鄉(xiāng)村振興背景下大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意向研究
——基于修正的TPB模型

吳書新,劉 洋

(河北師范大學 匯華學院,河北 石家莊 050091)

一、問題提出

黨的十九屆五中全會提出全面推進鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略,2021年中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)的《關(guān)于加快推進鄉(xiāng)村人才振興的意見》中指出,要引導城市人才下鄉(xiāng),推動專業(yè)人才服務(wù)鄉(xiāng)村,吸引各類人才在鄉(xiāng)村振興中建功立業(yè)。創(chuàng)業(yè)行為是推動鄉(xiāng)村經(jīng)濟發(fā)展,實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要手段。創(chuàng)業(yè)不僅能夠為社會經(jīng)濟發(fā)展提供動力,同時對解決就業(yè)問題、提供多樣的職業(yè)發(fā)展通道發(fā)揮著非常重要的作用。而大學生創(chuàng)業(yè)是我國創(chuàng)業(yè)政策推行的重點,大學生作為重要的社會群體,是創(chuàng)業(yè)人才的主要來源。

Ajzen在所構(gòu)建的計劃行為理論模型(TPB,Theory of Planned Behavior)中,較早闡述了行為意向由態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制所影響[1]。在創(chuàng)業(yè)意向的研究當中,Shapero和Sokol認為創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范、行為傾向和感知可行性對創(chuàng)業(yè)意向有顯著影響[2]。此后的研究大多將創(chuàng)業(yè)意向定義為一種心理狀態(tài)?？偟膩碚f,基于計劃行為理論的創(chuàng)業(yè)意向研究大多聚焦于個體的自我感知,認為態(tài)度、主觀規(guī)范、自我效能感、感知可行性等個體因素是影響創(chuàng)業(yè)意向的主要變量。但是以往對于影響創(chuàng)業(yè)意向變量之間關(guān)系的研究很少基于鄉(xiāng)村振興的時代背景,一是由于鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施的時間還不長,研究此領(lǐng)域的學者尚未深入探討,二是目前對于鄉(xiāng)村振興背景下大學生創(chuàng)業(yè)的探討大部分是關(guān)于創(chuàng)業(yè)政策、創(chuàng)業(yè)教育的相關(guān)對策研究,對于影響大學生創(chuàng)業(yè)意向尤其是返鄉(xiāng)大學生鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)意向的研究還不夠深入。

本研究基于以往相關(guān)研究,以TPB模型為理論基礎(chǔ),將鄉(xiāng)村振興背景下的創(chuàng)業(yè)政策和創(chuàng)業(yè)教育加入模型當中,并對模型進行了修正,試圖探討創(chuàng)業(yè)政策對于返鄉(xiāng)大學生創(chuàng)業(yè)意向的中介作用和創(chuàng)業(yè)教育的調(diào)節(jié)作用,以及鄉(xiāng)村振興背景下返鄉(xiāng)大學生創(chuàng)業(yè)意向的產(chǎn)生原因及影響機制。

二、分析框架

(一)鄉(xiāng)村振興與大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)

大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)不僅可以推動鄉(xiāng)村發(fā)展,推動鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施,還能夠擴寬大學生就業(yè)渠道,促進大學生高質(zhì)量就業(yè)。眾多學者從不同角度對此進行了深入研究。

毋靖雨(2021)構(gòu)建了在鄉(xiāng)村振興背景下大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)能力的測評模型,編制了大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)能力測評量表,構(gòu)建了大學生創(chuàng)業(yè)能力評價模型[3]。周曉霞等(2022)以廣西省為研究樣本,研究了高校創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)人才培養(yǎng)中存在的問題和困難,從創(chuàng)新理念、平臺搭建、完善體系、整合資源、推進合作五個方面提出了鄉(xiāng)村振興背景下的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)人才培養(yǎng)策略[4]。顧輝(2021)認為鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略使大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)形成了熱潮,國家出臺的創(chuàng)業(yè)政策為大學生返鄉(xiāng)成功創(chuàng)辦企業(yè)提供了良好的政策環(huán)境,并分析了政府角色定位、政策機制與返鄉(xiāng)大學生成功創(chuàng)業(yè)之間的關(guān)系[5]。

從以上研究來看,鄉(xiāng)村振興與大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的相關(guān)研究主要分為兩個方向:一是大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的培養(yǎng)和支持體系建設(shè);二是以實證研究的方法研究返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)大學生所需具備的素質(zhì)以及人才培養(yǎng)要素。在大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的培養(yǎng)和支持體系研究中,大部分學者從國家政策的角度,對大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的各項支持措施進行了分析。在對大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的實證研究中,學者們主要從微觀角度研究影響大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的行為和意向。

(二)創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范、自我效能感對創(chuàng)業(yè)意向的影響

行為傾向和感知可行性對創(chuàng)業(yè)意向有顯著影響[2]?；谟媱澬袨槔碚摰膭?chuàng)業(yè)意向研究大多聚焦于個體的自我感知,認為態(tài)度、主觀規(guī)范、自我效能感、感知可行性等個體因素是影響創(chuàng)業(yè)意向的主要變量。

主觀規(guī)范指個體在決定是否采用某種行為時所受到的社會影響,包括父母、親戚、同學、朋友、老師等與個體關(guān)系較為密切的群體對其所產(chǎn)生的壓力。一方面,主觀規(guī)范包含了個體受到群體影響的程度;另一方面,主觀規(guī)范又包含了個體對這些群體影響的遵從程度。在TPB模型中,主觀規(guī)范是影響行為意圖進而影響行為的主要變量,但是Ajzen通過實證研究卻認為個體的主觀規(guī)范對創(chuàng)業(yè)意向非常有限,同時他還發(fā)現(xiàn),對于高內(nèi)傾控制的個體其主觀規(guī)范對創(chuàng)業(yè)意向的解釋力會顯著下降[6](P1113-1127)。而之后學者在實證研究中證明主觀規(guī)范對創(chuàng)業(yè)意向有顯著影響,并進一步說明,在主觀規(guī)范對創(chuàng)業(yè)意向的影響研究中,應(yīng)該選擇對個體最有影響力的群體作為主觀規(guī)范的測量對象(如父母、老師、朋友等),以提高主觀規(guī)范的解釋力[7]。

自我效能感指個體在完成某一任務(wù)前對自身能夠在多大程度上完成該任務(wù)的判斷、信念和自我評價,由美國心理學家班杜拉(Albert Bandura)于1977年首次提出。自我效能感被證明不僅能夠預測個體所采取的行為,也能夠預測個體行為實施的結(jié)果[8](P35-36)。創(chuàng)業(yè)自我效能感是20世紀90年代將自我效能感應(yīng)用于創(chuàng)業(yè)領(lǐng)域的新概念,主要指創(chuàng)業(yè)者對自身所擁有的能夠完成創(chuàng)業(yè)行為的能力和素質(zhì)的自我認知,以及能夠影響周圍環(huán)境并最終取得創(chuàng)業(yè)成功的自信程度。自我效能感不僅能夠反映創(chuàng)業(yè)者識別商機的能力和自我認知,還是決定個體行為決策的重要因素。創(chuàng)業(yè)自我效能感越高,個體越能接受難度較高的創(chuàng)業(yè)任務(wù),即便遇到較大的困難和挫折,高自我效能者也能夠憑借自信和能力去克服。因此,自我效能感對大學生創(chuàng)業(yè)意向的形成具有較強的影響,是創(chuàng)業(yè)意向形成的關(guān)鍵解釋變量。

意向是個體將有意識的計劃或決定付諸實踐的動機,而創(chuàng)業(yè)意向是潛在的創(chuàng)業(yè)個體對從事創(chuàng)業(yè)行為的主觀態(tài)度,是個體具有創(chuàng)業(yè)特質(zhì)的程度以及對于創(chuàng)業(yè)的意愿、看法[9]。并且只有具備一定創(chuàng)業(yè)意向的潛在創(chuàng)業(yè)者才有可能將創(chuàng)業(yè)意向轉(zhuǎn)變?yōu)檎嬲膭?chuàng)業(yè)行為[10]。在創(chuàng)業(yè)意向和其他變量關(guān)系的研究中,由于個人特質(zhì)對創(chuàng)業(yè)意向的影響并不顯著,有學者提出自我效能感是影響創(chuàng)業(yè)意向的重要變量,并在此研究基礎(chǔ)上進一步提出高創(chuàng)造力的個體能夠提升自我效能感,并最終提升個體的創(chuàng)業(yè)意向[11]。另外,機會識別與創(chuàng)業(yè)意向也有密切關(guān)系,機會識別能力越強,其創(chuàng)業(yè)意向也越高[12](P129-163)。在間接效果影響的研究中,主動型人格水平高的個體其良性競爭態(tài)度也較強,而較強的良性競爭態(tài)度能夠產(chǎn)生較高的創(chuàng)業(yè)意向水平[13]。

基于以上研究,本研究提出如下假設(shè):

H1a:創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范對創(chuàng)業(yè)意向有顯著正向影響

H1b:創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè)意向有顯著正向影響

(三)鄉(xiāng)村振興背景下創(chuàng)業(yè)政策的中介作用

在現(xiàn)階段,政府雖然推出了一系列有利于大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的支持政策,但在具體實施過程中還存在一些問題,例如相關(guān)政策普適性較強、針對性較弱,未與實際相結(jié)合、落實效果差等[14]。另外,現(xiàn)行的鼓勵政策都偏重于大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的前期啟動階段,但對于返鄉(xiāng)大學生而言,創(chuàng)業(yè)的難點在于后期經(jīng)營過程中的風險防控問題。因此,現(xiàn)行的相關(guān)政策能否最大限度地推動大學生的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意向還存在諸多疑問[15]。

在創(chuàng)業(yè)政策對創(chuàng)業(yè)意向影響的研究中,錢華生(2020)以高職院校學生為樣本,研究了創(chuàng)業(yè)政策對創(chuàng)業(yè)意向的影響,發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)政策對高職學生創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生正向影響,同時風險傾向和主動性個人特質(zhì)在二者之間起到調(diào)節(jié)作用[16]。何淑貞和龔英翔(2022)以全國1 231所高校的應(yīng)屆畢業(yè)生為樣本進行調(diào)研,發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)政策對創(chuàng)業(yè)意愿具有正向影響,而創(chuàng)業(yè)教育在二者之間起到部分中介作用[17]。鐘云華和王驕華(2022)以計劃行為理論為理論視角,探討了大學生在讀期間創(chuàng)業(yè)意向動態(tài)變化的基本情況、影響因素及其作用機制,發(fā)現(xiàn)大學生在讀期間創(chuàng)業(yè)意向水平整體不高,但呈現(xiàn)逐年升高的變化趨勢,創(chuàng)業(yè)政策通過創(chuàng)業(yè)態(tài)度與知覺行為控制兩個中介變量間接影響大學生創(chuàng)業(yè)意向,并提出政府應(yīng)適當增加寬容大學生創(chuàng)業(yè)失敗的保障兜底政策以提高大學生的創(chuàng)業(yè)意向[18]?；谝陨涎芯?本研究提出如下假設(shè):

H2a:創(chuàng)業(yè)政策在創(chuàng)業(yè)自我效能感和創(chuàng)業(yè)意向之間起到中介作用

H2b:創(chuàng)業(yè)政策在創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范和創(chuàng)業(yè)意向之間起到中介作用

(四)鄉(xiāng)村振興背景下創(chuàng)業(yè)教育的調(diào)節(jié)作用

學者們目前對于返鄉(xiāng)大學生創(chuàng)業(yè)教育的研究主要分為兩個方面,一方面是政府創(chuàng)業(yè)政策中關(guān)于加強創(chuàng)業(yè)培訓的相關(guān)研究,認為政府應(yīng)該加大創(chuàng)業(yè)培訓資金支持,設(shè)立大學生創(chuàng)業(yè)培訓相關(guān)機構(gòu),加大大學生創(chuàng)業(yè)的支持力度;另一方面是高校對于大學生創(chuàng)業(yè)教育體系的改革研究,認為高校應(yīng)該從教育引導、政策培訓、創(chuàng)業(yè)課程改革多方面入手提升大學生創(chuàng)業(yè)意向。

在實證研究中,眾多學者對創(chuàng)業(yè)教育與大學生創(chuàng)業(yè)意向之間的關(guān)系進行了探討。陳從軍和楊瑾(2022)將創(chuàng)業(yè)榜樣作為創(chuàng)業(yè)教育的一個因素,發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)榜樣能夠激發(fā)大學生的創(chuàng)業(yè)激情,進而正向影響大學生的創(chuàng)業(yè)意向,同時主動性人格在其中起著正向調(diào)節(jié)作用[19]。任勝鋼等(2017)采用層級回歸分析的方法對創(chuàng)業(yè)教育與大學生創(chuàng)業(yè)意向的關(guān)系進行實證研究,發(fā)現(xiàn)接受過創(chuàng)業(yè)教育的學生具備更高水平的主動性人格,進而表現(xiàn)出更強烈的創(chuàng)業(yè)意愿和更好的創(chuàng)業(yè)績效,同時,當創(chuàng)業(yè)教育程度更高時,主動性人格對創(chuàng)業(yè)意愿及創(chuàng)業(yè)績效的促進作用更顯著[20]。劉新民等(2022)基于SSO框架構(gòu)建了感知創(chuàng)業(yè)阻礙對創(chuàng)業(yè)行為傾向的作用機制模型,并探討了創(chuàng)業(yè)教育對該機制的調(diào)節(jié)作用,發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)教育降低了失敗恐懼對創(chuàng)業(yè)行為傾向的阻礙作用[21]。

從以上研究可以看出,近年來大部分學者將創(chuàng)業(yè)教育作為調(diào)節(jié)變量來探討其對創(chuàng)業(yè)意向的影響,并取得了一定的成果。本研究基于以往的研究基礎(chǔ),并結(jié)合本研究的研究框架,提出以下假設(shè):

H3a:創(chuàng)業(yè)教育在創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范和創(chuàng)業(yè)意向間起到正向調(diào)節(jié)作用

H3b:創(chuàng)業(yè)教育在創(chuàng)業(yè)自我效能感和創(chuàng)業(yè)意向間起到正向調(diào)節(jié)作用

綜上所述,本研究提出如下理論模型,如圖1所示:

圖1 研究模型

三、研究方法

(一)研究樣本

本文主要研究以創(chuàng)業(yè)政策為中介變量、創(chuàng)業(yè)環(huán)境為調(diào)節(jié)變量的情況下,返鄉(xiāng)大學生創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范和自我效能感對創(chuàng)業(yè)意向的影響,由于被研究變量針對大學生,因此本研究選取了7所?？坡殬I(yè)技術(shù)類院校和本科綜合類院校作為調(diào)查對象。在正式收集數(shù)據(jù)之前進行預調(diào)研,對60名大學生進行了小樣本調(diào)研,針對調(diào)研中出現(xiàn)的問題對問卷題目進行了調(diào)整和剔除。正式調(diào)研共發(fā)放問卷578份,最終回收獲得有效問卷446份。

(二)問卷測量

本研究所設(shè)計的調(diào)查問卷均采用李克特7點量表法,采用正向計分,分值1—7分別代表 “極度不同意”“非常不同意”“不同意”“一般”“同意”“非常同意”“極度同意”,變量維度所采用的題項均修改自于成熟量表。創(chuàng)業(yè)自我效能感的測量采用Calaguas和Consunji[22]研究自我效能感的量表修改之后形成;大學生創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范的測量采用Mei等[23]的研究修改形成;創(chuàng)業(yè)意向的測量采用Duan[24]的創(chuàng)業(yè)意向測量量表修改形成;創(chuàng)業(yè)政策的測量采用Zhuo 等[25]對于大學生創(chuàng)業(yè)政策的測量量表;創(chuàng)業(yè)教育的測量修改了Huang等[26]關(guān)于創(chuàng)業(yè)教育的測量量表。

(三)分析方法

為了更好地測量研究模型的信度和效度,并驗證提出的假設(shè),本研究采用PLS-SEM結(jié)構(gòu)方程模型進行數(shù)據(jù)檢驗,數(shù)據(jù)分析采用Smart-PLS 4.0.8軟件。PLS-SEM結(jié)構(gòu)方程使用非參數(shù)估計方法,能最大限度地降低無法解釋變量所產(chǎn)生的誤差,同時能使用加權(quán)復合指標對測量誤差進行修正,因此能更加準確地測量并驗證理論模型[27][28](P228-229)。

四、模型測量與假設(shè)檢驗

(一)同源方差分析

由于樣本中所有數(shù)據(jù)均通過調(diào)查問卷獲得,且被調(diào)查對象具有相似性,因此調(diào)查結(jié)果可能具有系統(tǒng)性偏差。所以需要對樣本數(shù)據(jù)進行同源方差檢驗。為此,利用Harman單因素檢驗方法,本研究在未旋轉(zhuǎn)因子的情況下共提取4個公因子,分別為40.9%、8.3%、5.4%、4.8%,第一個公因子低于50%,因此,表明樣本數(shù)據(jù)不存在同源方差的問題[29](P356-357)。

(二)數(shù)據(jù)樣本特征分析

數(shù)據(jù)采集的人口統(tǒng)計學特征如表1所示,男性被訪問者占比56.7%,女性被訪問者占比43.3%,性別比例相對比較均衡。在專業(yè)特征分布中,管理類和教育類占比較高,醫(yī)學類占比較低,主要是選取樣本的高校大部分為綜合類院校,醫(yī)學類專業(yè)院校較少,但專業(yè)特征總體分布較為均衡。在學歷特征分布上,本科學歷占總體樣本的一半以上,?？茖W歷和研究生以上學歷分別占23.3%和20.1%,學歷分布較為均衡。民族特征分布中,漢族占比最高,為80.2%,其次為滿族,占比為11.3%,符合我國民族人口分布特征。生源地類型特征分布中,鄉(xiāng)鎮(zhèn)占36.6%,農(nóng)村占63.4%,符合我國鄉(xiāng)村區(qū)域人口分布特征?？傮w來看,樣本選取較為合理、均衡。

表1 樣本特征分布(N=446)

(三)信效度分析

本研究的理論模型共包含5個維度,分別是創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范(GF)、創(chuàng)業(yè)自我效能感(XN)、創(chuàng)業(yè)教育(JY)、創(chuàng)業(yè)政策(ZC)、創(chuàng)業(yè)意向(YX)。通過PLS進行數(shù)據(jù)分析后發(fā)現(xiàn),每個維度變量的因子載荷均高于0.7[30],如表2所示,說明每個變量的信度較高。另外,每個維度的CR(Composite Reliability)值和Cronbach’s α值在PLS模型測量中均高于0.7,說明模型具有較高的內(nèi)部一致性[31]。通過平均方差萃取量AVE(Average Variance Extracted)來測量每個潛變量的收斂效度,各潛變量的AVE值均大于0.5,說明每個潛變量的收斂效度較好[28]。

使用相關(guān)分析、異質(zhì)-單質(zhì)比率(HTMT)以及模型的交叉載荷矩陣來測量模型的區(qū)分效度。首先對模型進行相關(guān)分析,計算平均方差萃取量AVE的平方根,各維度的AVE平方根的值均大于其他維度的相關(guān)系數(shù),如表3所示,說明模型具有較好的區(qū)分效度[32]。然后對模型進行HTMT分析,各維度的比率值均低于0.85,如表4所示,進一步說明模型具有較好的區(qū)分效度[33]。最后,通過模型交叉載荷矩陣發(fā)現(xiàn),每個變量的因子載荷均大于0.7,且大于同變量的交叉載荷,如表5所示,模型具有較好區(qū)別效度[28]。三種測量方式均表明模型具有較高的區(qū)分效度。

表2 信度和收斂效度

表3 相關(guān)分析及區(qū)分效度

表4 異質(zhì)-單質(zhì)比率(HTMT)

表5 模型交叉載荷矩陣(Cross Loading)

(四)假設(shè)檢驗

通過PLS-SEM對模型進行分析,驗證所提出的假設(shè),表6為假設(shè)檢驗結(jié)果,主要使用P值和95%置信區(qū)間來查看假設(shè)檢驗結(jié)果。假設(shè)1提出創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范和創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè)意向有正向影響,可以看到,創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范對創(chuàng)業(yè)意向的路徑系數(shù)為0.414,P值小于0.05,95%置信區(qū)間不包含0,假設(shè)H1a得到驗證;創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè)意向的路徑系數(shù)為0.096,P值小于0.05,95%置信區(qū)間不包含0,假設(shè)H1b得到驗證。

假設(shè)2a提出創(chuàng)業(yè)政策在創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范與創(chuàng)業(yè)意向間起到中介作用,從表6可以看到,創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范、創(chuàng)業(yè)政策、創(chuàng)業(yè)意向的路徑系數(shù)為0.162,P值小于0.05,95%置信區(qū)間不包含0,假設(shè)H2a得到驗證;假設(shè)2b提出創(chuàng)業(yè)政策在創(chuàng)業(yè)自我效能感與創(chuàng)業(yè)意向間起到中介作用,從表6可以看到,創(chuàng)業(yè)自我效能感、創(chuàng)業(yè)政策、創(chuàng)業(yè)意向的路徑系數(shù)為0.101,P值小于0.05,95%置信區(qū)間不包含0,假設(shè)H2b得到驗證。由于創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范、創(chuàng)業(yè)自我效能感也對創(chuàng)業(yè)意向有正向影響,因此創(chuàng)業(yè)政策在模型中的中介作用為部分中介作用。

假設(shè)3a提出創(chuàng)業(yè)教育正向調(diào)節(jié)創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范對創(chuàng)業(yè)意向的影響,從表6可以看到,創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范的交互項對創(chuàng)業(yè)意向影響的路徑系數(shù)為0.074,P值小于0.05,95%置信區(qū)間不包含0,假設(shè)H3a得到驗證;假設(shè)3b提出創(chuàng)業(yè)教育正向調(diào)節(jié)創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè)意向的影響,從表6可以看到,創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)自我效能感的交互項對創(chuàng)業(yè)意向影響的路徑系數(shù)為-0.025,P值大于0.05,95%置信區(qū)間包含0,因此假設(shè)H3b沒有得到驗證。圖2為創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范的調(diào)節(jié)作用。

表6 假設(shè)檢驗結(jié)果

圖2 創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范的調(diào)節(jié)作用

五、結(jié)論與展望

(一)研究結(jié)論

本研究以鄉(xiāng)村振興為背景,以鄉(xiāng)村大學生創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范與自我效能感為出發(fā)點,通過引入創(chuàng)業(yè)政策、創(chuàng)業(yè)教育兩個變量,解釋了在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下,鄉(xiāng)村大學生在具備了自我能力和素質(zhì)以及支持后個體返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的意向。研究結(jié)論表明:第一,鄉(xiāng)村大學生創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范與自我效能感對創(chuàng)業(yè)意向有顯著正向促進作用。鄉(xiāng)村大學生的創(chuàng)業(yè)意向受多種因素影響,但影響最大的還是自身主觀因素,自身具備創(chuàng)業(yè)素質(zhì)和能力、關(guān)系密切人群的支持對鄉(xiāng)村大學生創(chuàng)業(yè)意向的形成尤為重要。第二,創(chuàng)業(yè)政策在鄉(xiāng)村大學生創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范、自我效能感和創(chuàng)業(yè)意向之間發(fā)揮著部分中介作用。創(chuàng)業(yè)政策是推動鄉(xiāng)村大學生創(chuàng)業(yè)的重要手段,大學生創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范和自我效能感能夠通過創(chuàng)業(yè)政策促進返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意向的形成。第三,創(chuàng)業(yè)教育在鄉(xiāng)村大學生創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范對創(chuàng)業(yè)意向的影響中起到正向調(diào)節(jié)作用,即與低水平的創(chuàng)業(yè)教育相比,高水平的創(chuàng)業(yè)教育能夠更加促進鄉(xiāng)村大學生創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范對創(chuàng)業(yè)意向的影響。

本研究對大學生創(chuàng)業(yè)管理的實踐啟示主要有:第一,注重大學生創(chuàng)業(yè)自身能力的提高和精神支持的作用。在返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)中,大學生必須具備一定的創(chuàng)業(yè)能力,這對于他們未來的創(chuàng)業(yè)生涯十分重要。這些創(chuàng)業(yè)能力和品質(zhì)的提升不僅可以影響大學生的創(chuàng)業(yè)成敗,還可以增強他們在工作中的競爭力和實現(xiàn)職場價值。同時,精神支持也有著重要作用,精神支持可以幫助在創(chuàng)業(yè)路上遭遇挫折的大學生恢復信心和彌補挫折帶來的心理落差。家庭、朋友、導師的實際幫助和精神鼓勵,可以激發(fā)大學生無限的動力和積極的態(tài)度,以及承擔更大的風險的勇氣和信心,增強創(chuàng)業(yè)的成功概率。第二,加大鄉(xiāng)村振興背景下的創(chuàng)業(yè)政策扶持力度。創(chuàng)業(yè)政策對大學生創(chuàng)業(yè)意向的形成具有促進作用,尤其是在國家實行鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略之后,很多鄉(xiāng)村大學生產(chǎn)生了返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的意向。國家可以從增加財政投入、減稅優(yōu)惠、提供創(chuàng)業(yè)培訓、支持資源整合、建立鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)孵化器等方面讓創(chuàng)業(yè)政策落地。同時還要加大鼓勵大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的宣傳力度,進一步加強鄉(xiāng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的意向。第三,加強大學生在校期間創(chuàng)業(yè)教育和培訓的力度。創(chuàng)業(yè)教育能夠顯著正向調(diào)節(jié)大學生創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范對創(chuàng)業(yè)意向的影響。高?？梢酝ㄟ^開設(shè)大學生鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)課程、搭建創(chuàng)新實驗室、在校期間創(chuàng)業(yè)資金補貼、建立校內(nèi)創(chuàng)業(yè)孵化園等措施提高大學生創(chuàng)業(yè)教育水平。這要求高校進一步結(jié)合鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的各項創(chuàng)業(yè)優(yōu)惠政策,逐步推進創(chuàng)業(yè)教育體系的改革。

(二)研究局限和展望

本研究基于鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景,研究了大學生創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范和自我效能感對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意向的影響,并探討了創(chuàng)業(yè)政策的中介作用和創(chuàng)業(yè)教育的調(diào)節(jié)作用,闡明了變量間的相互影響關(guān)系,但依然存在一些不足。首先,鄉(xiāng)村振興背景下的創(chuàng)業(yè)政策測量尚處于探索階段,可供借鑒的、信效度較好的量表較少,尤其是在鄉(xiāng)村振興背景下的創(chuàng)業(yè)政策,目前較為成熟的測量量表還較少,本研究只是基于前人的研究而進行了量表的修改,雖然信度和效度較為理想,但是不同樣本中的適用性還有待改進。其次,本研究只探討了大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的意向,并未探討創(chuàng)業(yè)意向向創(chuàng)業(yè)行為轉(zhuǎn)化的問題,削弱了本研究的現(xiàn)實意義。

未來的研究可以深入結(jié)合鄉(xiāng)村振興背景下的創(chuàng)業(yè)政策,依據(jù)政策實施的深度來設(shè)計測量量表,會具有更強的適用性和針對性。另外,在研究資源允許的基礎(chǔ)上,可繼續(xù)探討創(chuàng)業(yè)意向向創(chuàng)業(yè)行為轉(zhuǎn)化的問題,分析鄉(xiāng)村大學生的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意向能否促進創(chuàng)業(yè)行為的形成,這將具有更強的現(xiàn)實意義。