李曉迪

(西安思源學(xué)院,西安 710038)

0 引言

創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)是推動社會進步的重要動力,高校作為培養(yǎng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)人才的重要場所發(fā)揮著關(guān)鍵的作用[1]。為了激發(fā)大學(xué)生的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)精神,高校和政府部門紛紛引入創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)激勵機制,為大學(xué)生提供更多的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)機會和資源[2]。為了探究創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)激勵機制對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響,向220名大學(xué)生發(fā)放線上調(diào)查問卷[3],問卷全部回收。創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)激勵機制評價量表由一級指標(biāo)、二級指標(biāo)、三級指標(biāo)構(gòu)成[4],如表1所示。

表1 創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)激勵機制評價量表

在創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)激勵機制各要素中,創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育與培訓(xùn)對總方差貢獻率最高,說明創(chuàng)業(yè)課程與培訓(xùn)、創(chuàng)業(yè)講座與工作坊在創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)激勵機制中起著重要作用。創(chuàng)業(yè)支持服務(wù)、創(chuàng)業(yè)獎勵與資助的方差貢獻率較低,但仍對創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)激勵機制產(chǎn)生了一定的影響。創(chuàng)業(yè)資金支持在創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)激勵機制中的方差貢獻率最低,需要進一步加強和改進。詳見表2。

表2 創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)激勵機制要素探索性分析結(jié)果

1 研究結(jié)果

1.1 樣本信度

創(chuàng)業(yè)指導(dǎo)與輔導(dǎo)和大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的Cronbach’s Alpha和基于標(biāo)準(zhǔn)化項的Cronbach’s Alpha均高于0.9,說明這些評價指標(biāo)具有很高的內(nèi)部一致性和穩(wěn)定性。創(chuàng)業(yè)課程與培訓(xùn)、創(chuàng)業(yè)講座與工作坊、創(chuàng)業(yè)資源提供、創(chuàng)業(yè)資金支持的信度較高,在可接受范圍內(nèi)。創(chuàng)業(yè)獎勵機制的信度相對較低,需要進一步關(guān)注和改進。詳見表3。

表3 樣本信度檢驗結(jié)果

1.2 各變量間的Pearson相關(guān)性分析

創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)激勵機制中的創(chuàng)業(yè)課程與培訓(xùn)、創(chuàng)業(yè)講座與工作坊、創(chuàng)業(yè)指導(dǎo)與輔導(dǎo)、創(chuàng)業(yè)資源提供、創(chuàng)業(yè)獎勵機制、創(chuàng)業(yè)資金支持都與大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿呈正相關(guān),且具有統(tǒng)計學(xué)意義,說明提供良好的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)激勵機制可以激發(fā)大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿。詳見表4。

表4 創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)激勵機制與大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的相關(guān)性

1.3 創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)激勵機制對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿影響的多元回歸分析

設(shè)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿為Y,創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)激勵機制要素為X,創(chuàng)業(yè)課程與培訓(xùn)為X1,創(chuàng)業(yè)講座與工作坊為X2,創(chuàng)業(yè)指導(dǎo)與輔導(dǎo)為X3,創(chuàng)業(yè)資源提供為X4,創(chuàng)業(yè)獎勵機制為X5,創(chuàng)業(yè)資金支持為X6。模型可以表示為Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+ε,其中β0為常數(shù)項,β1、β2、β3、β4、β5、β6為自變量的系數(shù),ε表示誤差項。模型1的結(jié)果顯示,創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)激勵機制對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著的影響力,可以解釋其52%的變異程度,且模型的預(yù)測精度較高,殘差項不存在自相關(guān)性。調(diào)整后的R2相對較低,說明還有其他因素也可能對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生影響,該模型還需要進一步改進和完善。詳見表5。

表5 模型匯總

回歸部分的F值為6.84,顯著性為0.001,說明創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)激勵機制對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的回歸模型整體上顯著,可以解釋部分因變量的變異程度,且存在一定的殘差。詳見表6。

表6 方差分析

創(chuàng)業(yè)課程與培訓(xùn)、創(chuàng)業(yè)講座與工作坊、創(chuàng)業(yè)指導(dǎo)與輔導(dǎo)、創(chuàng)業(yè)資源提供、創(chuàng)業(yè)資金支持對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著的正向影響,而創(chuàng)業(yè)獎勵機制的影響不顯著。自變量的容差在0.68～0.75之間,多重共線性方差膨脹因子(VIF)在1.33～1.48區(qū)間,說明自變量間的共線性問題較小,模型的自變量可以相互獨立地對因變量產(chǎn)生影響。詳見表7。

表7 回歸系數(shù)

2 結(jié)論

通過對樣本的信度分析、相關(guān)性分析、多元回歸分析認(rèn)為,創(chuàng)業(yè)課程與培訓(xùn)、創(chuàng)業(yè)講座與工作坊、創(chuàng)業(yè)指導(dǎo)與輔導(dǎo)、創(chuàng)業(yè)資源提供、創(chuàng)業(yè)資金支持會對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生顯著的正向影響,而創(chuàng)業(yè)獎勵機制的影響不顯著,需要在該方面作進一步改進和優(yōu)化。創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)激勵機制可以解釋約52%的大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿變異程度,具有一定的預(yù)測精度,但調(diào)整后的R2值相對較低,說明還有其他因素可能影響大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿,需要進一步開展相關(guān)研究。