家庭支持、心理資本與新生代農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意向關(guān)系分析

胡宜挺+肖志敏

內(nèi)容摘要：創(chuàng)業(yè)意向是新生代農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的先決條件。本文運(yùn)用階層回歸分析方法，依據(jù)采集的308份新生代農(nóng)民的調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了家庭支持、心理資本對(duì)新生代農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意向的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，家庭支持不僅對(duì)新生代農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意向有直接正向影響作用，而且通過心理資本對(duì)新生代農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意向也有間接正向影響作用。

關(guān)鍵詞：新生代農(nóng)民 創(chuàng)業(yè)意向 家庭支持 心理資本

引言

創(chuàng)業(yè)意向是創(chuàng)業(yè)行為的先決條件，是創(chuàng)業(yè)行為最好的預(yù)測(cè)指標(biāo)（Krueger，2000）。目前關(guān)于創(chuàng)業(yè)意向的研究主要集中在人格特質(zhì)（Sesen，2013）、人口特征（Ghazali，2012）等個(gè)體因素，以及社會(huì)關(guān)系（Sommer，2011）、創(chuàng)業(yè)氛圍（Sesen，2013）等外部環(huán)境因素。但對(duì)新生代農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意向的研究必須考慮其年齡偏小、資金和經(jīng)驗(yàn)積累較少的現(xiàn)狀，所以家庭的支持已成為他們考慮是否創(chuàng)業(yè)的關(guān)鍵。

家庭中的一些成員（如父母）為其他成員所提供的幫助與關(guān)懷被稱為家庭支持。關(guān)于家庭支持的研究大多以在校學(xué)生、病人及老人等弱勢(shì)群體為研究對(duì)象，而本文認(rèn)為新生代農(nóng)民在資金、法律意識(shí)、素質(zhì)、技術(shù)和觀念等不足的事實(shí)，使其在當(dāng)今社會(huì)仍然處于弱勢(shì)地位，所以對(duì)其創(chuàng)業(yè)意向的研究也有必要考慮家庭支持的強(qiáng)弱。家庭支持尤其是家庭情感支持可以通過影響新生代農(nóng)民的心理來改變其行為，即通過使新生代農(nóng)民產(chǎn)生積極、樂觀的心態(tài)來使其更好地面對(duì)社會(huì)，這個(gè)過程也是增強(qiáng)新生代農(nóng)民心理資本的過程。

理論與研究假設(shè)

（一）家庭支持與新生代農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意向

受傳統(tǒng)文化影響，中國(guó)人對(duì)家庭的重視程度比任何國(guó)家都高（Lang，1946）。在中國(guó)家庭的親子關(guān)系、教育方式、父母的職業(yè)及家庭氛圍都直接影響到人們的職業(yè)選擇（Jodl et al，2001）。而且已有研究證明，父母的榜樣作用相比教師、朋友等，更能影響人們創(chuàng)業(yè)意向（Van Auken et al，2006）。如果其父母有過創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷，必然會(huì)影響個(gè)人創(chuàng)業(yè)意向，因?yàn)閯?chuàng)業(yè)意向不僅在家庭中具有慣性（Nicolaou，2010），而且受父母創(chuàng)業(yè)狀況的影響（Schmitt-Rodermund，2004），除此之外，父母也會(huì)出于自身的期望，通過引導(dǎo)、勸說等方式干涉新生代農(nóng)民的職業(yè)選擇，并成為新生代農(nóng)民制定職業(yè)規(guī)劃的重要參考部分（Young & Friesen，1992）。

家庭的經(jīng)濟(jì)及社會(huì)資源狀況也是影響新生代農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意向的重要因素。一方面，中國(guó)農(nóng)村是個(gè)講究“人情”與“關(guān)系”的社會(huì)，家庭的社會(huì)關(guān)系提供了關(guān)鍵的“人情”，長(zhǎng)輩豐富的社會(huì)閱歷也對(duì)新生代農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)意向有一定影響。另一方面，由于創(chuàng)業(yè)初期創(chuàng)業(yè)者時(shí)間和精力主要集中在工作上，對(duì)家庭關(guān)心不夠，容易引起創(chuàng)業(yè)-家庭沖突，此時(shí)家庭支持可以有效化解或避免之，保證其與家庭其他成員感情上的相互諒解與支持。據(jù)此，提出假設(shè)1：家庭支持對(duì)新生代農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意向有顯著正向影響。

（二）家庭支持與新生代農(nóng)民心理資本

前人研究表明，家庭支持可為個(gè)體提供工作時(shí)所必備的心理資本。因?yàn)樾睦碣Y本作為一種積極的心理狀態(tài)，這種狀態(tài)是在長(zhǎng)期的生活實(shí)踐中形成的，既具有一定的穩(wěn)定性，也具有一定可塑性（Luthans，etc，2007）。而家人作為唯一既能給個(gè)體提供實(shí)際支持，又能提供情感支持的主體，他們的一言一行對(duì)個(gè)體心理資本的形成都會(huì)產(chǎn)生影響。

家人對(duì)新生代農(nóng)民在家庭中扮演角色表示認(rèn)同，并感到滿意，會(huì)使新生代農(nóng)民有一個(gè)良好的精神狀態(tài)進(jìn)而改善其行為表現(xiàn)。同時(shí)，家人的鼓勵(lì)會(huì)增強(qiáng)個(gè)體對(duì)未來工作的信心（Constantine，2005）；家人的期望會(huì)轉(zhuǎn)化成個(gè)人的期望與追求，最終轉(zhuǎn)化為成功的信念（Flores&O`Brien，2002）；家人的榜樣作用會(huì)引導(dǎo)個(gè)體模仿，甚至激勵(lì)個(gè)體有所超越（Bandura，1986）。

當(dāng)新生代農(nóng)民進(jìn)入城市打工時(shí)，由于生活習(xí)慣及文化異同往往會(huì)使其產(chǎn)生孤獨(dú)感，在工作中也難免會(huì)遇到困難、沖突、失敗。此時(shí)，家庭成員作為新生代農(nóng)民最親近的人，他們及時(shí)的關(guān)愛與鼓勵(lì)，會(huì)使新生代農(nóng)民倍感溫暖，從而產(chǎn)生正面情緒，有助于克服身在異鄉(xiāng)的不安全感，增強(qiáng)其在外的適應(yīng)能力；也有助于穩(wěn)定新生代農(nóng)民挫敗后的不良情緒，及早的恢復(fù)心理狀況，渡過難關(guān)，并繼續(xù)向前努力。相反，若家人與新生代農(nóng)民溝通不良，甚至家庭關(guān)系不和，家庭成員易把目前的困難與失敗歸咎于新生代農(nóng)民自身，不僅不給予安慰而且還埋怨其無能，這樣勢(shì)必增加新生代農(nóng)民的心理壓力，長(zhǎng)期如此則很容易使其產(chǎn)生悲觀心理，不利于心理資本的增強(qiáng)?？梢娂彝ブС帜軌蛟谝欢ǔ潭壬显鰪?qiáng)新生代農(nóng)民心理資本。據(jù)此，提出假設(shè)2：家庭支持度越高，新生代農(nóng)民心理資本越強(qiáng)。

（三）心理資本與新生代農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意向

心理資本已被視為人力資本、社會(huì)資本后的第三大非物質(zhì)資本，人力資本和社會(huì)資本只是實(shí)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)的潛在能力（李海翔，2012），而新生代農(nóng)民的心理資本則是促進(jìn)其將潛力轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)的關(guān)鍵。尤其對(duì)于新生代農(nóng)民來說，他們經(jīng)濟(jì)、人力、社會(huì)資本的先天不足，勢(shì)必需要強(qiáng)大的心理資本。心理資本的強(qiáng)弱能夠調(diào)節(jié)個(gè)體的行為。

具體而言，首先，心理資本較強(qiáng)的新生代農(nóng)民，對(duì)自身所擁有的各種能力、機(jī)會(huì)和資源認(rèn)識(shí)越深刻，自信心也越強(qiáng)。自信的新生代農(nóng)民往往有崇高的志向和遠(yuǎn)大的抱負(fù)，在做決策時(shí)傾向于選擇難度大、有挑戰(zhàn)性的工作，那么相對(duì)于種地與打工，創(chuàng)業(yè)是他們最好的選擇（Tyszka，2011）；其次，心理資本較強(qiáng)的新生代農(nóng)民往往具有樂觀的心態(tài)，傾向于把失敗歸因于外在因素，而把成功歸因于自身因素（李海翔，2012），并認(rèn)為外在事物的發(fā)展總會(huì)對(duì)自己有利，以積極的態(tài)度預(yù)測(cè)未來（Snyder，1991）。他們對(duì)創(chuàng)業(yè)有更強(qiáng)的行動(dòng)力；最后，新生代農(nóng)民在創(chuàng)業(yè)過程中難免會(huì)遇到挫折與障礙，心理資本較強(qiáng)的則不會(huì)輕易陷入逆境而不能自拔，反而選擇把問題當(dāng)成挑戰(zhàn)，迎難而上，因此他們對(duì)未來的創(chuàng)業(yè)會(huì)有更大的決心。據(jù)此提出假設(shè)3：心理資本對(duì)新生代農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意向有顯著正向影響。endprint

此外，家庭支持對(duì)心理資本有正向影響，同時(shí)心理資本對(duì)創(chuàng)業(yè)也有正向影響，因此，心理資本作為家庭支持與創(chuàng)業(yè)意向的中間變量起到中介作用。假設(shè)4：心理資本在家庭支持與創(chuàng)業(yè)意向之間起中介作用。

根據(jù)上述假設(shè)，形成本文的理論模型，如圖1所示。

研究設(shè)計(jì)

（一）研究樣本

本文所用數(shù)據(jù)主要來自于實(shí)地調(diào)研，調(diào)研時(shí)間為2013年9月-2013年11月，調(diào)查對(duì)象為新疆、內(nèi)蒙古兩個(gè)地區(qū)的新生代農(nóng)民，主要包括外地到新疆、內(nèi)蒙古打工的新生代農(nóng)民工和本土就業(yè)的新生代農(nóng)民。共發(fā)出問卷390份，回收問卷356份，剔除數(shù)據(jù)缺失問卷后，有效問卷308份，占總問卷的86.52%。

從個(gè)人特征來看，被調(diào)查對(duì)象中男性160人，占52.0%，女性148人，占48.1%。年齡普遍偏小，在24-27歲的居多，占總?cè)藬?shù)的46.8%。教育程度較高，大專以上學(xué)歷的有10.6%，高中學(xué)歷的有53%。從創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷來看，調(diào)研對(duì)象中有110人曾經(jīng)有過創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷，占35.7%，198人沒有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷，占64.3%。并有43.8%的父母在創(chuàng)業(yè)，56.2%的父母從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、打工等。

（二）測(cè)量工具

本文分別以新生代農(nóng)民的性別、年齡、教育程度、工作年限、父母創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷、自己創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷為控制變量，并采用了常擎（2008）所用的量表測(cè)量家庭支持，Luthans等人編制的PCQ問卷測(cè)量心理資本，Linan & chen（2006）的量表測(cè)量創(chuàng)業(yè)意向。并分別按照很不符合（賦值為1），不太符合（賦值為2），不確定（賦值為3），有些符合（賦值為4），非常符合（賦值為5）進(jìn)行賦值。主要采用SPSS19和Amos21進(jìn)行數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)分析。

實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

根據(jù)各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)統(tǒng)計(jì)分析得出：家庭支持與創(chuàng)業(yè)意向呈顯著的正相關(guān)關(guān)系（r為0.477，p<0.01），家庭支持與心理資本呈顯著的正相關(guān)關(guān)系（r分別為0.503，0.440，0.410，0.373，0.311，p<0.01），心理資本和創(chuàng)業(yè)意向呈顯著的正相關(guān)關(guān)系（r=0.663，p<0.01），初步驗(yàn)證了假設(shè)1、2、3，數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)符合研究預(yù)期。

（二）假設(shè)檢驗(yàn)

本文采用階層回歸分析法，通過比較不同模型對(duì)數(shù)據(jù)的擬合結(jié)果以及回歸系數(shù)變化來驗(yàn)證各個(gè)變量之間的關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

1.家庭支持對(duì)創(chuàng)業(yè)意向的影響。模型1、2以創(chuàng)業(yè)意向?yàn)橐蜃兞?，在加入前因變量后，回歸模型的R2從0.097增加到0.174（p<0.01），ΔR2為0.174，說明模型2比模型1的擬合效果好，自變量對(duì)因變量有預(yù)測(cè)力。家庭支持對(duì)創(chuàng)業(yè)意向的β值為0.432（p<0.01），說明家庭支持越高，新生代農(nóng)民就越有創(chuàng)業(yè)意向。

2.家庭支持對(duì)心理資本的影響。模型7、8以心理資本為因變量，在加入前因變量后，回歸模型的R2從0.111增加到0.314（p<0.01），ΔR2為0.203，說明模型8比模型7的擬合效果好，二者間的回歸系數(shù)β為0.466**，家庭支持對(duì)心理資本有顯著正向影響。

3.心理資本對(duì)創(chuàng)業(yè)意向的影響。模型3、4以創(chuàng)業(yè)意向?yàn)橐蜃兞?，在加入心理資本變量后，回歸模型的R2從0.097增加到0.461（p<0.01），ΔR2為0.364，二者間的回歸系數(shù)β為0.640**，說明了心理資本對(duì)創(chuàng)業(yè)意向有顯著正向影響。

4.中介變量分析。模型6加入心理資本變量后，回歸模型2的R2從0.271增加到0.483（p<0.01），ΔR2為0.212，說明模型6比模型2的擬合效果好，模型2中家庭支持對(duì)創(chuàng)業(yè)意向影響顯著，β值為0.432。當(dāng)同時(shí)考慮家庭支持與心理資本對(duì)創(chuàng)業(yè)意向的影響后，家庭支持對(duì)創(chuàng)業(yè)意向的影響變?。é轮禐?.172），但仍然顯著，說明心理資本在家庭支持與創(chuàng)業(yè)意向之間起部分中介作用，即家庭支持不僅能直接影響到新生代農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意向，而且通過心理資本影響新生代農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意向。

結(jié)論

本文以308名新生代農(nóng)民為樣本，采用驗(yàn)證性因子分析對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，用階層回歸分析家庭支持與新生代農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意向的關(guān)系，并探討了心理資本的中介作用機(jī)制。結(jié)果表明，家庭支持不僅可以直接影響新生代農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意向，而且還可通過提高新生代農(nóng)民心理資本而促進(jìn)創(chuàng)業(yè)意向的形成。然而本文發(fā)現(xiàn)心理資本的影響機(jī)制是部分中介，而非完全中介。這是因?yàn)?，家庭支持還可能通過物質(zhì)支持等其它外在因素影響創(chuàng)業(yè)意向。

調(diào)研過程中發(fā)現(xiàn)一個(gè)現(xiàn)象：新生代農(nóng)民均表示家庭支持是他們是否進(jìn)行創(chuàng)業(yè)的重要決定因素之一，這也驗(yàn)證了本文的假設(shè)，但是他們所謂的家庭支持主要指精神上的支持，例如：家人的關(guān)愛、鼓勵(lì)與理解等。物質(zhì)上的支持固然很重要，但不是決定性因素。

研究結(jié)果提示我們，家庭成員應(yīng)意識(shí)到他們對(duì)其他成員創(chuàng)業(yè)意向的影響，應(yīng)更加積極鼓勵(lì)潛在的創(chuàng)業(yè)者付諸于行動(dòng)，并對(duì)他們的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)給予理解與支持，這有助于自我效能感的積累，在必要時(shí)給予經(jīng)濟(jì)支持，這樣，在很大程度上保證了創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的順利進(jìn)行。家庭也應(yīng)為潛在的創(chuàng)業(yè)者提供鼓勵(lì)嘗試、允許失敗的寬容氛圍，有助于舒緩對(duì)未來創(chuàng)業(yè)活動(dòng)所帶來的壓力感，也有助于增強(qiáng)創(chuàng)業(yè)的心理安全感，從而使新生代農(nóng)民有較強(qiáng)的動(dòng)機(jī)去創(chuàng)業(yè)。endprint

此外，家庭支持對(duì)心理資本有正向影響，同時(shí)心理資本對(duì)創(chuàng)業(yè)也有正向影響，因此，心理資本作為家庭支持與創(chuàng)業(yè)意向的中間變量起到中介作用。假設(shè)4：心理資本在家庭支持與創(chuàng)業(yè)意向之間起中介作用。

根據(jù)上述假設(shè)，形成本文的理論模型，如圖1所示。

研究設(shè)計(jì)

（一）研究樣本

本文所用數(shù)據(jù)主要來自于實(shí)地調(diào)研，調(diào)研時(shí)間為2013年9月-2013年11月，調(diào)查對(duì)象為新疆、內(nèi)蒙古兩個(gè)地區(qū)的新生代農(nóng)民，主要包括外地到新疆、內(nèi)蒙古打工的新生代農(nóng)民工和本土就業(yè)的新生代農(nóng)民。共發(fā)出問卷390份，回收問卷356份，剔除數(shù)據(jù)缺失問卷后，有效問卷308份，占總問卷的86.52%。

從個(gè)人特征來看，被調(diào)查對(duì)象中男性160人，占52.0%，女性148人，占48.1%。年齡普遍偏小，在24-27歲的居多，占總?cè)藬?shù)的46.8%。教育程度較高，大專以上學(xué)歷的有10.6%，高中學(xué)歷的有53%。從創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷來看，調(diào)研對(duì)象中有110人曾經(jīng)有過創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷，占35.7%，198人沒有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷，占64.3%。并有43.8%的父母在創(chuàng)業(yè)，56.2%的父母從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、打工等。

（二）測(cè)量工具

本文分別以新生代農(nóng)民的性別、年齡、教育程度、工作年限、父母創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷、自己創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷為控制變量，并采用了常擎（2008）所用的量表測(cè)量家庭支持，Luthans等人編制的PCQ問卷測(cè)量心理資本，Linan & chen（2006）的量表測(cè)量創(chuàng)業(yè)意向。并分別按照很不符合（賦值為1），不太符合（賦值為2），不確定（賦值為3），有些符合（賦值為4），非常符合（賦值為5）進(jìn)行賦值。主要采用SPSS19和Amos21進(jìn)行數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)分析。

實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

根據(jù)各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)統(tǒng)計(jì)分析得出：家庭支持與創(chuàng)業(yè)意向呈顯著的正相關(guān)關(guān)系（r為0.477，p<0.01），家庭支持與心理資本呈顯著的正相關(guān)關(guān)系（r分別為0.503，0.440，0.410，0.373，0.311，p<0.01），心理資本和創(chuàng)業(yè)意向呈顯著的正相關(guān)關(guān)系（r=0.663，p<0.01），初步驗(yàn)證了假設(shè)1、2、3，數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)符合研究預(yù)期。

（二）假設(shè)檢驗(yàn)

本文采用階層回歸分析法，通過比較不同模型對(duì)數(shù)據(jù)的擬合結(jié)果以及回歸系數(shù)變化來驗(yàn)證各個(gè)變量之間的關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

1.家庭支持對(duì)創(chuàng)業(yè)意向的影響。模型1、2以創(chuàng)業(yè)意向?yàn)橐蜃兞?，在加入前因變量后，回歸模型的R2從0.097增加到0.174（p<0.01），ΔR2為0.174，說明模型2比模型1的擬合效果好，自變量對(duì)因變量有預(yù)測(cè)力。家庭支持對(duì)創(chuàng)業(yè)意向的β值為0.432（p<0.01），說明家庭支持越高，新生代農(nóng)民就越有創(chuàng)業(yè)意向。

2.家庭支持對(duì)心理資本的影響。模型7、8以心理資本為因變量，在加入前因變量后，回歸模型的R2從0.111增加到0.314（p<0.01），ΔR2為0.203，說明模型8比模型7的擬合效果好，二者間的回歸系數(shù)β為0.466**，家庭支持對(duì)心理資本有顯著正向影響。

3.心理資本對(duì)創(chuàng)業(yè)意向的影響。模型3、4以創(chuàng)業(yè)意向?yàn)橐蜃兞?，在加入心理資本變量后，回歸模型的R2從0.097增加到0.461（p<0.01），ΔR2為0.364，二者間的回歸系數(shù)β為0.640**，說明了心理資本對(duì)創(chuàng)業(yè)意向有顯著正向影響。

4.中介變量分析。模型6加入心理資本變量后，回歸模型2的R2從0.271增加到0.483（p<0.01），ΔR2為0.212，說明模型6比模型2的擬合效果好，模型2中家庭支持對(duì)創(chuàng)業(yè)意向影響顯著，β值為0.432。當(dāng)同時(shí)考慮家庭支持與心理資本對(duì)創(chuàng)業(yè)意向的影響后，家庭支持對(duì)創(chuàng)業(yè)意向的影響變?。é轮禐?.172），但仍然顯著，說明心理資本在家庭支持與創(chuàng)業(yè)意向之間起部分中介作用，即家庭支持不僅能直接影響到新生代農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意向，而且通過心理資本影響新生代農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意向。

結(jié)論

本文以308名新生代農(nóng)民為樣本，采用驗(yàn)證性因子分析對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，用階層回歸分析家庭支持與新生代農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意向的關(guān)系，并探討了心理資本的中介作用機(jī)制。結(jié)果表明，家庭支持不僅可以直接影響新生代農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意向，而且還可通過提高新生代農(nóng)民心理資本而促進(jìn)創(chuàng)業(yè)意向的形成。然而本文發(fā)現(xiàn)心理資本的影響機(jī)制是部分中介，而非完全中介。這是因?yàn)?，家庭支持還可能通過物質(zhì)支持等其它外在因素影響創(chuàng)業(yè)意向。

調(diào)研過程中發(fā)現(xiàn)一個(gè)現(xiàn)象：新生代農(nóng)民均表示家庭支持是他們是否進(jìn)行創(chuàng)業(yè)的重要決定因素之一，這也驗(yàn)證了本文的假設(shè)，但是他們所謂的家庭支持主要指精神上的支持，例如：家人的關(guān)愛、鼓勵(lì)與理解等。物質(zhì)上的支持固然很重要，但不是決定性因素。

研究結(jié)果提示我們，家庭成員應(yīng)意識(shí)到他們對(duì)其他成員創(chuàng)業(yè)意向的影響，應(yīng)更加積極鼓勵(lì)潛在的創(chuàng)業(yè)者付諸于行動(dòng)，并對(duì)他們的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)給予理解與支持，這有助于自我效能感的積累，在必要時(shí)給予經(jīng)濟(jì)支持，這樣，在很大程度上保證了創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的順利進(jìn)行。家庭也應(yīng)為潛在的創(chuàng)業(yè)者提供鼓勵(lì)嘗試、允許失敗的寬容氛圍，有助于舒緩對(duì)未來創(chuàng)業(yè)活動(dòng)所帶來的壓力感，也有助于增強(qiáng)創(chuàng)業(yè)的心理安全感，從而使新生代農(nóng)民有較強(qiáng)的動(dòng)機(jī)去創(chuàng)業(yè)。endprint

此外，家庭支持對(duì)心理資本有正向影響，同時(shí)心理資本對(duì)創(chuàng)業(yè)也有正向影響，因此，心理資本作為家庭支持與創(chuàng)業(yè)意向的中間變量起到中介作用。假設(shè)4：心理資本在家庭支持與創(chuàng)業(yè)意向之間起中介作用。

根據(jù)上述假設(shè)，形成本文的理論模型，如圖1所示。

研究設(shè)計(jì)

（一）研究樣本

本文所用數(shù)據(jù)主要來自于實(shí)地調(diào)研，調(diào)研時(shí)間為2013年9月-2013年11月，調(diào)查對(duì)象為新疆、內(nèi)蒙古兩個(gè)地區(qū)的新生代農(nóng)民，主要包括外地到新疆、內(nèi)蒙古打工的新生代農(nóng)民工和本土就業(yè)的新生代農(nóng)民。共發(fā)出問卷390份，回收問卷356份，剔除數(shù)據(jù)缺失問卷后，有效問卷308份，占總問卷的86.52%。

從個(gè)人特征來看，被調(diào)查對(duì)象中男性160人，占52.0%，女性148人，占48.1%。年齡普遍偏小，在24-27歲的居多，占總?cè)藬?shù)的46.8%。教育程度較高，大專以上學(xué)歷的有10.6%，高中學(xué)歷的有53%。從創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷來看，調(diào)研對(duì)象中有110人曾經(jīng)有過創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷，占35.7%，198人沒有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷，占64.3%。并有43.8%的父母在創(chuàng)業(yè)，56.2%的父母從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、打工等。

（二）測(cè)量工具

本文分別以新生代農(nóng)民的性別、年齡、教育程度、工作年限、父母創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷、自己創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷為控制變量，并采用了常擎（2008）所用的量表測(cè)量家庭支持，Luthans等人編制的PCQ問卷測(cè)量心理資本，Linan & chen（2006）的量表測(cè)量創(chuàng)業(yè)意向。并分別按照很不符合（賦值為1），不太符合（賦值為2），不確定（賦值為3），有些符合（賦值為4），非常符合（賦值為5）進(jìn)行賦值。主要采用SPSS19和Amos21進(jìn)行數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)分析。

實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

根據(jù)各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)統(tǒng)計(jì)分析得出：家庭支持與創(chuàng)業(yè)意向呈顯著的正相關(guān)關(guān)系（r為0.477，p<0.01），家庭支持與心理資本呈顯著的正相關(guān)關(guān)系（r分別為0.503，0.440，0.410，0.373，0.311，p<0.01），心理資本和創(chuàng)業(yè)意向呈顯著的正相關(guān)關(guān)系（r=0.663，p<0.01），初步驗(yàn)證了假設(shè)1、2、3，數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)符合研究預(yù)期。

（二）假設(shè)檢驗(yàn)

本文采用階層回歸分析法，通過比較不同模型對(duì)數(shù)據(jù)的擬合結(jié)果以及回歸系數(shù)變化來驗(yàn)證各個(gè)變量之間的關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

1.家庭支持對(duì)創(chuàng)業(yè)意向的影響。模型1、2以創(chuàng)業(yè)意向?yàn)橐蜃兞?，在加入前因變量后，回歸模型的R2從0.097增加到0.174（p<0.01），ΔR2為0.174，說明模型2比模型1的擬合效果好，自變量對(duì)因變量有預(yù)測(cè)力。家庭支持對(duì)創(chuàng)業(yè)意向的β值為0.432（p<0.01），說明家庭支持越高，新生代農(nóng)民就越有創(chuàng)業(yè)意向。

2.家庭支持對(duì)心理資本的影響。模型7、8以心理資本為因變量，在加入前因變量后，回歸模型的R2從0.111增加到0.314（p<0.01），ΔR2為0.203，說明模型8比模型7的擬合效果好，二者間的回歸系數(shù)β為0.466**，家庭支持對(duì)心理資本有顯著正向影響。

3.心理資本對(duì)創(chuàng)業(yè)意向的影響。模型3、4以創(chuàng)業(yè)意向?yàn)橐蜃兞?，在加入心理資本變量后，回歸模型的R2從0.097增加到0.461（p<0.01），ΔR2為0.364，二者間的回歸系數(shù)β為0.640**，說明了心理資本對(duì)創(chuàng)業(yè)意向有顯著正向影響。

4.中介變量分析。模型6加入心理資本變量后，回歸模型2的R2從0.271增加到0.483（p<0.01），ΔR2為0.212，說明模型6比模型2的擬合效果好，模型2中家庭支持對(duì)創(chuàng)業(yè)意向影響顯著，β值為0.432。當(dāng)同時(shí)考慮家庭支持與心理資本對(duì)創(chuàng)業(yè)意向的影響后，家庭支持對(duì)創(chuàng)業(yè)意向的影響變?。é轮禐?.172），但仍然顯著，說明心理資本在家庭支持與創(chuàng)業(yè)意向之間起部分中介作用，即家庭支持不僅能直接影響到新生代農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意向，而且通過心理資本影響新生代農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意向。

結(jié)論

本文以308名新生代農(nóng)民為樣本，采用驗(yàn)證性因子分析對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，用階層回歸分析家庭支持與新生代農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意向的關(guān)系，并探討了心理資本的中介作用機(jī)制。結(jié)果表明，家庭支持不僅可以直接影響新生代農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意向，而且還可通過提高新生代農(nóng)民心理資本而促進(jìn)創(chuàng)業(yè)意向的形成。然而本文發(fā)現(xiàn)心理資本的影響機(jī)制是部分中介，而非完全中介。這是因?yàn)?，家庭支持還可能通過物質(zhì)支持等其它外在因素影響創(chuàng)業(yè)意向。

調(diào)研過程中發(fā)現(xiàn)一個(gè)現(xiàn)象：新生代農(nóng)民均表示家庭支持是他們是否進(jìn)行創(chuàng)業(yè)的重要決定因素之一，這也驗(yàn)證了本文的假設(shè)，但是他們所謂的家庭支持主要指精神上的支持，例如：家人的關(guān)愛、鼓勵(lì)與理解等。物質(zhì)上的支持固然很重要，但不是決定性因素。

研究結(jié)果提示我們，家庭成員應(yīng)意識(shí)到他們對(duì)其他成員創(chuàng)業(yè)意向的影響，應(yīng)更加積極鼓勵(lì)潛在的創(chuàng)業(yè)者付諸于行動(dòng)，并對(duì)他們的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)給予理解與支持，這有助于自我效能感的積累，在必要時(shí)給予經(jīng)濟(jì)支持，這樣，在很大程度上保證了創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的順利進(jìn)行。家庭也應(yīng)為潛在的創(chuàng)業(yè)者提供鼓勵(lì)嘗試、允許失敗的寬容氛圍，有助于舒緩對(duì)未來創(chuàng)業(yè)活動(dòng)所帶來的壓力感，也有助于增強(qiáng)創(chuàng)業(yè)的心理安全感，從而使新生代農(nóng)民有較強(qiáng)的動(dòng)機(jī)去創(chuàng)業(yè)。endprint