閩臺大學生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素比較研究

施生旭　姚翠嵐

摘要：文章基于TPB模型理論，以閩臺十所高校大學生1174份調(diào)查數(shù)據(jù)為例，結(jié)合結(jié)構(gòu)方程模型對閩臺高校大學生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素進行比較分析。結(jié)果顯示：大學生創(chuàng)業(yè)行為的主觀規(guī)范、知覺行為控制、創(chuàng)業(yè)態(tài)度兩兩之間均存在顯著正相關(guān)關(guān)系；大學生創(chuàng)業(yè)行為的知覺行為控制直接對創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生顯著影響；大學生創(chuàng)業(yè)行為的主觀規(guī)范與創(chuàng)業(yè)態(tài)度通過影響大學生創(chuàng)業(yè)的知覺行為控制間接對創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生影響；福建省大學生創(chuàng)業(yè)行為的主觀規(guī)范、行為態(tài)度、知覺行為控制與創(chuàng)業(yè)意愿之間影響的相關(guān)程度超過臺灣高校創(chuàng)業(yè)行為。

關(guān)鍵詞：創(chuàng)業(yè)意愿；影響因素；TPB模型；結(jié)構(gòu)方程模型；福建省

“十三五”期間，每年高校應屆畢業(yè)生數(shù)量規(guī)模將維持在750多萬，龐大的畢業(yè)生規(guī)模對高校畢業(yè)生的就業(yè)問題產(chǎn)生巨大影響。同時，國家出臺一系列促進大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的相關(guān)政策，支持與鼓勵高校大學生自主創(chuàng)業(yè)，為大學生自主創(chuàng)業(yè)提供了一個良好的發(fā)展契機，以此帶動與促進大學生就業(yè)。在“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”的浪潮中，大學生創(chuàng)業(yè)成為大學生一個重要的職業(yè)選擇。然而，并不是每個大學生都積極融入到自主創(chuàng)業(yè)，也不是每個大學生的自主創(chuàng)業(yè)都取得成功。臺灣高校在開展大學生創(chuàng)業(yè)輔導與服務方面具有較好的經(jīng)驗，尤其是各個高校的育成中心發(fā)揮了重要的作用。新時期，對閩臺高校大學生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素進行比較分析，借鑒臺灣地區(qū)高校創(chuàng)業(yè)就業(yè)輔導的經(jīng)驗，為開展大學生創(chuàng)業(yè)教育與服務，提高大學生創(chuàng)業(yè)參與、創(chuàng)業(yè)引導及培養(yǎng)等具有重要的理論價值與現(xiàn)實意義。

一、問題提出與理論假設

現(xiàn)今，我國相關(guān)學者對大學生創(chuàng)業(yè)行為進行了廣泛的調(diào)查與分析。以“創(chuàng)業(yè)行為”作為關(guān)鍵詞，根據(jù)中國知網(wǎng)核心期刊及以上數(shù)據(jù)庫查詢，從2010年以來，就有435篇相關(guān)文獻，每年大約有60多篇相關(guān)論文。如杜躍平等（2016）認為，大學生的背景差異影響創(chuàng)業(yè)行為，對創(chuàng)業(yè)環(huán)境的認知與創(chuàng)業(yè)態(tài)度、傾向存在正相關(guān)關(guān)系[1]；周勇與鳳啟龍（2015）基于創(chuàng)業(yè)動機異質(zhì)性特征，對大學生不同創(chuàng)業(yè)模式的影響因素進行調(diào)查分析[2]；周憲與胡中鋒（2015）以廣州市九所高校的大學生作為研究對象，對大學生創(chuàng)業(yè)意向影響因素進行實證研究[3]；孫春玲等（2015）對大學生創(chuàng)新能力、創(chuàng)新自我效能感與自主創(chuàng)業(yè)行為的關(guān)系進行了探討，認為三者之間存在正向影響關(guān)系[4]；李海壘與張文新（2015）基于主動性人格量表進行調(diào)查分析，認為大學生的主動性與創(chuàng)業(yè)目標意向、創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向水平具有高度正相關(guān)[5]；邴浩等（2015）認為，創(chuàng)業(yè)行為及意愿都受到交叉行業(yè)背景與鄰居創(chuàng)業(yè)等因素的影響[6]；孫躍等（2011）認為大學生成就動機與創(chuàng)業(yè)態(tài)度、創(chuàng)業(yè)意愿存在高度正相關(guān)[7]；李聞一（2014）認為創(chuàng)業(yè)伙伴、創(chuàng)業(yè)沙龍學生組織等因素對大學生創(chuàng)業(yè)行為及成功具有顯著影響作用[8]。通過對已有文獻的閱讀與整理可以發(fā)現(xiàn)，學者主要從大學生心理相關(guān)因素角度出發(fā)，通過對相關(guān)高校大學生數(shù)據(jù)調(diào)查或?qū)嵉卦L談等，采用主成分分析法、Logistic回歸分析法等對大學生創(chuàng)業(yè)行為、意愿與態(tài)度、環(huán)境等進行分析；而基于計劃行為理論（TPB）和采取結(jié)構(gòu)方程模型對高校大學生創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素進行的分析較少。在國外，計劃行為理論（TPB）已被廣泛應用于學生創(chuàng)業(yè)等各種行為領(lǐng)域的研究，但在國內(nèi)，基于TPB模型對大學生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素的研究尚且處于探索階段。

（一）TPB模型

計劃行為理論（Theory of Planned Behavior，TPB）是個體在非個人意志可以控制背景下，對社會認識的理論模型，用來解釋人類在社會活動中體現(xiàn)的心理行為。行為計劃中的行為信念、規(guī)范信念、控制信念分別產(chǎn)生行為態(tài)度（attitude towards behavior）、主觀規(guī)范（subjective norms）與知覺行為控制（perceived behavioral control），并且行為意愿受到行為態(tài)度、主觀規(guī)范與知覺行為控制等三個主要因素的影響，最終產(chǎn)生實際行為（如圖1）。計劃行為理論認為，人的行為模式受到三項內(nèi)在因素的影響，即主觀規(guī)范、知覺行為控制以及行為態(tài)度。[9]大學生創(chuàng)業(yè)行為是一種有目的的行為，它受到創(chuàng)業(yè)行為意愿、主觀規(guī)范與知覺行為控制三方面的影響，利用計劃行為理論解釋大學生的創(chuàng)業(yè)行為，具有較強的解釋性和適用性。

（二）相關(guān)假設

主觀規(guī)范指個體感受到的社會壓力，即影響個體決策行為的客觀因素對個體行為決策的期望，它包含了兩層涵義：一是對個體行為起到重要影響的人，對個體的行為產(chǎn)生某種期望；二是對個體行為起到重要影響的人，對個體的觀點及行為起到要求遵從的影響。[10]高校大學生由于未走上工作崗位，思想觀念還比較感性，其創(chuàng)業(yè)行為及創(chuàng)業(yè)意愿容易受到學校、家庭與社會等因素的重要影響，而這些因素將對個體的行為產(chǎn)生期望，并對大學生的創(chuàng)業(yè)行為起到要求遵從的影響。知覺行為控制是指個體感受到的實施某項行為的難易程度，即個體感知到的執(zhí)行某種行為的控制能力；也就是說，當個體認為自己所掌握的資源與機會愈多，所預期阻礙愈少，則對行為的感知行為控制能力就愈強。[11]大學生由于成長環(huán)境不同，受到家庭、學校與社會等影響是不一樣的，對開展自主創(chuàng)業(yè)這項行為的難易程度也存在顯著的差異。當大學生自身具有較好的創(chuàng)業(yè)知識，具有創(chuàng)業(yè)資金、團隊、指導老師等一系列良好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境，也存在某項創(chuàng)業(yè)良好的機會，此時大學生創(chuàng)業(yè)意愿非常強，認為自身創(chuàng)業(yè)成功的概率非常大。創(chuàng)業(yè)態(tài)度是指個體對某項行為的看法和喜好程度，個體對事物的態(tài)度對個體參與該事件的動機可能產(chǎn)生關(guān)鍵的影響作用。創(chuàng)業(yè)態(tài)度反映了大學生個體對于自己的創(chuàng)業(yè)意愿及行為所抱有的積極的或消極的評價，即大學生具有較好的創(chuàng)業(yè)教育與氛圍，大學生對自己的創(chuàng)業(yè)意愿期望越高，其創(chuàng)業(yè)行為越積極；反之，大學生未具有創(chuàng)業(yè)相關(guān)基礎(chǔ)，對自身的創(chuàng)業(yè)意愿及創(chuàng)業(yè)行為則是越消極。由此，本文根據(jù)上述論述，提出如下假設：

H1：大學生創(chuàng)業(yè)的主觀規(guī)范與創(chuàng)業(yè)意愿及行為呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。當大學生創(chuàng)業(yè)面臨較小的社會壓力時，其主觀規(guī)范就會變得更強，大學生創(chuàng)業(yè)的意愿及行為就會增強。

H2：大學生創(chuàng)業(yè)的行為態(tài)度與創(chuàng)業(yè)意愿呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。當大學生認為創(chuàng)業(yè)可以滿足自己的需求，對自己有利時，其行為態(tài)度就會更加堅定，創(chuàng)業(yè)意愿及行為更加強烈。

H3：大學生創(chuàng)業(yè)的知覺行為控制與創(chuàng)業(yè)意愿呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。當大學生感受到擁有的資源越多、學習能力越強，則創(chuàng)業(yè)的意愿及行為就越強。

H4：福建高校大學生創(chuàng)業(yè)的主觀規(guī)范、行為態(tài)度、知覺行為控制與創(chuàng)業(yè)意愿相關(guān)程度超過臺灣高校大學生。

二、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源與基本情況

為了了解不同地區(qū)高校大學生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素，本研究選取臺灣和福建不同高校學生作為樣本來源，以地區(qū)為調(diào)節(jié)變量，進行SEM多群組分析。以TPB理論為指導，通過李克特五分量表（1～5分別表示不同意、比較不同意、一般、比較同意、同意五個觀點）設計創(chuàng)業(yè)態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制三部分的問題。共發(fā)出問卷1240份，其中福建5所高校（廈門大學、華僑大學、福州大學、福建師范大學、福建農(nóng)林大學）共發(fā)出問卷640份，回收有效問卷618份，有效回收率達96.6%；臺灣5所高校（東華大學、中興大學、中央大學、實踐大學、中國科技大學）共發(fā)出問卷600份，有效問卷556份，有效回收率為92.7%；最終獲得有效樣本1174份，有效回收率為94.7%。有效問卷的被試自然情況見表1，在樣本分布上，10所高校各有特色，因此我們認為本次調(diào)查樣本在人口統(tǒng)計特征分布上是較為合理的，具有一定代表性。

（二）因子分析與信度分析

在正式分析之前，需要對量表的效度和信度進行檢驗，本文基于統(tǒng)計分析軟件SPSS18.0，計算問卷總體KMO和巴特利球形檢驗的值為0.865，信度為0.874。問卷信效度均大于參考值0.7，反映了數(shù)據(jù)具有良好的內(nèi)部一致性，符合問卷分析要求。采取主成分因子分析方法對1174份有效問卷的變量進行正交旋轉(zhuǎn)，采用最大方差法旋轉(zhuǎn)后的因子載荷見表3第4列，研究中4個潛變量的信度如表3第5列所示。根據(jù)表3的具體問卷各個測量題項和測量結(jié)果顯示，除主觀規(guī)范外，行為控制、行為態(tài)度與創(chuàng)業(yè)意愿等三個潛變量的信度均高于0.7，達到分析要求。另外，主觀規(guī)范中的“我的親戚朋友中有人創(chuàng)業(yè)成功”因子載荷系數(shù)比較低，可能跟樣本大學生中較少有親戚朋友創(chuàng)業(yè)及創(chuàng)業(yè)成功有關(guān)系。

三、模型檢驗與結(jié)果分析

（一）結(jié)構(gòu)方程模型檢驗

根據(jù)TPB理論構(gòu)建的高校大學生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素結(jié)構(gòu)方程模型，設置4個潛在變量和15個觀測變量，即X1～X3、Y1～Y5、Z1～Z3和D1～D4。依據(jù)先前設定，模型可分為兩組，即福建高校大學生組和臺灣高校大學生組。分別對兩組進行擬合，結(jié)果顯示兩組數(shù)據(jù)均能擬合同一個模型，擬合指數(shù)達標，且二者之間相差不大，認為可以進行多組別分析（如表4）。

在非限制模型中，各個小組的路徑相同，路徑系數(shù)和殘差項卻不同。圖2為高校大學生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素多組分析的假設，根據(jù)AMOS自動生成5個不同元素跨樣本等圖2結(jié)構(gòu)方程模型多組分析的假設值模型，詳見表4第7至第10行。從表4中最后一列易知，測量權(quán)權(quán)重、結(jié)構(gòu)權(quán)重、結(jié)構(gòu)協(xié)方差和結(jié)構(gòu)殘差顯著性沒有通過檢驗，說明圖2的理論模型在福建和臺灣高校學生之間測量權(quán)重沒有顯著的統(tǒng)計學差異，模型穩(wěn)定。而新增測量殘差恒-結(jié)構(gòu)權(quán)重以及新增殘差方差恒-新增測量殘差恒的卡方差和相應的自由度之差在p<0.05水平上達到顯著，則ccc1-1和ccc1-2、ccc2-1和ccc2-2、ccc3-1和ccc3-2至少有一對的差異是顯著的。在配對參數(shù)比較表中尋找這三對路徑系數(shù)差，將其與臨界值2.58比較，可知ccc1-1和ccc1-2、ccc2-1和ccc2-2在水平上差異顯著，差異分別為3.032和3.478。即福建高校大學生與臺灣高校大學生在主觀規(guī)范和行為控制的相關(guān)系數(shù)以及主觀規(guī)范和創(chuàng)業(yè)態(tài)度相關(guān)系數(shù)上存在顯著不同。

（二）結(jié)果分析

根據(jù)圖3與圖4標準化下的路徑圖顯示，大學生創(chuàng)業(yè)的主觀規(guī)范與知覺行為控制、大學生創(chuàng)業(yè)的主觀規(guī)范與創(chuàng)業(yè)態(tài)度、大學生創(chuàng)業(yè)的主觀規(guī)范與大學生創(chuàng)業(yè)態(tài)度兩兩之間均存在顯著正相關(guān)關(guān)系，即假設H1、H2、H3成立。大學生創(chuàng)業(yè)的知覺行為控制直接對創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生顯著影響。大學生創(chuàng)業(yè)的主觀規(guī)范與大學生創(chuàng)業(yè)態(tài)度通過影響大學生創(chuàng)業(yè)的知覺行為控制間接對創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生影響。

根據(jù)圖3與圖4的標準化下的路徑圖顯示，福建高校大學生創(chuàng)業(yè)的主觀規(guī)范與創(chuàng)業(yè)態(tài)度、主觀規(guī)范與知覺行為控制、知覺行為控制與創(chuàng)業(yè)態(tài)度以及知覺行為控制與創(chuàng)業(yè)意愿相關(guān)性系數(shù)分別為0.43、0.48、0.40與0.78，均超過臺灣的相關(guān)系數(shù)0.25、0.45、0.38與0.75。這說明福建高校大學生創(chuàng)業(yè)的主觀規(guī)范、行為態(tài)度、知覺行為控制與創(chuàng)業(yè)意愿相關(guān)程度超過臺灣高校，即假設H4成立。

從效應角度分析，福建高校大學生創(chuàng)業(yè)的知覺行為控制到創(chuàng)業(yè)意愿的標準化路徑系數(shù)是0.78，則大學生創(chuàng)業(yè)的知覺行為控制到創(chuàng)業(yè)意愿的直接效應是0.78。這說明當其他條件不變時，“大學生創(chuàng)業(yè)的知覺行為控制”潛變量每提升1個單位，“創(chuàng)業(yè)意愿”潛變量將直接提升0.78單位。大學生創(chuàng)業(yè)的主觀規(guī)范對創(chuàng)業(yè)意愿（主觀規(guī)范到行為控制到創(chuàng)業(yè)意愿的路徑）的間接效應為0.48*0.78=0.37，大學生的創(chuàng)業(yè)態(tài)度對創(chuàng)業(yè)意愿（主觀規(guī)范到行為控制到創(chuàng)業(yè)意愿的路徑）的間接效應為0.40*0.78=0.31。結(jié)合表3顯示，從各路徑系數(shù)大小來看，四個可測變量與創(chuàng)業(yè)意愿相關(guān)系數(shù)最大為D3，即未來五年內(nèi)創(chuàng)業(yè)的可能性很大的選項，其次為D2、D1、D4，說明福建省高校大學生創(chuàng)業(yè)意愿的大小與創(chuàng)業(yè)者對未來規(guī)劃有很大關(guān)聯(lián)。同理，臺灣高校大學生創(chuàng)業(yè)的主觀規(guī)范對創(chuàng)業(yè)意愿、創(chuàng)業(yè)態(tài)度對創(chuàng)業(yè)意愿之間的間接效應分別為0.34與0.29；四個可測變量與創(chuàng)業(yè)意愿相關(guān)系數(shù)最大為D2，其次為D1、D3、D4，說明臺灣高校大學生創(chuàng)業(yè)意愿與其自身創(chuàng)業(yè)行為存在很大關(guān)聯(lián)?？傮w上看，根據(jù)表3所有大學生創(chuàng)業(yè)意愿的因子載荷系數(shù)高低顯示分別為D2、D3、D1、D4，說明大學生創(chuàng)業(yè)意愿與其自身創(chuàng)業(yè)行為存在很大關(guān)聯(lián)性。