唐炎釗　張印軒

摘要：目前對大學生創(chuàng)業(yè)意愿的激發(fā)和鼓勵研究，已成教育界的熱點問題。本研究以創(chuàng)業(yè)認知和職業(yè)錨理論為基礎構建研究模型，采用已有成熟量表設計調查問卷，選取在校大學生為調查對象，研究了創(chuàng)造性人格對創(chuàng)業(yè)自我效能感和創(chuàng)業(yè)意愿的直接影響，并探索了創(chuàng)業(yè)自我效能感及其四個維度在創(chuàng)造性人格與創(chuàng)業(yè)意愿之間的中介作用。結果表明：創(chuàng)造性人格各維度對創(chuàng)業(yè)意愿有顯著的正向影響；創(chuàng)造性人格對創(chuàng)業(yè)自我效能感及其各維度、創(chuàng)業(yè)意愿及其各維度均有顯著的正向影響；創(chuàng)業(yè)自我效能感及創(chuàng)新變革、風險承擔、機會識別和關系管理維度在創(chuàng)造性人格與創(chuàng)業(yè)意愿關系間發(fā)揮了部分中介作用。

關鍵詞：大學生；創(chuàng)造性人格；創(chuàng)業(yè)自我效能感；創(chuàng)業(yè)意愿；中介作用

一、引言

近年來，全球經濟增速下滑，我國經濟步入新常態(tài)等客觀現實，使得經濟增長對就業(yè)的拉動效應明顯減弱，進一步加大了大學畢業(yè)生的就業(yè)壓力。在就業(yè)總量壓力持續(xù)加大，供需不匹配的結構性矛盾依然突出的現實背景下，在大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新的引領下，以創(chuàng)業(yè)促進就業(yè)的發(fā)展思路，已成為緩解高校畢業(yè)生的就業(yè)壓力、解決社會問題的一個重要出口。同時，教育主管部門也要求高等學校深化創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育改革，加快推進創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育普及工作。在如此背景之下，對大學生創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)業(yè)意愿的研究便具有了良好的現實意義。

在學術領域，對大學生創(chuàng)業(yè)意愿的關注不僅是學者們面對的重要課題，更是高等院校等機構進行創(chuàng)業(yè)教育的熱點。意愿是對個體產生某些行為的至關重要的先決條件。[1]并不是所有創(chuàng)業(yè)者在發(fā)現機會之后都會進行創(chuàng)業(yè)，其創(chuàng)業(yè)行為的背后是由創(chuàng)業(yè)意愿在驅動。藉由創(chuàng)業(yè)意愿，人們可以很好地預測到其將來的創(chuàng)業(yè)行為，所以進行創(chuàng)業(yè)意愿的研究往往成為創(chuàng)業(yè)研究的直接切入點。張玉利指出，對創(chuàng)業(yè)者認知和創(chuàng)業(yè)機會開發(fā)的關注是創(chuàng)業(yè)領域研究的兩大趨勢。[2]目前，不少學者從創(chuàng)業(yè)認知和機會識別的角度對影響創(chuàng)業(yè)意愿的創(chuàng)業(yè)自我效能感和人格特質兩個變量進行了研究。[3][4][5][6]創(chuàng)業(yè)自我效能感是自我效能感在創(chuàng)業(yè)領域的衍生概念，它是指創(chuàng)業(yè)者相信自己能夠勝任創(chuàng)業(yè)角色、完成創(chuàng)業(yè)任務的信念。[7]國內外關于人格特質對創(chuàng)業(yè)意愿的研究主要集中在大五人格、主動性人格、前瞻性人格等人格特質方面。[8][9]創(chuàng)造性人格的概念由美國心理學家吉爾福特在1950年《論創(chuàng)造力》中首次提出，并有學者嘗試性地將該概念引入創(chuàng)業(yè)領域進行實證研究，Scott Shane和NicosNicolaou從基因的角度對創(chuàng)造性人格在創(chuàng)業(yè)領域進行了研究，發(fā)現擁有創(chuàng)造性人格的人更容易發(fā)現商業(yè)機會進而產生創(chuàng)業(yè)傾向[10]，Heinonen[11]和Kirzner[12]等人也同樣發(fā)現創(chuàng)造性個體更容易識別創(chuàng)業(yè)機會、開發(fā)商業(yè)創(chuàng)意和擁有創(chuàng)業(yè)傾向。而國內學者對于創(chuàng)造性人格在創(chuàng)業(yè)領域的研究，還處在起步階段，多數集中在理論研究上，如對大學生創(chuàng)造性教育的途徑、模式及存在的問題等方面的探討，但關注創(chuàng)造性人格對創(chuàng)業(yè)意愿實現途徑的實證研究幾乎沒有。

鑒于此，本研究以在校大學生為調查對象，從社會認知和機會識別的角度出發(fā)，在中國情境下，研究創(chuàng)造性人格對創(chuàng)業(yè)自我效能感和創(chuàng)業(yè)意愿的影響及作用機理，力圖對理論及實踐工作有所助益。

二、文獻回顧與假設提出

（一）創(chuàng)造性人格對創(chuàng)業(yè)意愿的影響

創(chuàng)業(yè)行為具有時間的相對滯后性，創(chuàng)業(yè)意愿作為將個人或社會因素傳遞到創(chuàng)業(yè)行為中的中間平臺，對創(chuàng)業(yè)行為具有顯著的影響。因此，創(chuàng)業(yè)意愿也成了預測創(chuàng)業(yè)行為的重要指標之一。由于創(chuàng)業(yè)研究涉及不同的學科理論和知識，創(chuàng)業(yè)意愿的概念無法得到統(tǒng)一，而由于翻譯的不同，因此產生了創(chuàng)業(yè)意向、創(chuàng)業(yè)傾向等概念。我國學者王重鳴認為創(chuàng)業(yè)意愿是個體是否愿意從事創(chuàng)業(yè)活動的主觀意愿，并從自我控制、創(chuàng)新性、自我尊重、責任意識、成就需求等方面進行衡量。[13]Gollwitzer認為意向分為目標意向和執(zhí)行意向兩種引導個體實現目標的心理意向。[14]李海壘等人將Gollwitzer兩種意向的觀點引申至創(chuàng)業(yè)意愿研究領域，把創(chuàng)業(yè)意愿區(qū)分為目標意愿和執(zhí)行意愿兩種成分，并編制了創(chuàng)業(yè)意愿研究量表。[15]其中，創(chuàng)業(yè)目標意愿指的是個體想要達到的最終狀態(tài)，如“我希望自己做老板”；而創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意愿指的是當某一情境出現的時候，個體打算如何行動，它把所追求的創(chuàng)業(yè)抽象目標進一步具體化，如“當我學習相關創(chuàng)業(yè)課程后，我會去創(chuàng)業(yè)”。由于創(chuàng)業(yè)意愿的此種維度劃分方法得到了學者們的廣泛認同和應用，本文也同樣采用李海壘等人編制的量表。

人格特質是個人在長期社會生活中形成的穩(wěn)定心理特征，是心理思維和行為模式的綜合體，對解決問題的過程有極大的影響，作為創(chuàng)業(yè)領域中早期的經典研究方向，很早就被人們所關注。1982年，Shapero專門針對創(chuàng)業(yè)領域提出了創(chuàng)業(yè)事件模型，指出人格特質是創(chuàng)業(yè)意愿的前導變量，能很好地預測創(chuàng)業(yè)意愿。[16]我國學者錢永紅也指出個體特質在很大程度上決定了個體創(chuàng)業(yè)意愿。[17]在創(chuàng)業(yè)領域早期的人格研究中，學者們側重研究了內控性、成就動機、大五人格、主動性人格和前瞻性人格等具體人格特質與創(chuàng)業(yè)意愿的關系，比如S Karimi通過對校園里隨機抽取的300名大學生進行的研究表明，人格特質直接影響創(chuàng)業(yè)態(tài)度，并與創(chuàng)業(yè)意愿密切相關[18]；趙延昇等認為，“90后”大學生主動性和冒險性等人格特質對創(chuàng)業(yè)意愿有正向影響[19]；Zhao等人通過元分析發(fā)現，大五人格中，嚴謹性、開放性、外向性和神經質均與創(chuàng)業(yè)意愿存在顯著的正相關，而宜人性與創(chuàng)業(yè)意愿之間存在微弱但統(tǒng)計上顯著的負相關[20]；陳萬明等人研究發(fā)現大學生人格特質中所擁有的創(chuàng)新、冒險和主動性對其自身的創(chuàng)業(yè)意愿有顯著的正向影響[21]；郭洪在構建影響大學生創(chuàng)業(yè)意愿因素模型的研究中發(fā)現，大學生的前瞻性人格通過影響創(chuàng)業(yè)態(tài)度，進一步影響其創(chuàng)業(yè)意愿[22]；李海壘、張文新的研究結果表明，大學生的主動性對其創(chuàng)業(yè)目標意愿和執(zhí)行意愿均有顯著的正向影響[23]。這些研究結果表明，人格特質與創(chuàng)業(yè)意愿存在一定程度的聯系。

近年來，創(chuàng)造性人格作為一種具體的人格特質被引入創(chuàng)業(yè)領域研究中，越來越受到學者們的廣泛關注。盡管學者們對創(chuàng)造性人格的內涵界定不盡相同，但也存在一些被廣泛認同的觀點。[24]比如，具有創(chuàng)造性人格特征的人往往興趣廣泛，傾向于接觸多元信息和觀點等。此外，其獨立判斷、主動、開放、堅持及樂于冒險的優(yōu)良品質也有助于形成創(chuàng)造性想法。由此可見，創(chuàng)造性的行為并不僅僅取決于自身的智力因素，還與個人的價值觀、性格以及各種認知過程密切相關。宋慧俐通過對創(chuàng)造力和創(chuàng)造性人格加以剖析，以在校大學生為研究樣本，編制了創(chuàng)造性人格評定量表[25]，將創(chuàng)造性人格劃分為堅持性、探索性、想象力和洞察力四個維度，并在其他學者的研究中得到廣泛應用，效果良好[26]。由于本研究基于中國國情，且調查對象同樣為在校大學生，因此借鑒其研究成果。

創(chuàng)業(yè)領域內的創(chuàng)造性人格概念屬于創(chuàng)造性非智力因素的范疇，而不同于許多研究中所使用的“創(chuàng)造性”或“創(chuàng)造力”概念，它是人的情感系統(tǒng)、意志系統(tǒng)和心理素質等綜合因素形成的復合體，它通過影響人的認知過程和思維方式來影響創(chuàng)造性活動和行為。創(chuàng)業(yè)作為一項創(chuàng)造性活動，創(chuàng)造性人格勢必會通過認知過程影響潛在創(chuàng)業(yè)者的意愿，進而影響創(chuàng)業(yè)行為。同時，創(chuàng)造性人格作為個體對創(chuàng)造活動所具有的積極的心理傾向和背景，通過引發(fā)、促進、調節(jié)和監(jiān)控創(chuàng)造性活動來對創(chuàng)造力發(fā)揮作用。Oldham和Cummings在實證研究中發(fā)現，員工自身的創(chuàng)造性人格能夠顯著促進其取得專利。宋志剛、顧琴軒同樣發(fā)現，員工的創(chuàng)造性人格越突出，其在工作中的創(chuàng)造力就越強。[27]同樣創(chuàng)業(yè)作為一種典型的創(chuàng)造性活動，能充分體現個體的創(chuàng)造力。創(chuàng)業(yè)是發(fā)現、識別和利用機會，并創(chuàng)造價值的過程，只有發(fā)揮創(chuàng)業(yè)想象力、善于洞察周圍環(huán)境、并敢于探索的人才能看到商機，進而產生強大的創(chuàng)業(yè)意愿去捕捉商機。同時，創(chuàng)業(yè)本身就伴隨著巨大的風險和不確定性，一個真正的創(chuàng)業(yè)者還需擁有堅持不懈的品質，才能保證在遇到巨大挫折和艱辛時，仍保有強大的創(chuàng)業(yè)意愿去實現創(chuàng)業(yè)目標?；诖?，本文認為創(chuàng)造性人格與創(chuàng)業(yè)意愿之間必然存在一定聯系，并提出如下假設：

H1：創(chuàng)造性人格對創(chuàng)業(yè)意愿有顯著正向影響；

H1a：堅持性對創(chuàng)業(yè)意愿有顯著正向影響；

H1b：探索性對創(chuàng)業(yè)意愿有顯著正向影響；

H1c：想象力對創(chuàng)業(yè)意愿有顯著正向影響；

H1d：洞察力對創(chuàng)業(yè)意愿有顯著正向影響；

H1e：創(chuàng)造性人格對目標意愿有顯著正向影響；

H1f：創(chuàng)造性人格對執(zhí)行意愿有顯著正向影響。

（二）創(chuàng)業(yè)自我效能感的中介作用

自我效能感是由美國心理學家班杜拉最早提出來的一個概念，并在很多領域被證明能夠有效預言個體某種行為的實施。創(chuàng)業(yè)自我效能感是自我效能感在創(chuàng)業(yè)領域中應用而衍生出來的概念，由Chen首次引入到實證研究中。Brazeal將創(chuàng)業(yè)自我效能感作為潛在創(chuàng)業(yè)者關鍵的先決條件之一錨定在其創(chuàng)業(yè)潛能理論模型中。[28]創(chuàng)業(yè)自我效能感在創(chuàng)業(yè)研究領域所起到的關鍵性作用在當下備受學者們關注，一方面創(chuàng)業(yè)自我效能感是一個預測變量，它能夠影響創(chuàng)業(yè)績效、創(chuàng)業(yè)意愿等。例如，Krueger指出，創(chuàng)業(yè)意愿的一個重要前導變量是個人對成功實施創(chuàng)業(yè)的能力的感知[29]；孟新、胡漢輝基于江蘇高校實證調研數據，來探討大學生創(chuàng)業(yè)自我效能感與創(chuàng)業(yè)意愿的關系，研究性別、專業(yè)、家庭背景等因素對大學生創(chuàng)業(yè)自我效能感與創(chuàng)業(yè)意愿關系的調節(jié)效應，結果表明大學生創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè)意愿有著顯著的正向預測作用[30]；王丹研究發(fā)現創(chuàng)業(yè)自我效能感能顯著影響創(chuàng)業(yè)意愿。另一方面，創(chuàng)業(yè)自我效能感又是一個結果變量，受到一系列因素影響。例如，Barbosa，Gerhardt和Kickul在個體風險偏好與創(chuàng)業(yè)自我效能感的關系研究中發(fā)現高風險偏好個體的機會識別效能感較高，而低風險偏好個體的風險容忍和關系管理效能感比較高[31]；浙江大學占怡研究發(fā)現不同創(chuàng)業(yè)者的個人特征與不同的創(chuàng)業(yè)自我效能感維度顯著正相關。其中，冒險傾向、創(chuàng)新性和成就需要對不同的創(chuàng)業(yè)自我效能感維度顯著正相關，而內控特質對不同的創(chuàng)業(yè)自我效能感維度沒有顯著關系；陳美君論證了主動性人格對創(chuàng)業(yè)自我效能感有顯著的預測作用。

創(chuàng)業(yè)自我效能感具有預測變量和結果變量的雙重屬性，將其引入人格特質和創(chuàng)業(yè)意愿之間作為中介變量既能夠探討人格特質與創(chuàng)業(yè)意愿之間是否存在創(chuàng)業(yè)自我效能感的中介作用，也能夠試圖解釋之前研究結果存在矛盾的原因。因此，將創(chuàng)業(yè)自我效能感作為人格特質和創(chuàng)業(yè)意愿之間的中介變量來考察其對創(chuàng)業(yè)過程的影響，對于更好地認識和理解創(chuàng)業(yè)有很大意義。

雖然當前國內已經有研究考察了創(chuàng)造性人格與創(chuàng)業(yè)意愿之間的關系，但其研究成果仍然不夠成熟，而且尚未有人以創(chuàng)業(yè)自我效能感為中介變量探討創(chuàng)造性人格與創(chuàng)業(yè)意愿之間關系。因此本研究考察創(chuàng)造性人格與創(chuàng)業(yè)意愿關系的同時，探討創(chuàng)業(yè)自我效能感及其各維度在創(chuàng)造性人格和創(chuàng)業(yè)意愿之間的中介作用。綜上所述，提出如下假設：

H2：創(chuàng)造性人格對創(chuàng)業(yè)自我效能感有顯著正向影響；

H2a：創(chuàng)造性人格對創(chuàng)新變革有顯著正向影響；

H2b：創(chuàng)造性人格對風險承擔有顯著正向影響；

H2c：創(chuàng)造性人格對機會識別有顯著正向影響；

H2d：創(chuàng)造性人格對關系管理有顯著正向影響。

H3：創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè)意愿有顯著正向影響；

H3a：創(chuàng)新變革對創(chuàng)業(yè)意愿有顯著正向影響；

H3b：風險承擔對創(chuàng)業(yè)意愿有顯著正向影響；

H3c：機會識別對創(chuàng)業(yè)意愿有顯著正向影響；

H3d：關系管理對創(chuàng)業(yè)意愿有顯著正向影響。

H4：創(chuàng)業(yè)自我效能感在創(chuàng)造性人格和創(chuàng)業(yè)意愿之間起中介作用；

H4a：創(chuàng)新變革在創(chuàng)造性人格和創(chuàng)業(yè)意愿之間起中介作用；

H4b：風險承擔在創(chuàng)造性人格和創(chuàng)業(yè)意愿之間起中介作用；

H4c：機會識別在創(chuàng)造性人格和創(chuàng)業(yè)意愿之間起中介作用；

H4d：關系管理在創(chuàng)造性人格和創(chuàng)業(yè)意愿之間起中介作用。

綜上所述，本研究提出如圖1所示模型。

三、樣本與變量度量

（一）樣本與數據

本研究問卷的個人基本信息部分包括受訪人性別、戶籍類別、家鄉(xiāng)所在地區(qū)、年級、專業(yè)類別、所在學校層次、學校所在地區(qū)7個人口統(tǒng)計學變量。首先采用初始問卷進行了預調研，預調研問卷共回收答卷103份，剔除掉不合格答卷后剩余有效問卷91份，有效回收率達到88.3%。之后通過相關檢驗進一步對問卷進行修改，最終形成正式問卷。正式調研總共回收問卷389份，剔除無效問卷149份，最終得到有效問卷240份。有效問卷回收率為61.70%。樣本覆蓋全國華東、華南、華中、華北、西北、西南、東北七個地區(qū)，覆蓋重點大學（“985”、“211”）、普通本科、專科等所有層次高校，具體樣本構成如表1所示。其中，年級里面大四所占比重最大，為33.75%，這與筆者交往的人際圈有較大關系；學校所在層次中，重點大學問卷數量最多，為50.42%，這與筆者的教育背景有較大關系；學校所在地區(qū)中，東北地區(qū)高校學生問卷數量最多，為27.92%，這是由于本研究的主要調研地點在東北地區(qū)。另外，由于不同學校碩士研究生的學制不同，因此，本研究在后續(xù)分析中不再區(qū)分研二和研三，統(tǒng)稱為碩士畢業(yè)班級。

（二）變量度量

創(chuàng)造性人格。本研究采用宋慧俐開發(fā)的創(chuàng)造性人格評定量表。量表包括想象力、堅持性、洞察力、探索性四個維度，共24個題項來測量。

創(chuàng)業(yè)自我效能感。本研究和大多數學者觀點一致，同樣將創(chuàng)業(yè)自我效能感看作多維結構，量表設計主要依據Lucas與Cooper研究開發(fā)的創(chuàng)業(yè)自我效能感量表，這份量表分別包括創(chuàng)新變革、風險承擔、機會識別和關系管理四個維度，其中共含16個問題。

創(chuàng)業(yè)意愿。本研究采用李海壘等人編制的創(chuàng)業(yè)意愿研究量表，包含創(chuàng)業(yè)目標意愿和創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意愿兩個維度，該量表共包括12個題目。

此外，研究模型中還含有一些控制變量，包括性別、戶籍類別、家鄉(xiāng)所在地區(qū)、年級、專業(yè)類別、所在學校層次、學校所在地區(qū)等。

（三）假設檢驗與結果

1.信度和效度檢驗

雖然預調研時已經對三個量表進行過驗證性因子分析，且量表效度較好，但是考慮到測量誤差的存在，本文通過正式問卷收集到的數據再次進行信效度檢驗以確保分析結果的可靠。基于收集到的數據，本研究三個變量的Cronbach α系數分別為0.942、0.910、0.949，均大于0.9，三個變量各維度的Cronbach α系數也均大于0.8，表明三個測量量表都具有較高的信度，表現出良好的一致性。量表各題項的因子載荷均大于0.5，各觀察變量的AVE值均大于0.5。同時，創(chuàng)造性人格、創(chuàng)業(yè)自我效能感和創(chuàng)業(yè)意愿三個變量的擬合指標分別為：χ2=472.866，df=246，χ2/df=1.922，RMSEA=0.062，CFI=0.955，TLI=0.950，GFI=0.859；χ2=227.304，df=98，χ2/df=2.319，RMSEA=0.074，CFI=0.939，TLI=0.925，GFI=0.893；χ2=114.907，df=53，χ2/df=2.168，RMSEA=0.070，CFI=0.980，TLI=0.975，GFI=0.929。各測量模型擬合程度均符合標準，說明三個量表均收斂效度良好，且模型的內在質量較佳。另外，三個變量各維度的AVE值均大于它們與其他維度間的相關系數的平方值，即表明三個量表的區(qū)別效度均良好。

2.共同方法偏差檢驗

本研究通過SPSS17.0對全部題項進行未旋轉的因子分析，分析出了9個因子，解釋了總變異量的75.961%，其中第一個因子解釋了35.545%，小于Hair所推薦的50%的判斷標準?？梢娨蛩胤治霾恢灰粋€因子，且前述量表有很好的收斂效度和區(qū)別效度，所以數據的同源偏差問題并不嚴重。

3.變量的均值、標準差和相關分析

本研究中三個變量及其各維度的均值、標準差如表2所示。為了初步了解各變量間的關系，本研究進行皮爾森（Pearson）相關分析，同時為后續(xù)的回歸分析奠定了基礎。

4.回歸分析

（1）直接效應的回歸分析

在控制人口統(tǒng)計學變量影響的基礎上，通過SPSS17.0的回歸分析檢驗了創(chuàng)造性人格對創(chuàng)業(yè)意愿的影響。首先，將所有人口統(tǒng)計學變量作為自變量，創(chuàng)業(yè)意愿作為因變量，建立M1；其次，將人口統(tǒng)計學變量作為控制變量，創(chuàng)造性人格作為自變量，創(chuàng)業(yè)意愿作為因變量建立M2。具體分析結果如表3和表4所示，說明自變量創(chuàng)造性人格對因變量創(chuàng)業(yè)意愿的正向影響較大，假設H1得到驗證。

本研究中創(chuàng)造性人格和創(chuàng)業(yè)意愿并非單維度結構，創(chuàng)造性人格包括堅持性、探索性、想象力、洞察力四個維度，創(chuàng)業(yè)意愿包括目標意愿和執(zhí)行意愿兩個維度?；谘芯磕康?，在探究直接效應時深入分析了創(chuàng)造性人格各維度對創(chuàng)業(yè)意愿的影響以及創(chuàng)造性人格對創(chuàng)業(yè)意愿各維度間的影響，具體回歸分析結果如表5所示，說明了創(chuàng)造性人格各維度作為自變量對創(chuàng)業(yè)意愿的影響均較大，同時，創(chuàng)造性人格對創(chuàng)業(yè)意愿各維度均有影響。驗證了假設H1a、H1b、H1c、H1d、H1e和H1f。

（2）創(chuàng)業(yè)自我效能感的中介效應分析

在控制人口統(tǒng)計學變量影響的基礎上，探究創(chuàng)業(yè)自我效能感在創(chuàng)造性人格對創(chuàng)業(yè)意愿的實現途徑中有無中介作用，層次回歸分析結果如表6所示，可知創(chuàng)業(yè)自我效能感在創(chuàng)造性人格與創(chuàng)業(yè)意愿之間起中介作用，即假設H4得到驗證。

（3）創(chuàng)業(yè)自我效能感各維度的中介效應分析

本研究中創(chuàng)業(yè)自我效能感是多維變量，包括創(chuàng)新變革、風險承擔、機會識別和關系管理四個維度，為了深入探究各維度在創(chuàng)造性人格與創(chuàng)業(yè)意愿之間的影響，分別對四個維度與創(chuàng)造性人格、創(chuàng)業(yè)意愿進行回歸分析，具體分析結果如表7、8、9和10所示。

由表7可知，創(chuàng)新變革對創(chuàng)業(yè)意愿有顯著正向影響，假設H3a得到驗證。創(chuàng)造性人格對創(chuàng)新變革的正向影響顯著，假設H2a成立。進一步構建回歸方程，將主動性人格與創(chuàng)新變革同時作為自變量探究其對因變量創(chuàng)業(yè)意愿的影響，創(chuàng)造性人格標準化的回歸系數為0.416，t值4.526在0.001的水平上顯著，創(chuàng)新變革標準化的回歸系數為0.006，但其t值沒有滿足至少在0.05的水平上顯著的要求。因此，為了進一步探究創(chuàng)新變革這一維度在創(chuàng)造性人格與創(chuàng)業(yè)意愿之間是否存在中介作用，我們進行Sobel檢驗，依據MacKinnon表數值標準，選取樣本數量為200時，概率數值p=0.06標準下Sobel檢驗值臨界數值z是0.87；概率數值p=0.04標準下Sobel檢驗值臨界數值z是0.97，概率數值p=0.05標準下Sobel檢驗值z臨界數值是0.93。因此，如果Sobel檢驗值z大于0.93，則表明具有顯著的中介效應。借助統(tǒng)計軟件SPSS17.0可得出，創(chuàng)新變革在創(chuàng)造性人格和創(chuàng)業(yè)意愿關系中的a=0.777，b=0.330，sa=0.051，sb=0.075，此時Sobel檢驗值z（p=0.05）為4.227>0.97，中介效應顯著。

基于上述分析可知創(chuàng)新變革在創(chuàng)造性人格與創(chuàng)業(yè)意愿之間起中介作用，即假設H4a得到驗證。

由表8可知，風險承擔對創(chuàng)業(yè)意愿有顯著正向影響，假設H3b得到驗證。創(chuàng)造性人格對風險承擔的正向影響顯著，假設H2b成立。進一步將主動性人格與風險承擔同時作為自變量探究其對因變量創(chuàng)業(yè)意愿的影響。由于創(chuàng)造性人格標準化的回歸系數的t值沒有滿足至少在0.05的水平上顯著的要求，因此，進行Sobel檢驗，借助統(tǒng)計分析軟件SPSS17.0可得出，風險承擔在創(chuàng)造性人格和創(chuàng)業(yè)意愿關系中的a=0.503，b=0.260，sa=0.053，sb=0.103，此時Sobel檢驗值z（p=0.05）為2.439>0.97，中介效應顯著。

基于上述分析可知風險承擔在創(chuàng)造性人格與創(chuàng)業(yè)意愿之間起中介作用，即假設H4b得到驗證。

由表9可知，機會識別對創(chuàng)業(yè)意愿有顯著正向影響，假設H3c得到驗證。創(chuàng)造性人格對機會識別的正向影響顯著，假設H2c成立。最后，同時將創(chuàng)造性人格和機會識別作為自變量放入回歸方程中。結果顯示，創(chuàng)造性人格與機會識別對創(chuàng)業(yè)意愿的正向影響顯著。

基于上述分析可知機會識別在創(chuàng)造性人格與創(chuàng)業(yè)意愿之間起中介作用，即假設H4c得到驗證。

由表10可知，關系管理對創(chuàng)業(yè)意愿有顯著正向影響，假設H3d得到驗證。創(chuàng)造性人格對關系管理的正向影響顯著，假設H2d成立。最后，同時將創(chuàng)造性人格和關系管理作為自變量放入回歸方程中。結果顯示，創(chuàng)造性人格與關系管理對創(chuàng)業(yè)意愿的正向影響顯著。

基于上述分析可知關系管理在創(chuàng)造性人格與創(chuàng)業(yè)意愿之間起中介作用，即假設H4d得到驗證。

四、研究結果討論

（一）數據分析結論

變量的描述性統(tǒng)計分析顯示，中國在校大學生的創(chuàng)造性人格較高，但其想象力和探索性相較于堅持性和洞察力偏低；創(chuàng)業(yè)自我效能感屬于中等偏上水平，說明在校大學生對自己能夠創(chuàng)業(yè)成功有很大的自信，但其風險承擔和機會識別均值低于創(chuàng)業(yè)自我效能感的整體均值，說明中國在校大學生的風險承擔效能感和機會識別效能感偏低，有待于進一步提升；創(chuàng)業(yè)意愿屬于中等偏下水平，說明在校大學生的創(chuàng)業(yè)意愿整體偏低。同時其創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意愿明顯低于目標意愿，說明在校大學生抽象的創(chuàng)業(yè)目標一旦被具體化，其創(chuàng)業(yè)意愿明顯降低，這同時也印證了大學生風險承擔效能感較低的結果。

人口統(tǒng)計變量的分析表明，男大學生具有較高的創(chuàng)造性人格、創(chuàng)業(yè)自我效能感和創(chuàng)業(yè)意愿，其中目標意愿上表現最為突出；來自農村的大學生比來自城市的大學生表現出更高的風險承擔特質和創(chuàng)業(yè)意愿，較高的創(chuàng)業(yè)意愿體現在目標意愿上；家鄉(xiāng)所在地區(qū)為西南、西北的受訪在校大學生的創(chuàng)業(yè)意愿最強，而家鄉(xiāng)所在地區(qū)為東北的受訪大學生的創(chuàng)業(yè)意愿在全國七個地區(qū)中最低，本文猜測某地區(qū)大學生創(chuàng)業(yè)意愿的高低，可能與該地區(qū)經濟發(fā)展的活力有關系；學校層次對創(chuàng)業(yè)意愿有顯著影響，?？茖W校在校大學生創(chuàng)業(yè)意愿顯著高于重點大學（“985”、“211”高校）在校大學生。造成這種現象的原因可能有兩個，一是重點大學和?？茖W校對學生的培養(yǎng)方式、培養(yǎng)目標有差異；二是這可能與重點大學在建設研究型大學過程中沒有對創(chuàng)業(yè)教育給予足夠重視，甚至忽略了學生的創(chuàng)業(yè)教育有一定的關系；學校所在地區(qū)對于各變量無顯著差異，然而同樣屬于區(qū)位因素的前述控制變量家鄉(xiāng)所在地區(qū)卻對大學生創(chuàng)業(yè)意愿有著顯著的影響，這兩個結論并不矛盾，因為人格特質是后天養(yǎng)成的，大學生在家鄉(xiāng)生活的時間要遠遠長于在學校生活的時間，因而家庭所在地區(qū)因素對大學生創(chuàng)業(yè)意愿的影響更為明顯。同時，這也在一定程度上說明，大學的創(chuàng)業(yè)教育并沒有將在校學生個體創(chuàng)業(yè)意愿的差異顯著地區(qū)分出來，大學的創(chuàng)業(yè)教育有待進一步改革和改善；在校大學生的創(chuàng)業(yè)意愿不存在年級差異；理工類、文管類專業(yè)對于各變量無顯著差異，這與某些學者研究結論不一致，一些學者研究發(fā)現管理學、工學、農學、經濟學大學生在創(chuàng)業(yè)意愿上顯著高于理科大學生，還有一些學者認為藝術類學生創(chuàng)業(yè)意愿最高，工科類學生創(chuàng)業(yè)意愿最低，本文認為這是因為本研究對專業(yè)類別劃分的細致程度與他們不同，后續(xù)研究中將對專業(yè)類別進一步細分再次對結果進行檢驗。

最后，本研究提出的所有假設均得到了驗證。

（二）管理啟示

幫助在校大學生進行職業(yè)選擇。每個在校大學生將來都會面臨就業(yè)或創(chuàng)業(yè)的選擇，根據職業(yè)錨定理論，職業(yè)選擇的結果與其人格特質有很大的關系。研究表明在校大學生的創(chuàng)業(yè)意愿處于中等偏下水平，這與我國的創(chuàng)業(yè)現狀是相符的，盡管政府出臺了一系列鼓勵大學生創(chuàng)業(yè)的政策，但我國大學畢業(yè)生的創(chuàng)業(yè)率依然很低。由于高創(chuàng)造性人格的個體更符合創(chuàng)業(yè)活動的特點，有著較強的創(chuàng)業(yè)意愿，且創(chuàng)業(yè)自我效能感更容易激發(fā)創(chuàng)業(yè)意愿，所以大學生一旦確定以創(chuàng)業(yè)為目標，就應該有意識地培養(yǎng)自己的創(chuàng)造性人格和創(chuàng)業(yè)自我效能感，提升創(chuàng)新變革和機會識別能力，學會規(guī)避風險，積累人脈，以強烈的創(chuàng)業(yè)意愿驅使自己實現創(chuàng)業(yè)目標。

科學地選拔和培養(yǎng)創(chuàng)業(yè)型人才。對于創(chuàng)業(yè)型企業(yè)和項目來說，招聘是人才選拔的關鍵步驟，如果一個創(chuàng)業(yè)意愿很低或者沒有創(chuàng)業(yè)意愿的員工被招進了創(chuàng)業(yè)型企業(yè)，對于企業(yè)來說，既浪費了公司資源，又對公司發(fā)展和項目進展毫無益處，而對于員工來說，更不利于自身的職業(yè)發(fā)展。為了對企業(yè)和員工同時負責，此時企業(yè)就可以將創(chuàng)造性人格的測試納入人員招聘過程中，科學地考查員工人格特質等方面的差異，提高招聘工作的有效性。另外，企業(yè)在進行員工培訓或人事調整時也應注重對員工的人格特質的測評，根據測評結果和職位要求去選擇和培訓員工，從而使員工的人格特質能夠更好地與職位相匹配。

促進高校等有關部門改善對大學生的創(chuàng)業(yè)教育。針對女大學生在創(chuàng)造性人格、創(chuàng)業(yè)自我效能感和創(chuàng)業(yè)意愿上普遍表現不如男大學生的現狀，高校應專門為女生設計個性化課程體系，開展特色化創(chuàng)業(yè)教育。針對重點高校大學生創(chuàng)業(yè)意愿顯著低于專科學生的問題，重點大學在注重培養(yǎng)學生科研能力的同時，還應借助自己的資源優(yōu)勢應多給學生提供一些創(chuàng)業(yè)培訓和實踐的機會。針對家鄉(xiāng)所在地區(qū)為東北的大學生創(chuàng)業(yè)意愿顯著偏低的現象，東北地區(qū)教育部門可以出臺相關政策，如對學生從中學階段開始就加強創(chuàng)業(yè)教育，并進一步加強對在校大學生的創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)扶持力度，以提升大學生的創(chuàng)業(yè)意愿，這對于提升東北地區(qū)的經濟活力、振興東北老工業(yè)基地的意義巨大。

支持地方性創(chuàng)業(yè)扶持政策的制定。研究表明來自農村的大學生創(chuàng)業(yè)意愿高于來自城市的大學生，來自西南、西北地區(qū)的大學生創(chuàng)業(yè)意愿高于其他地區(qū)，但無論是來自農村的大學生還是來自西南、西北地區(qū)的大學生，其家庭條件都相對較差，為了鼓勵這些大學生進行創(chuàng)業(yè)，解決其創(chuàng)業(yè)過程中資金的后顧之憂，可以適當地制定一些區(qū)域優(yōu)惠政策，扶持這些區(qū)域的大學生進行創(chuàng)業(yè)，這樣既可以提高大學畢業(yè)生的創(chuàng)業(yè)率和成功率，緩解就業(yè)壓力，又可以實現精準扶貧。

當然由于個人能力和精力等各方面的限制，本研究仍存在一些局限，后續(xù)研究有進一步改進和完善的空間。首先，本次研究的調查問卷全部來源于在校大學生，研究結論應用于其他行業(yè)或領域可能會受到限制，未來研究將面向更多群體，進一步確保研究數據的多元化和較高的外部效度，使研究結論更具有普適性。其次，本研究調查采用橫斷設計，問卷發(fā)放和收集在一定時間點完成，難以體現在校大學生創(chuàng)業(yè)意愿在不同創(chuàng)業(yè)階段的行為表現，無法確定變量之間的因果關系。未來將通過追蹤研究對變量之間的關系進行更深入的考察。最后，關于家庭所在地區(qū)對創(chuàng)業(yè)意愿的影響，本研究只是基于實驗結果和個人認識作出了地區(qū)經濟活力影響創(chuàng)業(yè)意愿的推測，后續(xù)將對這一命題進行實證研究。

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（責任編輯鐘嘉儀）