家庭商業(yè)傳統(tǒng)對大學生創(chuàng)業(yè)意向的影響：有調節(jié)的中介效應_2

1、    家庭商業(yè)傳統(tǒng)對大學生創(chuàng)業(yè)意向的影響有調節(jié)的中介效應    （二）初步試驗初步試驗在廣州某大學學生中進行，發(fā)放問卷121份，回收121份，有效問卷109份。對收集的數據采用spss 18.0分析，kmo值為0.794，bartlett球形檢驗為1998.848（p<0.001），信度和效度都達到了因子分析的要求。（三）確定研究題項本研究對每一個潛變量的觀測指標分別采用主成分因子分析并進行方差最大旋轉，刪除因子載荷小于0.6的項。各題項在相應變量上的因子載荷如表1所示，大多數題項在相應變量上的載荷均大于0.7，說明各潛變量的結構效度良好。研究中

2、潛變量的信度如表1所示，所有變量信度均高于0.7。alpha系數反映數據的內部一致性，而因子載荷反映了各潛變量的內部結構，各變量的信度和效度水平較為理想，可以用來測量相應構念。由此獲得各潛變量及其觀測指標。（四）正式調研，樣本和數據描述正式的大學生創(chuàng)業(yè)意向測量內容包括環(huán)境支持6個題項，即es1、es2、es3、es4、es5、es6；創(chuàng)業(yè)自我效能8個題項，即ese1、ese2、ese3、ese4、ese5、ese6、ese7、ese8；創(chuàng)業(yè)意向3個題項，即ei1、ei2、ei3；家庭商業(yè)傳統(tǒng)1個題項；人口統(tǒng)計特征3個題項。各題項測量方式與預調研一致。數據來源于2012年5月在廣州某大學學生的調

3、研，發(fā)放問卷181份，回收164份，有效率90.6%，其中男生50人，占30.5%，女生114人，占69.5%；個體工商家庭的大學生54人，占32.9%，非個體工商家庭的大學生110人，占67.1%；一年級大學生28人，占17.1%，二年級大學生53人，占32.3%，三年級大學生45人，占27.4%，四年級大學生38人，占23.2%；家庭居住地在城鎮(zhèn)的93人，占56.7%，在農村的71人，占43.3%。（五）研究方法與統(tǒng)計分析本研究主要采用定性研究和定量研究相結合的方法。定性研究主要采用國內外相關文獻資料分析和個體訪談，定量研究主要運用因子分析、結構方程模型、回歸分析和方差分析。其中創(chuàng)業(yè)自我效

4、能的中介效應及家庭商業(yè)傳統(tǒng)調節(jié)效應及有調節(jié)的中介效應檢驗程序主要是根據溫忠麟等40和葉寶娟等41的層次回歸分析法進行驗證。數據分析采用spss18.0和amos17.0統(tǒng)計軟件。四、研究結果（一）變量描述統(tǒng)計與相關性分析各研究變量的均值、標準差及相關系數見表2。相關系數采用結構方程建模計算得到，其結果較均值的相關分析更精確。42結果如表2所示，環(huán)境支持與創(chuàng)業(yè)自我效能、創(chuàng)業(yè)意向之間呈顯著正相關，說明環(huán)境支持越高，大學生的創(chuàng)業(yè)自我效能和創(chuàng)業(yè)意向越強；環(huán)境支持與家庭商業(yè)傳統(tǒng)之間正向相關關系不顯著，支持了概念模型中將家庭商業(yè)傳統(tǒng)作為創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)意向間的調節(jié)變量；創(chuàng)業(yè)自我效能與家庭商業(yè)傳統(tǒng)、創(chuàng)業(yè)意

5、向之間呈顯著正相關，表明大學生的創(chuàng)業(yè)自我效能越高，與家庭商業(yè)傳統(tǒng)和創(chuàng)業(yè)意向相關性越強；家庭商業(yè)傳統(tǒng)與創(chuàng)業(yè)意向之間呈顯著正相關，表明大學生的家庭商業(yè)傳統(tǒng)越高，其創(chuàng)業(yè)意向越強。年級、居住地與環(huán)境支持、創(chuàng)業(yè)自我效能、家庭商業(yè)傳統(tǒng)、創(chuàng)業(yè)意向之間相關關系不顯著，性別與創(chuàng)業(yè)自我效能和創(chuàng)業(yè)意向之間相關關系顯著，本文將這些變量作為控制變量可以有效控制它們對假設模型中變量的影響43。（二）大學生創(chuàng)業(yè)自我效能中介效應的檢驗為了考察創(chuàng)業(yè)自我效能在環(huán)境支持與創(chuàng)業(yè)意向之間的中介效應，構建中介路徑。采用層級回歸分析檢驗假設，對環(huán)境支持、創(chuàng)業(yè)自我效能、創(chuàng)業(yè)意向采用中心化處理。第一步，將虛擬編碼的性別、年級和居住地作為控制變

6、量，環(huán)境支持作為自變量，創(chuàng)業(yè)意向作為因變量納入回歸方程，檢驗系數c；第二步，將虛擬編碼的性別、年級和居住地作為控制變量，環(huán)境支持作為自變量，創(chuàng)業(yè)自我效能作為因變量納入回歸方程，檢驗系數a；第三步，將虛擬編碼的性別、年級和居住地作為控制變量，環(huán)境支持作為自變量，創(chuàng)業(yè)自我效能作為中介變量，創(chuàng)業(yè)意向作為因變量納入回歸方程，檢驗系數b、c，結果見表3。從表3中可以看到，由m1可知環(huán)境支持對創(chuàng)業(yè)意向有顯著的預測作用（=0.416，p<0.001）；由m2可知環(huán)境支持對創(chuàng)業(yè)自我效能有顯著預測作用（=0.373，p<0.001）；由m3可知當中介變量進入方程后，創(chuàng)業(yè)自我效能對結果變量的預測作用顯

7、著（=0.301，p<0.001），同時，m3中環(huán)境支持對創(chuàng)業(yè)意向有顯著預測作用（=0.304，p<0.001），這說明創(chuàng)業(yè)自我效能在環(huán)境支持對創(chuàng)業(yè)意向的作用中起到了不完全中介效應，中介效應占總效應的比例為ab/c=（0.373*0.301）/0.416=0.270=27.0%，中介效應解釋了創(chuàng)業(yè)意向的方差變異。（三）大學生家庭商業(yè)傳統(tǒng)的調節(jié)效應為了考察家庭商業(yè)傳統(tǒng)在創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)意向之間是否存在調節(jié)效應，在各變量已經中心化的前提下，以創(chuàng)業(yè)自我效能為自變量，家庭商業(yè)傳統(tǒng)為調節(jié)變量，創(chuàng)業(yè)意向為因變量，進行層次回歸分析。第一步，將虛擬編碼的性別、年級、居住地作為控制變量納入回歸方程

8、；第二步，將創(chuàng)業(yè)自我效能作為自變量、家庭商業(yè)傳統(tǒng)作為調節(jié)變量納入回歸方程；第三步，將自變量與調節(jié)變量的乘積項納入回歸方程，并分析第三步兩兩乘積項對創(chuàng)業(yè)意向的預測是否顯著。結果見表3，從表3中可以看到，由m4可知環(huán)境支持對創(chuàng)業(yè)意向有顯著地預測作用（=0.412，p<0.001），但家庭商業(yè)傳統(tǒng)對創(chuàng)業(yè)意向的影響不顯著（=0.422，ns），將創(chuàng)業(yè)自我效能與家庭商業(yè)傳統(tǒng)乘積項加入回歸方程后，從m5可知乘積項對創(chuàng)業(yè)意向有顯著的預測作用（=0.238，p<0.01），說明家庭商業(yè)傳統(tǒng)在創(chuàng)業(yè)自我效能與大學生創(chuàng)業(yè)目標意向之間起到調節(jié)效應。（四）有調節(jié)的中介效應模型的檢驗在各變量都已經中心化的前提

9、下，采用層次回歸分析進行檢驗。第一步，將虛擬編碼的性別、年級和居住地作為控制變量，環(huán)境支持、家庭商業(yè)傳統(tǒng)作為自變量，創(chuàng)業(yè)意向作為因變量納入回歸方程，檢驗環(huán)境支持對創(chuàng)業(yè)意向的預測系數是否顯著；第二步，將虛擬編碼的性別、年級和居住地作為控制變量，環(huán)境支持、家庭商業(yè)傳統(tǒng)作為自變量，創(chuàng)業(yè)自我效能作為因變量納入回歸方程，檢驗環(huán)境支持對創(chuàng)業(yè)自我效能的預測系數是否顯著；第三步，將虛擬編碼的性別、年級和居住地作為控制變量，環(huán)境支持、家庭商業(yè)傳統(tǒng)、創(chuàng)業(yè)自我效能作為自變量，創(chuàng)業(yè)意向作為因變量納入回歸方程，檢驗創(chuàng)業(yè)自我效能對創(chuàng)業(yè)意向的預測系數是否顯著；第四步，將虛擬編碼的性別、年級和居住地作為控制變量，環(huán)境支持、家

10、庭商業(yè)傳統(tǒng)、創(chuàng)業(yè)自我效能以及創(chuàng)業(yè)自我效能與家庭商業(yè)傳統(tǒng)的乘積項作為自變量，創(chuàng)業(yè)意向作為因變量納入回歸方程，檢驗創(chuàng)業(yè)自我效能與家庭商業(yè)傳統(tǒng)的乘積項對創(chuàng)業(yè)意向的預測系數是否顯著。從表4可以看到，由m6可知，環(huán)境支持（=0.668，p<0.01）和家庭商業(yè)傳統(tǒng)（=0.449，p<0.001）對創(chuàng)業(yè)意向有顯著的預測作用；由m7可知，環(huán)境支持（=0.386，p<0.001）對創(chuàng)業(yè)自我效能有顯著的預測作用，但家庭商業(yè)傳統(tǒng)（=0.262，ns）對創(chuàng)業(yè)自我效能的影響不顯著；由m8可知，環(huán)境支持（=0.594，p<0.01）、家庭商業(yè)傳統(tǒng)（=0.340，p<0.001）和創(chuàng)業(yè)自我效

11、能（=0.282，p<0.001）對創(chuàng)業(yè)意向有顯著的預測作用，將創(chuàng)業(yè)自我效能與家庭商業(yè)傳統(tǒng)的乘積項加入回歸方程后，從m9可知，環(huán)境支持（=0.597，p<0.01）、家庭商業(yè)傳統(tǒng)（=0.320，p<0.001）、創(chuàng)業(yè)自我效能（=0.174，p<0.05）和乘積項（=0.187，p<0.05）對創(chuàng)業(yè)意向有顯著的預測作用，說明創(chuàng)業(yè)自我效能在環(huán)境支持與創(chuàng)業(yè)意向之間的中介效應受家庭商業(yè)傳統(tǒng)的調節(jié)。五、結論與建議本研究提出了環(huán)境支持、創(chuàng)業(yè)自我效能、家庭商業(yè)傳統(tǒng)和創(chuàng)業(yè)意向關系間的概念模型，并用大學生的實證數據對此進行了檢驗，主要結論如下。1.發(fā)展和構建了大學生創(chuàng)業(yè)意向的相關量

12、表。本研究設計的量表將創(chuàng)業(yè)環(huán)境支持概括為8個因素、創(chuàng)業(yè)自我效能概括為14個因素、創(chuàng)業(yè)意向概括為5個因素，并通過因子分析降維得到環(huán)境支持的6個核心影響因素，其中“父母支持我自主創(chuàng)業(yè)”、“政府和學校政策有利于我創(chuàng)業(yè)”最為重要；得到創(chuàng)業(yè)自我效能的8個核心影響因素，其中“我很希望能夠實現個人成就”、“我擁有創(chuàng)新能力”、“我定能處理好各種人際關系”最為重要；得到創(chuàng)業(yè)意向的3個核心影響因素，其中“我認為我將來會創(chuàng)業(yè)”、“如果我有機會，并且我可以自由地做決定，我會選擇自主創(chuàng)業(yè)”、“在未來5年創(chuàng)業(yè)的可能性”最為重要。量表的構建清晰了影響大學生創(chuàng)業(yè)意向的主要因素和研究重點，增強了針對大學生創(chuàng)業(yè)意向研究的適用性和

13、可操作性。2.環(huán)境支持對大學生創(chuàng)業(yè)意向影響的啟示。m1、m3、m6、m8和m9均驗證了環(huán)境支持對大學生創(chuàng)業(yè)意向有顯著的正向影響，h1假設獲得證實。由m2和m7驗證可知，環(huán)境支持對大學生創(chuàng)業(yè)自我效能有顯著的正向影響，h2假設獲得證實。實踐中有意識地從最為重要的“父母支持”、“政府和學校政策”等方面塑造良好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境，可以有效提高大學生的創(chuàng)業(yè)意向和創(chuàng)業(yè)自我效能。具體而言，首先應該著手提高學生家長對創(chuàng)業(yè)的認可度。中國傳統(tǒng)文化是中庸、求穩(wěn)定，面對創(chuàng)業(yè)可能遇到的更多風險，大學生更需要來自父母家庭的鼓勵，提高家庭對創(chuàng)業(yè)的認可度，爭取家庭對創(chuàng)業(yè)學生更多的支持顯得尤為重要。其次在社會層面上，政府和學校的政策扶

14、持、貸款支持都非常重要，學校相關創(chuàng)業(yè)教育以及寬松的修學、復學制度等也不可或缺。3.創(chuàng)業(yè)自我效能中介效應的啟示。m3、m4、m5、m8和m9均驗證了創(chuàng)業(yè)自我效能對大學生創(chuàng)業(yè)意向有顯著的正向影響，h3假設獲得證實。由m1、m2和m3檢驗步驟可知，創(chuàng)業(yè)自我效能既是預測變量，又是結果變量，創(chuàng)業(yè)自我效能是環(huán)境支持與創(chuàng)業(yè)意向之間的中介變量，具有不完全中介效應，h4假設獲得證實。實踐中首先可以從“父母支持”、“政府和學校政策”等方面塑造良好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境。大學生從外部環(huán)境中獲得父母和政府支持，相當于得到外部環(huán)境的正向反饋，這種正向反饋能使大學生相信并認為自己具有成功達到目的的能力，于是將有利于其創(chuàng)業(yè)自我效能感的

15、提高。其次可以有意識地提高“個人成就感”、“創(chuàng)新能力”和“人際關系能力”等最為重要的創(chuàng)業(yè)自我效能因素，實踐中考慮多加強正面激勵，發(fā)現學生的閃光點，對學生的創(chuàng)業(yè)思想觀點和行為給予及時的反饋，多給表揚、鼓勵等正面強化，而少給批評、指責等負面強化，以維護和增強學生的自我效能感，從而提高學生的創(chuàng)業(yè)自我效能感。另外，中國文化特點決定了處理人際關系的重要性，要學習全面和人打交道，善于處理各種人際關系。創(chuàng)業(yè)自我效能的不完全中介效應亦說明了，良好的環(huán)境支持不但可以直接提高大學生的創(chuàng)業(yè)意向，還能顯著提高大學生的創(chuàng)業(yè)自我效能，同時創(chuàng)業(yè)自我效能的提升又有助于其創(chuàng)業(yè)意向的提高。4.家庭商業(yè)傳統(tǒng)調節(jié)效應的啟示。由m4可

16、知，家庭商業(yè)傳統(tǒng)對大學生創(chuàng)業(yè)意向影響不顯著，h5假設未獲得證實。由m4和m5可知，創(chuàng)業(yè)自我效能通過家庭商業(yè)傳統(tǒng)調節(jié)效應影響大學生創(chuàng)業(yè)意向，h6假設獲得證實。進一步通過簡單斜率檢驗來分析家庭商業(yè)傳統(tǒng)的調節(jié)效應，以創(chuàng)業(yè)自我效能平均數正負一個標準差分別為低分組和高分組，根據回歸方程分別計算家庭商業(yè)傳統(tǒng)高和家庭商業(yè)傳統(tǒng)低的創(chuàng)業(yè)自我效能對創(chuàng)業(yè)意向的預測作用。家庭商業(yè)傳統(tǒng)能顯著調節(jié)創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)目標意向之間的關系。按家庭商業(yè)傳統(tǒng)對大學生進行分組，回歸分析結果發(fā)現，在控制了性別、年級和居住地之后，對于個體工商家庭的大學生，創(chuàng)業(yè)自我效能顯著正向預測創(chuàng)業(yè)意向（simpie slope=0.838，t=5.922，p<0.001）；對于非個體工商家庭的大學生，創(chuàng)業(yè)自我效能也能夠顯著正向預測創(chuàng)業(yè)目標意向（simple slope=0.382，t=2.511，p<0.05），且個體工商家庭的大學生創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)意向之間的關系更強，這表明創(chuàng)業(yè)自我效能對于個體工商家庭的大學生的創(chuàng)業(yè)意向影響更大。家庭商