“互聯(lián)網(wǎng)+”背景下大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向影響因素研究
——以安徽省四所高校為例

鄒琪， 樊麗

(安徽財經(jīng)大學(xué) 財政與公共管理學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

2020年7月30日，中共中央政治局會議指出“當前，我國正在努力構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局，應(yīng)當始終堅持創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略”。早在2015年李克強總理就做出重要批示：大學(xué)生是實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略和推進大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新的生力軍，并在2020年4月國務(wù)院常務(wù)會議上提出加強互聯(lián)網(wǎng)等對創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的支持力度。大學(xué)生群體在互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)、創(chuàng)業(yè)投入成本、資源利用率等方面具有明顯優(yōu)勢，因此成為互聯(lián)網(wǎng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)最活躍、最具潛力的主要驅(qū)動者。同時，《2020年大學(xué)生就業(yè)報告》顯示，2020年，接近900萬畢業(yè)生走向就業(yè)市場，就業(yè)形勢嚴峻，截至目前畢業(yè)生就業(yè)率僅為75.8%，同比下降15.7%。在此背景下，政府通過提供創(chuàng)業(yè)優(yōu)惠政策、注入創(chuàng)業(yè)資金等舉措鼓勵和支持大學(xué)生選擇創(chuàng)業(yè)。其經(jīng)濟學(xué)意義在于到了后工業(yè)時代，尤其是互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟浪潮里，大學(xué)生選擇自主創(chuàng)業(yè)不僅解決了自身就業(yè)問題，同時為社會提供了更多的就業(yè)崗位，對經(jīng)濟的發(fā)展是有益的。其社會學(xué)意義在于畢業(yè)生自主創(chuàng)業(yè)在一定程度上促進了社會公平，調(diào)整了社會收入分配結(jié)構(gòu)。但實際調(diào)查表明，2020年自主創(chuàng)業(yè)或其他就業(yè)形式的畢業(yè)生只有2.8%，且大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的成功率不到一半，主要集中在教育行業(yè)和零售業(yè)(1)數(shù)據(jù)來源于社會科學(xué)文獻出版社和麥可思研究所聯(lián)合發(fā)布的《2020年大學(xué)生就業(yè)報告》。。因此有必要對大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意向的影響因素進行深入探究，以利于在“互聯(lián)網(wǎng)+”新形勢下，鼓勵和引導(dǎo)大學(xué)生自主創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)、成功創(chuàng)業(yè)，給社會發(fā)展注入新的活力。

一、文獻回顧

提高大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意向?qū)τ诰徑饩蜆I(yè)壓力、促進經(jīng)濟增長具有重要作用，大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向的影響因素成為學(xué)術(shù)界研究的熱點話題，已有文獻主要從個體影響因素和環(huán)境影響因素展開廣泛探討。目前關(guān)于創(chuàng)業(yè)意向影響因素研究大體是從個體、環(huán)境兩個大的方面展開，具體研究有不同背景、理論切入點，或加入中介調(diào)節(jié)變量，基本認為創(chuàng)業(yè)意向是創(chuàng)業(yè)行為的先行傾向，并通過相關(guān)中介變量進行傳導(dǎo)，最終實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)行為。

(一)個體影響因素

個體影響因素具體包括性別、專業(yè)、自我效能感、風險承擔、人格特質(zhì)等方面。例如曹科巖等選取廣東、深圳地區(qū)四所高校做抽樣調(diào)查，發(fā)現(xiàn)不同性別、專業(yè)的大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向有著明顯的差別[1]。余虹等研究發(fā)現(xiàn)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能感顯著影響創(chuàng)業(yè)意向，經(jīng)過進一步探究發(fā)現(xiàn)風險容忍效能感、關(guān)系協(xié)調(diào)效能感和機會識別效能感的影響是正向的,創(chuàng)新變革效能感的影響并不顯著[2]。孫崇文、秦遠建以創(chuàng)業(yè)認知、風險感知理論為基礎(chǔ)，將創(chuàng)業(yè)風險感知作為創(chuàng)新動機和創(chuàng)業(yè)意向的中介變量研究它和創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)意向的影響[3]。袁旦等建立了研究生創(chuàng)業(yè)意向影響因素關(guān)系模型，從中發(fā)現(xiàn)研究生的高成就動機對創(chuàng)業(yè)意向存在明顯的負向影響[4]。

(二)環(huán)境影響因素

環(huán)境影響因素具體包括創(chuàng)業(yè)教育、政策支持、社會關(guān)系支持等方面。例如徐菊、陳德棉以受過創(chuàng)業(yè)教育的人群為研究對象，進行問卷調(diào)查，探究創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意向的作用機制[5]。通過分析發(fā)現(xiàn):創(chuàng)業(yè)教育正向影響創(chuàng)業(yè)意向，并且十分顯著。田曉紅、張鈺還通過研究發(fā)現(xiàn)社會支持對創(chuàng)業(yè)意向的影響也是顯著的[6]。此外，不少學(xué)者在研究中將這兩個因素進行了融合，例如范巍、王重鳴以Deborah&Brazea(1994)的觀點為理論基礎(chǔ)[7-8]，構(gòu)建了個性特征、背景因素和環(huán)境因素影響創(chuàng)業(yè)意向的理論模型；劉裕等實證研究發(fā)現(xiàn)“互聯(lián)網(wǎng)+”創(chuàng)業(yè)風險和創(chuàng)業(yè)環(huán)境也影響了大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)傾向，創(chuàng)業(yè)態(tài)度、創(chuàng)業(yè)技術(shù)與能力和個人背景、創(chuàng)業(yè)特質(zhì)直接或間接影響創(chuàng)業(yè)傾向[9]；王未卿、楊瑤從學(xué)校、家庭、社會以及個體的教育和素質(zhì)五個方面對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)傾向的影響展開探究[10]；疏德明、馮成志參考意識漸進性理論將創(chuàng)業(yè)意向分為內(nèi)隱傾向、外顯傾向和創(chuàng)業(yè)行為三個層面[11]。

現(xiàn)有研究對理解當前大學(xué)生創(chuàng)業(yè)影響因素問題富于啟示，但既有研究依舊存在可資拓展的探討空間：對認知層面的探討相對較少，此外對外部因素如創(chuàng)業(yè)政策、非理性因素影響的探究還不夠系統(tǒng)全面。本文在現(xiàn)有文獻的基礎(chǔ)上的進步之處在于：在研究視角上，一是將認知層面的自我效能感納入影響模型，并探討了行為控制感在兩者之間的部分中介效應(yīng)，為提升高校學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向提供新思路；二是把“互聯(lián)網(wǎng)+”相關(guān)政策因素納入模型，包括“互聯(lián)網(wǎng)+”技術(shù)、政策對創(chuàng)意技術(shù)、創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)融資等方面的影響，如互聯(lián)網(wǎng)+創(chuàng)業(yè)融資的稅收優(yōu)惠、互聯(lián)網(wǎng)+創(chuàng)意技術(shù)來源、互聯(lián)網(wǎng)+創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)大賽相關(guān)政策支持等，探究了“互聯(lián)網(wǎng)+”政策背景對學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向的影響，豐富了相關(guān)研究。

二、理論框架

文章以計劃行為理論、三元交互理論和自我效能感理論為探究基礎(chǔ)，借鑒范巍、王重鳴從個性特征、背景因素、環(huán)境因素三個層面構(gòu)建的創(chuàng)業(yè)傾向影響因素模型[7]，并輔助參考丁明磊、丁素文將行為控制感作為自我效能感影響創(chuàng)業(yè)意向的中介變量的做法[12]，最終構(gòu)建了如圖1所示的大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向的影響因素。計劃行為理論認為：某一個體對某種行為的態(tài)度決定著其行為意向，意向是個體在做出行為前不可或缺的決定，對這一行為的最終執(zhí)行直接關(guān)聯(lián)[13]。基于此理論初步認為當代大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向是有創(chuàng)業(yè)行為的前提，提取出創(chuàng)業(yè)意向這一維度并用創(chuàng)業(yè)知識儲備、金錢精力投入、創(chuàng)業(yè)機會搜尋、創(chuàng)業(yè)預(yù)期規(guī)劃等基于互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)條件條目進行測量。此外，班杜拉的三元交互決定論和自我效能感理論為文章構(gòu)建創(chuàng)業(yè)意向影響因素模型提供了理論基礎(chǔ)。三元交互理論認為環(huán)境、人的認知及其行為的互動關(guān)系對于人的認知發(fā)展與行為表現(xiàn)是至關(guān)重要的，因此本文將從個體環(huán)境、社會環(huán)境等方面提取出人格特質(zhì)、創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)意技術(shù)、創(chuàng)業(yè)融資、政策支持五個維度來考察影響創(chuàng)業(yè)意向的因素。其中，人格特質(zhì)從開放性、盡責性、外向性、宜人性、情緒穩(wěn)定性五個方面；其他四個維度除了“互聯(lián)網(wǎng)+”元素的運用程度和效用外，具體界定為創(chuàng)業(yè)教育從創(chuàng)業(yè)教育頻率、質(zhì)量等方面；創(chuàng)意技術(shù)從創(chuàng)意與技術(shù)來源、難易程度等角度；創(chuàng)業(yè)融資從原始資本積累、融資難易、融資優(yōu)惠政策等方面；政策支持從“互聯(lián)網(wǎng)+”創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)政策支持力度、學(xué)生對“互聯(lián)網(wǎng)+”創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)政策了解程度等角度進行測量，研究認為以上要素相互交互，促進創(chuàng)業(yè)意向的發(fā)展。同時，行為是由互動的環(huán)境和認知因素決定的，但人的心理預(yù)期或信念——自我效能感卻起著主導(dǎo)作用，自我效能感理論認為自我因素對行為存在中介效應(yīng)，行為和認知是密不可分的，人的行為應(yīng)當以環(huán)境、行為、人三者之間的交互作用來解釋，自我效能感對組織行為的動力過程以及管理和領(lǐng)導(dǎo)績效具有重要意義[14]，因此提取出自我效能感和行為控制感兩個維度。其中，創(chuàng)業(yè)自我效能感包括創(chuàng)新效能、管理效能和關(guān)系協(xié)調(diào)效能，通過風險感知化解能力、新鮮事物接受程度、財務(wù)管理和成本控制能力等條目進行測量，行為控制感則通過創(chuàng)業(yè)決策能力、創(chuàng)業(yè)條件客觀判斷能力等條目進行測量，文章正是基于自我效能感通過中介變量行為控制感對創(chuàng)業(yè)意向產(chǎn)生影響，將認知和行為結(jié)合起來，以期最終實現(xiàn)促進大學(xué)生創(chuàng)業(yè)熱情并付諸于行動的目的。綜上所述，在理論分析與研究實踐結(jié)合的基礎(chǔ)上，創(chuàng)業(yè)意向的影響因素如圖1所示。

圖1 大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向的影響因素

三、“互聯(lián)網(wǎng)+”背景下大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向影響因素模型實證分析

(一)研究對象

文章以安徽省四所高等院校(財經(jīng)類高校1所、理工類高校1所、農(nóng)林類高校1所、綜合類高校1所)的在校生為研究對象。采取隨機抽樣調(diào)查的方法，共發(fā)出784份問卷，根據(jù)基本邏輯錯誤排除無效問卷后共收回有效問卷752份，問卷有效率為95.9%。其中本科生有636人，研究生有116人，分別占總?cè)藬?shù)的84.6%，15.4%；男生有236人，女生有516人，分別占總?cè)藬?shù)的31.4%，68.6%；年齡在18周歲以下有19人，18-22周歲有427人，22周歲以上有306人，分別占總?cè)藬?shù)的2.5%,56.8%，40.7%；文科類專業(yè)有484人，理科類專業(yè)有268人，分別占總?cè)藬?shù)的64.2%，35.8%。

(二)研究工具

本文以“互聯(lián)網(wǎng)+”背景下大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向影響因素問卷為研究工具，問卷由個人基本信息、人格特質(zhì)、自我效能感、創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)意技術(shù)、創(chuàng)業(yè)融資、政策支持、創(chuàng)業(yè)意向、行為控制感共九個部分構(gòu)成，除了第一部分采用單項選擇形式，剩余部分均采用李克特量表。其中人格特質(zhì)量表主要參考了錢永紅[15]的個人特質(zhì)量表；自我效能感量表主要參考了余虹[2]的創(chuàng)業(yè)自我效能感量表；行為控制感量表主要參考丁明磊[14]知覺行為控制構(gòu)面設(shè)計；創(chuàng)業(yè)意向量表主要參考孫崇文[3]的創(chuàng)業(yè)意向預(yù)測試量表。其余部分則根據(jù)“互聯(lián)網(wǎng)+”這一特定背景，對創(chuàng)業(yè)教育、技術(shù)、融資、政策等進行適當?shù)脑O(shè)計和修改，重新整合后的問卷效度為0.958，大于0.7，滿足問卷信度的基本要求。

(三)探索性因子分析

探索性因子分析是目前學(xué)術(shù)研究中使用相對較多的一種結(jié)構(gòu)效度測量手段，文章借助SPSS24.0軟件加以實現(xiàn)。在進行探索性因子分析之前，本文進行了一系列檢驗。巴特利特球形度檢驗對應(yīng)的近似χ2值為3643.216，自由度為190，顯著性水平小于0.001，拒絕相關(guān)矩陣不是單元矩陣的原假設(shè)，即說明20個題項存在共同因素，具備因子分析的必要性；效度檢驗結(jié)果顯示KMO值為0.886，明顯高于0.6，符合進行探索性因子分析的要求。

文章首先進行了初步試探性分析，發(fā)現(xiàn)人格特質(zhì)中開放性、盡責性、宜人性、情緒穩(wěn)定性相關(guān)測量條目因子載荷系數(shù)的絕對值低于0.4，這可能是語言表達歧義或與其他題項意思相近以及主觀判斷對創(chuàng)業(yè)意向影響不大造成的，本文將這些條目進行剔除，剔除后將人格特質(zhì)中的要素進一步概括命名為成就動機。之后進行因子分析過程中，將因子個數(shù)設(shè)置為6個時，創(chuàng)業(yè)融資和政策支持兩個因子中的要素無法全面表述。在調(diào)整成7個因子后，題項對應(yīng)關(guān)系符合創(chuàng)業(yè)意向影響因素，7個因子的方差解釋率分別為17.267%，31.801%，45.803%，54.880%，63.938%，72.510%，累計解釋方差解釋率為80.539%，這一數(shù)值超過60%，說明分析效果較好。同時由于第一個因子與第七個因子屬于自我效能感因子的不同維度，因此進行合并，最終共提取6個因子。探索性因子分析旋轉(zhuǎn)后矩陣表格是各個因子與題項因子載荷系數(shù)對應(yīng)關(guān)系的匯總，如表1所示，表中因子載荷系數(shù)均大于標準值0.4，表明題項與因子之間的關(guān)系相對密切。最終結(jié)合文獻分析以及“互聯(lián)網(wǎng)+”這一特定背景將所有題項分為成就動機、自我效能感、創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)意技術(shù)、創(chuàng)業(yè)融資、政策支持六個構(gòu)念。

表1 探索性因子分析旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣

(四)相關(guān)性分析

相關(guān)分析的目的在于分析兩個變量彼此之間的相關(guān)關(guān)系情況，相關(guān)性分析結(jié)果如表2所示，成就動機、自我效能感、創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)意技術(shù)、創(chuàng)業(yè)融資、政策支持這6個因素分別與大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向之間呈現(xiàn)0.01水平上的顯著性，相關(guān)系數(shù)分別為0.354、0.686、0.478、0.172、0.324、0.647，基本可以說明這6個因素與創(chuàng)業(yè)意向間有著較為顯著的正相關(guān)關(guān)系。同時，初步設(shè)定的中介變量即行為控制感，與6個自變量及因變量之間均呈現(xiàn)0.05和0.01水平上的顯著性。

表2 相關(guān)變量相關(guān)性分析

(五)驗證性因子分析

首先通過對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向六因子模型進行擬合度檢驗。由于受到樣本量、因子數(shù)量等因素影響，初次適配結(jié)果部分指標未能完全達標，但結(jié)果十分接近適配標準，經(jīng)過MI修正后，模型的擬合指數(shù)NFI、RFI、IFI、TLI、CFI均大于0.822，χ2與自由度的比值為3.486，介于理想值2-5之間，RMSEA值為0.082，小于0.09的普通適配程度，說明模型的擬合度水平可接受，可以做進一步分析。

然后運用AMOS24.0對六因子模型進行驗證性因子分析，結(jié)果如圖2所示。各個項目與因子間的估計系數(shù)均高于0.4，說明了調(diào)查問卷具有良好的信度與效度。

圖2 驗證性因子分析結(jié)果

(六)回歸分析

回歸分析的目的在于研究影響關(guān)系情況，通常用于進行假設(shè)驗證。本文在利用多元線性回歸分析探討這6個因素對創(chuàng)業(yè)意向的影響情況時，為了盡量減少或避免樣本中個人基本背景信息對模型的干擾，此部分將性別、年齡、專業(yè)這3項作為控制變量一起納入模型進行分析。具體分析結(jié)果如下：

從表3可知，模型調(diào)整后的R2為0.577，代表成就動機、自我效能感、創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)意技術(shù)、創(chuàng)業(yè)融資、政策支持這6個因素可以解釋樣本創(chuàng)業(yè)意向57.7%的變化原因，即樣本的創(chuàng)業(yè)意向有57.7%的原因是這6個因素，說明模型擬合情況較好。同時模型的德賓-沃森值為2.124，接近2，說明無自相關(guān)性產(chǎn)生。另外，模型的P值為0.000，小于0.01，模型通過F檢驗(ANOVA檢驗)。多元線性回歸分析結(jié)果如表4所示。

從表4可以看出，性別、自我效能感、政策支持這3個變量的回歸系數(shù)呈現(xiàn)出顯著性，分別為0.016、0.000、0.000，P值均小于0.05，因此說明3個變量會對樣本的創(chuàng)業(yè)意向產(chǎn)生影響關(guān)系。同時，性別、自我效能感、政策支持這3個變量的回歸系數(shù)值分別為-1.273、0.534、0.642，說明性別這個因素會對創(chuàng)業(yè)意向產(chǎn)生負向影響關(guān)系，而自我效能感、政策支持這兩個因素對創(chuàng)業(yè)意向則產(chǎn)生正向影響關(guān)系。此外，年齡、專業(yè)、成就動機、創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)意技術(shù)、創(chuàng)業(yè)融資這6個變量的回歸系數(shù)的P值均大于0.05，說明其對創(chuàng)業(yè)意向的影響并不顯著，成就動機、創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)意技術(shù)、創(chuàng)業(yè)融資與創(chuàng)業(yè)意向之間僅存在相關(guān)關(guān)系，并不存在因果關(guān)系。

(七)性別差異分析

對不同性別下創(chuàng)業(yè)意向差異進行進一步分析，根據(jù)表5的獨立樣本t檢驗結(jié)果可知，sig(P值)為0.169，大于0.05，因此獨立樣本t檢驗最終的P值以方差相等時對應(yīng)的P值為準，為0.000，這說明大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向的方差并不相等，即不同性別的大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向存在顯著差異，并且男生創(chuàng)業(yè)意向明顯高于女生。

表5 獨立樣本檢驗

(八)中介效應(yīng)分析

本模型中的中介效應(yīng)分析涉及自變量X為自我效能感(3個維度)，中介變量M為行為控制感(2個維度)，因變量Y為創(chuàng)業(yè)意向。在進行中介效應(yīng)分析之前，首先對自變量X、中介變量M、因變量Y分別進行數(shù)據(jù)標準化處理，中介效應(yīng)分析時分別涉及模型1：X對Y的回歸影響關(guān)系，模型2：M對Y的回歸影響關(guān)系以及模型3：X與M的回歸影響關(guān)系，回歸分析結(jié)果匯總?cè)绫?。

表6 中介效應(yīng)分析系數(shù)d

由表6可知，模型1中的關(guān)系協(xié)調(diào)效能這一變量對因變量不會產(chǎn)生影響，因此不可能有對應(yīng)的中介效應(yīng)，后文中不作分析，但考慮到數(shù)據(jù)的完整性，將其納入模型。模型1和模型2的構(gòu)建使用分層回歸分析，從模型1向模型2變化時，R2為0.154，ΔF為111.663，并且呈顯著性，模型3則使用普通回歸。分析創(chuàng)新效能、管理效能在影響創(chuàng)業(yè)意向的過程中的中介效應(yīng)時，從模型1可以看出，創(chuàng)新效能、管理效能分別呈現(xiàn)出0.01水平的顯著性，說明這兩個變量會分別對創(chuàng)業(yè)意向產(chǎn)生顯著的影響關(guān)系；在模型3中，創(chuàng)新效能、管理效能也分別呈現(xiàn)出0.01、0.05水平顯著，并且在模型2分別同時呈現(xiàn)出0.05水平顯著，說明中介效應(yīng)存在，而且根據(jù)模型2來看，創(chuàng)新效能、管理效能也分別呈現(xiàn)出顯著性，進一步說明這兩個變量對于創(chuàng)業(yè)意向的影響為部分中介效應(yīng)，即說明在創(chuàng)新效能、管理效能分別對于創(chuàng)業(yè)意向的影響過程中，一部分變化是該變量自身去影響，還有一部分的變化則是通過行為控制感來實現(xiàn)的。

對于中介效應(yīng)檢驗，由于創(chuàng)新效能、管理效能在模型1的系數(shù)呈現(xiàn)0.01水平下的顯著，同時，在模型3的系數(shù)和模型2的系數(shù)均呈現(xiàn)0.01水平下的顯著，則驗證了中介效應(yīng)的存在，加之模型2系數(shù)也顯著，則說明為部分中介效應(yīng)，也無需進行Sobel檢驗。

四、研究結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

本文在現(xiàn)有文獻以及實際的問卷調(diào)查結(jié)果上，首先借助SPSS24.0軟件進行主成分分析，從而探索影響創(chuàng)業(yè)意向的因子，使用AMOS24.0軟件對提取出的因子進行驗證性分析，對變量進行相關(guān)性回歸分析，然后對行為控制感在自我效能感和創(chuàng)業(yè)意向間的中介作用進行分析和驗證，通過對實證結(jié)果進行差異分析，得出如下結(jié)論：

1.“互聯(lián)網(wǎng)+”背景下高校學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能對其創(chuàng)業(yè)意向存在顯著直接影響，創(chuàng)業(yè)自我效能越高，學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意向越強烈。同時，在進一步的中介效應(yīng)分析中發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新效能與管理效能顯著影響高校學(xué)生創(chuàng)業(yè)，但關(guān)系協(xié)調(diào)效能對創(chuàng)業(yè)意向的影響并不顯著，說明創(chuàng)業(yè)者的管理能力和創(chuàng)新能力是影響其創(chuàng)業(yè)的重要因素，而高校學(xué)生創(chuàng)業(yè)規(guī)模較小，協(xié)調(diào)團隊成員之間關(guān)系的能力在這一階段并不是特別重要。

2.“互聯(lián)網(wǎng)+”背景下高校學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意向受政策支持的顯著影響，政策支持力度越大，高校學(xué)生越愿意自主創(chuàng)業(yè)，這種政策支持包括資金、場所等。此外，根據(jù)這個部分的具體測量條目可以分析認為，除了政策本身的支持力度外，政府與高校對政策的宣傳和執(zhí)行情況也會影響大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿。說明在“互聯(lián)網(wǎng)+”背景下，良好的政策環(huán)境能夠助推高校學(xué)生自主創(chuàng)業(yè)。

3.成就動機、創(chuàng)意技術(shù)、創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)融資對創(chuàng)業(yè)意向的影響并不顯著，這與其他學(xué)者的研究結(jié)論并不一致，這可能是“互聯(lián)網(wǎng)+”這一特殊背景所引起的，也可能由于選取的樣本高校在這幾個方面采取的措施不夠有力，未能達到預(yù)期效果，具體原因有待進一步考證。

(二)政策建議

以上研究結(jié)論對于促進我國大學(xué)生“互聯(lián)網(wǎng)+”背景下自主創(chuàng)業(yè)、成功創(chuàng)業(yè)有以下兩點啟示：

1.關(guān)注互聯(lián)網(wǎng)創(chuàng)業(yè)教育，提升大學(xué)生創(chuàng)業(yè)的自我效能感?！盎ヂ?lián)網(wǎng)+”背景下大學(xué)生自我效能感在直接或間接影響創(chuàng)業(yè)意向中發(fā)揮重要作用，但由于高?；ヂ?lián)網(wǎng)創(chuàng)業(yè)教育及人才培養(yǎng)理念滯后、擁有互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)同時具有創(chuàng)業(yè)教育技能的師資隊伍匱乏、教育方法手段單一等原因，學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能感仍有進一步提高的空間，因此，高校首先要順應(yīng)互聯(lián)網(wǎng)時代發(fā)展，及時科學(xué)調(diào)整學(xué)生培養(yǎng)方案，設(shè)置創(chuàng)業(yè)教育課程模塊，并促進課程學(xué)習(xí)與“互聯(lián)網(wǎng)+”技術(shù)的緊密結(jié)合，積極推動“新工科”、“新經(jīng)管”等戰(zhàn)略。其次，高校應(yīng)當為在讀學(xué)生提供實踐教育場所及平臺，高標準建設(shè)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)孵化基地、創(chuàng)業(yè)實踐基地等創(chuàng)業(yè)教育和實踐平臺。最后，要著重培養(yǎng)學(xué)生的管理能力和創(chuàng)新能力，一是充分利用班級班團兩委、學(xué)生會及其他學(xué)生團體的學(xué)生干部崗位，培養(yǎng)學(xué)生的管理能力；二是辦好“互聯(lián)網(wǎng)+”大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)大賽等一系列創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)類比賽，并為學(xué)生提供充足的指導(dǎo)支持，同時將創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)課程納入通識課程培養(yǎng)體系中，提升學(xué)生的創(chuàng)新意識和創(chuàng)新能力。

2.加大政府、高校創(chuàng)業(yè)支持力度，優(yōu)化大學(xué)生創(chuàng)業(yè)的政策環(huán)境，雖然“互聯(lián)網(wǎng)+”背景下高校學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意向受政策支持的影響顯著，但創(chuàng)意技術(shù)、創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)融資對其影響并不顯著。因此，政府和高校應(yīng)當持續(xù)提供政策支持，同時為大學(xué)生提供創(chuàng)意技術(shù)、教育和融資方面的支持。政府要在優(yōu)化營商環(huán)境、提供大學(xué)生創(chuàng)業(yè)優(yōu)惠等方面提供更多的支持，高校要為應(yīng)屆畢業(yè)生和在校生提供創(chuàng)業(yè)上的幫助，通過發(fā)放創(chuàng)業(yè)補貼等舉措激勵大學(xué)生創(chuàng)業(yè)，并設(shè)立大學(xué)生創(chuàng)業(yè)孵化基地，為學(xué)生創(chuàng)業(yè)提供教育和實踐的場所。同時，在“互聯(lián)網(wǎng)+”背景下，政府和高校要充分利用網(wǎng)絡(luò)、就業(yè)網(wǎng)站、微信、微博和線下宣傳欄、展示屏等公共交流平臺對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)相關(guān)政策和資訊信息及時有效的宣傳，方便大學(xué)生能夠了解國家相關(guān)的創(chuàng)業(yè)政策，使其從政策中獲得支持和幫扶，并營造良好的政策氛圍，提高大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向。