家庭商業(yè)傳統(tǒng)對(duì)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向的影響：有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)_2

1、    家庭商業(yè)傳統(tǒng)對(duì)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向的影響有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)    （二）初步試驗(yàn)初步試驗(yàn)在廣州某大學(xué)學(xué)生中進(jìn)行，發(fā)放問(wèn)卷121份，回收121份，有效問(wèn)卷109份。對(duì)收集的數(shù)據(jù)采用spss 18.0分析，kmo值為0.794，bartlett球形檢驗(yàn)為1998.848（p<0.001），信度和效度都達(dá)到了因子分析的要求。（三）確定研究題項(xiàng)本研究對(duì)每一個(gè)潛變量的觀測(cè)指標(biāo)分別采用主成分因子分析并進(jìn)行方差最大旋轉(zhuǎn)，刪除因子載荷小于0.6的項(xiàng)。各題項(xiàng)在相應(yīng)變量上的因子載荷如表1所示，大多數(shù)題項(xiàng)在相應(yīng)變量上的載荷均大于0.7，說(shuō)明各潛變量的結(jié)構(gòu)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(shù)反映數(shù)據(jù)的內(nèi)部一致性，而因子載荷反映了各潛變量的內(nèi)部結(jié)構(gòu)，各變量的信度和效度水平較為理想，可以用來(lái)測(cè)量相應(yīng)構(gòu)念。由此獲得各潛變量及其觀測(cè)指標(biāo)。（四）正式調(diào)研，樣本和數(shù)據(jù)描述正式的大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向測(cè)量?jī)?nèi)容包括環(huán)境支持6個(gè)題項(xiàng)，即es1、es2、es3、es4、es5、es6；創(chuàng)業(yè)自我效能8個(gè)題項(xiàng)，即ese1、ese2、ese3、ese4、ese5、ese6、ese7、ese8；創(chuàng)業(yè)意向3個(gè)題項(xiàng)，即ei1、ei2、ei3；家庭商業(yè)傳統(tǒng)1個(gè)題項(xiàng)；人口統(tǒng)計(jì)特征3個(gè)題項(xiàng)。各題項(xiàng)測(cè)量方式與預(yù)調(diào)研一致。數(shù)據(jù)來(lái)源于2012年5月在廣州某大學(xué)學(xué)生的調(diào)

3、研，發(fā)放問(wèn)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(gè)體工商家庭的大學(xué)生54人，占32.9%，非個(gè)體工商家庭的大學(xué)生110人，占67.1%；一年級(jí)大學(xué)生28人，占17.1%，二年級(jí)大學(xué)生53人，占32.3%，三年級(jí)大學(xué)生45人，占27.4%，四年級(jí)大學(xué)生38人，占23.2%；家庭居住地在城鎮(zhèn)的93人，占56.7%，在農(nóng)村的71人，占43.3%。（五）研究方法與統(tǒng)計(jì)分析本研究主要采用定性研究和定量研究相結(jié)合的方法。定性研究主要采用國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)資料分析和個(gè)體訪談，定量研究主要運(yùn)用因子分析、結(jié)構(gòu)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(yīng)及家庭商業(yè)傳統(tǒng)調(diào)節(jié)效應(yīng)及有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序主要是根據(jù)溫忠麟等40和葉寶娟等41的層次回歸分析法進(jìn)行驗(yàn)證。數(shù)據(jù)分析采用spss18.0和amos17.0統(tǒng)計(jì)軟件。四、研究結(jié)果（一）變量描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析各研究變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)見(jiàn)表2。相關(guān)系數(shù)采用結(jié)構(gòu)方程建模計(jì)算得到，其結(jié)果較均值的相關(guān)分析更精確。42結(jié)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(guān)，說(shuō)明環(huán)境支持越高，大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)自我效能和創(chuàng)業(yè)意向越強(qiáng)；環(huán)境支持與家庭商業(yè)傳統(tǒng)之間正向相關(guān)關(guān)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(diào)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(guān)，表明大學(xué)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(guān)性越強(qiáng)；家庭商業(yè)傳統(tǒng)與創(chuàng)業(yè)意向之間呈顯著正相關(guān)，表明大學(xué)生的家庭商業(yè)傳統(tǒng)越高，其創(chuàng)業(yè)意向越強(qiáng)。年級(jí)、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(guān)關(guān)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(guān)關(guān)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(duì)假設(shè)模型中變量的影響43。（二）大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能中介效應(yīng)的檢驗(yàn)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(yīng)，構(gòu)建中介路徑。采用層級(jí)回歸分析檢驗(yàn)假設(shè)，對(duì)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(jí)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(yàn)系數(shù)c；第二步，將虛擬編碼的性別、年級(jí)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(yàn)系數(shù)a；第三步，將虛擬編碼的性別、年級(jí)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(yàn)系數(shù)b、c，結(jié)果見(jiàn)表3。從表3中可以看到，由m1可知環(huán)境支持對(duì)創(chuàng)業(yè)意向有顯著的預(yù)測(cè)作用（=0.416，p<0.001）；由m2可知環(huán)境支持對(duì)創(chuàng)業(yè)自我效能有顯著預(yù)測(cè)作用（=0.373，p<0.001）；由m3可知當(dāng)中介變量進(jìn)入方程后，創(chuàng)業(yè)自我效能對(duì)結(jié)果變量的預(yù)測(cè)作用顯

7、著（=0.301，p<0.001），同時(shí)，m3中環(huán)境支持對(duì)創(chuàng)業(yè)意向有顯著預(yù)測(cè)作用（=0.304，p<0.001），這說(shuō)明創(chuàng)業(yè)自我效能在環(huán)境支持對(duì)創(chuàng)業(yè)意向的作用中起到了不完全中介效應(yīng)，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為ab/c=（0.373*0.301）/0.416=0.270=27.0%，中介效應(yīng)解釋了創(chuàng)業(yè)意向的方差變異。（三）大學(xué)生家庭商業(yè)傳統(tǒng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)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(diào)節(jié)效應(yīng)，在各變量已經(jīng)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(diào)節(jié)變量，創(chuàng)業(yè)意向?yàn)橐蜃兞?，進(jìn)行層次回歸分析。第一步，將虛擬編碼的性別、年級(jí)、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(diào)節(jié)變量納入回歸方程；第三步，將自變量與調(diào)節(jié)變量的乘積項(xiàng)納入回歸方程，并分析第三步兩兩乘積項(xiàng)對(duì)創(chuàng)業(yè)意向的預(yù)測(cè)是否顯著。結(jié)果見(jiàn)表3，從表3中可以看到，由m4可知環(huán)境支持對(duì)創(chuàng)業(yè)意向有顯著地預(yù)測(cè)作用（=0.412，p<0.001），但家庭商業(yè)傳統(tǒng)對(duì)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(xiàng)加入回歸方程后，從m5可知乘積項(xiàng)對(duì)創(chuàng)業(yè)意向有顯著的預(yù)測(cè)作用（=0.238，p<0.01），說(shuō)明家庭商業(yè)傳統(tǒng)在創(chuàng)業(yè)自我效能與大學(xué)生創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向之間起到調(diào)節(jié)效應(yīng)。（四）有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型的檢驗(yàn)在各變量都已經(jīng)中心化的前提

9、下，采用層次回歸分析進(jìn)行檢驗(yàn)。第一步，將虛擬編碼的性別、年級(jí)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(yàn)環(huán)境支持對(duì)創(chuàng)業(yè)意向的預(yù)測(cè)系數(shù)是否顯著；第二步，將虛擬編碼的性別、年級(jí)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(yàn)環(huán)境支持對(duì)創(chuàng)業(yè)自我效能的預(yù)測(cè)系數(shù)是否顯著；第三步，將虛擬編碼的性別、年級(jí)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(yàn)創(chuàng)業(yè)自我效能對(duì)創(chuàng)業(yè)意向的預(yù)測(cè)系數(shù)是否顯著；第四步，將虛擬編碼的性別、年級(jí)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(xiàng)作為自變量，創(chuàng)業(yè)意向作為因變量納入回歸方程，檢驗(yàn)創(chuàng)業(yè)自我效能與家庭商業(yè)傳統(tǒng)的乘積項(xiàng)對(duì)創(chuàng)業(yè)意向的預(yù)測(cè)系數(shù)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(duì)創(chuàng)業(yè)意向有顯著的預(yù)測(cè)作用；由m7可知，環(huán)境支持（=0.386，p<0.001）對(duì)創(chuàng)業(yè)自我效能有顯著的預(yù)測(cè)作用，但家庭商業(yè)傳統(tǒng)（=0.262，ns）對(duì)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(duì)創(chuàng)業(yè)意向有顯著的預(yù)測(cè)作用，將創(chuàng)業(yè)自我效能與家庭商業(yè)傳統(tǒng)的乘積項(xiàng)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(xiàng)（=0.187，p<0.05）對(duì)創(chuàng)業(yè)意向有顯著的預(yù)測(cè)作用，說(shuō)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(yīng)受家庭商業(yè)傳統(tǒng)的調(diào)節(jié)。五、結(jié)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(guān)系間的概念模型，并用大學(xué)生的實(shí)證數(shù)據(jù)對(duì)此進(jìn)行了檢驗(yàn)，主要結(jié)論如下。1.發(fā)展和構(gòu)建了大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向的相關(guān)量

12、表。本研究設(shè)計(jì)的量表將創(chuàng)業(yè)環(huán)境支持概括為8個(gè)因素、創(chuàng)業(yè)自我效能概括為14個(gè)因素、創(chuàng)業(yè)意向概括為5個(gè)因素，并通過(guò)因子分析降維得到環(huán)境支持的6個(gè)核心影響因素，其中“父母支持我自主創(chuàng)業(yè)”、“政府和學(xué)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(gè)核心影響因素，其中“我很希望能夠?qū)崿F(xiàn)個(gè)人成就”、“我擁有創(chuàng)新能力”、“我定能處理好各種人際關(guān)系”最為重要；得到創(chuàng)業(yè)意向的3個(gè)核心影響因素，其中“我認(rèn)為我將來(lái)會(huì)創(chuàng)業(yè)”、“如果我有機(jī)會(huì)，并且我可以自由地做決定，我會(huì)選擇自主創(chuàng)業(yè)”、“在未來(lái)5年創(chuàng)業(yè)的可能性”最為重要。量表的構(gòu)建清晰了影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向的主要因素和研究重點(diǎn)，增強(qiáng)了針對(duì)大學(xué)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(duì)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向影響的啟示。m1、m3、m6、m8和m9均驗(yàn)證了環(huán)境支持對(duì)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向有顯著的正向影響，h1假設(shè)獲得證實(shí)。由m2和m7驗(yàn)證可知，環(huán)境支持對(duì)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能有顯著的正向影響，h2假設(shè)獲得證實(shí)。實(shí)踐中有意識(shí)地從最為重要的“父母支持”、“政府和學(xué)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(xué)生的創(chuàng)業(yè)意向和創(chuàng)業(yè)自我效能。具體而言，首先應(yīng)該著手提高學(xué)生家長(zhǎng)對(duì)創(chuàng)業(yè)的認(rèn)可度。中國(guó)傳統(tǒng)文化是中庸、求穩(wěn)定，面對(duì)創(chuàng)業(yè)可能遇到的更多風(fēng)險(xiǎn)，大學(xué)生更需要來(lái)自父母家庭的鼓勵(lì)，提高家庭對(duì)創(chuàng)業(yè)的認(rèn)可度，爭(zhēng)取家庭對(duì)創(chuàng)業(yè)學(xué)生更多的支持顯得尤為重要。其次在社會(huì)層面上，政府和學(xué)校的政策扶

14、持、貸款支持都非常重要，學(xué)校相關(guān)創(chuàng)業(yè)教育以及寬松的修學(xué)、復(fù)學(xué)制度等也不可或缺。3.創(chuàng)業(yè)自我效能中介效應(yīng)的啟示。m3、m4、m5、m8和m9均驗(yàn)證了創(chuàng)業(yè)自我效能對(duì)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向有顯著的正向影響，h3假設(shè)獲得證實(shí)。由m1、m2和m3檢驗(yàn)步驟可知，創(chuàng)業(yè)自我效能既是預(yù)測(cè)變量，又是結(jié)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(yīng)，h4假設(shè)獲得證實(shí)。實(shí)踐中首先可以從“父母支持”、“政府和學(xué)校政策”等方面塑造良好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境。大學(xué)生從外部環(huán)境中獲得父母和政府支持，相當(dāng)于得到外部環(huán)境的正向反饋，這種正向反饋能使大學(xué)生相信并認(rèn)為自己具有成功達(dá)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(shí)地提高“個(gè)人成就感”、“創(chuàng)新能力”和“人際關(guān)系能力”等最為重要的創(chuàng)業(yè)自我效能因素，實(shí)踐中考慮多加強(qiáng)正面激勵(lì)，發(fā)現(xiàn)學(xué)生的閃光點(diǎn)，對(duì)學(xué)生的創(chuàng)業(yè)思想觀點(diǎn)和行為給予及時(shí)的反饋，多給表?yè)P(yáng)、鼓勵(lì)等正面強(qiáng)化，而少給批評(píng)、指責(zé)等負(fù)面強(qiáng)化，以維護(hù)和增強(qiáng)學(xué)生的自我效能感，從而提高學(xué)生的創(chuàng)業(yè)自我效能感。另外，中國(guó)文化特點(diǎn)決定了處理人際關(guān)系的重要性，要學(xué)習(xí)全面和人打交道，善于處理各種人際關(guān)系。創(chuàng)業(yè)自我效能的不完全中介效應(yīng)亦說(shuō)明了，良好的環(huán)境支持不但可以直接提高大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意向，還能顯著提高大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)自我效能，同時(shí)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(diào)節(jié)效應(yīng)的啟示。由m4可

16、知，家庭商業(yè)傳統(tǒng)對(duì)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向影響不顯著，h5假設(shè)未獲得證實(shí)。由m4和m5可知，創(chuàng)業(yè)自我效能通過(guò)家庭商業(yè)傳統(tǒng)調(diào)節(jié)效應(yīng)影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向，h6假設(shè)獲得證實(shí)。進(jìn)一步通過(guò)簡(jiǎn)單斜率檢驗(yàn)來(lái)分析家庭商業(yè)傳統(tǒng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)，以創(chuàng)業(yè)自我效能平均數(shù)正負(fù)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差分別為低分組和高分組，根據(jù)回歸方程分別計(jì)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(duì)創(chuàng)業(yè)意向的預(yù)測(cè)作用。家庭商業(yè)傳統(tǒng)能顯著調(diào)節(jié)創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向之間的關(guān)系。按家庭商業(yè)傳統(tǒng)對(duì)大學(xué)生進(jìn)行分組，回歸分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在控制了性別、年級(jí)和居住地之后，對(duì)于個(gè)體工商家庭的大學(xué)生，創(chuàng)業(yè)自我效能顯著正向預(yù)測(cè)創(chuàng)業(yè)意向（simpie slope=0.838，t=5.922，p<0.001）；對(duì)于非個(gè)體工商家庭的大學(xué)生，創(chuàng)業(yè)自我效能也能夠顯著正向預(yù)測(cè)創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向（simple slope=0.382，t=2.511，p<0.05），且個(gè)體工商家庭的大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)意向之間的關(guān)系更強(qiáng)，這表明創(chuàng)業(yè)自我效能對(duì)于個(gè)體工商家庭的大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意向影響更大。家庭商