彭磊義 ,羅建基

(1.浙江商業(yè)職業(yè)技術(shù)學(xué)院 旅游學(xué)院, 浙江 杭州310053；2.香港理工大學(xué) 酒店與旅游學(xué)院,香港 999077；3.杭州旅游職業(yè)學(xué)校 旅游專業(yè)部,浙江 杭州310052)

創(chuàng)業(yè)對于國家經(jīng)濟成長有較大的影響力，洞悉創(chuàng)業(yè)相關(guān)現(xiàn)象與行為已成為了解未來社會與經(jīng)濟變化的一個關(guān)鍵要素.[1]但是，創(chuàng)業(yè)是一種需要面對不確定因素并要承擔(dān)一定風(fēng)險的活動,自主創(chuàng)業(yè)自然離不開外部環(huán)境的支持.有學(xué)者也提議在創(chuàng)業(yè)意圖模型研究中納入了影響創(chuàng)業(yè)意圖的內(nèi)外因素，而社會認(rèn)知理論[2]為影響創(chuàng)業(yè)意圖的內(nèi)外因素提供了堅實的理論基礎(chǔ).

作為社會認(rèn)知理論支柱之一，三元交互決定論闡釋了人類動因是在一個包含三元(環(huán)境、認(rèn)知、行為)交互因果關(guān)系的相互依賴的結(jié)構(gòu)中發(fā)揮作用,并強調(diào)個體所處的社會環(huán)境對行為的影響，[3]以及外部環(huán)境作為個體加強自我預(yù)測、操作或意志控制的資源，為個體提供確切的信息，影響其行為方向和強度.[4]作為創(chuàng)業(yè)意圖的重要解釋變量之一,朱永躍等(2012)認(rèn)為創(chuàng)業(yè)環(huán)境是一切影響創(chuàng)業(yè)活動的各種外部因素的組合，直接關(guān)系到創(chuàng)業(yè)活動的開展與績效,[5]Cater et al. (2003) 認(rèn)為社會環(huán)境對創(chuàng)業(yè)的看法將會影響個體未來的創(chuàng)業(yè)態(tài)度與意愿，而政府政策可視為社會環(huán)境的一部分；[6]創(chuàng)業(yè)教育會影響學(xué)習(xí)者的態(tài)度與看法，并影響其創(chuàng)業(yè)意圖并開展行動；[7]作為影響創(chuàng)業(yè)的重要環(huán)節(jié)因素，社會資本可促進創(chuàng)業(yè)家精神，并幫助新設(shè)公司的形成.[8]GEM(Global Entrepreneurship Monitor)表示在接受GEM調(diào)查的20幾個國家中，排名前三位的主要創(chuàng)業(yè)因素分別為政府政策、教育與訓(xùn)練及財務(wù)支援；[9]陸根書等(2013)分析得出個體心理因素對創(chuàng)業(yè)意圖具有最強解釋能力的影響因素，后面依次為社會環(huán)境、學(xué)校教育、家庭教育.[10]因此，本研究在社會認(rèn)知理論的基礎(chǔ)上，將與個體創(chuàng)業(yè)活動密切相關(guān)的創(chuàng)業(yè)政策、創(chuàng)業(yè)教育和社會資本列為外部因素，闡述創(chuàng)業(yè)環(huán)境對內(nèi)部因素的影響，此為本研究動機之一.

作為社會認(rèn)知理論的另一支柱，自我效能論認(rèn)為個體行為在受到認(rèn)知、行為和環(huán)境三者交互作用的同時，強調(diào)在三元互動過程中個體的自我效能扮演者一個關(guān)鍵性的角色，即對個體行為起著主導(dǎo)作用.理論上來看，自我效能會對思想和行為之間產(chǎn)生中介作用，而創(chuàng)業(yè)自我效能感作為個人對成功實施創(chuàng)業(yè)的感知是創(chuàng)業(yè)意圖的一個重要前導(dǎo)變量.[11]但是，盡管創(chuàng)業(yè)自我效能感與創(chuàng)業(yè)意圖、決策及行為之間的關(guān)系得到了一些實證研究的支持,[12][13]這些研究卻沒有引入關(guān)鍵的態(tài)度變量.就想了解創(chuàng)業(yè)者行為而言，態(tài)度和動機是不可或缺的變量.[14]這是因為有研究[15]顯示人們決定實施創(chuàng)業(yè)行為的前提就是必須具備高度的創(chuàng)業(yè)意圖，個人不是因為偶然因素從事創(chuàng)業(yè)行為的，而是經(jīng)過選擇之后有意識地進行的創(chuàng)業(yè)活動，[16]這符合Fishbein&Ajzen提出的信念-態(tài)度-意向-行為的研究框架, 即意圖能夠?qū)π袨檫M行預(yù)測, 同樣一些特定的態(tài)度變量能夠?qū)σ鈭D進行預(yù)測，[17]態(tài)度在與環(huán)境互動的過程中會隨著時間和情況的變化而改變，而其衡量可預(yù)測個人未來的行為意圖或行動.[18]因此，本文基于社會認(rèn)知理論及其相關(guān)研究，引入創(chuàng)業(yè)態(tài)度，將其和創(chuàng)業(yè)自我效果、創(chuàng)業(yè)意圖列為內(nèi)部因素，探討創(chuàng)業(yè)態(tài)度和創(chuàng)業(yè)自我效能作為中介變量對創(chuàng)業(yè)意圖的影響路徑和影響程度，并結(jié)合前置因素創(chuàng)業(yè)環(huán)境深入了解個體創(chuàng)業(yè)的心理認(rèn)知機制，解釋創(chuàng)業(yè)行為復(fù)雜性的根源，探尋其規(guī)律性，此為本研究動機之二.

在整合相關(guān)觀點的基礎(chǔ)上，本研究提出以創(chuàng)業(yè)意圖為因變量，將政府政策、創(chuàng)業(yè)教育及社會資本整合為創(chuàng)業(yè)環(huán)境并列為自變量，以創(chuàng)業(yè)態(tài)度、創(chuàng)業(yè)自我效能為中介變量的研究框架，借此研究一方面在整合相關(guān)理論的基礎(chǔ)上，深化對創(chuàng)業(yè)意圖影響因素進一步了解，推動創(chuàng)業(yè)意圖相關(guān)理論的進化；另一方面通過實證分析了解相關(guān)變量對創(chuàng)業(yè)意圖的影響模式和路徑，以期提出合理化建議來有效提升創(chuàng)業(yè)活動的成效.

1 研究設(shè)計

1.1 研究架構(gòu)

本研究首先探討創(chuàng)業(yè)環(huán)境、創(chuàng)業(yè)態(tài)度和創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)意圖的關(guān)聯(lián)性；其次探討創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)意圖的直接和間接影響；最后探討創(chuàng)業(yè)態(tài)度和創(chuàng)業(yè)自我效能是否能發(fā)揮中介影響.

圖1 研究框架

1.2 測量工具

源自于計劃行為理論的個人意圖常被認(rèn)定預(yù)測行為的最佳單一因子.[19]將行為意圖運用在創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)的行為意圖上就是創(chuàng)業(yè)意圖，本研究將創(chuàng)業(yè)意圖定義為個人想要或準(zhǔn)備開創(chuàng)新事業(yè)的信念，此信念會驅(qū)使個人心智朝明確的目標(biāo)邁進，并促使個人達到創(chuàng)建事業(yè)目的的途徑.其量表來自Linan&Chen(2009)的研究成果.[20]

創(chuàng)業(yè)環(huán)境是由政府政策、創(chuàng)業(yè)教育和社會資本三部分構(gòu)成.Niels & Jonathan (2009)表示政府政策為政府鼓勵各種不同規(guī)模的企業(yè)所制定的各種稅收政策、法規(guī)或應(yīng)用程序；并認(rèn)為政府的主要作用就是要增加創(chuàng)業(yè)機會、發(fā)展強在創(chuàng)業(yè)者的動機和加強潛在創(chuàng)業(yè)者的能力.[21]根據(jù)GEM(2010)的成人人口調(diào)查問項發(fā)展出創(chuàng)業(yè)政策問卷；本研究參考Niels & Jonathan (2009)對于創(chuàng)業(yè)教育的定義，將其界定為引導(dǎo)有興趣創(chuàng)業(yè)者培養(yǎng)創(chuàng)業(yè)機會發(fā)覺、創(chuàng)業(yè)認(rèn)知、創(chuàng)業(yè)技能發(fā)展等一系列課程和訓(xùn)練活動的總和，其量表來自劉玥伶、彭學(xué)兵(2015)研究成果；[22]Bourdieu(1977)最早將社會資本引進社會學(xué)領(lǐng)域，并從經(jīng)濟學(xué)角度將社會資本定義為個人借由參與全體群體網(wǎng)絡(luò)而所取得的實際或潛在資源的集合，而這些資源透過彼此間的相互了解與承諾而連接，即個體借由參與群體而獲取的資源.[23]本研究將社會資本定義為一種存在于社會結(jié)構(gòu)中的信息、資源與助力，它存在于人際關(guān)系當(dāng)中，透過人際間的信任、互動進行信息與資源的交換，甚至給予直接幫助，從而有助于社群成員達成某些目標(biāo)，其量表來自朱秀梅、陳琛、蔡莉(2010)研究成果.[24]

Chen et al.(1998)首先將創(chuàng)業(yè)自我效能引入創(chuàng)業(yè)研究, 并將其定義為創(chuàng)業(yè)者對自身能夠勝任不同創(chuàng)業(yè)角色和任務(wù)的信念.[25]本研究采用Linan& Chen(2009)編制量表，即“創(chuàng)辦并運營一家公司對我來說比較容易”“我有能力掌控公司創(chuàng)立的全程”“我清楚創(chuàng)辦一家公司的必要細(xì)節(jié)”“我知道如何制定創(chuàng)業(yè)計劃”“對于創(chuàng)辦企業(yè)，我成竹在胸”“如果我創(chuàng)辦企業(yè)，獲得成功的可能性很大”.

態(tài)度主要是根據(jù)社會心理學(xué)作出定義與解釋.本研究參考Chen & Lai (2010)的態(tài)度定義，將創(chuàng)業(yè)態(tài)度定義為個人對于創(chuàng)業(yè)的看法、喜好程度與未來從事創(chuàng)業(yè)行為的傾向.[26]同時采用Linan&Chen(2009)編制量表，即“成為為企業(yè)家的工作完全對我而言是有吸引力的” “若有機會和資源的話，我非常愿意創(chuàng)業(yè)” “盡管有其它職業(yè)的選擇，我仍愿意開創(chuàng)自己的事業(yè)” “成為企業(yè)家能夠給我?guī)砗艽蟮臐M足感” “成為企業(yè)家給我?guī)淼暮锰幎噙^于壞處”.

問卷由七個部分組成，包括政府政策4個題項，創(chuàng)業(yè)教育6個題項，社會資本9個題項，創(chuàng)業(yè)態(tài)度5個題項，創(chuàng)業(yè)自我效能6個題項，創(chuàng)業(yè)意圖6個題項，且采用五點尺度量表，受測者根據(jù)個人感受來答題，依據(jù)同意程度劃分為非常同意、同意、一般、不同意、非常不同意，并分別依序給予5、4、3、2、1分，各部分加總題項得分后再平均作為每一變量的得分.最后將性別、年齡、職業(yè)、受教育程度、婚姻狀況和收入水平列為控制變量，共6個題項，作為個人基本資料.

1.3 被試

鑒于創(chuàng)業(yè)環(huán)境的構(gòu)成變量中包含了創(chuàng)業(yè)教育，因此為了讓受試者吻合測量要求，本研究特選定有參加過相關(guān)機構(gòu)創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)訓(xùn)練的社會人員和學(xué)校創(chuàng)業(yè)課程學(xué)習(xí)的高校學(xué)生為研究對象；同時為確保問卷填答品質(zhì)，發(fā)放問卷中讓調(diào)查員詢問受試者是否參加過相關(guān)培訓(xùn)進行人員，最好能提供培訓(xùn)機構(gòu)和課程等相關(guān)信息，借此對研究對象進行篩查.在2019年3-4月通過實地和電子郵件的方式發(fā)放問卷，回收有效問卷為161份.

1.4 數(shù)據(jù)處理及方法

針對不同樣本來源進行樣本無反應(yīng)偏差測試，[27]對所有潛在變量進行t檢定，通過比較兩群樣本來以判斷不同來源下回復(fù)者偏差的可能性和是否存在差異.結(jié)果顯示兩組樣本的所有潛在變量均未達到顯著水平，表明不同來源樣本無差異，即本研究樣本無反應(yīng)偏差對研究結(jié)果不產(chǎn)生影響.可見鑒于總體而言，本研究樣本具有一定代表性.

針對因填答者獨自一次性完成問卷時出現(xiàn)的共同方法變異(Common Method Variance，CMV)問題，本研究使用Harman 單因子檢定法來進行檢驗，[28]即對所有問項(觀察變量)實施單因子因素分析，在未進行旋轉(zhuǎn)下得到的第一個主成份所占負(fù)荷量為37.082%，符合小于50%的標(biāo)準(zhǔn)，顯示本研究并不存在嚴(yán)重的共同方法變異問題.

（三） 內(nèi)部控制理論。內(nèi)部控制理論是管理學(xué)的一個分支，要求在一定環(huán)境下，單位為了提高經(jīng)營效率、充分有效地獲得和使用各種資源，達到既定管理目標(biāo)，從而在單位內(nèi)部實施的各種制約和調(diào)節(jié)的組織、計劃、程序和方法[3]。該理論的基礎(chǔ)是對風(fēng)險進行分析并管理，將風(fēng)險控制在可接受范圍內(nèi)，并對風(fēng)險對應(yīng)的工作進行監(jiān)督許可，及時評價控制的有效性，并修正授權(quán)標(biāo)準(zhǔn)。

偏最小平方法(Partial Least Squares, PLS)作為常用于研究理論測試的結(jié)構(gòu)方程模式的方法之一，由于其具有對變量必須符合常態(tài)、隨機性的要求較為寬松，[29]且樣本數(shù)要求較小[30]的特點而備受研究者青睞，本研究也選用PLS.同時，SmartPLS軟件使用拔靴法對統(tǒng)計指標(biāo)進行顯著性檢驗，且建議拔靴法再取樣數(shù)量為5000次.

對收集數(shù)據(jù)進行預(yù)測試，刪除不達標(biāo)的相關(guān)問項，F(xiàn)ornell&Larcker (1981)建議所有觀測變量的標(biāo)準(zhǔn)化因素載荷量要大于0.7，[31]46由于要刪除創(chuàng)業(yè)態(tài)度變量中“成為企業(yè)家能夠給我?guī)砗艽蟮臐M足感”和“成為企業(yè)家給我?guī)淼暮锰幎噙^于壞處”問項，創(chuàng)業(yè)教育變量中“有整理、匯編政府和單位關(guān)于支持大學(xué)生創(chuàng)業(yè)的優(yōu)惠政策，構(gòu)建宣傳大學(xué)生創(chuàng)業(yè)的政策體系”“經(jīng)常舉辦校友、企業(yè)家演講等有關(guān)創(chuàng)業(yè)方面的講座”和“有創(chuàng)業(yè)導(dǎo)師輔導(dǎo)學(xué)生創(chuàng)業(yè)”問項，社會資本變量中“企業(yè)從外部獲取市場開發(fā)信息與技能”“企業(yè)從外部獲取企業(yè)管理信息與技能”“企業(yè)從外部獲取營銷信息與技能”“能夠以較低成本獲取技術(shù)資源”“能夠以較低成本獲得資金”和“能夠以較低成本獲得人力資源”問項；共線性問題存在與否是通過方差膨脹系數(shù)(Variance Inflation Factors, VIF)作為判斷標(biāo)準(zhǔn)的，其數(shù)值越小越好，當(dāng)其小于3.3則代表其中沒有共線性問題，[32]由此要刪除創(chuàng)業(yè)意圖變量中“我有堅定的信念自己創(chuàng)立一家企業(yè)”問項.

2 分析與結(jié)果

2.1 測量模型檢定(信效度檢定)

由于本研究架構(gòu)含有二階構(gòu)面，且觀察變量都屬于反映型變量，故采用重復(fù)指標(biāo)法，即在進行測量模型參數(shù)檢驗中僅考慮一階構(gòu)面中的觀察變量進行計算.如表1所示，各潛在變量的Cronbach＇s α系數(shù)介于0.723-0.882，即顯示量表具有較好的內(nèi)部一致性；組合信度(Composite Reliability, C.R.)介于之間0.845-0.927，符合組合信度值需大于0.7的標(biāo)準(zhǔn)，其平均方差萃取量(Average Variance Extracted, AVE)介于0.614-0.809，符合平均方差萃取量應(yīng)大于0.5的標(biāo)準(zhǔn)，即表示本研究變量具有收斂效度.[31]47

表1 測量模型參數(shù)估計表

區(qū)別效度的檢測結(jié)果整理如表2所示，從表2可知位于對角線上的各維度的AVE平方根均大于其與其它維度的相關(guān)系數(shù)，顯示各變量滿足判斷標(biāo)準(zhǔn)，[33]說本測量模型具有區(qū)別效度.綜上可得，本研究測量模型的信效度從整體來看尚屬良好.

表2 各維度的區(qū)別效度分析表(平均方差萃取量與相關(guān)系數(shù))

2.2 結(jié)構(gòu)模型檢定

鑒于研究架構(gòu)中的二階構(gòu)面,實施重復(fù)指標(biāo)法，即將政府政策、創(chuàng)業(yè)教育和社會資本的觀察變量直接列入創(chuàng)業(yè)環(huán)境變量下，由此進行結(jié)構(gòu)模型的檢定.

結(jié)構(gòu)模型方程中使用PLS測量模型時，其整體適配度指標(biāo)為GOF (Goodness of Fit)，見表4可得，經(jīng)分析計算后所得GoF值為0.485，大于建議值0.36,[34]由此該架構(gòu)具有高度解釋力.

路徑系數(shù)則驗證了各變量之間的關(guān)系強度及方向.由表3可得，僅有創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)意圖的路徑系數(shù)(0.096)未達到顯著水平,即t值(0.755)小于1.96，即假設(shè)一沒有得到支持；其它變量間的路徑系數(shù)皆為正值，且均達到顯著水平，表明本研究假設(shè)二、三、四、五、六得到支持.在外生變量對內(nèi)生變量的影響效果量(f2)方面，創(chuàng)業(yè)環(huán)境(f2=0.719)對創(chuàng)業(yè)自我效能具有高度(f2>0.35)影響效果；創(chuàng)業(yè)自我效能(f2=0.186)對創(chuàng)業(yè)態(tài)度具有中度(0.15< f2<0.35)影響效果，而創(chuàng)業(yè)環(huán)境(f2=0.076)對創(chuàng)業(yè)態(tài)度具有低度(0.02

表3 直接效果檢定表

2.3 中介效應(yīng)檢定

變量間的總效應(yīng)是由直接效應(yīng)和間接效應(yīng)構(gòu)成的，沒有經(jīng)過任何其它內(nèi)生變量連接到因變量的路徑系數(shù)為直接效應(yīng)，而經(jīng)過其它內(nèi)生變量連接到因變量的路徑系數(shù)為間接效應(yīng).結(jié)構(gòu)模型方程使用偏最小平方法中進行中介效應(yīng)檢測時，其衡量指標(biāo)為間接效應(yīng)占總效應(yīng)的比例即解釋方差量比例(Variance Accounted For, VAF).[38]Hair et al.(2013)提出對中介效應(yīng)的判斷標(biāo)準(zhǔn)：若VAF小于20%屬無中介效應(yīng)，若VAF介于20%至80%中間屬部分中介效應(yīng)，若VAF大于80%屬完全中介效應(yīng).[39]該方法適用于模型中有單一或多個中介變數(shù)的狀況，共有兩個步驟：第一步進行無中介變量的評估時，衡量直接效果顯著性，第二步再加入中介變數(shù)，來評估間接效果顯著性，即拔靴法實施后，直接與間接效果達到顯著則達標(biāo)中介效果存在；若無則代表中介效果不存在.[40]由表4可得，由于創(chuàng)業(yè)環(huán)境與創(chuàng)業(yè)意圖之間不存在直接影響，因此二者之間就沒有變量發(fā)揮中介效果；在創(chuàng)業(yè)環(huán)境至創(chuàng)業(yè)自我效能至創(chuàng)業(yè)態(tài)度這條路徑中，其VAF值達50.3%，即創(chuàng)業(yè)自我效能發(fā)揮創(chuàng)業(yè)環(huán)境與創(chuàng)業(yè)態(tài)度的關(guān)系中存在部分中介效果；創(chuàng)業(yè)自我效能經(jīng)創(chuàng)業(yè)態(tài)度至創(chuàng)業(yè)意圖路徑中，其VAF值達26.6%，即表明在這條路徑中創(chuàng)業(yè)態(tài)度發(fā)揮部分中介效果.

表4 中介效果檢定表

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié) 論

從得到驗證的研究假設(shè)可知，首先，創(chuàng)業(yè)自我效能、創(chuàng)業(yè)態(tài)度對創(chuàng)業(yè)意圖存在顯著正向直接影響，且在與創(chuàng)業(yè)意圖的關(guān)系中創(chuàng)業(yè)自我效能(0.271)要強于創(chuàng)業(yè)態(tài)度(0.227)，對創(chuàng)業(yè)意圖的影響效果量來看創(chuàng)業(yè)自我效能(0.049)也要高于創(chuàng)業(yè)態(tài)度(0.041)，這有力地驗證了創(chuàng)業(yè)效能感是影響創(chuàng)業(yè)意圖的關(guān)鍵變量且具有很好的預(yù)測效力的結(jié)論，[41]401而創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)意圖(0.096)不存在顯著直接影響，這與本研究早期成果幾乎一致，外部因素中僅有政府政策對創(chuàng)業(yè)意圖存在顯著直接影響，而創(chuàng)業(yè)教育和社會資本對創(chuàng)業(yè)意圖不存在顯著直接影響.[42]94究其緣由，創(chuàng)業(yè)意圖的形成一定程度上有賴于對未來創(chuàng)業(yè)績效的預(yù)期感知，而這需要個體理性認(rèn)知、客觀評判和信心，且源于態(tài)度的衡量可預(yù)測個人未來可能的行為意圖或行動，當(dāng)潛在創(chuàng)業(yè)者擁有高度正向的創(chuàng)業(yè)態(tài)度時，往往不甘心成為普通雇員，同時相較于其他人則更希望擁有屬于自己的事業(yè)，從而使創(chuàng)業(yè)意圖得以強化；而當(dāng)潛在創(chuàng)業(yè)者在考慮創(chuàng)業(yè)中遇到困難與挫折時，其所擁有的堅定信念和獲取資源的能力，能幫助其克服困難，進而強化個體的創(chuàng)業(yè)意圖，并有效提升創(chuàng)業(yè)活動實施的概率和創(chuàng)業(yè)成功的機會，[43]由此可見，創(chuàng)業(yè)意圖的形成更多依靠個體認(rèn)知水平等內(nèi)部因素.

其次，創(chuàng)業(yè)環(huán)境、創(chuàng)業(yè)自我效能分別對創(chuàng)業(yè)態(tài)度(0.275，0.432)存在顯著正向直接影響，創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)態(tài)度的正向影響這一結(jié)論，與本研究早期成果是一致，即政府政策、創(chuàng)業(yè)教育和社會資本分別與創(chuàng)業(yè)態(tài)度存在顯著正向關(guān)系，[42]95而作為創(chuàng)業(yè)態(tài)度的三個前置變量之一，創(chuàng)業(yè)自我效能借由創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)計劃或創(chuàng)業(yè)教育來強化與創(chuàng)業(yè)態(tài)度二者的影響與聯(lián)系，[41]402創(chuàng)業(yè)態(tài)度也可通過創(chuàng)業(yè)自我效能的改善而獲得提升；創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)自我效能(0.647)存在顯著正向直接影響，且其關(guān)系強度還要高于創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)態(tài)度的關(guān)系強度.究其緣由，在中國社會，政府政策形成了社會導(dǎo)向，具有風(fēng)向標(biāo)的作用，同時又引發(fā)了相關(guān)制度的構(gòu)建和完善，發(fā)揮機制保障的基礎(chǔ)作用，當(dāng)政府的相關(guān)創(chuàng)業(yè)政策對潛在創(chuàng)業(yè)者越有利，就越有助于形成對創(chuàng)業(yè)的正面態(tài)度、鞏固其自信心；創(chuàng)業(yè)教育可以幫助潛在創(chuàng)業(yè)者深入了解創(chuàng)業(yè)相關(guān)知識，甚至啟發(fā)創(chuàng)業(yè)構(gòu)想，還獲得了替代性經(jīng)驗、掌握了創(chuàng)業(yè)基本技能，從而使其保持良好的心態(tài)、堅定創(chuàng)業(yè)信心；潛在創(chuàng)業(yè)者若獲得的創(chuàng)業(yè)信息、資源和友人的支持越多，即擁有較多社會資本時，對創(chuàng)業(yè)可行性感知越強，對創(chuàng)業(yè)行為所持的評價傾向于正面，對創(chuàng)業(yè)活動從事越有信心，具有完成創(chuàng)業(yè)的能力，而且互聯(lián)網(wǎng)時代更助推了潛在創(chuàng)業(yè)者的外部資源的鏈接與信息的暢通，以及更廣泛的聯(lián)系與互動，這些都促使創(chuàng)業(yè)自我效能、創(chuàng)業(yè)態(tài)度等內(nèi)部因素認(rèn)知水平的提升.

最后，創(chuàng)業(yè)自我效能和創(chuàng)業(yè)態(tài)度在本研究架構(gòu)中發(fā)揮部分中介效果，即創(chuàng)業(yè)自我效能在創(chuàng)業(yè)環(huán)境與創(chuàng)業(yè)態(tài)度之間發(fā)揮部分中介的效果，創(chuàng)業(yè)態(tài)度在創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)意圖之間發(fā)揮部分中介效果，由此發(fā)現(xiàn)，外部因素通過激發(fā)個體的內(nèi)部因素來施加影響，而這種影響或者直接作用于自我效能和態(tài)度，或者需要借助自我效能和態(tài)度來實現(xiàn).

3.2 建 議

首先，就外在因素而論，著力營造健康成熟的創(chuàng)業(yè)環(huán)境.從政府層面，通過制定相關(guān)配套政策，形成倚重創(chuàng)業(yè)、鼓勵創(chuàng)業(yè)和吸引創(chuàng)業(yè)的社會導(dǎo)向，強化理性和積極的創(chuàng)業(yè)環(huán)境認(rèn)知，從而成為認(rèn)知水平提升的基礎(chǔ)；從組織層面，依托學(xué)校等組織通過舉辦創(chuàng)業(yè)競賽、開展創(chuàng)業(yè)講座、宣傳創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗、構(gòu)建完備的創(chuàng)業(yè)教育課程體系、開辦小微企業(yè)的創(chuàng)業(yè)實踐等形式推動和實施創(chuàng)業(yè)教育，著力培養(yǎng)創(chuàng)業(yè)意識和精神，優(yōu)化個體認(rèn)知結(jié)構(gòu)，樹立積極創(chuàng)業(yè)觀念，錘煉創(chuàng)業(yè)技能；從個人層面，在產(chǎn)教融合的平臺上強化校企合作，讓潛在創(chuàng)業(yè)者多渠道接觸和交流利益相關(guān)方，積極拓展社會網(wǎng)絡(luò)，依托創(chuàng)業(yè)計劃的分享全方位進行展示進和加強了解，于社交中獲取他人信任和得到創(chuàng)業(yè)支持及幫助.

其次，就內(nèi)在因素而言，通過內(nèi)部因素認(rèn)知水平的提高，轉(zhuǎn)變創(chuàng)業(yè)態(tài)度和提升創(chuàng)業(yè)自我效能來強化創(chuàng)業(yè)意圖.長期以來，創(chuàng)業(yè)自我效能的培養(yǎng)是創(chuàng)業(yè)教育的核心內(nèi)容之一，且創(chuàng)業(yè)教育還是強化創(chuàng)業(yè)自我效能和創(chuàng)業(yè)態(tài)度的聯(lián)系的手段之一，因此在創(chuàng)業(yè)教育的實施中，堅持主體多元化，包括學(xué)校、培訓(xùn)公司等教育機構(gòu)和行業(yè)協(xié)會等社會群體，堅持形式多樣化，如授課、講座、訓(xùn)練營、孵化模擬等，堅持課程體系化，借助政府力量進行宣傳和推廣，形成特定的社會風(fēng)氣來普及創(chuàng)業(yè)理念，積極鼓勵創(chuàng)業(yè)實踐.總之通過創(chuàng)業(yè)教育的強化，形成創(chuàng)業(yè)文化，提高認(rèn)知水平.

3.3 研究展望

由于研究問題的復(fù)雜和相關(guān)局限，應(yīng)考慮到下列限制：首先，基于本研究架構(gòu)，可以選取一些控制變量或調(diào)節(jié)變量進行深入研究，豐富此架構(gòu)下的研究內(nèi)容；其次，創(chuàng)業(yè)環(huán)境的內(nèi)涵是相對豐富，不僅僅局限在政府政策、創(chuàng)業(yè)教育和社會資本，未來研究可以嘗試將創(chuàng)業(yè)環(huán)境納入其它的一階構(gòu)面，來研究與創(chuàng)業(yè)意圖的作用機制；最后，本研究中僅將創(chuàng)業(yè)意圖作為因變量進行分析，未來研究中創(chuàng)業(yè)意圖作為創(chuàng)業(yè)研究領(lǐng)域的根本及常見變量,還能成為自變量和控制變量，[44]借由推進創(chuàng)業(yè)意圖研究的深化發(fā)展.