創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)自我效能感與創(chuàng)業(yè)意向的關(guān)系研究

林 聰 虞艷麗 賀 翔

（1.寧波大學(xué)科學(xué)技術(shù)學(xué)院，浙江 寧波 315300；2.寧波大學(xué)，浙江 寧波 315300；3.寧波大學(xué)中國非公有制經(jīng)濟人士浙江研究基地，浙江 寧波 315300）

1 引言

創(chuàng)業(yè)有利于促進(jìn)社會經(jīng)濟良性發(fā)展，創(chuàng)造就業(yè)崗位，解決社會就業(yè)問題，因此，發(fā)達(dá)國家高度關(guān)注創(chuàng)業(yè)活動。我國自把“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”寫入政府工作報告以來，高度重視各階層的創(chuàng)業(yè)活動，特別關(guān)注具有科技含量的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)項目?；诖?，眾多學(xué)者開始研究創(chuàng)業(yè)主體為接受過高等教育的大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)活動。在大學(xué)生創(chuàng)業(yè)行為的學(xué)術(shù)研究中，集中研究大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向的影響因素，這主要因為個體創(chuàng)業(yè)意向已被眾多學(xué)者證明是預(yù)測創(chuàng)業(yè)行為最佳變量。在提升大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向方面的研究中，Zhao H等學(xué)者證實創(chuàng)業(yè)教育可以提升創(chuàng)業(yè)自我效能感，從而提高大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意向[1]。因此，在雙創(chuàng)背景下教育部頒布了一系列關(guān)于創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)文件，要求高校開設(shè)創(chuàng)業(yè)類課程。

根據(jù)《中國大學(xué)生創(chuàng)業(yè)報告2020》數(shù)據(jù)顯示，跟以往相比，中國大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意向持續(xù)提升，高達(dá)49.86%的在校大學(xué)生有較強烈的創(chuàng)業(yè)意向，而在《2020年大學(xué)生就業(yè)報告中》指出應(yīng)屆本科畢業(yè)生創(chuàng)業(yè)比例僅為1.6%。從這兩份調(diào)研報告中看出創(chuàng)業(yè)意向和實際創(chuàng)業(yè)比例具有巨大差距，較高的創(chuàng)業(yè)意向緣何未能轉(zhuǎn)化成自主創(chuàng)業(yè)？如何開展創(chuàng)業(yè)教育才能更有效地把創(chuàng)業(yè)意向轉(zhuǎn)化為創(chuàng)業(yè)行為？基于此疑問，本研究將引入創(chuàng)業(yè)自我效能感作為中介變量，去探究創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)自我效能感和創(chuàng)業(yè)意向三者關(guān)系，有利于進(jìn)一步揭開其中的黑匣子，促使高校更有針對性地開展創(chuàng)業(yè)教育，推進(jìn)大學(xué)生自主創(chuàng)業(yè)。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向

創(chuàng)業(yè)意向作為創(chuàng)業(yè)行為的最佳預(yù)測變量是國內(nèi)外廣大學(xué)者研究的焦點和重要課題。面對我國較高的創(chuàng)業(yè)意向和極低的自主創(chuàng)業(yè)率之間的不匹配，國內(nèi)學(xué)者卻較少探究創(chuàng)業(yè)意向轉(zhuǎn)化創(chuàng)業(yè)行為的深層次因素。

大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向轉(zhuǎn)化為創(chuàng)業(yè)行為其實需要經(jīng)歷4個運行階段，分別是前決策階段、前行動階段、行動階段和后行動階段。其中創(chuàng)業(yè)意向階段分為前決策階段和前行動階段，也稱為創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向和創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向[2]。大學(xué)生創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向發(fā)展為創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向的過程并不是單向度的，當(dāng)他們未能成功形成創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向時，就會仍然停留在前決策階段，當(dāng)他們成功形成創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向時，創(chuàng)業(yè)意向才能進(jìn)一步轉(zhuǎn)化為創(chuàng)業(yè)行為。

把意向分為目標(biāo)意向和執(zhí)行意向最早是Gollwitzer,P.M于1993年提出來的，最初在社會心理學(xué)領(lǐng)域應(yīng)用，后來才應(yīng)用到創(chuàng)業(yè)意向領(lǐng)域[3]。對于具有執(zhí)行意向的人來說，更加會轉(zhuǎn)化為行為，比沒有執(zhí)行意向的人更加向目標(biāo)行動[4]。Brandstatter,V等學(xué)者實證分析得出形成執(zhí)行意向有助于目標(biāo)轉(zhuǎn)化為行為[5]。大學(xué)生設(shè)定創(chuàng)業(yè)目標(biāo)到開展創(chuàng)業(yè)活動，產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)行為的過程不是一蹴而就的。有些學(xué)生未達(dá)到創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向而不會進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動，僅停留在創(chuàng)業(yè)目標(biāo)遐想階段。眾多學(xué)者在探究創(chuàng)業(yè)意向時，僅把其當(dāng)做創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向去測量，而沒有考察創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向，或是把創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向和創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向混為一談并不做區(qū)分。這就使得預(yù)測創(chuàng)業(yè)行為遇到一些困難[6]。因此，本研究將創(chuàng)業(yè)意向分為創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向和創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向兩個方面，而創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向作為創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向的前置因素，對其具有顯著影響。故而提出假設(shè)：

H1：創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向?qū)?chuàng)業(yè)執(zhí)行意向呈現(xiàn)顯著影響

2.2 創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意向

創(chuàng)業(yè)教育最早起步于美國，早在20世紀(jì)40年代美國哈佛商學(xué)院就開設(shè)創(chuàng)業(yè)教育課程。直到20世紀(jì)90年代，我國開始研究創(chuàng)業(yè)教育，最初的創(chuàng)業(yè)教育主要進(jìn)行創(chuàng)業(yè)計劃大賽的方式開展，經(jīng)過數(shù)十年的發(fā)展，逐漸開設(shè)創(chuàng)業(yè)教育課程和創(chuàng)業(yè)模式的探索。大學(xué)階段的創(chuàng)業(yè)教育對提升創(chuàng)業(yè)意向產(chǎn)生直接影響，也可以提高大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)自我效能感的方式間接影響創(chuàng)業(yè)意向。眾多學(xué)者實證研究已經(jīng)證實創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意向的顯著影響，如朱紅等學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)高校創(chuàng)業(yè)教育顯著影響大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意向，增加專業(yè)知識與創(chuàng)業(yè)項目的匹配度[7]。向輝等學(xué)者對全國25個高校5784個大學(xué)生調(diào)研發(fā)現(xiàn)接受過創(chuàng)業(yè)教育大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意向明顯高于未接受創(chuàng)業(yè)教育的[8]。A.Coduras等學(xué)者基于GEM數(shù)據(jù)庫分析發(fā)現(xiàn)西班牙的創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意向的影響呈現(xiàn)顯著正向影響[9]。Omar Boubker等學(xué)者借助PLS-SEM統(tǒng)計軟件對摩洛哥學(xué)生開展實證研究發(fā)現(xiàn)學(xué)術(shù)創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新孵化器在高校創(chuàng)業(yè)教育中起到關(guān)鍵作用，同時證實管理學(xué)專業(yè)學(xué)生的創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意向有顯著的統(tǒng)計學(xué)關(guān)系，并建議創(chuàng)業(yè)教育計劃列入摩洛哥大學(xué)課程[10]。故提出假設(shè)：

H2：創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向呈現(xiàn)顯著影響

H3：創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向呈現(xiàn)顯著影響

2.3 創(chuàng)業(yè)自我效能感

自我效能是社會學(xué)習(xí)理論的核心理念，班杜拉于1977年首次提出，表示個人對自身執(zhí)行特定任務(wù)能力的信心，自我效能在創(chuàng)業(yè)學(xué)術(shù)領(lǐng)域也被證實適用。潘炳超、陸根書指出創(chuàng)業(yè)自我效能顯著正向影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向，同時創(chuàng)業(yè)教育通過創(chuàng)業(yè)自我效能對創(chuàng)業(yè)意向產(chǎn)生間接效應(yīng)[11]。Zhao等學(xué)者對265名工商管理學(xué)生開展抽樣調(diào)研，實證表明創(chuàng)業(yè)自我效能感對培養(yǎng)創(chuàng)業(yè)意向具備中介作用[12]。李曉青根據(jù)海峽兩岸774名學(xué)生調(diào)研指出兩岸大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)自我效能感均能顯著正向影響創(chuàng)業(yè)意向[13]。Saeed等學(xué)者以805名大學(xué)生為對象，實證顯示創(chuàng)業(yè)自我效能感和個人動機構(gòu)成創(chuàng)業(yè)意向的基本要素。從整體角度出發(fā)，可以更有效地理解感知到創(chuàng)業(yè)教育在學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向形成中的作用。認(rèn)為創(chuàng)業(yè)教育可以提升大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意識，提高大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能，創(chuàng)業(yè)自我效能被視為創(chuàng)業(yè)意向的顯著預(yù)測指標(biāo)[14]。徐菊，陳德棉對243位接受創(chuàng)業(yè)教育的個體展開調(diào)研，結(jié)論顯示：不同階段的創(chuàng)業(yè)自我效能在創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意向的中介作用并不相同[15]。Moustafa Elnadi等學(xué)者使用偏最小二乘結(jié)構(gòu)方程對259名沙特阿拉伯公立高校學(xué)生調(diào)研結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)自我效能感直接或者間接的影響創(chuàng)業(yè)意向，多組分析結(jié)果證實顯著差異[16]。

綜上所述，提出研究假設(shè)：

H4：創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)自我效能感呈現(xiàn)顯著影響

H5：創(chuàng)業(yè)自我效能感對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向呈現(xiàn)顯著影響

H6：創(chuàng)業(yè)自我效能感對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向呈現(xiàn)顯著影響

H7：創(chuàng)業(yè)自我效能感在創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向中起到中介作用

H8：創(chuàng)業(yè)自我效能感在創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向中起到中介作用

綜上所述，本研究構(gòu)建創(chuàng)業(yè)教育影響創(chuàng)業(yè)意向的理論模型（圖1）。

圖1 創(chuàng)業(yè)教育影響創(chuàng)業(yè)意向的理論模型

3 實證研究

3.1 被試

向?qū)幉ㄊ斜究圃盒Ｔ谛Ｉ斗?00份問卷，回收626份問卷，得到有效問卷585份，有效率為83.6%，其中性別上，男生259人，占比44.3%，女生326人，占比55.7%；年級上，大一學(xué)生156人（26.7%），大二學(xué)生166人（28.4%），大三學(xué)生116人（19.8%），大四學(xué)生147人（25.1%）；專業(yè)分布上，理工科類專業(yè)學(xué)生188人（32.1%），經(jīng)濟與管理類專業(yè)學(xué)生150人（25.6%），人文、法律、哲社類專業(yè)學(xué)生124人（21.2%），藝術(shù)類學(xué)生103人（17.6%），其他專業(yè)學(xué)生20人（3.4%）。另外，參加過學(xué)科競賽學(xué)生185人（31.6%），未參加學(xué)科競賽學(xué)生400人（68.4%）；父母曾經(jīng)有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的265人（45.3%），未曾有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的320人（54.7%）。

3.2 研究工具

3.2.1 大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向量表

該量表在李海壘、宮燕明和張文新（2011）基礎(chǔ)上通過預(yù)試測量后修正。原引用量表包含創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向和創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向兩個維度，分別為6道測試題目。前期通過選擇1個班級進(jìn)行預(yù)測后，借助SPSS24統(tǒng)計軟件對創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向和創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向2個維度題目進(jìn)行篩選，以因素負(fù)荷量小于0.6的題目和項目總相關(guān)小于0.3的題目不符合要求為依據(jù)，創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向和創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向分別有1個題目不符合要求，故各刪除1個題目，形成最終量表。采用李克特量表計分，“完全不符合”分值為1，“完全符合”分值為5。借助SPSS24統(tǒng)計軟件對最終問卷分析，創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向的內(nèi)部一致性指標(biāo)：克隆巴赫Alpha為0.909；創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向內(nèi)部一致性指標(biāo)：克隆巴赫Alpha為0.915；可以得出具備良好的內(nèi)部一致性。

3.2.2 創(chuàng)業(yè)教育量表

該量表采用Franke（2004）、祁偉宏（2011）等學(xué)者編制的基礎(chǔ)上修訂而來，包含6個題目，從創(chuàng)業(yè)氛圍感知、創(chuàng)業(yè)能力培養(yǎng)感知、創(chuàng)業(yè)課程感知、創(chuàng)業(yè)社團(tuán)支持感知、創(chuàng)業(yè)資金支持感知和創(chuàng)業(yè)活動支持感知6個方面構(gòu)成。采用李克特量表計分，借助SPSS24統(tǒng)計軟件對最終有效問卷分析，創(chuàng)業(yè)教育的內(nèi)部一致性指標(biāo)：克隆巴赫Alpha為0.907，具有良好的信度。

3.2.3 創(chuàng)業(yè)自我效能感量表

該量表采用Linan&chen（2009）、祁偉宏（2011）等學(xué)者編制的基礎(chǔ)上修訂而來，包含6個題目。采用李克特量表計分，借助SPSS24統(tǒng)計軟件對最終有效問卷統(tǒng)計分析，創(chuàng)業(yè)自我效能感的內(nèi)部一致性指標(biāo)：克隆巴赫Alpha為0.954，具有良好的信度。

3.3 施策程序與統(tǒng)計分析

形成正式問卷之前在研究者所在高校投放40份問卷預(yù)測，進(jìn)行題目校正，最終形成正式問卷。然后，以寧波市本科院校在校生為調(diào)研對象，通過各高校輔導(dǎo)員轉(zhuǎn)發(fā)線上問卷及發(fā)放線下紙質(zhì)問卷。剔除無效問卷，采用EXCEL錄入問卷信息，最后采用SPSS24和AMOS24進(jìn)行統(tǒng)計分析。

4 研究結(jié)果與分析

4.1 研究變量的統(tǒng)計分析

表1列出創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)自我效能感、創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向和創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向的描述性統(tǒng)計數(shù)據(jù)和相關(guān)分析，可以得出4個研究變量之間的皮爾森相關(guān)呈顯著正相關(guān)。其中創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向的相關(guān)系數(shù)為0.476，創(chuàng)業(yè)自我效能感與創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向的相關(guān)系數(shù)為0.587；創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向的相關(guān)系數(shù)為0.463，創(chuàng)業(yè)自我效能感與創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向的相關(guān)系數(shù)為0.632。顯而易見，各變量所包含的題目實務(wù)上有足夠的相關(guān)性。其中，平均方差萃取量（AVE）均大于0.5，具備良好的區(qū)別效度；對角線顯示的0.827,0.902,0.859，0.864均大于對應(yīng)維度相關(guān)系數(shù)，區(qū)別效度成立。

表1 描述性統(tǒng)計、AVE值和相關(guān)分析

4.2 回歸分析

通過SPSS24統(tǒng)計軟件進(jìn)行回歸分析，顯示各變量VIF指標(biāo)均小于5，該模型并未有共線性。表2列出了創(chuàng)業(yè)教育影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向和創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向的多元回歸分析結(jié)果，控制變量為，性別、學(xué)科競賽和父母是否有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷。

表2 創(chuàng)業(yè)教育對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向的回歸分析

模型2、模型4中，可以得出創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)自我效能感均能顯著影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向和大學(xué)生創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向。由模型1到模型2的決定系數(shù)R2得出，創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)自我效能感對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向方差變異的解釋力由9.1%增高到41.8%，回歸系數(shù)分別0.263、0.424；由模型3到模型4的決定系數(shù)R2變化可知，創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)自我效能感對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向的解釋力由5.5%增加到44.5%，回歸系數(shù)分別為0.203、0.502。模型5中，把創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向作為自變量加入回歸模型后，可以看出，模型解釋力增加到64%，使該模型具有最強解釋力，創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)自我效能感、創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向的回歸系數(shù)分別為0.055、0.264、0.562。從模型5中，可以得出，當(dāng)創(chuàng)業(yè)意向的前置因素大學(xué)生創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向放入模型中時，創(chuàng)業(yè)教育對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向不顯著，創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)自我效能感呈現(xiàn)顯著影響，創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向呈現(xiàn)顯著影響。

通過以上分析，結(jié)合5個模型的比較，對相關(guān)研究假設(shè)進(jìn)行驗證。根據(jù)研究結(jié)論我們可以判斷研究假設(shè)H1、H2、H5、H6成立，H3不成立。

4.3 創(chuàng)業(yè)自我效能感的中介作用：結(jié)構(gòu)方程模型分析

結(jié)構(gòu)方程模型可以同時分析多個潛變量之間的相互影響的復(fù)雜關(guān)系，本文根據(jù)創(chuàng)業(yè)教育與大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向的關(guān)系構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，探究變量之間的關(guān)系，以此驗證創(chuàng)業(yè)自我效能感的中介作用。表3為結(jié)構(gòu)方程模型路徑參數(shù)表。

從表3中我們可以再次驗證原有假設(shè)H1、H2、H4、H5、H6成立，H3不成立。

表3 結(jié)構(gòu)方程模型路徑參數(shù)表

圖2為創(chuàng)業(yè)自我效能中介作用的結(jié)構(gòu)方程模型；根據(jù)AMOS24分析得出此結(jié)構(gòu)方程模型的各項擬合度指標(biāo)：GFI為0.870，AGFI為0.838，CFI為0.943，TLI(NNFI)為0.935，RMSE為0.073，SRMR為0.048，Chi-square為837.024,df為203，Chi-square/df為4.123，P<0.001。以上這些數(shù)據(jù)顯示，GFI、CFI、AGFI、TLI(NNFI)均大于0.8，RMSE、SRMR均小于0.08，Chi-square/df小于5，雖然顯著性指標(biāo)數(shù)據(jù)小于0.001，但樣本量超過200很容易達(dá)到顯著，可以不做標(biāo)識；因此，這些擬合度指標(biāo)呈現(xiàn)出該模型的擬合度較好。

根據(jù)圖2，創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向呈顯著影響，路徑系數(shù)為0.235，創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)自我效能感呈顯著影響，路徑系數(shù)為0.558，創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向呈顯著影響，路徑系數(shù)為0.506，可以得出創(chuàng)業(yè)自我效能感在創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向中起到部分中介作用；創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向的路徑系數(shù)為0.037，不顯著，創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)自我效能感呈顯著影響，路徑系數(shù)為0.558，創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向呈顯著影響，路徑系數(shù)為0.216，可以得出創(chuàng)業(yè)自我效能感在創(chuàng)業(yè)教育影響創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向中起到完全中介作用，故研究假設(shè)H7、H8成立。

圖2 創(chuàng)業(yè)自我效能感在創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意向之間中介作用：結(jié)構(gòu)方程模型（N=585）

5 結(jié)論和建議

結(jié)論一：本研究把創(chuàng)業(yè)意向分為創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向和創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向兩個變量開展實證研究，是對以往學(xué)者研究創(chuàng)業(yè)意向的拓展和補充。創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向就是潛在創(chuàng)業(yè)者腦海中從事創(chuàng)業(yè)活動的想法，而創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向是大學(xué)生創(chuàng)業(yè)活動想法的具體化，包括開展何種創(chuàng)業(yè)項目，對創(chuàng)業(yè)項目可行性判斷分析及創(chuàng)業(yè)項目具體計劃。只有當(dāng)大學(xué)生具有創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向時，才有可能進(jìn)一步發(fā)展為創(chuàng)業(yè)行為的實質(zhì)階段。根據(jù)結(jié)構(gòu)方程模型分析，創(chuàng)業(yè)教育影響創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向的路徑系數(shù)為0.235，呈顯著影響，但創(chuàng)業(yè)教育影響創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向的路徑系數(shù)只有0.037，且兩者并不顯著影響，這與以往大多數(shù)研究中，創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向有顯著影響的結(jié)論不同。根據(jù)實證結(jié)論，可以推斷現(xiàn)階段在校大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意向僅僅停留在創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向，這就解釋了緣何具有較高創(chuàng)業(yè)意向的大學(xué)生實際創(chuàng)業(yè)比例極低的原因。

結(jié)論二：創(chuàng)業(yè)自我效能感在創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向中起部分中介作用；而創(chuàng)業(yè)自我效能感在創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向中起完全中介作用。結(jié)構(gòu)方程模型分析顯示，創(chuàng)業(yè)教育影響創(chuàng)業(yè)自我效能感的路徑系數(shù)為0.558，顯然兩個變量之間的關(guān)聯(lián)度較強。創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向和創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向的路徑系數(shù)分別為0.506和0.216，這分別遠(yuǎn)高于創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向和創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向的路徑系數(shù)。高校應(yīng)該通過創(chuàng)業(yè)教育去提升大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)自我效能感，繼而提升創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向和創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向。

基于上述結(jié)論，探究高校有效開展創(chuàng)業(yè)教育，進(jìn)一步促進(jìn)大學(xué)生自主創(chuàng)業(yè)提出以下3點建議：

其一，創(chuàng)業(yè)氛圍感知是本次調(diào)研問卷中創(chuàng)業(yè)教育的測量變量，調(diào)研分析顯示高校創(chuàng)業(yè)氛圍感知均值僅為2.88，顯然寧波市各高校在營造良好創(chuàng)業(yè)環(huán)境方面還有待加強。創(chuàng)業(yè)教育的發(fā)展離不開良好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境和濃厚的創(chuàng)業(yè)氛圍，高校應(yīng)該加強與企業(yè)合作，深入推進(jìn)產(chǎn)教融合，讓大學(xué)生了解最新的科技發(fā)展和市場需求，拓寬視野，形成理論與實踐的有效結(jié)合，從而激發(fā)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)思維，營造良好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境，更好地提升大學(xué)生創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向。

其二，從對寧波市本科高校的調(diào)研中了解到面向全校師生開設(shè)的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)課程，主要是創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)基礎(chǔ)課程或者職業(yè)規(guī)劃與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)類課程，此類課程教師主要由輔導(dǎo)員擔(dān)任，缺少企業(yè)家及企業(yè)管理者的參與。這使得創(chuàng)業(yè)類課程更多的是啟發(fā)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意識，而未能充分探討創(chuàng)業(yè)項目的具體實操。本次調(diào)研創(chuàng)業(yè)教育中的測量變量創(chuàng)業(yè)課程感知均值為3.19，創(chuàng)業(yè)能力培養(yǎng)感知為3.17，可以看出，高校對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)能力的培養(yǎng)及創(chuàng)業(yè)課程授課的得分均不高。要提高大學(xué)生自主創(chuàng)業(yè)率，不能僅停留在創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向，更要提升大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向；高校應(yīng)該以大學(xué)生創(chuàng)業(yè)基地為平臺、以“互聯(lián)網(wǎng)+”大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)大賽、“挑戰(zhàn)杯”大學(xué)生創(chuàng)業(yè)計劃競賽等創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)類競賽為載體，將模擬企業(yè)創(chuàng)辦、沙盤演練等實踐類課程內(nèi)容融入大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育體系，加強大學(xué)生與創(chuàng)業(yè)導(dǎo)師互動，提升大學(xué)生創(chuàng)業(yè)能力，從而提高大學(xué)生創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向。

其三，創(chuàng)業(yè)自我效能感在創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向中發(fā)揮完全中介作用，因此要提升創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向必須發(fā)揮好創(chuàng)業(yè)自我效能感的中介作用。故大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)課程應(yīng)加強實踐實訓(xùn)環(huán)節(jié)，激發(fā)大學(xué)生的課堂興趣，提升大學(xué)生在創(chuàng)業(yè)課程中的學(xué)習(xí)投入，從而提升創(chuàng)業(yè)自我效能感。通過不同的創(chuàng)業(yè)教育學(xué)習(xí)方式，在課程教學(xué)設(shè)計和實施中有意識加入提升學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能感的活動內(nèi)容，讓大學(xué)生在學(xué)習(xí)的同時，創(chuàng)業(yè)教師給予積極、有價值的反饋，提升互動的質(zhì)量，并幫助學(xué)生在創(chuàng)業(yè)實踐項目中克服困難，增加大學(xué)生在創(chuàng)業(yè)項目演練中的信心，提升大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)自我效能感。