)中引導(dǎo)和鼓勵(lì)高校畢業(yè)生到城鄉(xiāng)社區(qū)就業(yè)創(chuàng)業(yè)，對于激發(fā)高校畢業(yè)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)精神，促進(jìn)城鄉(xiāng)社區(qū)治理體系和治理能力建設(shè)，提升我國基層社會(huì)治理能力和構(gòu)建“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)人才培養(yǎng)機(jī)制具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)回顧

創(chuàng)業(yè)意愿是個(gè)人關(guān)于從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的態(tài)度和想法。創(chuàng)業(yè)意愿是一種有意識的精神狀態(tài)，表明潛在創(chuàng)業(yè)者為從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)而做出的努力。國內(nèi)外學(xué)者主要基于創(chuàng)業(yè)事件模型、心理經(jīng)濟(jì)模型和計(jì)劃行為理論模型對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿及其影響因素展開討論[1]。從高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素看，大致可以概括為內(nèi)在因素和外在因素。內(nèi)在因素主要是創(chuàng)業(yè)者的個(gè)體特征、心理特質(zhì)和認(rèn)知，外在因素主要是指創(chuàng)業(yè)者所處的特定環(huán)境因素。已有研究普遍認(rèn)為，高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿是內(nèi)在因素和外在因素共同決定的結(jié)果。Duong 等（2020）[2]針對越南高校學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型實(shí)證研究表明：大學(xué)生個(gè)人特征和創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著正向影響。Fragoso 等（2020）[3]基于計(jì)劃行為理論框架對巴西和葡萄牙的大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：人格特質(zhì)、自我效能感和創(chuàng)業(yè)態(tài)度是創(chuàng)業(yè)意愿的重要影響因素。Mahfud 等（2020）[4]根據(jù)印度尼西亞的理工類專業(yè)大學(xué)生調(diào)查數(shù)據(jù)，使用結(jié)構(gòu)方程模型分析發(fā)現(xiàn)：個(gè)人認(rèn)知、社會(huì)資本和心理資本共同影響大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿。Sesen 和Ekemen（2020）[5]基于土耳其356 名大學(xué)生的調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用回歸分析的實(shí)證結(jié)果表明：個(gè)人自我效能和家庭背景對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著影響。Ozaralli 和Rivenburgh（2016）[6]對美國和土耳其大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的比較研究表明，人格特質(zhì)、個(gè)人教育背景和創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)意愿的影響存在顯著區(qū)域差異。馬軼群等（2020）[7]運(yùn)用回歸分析認(rèn)為，貧困經(jīng)歷和創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)對創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著影響。國內(nèi)大多運(yùn)用相關(guān)分析、多元回歸和結(jié)構(gòu)方程模型的方法探討人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征、財(cái)富稟賦、人力資本、社會(huì)資本和創(chuàng)業(yè)政策等因素對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響[8-10]。

綜上所述，以往研究大多從內(nèi)在因素或外在因素對高校學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響進(jìn)行理論探討和實(shí)證分析。與以往大多數(shù)研究不同的是，本文從影響高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿的諸多因素出發(fā)，同時(shí)考慮影響高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿的內(nèi)外在因素，并運(yùn)用有序多分類Logistic 回歸模型對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，從而為高校畢業(yè)生的創(chuàng)業(yè)準(zhǔn)備和創(chuàng)業(yè)實(shí)踐提供幫助和政策參考。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

（一）數(shù)據(jù)與變量

本文數(shù)據(jù)來源于2015 年中國綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）。該項(xiàng)調(diào)查涉及1 398 個(gè)題項(xiàng)，共計(jì)10 968個(gè)樣本。本文首先根據(jù)該調(diào)查問卷中的題項(xiàng)“您目前最高教育程度的狀態(tài)”對數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選，其中，“正在讀”的大學(xué)生樣本占總體2.6%，“畢業(yè)”的大學(xué)生樣本占總體66%，“其他”的大學(xué)生樣本占總體31.4%。由于“畢業(yè)”的大學(xué)生樣本占總體的絕大多數(shù)，因此，本文僅將已畢業(yè)的大學(xué)生作為考察樣本。

本文構(gòu)建的高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素指標(biāo)體系由個(gè)人認(rèn)知能力、個(gè)人特征、創(chuàng)業(yè)環(huán)境、社會(huì)信任和資源稟賦等五方面指標(biāo)構(gòu)成（見圖1）。由圖1 看到，個(gè)人認(rèn)知能力包括說英語的能力、聽英語的能力、說普通話的能力和聽普通話的能力；個(gè)人特征包括性別和戶籍類型；創(chuàng)業(yè)環(huán)境主要包括政府工作表現(xiàn)和社會(huì)公共服務(wù)，其中政府工作表現(xiàn)由維護(hù)公平、秉公辦事、環(huán)境保護(hù)和公平執(zhí)法等四個(gè)維度衡量，社會(huì)公共服務(wù)由公共教育服務(wù)、基本住房保障服務(wù)、醫(yī)療衛(wèi)生公共服務(wù)和社會(huì)管理公共服務(wù)衡量；社會(huì)信任由“總的來說，您同不同意在這個(gè)社會(huì)上，絕大多數(shù)人都是可以信任的”，即社會(huì)信任總體評價(jià)衡量；資源稟賦則由家庭經(jīng)濟(jì)狀況和父親的最高教育程度衡量。

圖1 高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素指標(biāo)體系

因此，根據(jù)高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素指標(biāo)體系，本文納入高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素模型的變量如下：

1.被解釋變量。本文的被解釋變量是創(chuàng)業(yè)意愿（busi），表示為“如果有機(jī)會(huì)和資源，您是否會(huì)去創(chuàng)業(yè)？”，是多分類變量，其中，變量取值為“非?？赡堋?、“很可能”、“有可能”、“說不清可不可能”、“不太可能”、“很不可能”和“非常不可能”等7 個(gè)類別。由于選填“非常不可能”只有少量樣本，故刪除該類樣本，由此本文的創(chuàng)業(yè)意愿是具有6 個(gè)類別的分類變量，分別用“6”、“5”、“4”、“3”、“2”、“1”表示。

2.解釋變量。本文的解釋變量由個(gè)人認(rèn)知能力、個(gè)人特征、創(chuàng)業(yè)環(huán)境、社會(huì)信任和資源稟賦等五個(gè)維度的指標(biāo)構(gòu)成。其中，個(gè)人認(rèn)知能力（cogn）的取值是說英語的能力、聽英語的能力、說普通話的能力和聽普通話的能力等四項(xiàng)指標(biāo)的平均值，該四項(xiàng)指標(biāo)均由“完全不能”、“比較差”、“一般”、“比較好”和“很好”衡量，取值均為1～5。個(gè)人特征有性別（gend）和戶籍類型（resi）兩個(gè)變量，其中，性別取值為1 和2，分別表示男和女。戶籍類型取值為1 和2，分別表示“農(nóng)業(yè)戶口”與“非農(nóng)業(yè)戶口”兩個(gè)類別。創(chuàng)業(yè)環(huán)境由政府工作表現(xiàn)（gov）和社會(huì)公共服務(wù)（pubs）衡量。其中，政府工作表現(xiàn)的取值是維護(hù)公平、秉公辦事、環(huán)境保護(hù)和公平執(zhí)法等四個(gè)指標(biāo)的平均值，該四項(xiàng)指標(biāo)的取值均為1～5，表示“非常低”、“比較低”、“一般”、“比較高”和“非常高”。社會(huì)公共服務(wù)的取值是取百分制（0～100）的四個(gè)指標(biāo)（公共教育服務(wù)、基本住房保障服務(wù)、醫(yī)療衛(wèi)生公共服務(wù)和社會(huì)管理公共服務(wù)）的平均值。社會(huì)信任（trus）由社會(huì)信任總體評價(jià)衡量，分別由“絕大多數(shù)不可信”、“多數(shù)不可信”、“可信者與不可信者各半”、“多數(shù)可信”和“絕大多數(shù)可信”表示，對應(yīng)取值為1～5。資源稟賦由家庭經(jīng)濟(jì)狀況（econ）和父親的最高教育程度（fedu）衡量。家庭經(jīng)濟(jì)狀況由“遠(yuǎn)低于平均水平”、“低于平均水平”、“平均水平”、“高于平均水平”和“遠(yuǎn)高于平均水平”表示，對應(yīng)取值分別為1～5。父親的最高教育程度取值為1～13，分別表示“沒有受過任何教育”、“私塾、掃盲班”、“小學(xué)”、“初中”、“職業(yè)高中”、“普通高中”、“中?！?、“技校”、“大學(xué)專科（成人高等教育）”、“大學(xué)專科（正規(guī)高等教育）”、“大學(xué)本科（成人高等教育）”、“大學(xué)本科（正規(guī)高等教育）”和“研究生及以上”。

由此可見，本文構(gòu)建的高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素模型共納入1 個(gè)被解釋變量和8 個(gè)解釋變量。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1 所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

需要說明的是，表1 中的創(chuàng)業(yè)意愿是六分類變量，“非?？赡堋庇?3 個(gè)樣本，占總體20.7%；“很可能”有68 個(gè)樣本，占總體26.6%；“有可能”有77 個(gè)樣本，占總體30.1%；“說不清可不可能”有24 個(gè)樣本，占總體9.4%；“不太可能”有25 個(gè)樣本，占總體9.8%；“很不可能”有9 個(gè)樣本，占總體3.5%。

（二）模型

本文采用有序多分類Logistic 回歸模型對我國高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素進(jìn)行分析。有序多分類Logistic 回歸模型的一般表達(dá)式為：

式（1）中，Y 為被解釋變量，X 為解釋變量；i 為被解釋變量的類別個(gè)數(shù)；M 為解釋變量的個(gè)數(shù)；η 為回歸系數(shù)。

在Stata 和R 語言的polr 函數(shù)中，有序多分類Logistic 回歸模型的表達(dá)式為：

顯然，式（2）中，βj=-ηj。

本文的被解釋變量（創(chuàng)業(yè)意愿）具有6 個(gè)類別，由此假設(shè)P1、P2、P3、P4、P5和P6分別表示創(chuàng)業(yè)意愿為“非?？赡堋薄ⅰ昂芸赡堋?、“有可能”、“說不清可不可能”、“不太可能”和“很不可能”的概率，且P1+P2+P3+P4+P5+P6=1。有序多分類logistic 回歸模型具有5 個(gè)logit 模型，分別表示如下：

式（3）～式（7）中，αi（i=1，2，…，5）和βj（j=1，2，…，8）分別是模型中的截距項(xiàng)與回歸系數(shù)。若分別對上述5 個(gè)logit 模型兩邊同時(shí)取指數(shù)，則回歸系數(shù)βj轉(zhuǎn)換為可解釋為在其它因素不變的條件下，解釋變量每變化一單位所引起的對被解釋變量的優(yōu)勢比變化的倍數(shù)。

四、實(shí)證分析

本文首先對所有解釋變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，以滿足有序多分類Logistic 回歸模型的假設(shè)要求。共線性檢驗(yàn)表明：8 個(gè)解釋變量的容忍度均大于0.1，且方差膨脹因子均遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于10，所以不存在多重共線性。另外需要指出的是，使用有序多分類Logistic 回歸模型，必須滿足比例優(yōu)勢假設(shè)，即各解釋變量對被解釋變量中6 類別的系數(shù)相等，也就是5 個(gè)logit 模型的回歸系數(shù)相等。通過比例優(yōu)勢假設(shè)的平行線檢驗(yàn)表明：卡方值為32.605，P 顯著性值為0.437（P＞0.05），說明比例優(yōu)勢假設(shè)成立，可以使用有序Logistic 回歸進(jìn)行分析。運(yùn)用R 語言中的polr函數(shù)對模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表2 所示。

由表2 可以看出，在個(gè)人特征方面，性別和戶籍類型對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著影響。與女性相比，男性創(chuàng)業(yè)意愿更強(qiáng)烈，在其他條件不變情況下，男性未來自主創(chuàng)業(yè)的可能性是女性的2.240倍。男性自主創(chuàng)業(yè)的概率顯著高于女性，一方面很可能是由于社會(huì)角色分工以及“女主內(nèi)男主外”的家庭觀念的影響，另一方面，自主創(chuàng)業(yè)是一項(xiàng)需要承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的活動(dòng)，與男性的風(fēng)險(xiǎn)偏好而言，女性更愿意選擇相對穩(wěn)定的職業(yè)。從戶籍類型看，在其他條件不變的情況下，具有非農(nóng)業(yè)戶口的高校畢業(yè)生未來可能自主創(chuàng)業(yè)的概率要比具有農(nóng)業(yè)戶口的高校畢業(yè)生低69.5%，即具有農(nóng)業(yè)戶口的高校畢業(yè)生未來自主創(chuàng)業(yè)的可能性是非農(nóng)業(yè)戶口高校畢業(yè)生的3.279（1/0.305）倍。這說明具有農(nóng)業(yè)戶口的高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿更強(qiáng)烈?？赡艿脑蚴?，來自農(nóng)村的高校畢業(yè)生家庭經(jīng)濟(jì)條件相對較差，他們更希望通過自主創(chuàng)業(yè)改善個(gè)人經(jīng)濟(jì)狀況，從而對自主創(chuàng)業(yè)的態(tài)度更積極。這一結(jié)論與祝軍和岳昌君（2019）[11]的研究一致。

表2 高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素的有序多分類Logistic 回歸結(jié)果

在個(gè)人認(rèn)知能力方面，個(gè)人認(rèn)知能力對高校畢業(yè)生的創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著正向影響。控制其他變量不變，個(gè)人認(rèn)知能力每提高一單位，高校畢業(yè)生自主創(chuàng)業(yè)的可能性增加1.794 倍。個(gè)人認(rèn)知能力是個(gè)人處理信息和獲取知識的能力，認(rèn)知能力強(qiáng)的人學(xué)習(xí)能力也強(qiáng)，能夠在快速自我思考和自省后產(chǎn)生最優(yōu)化的學(xué)習(xí)策略，并能夠正確認(rèn)識自己的能力及不足。因此，個(gè)人認(rèn)知能力越強(qiáng)，創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)和創(chuàng)業(yè)意愿更明顯。這與周洋和劉雪瑾（2017）[12]的研究結(jié)論基本一致。

在創(chuàng)業(yè)環(huán)境方面，社會(huì)公共服務(wù)對高校畢業(yè)生的創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著負(fù)向影響。以公共教育服務(wù)、基本住房保障服務(wù)、醫(yī)療衛(wèi)生公共服務(wù)和社會(huì)管理公共服務(wù)衡量的社會(huì)公共服務(wù)水平越高，高校畢業(yè)生的創(chuàng)業(yè)意愿反而越低。究其原因，很可能是隨著教育、住房保障、醫(yī)療和社會(huì)管理等公共服務(wù)越高和社會(huì)保障越完善，高校畢業(yè)生更不愿意從事需要冒險(xiǎn)和承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。《2016 年中國大學(xué)生就業(yè)報(bào)告》顯示，高校畢業(yè)生的創(chuàng)業(yè)失敗率高達(dá)95%，因此，高校畢業(yè)生在自主創(chuàng)業(yè)過程中面臨很大風(fēng)險(xiǎn)。由此社會(huì)公共服務(wù)越有保障，高校畢業(yè)生自主創(chuàng)業(yè)的意愿反而下降。另外，以維護(hù)公平、秉公辦事、環(huán)境保護(hù)和公平執(zhí)法等四維度衡量的政府工作表現(xiàn)對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響為正，但統(tǒng)計(jì)上不顯著。高校畢業(yè)生對政府在創(chuàng)業(yè)服務(wù)工作中的滿意度關(guān)系到高校畢業(yè)生的創(chuàng)業(yè)信心與創(chuàng)業(yè)激情，從而對高校畢業(yè)生的創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生影響[13]。

在社會(huì)信任方面，社會(huì)信任對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響在5%水平上顯著。在其他條件不變情況下，高校畢業(yè)生對社會(huì)信任總體評價(jià)每增加一單位，高校畢業(yè)生自主創(chuàng)業(yè)的可能性下降22.6%。這與宋淵洋和趙嘉欣（2020）[14]的研究結(jié)論基本一致。他們認(rèn)為，社會(huì)信任對個(gè)體創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生重要影響，地區(qū)內(nèi)群體社會(huì)信任對個(gè)體創(chuàng)業(yè)具有負(fù)向作用，而地區(qū)外群體社會(huì)信任對個(gè)體創(chuàng)業(yè)具有正向作用。但已有研究大多表明，社會(huì)信任環(huán)境有利于促進(jìn)大眾創(chuàng)業(yè)。在良好的社會(huì)信任環(huán)境下，人們更愿意從事自主創(chuàng)業(yè)活動(dòng)[15]。因此，關(guān)于社會(huì)信任對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響機(jī)理還需要深入探討。

在資源稟賦方面，家庭經(jīng)濟(jì)狀況對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿具有正向影響，且在10%水平上顯著，即家庭經(jīng)濟(jì)狀況越好，高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿越高。在控制其他變量條件下，家庭經(jīng)濟(jì)狀況每增加一單位，高校畢業(yè)生自主創(chuàng)業(yè)的可能性提高1.303 倍。創(chuàng)業(yè)的門檻不僅在于它需要更高的膽識、個(gè)人能力和前景廣闊的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目，還在于它需要投入一定的資金。因此，家庭經(jīng)濟(jì)條件越好，高校畢業(yè)生自主創(chuàng)業(yè)的可能性越大。這與王曉華和安青青（2020）[16]的研究結(jié)論一致。父親最高教育程度在10%水平上對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生負(fù)向影響，即父親最高教育程度越高，高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿越低。在其他條件不變情況下，父親最高教育程度每增加一單位，高校畢業(yè)生自主創(chuàng)業(yè)的可能性下降8.3%。很可能的原因是，父親最高教育程度越高，高校畢業(yè)生的社會(huì)資本和社會(huì)關(guān)系越廣，能選擇的就業(yè)機(jī)會(huì)也越多，從而降低了自主創(chuàng)業(yè)的可能性。這與陳昊和呂越（2017）[17]的研究結(jié)論基本一致。

五、結(jié)論與建議

本文利用2015 年中國綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)，建立包括個(gè)人認(rèn)知能力、個(gè)人特征、創(chuàng)業(yè)環(huán)境、社會(huì)信任和資源稟賦等五個(gè)維度的高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素指標(biāo)體系，基于有序多分類Logistic回歸模型的實(shí)證結(jié)果表明：（1）個(gè)人特征變量對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著影響。與女性相比，男性創(chuàng)業(yè)意愿更強(qiáng)烈，在其他條件不變情況下，男性自主創(chuàng)業(yè)的概率是女性的2.240 倍。從戶籍類型看，在其他條件不變的情況下，具有農(nóng)業(yè)戶口的高校畢業(yè)生未來自主創(chuàng)業(yè)的可能性是非農(nóng)業(yè)戶口高校畢業(yè)生的3.279 倍。（2）個(gè)人認(rèn)知能力對高校畢業(yè)生的創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著正向影響?？刂破渌兞坎蛔?，個(gè)人認(rèn)知能力每提高一單位，高校畢業(yè)生自主創(chuàng)業(yè)的可能性增加1.794 倍。（3）以公共教育服務(wù)、基本住房保障服務(wù)、醫(yī)療衛(wèi)生公共服務(wù)和社會(huì)管理公共服務(wù)衡量的社會(huì)公共服務(wù)水平對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著負(fù)向影響。以維護(hù)公平、秉公辦事、環(huán)境保護(hù)和公平執(zhí)法等四維度衡量的政府工作表現(xiàn)對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響為正，但統(tǒng)計(jì)上不顯著。（4）社會(huì)信任對高校畢業(yè)生的創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著影響。（5）家庭經(jīng)濟(jì)狀況對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著正向影響，但父親最高教育程度對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著負(fù)向影響。

基于上述結(jié)論，本文提出以下政策建議：（1）高校畢業(yè)生需要不斷提高自身素質(zhì)和認(rèn)知能力，培養(yǎng)創(chuàng)新思維。高校應(yīng)加強(qiáng)對大學(xué)生的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育，打造數(shù)智化創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)學(xué)院，探索創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)課程體系建設(shè)。（2）構(gòu)建校企協(xié)作機(jī)制，增強(qiáng)校企合作，為高校畢業(yè)生在資金支持、技術(shù)服務(wù)、風(fēng)險(xiǎn)評估和項(xiàng)目管理等方面提供多元化服務(wù)，為高校畢業(yè)生搭建匯聚創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)要素的云平臺(tái)和創(chuàng)業(yè)應(yīng)用場景。（3）政府及相關(guān)部門應(yīng)制定一系列扶持高校畢業(yè)生自主創(chuàng)業(yè)的政策措施，鼓勵(lì)構(gòu)建多融資渠道平臺(tái)，探索高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)與政府部門、金融機(jī)構(gòu)和社會(huì)資本等合作共贏的融資模式，為高校畢業(yè)生提供創(chuàng)業(yè)資金支持和創(chuàng)業(yè)融資場景。（4）政府部門應(yīng)不斷加強(qiáng)工作水平和服務(wù)意識，簡政放權(quán)，精簡創(chuàng)業(yè)手續(xù)辦理，營造良好創(chuàng)業(yè)環(huán)境與氛圍，推動(dòng)形成跨界融合的數(shù)智化創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)。