高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素分析
——基于有序多分類Logistic 回歸模型

石 峰，胡 燕

（1.湖南工程學院管理學院，湖南湘潭 411104；2.中南大學法學院，湖南長沙 410012）

一、引言

教育部公布的數(shù)據(jù)顯示，2020 年我國高校畢業(yè)生高達847 萬，就業(yè)形勢嚴峻。2020 年兩會政府工作報告明確指出：“財政、貨幣和投資等政策要聚力支持穩(wěn)就業(yè)?！标P注高校畢業(yè)生就業(yè)，關系到我國社會穩(wěn)定和經(jīng)濟長遠發(fā)展。鼓勵高校畢業(yè)生自主創(chuàng)業(yè)是擴大就業(yè)的重要渠道。創(chuàng)業(yè)不僅能創(chuàng)造就業(yè)機會，也是實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的重要途徑。因此，構建高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素模型，系統(tǒng)分析影響高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿的決定性因素，有利于科學把握高校畢業(yè)生的創(chuàng)業(yè)動機和創(chuàng)業(yè)行為。在當前我國全面建成小康社會的現(xiàn)實任務中引導和鼓勵高校畢業(yè)生到城鄉(xiāng)社區(qū)就業(yè)創(chuàng)業(yè)，對于激發(fā)高校畢業(yè)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)精神，促進城鄉(xiāng)社區(qū)治理體系和治理能力建設，提升我國基層社會治理能力和構建“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)人才培養(yǎng)機制具有重要現(xiàn)實意義。

二、文獻回顧

創(chuàng)業(yè)意愿是個人關于從事創(chuàng)業(yè)活動的態(tài)度和想法。創(chuàng)業(yè)意愿是一種有意識的精神狀態(tài)，表明潛在創(chuàng)業(yè)者為從事創(chuàng)業(yè)活動而做出的努力。國內(nèi)外學者主要基于創(chuàng)業(yè)事件模型、心理經(jīng)濟模型和計劃行為理論模型對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿及其影響因素展開討論[1]。從高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素看，大致可以概括為內(nèi)在因素和外在因素。內(nèi)在因素主要是創(chuàng)業(yè)者的個體特征、心理特質(zhì)和認知，外在因素主要是指創(chuàng)業(yè)者所處的特定環(huán)境因素。已有研究普遍認為，高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿是內(nèi)在因素和外在因素共同決定的結果。Duong 等（2020）[2]針對越南高校學生創(chuàng)業(yè)意愿的調(diào)查數(shù)據(jù)，運用結構方程模型實證研究表明：大學生個人特征和創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著正向影響。Fragoso 等（2020）[3]基于計劃行為理論框架對巴西和葡萄牙的大學生創(chuàng)業(yè)意愿進行實證檢驗發(fā)現(xiàn)：人格特質(zhì)、自我效能感和創(chuàng)業(yè)態(tài)度是創(chuàng)業(yè)意愿的重要影響因素。Mahfud 等（2020）[4]根據(jù)印度尼西亞的理工類專業(yè)大學生調(diào)查數(shù)據(jù)，使用結構方程模型分析發(fā)現(xiàn)：個人認知、社會資本和心理資本共同影響大學生的創(chuàng)業(yè)意愿。Sesen 和Ekemen（2020）[5]基于土耳其356 名大學生的調(diào)查數(shù)據(jù)，運用回歸分析的實證結果表明：個人自我效能和家庭背景對大學生創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著影響。Ozaralli 和Rivenburgh（2016）[6]對美國和土耳其大學生創(chuàng)業(yè)意愿的比較研究表明，人格特質(zhì)、個人教育背景和創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)意愿的影響存在顯著區(qū)域差異。馬軼群等（2020）[7]運用回歸分析認為，貧困經(jīng)歷和創(chuàng)業(yè)動機對創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著影響。國內(nèi)大多運用相關分析、多元回歸和結構方程模型的方法探討人口統(tǒng)計學特征、財富稟賦、人力資本、社會資本和創(chuàng)業(yè)政策等因素對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響[8-10]。

綜上所述，以往研究大多從內(nèi)在因素或外在因素對高校學生創(chuàng)業(yè)意愿的影響進行理論探討和實證分析。與以往大多數(shù)研究不同的是，本文從影響高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿的諸多因素出發(fā)，同時考慮影響高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿的內(nèi)外在因素，并運用有序多分類Logistic 回歸模型對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素進行實證檢驗，從而為高校畢業(yè)生的創(chuàng)業(yè)準備和創(chuàng)業(yè)實踐提供幫助和政策參考。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

（一）數(shù)據(jù)與變量

本文數(shù)據(jù)來源于2015 年中國綜合社會調(diào)查（CGSS）。該項調(diào)查涉及1 398 個題項，共計10 968個樣本。本文首先根據(jù)該調(diào)查問卷中的題項“您目前最高教育程度的狀態(tài)”對數(shù)據(jù)進行篩選，其中，“正在讀”的大學生樣本占總體2.6%，“畢業(yè)”的大學生樣本占總體66%，“其他”的大學生樣本占總體31.4%。由于“畢業(yè)”的大學生樣本占總體的絕大多數(shù)，因此，本文僅將已畢業(yè)的大學生作為考察樣本。

本文構建的高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素指標體系由個人認知能力、個人特征、創(chuàng)業(yè)環(huán)境、社會信任和資源稟賦等五方面指標構成（見圖1）。由圖1 看到，個人認知能力包括說英語的能力、聽英語的能力、說普通話的能力和聽普通話的能力；個人特征包括性別和戶籍類型；創(chuàng)業(yè)環(huán)境主要包括政府工作表現(xiàn)和社會公共服務，其中政府工作表現(xiàn)由維護公平、秉公辦事、環(huán)境保護和公平執(zhí)法等四個維度衡量，社會公共服務由公共教育服務、基本住房保障服務、醫(yī)療衛(wèi)生公共服務和社會管理公共服務衡量；社會信任由“總的來說，您同不同意在這個社會上，絕大多數(shù)人都是可以信任的”，即社會信任總體評價衡量；資源稟賦則由家庭經(jīng)濟狀況和父親的最高教育程度衡量。

圖1 高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素指標體系

因此，根據(jù)高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素指標體系，本文納入高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素模型的變量如下：

1.被解釋變量。本文的被解釋變量是創(chuàng)業(yè)意愿（busi），表示為“如果有機會和資源，您是否會去創(chuàng)業(yè)？”，是多分類變量，其中，變量取值為“非常可能”、“很可能”、“有可能”、“說不清可不可能”、“不太可能”、“很不可能”和“非常不可能”等7 個類別。由于選填“非常不可能”只有少量樣本，故刪除該類樣本，由此本文的創(chuàng)業(yè)意愿是具有6 個類別的分類變量，分別用“6”、“5”、“4”、“3”、“2”、“1”表示。

2.解釋變量。本文的解釋變量由個人認知能力、個人特征、創(chuàng)業(yè)環(huán)境、社會信任和資源稟賦等五個維度的指標構成。其中，個人認知能力（cogn）的取值是說英語的能力、聽英語的能力、說普通話的能力和聽普通話的能力等四項指標的平均值，該四項指標均由“完全不能”、“比較差”、“一般”、“比較好”和“很好”衡量，取值均為1～5。個人特征有性別（gend）和戶籍類型（resi）兩個變量，其中，性別取值為1 和2，分別表示男和女。戶籍類型取值為1 和2，分別表示“農(nóng)業(yè)戶口”與“非農(nóng)業(yè)戶口”兩個類別。創(chuàng)業(yè)環(huán)境由政府工作表現(xiàn)（gov）和社會公共服務（pubs）衡量。其中，政府工作表現(xiàn)的取值是維護公平、秉公辦事、環(huán)境保護和公平執(zhí)法等四個指標的平均值，該四項指標的取值均為1～5，表示“非常低”、“比較低”、“一般”、“比較高”和“非常高”。社會公共服務的取值是取百分制（0～100）的四個指標（公共教育服務、基本住房保障服務、醫(yī)療衛(wèi)生公共服務和社會管理公共服務）的平均值。社會信任（trus）由社會信任總體評價衡量，分別由“絕大多數(shù)不可信”、“多數(shù)不可信”、“可信者與不可信者各半”、“多數(shù)可信”和“絕大多數(shù)可信”表示，對應取值為1～5。資源稟賦由家庭經(jīng)濟狀況（econ）和父親的最高教育程度（fedu）衡量。家庭經(jīng)濟狀況由“遠低于平均水平”、“低于平均水平”、“平均水平”、“高于平均水平”和“遠高于平均水平”表示，對應取值分別為1～5。父親的最高教育程度取值為1～13，分別表示“沒有受過任何教育”、“私塾、掃盲班”、“小學”、“初中”、“職業(yè)高中”、“普通高中”、“中?！?、“技?！薄ⅰ按髮W?？疲ǔ扇烁叩冉逃?、“大學專科（正規(guī)高等教育）”、“大學本科（成人高等教育）”、“大學本科（正規(guī)高等教育）”和“研究生及以上”。

由此可見，本文構建的高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素模型共納入1 個被解釋變量和8 個解釋變量。各變量的描述性統(tǒng)計如表1 所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計

需要說明的是，表1 中的創(chuàng)業(yè)意愿是六分類變量，“非?？赡堋庇?3 個樣本，占總體20.7%；“很可能”有68 個樣本，占總體26.6%；“有可能”有77 個樣本，占總體30.1%；“說不清可不可能”有24 個樣本，占總體9.4%；“不太可能”有25 個樣本，占總體9.8%；“很不可能”有9 個樣本，占總體3.5%。

（二）模型

本文采用有序多分類Logistic 回歸模型對我國高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素進行分析。有序多分類Logistic 回歸模型的一般表達式為：

式（1）中，Y 為被解釋變量，X 為解釋變量；i 為被解釋變量的類別個數(shù)；M 為解釋變量的個數(shù)；η 為回歸系數(shù)。

在Stata 和R 語言的polr 函數(shù)中，有序多分類Logistic 回歸模型的表達式為：

顯然，式（2）中，βj=-ηj。

本文的被解釋變量（創(chuàng)業(yè)意愿）具有6 個類別，由此假設P1、P2、P3、P4、P5和P6分別表示創(chuàng)業(yè)意愿為“非?？赡堋薄ⅰ昂芸赡堋?、“有可能”、“說不清可不可能”、“不太可能”和“很不可能”的概率，且P1+P2+P3+P4+P5+P6=1。有序多分類logistic 回歸模型具有5 個logit 模型，分別表示如下：

式（3）～式（7）中，αi（i=1，2，…，5）和βj（j=1，2，…，8）分別是模型中的截距項與回歸系數(shù)。若分別對上述5 個logit 模型兩邊同時取指數(shù)，則回歸系數(shù)βj轉(zhuǎn)換為可解釋為在其它因素不變的條件下，解釋變量每變化一單位所引起的對被解釋變量的優(yōu)勢比變化的倍數(shù)。

四、實證分析

本文首先對所有解釋變量進行多重共線性檢驗，以滿足有序多分類Logistic 回歸模型的假設要求。共線性檢驗表明：8 個解釋變量的容忍度均大于0.1，且方差膨脹因子均遠遠小于10，所以不存在多重共線性。另外需要指出的是，使用有序多分類Logistic 回歸模型，必須滿足比例優(yōu)勢假設，即各解釋變量對被解釋變量中6 類別的系數(shù)相等，也就是5 個logit 模型的回歸系數(shù)相等。通過比例優(yōu)勢假設的平行線檢驗表明：卡方值為32.605，P 顯著性值為0.437（P＞0.05），說明比例優(yōu)勢假設成立，可以使用有序Logistic 回歸進行分析。運用R 語言中的polr函數(shù)對模型進行估計，結果如表2 所示。

由表2 可以看出，在個人特征方面，性別和戶籍類型對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著影響。與女性相比，男性創(chuàng)業(yè)意愿更強烈，在其他條件不變情況下，男性未來自主創(chuàng)業(yè)的可能性是女性的2.240倍。男性自主創(chuàng)業(yè)的概率顯著高于女性，一方面很可能是由于社會角色分工以及“女主內(nèi)男主外”的家庭觀念的影響，另一方面，自主創(chuàng)業(yè)是一項需要承擔風險的活動，與男性的風險偏好而言，女性更愿意選擇相對穩(wěn)定的職業(yè)。從戶籍類型看，在其他條件不變的情況下，具有非農(nóng)業(yè)戶口的高校畢業(yè)生未來可能自主創(chuàng)業(yè)的概率要比具有農(nóng)業(yè)戶口的高校畢業(yè)生低69.5%，即具有農(nóng)業(yè)戶口的高校畢業(yè)生未來自主創(chuàng)業(yè)的可能性是非農(nóng)業(yè)戶口高校畢業(yè)生的3.279（1/0.305）倍。這說明具有農(nóng)業(yè)戶口的高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿更強烈?？赡艿脑蚴牵瑏碜赞r(nóng)村的高校畢業(yè)生家庭經(jīng)濟條件相對較差，他們更希望通過自主創(chuàng)業(yè)改善個人經(jīng)濟狀況，從而對自主創(chuàng)業(yè)的態(tài)度更積極。這一結論與祝軍和岳昌君（2019）[11]的研究一致。

表2 高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素的有序多分類Logistic 回歸結果

在個人認知能力方面，個人認知能力對高校畢業(yè)生的創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著正向影響?？刂破渌兞坎蛔?，個人認知能力每提高一單位，高校畢業(yè)生自主創(chuàng)業(yè)的可能性增加1.794 倍。個人認知能力是個人處理信息和獲取知識的能力，認知能力強的人學習能力也強，能夠在快速自我思考和自省后產(chǎn)生最優(yōu)化的學習策略，并能夠正確認識自己的能力及不足。因此，個人認知能力越強，創(chuàng)業(yè)動機和創(chuàng)業(yè)意愿更明顯。這與周洋和劉雪瑾（2017）[12]的研究結論基本一致。

在創(chuàng)業(yè)環(huán)境方面，社會公共服務對高校畢業(yè)生的創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著負向影響。以公共教育服務、基本住房保障服務、醫(yī)療衛(wèi)生公共服務和社會管理公共服務衡量的社會公共服務水平越高，高校畢業(yè)生的創(chuàng)業(yè)意愿反而越低。究其原因，很可能是隨著教育、住房保障、醫(yī)療和社會管理等公共服務越高和社會保障越完善，高校畢業(yè)生更不愿意從事需要冒險和承擔風險的創(chuàng)業(yè)活動?！?016 年中國大學生就業(yè)報告》顯示，高校畢業(yè)生的創(chuàng)業(yè)失敗率高達95%，因此，高校畢業(yè)生在自主創(chuàng)業(yè)過程中面臨很大風險。由此社會公共服務越有保障，高校畢業(yè)生自主創(chuàng)業(yè)的意愿反而下降。另外，以維護公平、秉公辦事、環(huán)境保護和公平執(zhí)法等四維度衡量的政府工作表現(xiàn)對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響為正，但統(tǒng)計上不顯著。高校畢業(yè)生對政府在創(chuàng)業(yè)服務工作中的滿意度關系到高校畢業(yè)生的創(chuàng)業(yè)信心與創(chuàng)業(yè)激情，從而對高校畢業(yè)生的創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生影響[13]。

在社會信任方面，社會信任對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響在5%水平上顯著。在其他條件不變情況下，高校畢業(yè)生對社會信任總體評價每增加一單位，高校畢業(yè)生自主創(chuàng)業(yè)的可能性下降22.6%。這與宋淵洋和趙嘉欣（2020）[14]的研究結論基本一致。他們認為，社會信任對個體創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生重要影響，地區(qū)內(nèi)群體社會信任對個體創(chuàng)業(yè)具有負向作用，而地區(qū)外群體社會信任對個體創(chuàng)業(yè)具有正向作用。但已有研究大多表明，社會信任環(huán)境有利于促進大眾創(chuàng)業(yè)。在良好的社會信任環(huán)境下，人們更愿意從事自主創(chuàng)業(yè)活動[15]。因此，關于社會信任對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響機理還需要深入探討。

在資源稟賦方面，家庭經(jīng)濟狀況對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿具有正向影響，且在10%水平上顯著，即家庭經(jīng)濟狀況越好，高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿越高。在控制其他變量條件下，家庭經(jīng)濟狀況每增加一單位，高校畢業(yè)生自主創(chuàng)業(yè)的可能性提高1.303 倍。創(chuàng)業(yè)的門檻不僅在于它需要更高的膽識、個人能力和前景廣闊的創(chuàng)業(yè)項目，還在于它需要投入一定的資金。因此，家庭經(jīng)濟條件越好，高校畢業(yè)生自主創(chuàng)業(yè)的可能性越大。這與王曉華和安青青（2020）[16]的研究結論一致。父親最高教育程度在10%水平上對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生負向影響，即父親最高教育程度越高，高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿越低。在其他條件不變情況下，父親最高教育程度每增加一單位，高校畢業(yè)生自主創(chuàng)業(yè)的可能性下降8.3%。很可能的原因是，父親最高教育程度越高，高校畢業(yè)生的社會資本和社會關系越廣，能選擇的就業(yè)機會也越多，從而降低了自主創(chuàng)業(yè)的可能性。這與陳昊和呂越（2017）[17]的研究結論基本一致。

五、結論與建議

本文利用2015 年中國綜合社會調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)，建立包括個人認知能力、個人特征、創(chuàng)業(yè)環(huán)境、社會信任和資源稟賦等五個維度的高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素指標體系，基于有序多分類Logistic回歸模型的實證結果表明：（1）個人特征變量對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著影響。與女性相比，男性創(chuàng)業(yè)意愿更強烈，在其他條件不變情況下，男性自主創(chuàng)業(yè)的概率是女性的2.240 倍。從戶籍類型看，在其他條件不變的情況下，具有農(nóng)業(yè)戶口的高校畢業(yè)生未來自主創(chuàng)業(yè)的可能性是非農(nóng)業(yè)戶口高校畢業(yè)生的3.279 倍。（2）個人認知能力對高校畢業(yè)生的創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著正向影響?？刂破渌兞坎蛔儯瑐€人認知能力每提高一單位，高校畢業(yè)生自主創(chuàng)業(yè)的可能性增加1.794 倍。（3）以公共教育服務、基本住房保障服務、醫(yī)療衛(wèi)生公共服務和社會管理公共服務衡量的社會公共服務水平對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著負向影響。以維護公平、秉公辦事、環(huán)境保護和公平執(zhí)法等四維度衡量的政府工作表現(xiàn)對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響為正，但統(tǒng)計上不顯著。（4）社會信任對高校畢業(yè)生的創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著影響。（5）家庭經(jīng)濟狀況對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著正向影響，但父親最高教育程度對高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著負向影響。

基于上述結論，本文提出以下政策建議：（1）高校畢業(yè)生需要不斷提高自身素質(zhì)和認知能力，培養(yǎng)創(chuàng)新思維。高校應加強對大學生的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育，打造數(shù)智化創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)學院，探索創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)課程體系建設。（2）構建校企協(xié)作機制，增強校企合作，為高校畢業(yè)生在資金支持、技術服務、風險評估和項目管理等方面提供多元化服務，為高校畢業(yè)生搭建匯聚創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)要素的云平臺和創(chuàng)業(yè)應用場景。（3）政府及相關部門應制定一系列扶持高校畢業(yè)生自主創(chuàng)業(yè)的政策措施，鼓勵構建多融資渠道平臺，探索高校畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)團隊與政府部門、金融機構和社會資本等合作共贏的融資模式，為高校畢業(yè)生提供創(chuàng)業(yè)資金支持和創(chuàng)業(yè)融資場景。（4）政府部門應不斷加強工作水平和服務意識，簡政放權，精簡創(chuàng)業(yè)手續(xù)辦理，營造良好創(chuàng)業(yè)環(huán)境與氛圍，推動形成跨界融合的數(shù)智化創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)。