創(chuàng)業(yè)教育對大學生創(chuàng)業(yè)意愿的作用機制實證研究

陳思琦

摘要：鼓勵大學生創(chuàng)業(yè)能加速技術創(chuàng)新和科技成果轉化，大學生群體的創(chuàng)業(yè)意愿可以通過創(chuàng)業(yè)教育來強化。目前國內關于創(chuàng)業(yè)教育的研究大多是定性分析，內涵界定和測量標準尚未達成共識，創(chuàng)業(yè)意愿的研究雖已有不少，但主要是基于微觀個體的單獨研究，且教育與意愿之間的關系尚未被厘清?；诖耍瑯嫿艘詣?chuàng)業(yè)自我效能為中介變量、創(chuàng)業(yè)意愿為因變量的關系模型，運用SPSS、AMOS和PROCESS軟件對問卷調查數(shù)據(jù)進行分析，進而研究創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿的作用機制。研究結果表明：創(chuàng)業(yè)教育可有效促進大學生創(chuàng)業(yè)意愿提升；在創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿的影響中，創(chuàng)業(yè)自我效能起部分中介作用。該結果有助于探索激勵大學生自主創(chuàng)業(yè)的教育方式，促進我國的經濟發(fā)展，緩解就業(yè)壓力。

關鍵詞：創(chuàng)業(yè)教育；創(chuàng)業(yè)意愿；創(chuàng)業(yè)自我效能

中圖分類號：F24

文獻標識碼：A

doi：10.19311/j.cnki.16723198.2017.09.037

1引言

推動經濟發(fā)展、緩解就業(yè)壓力的重要途徑就是鼓勵大學生自主創(chuàng)業(yè)。在過去的幾十年里，創(chuàng)業(yè)已成為一個重要的經濟和社會問題以及世界各地經常研究的主題（Fayolle & Gailly，2008）。在美國，其中一個經濟發(fā)展的主要動力就是創(chuàng)業(yè)型經濟，同時也是就業(yè)政策成功的核心（Peter Ferdinand Drucker）。國內外學者對創(chuàng)業(yè)相關領域進行了長期且深入的研究，認為創(chuàng)業(yè)是一種有目的、有計劃的行為，其已成為經濟效益提高、市場創(chuàng)新、新就業(yè)機會創(chuàng)造和就業(yè)水平提高的一種重要方式（Shane & Venkataraman，2000）。

創(chuàng)業(yè)意愿可以幫助我們更好地預測創(chuàng)業(yè)行為，所以學者們偏愛于研究創(chuàng)業(yè)意愿，且把對創(chuàng)業(yè)意愿及其影響因素作為創(chuàng)業(yè)領域的研究重點（Krueger et al.，2000）。創(chuàng)業(yè)教育是通過向個體提供識別易被忽視的機會的概念和技能，從而使個體的洞察力更加敏銳，最終以有自尊的行動來展現(xiàn)的教育（McIntyre & Toulouse，1999）。為了適應快速變革的時代，應該激發(fā)青少年的創(chuàng)業(yè)激情，并且加強其創(chuàng)業(yè)技能的培養(yǎng)，從而增強其創(chuàng)業(yè)風險的應對能力（Izedonmi，2010）。創(chuàng)業(yè)事件模型（SEE）指出創(chuàng)業(yè)意愿的前因變量是感知期望、感知可行性和行為傾向，感知可行性的前因變量是自我效能（Shapero & Sokol，1982）。在對大學生創(chuàng)業(yè)教育進行測量時，主要關注教育氛圍、創(chuàng)業(yè)相關課程和活動的開展等方面（Franke & Lüthje，2004；Fayolle & Klandt，2006）?？偟目磥?，大多數(shù)創(chuàng)業(yè)課程旨在教學生將理論付諸實踐并更好地了解創(chuàng)業(yè)精神（Meyer，2011）、獲得自信和動力、變得積極主動、具有創(chuàng)造性的方法，并且學會如何在團隊中工作，以建立自己的商業(yè)投資（Sánchez，2013）。影響創(chuàng)業(yè)意愿的重要因素之一是創(chuàng)業(yè)教育，根據(jù)麥可思研究院發(fā)布的《2016年中國大學生就業(yè)報告》，可知2015屆的大學生“自主創(chuàng)業(yè)”比例（3%）與2014屆、2013屆相比有所提升。因此，創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿的作用機制值得開展深入的研究。

關于本文探究的問題，已有的研究尚存在局限。第一，以往學者對創(chuàng)業(yè)教育問題的研究大多數(shù)都是定性研究，在此基礎上分析創(chuàng)業(yè)教育現(xiàn)狀、研究意義以及創(chuàng)業(yè)教育體系的構建，較少用到定量分析的方法，實證研究也極為罕見，對創(chuàng)業(yè)教育的內涵界定和測量標準尚未達成共識。第二，對大學生創(chuàng)業(yè)意愿的測度無法合理反映其真實意愿。僅通過其主觀判斷，而非客觀行為來反映創(chuàng)業(yè)意愿。第三，先前有不少“創(chuàng)業(yè)意愿影響因素”的研究，但以創(chuàng)業(yè)教育為前因變量的研究較少，相關實證研究還較匱乏，尤其是以大學生個體為對象的。

基于以上分析，本文在研究創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)自我效能、創(chuàng)業(yè)意愿三者的關系的基礎上，假設在創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿的促進作用中，創(chuàng)業(yè)自我效能有中介效應。通過調查，收集到154份有效問卷，運用創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿的關系模型，進行實證研究。此次研究以大學生為對象，結果拓展了創(chuàng)業(yè)意愿研究的內容，證明了提升大學生的創(chuàng)業(yè)意愿，可以通過加強創(chuàng)業(yè)教育和增強創(chuàng)業(yè)自我效能來實現(xiàn)。為高校開展創(chuàng)業(yè)教育提供了理論指導和實踐支撐，為促進經濟繁榮，緩解就業(yè)壓力貢獻力量。

2文獻回顧與研究假設

2.1創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿

通過大多數(shù)實證研究，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)教育是培養(yǎng)創(chuàng)業(yè)態(tài)度、創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)能力的關鍵設備之一（Falkang & Alberti，2000；Harris & Gibson，2008；Henry，Hill & Leitch，2005；KuratKo，2005；Martin，McNally & Kay，2013；Mitra & Matlay，2004）。大多數(shù)關于創(chuàng)業(yè)教育對大學生創(chuàng)業(yè)意愿的作用機制的實證研究表明，創(chuàng)業(yè)教育對大學生創(chuàng)業(yè)意愿有促進作用，通過創(chuàng)業(yè)教育可以提高學生成為一名企業(yè)家的意愿，并且將成為具備相關技能的準企業(yè)家（Lorz，Mueller & Volery，2013），即創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿和行為產生積極的影響（Liao & Gartner，2007）。運用主成分回歸方法，得出高校創(chuàng)業(yè)教育在1%以內顯著，與大學生創(chuàng)業(yè)意愿顯著正相關（蔡穎&趙寧，2014），在接受創(chuàng)業(yè)教育之后，大學生更易于承擔風險且所做出的決策更有利于自身（Cluoes）。

從創(chuàng)業(yè)教育內容的視角構建影響我國大學生創(chuàng)業(yè)意愿因素模型（郭洪&毛雨，2009）。以創(chuàng)業(yè)教育為自變量，創(chuàng)業(yè)意愿為因變量，創(chuàng)業(yè)知識、創(chuàng)業(yè)能力和創(chuàng)業(yè)心理品質為中介變量的相關研究表明，創(chuàng)業(yè)教育可以提升大學生的創(chuàng)業(yè)知識、創(chuàng)業(yè)能力和創(chuàng)業(yè)心理品質，進而形成創(chuàng)業(yè)意愿（沈棟葎，2013）。通過元分析的方法，表明創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿之間存在較弱的正相關關系（Bae et al.，2014）。

因此，提出了如下假設：

H1：創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿有正向影響。

2.2創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)自我效能

創(chuàng)業(yè)意愿轉化為創(chuàng)業(yè)行動的可能性可以通過創(chuàng)業(yè)自我效能預測（Boyd et al.，1994）。有針對性的教育可以改變自我效能（Hollenbeck & Hall，2004），即自我效能并非穩(wěn)定不變的，人們可以通過親身體驗、聽取說服性的建議（Gist & Mitchell，1992）以及觀察榜樣的行為（Wood & Bandura，1989），對比和評價自我行為，意識到自己需要通過怎樣的努力，具備什么樣的技能和能力，才能達到同樣的成就（Gist & Mitchell，1992）。

潛在創(chuàng)業(yè)者在接受創(chuàng)業(yè)教育之后，其內在知識體系和創(chuàng)業(yè)能力得以增強，還能使其創(chuàng)業(yè)激情得以激發(fā)，即通過接受創(chuàng)業(yè)教育，創(chuàng)業(yè)者的素質得到提升、創(chuàng)業(yè)相關知識得到豐富，同時能夠掌握技能（Henry，Hill & Leitch，2003）。在創(chuàng)業(yè)課程中使用不同的授課形式和教學方法會影響創(chuàng)業(yè)自我效能的發(fā)展水平（Stumpf，1991），學生對創(chuàng)業(yè)現(xiàn)狀的認知和自我效能可以通過合理的創(chuàng)業(yè)教育得到增強（Wilson，Kickul & Marlino，2007）。關于創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)自我效能之間的關系，對學生接受創(chuàng)業(yè)教育前后進行對比，發(fā)現(xiàn)在接受創(chuàng)業(yè)教育之后其創(chuàng)業(yè)自我效能提高顯著（Cox，Mueller & Moss，2002），即創(chuàng)業(yè)教育促進創(chuàng)業(yè)自我效能的提升（Baughn，Cao，Le，Lim & Neupert，2006；Florin，Karri & Rossiter，2007；Kilenthong，Hills & Monllor，2008）。

從已有研究可以看出，個體創(chuàng)業(yè)自我效能存在差別的原因，可能是接受的創(chuàng)業(yè)教育水平不一致，創(chuàng)業(yè)自我效能可以顯著預測個體的創(chuàng)業(yè)意愿（Chen et al.，1998）。因此，提出了如下假設：

H2：創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)自我效能有正向作用。

2.3創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)意愿

個體的自我效能影響其行為，個體的情感狀態(tài)和行為受到自我效能的顯著影響（Markham，Balkin & Baron，2002），即個體行為的關鍵變量是自我效能（Bandura，1989）。研究發(fā)現(xiàn)自我效能對兒童職業(yè)愿望有很強的預測作用（Bandura，Barbaranelli，Caprara & Pastorelli，2001），深入研究發(fā)現(xiàn)自我效能對職業(yè)范圍的選擇、職業(yè)興趣等有預測作用（Markham，Balkin & Baron，2002）。

隨著創(chuàng)業(yè)變得越來越重要，關于創(chuàng)業(yè)自我效能和創(chuàng)業(yè)行為之間關系的研究不斷深入。由于創(chuàng)業(yè)者面臨復雜多變的任務，在創(chuàng)業(yè)意愿的形成過程中，創(chuàng)業(yè)自我效能有著關鍵作用，且是創(chuàng)業(yè)意愿和行為預測的關鍵變量（Boyd & Vozikis，1994），進一步推斷，個體的創(chuàng)業(yè)自我效能越高，創(chuàng)業(yè)成功的信心越強（Zhao，Seibert & Hills，2005）。實證研究表明，創(chuàng)業(yè)意愿能夠通過創(chuàng)業(yè)自我效能得到較準確的預測作用，例如，具有高創(chuàng)業(yè)自我效能的個體更傾向于成為創(chuàng)業(yè)者（Shaver，Gatewood & Gartner，1991），即創(chuàng)業(yè)自我效能對創(chuàng)業(yè)意愿有正相關關系（Chen，Greene & Crick，1998；湯明，2009）。檢驗父母角色對學生創(chuàng)業(yè)選擇的影響時，其中一個測量學生創(chuàng)業(yè)偏好的指標是創(chuàng)業(yè)效能（Scherer et al.，1989）。因此，將父母角色作為在創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)意愿之間加入父母角色作為調節(jié)變量。

因此，提出了如下假設：

H3：創(chuàng)業(yè)自我效能對創(chuàng)業(yè)意愿的有正向作用。

2.4創(chuàng)業(yè)自我效能的中介作用

創(chuàng)業(yè)自我效能是指個體認為自己能夠成功完成各種創(chuàng)業(yè)角色的扮演和各項創(chuàng)業(yè)任務的強度（Boyd et al.，1994）。以往關于個人特質、機會識別、創(chuàng)業(yè)態(tài)度等與創(chuàng)業(yè)意愿的關系的研究中將創(chuàng)業(yè)自我效能作為中介變量（Phan，2002；Kolvereid，2006；曹興&湯勇，2012）。在企業(yè)家能力與績效關系之間體現(xiàn)了創(chuàng)業(yè)自我效能的中介作用（張瑾，2009），創(chuàng)業(yè)自我效能在創(chuàng)業(yè)風險控制與新創(chuàng)企業(yè)成長之間有中介效應（Prabhu et al.，2012）。創(chuàng)業(yè)自我效能取決于個體的受教育水平，同時創(chuàng)業(yè)意愿可以通過創(chuàng)業(yè)自我效能得到顯著預測（Chen，1998），即可以推出創(chuàng)業(yè)自我效能在創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意向之間可能作為中介變量。但是，卻僅有少量學者研究創(chuàng)業(yè)自我效能作為中介變量在其他變量與創(chuàng)業(yè)意愿、創(chuàng)業(yè)行為關系中的作用（Zhao，Seibert & Hills，2005）。因此，本文提出了如下假設：

H4：創(chuàng)業(yè)自我效能在創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿之間有中介效應。

基于已有模型，本文構建了如下研究模型（見圖1）。

基于本文的研究模型，采納溫忠麟、侯杰泰等人（2004）的建議，在各變量都已經中心化的前提下，參照如圖所示的程序，關于中介效應，運用層次回歸方法進行檢驗（Baron & Kenny，1986；溫忠麟&葉寶娟，2014），自變量用X表示，因變量用Y表示，中介變量用Z表示。具體步驟如下：第一，研究創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿之間關系時，運用回歸分析的方法；第二，研究創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)自我效能之間關系時，運用回歸分析的方法；第三，研究創(chuàng)業(yè)自我效能和創(chuàng)業(yè)意愿之間關系時，運用回歸分析的方法；最后，把創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)自我效能看作一個整體，作為新的自變量，把創(chuàng)業(yè)意愿作為因變量，運用回歸分析的方法。根據(jù)以下步驟進一步研究。

2.4.1樣本收集

以大學生為研究對象，通過網(wǎng)絡與實地方式相結合，開展問卷調查，共收集到24個省份大學生的調查結果。利用實地調研的方式，對吉林大學的部分大學生進行預調研，反復修正題項形成最終問卷。在調研過程中，采取匿名的方式確保問卷的機密性和真實性。通過調研收集到187份問卷，剔除無效的33份問卷，最終有154份有效問卷，問卷有效回收率達82.3%。對樣本首先進行了描述性統(tǒng)計，結果如表1。結果顯示，大學生的年齡相對集中于20-23歲，具有思維比較活躍，對新知識、新思想的接收欲望較強的特點?；诖?，創(chuàng)業(yè)教育對其創(chuàng)業(yè)意愿可能具有更顯著的促進效果。

2.4.2變量測量

為了確保測量的信度和效度，本文采用國內外較為成熟的量表。創(chuàng)業(yè)教育量表采用Franke & Lüthje（2004）和Fayolle & Klandt（2006）的研究，包括10個題項，如“我所在學校擁有濃厚的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)氛圍”、“我所在學校的創(chuàng)造性氛圍啟發(fā)學生的創(chuàng)業(yè)想法”等，該量表的Cronbachs 值為0.945。主要采用丁明磊（2008）調試修訂后的De Noble的ESE量表來測量創(chuàng)業(yè)自我效能，題項共12個，如“我喜歡開發(fā)出商業(yè)計劃，展示給可能的投資者”、“我偏好于改進現(xiàn)有產品或服務”等，[JP2]該量表分別從管理、領導和堅持三個方面測量了創(chuàng)業(yè)自我效能，該量表的Cronbachs值分別為0.838、0912和0.810。創(chuàng)業(yè)意愿量表主要借鑒Brenner[JP]（1991）& Davidsson（1995）開發(fā)的，包括5個題項，如“我認為我將來會創(chuàng)[JP+1]辦自己的事業(yè)”、“如果給我機會和自由決定的權利，我會選擇創(chuàng)業(yè)”等，該量表的Cronbachs值為0.880。對所有題項采用Likert 5點計分法進行測量，其中1表示“完全不符合”，5表示“非常符合”，接受調查者根據(jù)自己實際狀況做出評價。通過已有研究可知，創(chuàng)業(yè)意愿受到性別、年齡和受教育程度的顯著影響（Martin et al.，2012），因此，為降低系統(tǒng)偏差的影響，本文把以上三個因素作為控制變量。本文根據(jù)Cronbachs值，來分析量表的信度，利用SPSS24.0進行信度檢驗，結果如表2所示。所有構念的Cronbachs值都大于0.7，并且Cronbachs值，不能通過刪除任何一個題項來顯著提高；大多數(shù)KMO值大于0.7。研究結果顯示，該量表的信度整體表現(xiàn)較高水平，且內部一致性較好。

為確保問卷的準確性，本文將國內外較為成熟的量表作為測量工具，并且通過開展預調研，反復修正題項。對樣本運用SPSS24.0進行因子分析，通過表3的結果，可知各變量的AVE均大于0.5，所有因子載荷大于0.7，因此變量具有較好的聚合效度。對變量運用AMOS24.0進行驗證性因子分析，從而對創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)自我效能、創(chuàng)業(yè)意愿的判別效度進行檢驗。根據(jù)表3的分析結果可知，本文模型有較好的擬合度（β=2746，RMSEA=0107），因此模型的判別效度較好。

2.4.3共同方法偏差檢驗

雖然通過預調研對題項進行了反復修正，且數(shù)據(jù)來源和測量環(huán)境具有同一性，但問卷仍然有存在共同方法偏差的可能。因此，采用Harman單因素檢驗的方法，研究共同方法偏差的問題。

2.4.4假設檢驗

（1）變量的相關分析。

表3的結果表明：創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)自我效能、創(chuàng)業(yè)意愿的相關系，基于結果可推出性別（β=-0.103）、年齡（β=-0.182）與創(chuàng)業(yè)教育有負相關關系。此外，創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)自我效能和創(chuàng)業(yè)意愿各變量之間的正向相關關系顯著，仍需通過回歸分析和檢驗來明確變量間的相關程度。

（2）回歸分析。

本文構建了4個回歸模型來檢驗假設，將控制變量性別、年齡、受教育程度和父母角色加入回歸分析中。根據(jù)表4中Mode1的結果，24.8%的創(chuàng)業(yè)意愿變異能被創(chuàng)業(yè)教育有效解釋，創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿存在顯著正相關關系（β=0.506，p<0.01），假設H1成立。

表5中Model4顯示了創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)自我效能影響的檢驗結果，46.1%的創(chuàng)業(yè)自我效能變異能被創(chuàng)業(yè)教育解釋，創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)自我效能顯著正向相關（β=0.693，p<0.01），假設H2成立。

表4中Model2表明了創(chuàng)業(yè)意愿受創(chuàng)業(yè)自我效能影響的檢驗結果，說明創(chuàng)業(yè)自我效能（β=0.469，p<001）對創(chuàng)業(yè)意愿的正向影響顯著，即假設H3成立。

表4顯示了本文的中介效應結果，Model3把創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)自我效能作為一個研究整體，設為自變量，以創(chuàng)業(yè)意愿為因變量，進行回歸分析，結果顯示創(chuàng)業(yè)教育仍有顯著正向作用，但回歸系數(shù)由0.506降低到0328。因此，影響效果減弱，表明在創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿之間，創(chuàng)業(yè)自我效能有部分中介效應，故假設H4成立。

（3）調節(jié)變量檢驗。

運用Process軟件以Bootstrap方法對調節(jié)變量父母角色進行檢測，結果顯示檢驗通過（BootLLCI=01443，BootULCI=0558（4）即父母角色在創(chuàng)業(yè)自我效能和創(chuàng)業(yè)意愿之間起調節(jié)作用，說明父母有創(chuàng)業(yè)經歷，其孩子的創(chuàng)業(yè)意愿較強。

3結論與討論

根據(jù)本文構建的創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿關系研究模型，以及對24個省大學生的問卷調查的分析與檢驗結果。進行實證分析，得到如下結論。

第一，創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿有顯著的正向。根據(jù)回歸分析結果，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿有顯著的正向促進作用，這與Souitaris，Zerbinati & Al-Laham（2007）的研究結果一致。

第二，創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)自我效能有顯著的正向作用，這一結果與Cox，Mueller & Moss（2002）關于創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)自我效能關系的研究結果一致，即為了引導個體樹立挑戰(zhàn)目標，增強解決問題的創(chuàng)造力和提升創(chuàng)業(yè)自我效能，可以通過提供創(chuàng)業(yè)教育的機會使其實現(xiàn)。

第三，創(chuàng)業(yè)自我效能對創(chuàng)業(yè)意愿的正向影響顯著。結果表明創(chuàng)業(yè)意愿可以通過有創(chuàng)業(yè)自我效能得到較好地預測，這驗證了Shaver，Gatewood & Gartner（1991）分析。個體實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)目標的信念會受到其對自身能力和資源評價的影響，從而使其創(chuàng)業(yè)意愿受到影響。

第四，在創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿之間，創(chuàng)業(yè)自我效能具有部分中介效應，據(jù)此可以解析創(chuàng)業(yè)教育對大學生創(chuàng)業(yè)意愿的作用機制。創(chuàng)業(yè)教育可提升大學生認知自身的能力和創(chuàng)業(yè)自信心，進而促進其創(chuàng)業(yè)意愿的形成。創(chuàng)業(yè)教育主要是引導大學生形成積極地搜尋和分析各種信息，以及對資源合理利用的能力，培養(yǎng)積極的創(chuàng)業(yè)態(tài)度，進而提升創(chuàng)業(yè)意愿。

4研究意義與未來展望

本文的研究結果具有實際意義。第一，從創(chuàng)業(yè)教育的視角，把大學生作為對象，研究了創(chuàng)業(yè)自我效能在創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿關系中的中介效應。與創(chuàng)業(yè)意愿相關的已有實證研究，多集中于研究個體因素對創(chuàng)業(yè)意愿的影響，也有學者從環(huán)境變量的角度來研究（Garavan & O'Cinneide，1994）。本文從個體因素與環(huán)境變量這兩個角度同時研究。第二，在研究創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)意愿的關系時，以父母角色為調節(jié)變量展開研究，豐富了其關系的作用機制研究。關于父母角色在創(chuàng)業(yè)自我效能和創(chuàng)業(yè)意愿之間的調節(jié)作用說法是不一致的，以往多數(shù)研究結果顯示父母是否創(chuàng)業(yè)對子女是否選擇創(chuàng)業(yè)有顯著影響，另有研究顯示父母是否創(chuàng)業(yè)對學生創(chuàng)業(yè)意愿的影響作用不明顯（毛雨，2008）。第三，本文為了保證研究結果更可信，利用過去的行為來測度未來創(chuàng)業(yè)意愿。本文在選擇創(chuàng)業(yè)意愿的測度量表時盡可能避免受訪者根據(jù)主觀判斷未來創(chuàng)業(yè)意愿，主要通過其客觀行為反映。

本文的大學生作為研究對象，從創(chuàng)業(yè)教育的視角，構建了創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿的關系模型，并對四個假設運用實證進行檢驗，為研究創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿的作用機制提供了實證支持，豐富了以大學生為對象的研究。因此，本文的研究結論對于開展合理的創(chuàng)業(yè)教育和鼓勵其自主創(chuàng)業(yè)，具有以下建設性建議。第一，注重培養(yǎng)積極的創(chuàng)業(yè)意愿。國內關于創(chuàng)業(yè)教育的開展，應該借鑒美國成熟和完善的創(chuàng)業(yè)教育，即對學生就業(yè)觀念的轉變和創(chuàng)業(yè)教育有關內容的體驗應給予重視，提高創(chuàng)業(yè)教育組織的活躍度，并且吸納社會部分資金對大學生創(chuàng)業(yè)給予支持。第二，教學模式合理改革。以實踐和理論結合為原則，進行高校創(chuàng)業(yè)教育課程體系建設，把培養(yǎng)符合需求和具有真正創(chuàng)業(yè)技能的大學生作為創(chuàng)業(yè)教育體系建設的根本出發(fā)點和落腳點。建設創(chuàng)業(yè)教育課程體系，圍繞完善課程內容、探索教學方法、建設師資力量的內容，從而完善學科體系；將創(chuàng)業(yè)理論與實踐結合，開設具有較強實戰(zhàn)性的創(chuàng)業(yè)培訓項目、沙盤模擬、企業(yè)決策模擬等，注重創(chuàng)業(yè)過程的還原，同時高校應為學生提供到企業(yè)、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)基地參訪的機會，實地感受企業(yè)的運營。第三，積極開展校園創(chuàng)業(yè)活動。在校園舉辦創(chuàng)業(yè)大賽，并且邀請成功創(chuàng)業(yè)者開展講座，分享成功的創(chuàng)業(yè)經驗。

為將創(chuàng)業(yè)教育轉化為創(chuàng)業(yè)行為，踐行“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的國家戰(zhàn)略。社會、高校、大學生、政府應共同努力，政府要給予金融支持、不斷完善知識產權保護等，為大學生營造良好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境，對大學生自主創(chuàng)業(yè)應給予積極鼓勵和支持。

本文從創(chuàng)業(yè)教育角度，開展提升大學生創(chuàng)業(yè)意愿的研究雖具有實質意義，但仍存在一定的局限性，需要在后續(xù)研究中不斷完善。首先，在對創(chuàng)業(yè)自我效能的中介效應進行分析時時，未將其進行維度劃分。未來研究中，可以將創(chuàng)業(yè)自我效能進行多個維度的劃分，探究每個維度以及不同維度相互作用對創(chuàng)業(yè)意愿的影響，如將創(chuàng)業(yè)自我效能劃分為管理、領導以及堅持等維度。其次，本文僅把創(chuàng)業(yè)自我效能作為創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿之間的中介變量，在未來的研究中，應不斷探索創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿之間的中介變量，如創(chuàng)業(yè)風險感知等，不斷完善大學生創(chuàng)業(yè)意愿的相關研究。最后，研究樣本量的選擇上，雖所選樣本來源廣泛，但是數(shù)量較少，應增加所測樣本的數(shù)量，并對創(chuàng)業(yè)活躍地區(qū)和欠活躍地區(qū)進行對比研究。

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