高校大學(xué)生創(chuàng)造力對創(chuàng)業(yè)意愿的影響研究

施永川，黃 瑩，王佳桐

(1.溫州大學(xué)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)學(xué)院，浙江溫州 325035；2.溫州大學(xué)教育學(xué)院，浙江溫州 325035；3.韓國國立群山大學(xué)技術(shù)融合創(chuàng)業(yè)學(xué)系，韓國群山 54150）

創(chuàng)造力雖然是心理學(xué)上的一個概念，但是它又涉及到教育、技術(shù)、工程、哲學(xué)、社會學(xué)、語言學(xué)和經(jīng)濟學(xué)等相關(guān)領(lǐng)域的知識，一直是不同學(xué)科研究者共同關(guān)注的話題。對于創(chuàng)造力的定義，學(xué)術(shù)界有著不小的分歧，在各類文獻中對創(chuàng)造力的定義達100多種［1］。

在早期，創(chuàng)造力理論將影響創(chuàng)造力的主導(dǎo)因素定義為“四個P”，即過程、產(chǎn)品、人物和地點［2］，后期有很多研究也是基于這4 個因素來展開的。在認知方法中，則表現(xiàn)出對創(chuàng)造力過程的特別關(guān)注，試圖描述出創(chuàng)造性思維的機制和技術(shù)，如Torrance［3］將創(chuàng)造力定義為一個過程，即首先對問題、缺陷、不和諧產(chǎn)生敏感并識別困難，緊接著尋找解決方案并提出假設(shè)，然后對這些假設(shè)進行檢驗并做出修正，最后傳達結(jié)果。隨著Sternberg 等［4］開創(chuàng)的創(chuàng)造力心理測量方法的出現(xiàn)，很多研究也表明了創(chuàng)造力實際上還涉及更多的能力，如具有創(chuàng)造力的人具有開放性、層次思維能力，自主性、探索性行為能力等。如果考慮到環(huán)境因素，創(chuàng)造力又會與諸如自治程度、資源獲取這類因素聯(lián)系起來，并且創(chuàng)造性生活方式的特點是追求不合常規(guī)的態(tài)度和行為以及思維的靈活性。而在經(jīng)濟生產(chǎn)領(lǐng)域，不少學(xué)者則更多地研究創(chuàng)造力與產(chǎn)品的關(guān)系，如Mumford［5］認為創(chuàng)造力涉及到生產(chǎn)新穎、有用的產(chǎn)品，而Sternberg［6］則認為創(chuàng)造力即生產(chǎn)“原創(chuàng)和有價值的東西”。當(dāng)然創(chuàng)造力對經(jīng)濟的影響也不容忽視，一些經(jīng)濟學(xué)家（如Paul Romer）將創(chuàng)造力視為重新組合元素的重要元素，以產(chǎn)生新技術(shù)和產(chǎn)品，從而促進經(jīng)濟增長。隨著創(chuàng)業(yè)學(xué)的興起，很多學(xué)者也將創(chuàng)造力與創(chuàng)業(yè)聯(lián)系了起來。當(dāng)然，一開始研究創(chuàng)造力與創(chuàng)業(yè)關(guān)系是放在組織管理的框架之中，社會心理學(xué)家、組織科學(xué)家和管理科學(xué)家對影響團隊和組織的創(chuàng)造力和創(chuàng)新的因素進行廣泛研究，開發(fā)了綜合理論模型，強調(diào)團隊組成、團隊流程和組織文化的作用以及與促進創(chuàng)新的相互關(guān)系［7-10］。本研究以最具有活力和朝氣的大學(xué)生為研究對象，運用實證研究的方法，主要考察在中國“大眾創(chuàng)業(yè)萬眾創(chuàng)新”背景下，創(chuàng)造力如何影響大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿。

1 理論基礎(chǔ)

1.1 創(chuàng)業(yè)意愿

意愿是影響行動的關(guān)鍵前置變量，針對創(chuàng)業(yè)意愿的研究能夠加深人們對創(chuàng)業(yè)認知和行為模式的理解。創(chuàng)業(yè)意愿的形成是個體與環(huán)境互動的產(chǎn)物，創(chuàng)業(yè)意愿的研究較多關(guān)注于創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素［11］，研究學(xué)者們從個人特質(zhì)或者外界環(huán)境出發(fā)，探索了各種可能導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)意愿的因素，并研究了其影響機制。有的學(xué)者將決策模型應(yīng)用到了創(chuàng)業(yè)意愿的研究當(dāng)中。如Simon 等［12］認為個體從事創(chuàng)業(yè)不是由于個體有更高的風(fēng)險偏好，而是由于他們的認知偏差導(dǎo)致了他們較低地感知到風(fēng)險。他們招募了192 名美國大學(xué)MBA 學(xué)生參與問卷調(diào)查，經(jīng)過統(tǒng)計分析得出了風(fēng)險感知降低了個體決定創(chuàng)業(yè)的可能性，過分自信對風(fēng)險感知以及是否決定創(chuàng)業(yè)沒有影響，而控制幻覺和相信小數(shù)法則除了通過風(fēng)險感知作為中介間接影響個體是否創(chuàng)業(yè)外，還直接影響是否創(chuàng)業(yè)的決策。此外，也有學(xué)者基于社會認知理論來研究創(chuàng)業(yè)意愿。Zhao 等［13］將自我效能感作為影響創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)鍵前置變量，并探討正式學(xué)習(xí)感知、創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗、風(fēng)險偏好、性別等如何通過影響創(chuàng)業(yè)自我效能感進而影響創(chuàng)業(yè)意愿的形成。他們通過收集兩輪MBA 學(xué)生樣本（T1 是MBA 學(xué)生入時，T2 是這些學(xué)生即將畢業(yè)時）來獲得數(shù)據(jù)，實證結(jié)果表明正式學(xué)習(xí)感知、創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗以及風(fēng)險偏好能夠通過提升創(chuàng)業(yè)自我效能進而提升創(chuàng)業(yè)意愿，而性別對創(chuàng)業(yè)意愿的影響機制比較復(fù)雜，盡管性別差異不能帶來個體創(chuàng)業(yè)自我效能的差異，但是能直接影響創(chuàng)業(yè)意愿，即女性比男性的創(chuàng)業(yè)意愿更低。對個體因素的過分關(guān)注，導(dǎo)致了部分學(xué)者沒能將環(huán)境作為影響創(chuàng)業(yè)意愿的因素來加以探討，因此隨著研究領(lǐng)域的不斷拓展，有學(xué)者也陸續(xù)開始研究環(huán)境因素的影響。在不少的研究中，學(xué)者們運用了計劃行為理論對環(huán)境因素進行了考察。

1.2 計劃行為理論

計劃行為理論是Ajzen［14］于1985 年在《從意圖到行動：計劃行為理論》中提出的，計劃行為理論認為有3 個態(tài)度變量影響著創(chuàng)業(yè)意愿，即對行為的態(tài)度、主管規(guī)范以及感知的可行性。該理論是從理性行動理論發(fā)展而來的，自被提出以來就被廣泛地應(yīng)用于研究信仰、態(tài)度、行為意向等領(lǐng)域，特別是對消費、公共關(guān)系、醫(yī)療保健、職業(yè)選擇等實踐領(lǐng)域產(chǎn)生了重大的影響。近年來，由于國際上對創(chuàng)業(yè)研究的興起，計劃行為理論又被迅速地應(yīng)用于創(chuàng)業(yè)領(lǐng)域的研究。Kruegerjr 等［15］認識到了環(huán)境或者個體層面的變量對于創(chuàng)業(yè)行為的解釋能力不夠，他們同時借鑒了計劃行為理論模型和創(chuàng)業(yè)事件模型來具體討論影響創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)鍵因素，并且為了驗證3 個態(tài)度變量的效度又引入了預(yù)期價值、規(guī)范信念和自我效能感3 個前置變量。同時也有不少研究證明了計劃行為理論可以對創(chuàng)業(yè)意向進行很好的解釋［16-17］。Moriano 等［18］基于TPB 理論研究不同國家文化背景下創(chuàng)業(yè)職業(yè)意向，他在德國、印度、伊朗、波蘭、西班牙和荷蘭選取了1 067 名學(xué)生組成樣本進行對比，研究結(jié)果支持了態(tài)度和感知行為控制（自我效能）對創(chuàng)業(yè)生涯意圖的影響以及文化差異對主觀規(guī)范的影響。Yang 等［19］運用TPB 理論對1 330 名中國學(xué)生的進行創(chuàng)業(yè)意向的測量，結(jié)果表明態(tài)度對創(chuàng)業(yè)意愿的預(yù)測最有效，其次是主觀規(guī)范，然后是感知到的行為控制。Maes 等［20］利用計劃行為理論(TPB)并建立結(jié)構(gòu)方程模型，開展了一項針對商學(xué)院學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的調(diào)查，結(jié)果表明性別對創(chuàng)業(yè)意愿的影響是通過個人態(tài)度和感知行為控制來調(diào)節(jié)的，而不是通過社會規(guī)范。學(xué)習(xí)和培養(yǎng)對創(chuàng)業(yè)的積極態(tài)度的理想階段據(jù)應(yīng)該是在兒童和青少年時期，然而，大多數(shù)研究的對象的是大學(xué)生而不是中學(xué)生。Xu 等［21］基于修正的計劃行為理論，采用分層整群抽樣的方法在中國的1 018 所中學(xué)開展創(chuàng)業(yè)教育的調(diào)查，并考察創(chuàng)業(yè)教育對中學(xué)生的態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制(PBC)及創(chuàng)業(yè)意向(EI)的影響。Feola 等［22］為了確定學(xué)術(shù)創(chuàng)業(yè)意圖（AEI）的決定因素，使用結(jié)構(gòu)方程模型并將三螺旋模型與計劃行為理論（TPB）相結(jié)合，以意大利研究人員的樣本進行了模型測試。研究結(jié)果強調(diào)，TPB 的所有心理變量都與預(yù)測AEI有關(guān)。戴俊玉等［23］為證實創(chuàng)業(yè)知覺行為控制對在校大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響做了相關(guān)研究，研究結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)知覺行為控制對在校大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)的顯著性為0.000，小于0.05，說明在校大學(xué)生創(chuàng)業(yè)知覺行為控制對創(chuàng)業(yè)行為意向的影響作用有顯著影響。

1.3 創(chuàng)造力與創(chuàng)業(yè)意愿

近年來不少學(xué)者也開始關(guān)注創(chuàng)造力對于個體創(chuàng)業(yè)意愿的影響。由于創(chuàng)造力涉及到個體特質(zhì)和能力，不少學(xué)者也結(jié)合創(chuàng)造力來對創(chuàng)業(yè)者個體創(chuàng)業(yè)意愿進行研究。Daniel 等［24］首次將創(chuàng)造力引入到創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意圖的理論模型中，他們使用多重和有序回歸分析測試理論推導(dǎo)的假設(shè)。研究結(jié)果表明，創(chuàng)造力練習(xí)可以用來提高學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意圖。Zampetakis等［25］通過對180 名本科商學(xué)院學(xué)生進行的一項調(diào)查來研究年輕人的創(chuàng)造力和創(chuàng)業(yè)意圖之間的聯(lián)系，結(jié)果顯示年輕人認為自己越有創(chuàng)造力，他們的創(chuàng)業(yè)意圖就越高。Chia 等［26］在臺灣的一所大學(xué)進行了一項創(chuàng)造力對創(chuàng)業(yè)意愿影響的調(diào)查，他們將旅游學(xué)專業(yè)學(xué)生的創(chuàng)造力分為兩個維度，即原創(chuàng)性和實用性，結(jié)果表明，具有較高創(chuàng)造力的學(xué)生表現(xiàn)出更強的創(chuàng)業(yè)意圖。Miranda 等［27］以計劃行為理論為基礎(chǔ)，研究了態(tài)度、主觀規(guī)范和感知控制對學(xué)者創(chuàng)業(yè)意圖的影響。他們以來自不同機構(gòu)、專業(yè)和資歷的1 178 名西班牙大學(xué)學(xué)者為樣本進行調(diào)查，結(jié)果表明創(chuàng)業(yè)意愿會受到創(chuàng)造力、感知效用和創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗的影響，并且創(chuàng)造力也會對創(chuàng)業(yè)態(tài)度產(chǎn)生積極的影響。Hu 等［28］探討了創(chuàng)業(yè)警覺性在多大程度上調(diào)節(jié)了學(xué)生積極主動的個性和創(chuàng)造力對創(chuàng)業(yè)意圖的影響。他們通過對26 所大學(xué)735 名中國本科生的實地調(diào)查，證明了創(chuàng)業(yè)警覺性在創(chuàng)造力，積極主動人格和創(chuàng)業(yè)意向之間的具有完全中介作用。張秀娥等［29］根據(jù)計劃行為理論和創(chuàng)業(yè)事件模型，解釋了創(chuàng)造力對創(chuàng)業(yè)意愿的影響邏輯，即創(chuàng)造力高的人對創(chuàng)業(yè)活動能夠保持一種積極的態(tài)度和較高的自信心。同時，在當(dāng)今鼓勵創(chuàng)業(yè)的大環(huán)境中，無形的社會規(guī)范也會支持人們選擇創(chuàng)造性的工作。創(chuàng)造力對大學(xué)生群體創(chuàng)業(yè)意愿的影響，也受到了一些學(xué)者的關(guān)注。

2 研究設(shè)計

2.1 理論模型構(gòu)建

本研究以TPB 計劃行為理論模型為基礎(chǔ)（如圖1），該模型被廣泛地用于創(chuàng)業(yè)意愿的研究，并對創(chuàng)業(yè)意愿有著很好的解釋能力。本研究將沿用之前學(xué)者們的研究結(jié)論，將創(chuàng)業(yè)自我效能感作為感知行為的前置變量，并引入了創(chuàng)造力這一變量，試圖探討創(chuàng)造力對創(chuàng)業(yè)意愿的影響，以及創(chuàng)造力在創(chuàng)業(yè)態(tài)度、感知行為控制、主觀規(guī)范與創(chuàng)業(yè)意愿之間是否具有調(diào)節(jié)作用，因此本研究的理論模型（如圖2），研究假設(shè)如下：

H1：創(chuàng)業(yè)態(tài)度對創(chuàng)業(yè)意愿有著積極的影響；

H2：感知行為控制對創(chuàng)業(yè)意愿有著積極的影響；

H3：主觀規(guī)范對創(chuàng)業(yè)意愿有著積極的影響；

H4：創(chuàng)造力對創(chuàng)業(yè)意愿有著積極的影響；

H5：創(chuàng)業(yè)自我效能感對感知行為控制有積極的影響；

H6a：創(chuàng)造力在創(chuàng)業(yè)態(tài)度與創(chuàng)業(yè)意愿之間有著積極的調(diào)節(jié)作用；

H6b：創(chuàng)造力在創(chuàng)業(yè)態(tài)度與感知行為控制之間有著積極的調(diào)節(jié)作用；

H6c：創(chuàng)造力在創(chuàng)業(yè)態(tài)度與主管規(guī)范之間有著積極的調(diào)節(jié)作用。

圖1 TPB 理論模型

圖2 本文理論研究模型

2.2 問卷設(shè)計

本研究涉及對創(chuàng)業(yè)意愿、創(chuàng)業(yè)態(tài)度、創(chuàng)業(yè)自我效能感、感知行為控制、主觀規(guī)范、創(chuàng)造力6 個潛變量的測度，共計48 個題項（見表1）。關(guān)于創(chuàng)業(yè)意愿的測度，本文借鑒了Linan 等［30］的量表，共計4 個題項；關(guān)于創(chuàng)業(yè)態(tài)度的測度，本文借鑒了Obschonka 等［31］的量表，共計4 個題項；關(guān)于感知行為控制的測度，借鑒了Prodan 等［32］的量表，共計9 個題項；關(guān)于的主觀規(guī)范測度，則借鑒了Obschonka 等［31］的量表，共計4 個題項；關(guān)于創(chuàng)造力的測度，則借鑒了Miranda 等［33］的量表，共計5個題項；創(chuàng)業(yè)自我效能感則借鑒了Denoble 等［34］的量表，共計22 個題項。

表1 本文涉及的變量測度

2.3 調(diào)研過程與數(shù)據(jù)收集

試測選擇在溫州大學(xué)發(fā)放100 份問卷，回收有效問卷82 份，有效問卷回收率為82%，經(jīng)過試測和分析，運用 CITC 方法刪除相關(guān)系數(shù)小于0.5 的題項，再經(jīng)過多次的探索性因素分析，最后確定了由45 個題項構(gòu)成的正式調(diào)查問卷。

2.4 正式調(diào)研與數(shù)據(jù)處理

基于研究需要，正式調(diào)研選擇了溫州大學(xué)、溫州醫(yī)科大學(xué)、溫州商學(xué)院、溫州大學(xué)甌江學(xué)院等4所本科大學(xué)作為樣本選擇范圍，采用隨機抽樣方法，從專業(yè)、年級、性別等方面來控制調(diào)查對象，力求盡量滿足數(shù)據(jù)的正態(tài)分布。調(diào)研時間為2019 年1 月4 日—2 月28 日。調(diào)研期間共發(fā)放問卷606 份，回收有效問卷523 份，有效問卷回收率為86.45%。

3 研究結(jié)果分析

3.1 樣本的描述性分析

依托溫州大學(xué)大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)聯(lián)盟、溫州醫(yī)科大學(xué)大學(xué)生KAB 俱樂部、溫州商學(xué)院創(chuàng)客班以及溫州大學(xué)甌江學(xué)院創(chuàng)業(yè)學(xué)院等組織，于2019 年1 月4日—2019 年2 月28 日面向在校本科生進行了問卷調(diào)查。為提高回收效率和質(zhì)量，對調(diào)查對象進行了問卷說明并對有效問卷填寫者提供物質(zhì)獎勵，在近兩個月的時間里共發(fā)發(fā)放606 份問卷，剔除無效問卷83 份后，共收回有效問卷 523 份。通過SPSS20.0 對被調(diào)查者的性別、學(xué)校、年級、專業(yè)、家人中有無創(chuàng)業(yè)者等進行了描述性分析，結(jié)果見表2。

表2 樣本的描述性分析

根據(jù)樣本的描述性分析表可以看出：接受調(diào)研的本科女學(xué)生比男學(xué)生多 12.24%；在年級方面，大一學(xué)生占54.68%，大二學(xué)生占到了24.67%，大三學(xué)生占到了13%，大四學(xué)生的占到了7.65%；在專業(yè)分布方面，經(jīng)濟管理類專業(yè)占到了49.08%，理工類專業(yè)占到了25.62%，體育類專業(yè)占到了0.4%，藝術(shù)類專業(yè)占到了4%，哲社類專業(yè)占到了1.34%，文史類專業(yè)占到了6.69%，醫(yī)藥類專業(yè)占到了15.87%；在家人中有無創(chuàng)業(yè)者方面，家中有創(chuàng)業(yè)者的占到37.48%，沒有創(chuàng)業(yè)者的占到了62.52%。

3.2 問卷的信效度分析

為了確保模型的分析結(jié)果質(zhì)量，有必要對正式調(diào)研問卷進行數(shù)據(jù)的信度和效度分析，本文采用統(tǒng)計軟件SPSS20.0 軟件分別對創(chuàng)業(yè)自我效能感潛在變量的5 個二級指標(biāo)和創(chuàng)業(yè)態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制、創(chuàng)業(yè)意愿、創(chuàng)造力5 個潛變量進行信度和效度分析，調(diào)查問卷整體Cronbach ɑ 系數(shù)為0.970。由表3 可知潛在變量中，創(chuàng)業(yè)自我效能感、創(chuàng)業(yè)態(tài)度、主管規(guī)范、感知行為控制、創(chuàng)造力、創(chuàng)業(yè)意愿Cronbach ɑ 系數(shù)分別為0.931、0.883、0.859、0.924、0.788、0.888，除創(chuàng)造力系數(shù)低于0.8 之外，其他3個潛在變量的系數(shù)均高于0.9，說明各項指標(biāo)的一致性良好。同時，各觀察變量的標(biāo)準(zhǔn)因子載荷系數(shù)都在0.5 以上，且該因子在其他主成分上的因子載荷都小于0.3，沒有跨因子現(xiàn)象。因此，問卷數(shù)據(jù)的結(jié)構(gòu)效度良好。

表3 問卷的信效度分析結(jié)果

3.3 驗證性因子分析

將Spss 數(shù)據(jù)與Amos22.0 進行連接，建構(gòu)模型后運算，得出估計系數(shù)（見表4、圖3）。接下來對模型的擬合情況進行考察，由Chi-square=1 193.206，P=0.000、RMSEA=0.056（該值越接近0 越好，通常采用RMSEA 小于0.1），RMR=0.034（該值越接近0 越好，通常采用RMR 小于0.08），AGFI=0.853、GFI=0.875、NFI=0.900、R FI=0.889、IFI=0.935、CFI=0.935、TLI=0.928（以上指標(biāo)越接近于1 越好），這些指標(biāo)可以看出模型與數(shù)據(jù)的擬合的情況良好的。此外由于AMOS 無法直接分析變量的調(diào)節(jié)效應(yīng)，故此應(yīng)用Spss20.0 中的Process 插件來分析和驗證創(chuàng)業(yè)支持環(huán)境的調(diào)節(jié)效應(yīng)，分析結(jié)果見表5。從表5 中可以看出，R 方為0.438 7 的情況下，P 值＜0.05，說明調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，模型擬合良好。綜上，H1、H2、H4、H5、H6a、H6b、H6c得到驗證,模型擬合最終結(jié)果見圖4。

圖3 驗證性因子分析模型

表4 假設(shè)1—假設(shè)5 驗證性因子分析結(jié)果

表5 假設(shè)6 驗證性因子分析結(jié)果

圖4 模型擬合最終結(jié)果

4 結(jié)論與啟示

4.1 主要結(jié)論

本文以浙江省溫州市4 所本科高校在校生為研究對象，基于523 份有效問卷，并運用Spss20.0 和Amos22.0 軟件構(gòu)建了SEM 結(jié)構(gòu)方程模型分析了創(chuàng)造力對創(chuàng)業(yè)意愿的影響。研究結(jié)果表明：創(chuàng)造力對的創(chuàng)業(yè)意愿有著正向的影響，但并非影響創(chuàng)業(yè)意愿的最主要因素，影響創(chuàng)業(yè)意愿的最主要因素是創(chuàng)業(yè)態(tài)度，其次是感知行為規(guī)范，而后是主觀規(guī)范，而創(chuàng)造力對這3 個因素均起著正向的調(diào)節(jié)作用，研究結(jié)果還表明創(chuàng)業(yè)自我效能感對感知行為規(guī)范也有著正向的影響。

4.2 研究意義和啟示

本文主要有以下理論意義：第一，進一步拓寬了創(chuàng)造力研究的范圍。之前創(chuàng)造力研究領(lǐng)域聚焦于經(jīng)濟組織內(nèi)，如企業(yè)、研發(fā)機構(gòu)，研究對象也多為企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者或者研發(fā)人員，本研究將創(chuàng)造力理論應(yīng)用到高等教育領(lǐng)域，并以大學(xué)生為研究對象，拓寬了創(chuàng)造力研究的范圍。第二，擴充了創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素。盡管先前研究也十分關(guān)注個體因素對于創(chuàng)業(yè)意愿的影響，但是創(chuàng)造力仍舊是一個容易被忽視的個體因素。本研究引入創(chuàng)造力這一個體因素，擴充了創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素，同時也提升了創(chuàng)業(yè)意愿研究的內(nèi)涵。

基于上述分析，本研究認為在中國當(dāng)下經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級的背景下，要實現(xiàn)大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育“升級版”，可以從以下幾個方面努力：首先，高校應(yīng)該繼續(xù)提升自身創(chuàng)業(yè)教育質(zhì)量，不但要拓展創(chuàng)業(yè)教育課程的內(nèi)容，尤其是要增加能夠培養(yǎng)學(xué)生創(chuàng)造力的教學(xué)內(nèi)容，而且還需要改進創(chuàng)業(yè)教育教學(xué)方式方法，增進學(xué)生對于創(chuàng)業(yè)的理解，激發(fā)學(xué)生的創(chuàng)造力；其次，政府部門應(yīng)該為大學(xué)創(chuàng)業(yè)者營造更好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境。一方面，針對高校大學(xué)生，及時對其進行政策宣講，提高優(yōu)惠政策的知曉度，此外還應(yīng)簡化創(chuàng)業(yè)者申請和審批程序。另一方面，政府應(yīng)該高度重視打造各類創(chuàng)業(yè)大賽，重點打造幾個在社會上極具知名的賽事，為高校大學(xué)生創(chuàng)業(yè)者搭建良好的舞臺，同時也助力營造一個良好的創(chuàng)業(yè)氛圍。最后，相關(guān)產(chǎn)業(yè)、金融機構(gòu)以及相關(guān)協(xié)會組織應(yīng)該與高校形成合力，以創(chuàng)新為導(dǎo)向，協(xié)同打造“產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)”一體化的創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)。

4.3 研究不足

雖然本研究拓展了創(chuàng)業(yè)研究領(lǐng)域并對創(chuàng)業(yè)教育有一定實踐指導(dǎo)意義，但仍然存在一些不足：第一，研究采用問卷調(diào)查的方式獲取數(shù)據(jù)，可能與實際情況存在偏差，未來的研究可以結(jié)合訪談，以獲得對個體創(chuàng)造力的更為深刻和客觀的理解。第二，本研究聚焦于創(chuàng)造力對個體創(chuàng)業(yè)意愿的影響，未來研究可以探索創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)造力對創(chuàng)業(yè)團隊、創(chuàng)業(yè)企業(yè)績效及創(chuàng)業(yè)企業(yè)成長等方面的影響。最后，受時間和精力的限制，本研究的樣本主要集中在溫州地區(qū)本科高校。未來的研究可以進一步拓展調(diào)研區(qū)域，增加樣本數(shù)量，以提升研究結(jié)論的外部效度。