大學生創(chuàng)業(yè)意愿到創(chuàng)業(yè)行為的轉化機理研究

張 宇,王雪凌

(武漢紡織大學 管理學院,湖北 武漢 430200)

0 引言

2023年全國普通高校畢業(yè)生人數超過1 158萬人,創(chuàng)歷史之最。大部分高校畢業(yè)生直接進入就業(yè)市場,成為青年就業(yè)群體的主力。然而,在全球經濟大環(huán)境的影響下,就業(yè)的諸多困境導致部分畢業(yè)生產生就業(yè)焦慮[1]、直接就業(yè)的比例偏低,“考研”“考編”成為了緩沖就業(yè)壓力的主要方式[2]?！皪彾嗳松佟钡默F實情況下,部分畢業(yè)生處于待業(yè)狀態(tài),造成社會資源的消耗[3]。創(chuàng)業(yè)是帶動就業(yè)的重要引擎,解決畢業(yè)生就業(yè)的重要途徑之一是鼓勵大學生進行創(chuàng)業(yè)。黨的二十大報告指出,要完善促進創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)的保障制度,支持和規(guī)范發(fā)展新就業(yè)形態(tài)。國務院近幾年相繼出臺了《關于充分發(fā)揮市場作用促進人才順暢有序流動的意見》《關于提升大眾創(chuàng)業(yè)萬眾創(chuàng)新示范基地帶動作用進一步促改革穩(wěn)就業(yè)強動能的實施意見》《關于進一步支持大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的指導意見》等政策性文件,進一步推進“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”,從而促進就業(yè),改善民生。由此可見,探究大學生創(chuàng)業(yè)行為的轉化機理具有重要的實踐意義。

創(chuàng)業(yè)是有計劃的,在初始階段,創(chuàng)業(yè)意愿是促進創(chuàng)業(yè)者潛在想法向現實行為轉變的關鍵因素[4]。根據全球風投機構Global500和中國傳媒大學創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育中心聯合編制的《2021年中國大學生創(chuàng)業(yè)報告》,受訪者中96.1%的大學生都曾有過創(chuàng)業(yè)的想法,但僅有14%的大學生正在準備創(chuàng)業(yè)和在已經開始創(chuàng)業(yè)的過程中。許多大學生有過創(chuàng)業(yè)意愿,但很少將其轉化成行為。因此,創(chuàng)業(yè)意愿到行為轉化的“跳躍”預測是不合理的,探究創(chuàng)業(yè)意愿向創(chuàng)業(yè)行為轉化的差異性因素非常重要。

新企業(yè)的創(chuàng)立是個人有動機的創(chuàng)業(yè)意愿和實際行動所造成的結果,但有時意愿并不會轉化為實際創(chuàng)業(yè)行為。根據意愿采取的行動可能會隨著時間的推移發(fā)生變化,不確定性因素增加,創(chuàng)業(yè)行為可能受到限制或被放棄,這就造成了“意愿-行為-差距”的現象[5]。意愿能解釋的創(chuàng)業(yè)行為不超過30%,其向行為的轉化受到個人[6]、環(huán)境[7]和情境[8]等因素的影響。Shirokova等[7]從個人因素的作用方面,提出創(chuàng)業(yè)意愿與大學生創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)活動之間的關聯會隨著創(chuàng)業(yè)者家庭背景、年齡、性別(男性的關聯程度更強)、大學創(chuàng)業(yè)環(huán)境等因素的增加而增強。Adam等[9]使用微觀方法,關注個人和社會心理變量,提出創(chuàng)業(yè)承諾和實施意愿可以彌補意愿和行為之間缺失的聯系。汪昕宇等[10]認為,創(chuàng)業(yè)者在不同創(chuàng)業(yè)情境下會產生不同的決策邏輯,意愿向行為轉化的行為模式和機制存在差異。以往研究多以創(chuàng)業(yè)機會識別、創(chuàng)業(yè)承諾作為單獨中介或調節(jié)作用研究其對意愿到行為轉化的影響,探究個人、環(huán)境、情境等因素的作用。絕大多數學者都未將創(chuàng)業(yè)承諾和創(chuàng)業(yè)機會識別作為鏈式中介來研究他們共同對創(chuàng)業(yè)意愿轉化為創(chuàng)業(yè)行為發(fā)揮的作用。

基于以上分析,本文構建了一個鏈式中介模型,探索大學生創(chuàng)業(yè)意愿如何向創(chuàng)業(yè)行為轉化,以期為提高大學生實際創(chuàng)業(yè)比例提供一定理論依據。

1 理論模型構建及假設提出

1.1 創(chuàng)業(yè)意愿與創(chuàng)業(yè)行為

創(chuàng)業(yè)意愿指個人創(chuàng)立新企業(yè)、繼承企業(yè)或成為企業(yè)家的態(tài)度。廣義的創(chuàng)業(yè)行為包括與創(chuàng)業(yè)相關的不同階段的行為,但很難將初始的創(chuàng)業(yè)準備行為和真正創(chuàng)辦企業(yè)區(qū)分開。倪嘉成等[11]對兩種行為進行了區(qū)分,狹義上認為創(chuàng)業(yè)行為是新企業(yè)創(chuàng)立事件。大學生創(chuàng)業(yè)過程中會受到內生、外生等多種因素的影響,如寧德鵬等[12]提出以創(chuàng)辦新企業(yè)投入的努力程度來量化大學生的創(chuàng)業(yè)行為。結合研究目的,本研究使用精力投入程度、機會搜索程度、資金籌措程度、社會網絡搭建程度4個題項來測量大學生的創(chuàng)業(yè)行為。

在心理學中,意愿是預測行為的最佳變量,在行為學和創(chuàng)業(yè)領域,計劃行為理論和創(chuàng)業(yè)事件模型認為意愿是行為的必要因素。創(chuàng)業(yè)意愿是創(chuàng)業(yè)行為的驅動因素[13],是自主意識的表現。創(chuàng)業(yè)意愿作為行為的催化劑和內在動力,其強烈程度能夠顯著預測行為的產生和發(fā)展[14]。宋國學[15]通過實證進一步驗證了創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為之間的正相關關系?；诖?本研究提出如下假設:

1.2 創(chuàng)業(yè)承諾的中介作用

創(chuàng)業(yè)承諾是指創(chuàng)業(yè)者對于創(chuàng)建新企業(yè)認同和投入的程度,包括情感、行為、持續(xù)性[16]。有學者指出,高創(chuàng)業(yè)意愿和低創(chuàng)業(yè)行為之間存在一定的差異,而創(chuàng)業(yè)承諾可以解釋這種差異[17]。具有強烈創(chuàng)業(yè)意愿的個體對創(chuàng)業(yè)的價值和意義有著更加深刻的理解和認知,也更容易認同和參與新企業(yè)的創(chuàng)立,積極進行創(chuàng)業(yè)學習[18],搜尋來自創(chuàng)業(yè)政策、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)競賽、孵化器等方面的信息[19],推動創(chuàng)業(yè)理念從想法向現實的轉化,創(chuàng)業(yè)成功的欲望促使其自發(fā)產生創(chuàng)業(yè)承諾。

創(chuàng)業(yè)意愿不會直接轉化為創(chuàng)業(yè)行為[20]。在個人因素上,相較于創(chuàng)業(yè)意愿,創(chuàng)業(yè)承諾被認為是更接近創(chuàng)業(yè)行為發(fā)生的心理變量[21]。在新企業(yè)創(chuàng)立的過程中,創(chuàng)業(yè)承諾高的個體會投入更多時間、精力、資金去尋找創(chuàng)業(yè)伙伴、撰寫商業(yè)策劃書、擴展創(chuàng)業(yè)社交網絡[16],產生更多的隱性和顯性成本,相對于創(chuàng)業(yè)承諾低的個體,更容易做出實際創(chuàng)業(yè)行為。基于此,本研究提出如下假設:

H2:創(chuàng)業(yè)承諾在創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為之間具有中介作用。

1.3 創(chuàng)業(yè)機會識別的中介作用

在創(chuàng)業(yè)機會識別的研究中,Weilee等[22]提出,機會識別結果和能力是兩個不同的概念,機會識別結果由各種可利用的創(chuàng)業(yè)想法組成,機會識別能力側重于通過各種手段識別和開發(fā)市場機會。本研究定義變量為創(chuàng)業(yè)機會識別能力。擁有創(chuàng)業(yè)意愿的個體會更注重提高自身創(chuàng)業(yè)能力和挖掘外部環(huán)境信息,并判斷創(chuàng)業(yè)想法的可行性,在無形中提高創(chuàng)業(yè)機會識別的能力;反之,則更易錯失有價值的創(chuàng)業(yè)機會[23]。創(chuàng)立新企業(yè),推出新產品、新服務的第一步就是挖掘競爭對手尚未發(fā)現的有價值的商業(yè)機會[24]。劉宇娜等[23]認為,創(chuàng)業(yè)機會識別是完成創(chuàng)業(yè)過程的關鍵環(huán)節(jié),創(chuàng)業(yè)者通過識別開發(fā)新的創(chuàng)業(yè)機會,才有可能將機會轉化為績效,獲得收益。對于具有創(chuàng)業(yè)意愿的大學生而言,識別可利用的商業(yè)機會,能夠促使他們對商業(yè)機會進行利用,進而努力做出創(chuàng)業(yè)行為,開創(chuàng)新的事業(yè)?；诖?本研究提出如下假設:

H3:創(chuàng)業(yè)機會識別在創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為之間具有中介作用。

1.4 創(chuàng)業(yè)承諾與創(chuàng)業(yè)機會識別的鏈式中介作用

創(chuàng)業(yè)者會自覺探索潛在的創(chuàng)業(yè)機會,強烈的承諾往往促使創(chuàng)業(yè)者緊跟市場動態(tài),發(fā)現隱藏的信息,這有利于其進行機會識別[16]。創(chuàng)業(yè)承諾高的創(chuàng)業(yè)者會采用偏保守的方法來識別相關產品或服務的創(chuàng)業(yè)機會,其探索新市場的愿望更強烈,從而更積極尋找創(chuàng)業(yè)機會,以穩(wěn)固創(chuàng)業(yè)家的社會經濟地位和維持新創(chuàng)企業(yè)的穩(wěn)定[25]。當創(chuàng)業(yè)機會能夠滿足個人價值和發(fā)展空間的增長需求時,為了維持這種增長,創(chuàng)業(yè)者會投入更多的創(chuàng)業(yè)激情和努力,以達到創(chuàng)業(yè)成功的預期[26]。堅持不懈的創(chuàng)業(yè)努力顯著正向影響創(chuàng)業(yè)成功,創(chuàng)業(yè)承諾在創(chuàng)業(yè)成功和創(chuàng)業(yè)者人格特質間具有中介效應[27]。有創(chuàng)業(yè)意愿的創(chuàng)業(yè)者會做出更多的努力、投入更多的情感和行為來實現創(chuàng)業(yè)成功的目標,增強判斷外界風險的能力,搜集外部信息,提高識別創(chuàng)業(yè)機會的能力,并對機會進行開發(fā)利用,從而激發(fā)創(chuàng)業(yè)行為?；诖?本研究提出如下假設:

H4:創(chuàng)業(yè)機會識別和創(chuàng)業(yè)承諾具有鏈式中介作用。

本文結合計劃行為理論,對意愿到行為的影響進行改進,提出的理論模型如圖1所示。

定理1 若實數矩陣其中參數τ為任意實常數，參數l滿足l1.此時，矩陣Q正定的充分條件是F為正穩(wěn)定矩陣即F的所有特征值都具有正實部.

圖1 理論模型

2 數據來源、樣本統(tǒng)計及變量說明

2.1 數據來源

本研究采取隨機抽樣法,共發(fā)放問卷350份,回收有效問卷306份,有效問卷回收率為87.43%。研究調查對象為湖北省高校大學生,問卷發(fā)放形式為網絡發(fā)放,有效樣本的具體分布情況見表1。

表1 問卷有效樣本基本情況

2.2 樣本描述性統(tǒng)計分析

由表1可知,問卷調查對象的性別比例合理,男性和女性分別占樣本總量的51.30%和48.70%;在學歷方面,本科和大專學歷的受訪者占樣本總量的91.20%,說明調查對象主要是?？坪捅究频脑谛４髮W生。

2.3 變量測度

3 相關分析

3.1 問卷的信度和效度檢驗

運用SPSS 26.0軟件對大學生創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)意愿、創(chuàng)業(yè)機會識別、創(chuàng)業(yè)承諾及創(chuàng)業(yè)行為4個量表的信度和效度進行檢驗,結果如表2所示,顯示量表具有較好的信度和效度。且Bartlett球形檢驗的p值均為0.000,該量表可以進行因子分析。

表2 信度和效度分析

3.2 共同方法偏差和多重共線性檢驗

共同方法偏差是指同樣的數據來源或者相同的測量語境而造成的預測變量與效標變量之間的共同變異[31]。通過Harman單因素檢驗,提取出4個特征根大于1的變量因子,最大因子的方差解釋率為38.67%,低于40%,因此不存在明顯的共同方法偏差。且VIF值均小于2,創(chuàng)業(yè)意愿、創(chuàng)業(yè)承諾、創(chuàng)業(yè)機會識別和創(chuàng)業(yè)行為之間的容忍度均大于0.6,因此不存在嚴重的多重共線性問題。

3.3 相關關系分析

由表3可知,自變量(創(chuàng)業(yè)意愿)、因變量(創(chuàng)業(yè)行為)和中介變量(創(chuàng)業(yè)承諾、創(chuàng)業(yè)機會識別)之間的相關系數均在1%水平上顯著相關。

表3 各變量均值、標準差、相關系數與AVE平方根值

4 實證檢驗

4.1 主效應檢驗

層次回歸法的結果如表4和表5所示。模型2對比模型1的解釋力提高。創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為有正向影響(β=0.426,p<0.001)。假設H1成立。

表4 創(chuàng)業(yè)意愿、創(chuàng)業(yè)承諾與創(chuàng)業(yè)行為的回歸分析結果

表5 創(chuàng)業(yè)承諾單獨中介路徑系數的檢驗結果

4.2 創(chuàng)業(yè)承諾的中介作用檢驗

根據模型6可知,創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)承諾呈顯著正向影響(β=0.408,p<0.001)。由模型3可知,創(chuàng)業(yè)承諾對創(chuàng)業(yè)行為產生顯著正向影響(β=0.466,p<0.001)。由模型4可知,創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為產生顯著正向影響(β=0.375,p<0.001),同時創(chuàng)業(yè)承諾對創(chuàng)業(yè)行為具有顯著正向影響(β=0.273,p<0.001)。對比模型2和模型4的結果發(fā)現,創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為的影響因創(chuàng)業(yè)承諾的存在而被削弱。因此,創(chuàng)業(yè)承諾在創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為的影響中發(fā)揮部分中介作用,假設H2成立。

采用Bootstrap方法,設定重復抽樣5 000次,置信區(qū)間的置信水平為95%,運用Process進一步檢驗創(chuàng)業(yè)機會識別的中介作用,結果如表5所示。間接效應的置信區(qū)間(CI)為[0.093 7,0.223 35],區(qū)間內不包含0,可以驗證創(chuàng)業(yè)承諾的中介作用顯著,H2再次得到驗證。

4.3 創(chuàng)業(yè)機會識別的中介作用檢驗

創(chuàng)業(yè)意愿、創(chuàng)業(yè)機會識別和創(chuàng)業(yè)行為的回歸分析由表6所示。由模型10可知,創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)機會識別有顯著正向影響(β=0.489,p<0.001)。由模型7可知,創(chuàng)業(yè)機會識別對創(chuàng)業(yè)行為有顯著正向影響(β=0.439,p<0.001)。由模型8可知,創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為有顯著正向影響(β=0.279,p<0.001),同時創(chuàng)業(yè)機會識別對創(chuàng)業(yè)行為具有顯著正向影響(β=0.301,p<0.001)。對比模型2和模型8的結果發(fā)現,創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為的影響因創(chuàng)業(yè)機會識別的存在而被削弱。因此,創(chuàng)業(yè)機會識別在創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為的影響中發(fā)揮部分中介作用,假設H3成立。

表6 創(chuàng)業(yè)意愿、創(chuàng)業(yè)機會識別和創(chuàng)業(yè)行為的回歸分析

表7 創(chuàng)業(yè)機會識別單獨中介路徑系數的檢驗結果

采用Bootstrap方法,設定重復抽樣5 000次,置信區(qū)間的置信水平為95%,運用Process進一步檢驗創(chuàng)業(yè)機會識別的中介作用,結果如表5所示。間接效應的置信區(qū)間(CI)為[0.080 7,0.244 7],區(qū)間內不包含0,可以驗證創(chuàng)業(yè)機會識別的中介作用顯著,假設H3再次得到驗證。

4.4 鏈式中介結果檢驗

采用Bootstrap方法對鏈式中介作用進行檢驗(表8)。以創(chuàng)業(yè)承諾和創(chuàng)業(yè)機會識別作為鏈式中介時所得的效應值是0.020 2,置信區(qū)間為[0.006 4,0.038 6],不包含0,說明鏈式中介作用可以被檢驗,假設H4成立。其作用路徑為創(chuàng)業(yè)意愿→創(chuàng)業(yè)承諾→創(chuàng)業(yè)機會識別→創(chuàng)業(yè)行為。

表8 Bootstrap鏈式中介效應分析

5 結論與啟示

5.1 研究結論

本研究考察了大學生創(chuàng)業(yè)意愿到創(chuàng)業(yè)行為轉化的內在機制,從創(chuàng)業(yè)者個人特質的視角構建了創(chuàng)業(yè)承諾和創(chuàng)業(yè)機會識別對于意愿向行為轉化的鏈式中介模型,并進行了實證檢驗。實證結果表明:創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為有直接和間接的影響;創(chuàng)業(yè)承諾和創(chuàng)業(yè)機會識別在創(chuàng)業(yè)意愿到創(chuàng)業(yè)行為的轉化過程中起中介作用;且創(chuàng)業(yè)承諾和創(chuàng)業(yè)機會識別在意愿到行為的轉化過程中有鏈式中介作用。

5.2 理論意義

從“意愿到行為的轉化具有差異性”問題入手,根據計劃行為理論,從創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)過程的角度展開研究,構建了一個鏈式中介模型,實證檢驗得出意愿仍是行為的重要解釋因素?，F有大學生創(chuàng)業(yè)行為的前因多從創(chuàng)業(yè)的環(huán)境、政策、創(chuàng)業(yè)教育等外部影響因素展開研究,本研究吸收借鑒以往學者的研究成果,加入了創(chuàng)業(yè)者特質的因素。驗證了有創(chuàng)業(yè)意愿的大學生會通過創(chuàng)業(yè)承諾和創(chuàng)業(yè)機會識別的鏈式中介作用最終進行行動,探索了意愿轉為行為中間的橋梁,豐富了大學生創(chuàng)業(yè)行為產生的理論依據。對于大學生而言,創(chuàng)業(yè)具有高度的不確定性,試錯成本較高,使其會更加謹慎地進行創(chuàng)業(yè)行為。在強烈的創(chuàng)業(yè)承諾的驅動下,有創(chuàng)業(yè)意愿的大學生會更加積極地識別和發(fā)現創(chuàng)業(yè)機會并抓住機會加以利用,從而產生創(chuàng)業(yè)行為。

5.3 管理啟示

5.3.1 重視創(chuàng)業(yè)承諾對大學生創(chuàng)業(yè)者的影響

在“大眾創(chuàng)業(yè),萬眾創(chuàng)新”的政策引領下,經過系統(tǒng)化學習和專業(yè)培養(yǎng)的大學生更希望通過創(chuàng)業(yè)來獲得認同感?？梢耘囵B(yǎng)大學生對創(chuàng)業(yè)的承諾,使其認清創(chuàng)業(yè)活動的自身價值和不確定性,明確創(chuàng)業(yè)目標,以堅定的魄力持續(xù)創(chuàng)業(yè),而不是盲目從眾,遇到挫折就放棄。對于創(chuàng)業(yè)承諾的重視和培養(yǎng)有助于大學生創(chuàng)業(yè),高?？蔀橛袆?chuàng)業(yè)意愿的大學生提供創(chuàng)業(yè)交流會、創(chuàng)業(yè)孵化基地、成功創(chuàng)業(yè)案例展示、鼓勵其參加創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)競賽等,促進大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)。

5.3.2 提高大學生創(chuàng)業(yè)者準確識別和利用創(chuàng)業(yè)機會的能力

在大數據時代,市場瞬息萬變,機會稍縱即逝,創(chuàng)業(yè)者需要具備識別創(chuàng)業(yè)機會的能力,并把握機會,通過創(chuàng)業(yè)活動的開展和新創(chuàng)企業(yè)的經營創(chuàng)造更多價值。增強校企聯合培育、孵化大學生創(chuàng)業(yè)項目和創(chuàng)業(yè)人才,提高大學生的創(chuàng)業(yè)實踐能力和創(chuàng)業(yè)知識的儲備,搭建創(chuàng)業(yè)社交網絡,使大學生更好地了解市場情況,提升創(chuàng)業(yè)機會的識別能力,進而促進創(chuàng)業(yè)行為的產生。