叢曉琪

(山東水利技師學(xué)院，山東 淄博 255130)

0 引言

據(jù)統(tǒng)計，2020年大學(xué)生畢業(yè)人數(shù)874萬，其中會計專業(yè)畢業(yè)學(xué)生接近95萬。會計專業(yè)畢業(yè)生就業(yè)量大，就業(yè)壓力較大。據(jù)統(tǒng)計，傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域女性創(chuàng)業(yè)者的比例大約10%；互聯(lián)網(wǎng)領(lǐng)域女性創(chuàng)業(yè)者的比例已經(jīng)達(dá)到55%?；ヂ?lián)網(wǎng)體驗經(jīng)濟(jì)時代更加注重用戶體驗、情感思維和溝通互動，這也正是女性所具備的優(yōu)勢和特質(zhì)?；ヂ?lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)是體驗經(jīng)濟(jì)，女性在體驗經(jīng)濟(jì)中有一定優(yōu)勢。據(jù)報告分析，從性別特征來看，同男性的理智、一元化、經(jīng)驗主義等特點(diǎn)相比，女性所具備的感性、多元化和樂于分享的特質(zhì)，與互聯(lián)網(wǎng)創(chuàng)業(yè)特質(zhì)相適應(yīng)，特質(zhì)決定了女性更適合于互聯(lián)網(wǎng)創(chuàng)業(yè)，而互聯(lián)網(wǎng)也給予了女性充分釋放自己天性和優(yōu)勢的機(jī)會。通過個人訪談，會計女大學(xué)生普遍認(rèn)為，低投入、低門檻和風(fēng)險低也是有利女生進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)創(chuàng)業(yè)的有利因素。

1 理論依據(jù)

研究選擇了社會學(xué)習(xí)理論的創(chuàng)始人班杜拉(Albert Bandura)對自我效能感的定義，自我效能感是個人對自己完成某方面工作能力的主觀評估。評估的結(jié)果如何，將直接影響個人的行為動機(jī)。創(chuàng)業(yè)自我效能感是指個體對自身能夠從事創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動所持能力的信念與信心。由于創(chuàng)業(yè)自我效能感比起能力能夠更好預(yù)測創(chuàng)業(yè)行為和創(chuàng)業(yè)成功的可能性，創(chuàng)業(yè)效能感被認(rèn)為是影響潛在創(chuàng)業(yè)者的關(guān)鍵變量之一[1]。個體創(chuàng)業(yè)自我效能與其創(chuàng)業(yè)意向之間得到了許多學(xué)生研究證實，學(xué)者認(rèn)為潛在創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)自我效能感是影響其選擇創(chuàng)業(yè)的關(guān)鍵因素之一。如果個體感知的創(chuàng)業(yè)自我效能相對較高，他們會形成較強(qiáng)的創(chuàng)業(yè)意向，進(jìn)而提高其選擇創(chuàng)業(yè)的可能性[2]。

2 研究設(shè)計

2.1 調(diào)研樣本

本研究對象是淄博市四所高校的會計專業(yè)女生，委托輔導(dǎo)員以班級為單位使用問卷網(wǎng)收集問卷。參考國內(nèi)外學(xué)者提出的創(chuàng)業(yè)自我效能模型、問卷調(diào)查分析結(jié)果和訪談結(jié)論，本文研究模型劃分為內(nèi)部因素和外部因素。其中，通過信度分析對題項進(jìn)行修正，最終確定影響因素共涉及27個題項，結(jié)合以往學(xué)者的定義和專業(yè)知識角度考慮分成7個維度。創(chuàng)業(yè)自我效能感7個維度為外傾性、開放性[3]、新媒體運(yùn)營能力、機(jī)會識別能力、創(chuàng)業(yè)組織能力、風(fēng)險管理能力、互聯(lián)網(wǎng)創(chuàng)業(yè)生態(tài)。

2.2 研究方法

采用層級回歸，將自變量的結(jié)構(gòu)按照層級關(guān)系逐步代入方程以預(yù)測因變量的回歸方法，根據(jù)自變量之間的關(guān)系，將自變量分成多個層次[4]。以創(chuàng)業(yè)自我效能感為因變量，運(yùn)用分層回歸模型，以外傾性、開放性人格為一個層級；新媒體運(yùn)營能力、機(jī)會識別能力、創(chuàng)業(yè)組織能力、風(fēng)險管理能力為一個層級；互聯(lián)網(wǎng)創(chuàng)業(yè)生態(tài)為一個層級；按照邏輯順序進(jìn)入模型，以確定自變量間是否存在相互影響和調(diào)節(jié)關(guān)系，最終確定互聯(lián)網(wǎng)背景下學(xué)生群體創(chuàng)業(yè)自我效能感的影響因素。

3 實證分析

3.1 信度分析

樣本的數(shù)據(jù)檢驗是保證模型結(jié)果的基礎(chǔ)，通常情況下，信度分析使用α系數(shù)表示量表的信度質(zhì)量以及測量樣本真實回答的程度。選出311份問卷作為研究樣本，分別對內(nèi)部因素和外部因素的7個維度進(jìn)行信度分析，使用IBM SPSS Statistics23軟件進(jìn)行統(tǒng)計分析，問卷采用5點(diǎn)李克特量表，測量題項有27題。可靠性統(tǒng)計量題項內(nèi)部一致性α系數(shù)，α系數(shù)值越高，表示維度的測度題項內(nèi)部一致性愈高，維度的信度愈佳[5]。7個維度α系數(shù)值都在在0.80以上，如表1所示，表1中內(nèi)部一致性信度甚佳，表明維度的測量結(jié)果是可靠的。

表1 可靠性統(tǒng)計

3.2 效度分析

效度分析用于研究題項是否可以有效地表達(dá)對應(yīng)變量的概念信息，通俗地講，即維度題項設(shè)計是否合理。本文選擇KMO和巴特利特球形度檢驗，采用主軸因式分解，采用最大方差法。提取7個因子，并按不同測試題目在各個因子當(dāng)中的因素載荷水平按大到小排序，得到旋轉(zhuǎn)后的因子矩陣。

KMO檢測值為0.766，常見標(biāo)準(zhǔn)為0.6，說明可進(jìn)行因子分析，顯著性為0.000，小于0.05的判斷標(biāo)準(zhǔn)，通過巴特利特球形度檢驗。說明適合進(jìn)行探索性因子分析。

總方差解釋率分別為28.877%、13.741%、10.472%、9.964%、8.305%和7.608%、4.221%，總共累計方差累積率為79.438%,7個因子共同解釋了總方差79.438%的比例，從比例看分析結(jié)果比較好。

設(shè)置低于0.5的因子載荷系數(shù)值不顯示，探索性因子旋轉(zhuǎn)后提取出7個因子，預(yù)期題項分為7個因子，并且與SPSS軟件生成的7個因子與題項之間的關(guān)系與預(yù)期表現(xiàn)出一致性。這7個因子與題項的對應(yīng)關(guān)系符合預(yù)期，數(shù)據(jù)基本上驗證了問卷的結(jié)構(gòu)假設(shè)。因子1包含四項，將該因子命名為“開放性”；因子2包含4項，命名為“外傾性”；因子3包含4項，命名為“新媒體運(yùn)營能力”；因子4包含4項，命名為“創(chuàng)業(yè)組織能力”；因子5包含4項，命名為“機(jī)會識別能力”；因子6包含4項，命名為“風(fēng)險管理能力”；因子7包含3項，命名為“互聯(lián)網(wǎng)創(chuàng)業(yè)生態(tài)”。

3.3 分層線性回歸分析

(R 方)是多層回歸的重要指標(biāo)，反映自變量解釋因變量變異的程度。隨著自變量數(shù)量的增加，模型1-3的(R 方)逐漸增加，分別是0.381、0.645和0.817，表示各模型對因變量的預(yù)測能力逐漸加強(qiáng)。3個模型的(R 方)變化量為0.381、0.645、0.817，顯著性檢驗的概率p值小于0.001達(dá)到顯著水平。模型1是初始模型，在空模型的基礎(chǔ)上增加了開放性和外傾性兩個自變量變量。該模型的(R 方)和(R 方)變化量相同，均為0.381?！伴_放性”“外傾性”兩個自變量對創(chuàng)業(yè)自我效能感的解釋變異為38.1%(p值小于0.001)，此解釋力達(dá)到統(tǒng)計上的顯著水平；模型2中再投入機(jī)會識別能力, 新媒體運(yùn)營能力, 風(fēng)險管理能力, 創(chuàng)業(yè)組織能力4個自變量，則6個自變量共可解釋創(chuàng)業(yè)自我效能感63.8%的變異量，排除模型1中自變量的影響，4個自變量對創(chuàng)業(yè)自我效能感的解釋力增加26.4%(p值小于0.001)，此解釋力達(dá)到統(tǒng)計上的顯著水平，即納入新的自變量對創(chuàng)業(yè)自我效能感的預(yù)測改善有統(tǒng)計學(xué)意義；模型3中再代入變量，則7個預(yù)測變量共可解釋創(chuàng)業(yè)自我效能感81.7%的變異量，排除模型1、模型2中6個自變量的影響后，互聯(lián)網(wǎng)創(chuàng)業(yè)生態(tài)自變量對創(chuàng)業(yè)自我效能感的解釋力增加17.2%(p值小于0.001)，達(dá)到統(tǒng)計上的顯著水平。

方差摘要表中3個模型的解釋變異量顯著性的F值分別為521.882、240.783和159.305，顯著性檢驗的p值均為0.000，小于0.05的顯著水平，表示3個回歸模型整體解釋變異量達(dá)到顯著水平，回歸模型至少有一個變量達(dá)到顯著水平。

在模型1中，“外傾性”“開放性”預(yù)測變量的影響達(dá)到顯著(p值小于0.05)，其標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.196、0.539，預(yù)測變量的β值為正數(shù)，表示對因變量創(chuàng)業(yè)自我效能感的影響為正向，即外傾性、開放性人格愈好，大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)自我效能感就愈高。

在模型2中，主要的預(yù)測變量為“外傾性”“開放性”“創(chuàng)業(yè)組織能力”“風(fēng)險管理能力”“機(jī)會識別能力”“新媒體運(yùn)營能力”的影響均達(dá)顯著(p值均小于0.05)，3個預(yù)測變量的β值為正數(shù)，表示對因變量創(chuàng)業(yè)自我效能感的影響為正向，即外傾性、開放性人格愈好，創(chuàng)業(yè)組織、風(fēng)險管理、機(jī)會識別、新媒體運(yùn)營能力越強(qiáng)，其感受到的創(chuàng)業(yè)自我效能感就愈高。

模型3中，主要預(yù)測的變量是“外傾性”“開放性”“創(chuàng)業(yè)組織能力”“風(fēng)險管理能力”“機(jī)會識別能力”“新媒體運(yùn)營能力”和“互聯(lián)網(wǎng)創(chuàng)業(yè)生態(tài)”， 7個變量的影響達(dá)到顯著(p值均小于0.05)，達(dá)到顯著的預(yù)測變量的β值均為正數(shù)，表示對因變量的影響為正向，即外傾性、開放性人格愈好，創(chuàng)業(yè)組織、風(fēng)險管理、機(jī)會識別、新媒體運(yùn)營能力越強(qiáng)，互聯(lián)網(wǎng)創(chuàng)業(yè)生態(tài)越好，其感受到的創(chuàng)業(yè)自我效能感就愈高。綜合分析，互聯(lián)網(wǎng)創(chuàng)業(yè)生態(tài)對女大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能影響力相對較大，說明女大學(xué)生比較有信念與信心在互聯(lián)網(wǎng)背景下從事創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動。標(biāo)準(zhǔn)化回歸方程如下：

創(chuàng)業(yè)自我效能感=0.109×外傾性+0.187×開放性+0.095×創(chuàng)業(yè)組織能力+0.164×風(fēng)險管理能力+0.140×機(jī)會識別能力+0.077×新媒體運(yùn)營能力+0.574×互聯(lián)網(wǎng)創(chuàng)業(yè)生態(tài)

4 結(jié)論

通過分層回歸模型，建立三層回歸模型，構(gòu)建互聯(lián)網(wǎng)背景下大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能感影響因素模型。實證研究表明，對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能感的影響，外部環(huán)境因素大于內(nèi)部因素，即互聯(lián)網(wǎng)創(chuàng)業(yè)生態(tài)對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自信起著積極的作用。已有研究表明學(xué)校開設(shè)的創(chuàng)業(yè)教育課程，會使大學(xué)生的自我效能感得到一定程度提升，創(chuàng)業(yè)自我效能感與學(xué)校創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)教育密切相關(guān),通過創(chuàng)業(yè)教育可以改變大學(xué)生對創(chuàng)業(yè)的看法，會使得之前對創(chuàng)業(yè)抱有恐懼、消極態(tài)度的大學(xué)生能夠轉(zhuǎn)變這種態(tài)度，從而對創(chuàng)業(yè)持積極態(tài)度[6]。對于具有理論知識豐富可塑性很強(qiáng)的大學(xué)生群體而言，提供創(chuàng)業(yè)教育學(xué)習(xí)和創(chuàng)業(yè)環(huán)境，有利于提高大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能感。