基于因子分析的高校學生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素實證研究

王未卿 楊瑤

摘 要：通過對北京科技大學201個樣本數(shù)據(jù)進行因子分析，篩選出五個主因子，它們分別從個人素質(zhì)、個人教育、學校、家庭和社會維度對大學生創(chuàng)業(yè)傾向產(chǎn)生影響。結(jié)合主流創(chuàng)新理論，闡述了五個主因子對大學生雙創(chuàng)能力的影響路徑，并得出結(jié)論：個人對風險的承受能力是最重要影響因素，高校組織創(chuàng)業(yè)教育系列活動可以顯著激發(fā)大學生的創(chuàng)業(yè)意愿，政府應當在全社會范圍內(nèi)構(gòu)建支持創(chuàng)新、保護創(chuàng)新的制度體系，營造良好的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)氛圍。

關鍵詞：因子分析；創(chuàng)新理論；高校創(chuàng)業(yè)教育

一、引言

在2014年9月的夏季達沃斯論壇，李克強總理首次提出“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”。2015年3月，習近平總書記在十二屆全國人大三次會議上海代表團審議會議上強調(diào)，創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力。抓創(chuàng)新就是抓發(fā)展，謀創(chuàng)新就是謀未來。2017年2月，教育部頒布了新修訂的《普通高等學校學生管理規(guī)定》，健全了休學創(chuàng)業(yè)的彈性學制，并簡化了休學批準程序，為學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)提供制度支持。國家對創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動的支持已經(jīng)達到了前所未有的力度！

創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的基礎是人才。大學生群體擁有創(chuàng)新的思維、活躍的頭腦、強健的體魄和較高的科學文化素質(zhì)，具備成為創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)主力的潛力。高校對高層次創(chuàng)新人才的聚合與培養(yǎng)，對科學精神、人文精神的傳播與擴散，是其他組織或機構(gòu)所無法替代的。因此對高校而言，通過科學合理的統(tǒng)計分析方法，探討影響在校大學生創(chuàng)業(yè)傾向的主要因素，識別顯著性影響因素并加以有效利用，這對其調(diào)整創(chuàng)業(yè)教育目標，提升創(chuàng)業(yè)教育成效有著積極作用。北京科技大學作為“211工程”建設高校更是責無旁貸，理應肩負起歷史使命，在為國家培養(yǎng)創(chuàng)新型人才的道路上不斷探索。本文基于北京科技大學本科生數(shù)據(jù)得出的結(jié)論，亦可供同水平高校參考。

二、研究思路與方法

創(chuàng)新領域研究的先驅(qū)——熊彼特（1988）認為，創(chuàng)新素質(zhì)是指人在先天遺傳素質(zhì)基礎上后天通過環(huán)境影響和教育所獲得的穩(wěn)定的在創(chuàng)新活動中必備的基本心理品質(zhì)和特性。[1]創(chuàng)新是經(jīng)濟增長和發(fā)展的動力，沒有創(chuàng)新就沒有經(jīng)濟的發(fā)展。國內(nèi)田國強教授（2016）也提出，新常態(tài)下，中國經(jīng)濟的轉(zhuǎn)軌必須依靠由生產(chǎn)要素驅(qū)動到效率驅(qū)動再到創(chuàng)新驅(qū)動的轉(zhuǎn)變。[2]蔣開東等（2015）提出，提高大學生創(chuàng)業(yè)成功率需要建立以大學生創(chuàng)業(yè)為導向的高校協(xié)同機制，加強高校內(nèi)部的協(xié)同，促進高校與政府、企業(yè)等多主體的協(xié)同聯(lián)動。[3]劉志（2013）以創(chuàng)業(yè)意向作為大學生創(chuàng)業(yè)研究的切入點，提出建立創(chuàng)業(yè)意向結(jié)構(gòu)的國家框架、對學生進行內(nèi)外兼修的素質(zhì)培養(yǎng)與項目扶持、實施分類培養(yǎng)和個性化教育等三項提升大學生創(chuàng)業(yè)意向的實施策略。[4]意向是計劃行為唯一最佳預測指標[5]，用創(chuàng)業(yè)意向衡量大學生創(chuàng)業(yè)傾向具備合理性。

整體而言，國內(nèi)學者對創(chuàng)新的研究起步較晚，且多聚焦于理論研究，針對大學生群體展開實證研究的論文較少。陳君君等（2015）使用因子分析方法分析了安徽科技學院本科生的創(chuàng)業(yè)傾向，得出結(jié)論：創(chuàng)業(yè)傾向受個人特質(zhì)、知識技能、創(chuàng)業(yè)環(huán)境等多種因素影響。[6]但該文章因子分析過程較簡單，可能會忽略了因素間的相互作用。向瑩（2017）使用因子分析方法針對大學生創(chuàng)新素質(zhì)做了研究，得出結(jié)論：在影響大學生創(chuàng)新素質(zhì)因素中，“創(chuàng)新能力因子”、“創(chuàng)新知識和品質(zhì)因子”、“創(chuàng)新精神因子”和“創(chuàng)新思維因子”的重要性依次遞減。[7]該文章樣本僅為45份，問卷結(jié)果是否具有廣泛的有效性還需要進一步確認。

本文通過完善問卷設計，擴大樣本容量，細化因子分析步驟，避免了前人研究中的一些問題。首先，本課題組在大量查閱文獻和訪談專家之后，編制了《北京科技大學大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力調(diào)查問卷》，使用分層抽樣的方法，在全校本科生范圍以及近年部分畢業(yè)生中發(fā)放調(diào)查問卷，收集210份原始數(shù)據(jù)；之后使用SAS軟件對調(diào)查數(shù)據(jù)進行描述統(tǒng)計，初步感知樣本特征；接下來，本文使用因子分析模型，通過計量結(jié)果和圖形分析挑選出五個主成分，使用方差最大化變換進一步明晰主因子含義；最后，本文結(jié)合目前主流的創(chuàng)新理論，分析了五個主因子對大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力的影響路徑。研究結(jié)果可以為同水平高校大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的教育工作提供參考。

三、問卷調(diào)查與描述統(tǒng)計

本研究使用的問卷在相關研究的基礎上，結(jié)合北京科技大學東凌經(jīng)濟管理學院大學生創(chuàng)業(yè)指導中心老師和輔導員們的訪談成果，編制了《北京科技大學大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力調(diào)查問卷》。為了保證調(diào)查問卷的合理性，本課題組在正式投放問卷之前，進行了試調(diào)查，并根據(jù)調(diào)查中發(fā)現(xiàn)的問題對問卷進行了完善。同時，課題組對調(diào)查人員進行調(diào)查前培訓，確保調(diào)查人員足夠了解問卷，可以準確回答調(diào)查過程中被調(diào)查者的問題。

問卷調(diào)查于2017年10月-11月，在北京科技大學全體在校大學生和近年來的部分畢業(yè)生中展開。為了保證調(diào)查問卷填寫的有效性，針對在校學生的調(diào)研利用大學生集體上課的時間完成，當場解決被調(diào)查學生的疑問，并立刻回收問卷；針對近年畢業(yè)生的調(diào)研，則主要通過郵件完成。本次調(diào)查共發(fā)放調(diào)查問卷210份，有效回收201份，有效率95.71%。

本研究設計的調(diào)查問卷共12題，涉及樣本年齡、畢業(yè)年份、參與創(chuàng)業(yè)活動次數(shù)，以及樣本家庭收入水平等多維信息，調(diào)查問卷結(jié)果統(tǒng)計信息如表1。

觀察統(tǒng)計量可以發(fā)現(xiàn)，樣本中男女比例基本均衡，男生略大于女生，這符合北京科技大學工科學校的背景；樣本中本科生和碩士生占據(jù)了絕大部分，僅有少量的?？粕?；樣本內(nèi)學生的畢業(yè)時間集中在2016、2017年，說明樣本在調(diào)查時點上正處于求職或入職已滿一年階段；家庭年總收入超過15萬元的學生超過了半數(shù)，父母大多數(shù)為本科學歷。

在校期間，超過一半的同學至少參加過一次創(chuàng)業(yè)競賽，參加創(chuàng)業(yè)講座次數(shù)至少5次，參加創(chuàng)業(yè)課程課時數(shù)最少16次，這和北京科技大學重視大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)工作的態(tài)度密不可分。每年暑假北京科技大學創(chuàng)業(yè)中心和校團委都會針對大一新生聯(lián)合舉辦創(chuàng)業(yè)訓練營，極大地提高了創(chuàng)業(yè)教育活動的覆蓋率。

隨著雙創(chuàng)政策的落實，青年創(chuàng)業(yè)家數(shù)目逐步增加。根據(jù)樣本數(shù)據(jù)可知，大約1/3的學生認識5-10位創(chuàng)業(yè)者；樣本對自身風險偏好的估計均值為5.75，略高于中等水平（5.00）；樣本對自身創(chuàng)業(yè)知識了解程度的估計均值則遠遠小于中等水平（5.00），僅為2.11；被調(diào)查樣本的實習/兼職次數(shù)集中在2-4次，一定數(shù)目的兼職可以幫助在校學生積累社會經(jīng)驗，接觸真實的商業(yè)環(huán)境。

四、實證數(shù)據(jù)的因子分析

（一）適用性檢驗

計算結(jié)果表明：樣本檢驗得到的KMO值為0.654，樣本Bartlett 的球形度檢驗得到的Sig值約為0.000。其中，KMO的值屬于0到1之間，越接近1表示越適合做因子分析，樣本所得KMO超過0.5，可以認為適合構(gòu)建因子模型；樣本Bartlett 的球形度檢驗的原假設是：相關系數(shù)矩陣為單位陣，得到的Sig值表示接受原假設的概率，該概率約為0.000，這意味著應該拒絕原假設，即變量之間存在相關關系。

（二）提取主因子

表3分為三個部分，左側(cè)部分為初始特征值，中間部分為提取主因子結(jié)果，右側(cè)部分為旋轉(zhuǎn)后的主因子結(jié)果。本文按照一般提取數(shù)目指定在其所有特征值的方差累計貢獻率達80%以上的原則，提取了5個公因子。對于這個提取標準的合理性，本文選擇通過碎石圖來協(xié)助判斷。

碎石圖是衡量各個因子的重要程度的直觀方法，選取因子序號作為橫坐標，選取特征根大小作為縱坐標，將各因子按特征根大小排列。特征根較大的因子位于位置靠前的陡坡上，作用明顯；特征根較小的則位于后邊的平臺上，其影響較弱。通過對碎石圖的觀察，可以發(fā)現(xiàn)在第六主成分之后（包括第六主成分）特征值明顯降低，而且前5個公因子的解釋程度已經(jīng)滿足要求，所以結(jié)合前文的數(shù)值分析，有理由認為放棄第六主成分之后（包括第六主成分）的選擇是合理的。

（三）因子旋轉(zhuǎn)

因子分析的目的不僅是求出公因子，更主要的是知道每個公因子的實際意義，但是由簡單估計方法所求出的公因子解，初始因子載荷陣并不滿足“簡單結(jié)構(gòu)準則”，即各個公因子的典型代表變量不很突出，因而容易使公因子的意義含糊不清，不利于對因子進行解釋。為了使因子載荷矩陣中系數(shù)更加顯著，可以對初始因子載荷矩陣進行旋轉(zhuǎn)，使因子和原始變量的相關系數(shù)的絕對值向（0，1）區(qū)間的兩級分化，從而更容易判斷因子意義。

本文采用的旋轉(zhuǎn)方法是方差最大正交旋轉(zhuǎn)（Varimax），即使各因子仍然保持正交的狀態(tài)，但盡量使各因子的方差差異最大。旋轉(zhuǎn)后的結(jié)果如表5。

由表5可以看出，第一公因子在“在校期間學校舉辦的創(chuàng)業(yè)講座次數(shù)”、“在校期間學校舉辦的創(chuàng)業(yè)競賽次數(shù)”、“學校開設的與創(chuàng)業(yè)有關的課程數(shù)”有較大的載荷，主要從學校教育方面反映創(chuàng)業(yè)的情況，可以命名為“學校創(chuàng)業(yè)教育因子”；第二公因子在“個人風險偏好程度”、“個人對創(chuàng)業(yè)了解程度”上有較大的載荷，主要從個人的視角反映創(chuàng)業(yè)的情況，可以命名為“個人創(chuàng)業(yè)素質(zhì)因子”；第三公因子在“家庭年總收入”和“父母平均受教育年限”有較大的載荷，主要從家庭情況方面反映創(chuàng)業(yè)的情況，可以命名為“家庭背景因子”；第四公因子在“學歷”上有較大的因子載荷，可以命名為“個人學歷因子”；第五公因子在“了解到的周圍人創(chuàng)業(yè)人數(shù)”上有較大的因子載荷，可以命名為“周圍創(chuàng)業(yè)氛圍因子”。

與旋轉(zhuǎn)之前比，經(jīng)過旋轉(zhuǎn)之后的各公因子有了更明確的含義，用旋轉(zhuǎn)之后的公因子度量創(chuàng)業(yè)情況顯得更加科學，也更方便說明和應用。

（四）因子得分

通過以上分析處理得到各因子的得分，保存在數(shù)據(jù)文件中，將其命Fi（i=1，2，…，5）。計算各樣本點的綜合因子得分表達式為：

F=0.25260F1+0.15523F2+0.13296F3+0.12198F4+0.12188F5

（五）因子影響路徑分析

通過上述因子分析，已經(jīng)得到五個公因子，分別是：反映學校創(chuàng)業(yè)教育強度的 “學校創(chuàng)業(yè)教育因子”、反映個人創(chuàng)業(yè)基本素養(yǎng)的“個人創(chuàng)業(yè)素質(zhì)因子”、反映家庭支持力度的“家庭背景因子”、反映個人文化素質(zhì)水平的 “個人學歷因子”以及“周圍創(chuàng)業(yè)氛圍因子”。本研究在設計問卷過程中對問卷各項問題進行了分數(shù)賦值，賦值方法為：

（1）對于確定性選型問題，比如：在校期間參加創(chuàng)業(yè)競賽次數(shù)，按照A（0次）：25分，B（1次）：50分，C（2次）：75分，D（3次及以上）：100分進行賦值。

（2）對于非確定性選擇問題，比如：個人風險偏好程度，參與者可以在0-10的范圍內(nèi)選擇任意值來描述自身風險偏好程度。在賦分時，我們將所有樣本點排序，計算出每個樣本點的百分比排名，然后將第一名定義為100分，其他樣本點分數(shù)即為*100。

參與者做完問卷后可以獲得一個具體分數(shù)，區(qū)間為0-100分，本文用這一分數(shù)來代表被調(diào)查個體的創(chuàng)業(yè)意愿，分數(shù)越高代表創(chuàng)業(yè)意愿越高。下面使用普通最小二乘法，以“調(diào)查問卷得分”為被解釋變量，五個主因子為解釋變量（由因子分析的性質(zhì)可知，這五個主成分之間是完全不相關的），構(gòu)建線性回歸方程，計量結(jié)果如表6。

從表6中可以看出：

（1）高校創(chuàng)業(yè)教育在1%以內(nèi)顯著，與大學生創(chuàng)業(yè)意愿顯著正相關，這表明高校組織創(chuàng)業(yè)教育活動能夠明顯激發(fā)大學生的創(chuàng)業(yè)意愿。

（2）個人創(chuàng)業(yè)素質(zhì)在1%以內(nèi)顯著，與大學生創(chuàng)業(yè)意愿顯著正相關，并且通過系數(shù)可以判斷個人創(chuàng)業(yè)素質(zhì)是影響學生創(chuàng)業(yè)意愿的最主要因素。

（3）家庭背景在10%以內(nèi)顯著，與大學生創(chuàng)業(yè)意愿顯著負相關，負向影響較為明顯，這一因素不容忽視。

（4）個人學歷在1%以內(nèi)顯著，與大學生創(chuàng)業(yè)意愿顯著負相關，對大學生創(chuàng)業(yè)意愿起到了一定的抑制作用。

（5）周圍創(chuàng)業(yè)氛圍在5%以內(nèi)顯著，與大學生創(chuàng)業(yè)意愿顯著正相關?？梢?，周圍創(chuàng)業(yè)氛圍是影響大學生創(chuàng)業(yè)的積極因素。

綜上，高校創(chuàng)業(yè)教育、個人創(chuàng)業(yè)素質(zhì)、個人創(chuàng)業(yè)素質(zhì)對大學生的創(chuàng)業(yè)意愿有正向促進作用，而家庭背景和學歷則在不同程度上對大學生的創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生抑制作用。對于以上研究結(jié)果，下文試圖做出較為合理的解釋。

個人創(chuàng)業(yè)素質(zhì)與大學生創(chuàng)業(yè)意愿顯著正相關，并且個人創(chuàng)業(yè)素質(zhì)是影響學生創(chuàng)業(yè)意愿的最主要因素。就個人對創(chuàng)業(yè)知識了解程度而言，因為個體的差異性，學生對創(chuàng)業(yè)的了解程度差別很大，而互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展加大了這種差距。在互聯(lián)網(wǎng)時代，對于創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)具有更大熱情的學生更愿意去搜集創(chuàng)業(yè)信息，在獲取信息的過程中，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的熱情又繼續(xù)被激發(fā)，從而形成良性循環(huán)，信息在這里也顯示出了“馬太效應”，即新的信息繼續(xù)聚集到已有信息較多的人身邊，已有信息較少的人更難接觸到新的信息。因此高校在推廣創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)知識時，應當重點關注創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)知識較少的群體。

鼓勵大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的目的之一是為了培養(yǎng)一批優(yōu)秀的年輕企業(yè)家。根據(jù)創(chuàng)新理論之父熊彼特的觀點，企業(yè)家的價值在于創(chuàng)造性破壞市場，使市場出現(xiàn)不均衡，再從不均衡中套利獲得經(jīng)濟利潤。創(chuàng)造性的破壞來自于創(chuàng)新，而市場不均衡則來自于市場環(huán)境的不確定性。也就是說，如果忽略技術進步，那么只有在不確定性的市場環(huán)境中，企業(yè)家才能發(fā)揮作用，而且企業(yè)家一定是比常人能夠更好地把握市場不確定性的群體。所以創(chuàng)業(yè)天然是一種高風險的活動，對于風險偏好型的學生而言，創(chuàng)業(yè)會更有吸引力，對于風險厭惡型的學生而言，則一般相反。

高校創(chuàng)業(yè)教育與大學生創(chuàng)業(yè)意愿顯著正相關，這表明高校組織創(chuàng)業(yè)教育活動能夠明顯激發(fā)大學生的創(chuàng)業(yè)意愿。對于學生而言，課堂是接受和傳播知識最有效的途徑之一，通過開設與創(chuàng)業(yè)相關的課程，可以將創(chuàng)業(yè)基礎知識覆蓋到絕大多數(shù)學生。通過舉辦創(chuàng)業(yè)講座，可以讓感興趣的學生有機會接觸到業(yè)內(nèi)專業(yè)人士，了解專業(yè)前沿領域，未上過創(chuàng)業(yè)課程的學生也有機會參與其中，進一步覆蓋被課堂教育遺漏的學生群體。為了推動理論向?qū)嵺`的轉(zhuǎn)化，高校可以組織創(chuàng)業(yè)競賽，學生通過親身參與到創(chuàng)業(yè)項目的選擇、計劃書的寫作和項目的開展過程，可以對創(chuàng)業(yè)的細節(jié)有更為深刻的理解?？傮w來說，系統(tǒng)而豐富的高校創(chuàng)業(yè)教育對大學生創(chuàng)業(yè)意愿有明顯的促進作用。

周圍創(chuàng)業(yè)氛圍與大學生創(chuàng)業(yè)意愿顯著正相關。如果地方政府能夠補位創(chuàng)業(yè)政策制定者角色，擺正創(chuàng)業(yè)協(xié)調(diào)監(jiān)督者角色，做實創(chuàng)業(yè)服務者角色，那么將促進大學生投身創(chuàng)業(yè)活動，并提高創(chuàng)業(yè)成功率。另外，如果周圍人群中有創(chuàng)業(yè)的正面典型，榜樣作用會把創(chuàng)業(yè)氛圍對創(chuàng)業(yè)意愿的影響進一步放大。

家庭背景、個人學歷與大學生創(chuàng)業(yè)意愿顯著負相關。這一點可以做出這樣的解釋，對于來自收入較高的家庭的學生而言，就業(yè)渠道比較暢通，未來可預期的收入比較樂觀，如果選擇創(chuàng)業(yè)則將面臨較大的機會成本，不確定性也會增加，因此他們往往會更傾向于選擇較為穩(wěn)定的行業(yè)和工作；而家庭資本積累較小的大學生機會成本較小，他們更愿意承擔相對高風險來獲取高回報。同理，學歷較高的學生在畢業(yè)放棄高薪職位選擇創(chuàng)業(yè)的機會成本較高，故學歷較高的學生的創(chuàng)業(yè)意愿往往較低。

五、結(jié)論

本文使用課題組調(diào)查問卷的一手數(shù)據(jù)，完成了對北京科技大學201個樣本的分析研究，概括了樣本內(nèi)大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力的主要特征；篩選出了影響大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動的五個主因子；通過方差最大化變換，進一步明晰了五個主因子的內(nèi)涵，并使用最小二乘法對因子分析結(jié)果進行了驗證；最后結(jié)合主流創(chuàng)新理論，分析了五個主因子對大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力的影響路徑。

通過以上研究，針對高校創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育提出建議：第一，個人對風險的承受能力是大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動的最重要影響因素，風險承受能力較高的群體更傾向于選擇創(chuàng)業(yè)活動。高校開展創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育活動時，應當注意因勢利導，因材施教。第二，高校組織創(chuàng)業(yè)教育系列活動，包括創(chuàng)業(yè)課程、創(chuàng)業(yè)講座、創(chuàng)業(yè)比賽等，可以顯著激發(fā)大學生的創(chuàng)業(yè)意愿。在大數(shù)據(jù)時代，高校更應當加強“第二課堂”建設，著重培育學生自我學習和知識自我更新的能力。第三，周圍創(chuàng)業(yè)氛圍與大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)傾向顯著正相關。高?？梢栽谛@內(nèi)加強對創(chuàng)業(yè)典型的宣傳，多組織創(chuàng)業(yè)前輩和大學生的面對面交流活動，營造良好的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)氛圍。

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