S-O-R框架下大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素研究

潘朝陽(yáng),楊 晶,翁 灝

(東北師范大學(xué) 教育學(xué)部，吉林 長(zhǎng)春 130024)

0 引言

2021年11月，教育部在2022屆全國(guó)普通高校畢業(yè)生就業(yè)創(chuàng)業(yè)工作網(wǎng)絡(luò)視頻會(huì)議中指出，我國(guó)2022屆大學(xué)畢業(yè)生規(guī)模將達(dá)到1 076萬(wàn)人。同年，國(guó)務(wù)院印發(fā)的《“十四五”就業(yè)促進(jìn)規(guī)劃》指出未來(lái)就業(yè)領(lǐng)域?qū)?huì)呈現(xiàn)結(jié)構(gòu)性就業(yè)矛盾問(wèn)題，即人才培養(yǎng)不適應(yīng)市場(chǎng)需求，“就業(yè)”與“招工”雙難并存，并明確指出要依靠“創(chuàng)業(yè)帶動(dòng)就業(yè)動(dòng)能持續(xù)釋放”。《教育部關(guān)于做好2022屆全國(guó)普通高校畢業(yè)生就業(yè)創(chuàng)業(yè)工作的通知》中明確強(qiáng)調(diào)促進(jìn)大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)帶動(dòng)就業(yè)。創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)特別是依靠大學(xué)生群體的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動(dòng)愈發(fā)成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)新引擎。

大學(xué)生畢業(yè)人數(shù)屢創(chuàng)新高，就業(yè)壓力逐年增大。大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿研究成為緩解就業(yè)、培養(yǎng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)人才的關(guān)注重點(diǎn)。本文根據(jù)木志榮[1]對(duì)創(chuàng)業(yè)主體研究觀點(diǎn)，認(rèn)為創(chuàng)業(yè)意愿作為大學(xué)生的主觀意愿和個(gè)體心理狀態(tài)，是大學(xué)生創(chuàng)業(yè)主體所受環(huán)境刺激的具體表現(xiàn)，更是大學(xué)生創(chuàng)業(yè)行為的預(yù)測(cè)指標(biāo)。以TPB模型為基礎(chǔ)，以S-O-R理論作為模型框架，在研究大學(xué)生創(chuàng)業(yè)者個(gè)人特質(zhì)驅(qū)動(dòng)創(chuàng)業(yè)行為的內(nèi)部誘因基礎(chǔ)上，添加創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)環(huán)境等客觀因素，為未來(lái)構(gòu)建良好創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)環(huán)境、改進(jìn)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育方法提供參考。

1 相關(guān)研究綜述

1.1 TPB計(jì)劃行為理論

TPB(Theory of Planned Behavior)最早在1999年發(fā)布的《計(jì)劃行為理論》中由Icek Ajzen提出，認(rèn)為人的行為是通過(guò)深刻思考后做出的計(jì)劃而產(chǎn)生的結(jié)果，如果通過(guò)建立某種理論模型，并進(jìn)行分析，就能夠理解認(rèn)識(shí)個(gè)體如何改變自身行為模式。TPB認(rèn)為，由于實(shí)際控制條件限制了行為的發(fā)生，當(dāng)控制條件充分時(shí)，行為意愿的中介效應(yīng)會(huì)影響到行為的發(fā)生，而行為意愿受行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制3個(gè)主要變量的影響。

國(guó)內(nèi)對(duì)TPB在創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)方面也有很多研究，例如胡永青[2]基于TPB研究大學(xué)生創(chuàng)業(yè)傾向；劉加鳳[3]基于TPB研究創(chuàng)業(yè)教育對(duì)于大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響；余福茂等[4]基于TPB對(duì)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)進(jìn)行實(shí)證研究，成功驗(yàn)證TPB在大學(xué)生創(chuàng)業(yè)領(lǐng)域中有良好的效果。因此，本文擬采用TPB構(gòu)建大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿模型。

圖1 TPB計(jì)劃行為理論模型

20世紀(jì)70年代，Albert Bandura意識(shí)到個(gè)體的積極意識(shí)對(duì)個(gè)體行為能夠產(chǎn)生作用，便提出自我效能感的概念。1994年，學(xué)者Boyd將其運(yùn)用于創(chuàng)業(yè)領(lǐng)域，將其命名為創(chuàng)業(yè)自我效能感。創(chuàng)業(yè)自我效能感指創(chuàng)業(yè)者相信自己能夠勝任創(chuàng)業(yè)角色、完成創(chuàng)業(yè)任務(wù)的積極意識(shí)。對(duì)于創(chuàng)業(yè)自我效能感研究國(guó)內(nèi)有很多學(xué)者參與制作相關(guān)量表，唐炎釗等[5]證實(shí)創(chuàng)業(yè)自我效能感對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿有顯著影響，鐘衛(wèi)東等[6]則證實(shí)創(chuàng)業(yè)自我效能感對(duì)創(chuàng)業(yè)績(jī)效有顯著影響。本文擬運(yùn)用創(chuàng)業(yè)自我效能感構(gòu)建大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿模型。

1.2 S-O-R模式理論

S-O-R框架：S-O-R(Stimulus-Organism-Response)框架是Mehrabian和Russel基于環(huán)境心理學(xué)的角度提出的，用來(lái)解釋個(gè)體在接受外部刺激后的心理決策過(guò)程。該理論認(rèn)為環(huán)境因素作為外部刺激(S)可以影響個(gè)體心理狀態(tài)(O)，從而改變其行為反應(yīng)(R)。S-O-R框架多用于預(yù)測(cè)經(jīng)濟(jì)管理領(lǐng)域的用戶決策行為。還可以廣泛用于調(diào)查環(huán)境刺激與行為反應(yīng)之間的關(guān)系，S-O-R框架被證明對(duì)預(yù)測(cè)網(wǎng)上用戶的認(rèn)知判斷和后續(xù)行為或意圖是有效的。例如匡亞林和李佳蓉[7]基于S-O-R框架研究用戶對(duì)于“政務(wù)”短視頻使用意愿影響因素；吳華君等[8]基于S-O-R框架研究MOOC持續(xù)使用意愿的影響；向純潔等[9]基于S-O-R框架研究工作情境下社會(huì)化媒體的多重采納行為。創(chuàng)業(yè)作為經(jīng)濟(jì)管理領(lǐng)域中一種將個(gè)體所有資源進(jìn)行整合從而創(chuàng)造出更多資源的活動(dòng)行為，都會(huì)有行動(dòng)之前的決策活動(dòng)。S-O-R框架則能從環(huán)境心理學(xué)的角度預(yù)測(cè)個(gè)體創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響因素。因此，本文采用S-O-R框架作為研究大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素的理論框架。

圖2 S-O-R模式

2 研究假設(shè)

2.1 創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)環(huán)境、創(chuàng)業(yè)特質(zhì)、創(chuàng)業(yè)自我效能及其中介效應(yīng)

創(chuàng)業(yè)教育指高校和社會(huì)等機(jī)構(gòu)對(duì)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)進(jìn)行的創(chuàng)業(yè)指導(dǎo)和技能培訓(xùn)。創(chuàng)業(yè)教育通過(guò)開(kāi)展舉辦相關(guān)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)、指導(dǎo)傳授相關(guān)創(chuàng)業(yè)知識(shí)來(lái)培養(yǎng)學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)想法和提高創(chuàng)業(yè)積極性。接受創(chuàng)業(yè)教育后，個(gè)體的創(chuàng)業(yè)能力在一定程度上能夠得到提升。

創(chuàng)業(yè)環(huán)境包括金融環(huán)境、政策支持和市場(chǎng)條件。金融環(huán)境指相關(guān)市場(chǎng)創(chuàng)業(yè)扶持基金獲取難易程度和種類多樣性，政策支持指政府對(duì)高校創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)的扶持力度；市場(chǎng)條件指當(dāng)?shù)刂С趾凸膭?lì)創(chuàng)業(yè)的文化氛圍。

創(chuàng)業(yè)特質(zhì)指創(chuàng)業(yè)主體受到外界創(chuàng)業(yè)環(huán)境刺激導(dǎo)致心理發(fā)展逐漸穩(wěn)定的性格特質(zhì)，主要包括大學(xué)生參加相關(guān)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的具體表現(xiàn)情況，包括創(chuàng)業(yè)意愿、創(chuàng)業(yè)行為等[10]。

創(chuàng)業(yè)自我效能感作為一個(gè)預(yù)測(cè)變量，常被用于研究創(chuàng)業(yè)意愿與創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)之間的關(guān)系，研究證明創(chuàng)業(yè)自我效能感對(duì)兩者有顯著影響。付鴻彥等(2019)采用最小二乘法證明了創(chuàng)業(yè)自我效能感通過(guò)創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)的中介作用對(duì)創(chuàng)業(yè)能力起到正面影響。同時(shí)，創(chuàng)業(yè)自我效能感作為一個(gè)結(jié)果變量，又受到其他變量的影響。正是因?yàn)閯?chuàng)業(yè)自我效能感具有預(yù)測(cè)變量和結(jié)果變量?jī)煞N變量屬性，可以證明創(chuàng)業(yè)自我效能感能夠產(chǎn)生中介效應(yīng)。

基于此提出如下假設(shè)：

H1：創(chuàng)業(yè)教育對(duì)創(chuàng)業(yè)自我效能感有正向影響；

H2：創(chuàng)業(yè)環(huán)境對(duì)創(chuàng)業(yè)自我效能感有正向影響；

H3：創(chuàng)業(yè)特質(zhì)對(duì)創(chuàng)業(yè)自我效能感有正向影響；

H4：創(chuàng)業(yè)自我效能感對(duì)創(chuàng)業(yè)行為有正向影響，并產(chǎn)生中介效應(yīng)作用。

2.2 TPB計(jì)劃行為理論模型核心變量假設(shè)

主觀規(guī)范指創(chuàng)業(yè)主體自身行為決策所受到的外界因素，例如親屬、社群關(guān)系給予的期望,也指創(chuàng)業(yè)主體對(duì)自身行為決策所受到外界因素影響的接受程度；創(chuàng)業(yè)態(tài)度是指創(chuàng)業(yè)主體創(chuàng)業(yè)行為的觀點(diǎn)和意愿程度；感知行為控制是創(chuàng)業(yè)主體對(duì)自身從事創(chuàng)業(yè)行為能力的預(yù)測(cè)和感知；創(chuàng)業(yè)意愿是創(chuàng)業(yè)主體對(duì)是否從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的主觀價(jià)值判斷，是對(duì)創(chuàng)業(yè)者具有創(chuàng)業(yè)特質(zhì)的程度、對(duì)創(chuàng)業(yè)行為的態(tài)度以及對(duì)從事創(chuàng)業(yè)行為能力的一般描述。

基于此提出如下假設(shè)：

H5：主觀規(guī)范對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿有正向影響；H6：創(chuàng)業(yè)態(tài)度對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿有正向影響；H7：感知行為控制對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿有正向影響；H8：創(chuàng)業(yè)意愿對(duì)創(chuàng)業(yè)行為有正向影響，并產(chǎn)生中介效應(yīng)作用。

3 數(shù)據(jù)分析

本次研究基于TPB計(jì)劃行為理論模型和S-O-R理論框架，結(jié)合其他學(xué)者對(duì)于創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)影響因素的研究成果，并針對(duì)大學(xué)生現(xiàn)實(shí)背景和調(diào)查群體實(shí)際，添加創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)環(huán)境、創(chuàng)業(yè)特質(zhì)以及創(chuàng)業(yè)自我效能等潛在變量，構(gòu)建大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素模型(見(jiàn)圖3)。

3.1 問(wèn)卷設(shè)計(jì)

研究對(duì)象主要以在校大學(xué)生群體為主，包括碩士和博士研究生。問(wèn)卷采用Likert5級(jí)量表進(jìn)行量化處理，并設(shè)計(jì)了9個(gè)潛在變量，分別為：創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)環(huán)境、創(chuàng)業(yè)特質(zhì)、創(chuàng)業(yè)自我效能、主觀規(guī)范、行為態(tài)度、感知行為控制、創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為。每個(gè)潛在變量設(shè)計(jì)3個(gè)題項(xiàng)。這9個(gè)潛在變量的具體題項(xiàng)參考了原有的理論模型和其他學(xué)者的研究成果，并使用數(shù)據(jù)處理工具IBM SPSS Statistics 23.0和Amos graphics 23.0，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行后續(xù)的數(shù)據(jù)分析。

圖3 大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素模型

表1 大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素調(diào)查問(wèn)卷量表內(nèi)容

本次研究的問(wèn)卷發(fā)放對(duì)象主要為在校大學(xué)生，通過(guò)問(wèn)卷星平臺(tái)發(fā)放問(wèn)卷。問(wèn)卷包括基礎(chǔ)題項(xiàng)部分和創(chuàng)業(yè)意愿影響因素2個(gè)部分。共回收450份問(wèn)卷，經(jīng)過(guò)篩查無(wú)效問(wèn)卷和質(zhì)量較差的問(wèn)卷，最終有效問(wèn)卷為443份，有效回收率為98.44%。

通過(guò)數(shù)據(jù)整理，基礎(chǔ)題項(xiàng)回答情況經(jīng)整理見(jiàn)表2。受訪對(duì)象性別情況中，男性受訪者占比52%，女性受訪者占比為48%。受訪者年齡則主要集中在20～30歲，在此區(qū)間受訪者一般臨近畢業(yè)季，需要考慮未來(lái)職業(yè)規(guī)劃，同時(shí)年級(jí)也主要集中在大三和大四及以上，占總?cè)藬?shù)的73%。對(duì)于受訪者的出生地和現(xiàn)住地的統(tǒng)計(jì)情況，則以城鎮(zhèn)戶口占比較多。

3.2 信度分析

信度用來(lái)表示測(cè)驗(yàn)數(shù)據(jù)及其結(jié)果的一致性和可靠性。通過(guò)SPSS軟件分析得到表3，可以得知9個(gè)潛在變量的Cronbach’s alpha均超過(guò)了0.8，組合信度CR也都超過(guò)了0.8，平均方差抽取值也都超過(guò)0.6，并且整體題項(xiàng)的Cronbach’s alpha達(dá)到了0.927，符合理論標(biāo)準(zhǔn)，證明此次研究的9個(gè)潛在變量與相關(guān)題項(xiàng)具有良好的信度與收斂度。

表2 基礎(chǔ)題項(xiàng)統(tǒng)計(jì)

表3 信度和收斂度分析

3.3 效度分析

效度用來(lái)反應(yīng)測(cè)量數(shù)據(jù)的內(nèi)容含義，反應(yīng)測(cè)量數(shù)據(jù)和檢驗(yàn)結(jié)果的有效性。通過(guò)SPSS軟件分析得到表4。本次實(shí)驗(yàn)運(yùn)用區(qū)分效度進(jìn)行效度分析檢驗(yàn)，通過(guò)將各潛在變量其平均方差抽取值的平方根與單個(gè)潛在變量的相關(guān)系數(shù)進(jìn)行比較，如果均大于其相關(guān)系數(shù)，則證明本次實(shí)驗(yàn)測(cè)量數(shù)據(jù)和結(jié)果具有良好的效度。表4中對(duì)角線數(shù)值為本次實(shí)驗(yàn)潛在變量平均方差抽取值的平方根值，均大于各潛在變量的相關(guān)系數(shù)，證明此次研究的測(cè)量指標(biāo)具有良好的效度。

表4 區(qū)分效度分析

3.4 模型擬合度與路徑假設(shè)檢驗(yàn)

運(yùn)用Amos Graphic 23.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)的后續(xù)處理與分析，見(jiàn)表5。 本次假設(shè)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿假設(shè)模型的參數(shù)均符合適配標(biāo)準(zhǔn)，適配度結(jié)果良好?？梢宰C明，實(shí)驗(yàn)所假設(shè)的模型具有良好的擬合度。

假設(shè)模型擬合度檢驗(yàn)良好，繼續(xù)使用Amos Graphics 23.0檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛢?nèi)部潛在變量路徑關(guān)系假設(shè)。通過(guò)分析得到表6，可得出本次實(shí)驗(yàn)假設(shè)全部顯著，所有假設(shè)潛在變量路徑關(guān)系都得到顯著性檢驗(yàn)的支持。除了H3和H5是0.01級(jí)別上顯著，H7是在0.05～0.01水平上顯著，其余全部是在0.001水平上顯著。

表5 模型擬合度指標(biāo)

3.5 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本次實(shí)驗(yàn)在潛在變量路徑關(guān)系都得到顯著性支持基礎(chǔ)上，繼續(xù)通過(guò)Amos Graphics 23.0對(duì)原假設(shè)中創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)意愿2個(gè)潛在變量的中介效應(yīng)假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證檢驗(yàn)。通過(guò)利用Bootstrapping模式對(duì)原數(shù)據(jù)進(jìn)行重復(fù)2 000次樣本抽樣，如果潛在變量的中介效應(yīng)所得到的上界值與下界值在95%的置信區(qū)間中不包含0，則證明中介變量在改變潛在變量路徑中產(chǎn)生中介效應(yīng)。由表7可知?jiǎng)?chuàng)業(yè)意愿只在路徑“感知行為控制→創(chuàng)業(yè)意愿→創(chuàng)業(yè)行為”中的中介效應(yīng)并未得到支持，其余中介效應(yīng)的效果均得到支持。

表6 路徑檢驗(yàn)與標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)

表7 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

通過(guò)本次探索性數(shù)據(jù)分析研究發(fā)現(xiàn)，H1、H2、H3、H4、H5、H6、H7和H8潛在變量路徑均得到顯著性檢驗(yàn)結(jié)果支持，特別是創(chuàng)業(yè)自我效能和創(chuàng)業(yè)意愿接受外界環(huán)境刺激產(chǎn)生的認(rèn)知和情緒對(duì)創(chuàng)業(yè)行為影響最為顯著。除了創(chuàng)業(yè)意愿對(duì)感知行為控制對(duì)創(chuàng)業(yè)行為的中介效應(yīng)產(chǎn)生效果并未得到顯著性檢驗(yàn)結(jié)果的支持，其余的中介路徑創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)意愿的中介效應(yīng)都得到支持，這證明當(dāng)代在校大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿受感知行為控制的影響程度較小。

4.2 建議

根據(jù)數(shù)據(jù)結(jié)果可以得出，大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為的產(chǎn)生主要通過(guò)兩個(gè)環(huán)節(jié)產(chǎn)生，一是大學(xué)生接受到的外界環(huán)境刺激，二是大學(xué)生對(duì)于外界環(huán)境刺激而產(chǎn)生的自我認(rèn)知和情緒。為鼓勵(lì)大學(xué)生自主創(chuàng)業(yè)、激發(fā)大學(xué)生創(chuàng)新意識(shí)，本次研究則對(duì)此提出以下建議：

創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)新教育結(jié)合。傳統(tǒng)創(chuàng)業(yè)教育主要以創(chuàng)業(yè)案例、企業(yè)家事跡和創(chuàng)業(yè)政策等作為相關(guān)課程內(nèi)容，缺乏對(duì)大學(xué)生創(chuàng)新意識(shí)的培養(yǎng)。創(chuàng)新與創(chuàng)業(yè)實(shí)則密不可分，大學(xué)生創(chuàng)新意識(shí)是大學(xué)生創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的精神來(lái)源。加強(qiáng)創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)新教育的融合，構(gòu)建良好的校園創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)文化，增強(qiáng)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能感的外界環(huán)境刺激，能更好地鼓勵(lì)大學(xué)生自主創(chuàng)新和自主創(chuàng)性，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展培養(yǎng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)人才。

豐富大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)實(shí)踐課程。創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)具有極強(qiáng)的實(shí)踐性，缺乏實(shí)踐內(nèi)容的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)是紙上談兵。豐富大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)實(shí)踐內(nèi)容，提高大學(xué)生創(chuàng)業(yè)特質(zhì)、轉(zhuǎn)變?cè)械膭?chuàng)業(yè)態(tài)度并讓大學(xué)生在創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)實(shí)踐中產(chǎn)生清晰的感知行為控制，作出明確規(guī)劃。一方面能從外界環(huán)境和大學(xué)生所產(chǎn)生的自我認(rèn)知對(duì)大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿進(jìn)行刺激；另一方面讓大學(xué)生能夠提前接觸創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，對(duì)未來(lái)規(guī)劃有明確定位，提高創(chuàng)業(yè)市場(chǎng)資源和政策資源的利用率。

合力構(gòu)建良好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境。構(gòu)建良好的創(chuàng)業(yè)文化氛圍需要政府、社會(huì)以及家庭等多方面努力，良好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境對(duì)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能感產(chǎn)生積極的刺激作用，激發(fā)大學(xué)生的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿和動(dòng)力。政府需要制定高效可行的大學(xué)生創(chuàng)業(yè)政策，完善市場(chǎng)準(zhǔn)入機(jī)制，為大學(xué)生創(chuàng)業(yè)保駕護(hù)航；社會(huì)則需要鼓勵(lì)大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，改變傳統(tǒng)“鐵飯碗”工作思維，宣傳優(yōu)秀企業(yè)家精神，為大學(xué)生提供精神和輿論支持；家庭則更需要提供更為開(kāi)明的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)氛圍，理解支持大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，減輕大學(xué)生創(chuàng)業(yè)的精神壓力。

5 不足與展望

首先，本次研究作為探索性數(shù)據(jù)研究，在保證研究科學(xué)性和準(zhǔn)確性的前提下，所參考的部分模型適配標(biāo)準(zhǔn)會(huì)略低于理論標(biāo)準(zhǔn)，導(dǎo)致研究結(jié)論可能產(chǎn)生與現(xiàn)實(shí)情況不相符的情況。其次，本次研究樣本仍具有局限性，只能側(cè)面證明實(shí)驗(yàn)假設(shè)能夠在特定情況下產(chǎn)生影響效果，樣本仍不具有廣泛性。再次，本次研究對(duì)象僅局限于在校大學(xué)生和研究生群體，樣本對(duì)象不具有代表性，如未包含適齡階段的已就業(yè)人群，導(dǎo)致實(shí)驗(yàn)結(jié)果具有片面性。最后，本次研究中大學(xué)生均為在校群體，不能進(jìn)行對(duì)其畢業(yè)后實(shí)際創(chuàng)業(yè)情況進(jìn)行跟蹤調(diào)查，導(dǎo)致在創(chuàng)業(yè)行為研究上只能通過(guò)數(shù)據(jù)預(yù)測(cè)，缺乏一定的實(shí)用價(jià)值。

在未來(lái)進(jìn)行深入的創(chuàng)業(yè)意愿及行為的影響因素調(diào)查研究中，會(huì)側(cè)重樣本數(shù)據(jù)的連續(xù)性，擴(kuò)大樣本的數(shù)量和種類，進(jìn)而使研究結(jié)果更具有普遍性和適用性。