大學生創業意向影響因素實證研究
——基于多重中介和調節效應

張成龍

(廣東培正學院 管理學院,廣東 廣州 510830)

1 引言

當前疫情防控常態化，我國已進入后疫情時代[1]。大學生就業作為一項重大民生工程，一直備受國家和社會關注。就業率成為衡量一所高校辦學質量的風向標，因此提高就業率成為后疫情時代各高校工作的重中之重。創業能有效解決就業問題，創業是高質量的就業。創業意向引致創業行為，開展創業教育對推動大學生創業具有正向激勵作用。通過梳理學界創業意向的相關文獻，結合調查數據，研究后疫情時代創業教育與創業意向的關系。

2 文獻回顧與理論假設

2.1 創業教育對創業意向的影響

創業教育以培養個體創業意識為目的，通過創業知識與技能的教授，最終實現提升綜合素質與創業能力[2]。已有較多學者系統全面研究了創業教育與創業意向兩者間的關系。實施多元化的創業教育形式，能有效提升受教者技能，激發創業意向。綜合以上理論分析，提出假設：

H1：創業教育對大學生創業意向產生正向影響

2.2 性別調節作用

男女性在創業意向方面表現的差異性，學者持不同觀點。有學者認為背景類似的男性比女性表現出更高的創業精神。因為男性相對女性有更強烈的欲望和傾向擁有自己的事業Karimi 等(2014)；Bandura(1992)認為女性對自己的能力缺乏信心。女性創業意向比男性低主要是缺乏自信和榜樣(Minniti(2005)；Chen 等(1998)指出女性缺乏必要的創業技能。綜上，性別對創業教育與創業意向的調節作用明顯，于是提出以下假設：

H2：性別在創業教育與創業意向之間起調節效應且效果顯著。

2.3 自雇傭家庭的調節作用

自雇傭家庭中父母雙方至少有一人自營職業。研究表明來自自雇傭家庭的大學生因榜樣的力量表現出較強的創業意向(Hout & Rosen，1999)。然而，父母的榜樣力量對大學生創業意向產生積極作用需具備一定的條件。Zapkau 等(2015)認為榜樣本身并沒有向想要成為企業家的人傳達必要的技能，要親身實踐才能產生效果。其還認為“只有將父母的榜樣表現認可并視為積極影響時，才會對創業持積極態度”。因此，本文認為創業教育不一定增強自雇傭家庭的大學生創業意向，因他們更容易獲取創業所需的資源，不重視創業教育。綜合以上理論分析，提出假設：

H3：自雇傭家庭在創業教育和創業意向間的調節效果不明顯。

2.4 創業自我效能感的中介作用

H4：自我效能感在創業教育與創業意向的影響關系中起中介效應。

2.5 創業態度的中介作用

創業態度被定義為當事人對創業價值的評價。基于計劃行為理論研究得出態度為創業教育對創業意向影響的中介因素(Roy 等，2017)。綜合以上理論分析，提出假設：

H5：創業教育對創業意向的影響中，創業態度起中介作用。

2.6 主觀規范的中介作用

Ajzen(1991)將主觀規范定義為改變個人執行行為的意向，對個體創業意向產生積極影響(Nitu-Antonie & Feder，2013)。創業意向受主客觀多因素綜合作用的結果，主觀規范作用甚微。綜合以上理論分析，提出假設：

H6：主觀規范在創業教育對創業意向的影響中不起中介作用。

2.7 感知行為控制的中介作用

Ajzen & Fishbein(1980)界定感知行為控制為個體可用的各種資源、技能、機會與實踐行為所需條件的統稱，在預測創業意向和行為間起關鍵作用。通過教育水平、類型、榜樣途徑提升感知行為控制(Zapkau 等, 2015)。綜合以上理論分析，提出假設：

H7：感知行為控制作為創業教育對創業意向間影響因子，且起中介作用。

本研究理論模型見圖1。

可悲的是，當一個人如日中天的時候，誰會去想居安思危？“安”的時候不會想到“危”，“安”的時候也不相信有“危”。三十年河東三十年河西，就是對不懂得居安思危的人的懲罰。

圖1 理論模型

3 研究設計與問卷調查

3.1 量表設計

設定創業教育、創業意向分別為自變量和因變量、中介變量(創業自我效能感、創業態度、主觀規范、感知行為控制)和調節變量(自雇傭家庭、性別)，在借鑒表1量表的基礎上并結合后疫情時代背景修訂得到本研究的量表內容。

表1 量表來源

3.2 問卷調查

以后疫情時代廣州高校在校且正在或已經接受過創業教育的大學生為研究對象，問卷對象涵蓋大一到大四理工、經管、文法、藝術學生。通過問卷星線上問卷調查、局部深度訪談等方式獲取調研數據。本次調查共回收453份問卷，剔除35份無效問卷，有效問卷率為92.3%。在校大學生創業意向調查人口統計學變量的418份樣本中男110人，女308人，分別占26.3%、73.7%；理工52人、經管294人、文史58人、藝術14人，分別占12.4%、70.3%、13.9%、3.3%；大一66人、大二180人、大三145人、大四27人，分別占15.8%、43.1%、34.7%、6.5%；雇傭家庭121人和非雇傭家庭297人，分別占28.9%、71.1%。

4 數據分析

4.1 效度、信度分析

表2 信度分析(N=418)

表3 KMO 和 Bartlett 的檢驗(N=418)

Cronbach′s α系數與KMO值分別為0.820、0.851，表明數據有較高的信度與效度。詳見表2、表3。

4.2 相關性分析

表4 Pearson相關系數

從表4可知，創業教育與創業意向的相關系數為0.486(p<0.01)，兩者顯著相關，假設1獲得驗證。

4.3 驗證假設

4.3.1 性別調節效應

由表5性別調節效應分析結果，創業教育顯著影響創業意向(t=11.348,p=0.000<0.05)。

性別女作為調節變量時創業教育對于創業意向影響幅度差異顯著(t=-1.852,p=0.045<0.05)。

表5 性別調節效應分析結果 (N=418)

表6 t檢驗分析結果(N=418)

表7 自雇傭家庭調節效應分析結果 (N=418)

由表6可知，性別對創業意向呈現出顯著性(t=3.830，p=0.000)，男平均值(15.96)明顯高于女平均值(14.28)。因此，男性比女性在接受創業教育后表現出更高的創業意向。假設H2獲得驗證。

4.3.2 自雇傭家庭調節效應分析

由表7可知，創業教育與自雇傭家庭的交互項未表現出顯著性。模型1自雇傭家庭這一調節變量在不同水平值時，創業教育對創業意向影響幅度一致。因此，自雇傭家庭在大學生創業教育與創業意向之間的調節效應不明顯，驗證了假設H3。

從表8中介效應檢驗結果可知，假設H4、H5、H6、H7得到驗證。

5 研究結論與建議

(1)研究結論見表9。

表8 中介作用檢驗結果 (N=418)

表9 研究結論匯總

(2)建議

圖2 后疫情時代創業教育與創業意向生態系統

研究表明后疫情時代創業教育作為影響大學生創業意向的重要因素，創業教育要對創業意向產生較好的作用效果，需綜合多種內外部多方主體和大學生創業主體的主客觀因素產生共振效應，構建后疫情時代創業教育與創業意向的生態系統，如圖2所示，企業提供技術支持和風險規避；社會提供社會資本和社會關系；政府提供稅收優惠和貸款綠色通道，解決大學生創業的資金問題，增強大學生的創業興趣；高校提供創業教育和創業模擬。四方共建創業平臺，為大學生提供最新的創業資訊、精準的個性化創業輔導和實戰性的創業項目，增強大學生的創業自我效能感，樹立積極的創業態度，提升感知行為控制，最終提升大學生的創業意向。