S-O-R框架下大學生創業意愿影響因素研究

潘朝陽,楊 晶,翁 灝

(東北師范大學 教育學部，吉林 長春 130024)

0 引言

2021年11月，教育部在2022屆全國普通高校畢業生就業創業工作網絡視頻會議中指出，我國2022屆大學畢業生規模將達到1 076萬人。同年，國務院印發的《“十四五”就業促進規劃》指出未來就業領域將會呈現結構性就業矛盾問題，即人才培養不適應市場需求，“就業”與“招工”雙難并存，并明確指出要依靠“創業帶動就業動能持續釋放”。《教育部關于做好2022屆全國普通高校畢業生就業創業工作的通知》中明確強調促進大學生創新創業帶動就業。創新創業特別是依靠大學生群體的創新創業活動愈發成為經濟增長新引擎。

大學生畢業人數屢創新高，就業壓力逐年增大。大學生創業意愿研究成為緩解就業、培養創新創業人才的關注重點。本文根據木志榮[1]對創業主體研究觀點，認為創業意愿作為大學生的主觀意愿和個體心理狀態，是大學生創業主體所受環境刺激的具體表現，更是大學生創業行為的預測指標。以TPB模型為基礎，以S-O-R理論作為模型框架，在研究大學生創業者個人特質驅動創業行為的內部誘因基礎上，添加創業教育、創業環境等客觀因素，為未來構建良好創新創業環境、改進創新創業教育方法提供參考。

1 相關研究綜述

1.1 TPB計劃行為理論

TPB(Theory of Planned Behavior)最早在1999年發布的《計劃行為理論》中由Icek Ajzen提出，認為人的行為是通過深刻思考后做出的計劃而產生的結果，如果通過建立某種理論模型，并進行分析，就能夠理解認識個體如何改變自身行為模式。TPB認為，由于實際控制條件限制了行為的發生，當控制條件充分時，行為意愿的中介效應會影響到行為的發生，而行為意愿受行為態度、主觀規范和感知行為控制3個主要變量的影響。

國內對TPB在創新創業方面也有很多研究，例如胡永青[2]基于TPB研究大學生創業傾向；劉加鳳[3]基于TPB研究創業教育對于大學生創業意愿的影響；余福茂等[4]基于TPB對大學生創業進行實證研究，成功驗證TPB在大學生創業領域中有良好的效果。因此，本文擬采用TPB構建大學生創業意愿模型。

圖1 TPB計劃行為理論模型

20世紀70年代，Albert Bandura意識到個體的積極意識對個體行為能夠產生作用，便提出自我效能感的概念。1994年，學者Boyd將其運用于創業領域，將其命名為創業自我效能感。創業自我效能感指創業者相信自己能夠勝任創業角色、完成創業任務的積極意識。對于創業自我效能感研究國內有很多學者參與制作相關量表，唐炎釗等[5]證實創業自我效能感對創業意愿有顯著影響，鐘衛東等[6]則證實創業自我效能感對創業績效有顯著影響。本文擬運用創業自我效能感構建大學生創業意愿模型。

1.2 S-O-R模式理論

S-O-R框架：S-O-R(Stimulus-Organism-Response)框架是Mehrabian和Russel基于環境心理學的角度提出的，用來解釋個體在接受外部刺激后的心理決策過程。該理論認為環境因素作為外部刺激(S)可以影響個體心理狀態(O)，從而改變其行為反應(R)。S-O-R框架多用于預測經濟管理領域的用戶決策行為。還可以廣泛用于調查環境刺激與行為反應之間的關系，S-O-R框架被證明對預測網上用戶的認知判斷和后續行為或意圖是有效的。例如匡亞林和李佳蓉[7]基于S-O-R框架研究用戶對于“政務”短視頻使用意愿影響因素；吳華君等[8]基于S-O-R框架研究MOOC持續使用意愿的影響；向純潔等[9]基于S-O-R框架研究工作情境下社會化媒體的多重采納行為。創業作為經濟管理領域中一種將個體所有資源進行整合從而創造出更多資源的活動行為，都會有行動之前的決策活動。S-O-R框架則能從環境心理學的角度預測個體創業活動的影響因素。因此，本文采用S-O-R框架作為研究大學生創業意愿影響因素的理論框架。

圖2 S-O-R模式

2 研究假設

2.1 創業教育、創業環境、創業特質、創業自我效能及其中介效應

創業教育指高校和社會等機構對大學生創業進行的創業指導和技能培訓。創業教育通過開展舉辦相關創業活動、指導傳授相關創業知識來培養學生創新創業想法和提高創業積極性。接受創業教育后，個體的創業能力在一定程度上能夠得到提升。

創業環境包括金融環境、政策支持和市場條件。金融環境指相關市場創業扶持基金獲取難易程度和種類多樣性，政策支持指政府對高校創業者創業的扶持力度；市場條件指當地支持和鼓勵創業的文化氛圍。

創業特質指創業主體受到外界創業環境刺激導致心理發展逐漸穩定的性格特質，主要包括大學生參加相關創新創業活動的具體表現情況，包括創業意愿、創業行為等[10]。

創業自我效能感作為一個預測變量，常被用于研究創業意愿與創業動機之間的關系，研究證明創業自我效能感對兩者有顯著影響。付鴻彥等(2019)采用最小二乘法證明了創業自我效能感通過創業動機的中介作用對創業能力起到正面影響。同時，創業自我效能感作為一個結果變量，又受到其他變量的影響。正是因為創業自我效能感具有預測變量和結果變量兩種變量屬性，可以證明創業自我效能感能夠產生中介效應。

基于此提出如下假設：

H1：創業教育對創業自我效能感有正向影響；

H2：創業環境對創業自我效能感有正向影響；

H3：創業特質對創業自我效能感有正向影響；

H4：創業自我效能感對創業行為有正向影響，并產生中介效應作用。

2.2 TPB計劃行為理論模型核心變量假設

主觀規范指創業主體自身行為決策所受到的外界因素，例如親屬、社群關系給予的期望,也指創業主體對自身行為決策所受到外界因素影響的接受程度；創業態度是指創業主體創業行為的觀點和意愿程度；感知行為控制是創業主體對自身從事創業行為能力的預測和感知；創業意愿是創業主體對是否從事創業活動的主觀價值判斷，是對創業者具有創業特質的程度、對創業行為的態度以及對從事創業行為能力的一般描述。

基于此提出如下假設：

H5：主觀規范對創業意愿有正向影響；H6：創業態度對創業意愿有正向影響；H7：感知行為控制對創業意愿有正向影響；H8：創業意愿對創業行為有正向影響，并產生中介效應作用。

3 數據分析

本次研究基于TPB計劃行為理論模型和S-O-R理論框架，結合其他學者對于創新創業影響因素的研究成果，并針對大學生現實背景和調查群體實際，添加創業教育、創業環境、創業特質以及創業自我效能等潛在變量，構建大學生創業意愿影響因素模型(見圖3)。

3.1 問卷設計

研究對象主要以在校大學生群體為主，包括碩士和博士研究生。問卷采用Likert5級量表進行量化處理，并設計了9個潛在變量，分別為：創業教育、創業環境、創業特質、創業自我效能、主觀規范、行為態度、感知行為控制、創業意愿和創業行為。每個潛在變量設計3個題項。這9個潛在變量的具體題項參考了原有的理論模型和其他學者的研究成果，并使用數據處理工具IBM SPSS Statistics 23.0和Amos graphics 23.0，在此基礎上進行后續的數據分析。

圖3 大學生創業意愿影響因素模型

表1 大學生創業意愿影響因素調查問卷量表內容

本次研究的問卷發放對象主要為在校大學生，通過問卷星平臺發放問卷。問卷包括基礎題項部分和創業意愿影響因素2個部分。共回收450份問卷，經過篩查無效問卷和質量較差的問卷，最終有效問卷為443份，有效回收率為98.44%。

通過數據整理，基礎題項回答情況經整理見表2。受訪對象性別情況中，男性受訪者占比52%，女性受訪者占比為48%。受訪者年齡則主要集中在20～30歲，在此區間受訪者一般臨近畢業季，需要考慮未來職業規劃，同時年級也主要集中在大三和大四及以上，占總人數的73%。對于受訪者的出生地和現住地的統計情況，則以城鎮戶口占比較多。

3.2 信度分析

信度用來表示測驗數據及其結果的一致性和可靠性。通過SPSS軟件分析得到表3，可以得知9個潛在變量的Cronbach’s alpha均超過了0.8，組合信度CR也都超過了0.8，平均方差抽取值也都超過0.6，并且整體題項的Cronbach’s alpha達到了0.927，符合理論標準，證明此次研究的9個潛在變量與相關題項具有良好的信度與收斂度。

表2 基礎題項統計

表3 信度和收斂度分析

3.3 效度分析

效度用來反應測量數據的內容含義，反應測量數據和檢驗結果的有效性。通過SPSS軟件分析得到表4。本次實驗運用區分效度進行效度分析檢驗，通過將各潛在變量其平均方差抽取值的平方根與單個潛在變量的相關系數進行比較，如果均大于其相關系數，則證明本次實驗測量數據和結果具有良好的效度。表4中對角線數值為本次實驗潛在變量平均方差抽取值的平方根值，均大于各潛在變量的相關系數，證明此次研究的測量指標具有良好的效度。

表4 區分效度分析

3.4 模型擬合度與路徑假設檢驗

運用Amos Graphic 23.0軟件進行數據的后續處理與分析，見表5。 本次假設大學生創業意愿假設模型的參數均符合適配標準，適配度結果良好?？梢宰C明，實驗所假設的模型具有良好的擬合度。

假設模型擬合度檢驗良好，繼續使用Amos Graphics 23.0檢驗模型內部潛在變量路徑關系假設。通過分析得到表6，可得出本次實驗假設全部顯著，所有假設潛在變量路徑關系都得到顯著性檢驗的支持。除了H3和H5是0.01級別上顯著，H7是在0.05～0.01水平上顯著，其余全部是在0.001水平上顯著。

表5 模型擬合度指標

3.5 中介效應檢驗

本次實驗在潛在變量路徑關系都得到顯著性支持基礎上，繼續通過Amos Graphics 23.0對原假設中創業自我效能與創業意愿2個潛在變量的中介效應假設進行驗證檢驗。通過利用Bootstrapping模式對原數據進行重復2 000次樣本抽樣，如果潛在變量的中介效應所得到的上界值與下界值在95%的置信區間中不包含0，則證明中介變量在改變潛在變量路徑中產生中介效應。由表7可知創業意愿只在路徑“感知行為控制→創業意愿→創業行為”中的中介效應并未得到支持，其余中介效應的效果均得到支持。

表6 路徑檢驗與標準化路徑系數

表7 中介效應檢驗結果

4 結論與建議

4.1 結論

通過本次探索性數據分析研究發現，H1、H2、H3、H4、H5、H6、H7和H8潛在變量路徑均得到顯著性檢驗結果支持，特別是創業自我效能和創業意愿接受外界環境刺激產生的認知和情緒對創業行為影響最為顯著。除了創業意愿對感知行為控制對創業行為的中介效應產生效果并未得到顯著性檢驗結果的支持，其余的中介路徑創業自我效能與創業意愿的中介效應都得到支持，這證明當代在校大學生的創業意愿受感知行為控制的影響程度較小。

4.2 建議

根據數據結果可以得出，大學生創業意愿和創業行為的產生主要通過兩個環節產生，一是大學生接受到的外界環境刺激，二是大學生對于外界環境刺激而產生的自我認知和情緒。為鼓勵大學生自主創業、激發大學生創新意識，本次研究則對此提出以下建議：

創業教育與創新教育結合。傳統創業教育主要以創業案例、企業家事跡和創業政策等作為相關課程內容，缺乏對大學生創新意識的培養。創新與創業實則密不可分，大學生創新意識是大學生創業活動的精神來源。加強創業教育與創新教育的融合，構建良好的校園創新創業文化，增強大學生創業自我效能感的外界環境刺激，能更好地鼓勵大學生自主創新和自主創性，為經濟發展培養創新創業人才。

豐富大學生的創業實踐課程。創新創業具有極強的實踐性，缺乏實踐內容的創新創業是紙上談兵。豐富大學生創新創業實踐內容，提高大學生創業特質、轉變原有的創業態度并讓大學生在創新創業實踐中產生清晰的感知行為控制，作出明確規劃。一方面能從外界環境和大學生所產生的自我認知對大學生創新創業意愿進行刺激；另一方面讓大學生能夠提前接觸創業活動，對未來規劃有明確定位，提高創業市場資源和政策資源的利用率。

合力構建良好的創業環境。構建良好的創業文化氛圍需要政府、社會以及家庭等多方面努力，良好的創業環境對大學生創業自我效能感產生積極的刺激作用，激發大學生的創新創業意愿和動力。政府需要制定高效可行的大學生創業政策，完善市場準入機制，為大學生創業保駕護航；社會則需要鼓勵大學生創新創業，改變傳統“鐵飯碗”工作思維，宣傳優秀企業家精神，為大學生提供精神和輿論支持；家庭則更需要提供更為開明的創新創業氛圍，理解支持大學生創新創業活動，減輕大學生創業的精神壓力。

5 不足與展望

首先，本次研究作為探索性數據研究，在保證研究科學性和準確性的前提下，所參考的部分模型適配標準會略低于理論標準，導致研究結論可能產生與現實情況不相符的情況。其次，本次研究樣本仍具有局限性，只能側面證明實驗假設能夠在特定情況下產生影響效果，樣本仍不具有廣泛性。再次，本次研究對象僅局限于在校大學生和研究生群體，樣本對象不具有代表性，如未包含適齡階段的已就業人群，導致實驗結果具有片面性。最后，本次研究中大學生均為在校群體，不能進行對其畢業后實際創業情況進行跟蹤調查，導致在創業行為研究上只能通過數據預測，缺乏一定的實用價值。

在未來進行深入的創業意愿及行為的影響因素調查研究中，會側重樣本數據的連續性，擴大樣本的數量和種類，進而使研究結果更具有普遍性和適用性。