社會認知視角下創(chuàng)業(yè)環(huán)境與創(chuàng)業(yè)意圖的作用機制研究
——多重中介效應分析

彭磊義 ,羅建基

(1.浙江商業(yè)職業(yè)技術學院 旅游學院, 浙江 杭州310053；2.香港理工大學 酒店與旅游學院,香港 999077；3.杭州旅游職業(yè)學校 旅游專業(yè)部,浙江 杭州310052)

創(chuàng)業(yè)對于國家經(jīng)濟成長有較大的影響力，洞悉創(chuàng)業(yè)相關現(xiàn)象與行為已成為了解未來社會與經(jīng)濟變化的一個關鍵要素.[1]但是，創(chuàng)業(yè)是一種需要面對不確定因素并要承擔一定風險的活動,自主創(chuàng)業(yè)自然離不開外部環(huán)境的支持.有學者也提議在創(chuàng)業(yè)意圖模型研究中納入了影響創(chuàng)業(yè)意圖的內外因素，而社會認知理論[2]為影響創(chuàng)業(yè)意圖的內外因素提供了堅實的理論基礎.

作為社會認知理論支柱之一，三元交互決定論闡釋了人類動因是在一個包含三元(環(huán)境、認知、行為)交互因果關系的相互依賴的結構中發(fā)揮作用,并強調個體所處的社會環(huán)境對行為的影響，[3]以及外部環(huán)境作為個體加強自我預測、操作或意志控制的資源，為個體提供確切的信息，影響其行為方向和強度.[4]作為創(chuàng)業(yè)意圖的重要解釋變量之一,朱永躍等(2012)認為創(chuàng)業(yè)環(huán)境是一切影響創(chuàng)業(yè)活動的各種外部因素的組合，直接關系到創(chuàng)業(yè)活動的開展與績效,[5]Cater et al. (2003) 認為社會環(huán)境對創(chuàng)業(yè)的看法將會影響個體未來的創(chuàng)業(yè)態(tài)度與意愿，而政府政策可視為社會環(huán)境的一部分；[6]創(chuàng)業(yè)教育會影響學習者的態(tài)度與看法，并影響其創(chuàng)業(yè)意圖并開展行動；[7]作為影響創(chuàng)業(yè)的重要環(huán)節(jié)因素，社會資本可促進創(chuàng)業(yè)家精神，并幫助新設公司的形成.[8]GEM(Global Entrepreneurship Monitor)表示在接受GEM調查的20幾個國家中，排名前三位的主要創(chuàng)業(yè)因素分別為政府政策、教育與訓練及財務支援；[9]陸根書等(2013)分析得出個體心理因素對創(chuàng)業(yè)意圖具有最強解釋能力的影響因素，后面依次為社會環(huán)境、學校教育、家庭教育.[10]因此，本研究在社會認知理論的基礎上，將與個體創(chuàng)業(yè)活動密切相關的創(chuàng)業(yè)政策、創(chuàng)業(yè)教育和社會資本列為外部因素，闡述創(chuàng)業(yè)環(huán)境對內部因素的影響，此為本研究動機之一.

作為社會認知理論的另一支柱，自我效能論認為個體行為在受到認知、行為和環(huán)境三者交互作用的同時，強調在三元互動過程中個體的自我效能扮演者一個關鍵性的角色，即對個體行為起著主導作用.理論上來看，自我效能會對思想和行為之間產生中介作用，而創(chuàng)業(yè)自我效能感作為個人對成功實施創(chuàng)業(yè)的感知是創(chuàng)業(yè)意圖的一個重要前導變量.[11]但是，盡管創(chuàng)業(yè)自我效能感與創(chuàng)業(yè)意圖、決策及行為之間的關系得到了一些實證研究的支持,[12][13]這些研究卻沒有引入關鍵的態(tài)度變量.就想了解創(chuàng)業(yè)者行為而言，態(tài)度和動機是不可或缺的變量.[14]這是因為有研究[15]顯示人們決定實施創(chuàng)業(yè)行為的前提就是必須具備高度的創(chuàng)業(yè)意圖，個人不是因為偶然因素從事創(chuàng)業(yè)行為的，而是經(jīng)過選擇之后有意識地進行的創(chuàng)業(yè)活動，[16]這符合Fishbein&Ajzen提出的信念-態(tài)度-意向-行為的研究框架, 即意圖能夠對行為進行預測, 同樣一些特定的態(tài)度變量能夠對意圖進行預測，[17]態(tài)度在與環(huán)境互動的過程中會隨著時間和情況的變化而改變，而其衡量可預測個人未來的行為意圖或行動.[18]因此，本文基于社會認知理論及其相關研究，引入創(chuàng)業(yè)態(tài)度，將其和創(chuàng)業(yè)自我效果、創(chuàng)業(yè)意圖列為內部因素，探討創(chuàng)業(yè)態(tài)度和創(chuàng)業(yè)自我效能作為中介變量對創(chuàng)業(yè)意圖的影響路徑和影響程度，并結合前置因素創(chuàng)業(yè)環(huán)境深入了解個體創(chuàng)業(yè)的心理認知機制，解釋創(chuàng)業(yè)行為復雜性的根源，探尋其規(guī)律性，此為本研究動機之二.

在整合相關觀點的基礎上，本研究提出以創(chuàng)業(yè)意圖為因變量，將政府政策、創(chuàng)業(yè)教育及社會資本整合為創(chuàng)業(yè)環(huán)境并列為自變量，以創(chuàng)業(yè)態(tài)度、創(chuàng)業(yè)自我效能為中介變量的研究框架，借此研究一方面在整合相關理論的基礎上，深化對創(chuàng)業(yè)意圖影響因素進一步了解，推動創(chuàng)業(yè)意圖相關理論的進化；另一方面通過實證分析了解相關變量對創(chuàng)業(yè)意圖的影響模式和路徑，以期提出合理化建議來有效提升創(chuàng)業(yè)活動的成效.

1 研究設計

1.1 研究架構

本研究首先探討創(chuàng)業(yè)環(huán)境、創(chuàng)業(yè)態(tài)度和創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)意圖的關聯(lián)性；其次探討創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)意圖的直接和間接影響；最后探討創(chuàng)業(yè)態(tài)度和創(chuàng)業(yè)自我效能是否能發(fā)揮中介影響.

圖1 研究框架

1.2 測量工具

源自于計劃行為理論的個人意圖常被認定預測行為的最佳單一因子.[19]將行為意圖運用在創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)的行為意圖上就是創(chuàng)業(yè)意圖，本研究將創(chuàng)業(yè)意圖定義為個人想要或準備開創(chuàng)新事業(yè)的信念，此信念會驅使個人心智朝明確的目標邁進，并促使個人達到創(chuàng)建事業(yè)目的的途徑.其量表來自Linan&Chen(2009)的研究成果.[20]

創(chuàng)業(yè)環(huán)境是由政府政策、創(chuàng)業(yè)教育和社會資本三部分構成.Niels & Jonathan (2009)表示政府政策為政府鼓勵各種不同規(guī)模的企業(yè)所制定的各種稅收政策、法規(guī)或應用程序；并認為政府的主要作用就是要增加創(chuàng)業(yè)機會、發(fā)展強在創(chuàng)業(yè)者的動機和加強潛在創(chuàng)業(yè)者的能力.[21]根據(jù)GEM(2010)的成人人口調查問項發(fā)展出創(chuàng)業(yè)政策問卷；本研究參考Niels & Jonathan (2009)對于創(chuàng)業(yè)教育的定義，將其界定為引導有興趣創(chuàng)業(yè)者培養(yǎng)創(chuàng)業(yè)機會發(fā)覺、創(chuàng)業(yè)認知、創(chuàng)業(yè)技能發(fā)展等一系列課程和訓練活動的總和，其量表來自劉玥伶、彭學兵(2015)研究成果；[22]Bourdieu(1977)最早將社會資本引進社會學領域，并從經(jīng)濟學角度將社會資本定義為個人借由參與全體群體網(wǎng)絡而所取得的實際或潛在資源的集合，而這些資源透過彼此間的相互了解與承諾而連接，即個體借由參與群體而獲取的資源.[23]本研究將社會資本定義為一種存在于社會結構中的信息、資源與助力，它存在于人際關系當中，透過人際間的信任、互動進行信息與資源的交換，甚至給予直接幫助，從而有助于社群成員達成某些目標，其量表來自朱秀梅、陳琛、蔡莉(2010)研究成果.[24]

Chen et al.(1998)首先將創(chuàng)業(yè)自我效能引入創(chuàng)業(yè)研究, 并將其定義為創(chuàng)業(yè)者對自身能夠勝任不同創(chuàng)業(yè)角色和任務的信念.[25]本研究采用Linan& Chen(2009)編制量表，即“創(chuàng)辦并運營一家公司對我來說比較容易”“我有能力掌控公司創(chuàng)立的全程”“我清楚創(chuàng)辦一家公司的必要細節(jié)”“我知道如何制定創(chuàng)業(yè)計劃”“對于創(chuàng)辦企業(yè)，我成竹在胸”“如果我創(chuàng)辦企業(yè)，獲得成功的可能性很大”.

態(tài)度主要是根據(jù)社會心理學作出定義與解釋.本研究參考Chen & Lai (2010)的態(tài)度定義，將創(chuàng)業(yè)態(tài)度定義為個人對于創(chuàng)業(yè)的看法、喜好程度與未來從事創(chuàng)業(yè)行為的傾向.[26]同時采用Linan&Chen(2009)編制量表，即“成為為企業(yè)家的工作完全對我而言是有吸引力的” “若有機會和資源的話，我非常愿意創(chuàng)業(yè)” “盡管有其它職業(yè)的選擇，我仍愿意開創(chuàng)自己的事業(yè)” “成為企業(yè)家能夠給我?guī)砗艽蟮臐M足感” “成為企業(yè)家給我?guī)淼暮锰幎噙^于壞處”.

問卷由七個部分組成，包括政府政策4個題項，創(chuàng)業(yè)教育6個題項，社會資本9個題項，創(chuàng)業(yè)態(tài)度5個題項，創(chuàng)業(yè)自我效能6個題項，創(chuàng)業(yè)意圖6個題項，且采用五點尺度量表，受測者根據(jù)個人感受來答題，依據(jù)同意程度劃分為非常同意、同意、一般、不同意、非常不同意，并分別依序給予5、4、3、2、1分，各部分加總題項得分后再平均作為每一變量的得分.最后將性別、年齡、職業(yè)、受教育程度、婚姻狀況和收入水平列為控制變量，共6個題項，作為個人基本資料.

1.3 被試

鑒于創(chuàng)業(yè)環(huán)境的構成變量中包含了創(chuàng)業(yè)教育，因此為了讓受試者吻合測量要求，本研究特選定有參加過相關機構創(chuàng)業(yè)培訓訓練的社會人員和學校創(chuàng)業(yè)課程學習的高校學生為研究對象；同時為確保問卷填答品質，發(fā)放問卷中讓調查員詢問受試者是否參加過相關培訓進行人員，最好能提供培訓機構和課程等相關信息，借此對研究對象進行篩查.在2019年3-4月通過實地和電子郵件的方式發(fā)放問卷，回收有效問卷為161份.

1.4 數(shù)據(jù)處理及方法

針對不同樣本來源進行樣本無反應偏差測試，[27]對所有潛在變量進行t檢定，通過比較兩群樣本來以判斷不同來源下回復者偏差的可能性和是否存在差異.結果顯示兩組樣本的所有潛在變量均未達到顯著水平，表明不同來源樣本無差異，即本研究樣本無反應偏差對研究結果不產生影響.可見鑒于總體而言，本研究樣本具有一定代表性.

針對因填答者獨自一次性完成問卷時出現(xiàn)的共同方法變異(Common Method Variance，CMV)問題，本研究使用Harman 單因子檢定法來進行檢驗，[28]即對所有問項(觀察變量)實施單因子因素分析，在未進行旋轉下得到的第一個主成份所占負荷量為37.082%，符合小于50%的標準，顯示本研究并不存在嚴重的共同方法變異問題.

（三） 內部控制理論。內部控制理論是管理學的一個分支，要求在一定環(huán)境下，單位為了提高經(jīng)營效率、充分有效地獲得和使用各種資源，達到既定管理目標，從而在單位內部實施的各種制約和調節(jié)的組織、計劃、程序和方法[3]。該理論的基礎是對風險進行分析并管理，將風險控制在可接受范圍內，并對風險對應的工作進行監(jiān)督許可，及時評價控制的有效性，并修正授權標準。

偏最小平方法(Partial Least Squares, PLS)作為常用于研究理論測試的結構方程模式的方法之一，由于其具有對變量必須符合常態(tài)、隨機性的要求較為寬松，[29]且樣本數(shù)要求較小[30]的特點而備受研究者青睞，本研究也選用PLS.同時，SmartPLS軟件使用拔靴法對統(tǒng)計指標進行顯著性檢驗，且建議拔靴法再取樣數(shù)量為5000次.

對收集數(shù)據(jù)進行預測試，刪除不達標的相關問項，F(xiàn)ornell&Larcker (1981)建議所有觀測變量的標準化因素載荷量要大于0.7，[31]46由于要刪除創(chuàng)業(yè)態(tài)度變量中“成為企業(yè)家能夠給我?guī)砗艽蟮臐M足感”和“成為企業(yè)家給我?guī)淼暮锰幎噙^于壞處”問項，創(chuàng)業(yè)教育變量中“有整理、匯編政府和單位關于支持大學生創(chuàng)業(yè)的優(yōu)惠政策，構建宣傳大學生創(chuàng)業(yè)的政策體系”“經(jīng)常舉辦校友、企業(yè)家演講等有關創(chuàng)業(yè)方面的講座”和“有創(chuàng)業(yè)導師輔導學生創(chuàng)業(yè)”問項，社會資本變量中“企業(yè)從外部獲取市場開發(fā)信息與技能”“企業(yè)從外部獲取企業(yè)管理信息與技能”“企業(yè)從外部獲取營銷信息與技能”“能夠以較低成本獲取技術資源”“能夠以較低成本獲得資金”和“能夠以較低成本獲得人力資源”問項；共線性問題存在與否是通過方差膨脹系數(shù)(Variance Inflation Factors, VIF)作為判斷標準的，其數(shù)值越小越好，當其小于3.3則代表其中沒有共線性問題，[32]由此要刪除創(chuàng)業(yè)意圖變量中“我有堅定的信念自己創(chuàng)立一家企業(yè)”問項.

2 分析與結果

2.1 測量模型檢定(信效度檢定)

由于本研究架構含有二階構面，且觀察變量都屬于反映型變量，故采用重復指標法，即在進行測量模型參數(shù)檢驗中僅考慮一階構面中的觀察變量進行計算.如表1所示，各潛在變量的Cronbach＇s α系數(shù)介于0.723-0.882，即顯示量表具有較好的內部一致性；組合信度(Composite Reliability, C.R.)介于之間0.845-0.927，符合組合信度值需大于0.7的標準，其平均方差萃取量(Average Variance Extracted, AVE)介于0.614-0.809，符合平均方差萃取量應大于0.5的標準，即表示本研究變量具有收斂效度.[31]47

表1 測量模型參數(shù)估計表

區(qū)別效度的檢測結果整理如表2所示，從表2可知位于對角線上的各維度的AVE平方根均大于其與其它維度的相關系數(shù)，顯示各變量滿足判斷標準，[33]說本測量模型具有區(qū)別效度.綜上可得，本研究測量模型的信效度從整體來看尚屬良好.

表2 各維度的區(qū)別效度分析表(平均方差萃取量與相關系數(shù))

2.2 結構模型檢定

鑒于研究架構中的二階構面,實施重復指標法，即將政府政策、創(chuàng)業(yè)教育和社會資本的觀察變量直接列入創(chuàng)業(yè)環(huán)境變量下，由此進行結構模型的檢定.

結構模型方程中使用PLS測量模型時，其整體適配度指標為GOF (Goodness of Fit)，見表4可得，經(jīng)分析計算后所得GoF值為0.485，大于建議值0.36,[34]由此該架構具有高度解釋力.

路徑系數(shù)則驗證了各變量之間的關系強度及方向.由表3可得，僅有創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)意圖的路徑系數(shù)(0.096)未達到顯著水平,即t值(0.755)小于1.96，即假設一沒有得到支持；其它變量間的路徑系數(shù)皆為正值，且均達到顯著水平，表明本研究假設二、三、四、五、六得到支持.在外生變量對內生變量的影響效果量(f2)方面，創(chuàng)業(yè)環(huán)境(f2=0.719)對創(chuàng)業(yè)自我效能具有高度(f2>0.35)影響效果；創(chuàng)業(yè)自我效能(f2=0.186)對創(chuàng)業(yè)態(tài)度具有中度(0.15< f2<0.35)影響效果，而創(chuàng)業(yè)環(huán)境(f2=0.076)對創(chuàng)業(yè)態(tài)度具有低度(0.02

表3 直接效果檢定表

2.3 中介效應檢定

變量間的總效應是由直接效應和間接效應構成的，沒有經(jīng)過任何其它內生變量連接到因變量的路徑系數(shù)為直接效應，而經(jīng)過其它內生變量連接到因變量的路徑系數(shù)為間接效應.結構模型方程使用偏最小平方法中進行中介效應檢測時，其衡量指標為間接效應占總效應的比例即解釋方差量比例(Variance Accounted For, VAF).[38]Hair et al.(2013)提出對中介效應的判斷標準：若VAF小于20%屬無中介效應，若VAF介于20%至80%中間屬部分中介效應，若VAF大于80%屬完全中介效應.[39]該方法適用于模型中有單一或多個中介變數(shù)的狀況，共有兩個步驟：第一步進行無中介變量的評估時，衡量直接效果顯著性，第二步再加入中介變數(shù)，來評估間接效果顯著性，即拔靴法實施后，直接與間接效果達到顯著則達標中介效果存在；若無則代表中介效果不存在.[40]由表4可得，由于創(chuàng)業(yè)環(huán)境與創(chuàng)業(yè)意圖之間不存在直接影響，因此二者之間就沒有變量發(fā)揮中介效果；在創(chuàng)業(yè)環(huán)境至創(chuàng)業(yè)自我效能至創(chuàng)業(yè)態(tài)度這條路徑中，其VAF值達50.3%，即創(chuàng)業(yè)自我效能發(fā)揮創(chuàng)業(yè)環(huán)境與創(chuàng)業(yè)態(tài)度的關系中存在部分中介效果；創(chuàng)業(yè)自我效能經(jīng)創(chuàng)業(yè)態(tài)度至創(chuàng)業(yè)意圖路徑中，其VAF值達26.6%，即表明在這條路徑中創(chuàng)業(yè)態(tài)度發(fā)揮部分中介效果.

表4 中介效果檢定表

3 結論與建議

3.1 結 論

從得到驗證的研究假設可知，首先，創(chuàng)業(yè)自我效能、創(chuàng)業(yè)態(tài)度對創(chuàng)業(yè)意圖存在顯著正向直接影響，且在與創(chuàng)業(yè)意圖的關系中創(chuàng)業(yè)自我效能(0.271)要強于創(chuàng)業(yè)態(tài)度(0.227)，對創(chuàng)業(yè)意圖的影響效果量來看創(chuàng)業(yè)自我效能(0.049)也要高于創(chuàng)業(yè)態(tài)度(0.041)，這有力地驗證了創(chuàng)業(yè)效能感是影響創(chuàng)業(yè)意圖的關鍵變量且具有很好的預測效力的結論，[41]401而創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)意圖(0.096)不存在顯著直接影響，這與本研究早期成果幾乎一致，外部因素中僅有政府政策對創(chuàng)業(yè)意圖存在顯著直接影響，而創(chuàng)業(yè)教育和社會資本對創(chuàng)業(yè)意圖不存在顯著直接影響.[42]94究其緣由，創(chuàng)業(yè)意圖的形成一定程度上有賴于對未來創(chuàng)業(yè)績效的預期感知，而這需要個體理性認知、客觀評判和信心，且源于態(tài)度的衡量可預測個人未來可能的行為意圖或行動，當潛在創(chuàng)業(yè)者擁有高度正向的創(chuàng)業(yè)態(tài)度時，往往不甘心成為普通雇員，同時相較于其他人則更希望擁有屬于自己的事業(yè)，從而使創(chuàng)業(yè)意圖得以強化；而當潛在創(chuàng)業(yè)者在考慮創(chuàng)業(yè)中遇到困難與挫折時，其所擁有的堅定信念和獲取資源的能力，能幫助其克服困難，進而強化個體的創(chuàng)業(yè)意圖，并有效提升創(chuàng)業(yè)活動實施的概率和創(chuàng)業(yè)成功的機會，[43]由此可見，創(chuàng)業(yè)意圖的形成更多依靠個體認知水平等內部因素.

其次，創(chuàng)業(yè)環(huán)境、創(chuàng)業(yè)自我效能分別對創(chuàng)業(yè)態(tài)度(0.275，0.432)存在顯著正向直接影響，創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)態(tài)度的正向影響這一結論，與本研究早期成果是一致，即政府政策、創(chuàng)業(yè)教育和社會資本分別與創(chuàng)業(yè)態(tài)度存在顯著正向關系，[42]95而作為創(chuàng)業(yè)態(tài)度的三個前置變量之一，創(chuàng)業(yè)自我效能借由創(chuàng)業(yè)培訓計劃或創(chuàng)業(yè)教育來強化與創(chuàng)業(yè)態(tài)度二者的影響與聯(lián)系，[41]402創(chuàng)業(yè)態(tài)度也可通過創(chuàng)業(yè)自我效能的改善而獲得提升；創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)自我效能(0.647)存在顯著正向直接影響，且其關系強度還要高于創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)態(tài)度的關系強度.究其緣由，在中國社會，政府政策形成了社會導向，具有風向標的作用，同時又引發(fā)了相關制度的構建和完善，發(fā)揮機制保障的基礎作用，當政府的相關創(chuàng)業(yè)政策對潛在創(chuàng)業(yè)者越有利，就越有助于形成對創(chuàng)業(yè)的正面態(tài)度、鞏固其自信心；創(chuàng)業(yè)教育可以幫助潛在創(chuàng)業(yè)者深入了解創(chuàng)業(yè)相關知識，甚至啟發(fā)創(chuàng)業(yè)構想，還獲得了替代性經(jīng)驗、掌握了創(chuàng)業(yè)基本技能，從而使其保持良好的心態(tài)、堅定創(chuàng)業(yè)信心；潛在創(chuàng)業(yè)者若獲得的創(chuàng)業(yè)信息、資源和友人的支持越多，即擁有較多社會資本時，對創(chuàng)業(yè)可行性感知越強，對創(chuàng)業(yè)行為所持的評價傾向于正面，對創(chuàng)業(yè)活動從事越有信心，具有完成創(chuàng)業(yè)的能力，而且互聯(lián)網(wǎng)時代更助推了潛在創(chuàng)業(yè)者的外部資源的鏈接與信息的暢通，以及更廣泛的聯(lián)系與互動，這些都促使創(chuàng)業(yè)自我效能、創(chuàng)業(yè)態(tài)度等內部因素認知水平的提升.

最后，創(chuàng)業(yè)自我效能和創(chuàng)業(yè)態(tài)度在本研究架構中發(fā)揮部分中介效果，即創(chuàng)業(yè)自我效能在創(chuàng)業(yè)環(huán)境與創(chuàng)業(yè)態(tài)度之間發(fā)揮部分中介的效果，創(chuàng)業(yè)態(tài)度在創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)意圖之間發(fā)揮部分中介效果，由此發(fā)現(xiàn)，外部因素通過激發(fā)個體的內部因素來施加影響，而這種影響或者直接作用于自我效能和態(tài)度，或者需要借助自我效能和態(tài)度來實現(xiàn).

3.2 建 議

首先，就外在因素而論，著力營造健康成熟的創(chuàng)業(yè)環(huán)境.從政府層面，通過制定相關配套政策，形成倚重創(chuàng)業(yè)、鼓勵創(chuàng)業(yè)和吸引創(chuàng)業(yè)的社會導向，強化理性和積極的創(chuàng)業(yè)環(huán)境認知，從而成為認知水平提升的基礎；從組織層面，依托學校等組織通過舉辦創(chuàng)業(yè)競賽、開展創(chuàng)業(yè)講座、宣傳創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗、構建完備的創(chuàng)業(yè)教育課程體系、開辦小微企業(yè)的創(chuàng)業(yè)實踐等形式推動和實施創(chuàng)業(yè)教育，著力培養(yǎng)創(chuàng)業(yè)意識和精神，優(yōu)化個體認知結構，樹立積極創(chuàng)業(yè)觀念，錘煉創(chuàng)業(yè)技能；從個人層面，在產教融合的平臺上強化校企合作，讓潛在創(chuàng)業(yè)者多渠道接觸和交流利益相關方，積極拓展社會網(wǎng)絡，依托創(chuàng)業(yè)計劃的分享全方位進行展示進和加強了解，于社交中獲取他人信任和得到創(chuàng)業(yè)支持及幫助.

其次，就內在因素而言，通過內部因素認知水平的提高，轉變創(chuàng)業(yè)態(tài)度和提升創(chuàng)業(yè)自我效能來強化創(chuàng)業(yè)意圖.長期以來，創(chuàng)業(yè)自我效能的培養(yǎng)是創(chuàng)業(yè)教育的核心內容之一，且創(chuàng)業(yè)教育還是強化創(chuàng)業(yè)自我效能和創(chuàng)業(yè)態(tài)度的聯(lián)系的手段之一，因此在創(chuàng)業(yè)教育的實施中，堅持主體多元化，包括學校、培訓公司等教育機構和行業(yè)協(xié)會等社會群體，堅持形式多樣化，如授課、講座、訓練營、孵化模擬等，堅持課程體系化，借助政府力量進行宣傳和推廣，形成特定的社會風氣來普及創(chuàng)業(yè)理念，積極鼓勵創(chuàng)業(yè)實踐.總之通過創(chuàng)業(yè)教育的強化，形成創(chuàng)業(yè)文化，提高認知水平.

3.3 研究展望

由于研究問題的復雜和相關局限，應考慮到下列限制：首先，基于本研究架構，可以選取一些控制變量或調節(jié)變量進行深入研究，豐富此架構下的研究內容；其次，創(chuàng)業(yè)環(huán)境的內涵是相對豐富，不僅僅局限在政府政策、創(chuàng)業(yè)教育和社會資本，未來研究可以嘗試將創(chuàng)業(yè)環(huán)境納入其它的一階構面，來研究與創(chuàng)業(yè)意圖的作用機制；最后，本研究中僅將創(chuàng)業(yè)意圖作為因變量進行分析，未來研究中創(chuàng)業(yè)意圖作為創(chuàng)業(yè)研究領域的根本及常見變量,還能成為自變量和控制變量，[44]借由推進創(chuàng)業(yè)意圖研究的深化發(fā)展.