朱文靜 房玉上 劉 媛 司繼偉

（山東師范大學(xué)心理學(xué)院，濟南 250358）

1 引言

在中國， 獨立創(chuàng)業(yè)企業(yè)家為經(jīng)濟增添了非常重要的生機與活力，在活躍市場經(jīng)濟、緩解就業(yè)問題、提高經(jīng)濟效率方面有著無法替代的積極作用（Li，Wang， Zhang， Li， ＆ Chen， 2020）。 而創(chuàng)業(yè)領(lǐng)域的許多研究已證明，創(chuàng)業(yè)意向是一個非常重要的結(jié)構(gòu)，創(chuàng)業(yè)意向是指個體對于現(xiàn)在或?qū)硎欠駮碛袆?chuàng)業(yè)行為的主觀態(tài)度（Carr ＆ Sequeira， 2007； Wilson，Kickul， ＆ Marlinow， 2007）。 只有具備強烈創(chuàng)業(yè)意向的個體才有可能開始真正的創(chuàng)業(yè)活動（Zhang，Wang， ＆ Owen， 2015； Adel， 2017； Thompson，2009）。 個體的創(chuàng)業(yè)行為更多受創(chuàng)業(yè)意向的驅(qū)使（范巍，王重鳴，2006），創(chuàng)業(yè)意向是預(yù)測創(chuàng)業(yè)行為的最好指標(biāo)，沒有創(chuàng)業(yè)意向就沒有創(chuàng)業(yè)行為（李海壘，張文新，宮燕明，2011）。 因此，首先需要對創(chuàng)業(yè)意向進行深入探討。

以往對于大學(xué)生創(chuàng)業(yè)的研究大多集中在大學(xué)生創(chuàng)業(yè)的體系建設(shè)和教育方式上， 忽略了個體自身認(rèn)知因素的影響（Fayal ＆ Boukamcha， 2015）。根據(jù)社會認(rèn)知職業(yè)理論（Lent ＆ Brown， 1994），個體在進行職業(yè)探索與職業(yè)決策時， 主要是依靠自身認(rèn)知系統(tǒng)來進行判斷與決策的，因此，本研究在探討創(chuàng)業(yè)意向的影響機制時以自身因素為主線， 深入探討個體創(chuàng)業(yè)意向。

創(chuàng)業(yè)價值觀作為一種職業(yè)價值觀， 是個體對待創(chuàng)業(yè)的一種價值判斷，反映了個體的職業(yè)態(tài)度、職業(yè)動機和職業(yè)傾向。 Super（1970）的早期研究證實，個體職業(yè)價值觀和職業(yè)選擇之間具有很強的聯(lián)系。 我國學(xué)者賀丹（2006）也發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)態(tài)度與創(chuàng)業(yè)意向有顯著的正相關(guān)。社會認(rèn)知職業(yè)理論認(rèn)為，在職業(yè)選擇的模式中，個體根據(jù)自身所收集到的信息，對職業(yè)做出恰當(dāng)?shù)倪x擇。因此，考慮創(chuàng)業(yè)價值觀這一個體認(rèn)知因素對于職業(yè)意向的影響是十分必要的。然而， 以往研究有關(guān)創(chuàng)業(yè)價值觀影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向的內(nèi)在機制尚不清楚。由此提出假設(shè)一：職業(yè)價值觀可以顯著預(yù)測創(chuàng)業(yè)意向。

基于近些年發(fā)展起來的社會認(rèn)知職業(yè)理論（SCCT）， 職業(yè)生涯自我效能感是預(yù)測個體職業(yè)生涯探索的重要變量 （Ochs ＆ Reossler， 2004； Tiwari，Bhat， ＆ Tikoria， 2017）。 創(chuàng)業(yè)自我效能感，即創(chuàng)業(yè)者相信自己可以成功實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)行為的一種堅定信念， 可以驅(qū)使一個人克服啟動和運作一個企業(yè)的多種障礙和挑戰(zhàn)（Shane ＆ Collins，2003）。有高效能感的個體會對自己的職業(yè)定位更加明確， 并設(shè)立更高的探索目標(biāo)和任務(wù) （Gushue， Clarke， Pantzer， ＆Scanlan， 2006； Wilson， Kickul， ＆ Marlino，2017）。 葉映華（2009）發(fā)現(xiàn)，對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向起明顯影響作用的是創(chuàng)業(yè)自我認(rèn)知。 創(chuàng)業(yè)自我認(rèn)知是個體的人格特質(zhì)、 社會資源和先前知識影響創(chuàng)業(yè)意向的中介變量。近年來國內(nèi)研究結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)自我效能感對大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿有著顯著的正向預(yù)測作用（孟新，胡漢輝，2015；孫楊，張向葵，2014）。 范巍、王重鳴（2004）曾對創(chuàng)業(yè)傾向的影響因素進行探討，發(fā)現(xiàn)高自我效能感的創(chuàng)業(yè)者往往具有高創(chuàng)業(yè)傾向。 金丹等（2016）也發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)自我效能感與大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意向存在顯著正相關(guān)。 據(jù)此，提出假設(shè)二：創(chuàng)業(yè)自我效能感在創(chuàng)業(yè)價值觀與創(chuàng)業(yè)意向的關(guān)系中起中介作用。

國內(nèi)外研究均表明， 在解釋創(chuàng)業(yè)自我效能差異時性別是一個不可忽視的重要因素（Kothari ＆ Patra， 2016； Barnir， Watson， ＆ Hutchins， 2011；孟新，胡漢輝，2015）。除了這些關(guān)于自我效能的性別差異的研究結(jié)果外，有大量證據(jù)表明，女性大學(xué)生自身可能會存在某些職業(yè)刻板印象， 會導(dǎo)致其更少地去選擇創(chuàng)業(yè)（常兆五， 2017）。劉志（2013）對 5000 多名大學(xué)生開展的創(chuàng)業(yè)意向現(xiàn)狀研究同樣發(fā)現(xiàn)， 我國大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向總體處于中等偏下的水平， 男生的創(chuàng)業(yè)意向明顯高于女生。而基于社會職業(yè)刻板印象，許多人認(rèn)為女性應(yīng)該尋求一份穩(wěn)定的工作， 而創(chuàng)業(yè)環(huán)境又具有一定的風(fēng)險性，因此，相比于女大學(xué)生，男大學(xué)生擁有更為積極的創(chuàng)業(yè)價值觀。 結(jié)合現(xiàn)實生活，我們不難發(fā)現(xiàn)，女性大學(xué)畢業(yè)生相對于男生來說就業(yè)方案較窄，常規(guī)的就業(yè)選擇較多。父母對女生的角色定位會明顯影響女生的職業(yè)選擇， 這導(dǎo)致她們的創(chuàng)業(yè)意識較低。 鑒于性別對于創(chuàng)業(yè)價值觀-創(chuàng)業(yè)自我效能感-創(chuàng)業(yè)意向的影響機制我們尚不清楚，因此提出假設(shè)三：大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意向、創(chuàng)業(yè)自我效能感與創(chuàng)業(yè)價值觀之間的關(guān)系受到性別的調(diào)節(jié)。

本研究基于社會認(rèn)知職業(yè)理論， 擬以創(chuàng)業(yè)自我效能感為中介變量，性別為調(diào)節(jié)變量，深入探討當(dāng)代大學(xué)生群體的創(chuàng)業(yè)價值觀、 創(chuàng)業(yè)自我效能感與創(chuàng)業(yè)意向之間的聯(lián)系， 并揭示性別因素在其中所發(fā)揮的潛在調(diào)節(jié)作用，所構(gòu)建假設(shè)模型如圖1 所示。

圖1 本研究的假設(shè)模型

2 方法

2.1 被試

隨機整群抽樣選取山東師范大學(xué)、 齊魯工業(yè)大學(xué)、濟南大學(xué)和山東理工大學(xué)四所普通高校的大三、大四學(xué)生共900 名實施問卷調(diào)查，共回收885 份。其中有效問卷835 份，男生375 人，女生460 人，回收率98%，有效率93%。

2.2 研究工具

2.2.1 創(chuàng)業(yè)意向量表

采用由李海壘、張文新、宮燕明（2011） 編制的大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向量表， 共包括12 個題目，1～6 題測量創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向，6～12 題測量創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向。 采用7 點計分，1＝完全不符合，7＝完全符合， 得分越高代表個體的創(chuàng)業(yè)意向越高。前人研究表明，創(chuàng)業(yè)目標(biāo)意向分量表和創(chuàng)業(yè)執(zhí)行意向分量表的重測信度、 內(nèi)部一致性信度和結(jié)構(gòu)效度都較好（李海壘，張文新，宮燕明，2011）。 本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.98。

2.2.2 創(chuàng)業(yè)價值觀問卷

采用鄧碩寧（2007）編制的大學(xué)生創(chuàng)業(yè)價值觀問卷。該問卷由創(chuàng)業(yè)價值目標(biāo)、創(chuàng)業(yè)價值手段和創(chuàng)業(yè)價值評價三個維度組成。 問卷共包括54 個題目，27 個題目測量創(chuàng)業(yè)價值目標(biāo)，16 個題目測量創(chuàng)業(yè)價值手段，11 個題目測量創(chuàng)業(yè)價值評價。采用5 點計分，1＝非常反對，5＝非常贊同。 其中有5 個題反向計分，得分越高說明創(chuàng)業(yè)價值觀越積極。 該問卷各維度的重測信度系數(shù)在 0.574 至 0.846 之間，并具有較好的結(jié)構(gòu)效度和內(nèi)容效度。 本研究中該問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為 0.91。

2.2.3 創(chuàng)業(yè)自我效能感問卷

采用湯明（2009a）編制的創(chuàng)業(yè)自我效能感問卷，主要包括兩方面內(nèi)容： 一是與創(chuàng)業(yè)內(nèi)容有關(guān)的自我效能，二是與創(chuàng)業(yè)行為過程有關(guān)的自我效能。問卷共包括 22 個項目，分成了創(chuàng)新效能（第 1～6 題）、風(fēng)險承擔(dān)（第 7～10 題）、機會識別（第 11～14 題）、關(guān)系協(xié)調(diào)（第 15～18 題）與組織承諾（第 19～22 題）5 個分問卷。 問卷采用 5 點計分，1＝完全不符合，5＝完全符合，得分越高說明創(chuàng)業(yè)自我效能感得分越高。該問卷五個因子的內(nèi)部一致性系數(shù)均在0.7 以上， 驗證性因素分析結(jié)果表明該問卷具有良好的結(jié)構(gòu)效度。 本研究中該問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.87。

2.3 程序

以班級為單位進行整體施測， 由經(jīng)過施測培訓(xùn)的研究生擔(dān)任主試，每個班級的主試為2～3 人。 在施測之前，先由主試宣讀指導(dǎo)語，然后由被試當(dāng)場填寫問卷。問卷收回以后，未完成的或者不認(rèn)真作答的均視為無效問卷，予以剔除。

2.4 數(shù)據(jù)處理

采用SPSS19.0 對獲取的數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析。

3 研究結(jié)果

由于本研究中的數(shù)據(jù)均通過問卷法獲得， 因此可能存在共同方法偏差。在施測之前，為避免共同方法偏差， 研究者首先采用AB 卷的形式平衡了問卷項目的順序效應(yīng)。為檢驗是否存在共同方法偏差，采用Harman 單因素檢驗， 將問卷中的所有項目一同納入進行探索性因子分析。 結(jié)果表明，KMO 值為0.94，Bartlett 值為 18975.36（p＜0.000）。 因子未旋轉(zhuǎn)的結(jié)果發(fā)現(xiàn)共生成13 個特征根大于1 的因子，解釋了57.8%的變異，第一個因子解釋了24.35%的方差變異，低于40%，因此本研究不存在明顯的共同方法偏差。

3.1 大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向、創(chuàng)業(yè)價值觀、創(chuàng)業(yè)自我效能感的性別差異

表1 給出了被試創(chuàng)業(yè)意向、創(chuàng)業(yè)價值觀、創(chuàng)業(yè)自我效能感的表現(xiàn)及其性別差異狀況。 獨立樣本t 檢驗結(jié)果顯示， 大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意向總得分在性別上差異非常顯著（t＝6.38，p＜0.001），男生的總得分（M＝39.21，SD＝20.11） 明 顯 高 于 女 生 （M ＝30.91，SD ＝16.8）。

此外， 大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)價值觀總得分在性別上差異也非常顯著（t＝5.46，p＜0.001），男生總得分（M＝137.95，SD＝18.74） 明顯高于女生 （M＝130.20，SD＝21.64）。

最后， 大學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能感總得分不存在顯著的性別差異（t＝1.57，p＞0.05）。

3.2 創(chuàng)業(yè)意向、創(chuàng)業(yè)價值觀、創(chuàng)業(yè)自我效能感的相關(guān)分析

表1 中的皮爾遜積差相關(guān)分析結(jié)果顯示， 創(chuàng)業(yè)價值觀與創(chuàng)業(yè)意向之間存在顯著正相關(guān)（r＝0.54，p＜0.01），創(chuàng)業(yè)自我效能感與創(chuàng)業(yè)意向之間正相關(guān)顯著（r＝0.54，p＜0.01）， 創(chuàng)業(yè)自我效能感和創(chuàng)業(yè)價值觀之間正相關(guān)顯著（r＝0.36，p＜0.01）。

表1 大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向、創(chuàng)業(yè)自我效能感與創(chuàng)業(yè)價值觀的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、性別差異及其相關(guān)分析

3.3 創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè)價值觀與創(chuàng)業(yè)意向的中介效應(yīng)分析

首先做職業(yè)價值觀對創(chuàng)業(yè)意向的一元線性回歸，我們發(fā)現(xiàn)回歸系數(shù)顯著（β＝0.41，t＝12.74，95%CI［0.33，0.45］，p＜0.001），即創(chuàng)業(yè)價值觀對創(chuàng)業(yè)意向的正向預(yù)測作用顯著。大學(xué)生創(chuàng)業(yè)價值觀越高，創(chuàng)業(yè)意向越高。

為進一步驗證創(chuàng)業(yè)自我效能感在創(chuàng)業(yè)價值觀和創(chuàng)業(yè)意向之間是否發(fā)揮中介作用， 我們以創(chuàng)業(yè)價值觀為自變量，以創(chuàng)業(yè)自我效能感為中介變量，以創(chuàng)業(yè)意向為因變量，構(gòu)建圖2 模型。 采用SPSS 中的Process 插件 （Hayes， 2013）， Bootstrap Samples 設(shè)定為5000，Bootstrap 取樣方法選擇偏差校正的非參數(shù)百分位法，置信區(qū)間的置信度選擇95%。 結(jié)果見表2。

表2 創(chuàng)業(yè)自我效能感的中介效應(yīng)

從模型1 結(jié)果來看， 創(chuàng)業(yè)價值觀對創(chuàng)業(yè)自我效能感的影響中，R2值為 0.08，F(xiàn) 值為 73.68，這說明創(chuàng)業(yè)價值觀可以解釋創(chuàng)業(yè)自我效能感8%的變異量。顯著性檢驗也表明模型是顯著的（p＜0.001）。創(chuàng)業(yè)價值觀對創(chuàng)業(yè)自我效能感的回歸系數(shù)為 0.13 （t＝8.58，95%CI［0.10，0.15］，p＜0.001）。

從模型2 來看，在加入創(chuàng)業(yè)自我效能感之后，模型 R2值為 0.34，F(xiàn) 值為 215.17，R2的值增大且顯著（p＜0.001），因此創(chuàng)業(yè)效能感在創(chuàng)業(yè)價值觀與創(chuàng)業(yè)意向路徑上存在部分中介效應(yīng)。 創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè) 意 向 的 預(yù) 測 作 用 為 為 0.90 （t ＝14.89，95%CI［0.78，1.02］，p＜0.001），創(chuàng)業(yè)價值觀對創(chuàng)業(yè)意向的預(yù)測 作 用 為 0.26 （t ＝9.60，95%CI ［0.20，0.31］，p ＜0.001）。 下面對中介作用路徑系數(shù)大小進行分析，根據(jù)PROCESS 輸出結(jié)果（見表3）。 結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)價值觀對創(chuàng)業(yè)意向的直接效應(yīng)大小為0.26 （95%CI［0.20，0.31］，p＜0.001）， 間接效應(yīng)大小為 0.11（95%CI［0.08，0.15］），上述兩個效應(yīng)均顯著。

表3 直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的效應(yīng)大小

3.4 性別在創(chuàng)業(yè)自我效能感中介創(chuàng)業(yè)價值觀與創(chuàng)業(yè)意向之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

鑒于前面結(jié)果顯示創(chuàng)業(yè)價值觀和創(chuàng)業(yè)意向均存在明顯的性別差異， 我們又進一步檢驗了性別在創(chuàng)業(yè)價值觀與創(chuàng)業(yè)意向之間、 創(chuàng)業(yè)自我效能感與創(chuàng)業(yè)意向之間可能發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用。 以創(chuàng)業(yè)價值觀為自變量，性別為調(diào)節(jié)變量，創(chuàng)業(yè)自我效能感和創(chuàng)業(yè)意向為因變量， 構(gòu)建圖2 模型。 對各變量進行中心化處理， 采用 SPSS 中 Process 插件進行研究，Bootstrap Samples 為1000，置信區(qū)間為95%。

圖2 有調(diào)節(jié)的中介模型

表4 中結(jié)果顯示， 該模型可以解釋創(chuàng)業(yè)意向總變異的39.09%。創(chuàng)業(yè)價值觀對創(chuàng)業(yè)自我效能感的預(yù)測效應(yīng)顯著（t＝8.22，95%CI［0.10，0.16］，p＜0.001），性別在創(chuàng)業(yè)價值觀和創(chuàng)業(yè)自我效能感之間起調(diào)節(jié)作用（t＝-3.23，95%CI［-0.16，-0.04］，p＜0.001）。 創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè)意向的預(yù)測效應(yīng)顯著（t＝13.46，95%CI［0.76，1.02］，p＜0.001），創(chuàng)業(yè)價值觀對創(chuàng)業(yè)意向的預(yù)測效應(yīng)顯著（t＝9.12，95%CI［0.17，0.27］，p＜0.001），性別對對創(chuàng)業(yè)意向的預(yù)測效應(yīng)顯著 （t＝-5.12，95%CI［-7.65，-3.41］，p＜0.001），性別和創(chuàng)業(yè)自我效能感的交互項對創(chuàng)業(yè)意向的預(yù)測效應(yīng)顯著（t＝-5.41，95%CI［-0.93，-0.44］，p＜0.001）。 根 據(jù) 溫 忠 麟 、 葉 寶 娟（2014）提出的有調(diào)節(jié)的中介模型層次檢驗流程可確定， 創(chuàng)業(yè)價值觀通過創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè)意向受到性別因素的調(diào)節(jié)影響。

表4 性別在創(chuàng)業(yè)價值觀對創(chuàng)業(yè)自我效能感及創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè)意向間的調(diào)節(jié)作用

進一步進行簡單效應(yīng)分析（如表5），由表5 可以看出， 男生創(chuàng)業(yè)自我效能感的間接作用要大于女生。男生間接作用大小為0.16，女生間接作用大小為0.07。

表5 性別在創(chuàng)業(yè)價值觀、創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè)意向的中介模型中的調(diào)節(jié)作用大小

調(diào)節(jié)前半路徑表明（見圖3），創(chuàng)業(yè)價值觀越積極，創(chuàng)業(yè)自我效能感越高。 與男生相比，女生創(chuàng)業(yè)價值觀對創(chuàng)業(yè)自我效能感的促進作用減弱。

圖3 性別對創(chuàng)業(yè)價值觀和創(chuàng)業(yè)自我效能感之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

調(diào)節(jié)后半路徑圖表明（見圖4），自我效能感越高，創(chuàng)業(yè)意向越高。 與男生相比，女生創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè)意向的促進作用減弱。

圖4 性別對自我效能感和創(chuàng)業(yè)意向之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

4 討論

本研究基于社會認(rèn)知職業(yè)理論（Lent ＆ Brown，1994），對不同高校大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)價值觀、創(chuàng)業(yè)自我效能感和創(chuàng)業(yè)意向之間的關(guān)系進行了考察。 研究結(jié)果不僅明確了創(chuàng)業(yè)價值觀如何影響創(chuàng)業(yè)意向（創(chuàng)業(yè)自我效能感的中介作用），而且揭示出了創(chuàng)業(yè)價值觀對創(chuàng)業(yè)自我效能感及創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè)意向在不同性別學(xué)生之間的區(qū)別性預(yù)測作用 （性別的調(diào)節(jié)作用）。上述發(fā)現(xiàn)對于深化培養(yǎng)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)價值觀和創(chuàng)業(yè)自我效能感具有一定的理論和實際意義。

4.1 大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)價值觀和創(chuàng)業(yè)意向的聯(lián)系：創(chuàng)業(yè)自我效能感的中介效應(yīng)

本研究首先發(fā)現(xiàn)， 大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)價值觀不僅可以直接預(yù)測創(chuàng)業(yè)意向， 還可通過創(chuàng)業(yè)自我效能感對創(chuàng)業(yè)意向進行預(yù)測。在現(xiàn)有的創(chuàng)業(yè)意向研究中，學(xué)者經(jīng)常通過中介效應(yīng)來分析創(chuàng)業(yè)自我效能感在創(chuàng)業(yè)意向影響因素中的作用機制。例如，創(chuàng)業(yè)自我效能感在認(rèn)知風(fēng)格和創(chuàng)業(yè)意向之間存在中介作用 （靳義君，2018）；創(chuàng)業(yè)自我效能感及創(chuàng)新變革、風(fēng)險承擔(dān)、機會識別和關(guān)系管理維度在創(chuàng)造性人格與創(chuàng)業(yè)意愿關(guān)系間發(fā)揮了部分中介作用（唐炎釗，2018）；創(chuàng)業(yè)自我效能感在個人特質(zhì)、 外部環(huán)境與創(chuàng)業(yè)意向之間發(fā)揮中介作用（湯明，2009b）等。因此，為有效激發(fā)大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)行為， 我們建議可以從不同的角度來培養(yǎng)他們的創(chuàng)業(yè)價值觀或創(chuàng)業(yè)自我效能感。首先，對于各大高校，通過完善教育體系及創(chuàng)業(yè)政策，鼓勵大學(xué)生進行創(chuàng)業(yè)嘗試，為部分學(xué)生提供創(chuàng)業(yè)孵化基地，開設(shè)相關(guān)教育課程進行有針對性的指導(dǎo) （趙薇， 張海景，2018），形成良好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境，從而促使大學(xué)生創(chuàng)業(yè)價值觀的形成； 也可以通過拓寬創(chuàng)新科研項目獎勵的受眾團體，培養(yǎng)學(xué)生的創(chuàng)新精神，多開設(shè)講座宣傳大學(xué)生創(chuàng)業(yè)的成功案例與相關(guān)指導(dǎo)，培養(yǎng)學(xué)生負責(zé)、耐挫、創(chuàng)新、獨立等良好心理品質(zhì)（李成彥，李艷茜，2019），從而增強他們的創(chuàng)業(yè)自我效能感。另外，家庭因素對創(chuàng)業(yè)所起的作用也不容忽視。 如今很多家長對創(chuàng)業(yè)還有一定的錯誤認(rèn)識， 加上創(chuàng)業(yè)環(huán)境的不確定性，使其反對孩子創(chuàng)業(yè)，力求為孩子找一份穩(wěn)定的工作。 因此，家長應(yīng)改變傳統(tǒng)的擇業(yè)就業(yè)思維，更新教育觀念，認(rèn)識到大學(xué)生的獨立性，相信子女可以根據(jù)專業(yè)、興趣和特長來選擇適合自己的工作，培養(yǎng)子女的創(chuàng)業(yè)價值觀； 當(dāng)子女遇到困難時給予他們支持與幫助，培養(yǎng)子女的責(zé)任心、抗挫能力與擔(dān)當(dāng)精神，從而提高子女的效能感。而對于個體，只有通過不斷的學(xué)習(xí)與探索，才能創(chuàng)新和超越自我，形成系統(tǒng)的創(chuàng)業(yè)價值觀。通過課余不斷地實踐與探索，正確對待創(chuàng)業(yè)中的挫折，不斷向優(yōu)秀前輩學(xué)習(xí)，勇于挑戰(zhàn)，敢于創(chuàng)新，迎難而上，樹立團隊合作意識和協(xié)作精神，培養(yǎng)自己的創(chuàng)業(yè)效能感， 從而促進自主創(chuàng)業(yè)的成功進行（顏文娟，2017）。

4.2 創(chuàng)業(yè)價值觀、創(chuàng)業(yè)自我效能感與創(chuàng)業(yè)意愿的聯(lián)系：性別的調(diào)節(jié)效應(yīng)

更值得注意的是， 本研究發(fā)現(xiàn)性別因素在創(chuàng)業(yè)價值觀和創(chuàng)業(yè)自我效能感及創(chuàng)業(yè)自我效能感和創(chuàng)業(yè)意向之間的關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用。 在性別調(diào)節(jié)前半路徑中，創(chuàng)業(yè)價值觀越積極，創(chuàng)業(yè)自我效能感越高。 與男生相比， 女生創(chuàng)業(yè)價值觀對創(chuàng)業(yè)自我效能感的促進作用減弱。在性別調(diào)節(jié)后半路徑中，自我效能感越高，創(chuàng)業(yè)意向越高。 與男生相比，女生的創(chuàng)業(yè)效能感對創(chuàng)業(yè)意向的促進作用明顯減弱。 Wilson（2010）研究曾發(fā)現(xiàn)，相同的創(chuàng)業(yè)生涯教育，對男女創(chuàng)業(yè)自我效能感的影響不盡相同。 創(chuàng)業(yè)課程能顯著提高女大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)自我效能感， 因為女性對職業(yè)成功的期望水平往往低于男性，在學(xué)習(xí)創(chuàng)業(yè)課程以后，女大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)自我效能感的提高將更顯著。為此，高校職業(yè)生涯教育應(yīng)側(cè)重培養(yǎng)女大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)自我效能感，為女生的興趣特長、自身特點設(shè)計合適的教育內(nèi)容，實施性別差異的創(chuàng)業(yè)生涯教育 （李成彥， 李艷茜，2019），建立大學(xué)生創(chuàng)業(yè)實踐基地，鼓勵更多女大學(xué)生找到適合自己的崗位，男女共同協(xié)作創(chuàng)業(yè)；提供適合女生自主創(chuàng)業(yè)的教育指導(dǎo)和實習(xí)機會， 平時多開展相關(guān)創(chuàng)業(yè)活動， 減少女生創(chuàng)業(yè)的刻板印象和對創(chuàng)業(yè)的畏縮心理。

4.3 理論與現(xiàn)實意義

本研究上述發(fā)現(xiàn)拓展了創(chuàng)業(yè)意向的研究領(lǐng)域，從影響個體創(chuàng)業(yè)意向的認(rèn)知因素的角度出發(fā)， 探討了大學(xué)生創(chuàng)業(yè)價值觀、 創(chuàng)業(yè)意向和創(chuàng)業(yè)自我效能感的關(guān)系，揭示了其作用機制，豐富了相關(guān)研究領(lǐng)域的理論研究成果， 并為高校開展相應(yīng)的職業(yè)生涯課程提供了理論依據(jù)。

在就業(yè)競爭如此激烈的環(huán)境下， 鼓勵大學(xué)生創(chuàng)業(yè)即增加就業(yè)機會， 為就業(yè)市場注入新的活力。 為此， 高校應(yīng)對不同性別學(xué)生實施不同的職業(yè)生涯教育，鼓勵男生、女生找到適合自己興趣特點的創(chuàng)業(yè)機會，培養(yǎng)大學(xué)生面對創(chuàng)業(yè)行為的樂觀心態(tài)，樹立正確的創(chuàng)業(yè)價值觀，增強學(xué)生創(chuàng)業(yè)自我效能感，系統(tǒng)完善相關(guān)教育體系，增加創(chuàng)業(yè)實踐教育和實踐機會，從而增強大學(xué)生面對就業(yè)挑戰(zhàn)的心理能力和心理素質(zhì)，大膽創(chuàng)業(yè)，為我國就業(yè)市場增添新的就業(yè)活力。

5 結(jié)論

在當(dāng)代大學(xué)生群體中， 男生的創(chuàng)業(yè)價值觀和創(chuàng)業(yè)意向顯著高于女生， 但創(chuàng)業(yè)自我效能感無顯著性別差異。

創(chuàng)業(yè)自我效能感在創(chuàng)業(yè)價值觀和創(chuàng)業(yè)意向中起著部分中介作用。

性別分別調(diào)節(jié)創(chuàng)業(yè)價值觀與創(chuàng)業(yè)自我效能感及創(chuàng)業(yè)自我效能感與創(chuàng)業(yè)意向之間的聯(lián)系。