金 超，孫雨潔

(1.山東商業(yè)職業(yè)技術(shù)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250103；2.山東管理學(xué)院，山東 濟(jì)南 250357)

一、引言

在高等院校招生規(guī)模擴(kuò)大和高等教育普及化發(fā)展的背景下，大學(xué)生就業(yè)形勢(shì)顯示出日益嚴(yán)峻的趨勢(shì)。在嚴(yán)峻的社會(huì)競(jìng)爭和就業(yè)壓力的雙重影響下，自主創(chuàng)業(yè)作為一種大學(xué)生擇業(yè)的新方式逐漸走進(jìn)人們的視野，鼓勵(lì)大學(xué)生自主創(chuàng)業(yè)已然成為緩解就業(yè)形勢(shì)嚴(yán)峻的重要舉措。當(dāng)前，如何有效增強(qiáng)大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿、提高大學(xué)生自主創(chuàng)業(yè)比例已經(jīng)成為社會(huì)、高校、學(xué)生共同面臨的重要議題。

在理論層面，創(chuàng)業(yè)意愿被認(rèn)為是個(gè)體的主觀態(tài)度。例如，Krueger認(rèn)為創(chuàng)業(yè)意愿是創(chuàng)業(yè)個(gè)體進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的主觀感知，并把創(chuàng)業(yè)意愿作為衡量創(chuàng)業(yè)者對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)傾向程度的重要指標(biāo)[1]。陸曉莉在研究大學(xué)生創(chuàng)業(yè)能力時(shí)提出：創(chuàng)業(yè)意愿是潛在創(chuàng)業(yè)者能否接受從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)并采取行動(dòng)的主觀表達(dá)[2]。在創(chuàng)業(yè)意愿影響因素方面，國內(nèi)外學(xué)者基于不同視角展開了相關(guān)研究。其中，國外最具影響力的創(chuàng)業(yè)意愿影響因素研究模型有兩種：一是由Ajzen提出的計(jì)劃行為模型(TPB)，該模型主要通過個(gè)體態(tài)度、主觀規(guī)范和認(rèn)知行為控制來解釋創(chuàng)業(yè)意愿[3]；二是Shapero、Sokol提出的創(chuàng)業(yè)事件模型(SEE)，具體包括感知期望、感知可行性與行為傾向三個(gè)變量[4]。在國內(nèi)，鑒于社會(huì)公眾對(duì)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)注重的時(shí)間不長，在此方面取得的研究成果相對(duì)較少。總體來看，我國對(duì)TPB及SEE這兩種學(xué)術(shù)界較為流行的創(chuàng)業(yè)意愿研究模型的關(guān)注較為缺乏，僅有的基于TPB模型的研究也只是證實(shí)TPB模型在我國的適用性。作為創(chuàng)業(yè)意愿研究的基礎(chǔ)理論之一，計(jì)劃行為理論(TPB)能夠很好地預(yù)測(cè)個(gè)體創(chuàng)業(yè)意愿，可以為研究創(chuàng)業(yè)活動(dòng)提供良好的契機(jī)。因此，本文將基于TPB理論模型，以山東省6所大學(xué)的學(xué)生調(diào)研數(shù)據(jù)為研究樣本，分析影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)鍵因素，為更好地制定創(chuàng)業(yè)政策、營造創(chuàng)業(yè)氛圍、開展創(chuàng)業(yè)教育提供一定的參考。

二、模型構(gòu)建與假設(shè)提出

(一)模型構(gòu)建

計(jì)劃行為模型最早是由Ajzen提出，該理論認(rèn)為行為是由個(gè)體的意愿決定的，個(gè)體可通過行動(dòng)態(tài)度、主觀規(guī)范、可感知的行為控制來決定意愿的強(qiáng)烈程度[5]。行為態(tài)度是指?jìng)€(gè)體對(duì)自己是否要采取某種行動(dòng)的態(tài)度亦或是看法；主觀規(guī)范是指?jìng)€(gè)體對(duì)已經(jīng)形成的標(biāo)準(zhǔn)規(guī)范的認(rèn)知程度，即個(gè)體行為是否符合他人期望；行為控制感知是指?jìng)€(gè)體對(duì)自己是否能夠?qū)嵤┠撤N行為的感知。這三種因素共同決定意愿的強(qiáng)度，當(dāng)個(gè)體對(duì)某種行為的態(tài)度越積極，能夠得到有重要影響力的人支持時(shí)，個(gè)體往往認(rèn)為自己有能力克服種種困難并能使自己的創(chuàng)業(yè)計(jì)劃順利實(shí)施，那么個(gè)體對(duì)這一特定行為的意愿就越顯著。由此，本文基于TPB理論構(gòu)建大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素的概念模型如圖1所示。

圖1 研究模型

(二)假設(shè)提出

1.感知行為控制

感知行為控制是個(gè)人對(duì)其所從事的行為進(jìn)行主觀控制的感知程度，具體是由感知促進(jìn)和控制信念兩種因素所共同決定的，前者是人們對(duì)其所具有資源重要程度的可靠估計(jì)，而后者則是人們對(duì)其所掌握的資源、能力以及機(jī)會(huì)的感知。需要指出的是，自我效能是反映感知行為控制最為關(guān)鍵的要素。在學(xué)術(shù)界，有關(guān)自我效能對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿的影響研究，早在1989年就由Scherer通過研究表明，自我效能不僅在理論上同創(chuàng)業(yè)現(xiàn)象緊密聯(lián)系在一起，而且在實(shí)踐上同創(chuàng)業(yè)行為也是密不可分的[6]。通常情況下，在機(jī)會(huì)的認(rèn)知方面，擁有高強(qiáng)度自我效能的個(gè)體相比普通者更容易識(shí)別機(jī)會(huì)，且其對(duì)自我雇傭意愿即創(chuàng)業(yè)意愿的產(chǎn)生表現(xiàn)出較高的反應(yīng)。在實(shí)際案例中，Krueger、Dickson通過研究證實(shí)了機(jī)會(huì)認(rèn)知、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)以及職業(yè)選擇都會(huì)受到自我效能的影響，而這些也是影響創(chuàng)業(yè)意愿形成的關(guān)鍵因素[7]。在學(xué)術(shù)界，相關(guān)研究也證實(shí)了感知行為控制對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿的影響作用0例。如，李國鋒、孫雨潔提出提升創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)鍵是提高創(chuàng)業(yè)行為控制知覺[8]，李永道、林琳的相關(guān)研究也表明創(chuàng)業(yè)能否成功的關(guān)鍵因素就是創(chuàng)業(yè)者是否具有感知行為控制[9]。綜上所述，本文運(yùn)用“主觀努力、做事自信、有良好的人際關(guān)系、良好的協(xié)調(diào)組織能力、敏銳的市場(chǎng)洞察力”等來測(cè)度“感知行為控制”，并由此提出假設(shè)H1：

假設(shè)H1：感知行為控制對(duì)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著影響。

2.創(chuàng)業(yè)態(tài)度

創(chuàng)業(yè)態(tài)度，簡單來講可以將其認(rèn)為是對(duì)創(chuàng)業(yè)的看法或是對(duì)創(chuàng)業(yè)的喜好程度，也可認(rèn)為是個(gè)人對(duì)創(chuàng)業(yè)行為的概念化評(píng)價(jià)。通常情況下，個(gè)體是否參與該事件在一定程度上取決于對(duì)事件的態(tài)度。早在1955年，Brayfield和Crockett的相關(guān)研究證實(shí)了態(tài)度和行為之間存在一定的聯(lián)系[10]，而Cialdini和Cacioppo以創(chuàng)業(yè)者為樣本進(jìn)一步證實(shí)了創(chuàng)業(yè)態(tài)度對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿有著積極影響[11]。在國內(nèi)，郭洪、毛雨等基于AMOS確認(rèn)了創(chuàng)業(yè)態(tài)度對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿的正向影響[12]。從微觀層面來說，張龍、田賢鵬在進(jìn)行大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿分析時(shí)指出：大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)態(tài)度主要是受傳統(tǒng)思想影響，認(rèn)同“光宗耀祖、出人頭地、追求社會(huì)地位”等不同價(jià)值觀[13]。在研究關(guān)于大學(xué)生創(chuàng)業(yè)相關(guān)問題時(shí)，Bandaragoda利用訪談法總結(jié)整理了文本數(shù)據(jù)，應(yīng)用內(nèi)容分析法得出在大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素中出現(xiàn)的頻率最高的詞匯：“獨(dú)立、挑戰(zhàn)以及工作量的避免 ”[14]。本文借鑒前人研究，運(yùn)用“積累金錢和財(cái)富、檢測(cè)自己的想法、實(shí)現(xiàn)個(gè)人成就、為社會(huì)做出貢獻(xiàn)、被社會(huì)認(rèn)可”來考察“創(chuàng)業(yè)態(tài)度”，并提出假設(shè)H2：

假設(shè)H2：創(chuàng)業(yè)態(tài)度對(duì)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著影響。

3.主觀規(guī)范

主觀規(guī)范主要有兩層含義：一方面是能夠影響個(gè)體行為決策等外界因素(如家人、朋友、老師等)的期望，另一方面是個(gè)體對(duì)影響其決策的外界因素的遵從程度。早在2000年，主觀規(guī)范對(duì)意愿的影響就在Krueger和Kolvereid的創(chuàng)業(yè)研究中得到充分證實(shí)。之后，一些學(xué)者驗(yàn)證了這一說法。其中，許敏在對(duì)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿進(jìn)行實(shí)證研究時(shí)，確認(rèn)了主觀規(guī)范對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿的影響效應(yīng)[15]。從更為細(xì)致的角度來看，Bulter和Herring通過一系列案例分析發(fā)現(xiàn)：父母對(duì)子女是否從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)有較大影響[16]；楊劍英、胡譯方運(yùn)用多元有序Logistic回歸模型，提出“導(dǎo)師支持”和“朋友支持”是影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿形成的關(guān)鍵因素[17]。根據(jù)以上文獻(xiàn)梳理，本文運(yùn)用“父母支持、親戚支持、老師支持、同學(xué)支持、社會(huì)創(chuàng)業(yè)氛圍”等來解釋“主觀規(guī)范”，由此提出假設(shè)H3：

假設(shè)H3：主觀規(guī)范對(duì)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著影響。

三、研究設(shè)計(jì)與結(jié)果

(一)問卷設(shè)計(jì)及樣本選擇

在本研究的問卷設(shè)計(jì)中，本文基于TPB模型并在借鑒前人研究的基礎(chǔ)上初步設(shè)計(jì)了調(diào)查問卷，采用Likert五級(jí)量表對(duì)變量的相關(guān)題項(xiàng)進(jìn)行測(cè)度，數(shù)字1-5依次表示非常不贊同、不贊同、中立、比較贊同以及非常贊同。為驗(yàn)證本研究所設(shè)計(jì)量表的有效性，本研究隨機(jī)抽取了位于濟(jì)南市的部分大學(xué)生進(jìn)行了預(yù)調(diào)研，共獲得有效樣本64份，并利用統(tǒng)計(jì)工具SPSS20.0以27%的低得分者和27%的高得分者分別構(gòu)成低分組和高分組進(jìn)行相關(guān)項(xiàng)目分析，應(yīng)用T檢驗(yàn)判斷兩組平均數(shù)的顯著性，將沒有通過顯著性檢驗(yàn)的題項(xiàng)剔除。經(jīng)分析，“敏銳的市場(chǎng)洞察力”“社會(huì)創(chuàng)業(yè)氛圍”等題項(xiàng)鑒別度相對(duì)較低，故剔除，其余均具有良好的鑒別度，保留剩余14項(xiàng)題目進(jìn)行正式調(diào)研。

在樣本選取上，考慮到樣本的代表性，本文隨機(jī)選取了山東省6所大學(xué)的學(xué)生進(jìn)行調(diào)查。正式調(diào)研共發(fā)放1000份問卷，有效問卷回收954份，收回率為96.4%。樣本的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)分布如下：在性別分布方面，樣本的偏離并不明顯，男生542人，占總體的46%，女生628人，占總體的54%；學(xué)歷分布上，以本科生為主(81%)，研究生僅占19%；在專業(yè)分布方面，經(jīng)管類專業(yè)最多，占樣本總量的56%，其次為人文類(19%)，理工類學(xué)生占總?cè)藬?shù)的15%，藝術(shù)類和其他類占樣本總數(shù)的4%和6%；在創(chuàng)業(yè)計(jì)劃競(jìng)賽方面，參與過創(chuàng)業(yè)競(jìng)賽的樣本占18%，沒有參與過相關(guān)創(chuàng)業(yè)比賽經(jīng)歷的占82%；在創(chuàng)業(yè)課程方面，接受過創(chuàng)業(yè)課程培訓(xùn)的占30%，沒有接受創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)的占70%。從整體上看，本次調(diào)查樣本在人口統(tǒng)計(jì)特征分布上是合理的，適合于數(shù)據(jù)分析。

(二)量表檢驗(yàn)

本研究的調(diào)查問卷均由同一個(gè)體完成，因此不可避免地存在一定程度的同源誤差。基于此，本文采用Harman單因素檢驗(yàn)法對(duì)同源誤差進(jìn)行檢驗(yàn)，運(yùn)用SPSS20.0對(duì)本研究的全部調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析，最終得出3個(gè)因子，可以解釋總變量的56.52%，且第一個(gè)因子解釋了總變量23.89%，明顯低于Hair等學(xué)者推薦的50%的判斷標(biāo)準(zhǔn)，因此本研究數(shù)據(jù)的同源誤差在可接受的范圍內(nèi)。

同時(shí)，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)工具SPSS20.0對(duì)量表的信度和效度進(jìn)行了檢驗(yàn)。其中，在信度檢驗(yàn)方面主要看其內(nèi)部一致性，即Cronbach’α系數(shù)，最低可接受的標(biāo)準(zhǔn)是0.6。由表1可知，本研究各變量的Cronbach’α系數(shù)均大于0.6，說明本研究所收集數(shù)據(jù)的可靠性較好，量表內(nèi)部一致性良好，符合研究要求，適合進(jìn)行下一步假設(shè)檢驗(yàn)。在效度檢驗(yàn)方面，本研究借鑒了前人已有的成熟量表，內(nèi)容效度良好，量表的探索性因子分析(見表1)顯示，各題項(xiàng)的因子載荷值均大于0.60，并且大多數(shù)大于0.7，各變量的因子結(jié)構(gòu)清晰，問卷具有良好的收斂效度。

表1 各題項(xiàng)的因子載荷與可靠性分析

在結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)方面(見表2所示)，本研究首先對(duì)整個(gè)問卷及每個(gè)變量進(jìn)行了KMO值檢驗(yàn)，問卷的整體KMO值為0.834，且每個(gè)變量的KMO值均大于最低標(biāo)準(zhǔn)0.60；Bartlett檢驗(yàn)中，三個(gè)變量的顯著性水平sig均為0.000，低于標(biāo)準(zhǔn)0.05，說明各題項(xiàng)之間具有共同因子，適合進(jìn)行因子分析。

表2 各變量的KMO和Bartlett的檢驗(yàn)

(三)數(shù)據(jù)處理

本次調(diào)研的數(shù)據(jù)處理主要運(yùn)用主成分分析，此方法的提出要追溯到1933年，是由霍特林首先提出，指的是通過“降維”的方法，將多個(gè)指標(biāo)提煉為較少的綜合指標(biāo)。其中主成分是綜合指標(biāo)，由多個(gè)指標(biāo)轉(zhuǎn)化生成，且每個(gè)主成分都是原始變量的線性組合，主成分之間互不相關(guān)。

該方法的模型表達(dá)式為：

Yij=ai'bj+εij

i=1，2，…，n；j=1，2，…，p

其中a被稱為得分，b被稱為載荷。主成分分析的方法是對(duì)相關(guān)系數(shù)矩陣(或協(xié)方差矩陣)進(jìn)行特征值分析。

其中，v即稱為主成分。

∧=diag(λ1，λ2，...，λp)，λ1≥ λ2≥...≥λp

運(yùn)用SPSS 20.0進(jìn)行主成分分析處理后的結(jié)果如表3所示，據(jù)此可以看到特征值大于1的有3個(gè)因子，正是我們所設(shè)計(jì)的“感知行為控制”“創(chuàng)業(yè)態(tài)度”以及“主觀規(guī)范”，其對(duì)總方差變異的累計(jì)貢獻(xiàn)率為56.521%。鑒于本文是對(duì)主觀性的一種測(cè)量，精確程度較低，貢獻(xiàn)率56.521%基本能夠描述大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素。

表3 大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素總方差分解

根據(jù)表4，從第一主成分中可以看出，“積累金錢和財(cái)富(x5)、檢測(cè)自己的想法(x6)、實(shí)現(xiàn)個(gè)人成就(x7)、為社會(huì)做出貢獻(xiàn)(x8)、被社會(huì)認(rèn)可(x9)”等題項(xiàng)，是創(chuàng)業(yè)態(tài)度的因子構(gòu)成，累積貢獻(xiàn)率為32.995%；第二主成分的載荷包括“主觀努力(x1)、做事自信(x2)、有良好的人際關(guān)系(x3)、良好的協(xié)調(diào)組織能力(x4)”等題項(xiàng)，可被稱為感知行為控制因子，貢獻(xiàn)率為12.992%；第三主成分包括“父母支持(x10)、親戚支持(x11)、老師支持(x12)、朋友支持(x13)”等題項(xiàng)，可將其稱為主觀規(guī)范因子，貢獻(xiàn)率為10.535%。

表4 旋轉(zhuǎn)后的因子荷載陣

用X1、X2、X3分別表示感知行為控制、創(chuàng)業(yè)態(tài)度、主觀規(guī)范等3個(gè)主成分分別，再根據(jù)表5的因子得分系數(shù)矩陣，可寫出各個(gè)主成分由標(biāo)準(zhǔn)化變量表示的表達(dá)式，X1的表達(dá)式為：

表5 因子得分系數(shù)矩陣

X1=-0.095x1-0.092x2-0.024x3-0.08x4

+0.241x5+0.279x6+0.306x7+0.29x8

+0.264x9-0.01x10-0.044x11-0.025x12

-0.095x13

以此類似地可以寫出另外兩個(gè)主成分X2、X3的表達(dá)式，此處省略。然后再分別將x1～x13帶入各表達(dá)式中，可求出Xi(i=1，2，3)。

(四)假設(shè)檢驗(yàn)

鑒于意愿是一種偏好，對(duì)于創(chuàng)業(yè)意愿因素的影響作用，一般的回歸分析方法不能適用，再者創(chuàng)業(yè)意愿表現(xiàn)出來的是一種偏好程度，這種偏好程度沒法量化衡量?？紤]到影響因素的效用排序，本研究采用Logit排序模型進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。為此，本研究建立了潛變量Yi與解釋變量xi的線性模型：Yi=βxi+εi。在進(jìn)行大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿測(cè)度的時(shí)候，我們提出的問題是“您選擇創(chuàng)業(yè)做為您職業(yè)起點(diǎn)的可能性”，依然采用李克特五級(jí)量表進(jìn)行打分。將大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的觀測(cè)值作為回歸方程因變量，使用以上得出的3個(gè)互不相關(guān)主成分Xi作為新自變量，進(jìn)行Logit回歸處理，結(jié)果見表6。

表6 參數(shù)估計(jì)值

從回歸結(jié)果可以看出：

1.感知行為控制X1在1%顯著水平下顯著，其對(duì)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響系數(shù)為0.634，兩者之間是一種顯著正相關(guān)，這表明好的創(chuàng)業(yè)態(tài)度能夠一定程度上更好地的激發(fā)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿，假設(shè)H1成立。

2.創(chuàng)業(yè)態(tài)度X2亦在1%顯著水平下顯著，其對(duì)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響程度為0.258，兩者之間同樣是一種顯著正相關(guān)，表明好的創(chuàng)業(yè)態(tài)度對(duì)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿有積極的促進(jìn)作用，假設(shè)H2成立。

3.主觀規(guī)范X3同樣在1%顯著水平下顯著，其對(duì)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響程度為0.413，兩者之間同樣是一種顯著正相關(guān)，表明好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境對(duì)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿有積極的促進(jìn)作用，假設(shè)H3成立。

四、結(jié)論

本文針對(duì)山東省6所高校的954名學(xué)生的調(diào)查數(shù)據(jù)，基于TPB理論模型對(duì)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素進(jìn)行了研究，重點(diǎn)分析了感知行為控制、創(chuàng)業(yè)態(tài)度、主觀規(guī)范對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿的影響作用。研究發(fā)現(xiàn)：TPB模型共解釋了創(chuàng)業(yè)意愿變異的56.5%，在大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素中創(chuàng)業(yè)態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制力均是重要因素，其中感知行為控制是最為關(guān)鍵的因素。這同時(shí)也進(jìn)一步證實(shí)了在大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿研究領(lǐng)域，TPB理論模型具有充分的適用性。結(jié)合創(chuàng)業(yè)意愿影響因素的影響系數(shù)及其動(dòng)力因子，本文提出了提高大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的若干對(duì)策建議：

(一)發(fā)展創(chuàng)業(yè)教育，培養(yǎng)自我效能

根據(jù)經(jīng)驗(yàn)總結(jié)，感知行為控制中自我效能的培養(yǎng)可以從以下兩個(gè)方面進(jìn)行。其一，塑造大學(xué)生的個(gè)性特質(zhì)。大學(xué)階段是個(gè)體人格的形成過程中極其重要的階段，可通過舉辦心理健康節(jié)、設(shè)立心理咨詢室、開展戶外素質(zhì)拓展等方式加強(qiáng)對(duì)學(xué)生心理素質(zhì)的培養(yǎng)，塑造學(xué)生具備成熟的心理狀態(tài)，以增強(qiáng)學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿。其二，深化大創(chuàng)業(yè)教育教學(xué)改革。高等院校要建立創(chuàng)業(yè)教育課程，完善教育體系，注重理論和實(shí)踐的結(jié)合與銜接，可通過開設(shè)ERP課程模擬創(chuàng)業(yè)過程，培養(yǎng)學(xué)生的團(tuán)隊(duì)合作精神和風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對(duì)能力，進(jìn)一步提高學(xué)生對(duì)創(chuàng)業(yè)的積極性；另一方面，高等院校要加強(qiáng)校企合作，建立創(chuàng)業(yè)實(shí)踐基地，加強(qiáng)與企業(yè)的交流、共謀發(fā)展，在專業(yè)對(duì)口的基礎(chǔ)上建立大學(xué)生創(chuàng)業(yè)實(shí)踐基地，讓大學(xué)生通過親身參與到創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的方式來鍛煉自己的創(chuàng)業(yè)能力。

(二)轉(zhuǎn)變創(chuàng)業(yè)態(tài)度，培育創(chuàng)業(yè)氛圍

創(chuàng)業(yè)態(tài)度的轉(zhuǎn)變是持續(xù)化和系統(tǒng)化的過程。對(duì)于大學(xué)生而言，要盡早樹立職業(yè)生涯規(guī)劃，合理規(guī)劃符合自己的目標(biāo)創(chuàng)業(yè)方向，為創(chuàng)業(yè)做好積極準(zhǔn)備。同時(shí)應(yīng)該根據(jù)國家經(jīng)濟(jì)環(huán)境和相關(guān)政策方針，結(jié)合個(gè)人特質(zhì)進(jìn)行自我分析，設(shè)計(jì)創(chuàng)業(yè)定位和預(yù)選方案，為創(chuàng)業(yè)清思路。在社會(huì)層面，要營造良好的創(chuàng)業(yè)氛圍。例如，借助有關(guān)媒體，將政府對(duì)創(chuàng)業(yè)的有利政策進(jìn)行全方位宣傳，讓創(chuàng)業(yè)的政策內(nèi)容越來越普及，同時(shí)對(duì)典型成功創(chuàng)業(yè)者的事跡進(jìn)行大力宣傳，由此激發(fā)創(chuàng)業(yè)熱情；還可以舉辦創(chuàng)業(yè)大賽、開展創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)，進(jìn)一步激發(fā)學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿?？傊?，轉(zhuǎn)變創(chuàng)業(yè)態(tài)度，可以創(chuàng)建“感受式”創(chuàng)業(yè)認(rèn)知體系，通過KAB培訓(xùn)課程、ERP沙盤模擬等課程，來引導(dǎo)學(xué)生開展創(chuàng)業(yè)實(shí)驗(yàn)、模擬、實(shí)訓(xùn)，以項(xiàng)目化的方式來逐步激發(fā)學(xué)生創(chuàng)業(yè)的內(nèi)在原動(dòng)力，轉(zhuǎn)變創(chuàng)業(yè)態(tài)度。

(三)改善創(chuàng)業(yè)條件，打造創(chuàng)業(yè)文化

大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的形成既由學(xué)生自身的主觀意愿決定，同時(shí)也受到外界因素的影響。由此，改善創(chuàng)業(yè)條件對(duì)于激發(fā)大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)熱情、提高創(chuàng)業(yè)成功率、增強(qiáng)學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿具有重要作用。首先，要采取加強(qiáng)師生互動(dòng)、采用開放式的教學(xué)方式等途徑增強(qiáng)學(xué)生的自信心，通過校園宣傳欄宣傳具備個(gè)人奮斗精神的創(chuàng)業(yè)成功人士，突出他們自我價(jià)值在創(chuàng)業(yè)過程中的有效實(shí)現(xiàn)，以增強(qiáng)高校創(chuàng)業(yè)氛圍。其次，成立創(chuàng)業(yè)指導(dǎo)中心，重視指導(dǎo)中心的建立，劃撥專項(xiàng)的創(chuàng)業(yè)基金，保證指導(dǎo)中心活動(dòng)的正常開展。此外，可探索建立“政產(chǎn)學(xué)研”創(chuàng)業(yè)合作項(xiàng)目，為具有創(chuàng)業(yè)意愿的大學(xué)生提供“團(tuán)隊(duì)+項(xiàng)目+資本+市場(chǎng)”輔助指導(dǎo)，加大社會(huì)資源對(duì)學(xué)生創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目的扶持力度。最后，作為創(chuàng)業(yè)軟環(huán)境之一的創(chuàng)業(yè)文化，對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)有很大的感染作用。因此，高校應(yīng)該注重打造具有“主流、寬容、擔(dān)當(dāng)”的特色創(chuàng)業(yè)文化，不斷推進(jìn)創(chuàng)業(yè)教育發(fā)展，促使大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的提高。