創(chuàng)業(yè)教育對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿影響機制的實證研究

方偉

摘 要：為提高大學(xué)生群體的創(chuàng)業(yè)意愿，培養(yǎng)新時代科技創(chuàng)新人才，回顧相關(guān)文獻，系統(tǒng)梳理創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿的現(xiàn)有研究，創(chuàng)新性地引入創(chuàng)業(yè)技能和情緒智力兩個變量，從創(chuàng)業(yè)基礎(chǔ)知識和創(chuàng)業(yè)實踐知識兩個維度，構(gòu)建創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿的混合影響機制模型。238份江蘇省高校大學(xué)生調(diào)查問卷的實證結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著的正向影響;創(chuàng)業(yè)技能的風(fēng)險感知能力、團隊協(xié)作能力和創(chuàng)新能力均在創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿間存在部分中間效應(yīng);情緒智力在創(chuàng)業(yè)技能對創(chuàng)業(yè)意愿的影響中正向調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。

關(guān)鍵詞：創(chuàng)業(yè)教育;創(chuàng)業(yè)技能;創(chuàng)業(yè)意愿;情緒智力

中圖分類號：G647.38 ? ? ? ?文獻標(biāo)志碼：A ? ? ?文章編號：1673-291X（2019）06-0181-07

引言

大學(xué)生就業(yè)問題日益突顯，鼓勵大學(xué)生自主創(chuàng)業(yè)成為高等教育大眾化背景下改善其就業(yè)現(xiàn)狀的不二之選。然而，無論是高校畢業(yè)生的創(chuàng)業(yè)選擇率還是創(chuàng)業(yè)成功率，我國在該方面均明顯落后于歐美發(fā)達國家。而實際上，大學(xué)生群體卻因其高知識水平、思維發(fā)散、樂于接受新事物等特點也成為創(chuàng)業(yè)的合適人選，故創(chuàng)業(yè)教育隨之成為高校課程體系改革創(chuàng)新的重要實踐。另一方面，創(chuàng)業(yè)意愿作為個體對創(chuàng)業(yè)活動實施與否的主觀態(tài)度，是開展創(chuàng)業(yè)行為的先決條件，大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的激發(fā)是培養(yǎng)新時代科技創(chuàng)新人才、建設(shè)創(chuàng)新型國家的客觀要求。與之相應(yīng)，創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)系問題也受到諸多學(xué)者的重視。楊潔（2016）綜合文獻調(diào)查法和元分析法，研究認(rèn)為創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿的正向影響達到中等效益水平[1]。郭洪等（2009）實證分析發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)教育中前瞻性人格的塑造以創(chuàng)業(yè)態(tài)度為中介變量對創(chuàng)業(yè)意愿影響顯著[2]。周秋江（2009）發(fā)表了關(guān)于學(xué)科背景顯著影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的研究[3]，即經(jīng)管學(xué)院學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿顯著高于理工和其他人文專業(yè)學(xué)生的結(jié)論也側(cè)面顯示出創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿提升的重要作用。然而，文獻檢索發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前研究中大多注重從個人特質(zhì)、創(chuàng)業(yè)教育、國家政策等不同層面構(gòu)建大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素模型，研究視角過于宏觀，缺乏創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿影響機制問題的微觀研究。故本文創(chuàng)新性地引入創(chuàng)業(yè)技能與情緒智力兩個變量，以期為創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿的影響提供新的解釋機制，也對激發(fā)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿提出具體化的指導(dǎo)建議。

一、文獻與假設(shè)

1.創(chuàng)業(yè)意愿及其影響因素研究。Conner和Armitage[4]（1998）提出意愿是指人們有意識地計劃或決定付諸行動的動機，故創(chuàng)業(yè)意愿便指個體有意識的計劃實施創(chuàng)業(yè)行為的內(nèi)在動機，是對人們創(chuàng)業(yè)主觀態(tài)度的一種描述。鐘云華等（2016）基于資源依附和有限理性理論，從個人特質(zhì)、家庭支持、創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)政策四個層次構(gòu)建大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素模型，其中創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿的正向影響程度最高[5]。吉小燕和劉愛軍（2016）以南京市八所重點在校大學(xué)生為調(diào)研對象，從個人特質(zhì)、個人背景、外界環(huán)境三個層面，確定出多個與創(chuàng)意意愿顯著相關(guān)的影響因素，包括性別、社交與領(lǐng)導(dǎo)能力、創(chuàng)業(yè)教育程度、電子商務(wù)平臺操作技能、信息管理和科技創(chuàng)新等諸多因素[6]，研究范圍過于寬泛。郭磊等（2015）以北京高校為背景，研究發(fā)現(xiàn)不同個體特征和環(huán)境特征對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿有顯著差異，且自我實現(xiàn)和家庭支持對其創(chuàng)業(yè)意愿的驅(qū)動力較強[7]。陳文娟等（2012）以計劃行為理論為基礎(chǔ)，從創(chuàng)業(yè)特質(zhì)、創(chuàng)業(yè)認(rèn)知、創(chuàng)業(yè)態(tài)度以及創(chuàng)業(yè)環(huán)境層面構(gòu)建創(chuàng)意意愿的影響因素模型，并指出創(chuàng)業(yè)態(tài)度在創(chuàng)業(yè)特質(zhì)與創(chuàng)業(yè)認(rèn)知對創(chuàng)業(yè)意愿的影響中中介效應(yīng)顯著[8]。基于上述文獻分析可知，創(chuàng)業(yè)意愿受到不同層面因素的復(fù)雜影響，但在個人特質(zhì)、個人背景層面因素難以改變的背景下，創(chuàng)業(yè)教育作為可以提高大學(xué)生創(chuàng)業(yè)能力、激發(fā)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的可操控外生變量，深入研究其與創(chuàng)業(yè)意愿的影響機制遠比簡單探討創(chuàng)業(yè)意愿的多種影響因素更為重要。

2.創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿的影響研究。石巧君和任夢莉（2015）將創(chuàng)業(yè)教育劃分為創(chuàng)業(yè)競賽、創(chuàng)業(yè)課程與創(chuàng)業(yè)社團三個維度，實證研究表明，實施創(chuàng)業(yè)教育對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的正向影響十分顯著，其中創(chuàng)業(yè)競賽的影響程度最高[9]。何靜（2013）以長期追蹤調(diào)查的方式客觀評價創(chuàng)業(yè)教育對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的積極影響，并從完善創(chuàng)業(yè)教育課程體系、強化創(chuàng)業(yè)實踐活動等方面為創(chuàng)新教育提供改善建議[10]。張玲（2013）從課程設(shè)計角度實證研究創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿之間的關(guān)系，提出社會實踐型和創(chuàng)業(yè)計劃競賽型課程對創(chuàng)業(yè)意愿具有最為顯著地影響[11]。Solesvik（2013）依托計劃行為理論，研究證實創(chuàng)業(yè)教育促使個體產(chǎn)生更高的創(chuàng)業(yè)動機，并且創(chuàng)業(yè)教育通過對創(chuàng)業(yè)態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制的中介間接影響創(chuàng)業(yè)意愿[12]。Ali（2013）綜合創(chuàng)業(yè)事件模型與全球創(chuàng)業(yè)觀察理論，實證研究表明創(chuàng)業(yè)教育使個體創(chuàng)業(yè)意愿提高1.3倍之多[13]。郭昱鑠和張秀娥（2017）更是引入創(chuàng)新思維和創(chuàng)業(yè)環(huán)境兩個變量，從理論上構(gòu)建出創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的作用機制模型，認(rèn)為創(chuàng)業(yè)教育將以創(chuàng)新思維為中介對創(chuàng)業(yè)意愿起到間接地正向作用，且創(chuàng)業(yè)環(huán)境越好，還能加強創(chuàng)新思維對創(chuàng)業(yè)意愿的影響[14]。基于上述分析，創(chuàng)業(yè)教育中不同課程體系的設(shè)置，可以通過改善個體創(chuàng)業(yè)態(tài)度和創(chuàng)業(yè)思維，對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生正向影響。因此，提出假設(shè)：

H1：創(chuàng)業(yè)教育對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿具有正向顯著影響。

3.創(chuàng)業(yè)技能在創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿影響中的中介效應(yīng)。張秀娥和張坤（2017）在創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿的研究機制梳理中認(rèn)為，創(chuàng)業(yè)教育可以增加個體創(chuàng)業(yè)知識技能儲備，進而促進個體在創(chuàng)業(yè)層面的自我效能感和合意性感知程度的提高，進而實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)意愿水平的提升[15]。吳彬瑛等（2016）直接基于創(chuàng)業(yè)教育內(nèi)容視角，從學(xué)科專業(yè)知識、創(chuàng)業(yè)基礎(chǔ)知識和實踐能力知識三個維度研究其對創(chuàng)業(yè)意愿的影響，實證分析結(jié)果顯示創(chuàng)業(yè)教育內(nèi)容三維度均正向影響創(chuàng)意意愿，且創(chuàng)業(yè)實踐知識的影響程度最大，進而表明創(chuàng)業(yè)教育過程實際上是個體對創(chuàng)業(yè)知識與實踐技能的知識吸收過程[16]。馮磊等（2011）立足于創(chuàng)業(yè)技能視角構(gòu)建出大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素模型，風(fēng)險承擔(dān)能力、團隊協(xié)作能力、創(chuàng)新能力等諸多創(chuàng)業(yè)技能均對創(chuàng)業(yè)意愿影響顯著，而創(chuàng)業(yè)技能的培養(yǎng)與提高來源于高校創(chuàng)業(yè)教育[17]。吳曉晴（2014）立足于高校創(chuàng)業(yè)教育發(fā)展現(xiàn)狀，研究認(rèn)為創(chuàng)業(yè)技能是關(guān)系大學(xué)生創(chuàng)業(yè)成功的關(guān)鍵因素，創(chuàng)業(yè)教育中創(chuàng)業(yè)技能提升顯著增強個體自信與自我認(rèn)同感，進而為其投身創(chuàng)業(yè)過程提供動力[18]。王蕾（2014）從創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)課程、創(chuàng)業(yè)社團活動和創(chuàng)業(yè)大賽三個創(chuàng)業(yè)教育維度進行研究，認(rèn)為創(chuàng)業(yè)教育過程能夠有效培養(yǎng)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)技能和創(chuàng)業(yè)素質(zhì)，進而發(fā)掘出具有開拓精神的創(chuàng)新型人才，顯著促進大學(xué)生創(chuàng)業(yè)數(shù)量和質(zhì)量的提高[19]。

綜上所述，創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)意意愿的當(dāng)前研究中，創(chuàng)業(yè)技能作為創(chuàng)業(yè)教育培養(yǎng)的核心，被認(rèn)為是影響創(chuàng)業(yè)意愿以及創(chuàng)業(yè)質(zhì)量的決定性因素。一方面，創(chuàng)業(yè)教育過程能夠激發(fā)個體潛在的創(chuàng)業(yè)者特質(zhì)以及原有創(chuàng)業(yè)技能突顯，使其意識到自主創(chuàng)業(yè)這一職業(yè)生涯選擇，提升創(chuàng)業(yè)意愿。另一方面，創(chuàng)業(yè)教育培訓(xùn)能夠在不同程度促進個體創(chuàng)業(yè)知識與技能的提高，隨之產(chǎn)生的成就感與自我效能感對其創(chuàng)業(yè)意愿的增強意義重大。因此，提出假設(shè)：

H2：創(chuàng)業(yè)教育對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)技能具有正向顯著影響。

H3：創(chuàng)業(yè)技能在創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)系中中介效應(yīng)顯著。

4.情緒智力及其重要作用。根據(jù)Mayer等（1997）的觀點，情緒智力作為與智力相區(qū)別的概念，指個體對自己和他人情緒情感的知覺、評估與表達的能力，對情緒和情緒知識的理解與調(diào)節(jié)能力，以及運用情緒信息管理思維的能力[20]。Goleman（2004）則認(rèn)為，識別自己和他人情緒的能力、自我激勵能力、自身情緒管理能力及人際關(guān)系中情緒處理能力共同構(gòu)成了情緒智力[21]。Mayer和Salovey（2004）進一步發(fā)展了情緒智力的定義，認(rèn)為情緒智力主要體現(xiàn)為情緒意義及其關(guān)系的認(rèn)知能力，利用知識推理和解決問題的能力，以及使用情緒促進認(rèn)知活動的能力，且情緒力迎常以整體方式橫跨認(rèn)知系統(tǒng)和情緒系統(tǒng)進行操作[22]。基于此，本文認(rèn)為，情緒智力個體對自我和他人情緒情感的認(rèn)知能力，并能夠以適應(yīng)性方式對其加以利用以促進問題解決的能力，且借鑒大多數(shù)研究成果，將情緒智力作為單維變量處理。

張輝華和黃婷婷（2015）以團隊信任感知和朋友網(wǎng)絡(luò)中心為連續(xù)中介，在情緒智力與企業(yè)績效的關(guān)系研究中指出，高情緒智力群體更善于處理負面事件、更有能力在特定環(huán)境下識別出可信賴行為、更容易感受到積極情緒[23]，創(chuàng)業(yè)作為復(fù)雜問題處理集合，經(jīng)常面臨諸多不確定因素，需要創(chuàng)業(yè)者在積極情緒狀態(tài)下處理問題，并善于發(fā)現(xiàn)有利于問題解決的契機，故高情緒智力的個體為發(fā)揮自我優(yōu)勢，滿足自我實現(xiàn)的高層次心理需求，更傾向于投身創(chuàng)業(yè)過程中去。容琰等（2015）以諸多工作團隊為調(diào)研對象，實證研究表明，高情緒智力的團隊領(lǐng)導(dǎo)能夠促進程序公平氛圍和交互公平氛圍的形成，進而對員工積極態(tài)度和團隊績效產(chǎn)生正向影響[24]。因此，高情緒智力的大學(xué)生在作為學(xué)校活動組織者的過程中更擅長調(diào)節(jié)團隊內(nèi)部氛圍，以獲得團隊成員更大力度的支持，必然增強其在團隊管理、溝通協(xié)調(diào)等方面的自我效能感和成就感。創(chuàng)業(yè)作為一種高度資源整合、高度內(nèi)部協(xié)調(diào)的開拓性行為，必然更加吸引高情緒智力群體的關(guān)注。劉詠梅（2011）實驗研究證明，高情緒智力群體更偏好合作型行為，抑制競爭型行為，且能夠在群決策行為過程中實現(xiàn)高群體凝聚力與滿意度[25]。團隊合作是創(chuàng)業(yè)過程的重要形式，單槍匹馬無法取得創(chuàng)業(yè)成功，高情緒智力群體顯然更擅長與人交往和團隊合作，在增強團隊凝聚力方面也更具優(yōu)勢，進而擁有更強的創(chuàng)業(yè)意愿。

可見，創(chuàng)業(yè)并不是簡單的技術(shù)性行為，其中更涉及團隊管理、人際溝通、創(chuàng)新瓶頸、風(fēng)險規(guī)避等諸多方面的復(fù)雜問題，在創(chuàng)業(yè)技能水平不相上下的群體中，高情緒智力群體以其高情緒管理、甄別時機和問題推理能力，更擅長緩解自我壓力、洞察他人情緒情感，并能夠適時加以利用以捕捉到有利于解決問題的機會，更有勇氣面對創(chuàng)業(yè)過程中的不確定性，進而具有較高的創(chuàng)業(yè)意愿。因此，提出假設(shè)：

H4：情緒智力在創(chuàng)業(yè)技能與創(chuàng)業(yè)意愿間正向調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。

綜上所述，本文提出研究框架（如下頁圖所示）。其中，本文借鑒吳彬瑛等（2016）[16]的研究，將創(chuàng)業(yè)教育劃分為創(chuàng)業(yè)基礎(chǔ)知識和創(chuàng)業(yè)實踐知識兩個維度，其中創(chuàng)業(yè)基礎(chǔ)知識表示與創(chuàng)業(yè)管理相關(guān)的基礎(chǔ)創(chuàng)業(yè)政策、經(jīng)濟市場知識與企業(yè)管理理論等方面的理論教育，創(chuàng)業(yè)實踐知識指學(xué)生通過創(chuàng)業(yè)大賽、企業(yè)實習(xí)與創(chuàng)業(yè)活動等方式的實踐教育。根據(jù)借鑒馮磊等（2011）[17]的研究，提煉出風(fēng)險感知能力、團隊協(xié)作能力、創(chuàng)新能力三個方面，作為創(chuàng)業(yè)技能的維度。創(chuàng)業(yè)意愿與情緒智力均為單維度變量。

二、研究方法

1.變量測量。本文采用7級李克特量表（1表示十分不認(rèn)可，7表示十分認(rèn)可）對7個主要變量——創(chuàng)業(yè)基礎(chǔ)知識教育、創(chuàng)業(yè)實踐知識教育、風(fēng)險感知能力、團隊協(xié)作能力、創(chuàng)新能力、創(chuàng)業(yè)意愿、情緒智力進行測量。根據(jù)現(xiàn)有文獻的回顧與梳理以及具體概念的闡述，為各變量設(shè)計測量條目，具體內(nèi)容（見表1）。

2.數(shù)據(jù)收集。本次研究主要采取實地調(diào)研、現(xiàn)場問卷收集的方式進行數(shù)據(jù)收集，選取江蘇省內(nèi)6所高校為調(diào)研對象，由本科研團隊成員分進行實地考察，進行數(shù)據(jù)調(diào)研工作。本次研究共發(fā)放問卷328份，最終回收問卷279份，后進行仔細篩選。綜合SPSS軟件剔除異常值功能以及手動觀察的方法，剔除作答具有一定規(guī)律性的問卷，如呈“S”型、“Z”型的問卷以及中間程度答案居多的問卷，最終獲得有效問卷238份，有效回收率為72.5%，由于問卷均為現(xiàn)場收集，故有效問卷回收率較高。本次調(diào)查研究的主體為在校大學(xué)生，描述性統(tǒng)計分析如下，其中按年級劃分為大一、大二、大三、大四，分別占19.3%、26.4%、28.7%、25.6%;按性別劃分來看，女性占48.3%，男性占51.7%;按學(xué)科劃分為文史類、理工類、經(jīng)管類、藝術(shù)類，分別占23.2%、29.4%、28.5%、18.9%。

三、實證分析

1.信度與效度。在信度與效度檢驗之前，要對模型框架中的7個主要變量做驗證性因子分析，以判斷測量結(jié)構(gòu)模型的擬合優(yōu)度，本文利用結(jié)構(gòu)方程軟件AMOS21.0進行檢測。結(jié)果顯示，各潛變量的因子荷載均高于0.60這一臨界值，且各擬合指標(biāo)也均通過驗證，具體數(shù)值如下：χ2（238）=412.341（p=0.000），χ2/df=3.641，RMSEA=0.072，NFI=0.906，CFI=0.910，IFI=0.921，RFI=0.893。模型結(jié)構(gòu)的信度檢驗通過Cronbach α系數(shù)加以衡量，即當(dāng)Cronbach α大于臨界值0.7時，其信度通過檢驗。效度包括聚合效度和判別效度兩種類型，本文采用學(xué)術(shù)界公認(rèn)的平均提煉方差法進行檢驗，即當(dāng)變量的平均提煉方差超過0.5時，其聚合效度通過檢驗;當(dāng)任一變量平均提煉方差的平方根大于它與其他變量之間的皮爾遜相關(guān)系數(shù)時，判別效度通過檢驗。基于此，根據(jù)表2的描述性統(tǒng)計結(jié)果，各變量的Cronbach α系數(shù)、平均提煉方差均達到上述的臨界判定標(biāo)準(zhǔn)。因此，本文測量的信度和效度均符合要求。