基于結構方程模型的大學生創業意向影響因素研究

孫崇文， 秦遠建

(武漢理工大學 管理學院， 湖北 武漢 435400)

一、引言

2017年3月5日，李克強總理在全國“兩會”上做政府工作報告時提出，2017年重點工作任務再次強調要“持續推進大眾創業、萬眾創新”[1]。合理有效地支持引導大學生從事創新創業活動，是經濟發展“新常態”下面臨的重大課題。所謂大學生創業，是指在校大學生或剛畢業3-5年的大學生，以所掌握的科學技術知識為核心，尋求發展機會，開辦企業，提升經濟價值和社會價值的過程[2]。然而，在我國當前環境下，大學生就業和創業現狀不容樂觀，根據麥可思研究院發布的《2016年中國大學生就業報告》和國家統計局《2015年國民經濟和社會發展統計公報》顯示，2015屆大學生自主創業比例僅占3.0%，與西方國家較為繁榮的大學生創業態勢形成顯著對比[4]。且創業失敗的案例較多，大多數創業活動由于自身原因或外在環境等各種原因中途放棄。想要緩解我國當前嚴峻的大學生就業情勢，在全社會營造良好的“雙創”氛圍，就必須從大學生創業問題入手，改善我國大學生創業現狀。

實際上，創業行為的產生并不是創業機會或者商業機會的直接產物，其更多依賴于創業主體的創業意向，所以創業意向(entrepreneurial intention)一直被視為了解創業行為的重要變量[5]。內在動力(創新動機)和外在推力(創業環境)的影響下，創業意向呈現出一定的動態性，且目前學術界尚無定論。本文借助創業風險感知作為中介變量，研究內在動力(創新動機)和創業環境(外在推力)對創業意向綜合影響，豐富了創業意向影響因素研究方法，有助于擴展結構方程模型分析方法在大學生創業研究中的應用，同時，在分析當前大學生創新動機和創業環境的基礎上，進一步了解大學生創業的影響因素，為高校開展創業教育、社會出臺優惠政策等奠定基礎。

二、大學生創業意向影響因素研究綜述

在實施創業活動時，創業意向作為創業主體的心理過程發揮著重要的橋梁紐帶作用。Bird首先定義了創業意向(entrepreneurial intention)的概念并進行探究，他提出“在描述性研究之外，創業領域的研究有賴于創業意向，并且創業意向可以有效區分戰略管理和創業活動”，并從“意向”的觀點出發，提出創業意向是一種特定的心理狀態，該心理狀態可以將創業者的注意力、精力和行為向著某個特性的創業目標加以引導”[5]。Krueger從意向的內涵觀點的角度，闡述了意向代表著對未來某個目標行為的承諾程度，因此，創業作為對未來創辦新的企業的一種承諾，創業意向就是指未來創辦新企業的承諾度，顯而易見的是，創業承諾度與創業意向正相關[6]。Tompson批判性地總結了以往有關創業意向的研究，指出應該對具有創業意向的個體和僅僅具有創業特質的個體進行區分，創業意向個體應該擁有創辦一個新企業的可能性并且可以接受這種可能性[7]。簡丹丹等人概括歸納了多位專家學者的觀點，認為創業意向是指潛在創業者對創辦新企業或實施創業行為的一種多方面的主觀心理準備狀態及其程度[8]。所謂的準備狀態包括了潛在創業者對自身素質(如創業潛能和專業知識)的評價以及對外在環境(如創業團隊的可靠性、市場的需求狀況、啟動資金的充足性以及社會創業氛圍)的主觀評估。

對于創業意向影響因素的研究比較充實，有學者專門對中國個體創業意向的影響因素劃分了層次，他們認為創業意向可以從個體特質水平和個體資源水平兩個層次開展研究，在此基礎上又可以劃分為成就動機、自主新、風險承擔、資源獲得、創業回饋未來就業等六個維度[9]。也有研究通過對個體的創業可行性、風險認知、創業收益等認知因素進行了檢驗，提出上述的認知因素對個體創業意向和創業活動具有顯著影響[10]。丁棟虹等通過引入創業自我效能和創業風險感知分別作為調節變量和中介變量，研究了個體創業意向受風險傾向的影響機理，并發現創業風險感知在風險傾向對創業意向的影響中起到部分中介作用[11]。也有學者對創業教育對創業意向的作用開展了研究，發現文化差異作為一種潛在變量對創業意向也有著顯著影響[12]。

綜上所述，近年來有關創業意向的研究成果雖然比較豐碩，然而在相當多的研究中，以當代大學生作為研究對象，并研究其創業意向研究相對缺乏，另外很多學者的研究內容僅僅聚焦在人格特質方面，很大程度上忽略了創業個體內在動力、外在環境和認知因素的綜合影響。因此本文通過研究基于創業風險感知中介效應，探究內在創新動機和外在創業環境對創業意向影響權重和路徑。

三、大學生創業意向影響因素模型構建

(一)創業風險感知與創業意向研究假設

對于風險感知的研究，Bauer在研究消費者行為時，最新站在市場營銷角度，提出了感知風險的觀點，并將感知風險被定義為消費者在購買商品是面臨的不確定性。學者Cunningham認為感知風險主要包含兩個方面，一是決策結果的不確定性(uncertainty)，二是錯誤決策后果的嚴重性(consequence)，后續學者如Stone, Boselius, Vann，Kaha等從實證研究、產品類別、風險構面等角度對風險感知進行了不同的定義[13-15]。一般而言，大多數學者對于風險感知的研究基本遵從了Cunningham對于風險感知概念的定義，即消費者在購買產品或服務時所感知到不確定和不利后果的可能性。同樣地，創業者在創業時也會面臨很多的不確定性和創業失敗的不利后果。

不少學者都認識到風險感知(risk perception)在創業過程中發揮著重要作用。Sitkin和Pablo認為，在研究創業行為影響因素時，不能忽略創業風險感知的重要作用，否則會降低創業研究的解釋力[16]。對于創業風險感知對創業意向的研究，不同的人對于相同的創業決策場景所感受到的風險是有多變化的，對于風險的感知和判斷也不盡相同[17，18]。創業者面臨著更多的創業風險和創業失敗后帶來的不利后果，具有強烈創業意向的人會有較大可能忽略創業中的風險，從而更能作出比較積極的創業決策[19]，另外，這種理論的模型應建立在以下假設的基礎上，即創業個體對創業風險的感知能力是不盡相同的[20]。依據經濟學中期望效用理論，在具有高風險感知和低風險感知的決策者中間，往往具有較低風險感知的人會更擁有較為積極的創業意向[21]，因此，對于創業個體而言，創業感知風險越低，創業意向越強烈，因而提出本研究假設：

Ha1 創業風險感知對創業意向具有負向影響。

(二)創新動機與其他變量的研究假設

創新動機是蘊含在個體內心深處的動力，它可以有效促使個人潛在的創新能力轉化為實際的創新實踐活動[22]；創新動機其實可以反映創新個體對不同的創新激勵因素的側重和偏愛；Cruber等人將個人的創新思維分為個體興趣的一系列目標，包含知識系統、動機系統和情感依賴，而這些興趣目標將具體引導創新行為的發展[23]；Sternberg等人在前人研究基礎上，提出創造性投資理論，認為動機是創新行為產生的六個重要來源之一，并指出任務集中動機在對創新的催化中扮演著重要角色，而受外部動機驅動的個體也會受到創新動機特定影響[24]；黃春艷等人通過實證研究，強調了大學生創業自我效能和創造性動機與創新行為間存在顯著的相關關系[25]；李偉等人以研究生為研究對象，發現內在和外在的創新動機對創新實踐活動具有預測作用，且二者之間存在相互關系[26]；劉琳琳認為，大學生的創新意向，如果經過相關培訓，受到創新心理學的引導，就可以幫助大學生充分了解自身的創新動機，從而選擇正確的創新動機用來激發自身的創新能力，并最終確定為穩定的創新源泉[27]。因此，本研究認為，創新動機強的人，往往具有較強的創業意向，同時，通過對自身創新動機的了解和認知，能夠降低創業風險感知，并且通過負向影響創業風險感知來影響創業意向。所做假設如下：

Hb1 創新動機對創業意向有正向影響；

Hb2 創新動力對創業風險感知有負向影響；

Hb3 創新動機通過創業風險感知對創業意向有正向影響。

(三)創業環境與其他變量的研究假設

創業環境是指對初創企業的發展有著一系列影響作用的外部因素的總和，它包含外部的政治、經濟、文化等各方面因素，而這些是企業在創建過程中所需的援助和服務的關鍵因素[28]。有很多學者深入討論了創業環境的概念，其中Gartner的觀點被廣泛采用，他從組織、個體、環境和過程等四個方面確立了創業形成過程和組織框架，并指出創業環境的構成因素包括社會資本的獲取難易程度、社會氛圍對創業氛圍態度、政府相關政策的支持情況、大學等科研機構的支持力度等[29]。張玉立、陳立新指出創業環境由各種生產要素組成，對創業行為有著重要影響[30]，張健等認為創業環境不僅可以作用于創業活動，也可以為創業主體對自身創業能力與環境之間的關系提供參考[31]。所以，本研究認為，創新環境對個體創業意向有顯著的正向影響，對個體創業風險感知有負向作用，同時，創業環境還可以通過改變個體的對創業風險的感知對創業意向產生正向影響，所做假設如下：

Hc1 創新環境對創業意向有正向影響；

Hc2 創新環境對創業環境感知有負向影響；

Hc3 創業環境通過創業風險感知對創業意向有正向影響。

四、預測試問卷變量與測量

在正式開展實證研究前，應開展相應的預調查，預調查的目的是為了檢驗(1)測度工具，尤其是新的工具；(2)數據收集過程，數據收集過程是數據質量的另外一個決定性因素。在問卷編制之前，選取周邊大學生和大學生創業者進行訪談，結合當前理論研究情況和文獻綜述，編制量表題項，設計出問卷初稿，問卷初稿提交專家學者審核，確定預測試問卷。隨后，通過網絡問卷形式對大學生開展預調查，收集到問卷數據后開展探索性因子分析，最終確定正式問卷。

(一)創業風險感知維度的預測試量表

根據Williams S和謝科范[32]、馬昆姝[21]等研究成果，結合現實情境制作了大學創業風險感知量表，主要從受試者對不確定性和對不利后果的可能性感知上進行測量，量表題項如表1所示。

表1 創業風險感知預測試量表

(二)創新動機的預測試量表

在創造力構成理論中，創造力的重要來源之一是動機，而動機也是創造力不可或缺的成分之一(Amabile,1996)，具體可以分為內在外在動機，工作本身是內在動機激勵的重要途徑[33]。學者潘靜洲等人翻譯了Tierney 等人的創新動機量表[34]，根據大學生實際情況做適當調整，從以下五個方面對創新動機進行測試。

表2 創新動機預測試量表

(三)創業環境預測試量表

創業環境受到家庭、社會、學校等多因素影響，根據高日光[35]等人研究，把創業環境歸納為八個題項，從不同角度全面反映受試者創業環境狀況，具體量表題項如表3。

表3 創業環境預測試量表

(四)創業意向預測試量表

Thompson(2009)[7]較為明確地確立了創業意向的概念，并以此為依據，開發了包含6個題項的個體創業意向量表(IEIS)，本文結合了國內學者簡丹丹、葉映華[8]等人的研究成果，對創業意向設計了題項，如表4。

表4 創業意向預測試量表

(五)小樣本預調查

問卷初稿遞交專家學者進行審核，主要是對測量題項表達的含義、題項詞句的通順與完整性、題項所要測量構面潛在的特質是否合適等進行評判修改，然后制定了上述量表，保留23個題項，此時的問卷具備了專家效度(內容效度的一種)，開始進行問卷預測試。預調查的所有問卷采用網絡填寫形式，共回收問卷134份，剔除填寫時間小于30秒的問卷(視為無效問卷)，有效問卷共131份，有效回收率達97.76%。小樣本預調查問卷借助SPSS22進行采用探索性因子(EFA)分析。

1.項目分析

首先，檢查缺失值也異常值。本問卷無反向題，直接進行簡單描述性計量統計，觀察有無缺失值及異常值。因為所有問卷均為網絡問卷，具有缺失值和異常值的問卷無法完成提交，故本問卷可以直接進行下一步的分析。

其次，量表題項加總。對于四張量表，分別新增變量“總分”，進行量表題項分數加總，目的在于觀察總分高低分組，按照得分人數排序前后的27%計算水平數值，觀察低分組及高分組臨界值，然后通過數據轉換，將高分組設定標簽為1，低分組設置標簽為2。

最后，T檢驗。將量表題項納入檢驗變量，分數分組設為分組變量，采用獨立樣本t檢驗，求出標簽為1、2兩組樣本在各測項平均數差異顯著性，最后根據平均數差異顯著性，刪除未達到顯著性的題項。

經過檢驗，所有量表題項都通過了項目分析，可以實行下一步的檢驗。

2.探索性因子分析

探索性因子分析是檢驗量表建構效度的有效手段和方法。在本文中，根據文獻分析，將所有題項所測得的潛在特指分成了創業風險感知、創新動機、創業環境和創業意向四個構念，每個構念對應4至8道題項。

在正式進行探索性因子分析之前，需要首先對測量問卷量表開展KMO檢驗和Bartlett球形檢驗，萃取共同因素的方法采用主成分分析法；因為量表所表達的構念較為明確，所以決定保留共同因子的準則為直接限定其個數為4；對于決定因子轉軸的方法，因為四個構念之間具有一定的相關性，所以采用斜交轉軸法；最后需要考慮的是因子結構的檢驗，若一個共同因子包含不同構念題項變量，則必須逐題刪除測量題項，再重新進行因子分析檢驗新的因子結構，直到找到符合的因子結構。

本文借助SPSS22.0來進行探索性因子分子，分析結果顯示問卷的23個題項的Bartlett球形檢驗2為159.886，自由度df=253，顯著性概率值p≈0.000<0.05，達到顯著水平，拒絕相關矩陣不是單元矩陣的假設，說明23個題項存在共同因素，具備因子分析的必要。KMO值為0.83，表明比較適合開展因子分析。本文一共抽取4個共同因子，轉軸后的特征值分別為4.306，4.271，2.707，2.207，4個因子的解釋變異量分別為18.721%，18.568%，11.77%和9.595%，累計解釋方差為58.654%，高于50%的最低要求。初步探索性因子分析的結果如表5所示。

表5 預測試調查問卷的探索性因子分析

表5(續)

測量題項因子1因子2因子3因子4C70.803C60.753C50.701A40.757A30.682A20.576A50.518A1 0.506特征值4.306 4.271 2.707 2.207解釋方差貢獻率18.72118.56811.770 9.595累計方差解釋率18.72137.28949.05958.654KMO值 0.8302值1594.886Bartlett球形檢驗自由度253Sig值0

從表中可以看出，根據每個因子中題項數量，歸納因子對應的變量，大致為因子1(創新動機)、因子2(創業意向)、因子3(創業環境)、因子4(創業風險感知)。分析各因子荷載值，刪除因子中負荷量最大的非對應題項(C3)，然后重新進行因子分析，如表6。

表6 轉軸后的因子矩陣(刪除題項C3)

分析該因子矩陣，發現C4、C2、C1落在了因子1(創業意向)中，其中C4負荷量最大，先刪除C4，然后重復上述步驟，依次刪除題項C2、C1后，最終的因子分析結果如表7所示。

表7 轉軸后的因子矩陣(按照題項排序)

最后題項保留19道，其中創業風險感知5道，創新動機4道，創業環境4道，創業意向6道。

3.信度檢驗

對探索性因子分析后剩余的19道題項進行信度檢驗，主要借助SPSS22.0，通過Cronbach`s Alpha系數檢驗量表內部一致性，通過CICT(題目總分相關)修正問卷總相關系數。對四張量表的信度檢驗如表8所示。

從表中可以看出，除創業風險感知量表外，其余Cronbach’s Alpha均大于0.8 說明測量的問卷量表的信度很高。對于創業風險感知量表，題項A5的CITC為0.227，遠遠小于0.5，且刪除A5后，量表整體Cronbach’s Alpha變為0.664>0.65，應考慮刪除題項A5，對于該量表中的其他選項，雖然部分CITC未達到0.5，但由于樣本數量、題項數量等因素限制，且刪除任何題項后Cronbach’s Alpha均不再提高，所以保留剩余的題項進入正式問卷。

表8 各量表題項的CITC和內部一致性分析

表8(續)

題項CITC項目刪除時的Cronbach’s Alpha值整體的Cronbach’s Alpha值D10.8280.924D20.8190.925D30.7960.928D40.7530.933D50.8300.924D60.8570.9210.938

綜上所述，經過項目分析、探索性因子分析和信度檢驗，最終收納18道題項，形成了一份具有良好信度和效度的正式問卷。

(六)正式問卷研究設計

在預調查問卷分析基礎上，確定了具有說服力的量表。根據文章研究目的，本文正式問卷包含兩大部分：第一部分為正式問卷調查對象的基本信息，包含性別、學歷、專業類別、籍貫和家庭成分等；第二部分為變量測量量表，均采用5分制李克特量表(很不同意、不同意、一般、同意、很同意)進行測量，所有量表為正向量表，受試者均根據自身實際情況如實填寫。

五、數據收集及分析

本次調查采用網絡問卷與紙質問卷相結合的方式，網絡問卷主要借助專業調研網站，通過問卷邀請、網絡鏈接等方式邀請全國各高校大學生填寫，共發放問卷302份，回收問卷274份。

(一) 樣本特征分析

性別方面，男女比例46:54，女性人數稍多于男性，符合全國女大學生稍多于男大學生的現狀[47]；被調查對象中，本科生和研究生人數比為58.2:41.8，本科生中，大一新生人數較多，占全體本科生的47.83%，大二、大三和應屆生分別占本科生總人數的18.16%、20.29%和13.76%，調查對象包含了所有的年級層面，均為在校大學生，接受教育狀況良好，更易理解問卷他們，增加問卷答題質量；在專業類別上，經管類和理工類居多，分別占比49.4%和38.4，其他專業如文史類、藝術體育類等均有涉及，具有廣泛的代表性；本次調查中有關受試者的家庭所在地包含五個層次，依次為鄉鎮或農村、縣級市、地級市、省會城市和直轄市，其中來自鄉鎮或農村的人數有104人，來自縣級市的有52人，來自地級市的有49人，來自省會城市或直轄市的有32人，調研對象家庭所在地基本覆蓋了中國當前的治理結構的所有層級；對于受試者的家庭成分，同家庭所在地由一定相關，農民居多，有89人，依人數多少排序依次為工人(42人)、知識分子(36人)、商人(33人)、其他(20人)和干部(17人)，基本包含了當前社會的所有的社會階層，其所占比例與當前社會結構人數比例相當。

整體來說，本次調研樣本質量較高，具有普遍的代表性，能夠較為真實地代表當前大學生的真實情況。

(二)測量指標分析

本文包含創業意向、創業風險感知、創新動機、創業環境四個變量，最終確定了18個測量指標，借助AMOS24.0對各個變量進行正態性檢驗，發現偏度系數最大的絕對值為0.75<3，峰度系數最大的絕對值為0.9<8，所以可以認為問卷變量數據服從正態分布。

(三) 相關性分析

本文借助SPSS22.0對創業風險感知、創新動機、創業環境和創業意向進行單側顯著性檢驗。結果顯示，除了創業環境和創業風險感知外，其他變量之間均顯著相關，其中創業風險感知與創新動機(r=-0.181，p<0.05)、創業意向(r=-0.344，p<0.05)呈顯著負相關；創新動機與創新環境(r=0.202，p<0.01)、創業意向(r=0.434，p<0.05)呈顯著正相關，創業環境與創業意向(r=0.326，p<0.05)呈顯著正相關。檢驗結果與研究假設相差不大，需要進一步通過結構方程模型分析變量之間的影響路徑和因果關系。具體相關性分析結果如表9所示。

表9 變量間的相關性分析表(單側檢驗)

注：*p<0.05，**p<0.01.

(四)信度分析

借助SPSS22.0對樣本的主要變量和整體進行信度分析，大部分變量通過信度檢驗，其中創業風險感知較低為0.575，但是仍然可以接受。總體信度為0.775，接近0.8，說明問卷整體信度可以接受，可以做進一步的分析。具體結果如表10所示。

表10 研究變量的Cronbach’s Alpha系數

(五)效度分析

在內容效度上，本研究問卷的量表是采用了相關學者的研究成果，各個維度題項均有相關文獻來源，有內部邏輯性和有效性，具有專家效度，所以本問卷及量表，是有一定內容效度的，符合一定的合理性和科學性。

在結構效度上，本文主要采用探索性因子分析和驗證性因子分析來檢驗結構效度。

1.探索性因子分析

本文主要運用主成分分析法，并用最大方差法進行因子旋轉，因為本文測量變量較為清晰，所以限定提取因子數量為4，去除在任意維度上占有成分不足0.5的題項。結果表明提取的4個主成分對總變異的解釋程度為60.959%，且都只在一個維度上占有成分超過0.5，說明問卷建構效度良好，最終量表的效度檢驗情況如表11。

表11 正式調查探索性因子分析情況(按題項排序)

表11(續)

變量題項因子1因子2因子3因子4創業環境C10.709C20.853C30.813C40.719創業意向D10.803D20.827D30.785D40.665D50.833D60.830特征值 4.132 2.6412.334 1.866解釋方差貢獻率(%)22.95314.67112.96610.369累計解釋方差貢獻(%)22.95337.62450.59060.959KMO0.8362值1806.366Bartlett球形檢驗自由度153Sig值0

圖1 驗證性因子分析路徑圖

2.驗證性因子分析

本文首先通過探索性因子分析建立模型，再用驗證性因子分析檢驗和修正模型。建立一階驗證性因子模型，并計算得到路徑系數，如圖1。

本研究選取了以下常用的參數作為標準。選取指標擬合標準與初步驗證性分析初步適配結果如表12所示。雖然部分指標未能通過適配度檢驗，但十分接近，大部分適配良好，說明模型整體上沒有達到理想狀態，需要進行修正，但是出于可接受水平，可以做進一步分析。

在一階驗證性因子分析中，可以根據標準化回歸系數(因子荷載量)估計值計算潛變量的組合信度(CR)。本文將涉及到的因子荷載量、CR、AVE整理如表13，可以看出，大部分的指標適配良好，創業風險感知的CR值為0.57，比較接近0.6，可以接受。整體來說，模型的組合信度較為理想，可以進行下一步的分析。

表12 適配度評價標準及模型適配度結果

表13 正式問卷組合信度與平均方差抽取量

(六)結構方程驗證分析

1.結構方程建模

基本上文的研究假設和相關性分析結論，本文建立初步的結構模型，創業風險感知、創新動機、創業環境和創業意向為4個潛變量，對應于18個觀測變量。模型中創新動機和創業環境為外生變量，創業風險感知和創業意向為內生變量，創業風險感知為中介變量，初始結構方程模型如圖2所示。

2.結構方程模型的擬合

本文選取研究中常用的指標來驗證初始模型擬合度，初始模型適配度評價標準及初始模型的適配度結果如表14所示。從表中可以看出，大部分指標擬合較好或接近良好，為了使模型達到最優擬合度，對模型進行針對性修正。

圖2 初始結構方程模型

表14 初始模型擬合度系數

3.結構方程模型的路徑檢驗

將樣本數據導入AMOS中運行，模型執行結果如圖3所示。

圖3 初始模型標準化路徑系數

其中，創新動機和創業風險感知(β=-0.218，C.R=-2.575，P=0.01<0.05)、創業風險感知和創業意向(β=-0.658，C.R=-3.59，P<0.001)、創業環境和創業意向(β=0.381，C.R=3.38，P<0.001)、創新動機和創業意向(β=0.505，C.R=4.591，P<0.001)的路徑均顯著，而創業環境和創業風險感知(β=-0.043，C.R=-0.472，P=0.637>0.05)路徑不顯著，即假設Hb2、Ha1、Hc1、Hb1均成立，假設Hc2不成立。剩余的Hb3、Hc3將在中介效應檢驗中進一步驗證。各路徑詳細參數如表15所示。

表15 結構方程初始模型執行結果參數表

注：***p<0.001.

4.結構方程模型的中介效應檢驗

中介效應的檢驗目的是在某些已有關系的基礎上，探索這種關系的內部影響原理。

本文采用Bootstrap法進行中介效應顯著性檢驗，結果表明，無論是BC還是PC的95%置信區間，創新動機對創業意向間接效應區間均不包含0，點估計值為0.143，說明中介效應顯著，即創新動機通過創業感知風險對創業意向有正向影響，假設Hb3成立；而創業環境對創業意向的間接效應區間均包含0，點估計值僅為0.028，說明其間接效應不顯著，即創業環境通過創業風險感知對創業意向有正向影響不顯著，假設Hc3不成立。

5.結構方程模型的修正

通過以上研究發現，本文初始模型擬合效果并沒有達到理想狀態，具有修改空間，且在路徑檢驗和中介效應檢驗中，有兩個假設Hc2和Hc3檢驗結果不顯著，因此有必要對模型進行修正。

因為檢驗不顯著，首先借助去掉創業環境對創業風險感知的路徑。借助初始模型的M.I.指標值，發現最大值為44.292，是指當e17和e18關聯時，卡方值可以減少44.292，模型修正效果最好，同樣道理，將M.I.值較大的變量之間建立關聯。基于上述操作，修正后的結構模型圖如圖4所示，重新運算。

圖4 修正后的結構方程模型

執行修正后結構方程模型，結果顯示所有路徑均在0.05的顯著水平上都具有顯著性，相應的C.R.絕對值也均大于1.96，具備統計學意義，說明該模型具有合理性，執行結果參數如表16所示。

表16 修正后的結構方程模型執行結果路徑參數表

注：***p<0.001.

由于去掉了創業環境對創業風險路徑，所以對修正后的結構方程模型只需要對創新動機對創業意向中介效應進行檢驗。利用Bootstrap法，結果顯示在各條路徑95%的置信區間均不包含0，創新動機通過創業風險感知對創業意向具有中介效應，正向影響顯著。

6.實證分析結論

本章對影響大學生創業意向的影響因素進行了實證研究，通過結構方程模型建立和檢驗修正得到了理想的擬合模型，結果顯示，大部分假設都被驗證成立，只有假設Hc2和Hc3未能通過檢驗，表明本文的研究模型可以有效解釋大學生創業意向影響因素，假設檢驗結果匯總如表17所示。

表17 研究假設實證檢驗結果匯總

六、研究結論與政策建議

本文將創業意向影響劃分為內部動力(創新動機)和外部推力(創業環境)，并將創業風險感知作為中介變量引入對創業意向的影響關系中。在調研對象選擇上，偏向于正在或準備創業的本科生和研究生，研究他們的創新動機和創業環境如何通過創業風險感知影響創業意向，得到如下結論：

(一)創業風險感知對創業意向有顯著負向關系(r=-0.366，p=0.007<0.01)。本研究驗證了創業風險感知對創業意向具有負向作用，與之前的研究結論大體一致，支持了個體風險感知較低更可能創業的觀點。正如行為決策理論所做出的解釋一樣，一般地，個人對創業風險感知存在差異，而且感知到創業風險小的個體更有可能去選擇創業。

(二)創新動機對創業意向具有顯著的正向關系(r=0.374，p<0.001)，對創業風險感知具有顯著負向作用(r=-0.284，p<0.001)，且創新動機通過創業風險感知對創業意向具有顯著的正向作用。創業者應當具備一定的創新能力，能夠在日常生活尋求復雜問題的解決方案，具有廣闊的工作思路，同時，在創業是會遇到很多多方面的困難和挫折，需要創新性的開展工作，并且積極探尋新的盈利模式、工作程序等。另外，我們可以看到，在當今創新動機富集的高校、研究所等科研機構，依托創新成果開展創業的專家學者不在少數。創新動機強烈的人，往往喜歡嘗試新鮮事物，或者從不同視角分析和理解創業風險，所以，創新動機強的人，往往對創業風險感知較弱，從而有更強的意向選擇創業。

(三)創業環境對創業意向具有顯著正向影響(r=0.206，p<0.001)。眾所周知，創業需要良好的創業環境支撐，一個良好的創業環境對于大學生具有正向的刺激作用。在創業氛圍濃厚、創業教育普及、具有創業基金支持的高校，大學生往往更想選擇創業，這和現實中的情況是相吻合的。但是，在本研究中，未能驗證創業環境對創業風險感知的影響，這可能和調查對象選擇有關，樣本以在校大學生和研究生為主，由于他們閱歷較淺，對創業風險認知不深，在訪談中了解到大部分同學對于學校提供的創業優惠政策不清楚，因此創業環境對于大學生的創業風險感知影響不顯著。

針對以上研究結論，為更好合理引導大學生開展創業活動，激發大學生創業意向，本文嘗試從以下幾個角度提出建議。

首先，應注重培養大學生的創新動機。研究表明，創新動機對于創業意向的影響比重超過了創業環境的影響，內在動力大于外在推力，因此，對于大學生的創新動力的培養應滲入家庭、學校和社會教育方方面面。對于我國大學生來說，中小學階段面臨著嚴峻的課業考試和升學壓力，進入大學后，擁有較多自主選擇時間，學校方面應加大對大學生的創新力培養，從課堂教學到社會實踐，避免知識漫灌，注重通識教育和專業教育相結合，注重啟發引導學生創新力。另外，創新動機的培養應從娃娃抓起，家庭教育應充分挖掘人的創新潛能，整個社會應營造尊重創新、崇尚創新、鼓勵創新的良好創新氛圍。

其次，創新環境是大學生創業的平臺支撐。家庭、學校、社會是大學生創業環境的主要組成部分，家庭方面，家長應結合家庭資源，合理引導大學生參與創業；學校方面，應加強宣傳，重點推介現有的大學生創業優惠政策，同時，鼓勵學生結合專業知識，開設“創業學院”，搭建創業交流、實踐平臺，一方面普及創業知識，二是為具有強烈創業意向的同學提供專業指導意見；社會方面，應設立大學生創業專項基金，為大學生創業提供保險，政府應出臺相關政策，讓大學生創業者在落戶、社保、住房、貸款等方面享受優惠支持，當好學校、企業的橋梁作用。

最后，加強大學生對于創業風險的認知。創業風險感知對創業意向具有直接和間接影響，但是由于大學生自身閱歷和生活空間限制，對創業風險缺乏深入認知。作為大學教育的主體，學校方面應積極承擔創業風險教育的主體責任，一是通過開設公共課、選修課等形式，讓大學生系統學習風險理論相關知識，為將來合理利用創業風險奠定基礎；二是積極聯系企業家、創業者走進校園，讓學術近距離感受創業者風采，在創業者的親身經歷和故事講述中積累創業知識；三是加強同企業合作，積極組織學術走出校園、走進企業，在參觀公司、掛職實習等社會實踐中親身體會公司運營、財務管理等企業管理知識，同時為將來創業搭建社會資源網路平臺。