摘要""大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)是優(yōu)化鄉(xiāng)村人力資本結(jié)構(gòu)、推動(dòng)鄉(xiāng)村振興的重要途徑之一。本文基于計(jì)劃行為理論，利用W高校523名農(nóng)村籍大學(xué)生的調(diào)查數(shù)據(jù)，使用Logit模型和Shapley值分解等方法，實(shí)證檢驗(yàn)了影響大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的因素。結(jié)果表明，行為態(tài)度對(duì)大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿的影響不顯著，而主觀規(guī)范和知覺(jué)行為控制顯著提高了大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的行為意愿，二者對(duì)大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿變動(dòng)的總貢獻(xiàn)率達(dá)56.96%。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺(jué)行為控制對(duì)不同大學(xué)生群體存在差異化影響，其中行為態(tài)度顯著提高了非理工類(lèi)專(zhuān)業(yè)大學(xué)生的返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿，主觀規(guī)范顯著提高了女性大學(xué)生、獨(dú)生子女大學(xué)生、父母在城鎮(zhèn)工作的大學(xué)生的返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿，而知覺(jué)行為控制顯著提高了男性大學(xué)生、非獨(dú)生子女大學(xué)生、非理工類(lèi)專(zhuān)業(yè)大學(xué)生的返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿。本文為完善地方應(yīng)用型高校大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)引導(dǎo)政策，加快鄉(xiāng)村人才振興提供依據(jù)與參考。

關(guān)鍵詞""大學(xué)生；返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿；影響因素；計(jì)劃行為理論

中圖分類(lèi)號(hào)""F323.6 """"""文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼""A """"""文章編號(hào)""1007-7731（2025）04-0138-07

DOI號(hào)""10.16377/j.cnki.issn1007-7731.2025.04.028

Research on the influencing factors of innovation and entrepreneurship willingness among local applied university students to return hometown

HAN Xiangjun SONG Haonan CAO Chong XIE Wenbao YUAN Guojun

（¹Jin’an District Human Resources and Social Security Bureau， Lu’an 237005， China;

²College of Economics and Management， Western Anhui University， Lu’an 237012， China）

Abstract "College students returning to the countryside for innovation and entrepreneurship is one of an important ways to optimize the structure of rural human capital and promote rural revitalization. Based on the theory of planned behavior， the influencing factors of innovation and entrepreneurship willingness among college students who return to their hometowns were examined by using survey data of 523 rural college students at W college. The results show that the influence of behavioral attitudes on college students’ willingness to return to their hometowns for innovation and entrepreneurship is not significant， but the subjective norms and the control of perceptual behaviors significantly increase college students’ return to their hometowns for innovation， and the total contribution rate of the two to the change of college students’ willingness to return to their hometowns for innovation and entrepreneurship reaches 56.96%. Analysis of heterogeneity reveals that behavioral attitudes， subjective norms， and perceived behavioral control have a differentiated impact on different groups of college students. Among them， behavioral attitudes significantly increase the willingness to return to their hometowns for innovation and entrepreneurship of college students who are not in science and technology majors， and subjective norms significantly increase the willingness to return to their hometowns for innovation and entrepreneurship of female college students， only child subjective norms significantly increase the willingness of female college students， college students with only child， and college students whose parents work in cities and towns to return to their hometowns for innovation and entrepreneurship， while perceived behavioral control significantly increases the willingness of male college students， college students without only child， and college students majoring in non-science and engineering to return to their hometowns for innovation and entrepreneurship. This paper provides the basis and references for improving the policy of local application-oriented and efficient college students returning to their hometown for innovation and entrepreneurship， and speeding up the revitalization of rural talents.

Keywords "college students; willingness to return to the countryside for innovation and entrepreneurship; influencing factors; theory of planned behavior

實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，是全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化國(guó)家的重大歷史任務(wù)，是新時(shí)代“三農(nóng)”工作的總抓手。從系統(tǒng)論的理論邏輯看，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的宏觀制度框架強(qiáng)調(diào)全方位振興，要求扎實(shí)推進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興、人才振興、文化振興、生態(tài)振興和組織振興，政策路徑既特點(diǎn)鮮明、各有側(cè)重，又互聯(lián)互動(dòng)、協(xié)同融通^[1]，其中人才振興有助于促進(jìn)人力資本向鄉(xiāng)村集聚，加速農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展的質(zhì)量變革、效率變革與動(dòng)力變革，被認(rèn)為是推動(dòng)鄉(xiāng)村全面振興的核心要素與衡量城鄉(xiāng)融合水平的重要標(biāo)尺^[2]。然而，受人口遷移推力和拉力因素影響，現(xiàn)階段部分地方面臨人才外流、鄉(xiāng)村人才留不住的現(xiàn)象，鄉(xiāng)村振興的人力資源缺口較大^[3]。

推動(dòng)“外部人才引進(jìn)”與“本土人才培育”協(xié)同是實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村人才振興的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，這點(diǎn)在學(xué)術(shù)界和政策界已基本達(dá)成共識(shí)。研究發(fā)現(xiàn)，人才返鄉(xiāng)下鄉(xiāng)后利用社會(huì)關(guān)系和職業(yè)關(guān)系培育發(fā)展村莊產(chǎn)業(yè)，有助于通過(guò)壯大產(chǎn)業(yè)規(guī)模吸引集聚更多技能型和管理型人才，實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村人才和產(chǎn)業(yè)的良性互動(dòng)^[4-5]，而鄉(xiāng)村本土人才具備人熟、業(yè)熟和地熟的獨(dú)特優(yōu)勢(shì)，能有的放矢地提出良謀善策，是鄉(xiāng)村振興的重要支點(diǎn)^[6]。高校大學(xué)生的職業(yè)生涯規(guī)劃對(duì)鄉(xiāng)村人才振興質(zhì)量具有深遠(yuǎn)影響，尤其是農(nóng)村籍大學(xué)生兼具專(zhuān)業(yè)技術(shù)背景與鄉(xiāng)土人才優(yōu)勢(shì)，返鄉(xiāng)后更有助于優(yōu)化鄉(xiāng)村人才結(jié)構(gòu)，發(fā)揮溢出效應(yīng)，為鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展注入活力^[7]。創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)是農(nóng)村籍大學(xué)生返鄉(xiāng)發(fā)展的重要路徑選擇，《“十四五”推進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化規(guī)劃》中明確提出支持農(nóng)民工、大中專(zhuān)畢業(yè)生、退役軍人、科技人員和工商業(yè)主等返鄉(xiāng)入鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。

回顧已有文獻(xiàn)，劉志侃等^[8]基于調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)教育、優(yōu)惠政策、家庭支持以及所在專(zhuān)業(yè)對(duì)大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)具有顯著影響；段彩麗等^[9]構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型考察了大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村創(chuàng)業(yè)環(huán)境、創(chuàng)業(yè)態(tài)度以及自我效能感對(duì)大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿有顯著影響；張棟洋^[10]分析認(rèn)為，大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)決策受家庭、學(xué)校、社會(huì)、政府以及個(gè)人因素的綜合影響。既有研究對(duì)本文有著重要的啟示作用，但存有值得進(jìn)一步深化和細(xì)化之處。一方面，已有文獻(xiàn)在實(shí)證分析大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿影響因素時(shí)，大多缺乏統(tǒng)一的理論指導(dǎo)，容易產(chǎn)生就數(shù)據(jù)論數(shù)據(jù)現(xiàn)象。另一方面，不同特征的大學(xué)生在進(jìn)行返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)行為決策時(shí)可能受到群體差異化的因素影響，但少有文獻(xiàn)關(guān)注到潛在的群體異質(zhì)性效應(yīng)。地方應(yīng)用型高校是高等教育現(xiàn)代化的重要基礎(chǔ)，其人才培養(yǎng)以服務(wù)地方經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展為直接導(dǎo)向^[11]，厘清地方應(yīng)用型高校大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)行為決策的影響因素具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。鑒于此，本文在計(jì)劃行為理論（Theory of planned behavior，TPB）的指導(dǎo)下，利用W高校523名農(nóng)村籍大學(xué)生的調(diào)查數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建計(jì)量模型實(shí)證分析并識(shí)別影響大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿的主要因素，并從個(gè)體特征、家庭特征和專(zhuān)業(yè)特征等角度進(jìn)一步考察可能存在的異質(zhì)性影響，以期為完善地方應(yīng)用型高校大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)引導(dǎo)政策，加快鄉(xiāng)村人才振興提供依據(jù)與參考。

1 材料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文實(shí)證數(shù)據(jù)來(lái)源于課題組2024年7月對(duì)安徽省W高校在校大學(xué)生的問(wèn)卷調(diào)查。本次調(diào)查按照分層隨機(jī)抽樣的方式展開(kāi)，在W高校的教學(xué)單位中隨機(jī)抽取了若干個(gè)樣本學(xué)院，在每個(gè)樣本學(xué)院中隨機(jī)抽取2021～2023年級(jí)班級(jí)各1個(gè)，并向樣本班級(jí)學(xué)生發(fā)放問(wèn)卷。本次調(diào)查共回收問(wèn)卷1 012份，剔除無(wú)效問(wèn)卷后保留967份，問(wèn)卷有效率95.6%。由于本文旨在考察大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素，因此選取農(nóng)村籍大學(xué)生作為研究對(duì)象，最終使用的樣本數(shù)量為523個(gè)。

1.2 變量設(shè)置

1.2.1 被解釋變量 本文實(shí)證分析的被解釋變量為大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿，通過(guò)分析歸并對(duì)被調(diào)查大學(xué)生的就業(yè)意向進(jìn)行識(shí)別，使用一組離散變量作為表征，若大學(xué)生有返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿，則記為1，反之則記為0。從調(diào)查結(jié)果看，413個(gè)樣本學(xué)生有意在畢業(yè)后返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，占樣本總數(shù)的78.97%，反映出W高校大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)氛圍較為濃厚。

1.2.2 關(guān)鍵解釋變量 Ajzen^[12]提出的計(jì)劃行為理論表明，決策主體的行為決策受到行為意向控制，而行為意向由行為主體的行為態(tài)度、主觀規(guī)范與知覺(jué)行為控制3個(gè)因素共同決定。其中，行為態(tài)度反映了決策者對(duì)某種行為的認(rèn)知和偏見(jiàn)；主觀規(guī)范反映了決策主體在決定是否采取特定行為時(shí)所感受到的社會(huì)壓力，這種壓力產(chǎn)生于對(duì)周?chē)巳汉徒M織對(duì)該行為看法的認(rèn)知程度；知覺(jué)行為控制體現(xiàn)在決策者對(duì)實(shí)施某種行為難度的感知水平。參照TPB問(wèn)卷編制方法，在調(diào)查問(wèn)卷中設(shè)置了大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的行為態(tài)度4題（代表性題目如“大學(xué)畢業(yè)生參與鄉(xiāng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)有助于鍛煉個(gè)人能力”）、主觀規(guī)范5題（代表性題目如“政府部門(mén)鼓勵(lì)大學(xué)畢業(yè)生參與鄉(xiāng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)”）、知覺(jué)行為控制3題（代表性題目如“我具備進(jìn)行鄉(xiāng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的能力”），量表采用Likert五點(diǎn)計(jì)分法，“完全不同意”“較不同意”“不確定”“較同意”“完全同意”依次賦值為0～4。表1報(bào)告了量表信度與效度的檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出，各維度的Cronbach’s α系數(shù)均大于參考值0.7，樣本總體Cronbach’s α系數(shù)為0.934，表明量表的信度較高；各維度的KMO檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均大于參考值0.7，且在0.01顯著性水平下通過(guò)Bartlett球形檢驗(yàn)，反映出量表的效度較好。實(shí)證分析中，使用均值反映計(jì)劃行為理論各變量的綜合水平。

1.2.3 控制變量 參照已有研究結(jié)論，從個(gè)體與家庭特征、學(xué)業(yè)特征、政策認(rèn)知等方面設(shè)置1組控制變量，其中被調(diào)查學(xué)生的個(gè)體與家庭特征包括大學(xué)生性別、是否獨(dú)生子女家庭和父母工作地點(diǎn)，學(xué)業(yè)特征包括就讀專(zhuān)業(yè)屬性、所在年級(jí)、班級(jí)綜合測(cè)評(píng)名次和鄉(xiāng)村社會(huì)實(shí)踐次數(shù)，政策認(rèn)知反映了大學(xué)生對(duì)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的綜合認(rèn)知水平，通過(guò)對(duì)產(chǎn)業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風(fēng)文明、治理有效和生活富裕等鄉(xiāng)村振興不同維度內(nèi)涵認(rèn)知水平計(jì)算均值得出。上述各變量的定義與描述性統(tǒng)計(jì)信息如表2所示。

1.3 計(jì)量模型

由于本文實(shí)證分析的被解釋變量為二元離散變量，故使用Logit模型進(jìn)行擬合，模型設(shè)定如式（1）。

（1）

式中，i表示第i個(gè)大學(xué)生，WIE表示返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿，AB表示行為態(tài)度，SN表示主觀規(guī)范，PBC表示知覺(jué)行為控制，Control表示一組控制變量，a₀～a₄為待估計(jì)參數(shù)，μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2 結(jié)果與分析

2.1 組間差異分析

模型回歸前，根據(jù)大學(xué)生是否具有返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿，對(duì)各解釋變量進(jìn)行組間均值差異分析，結(jié)果如表3所示?？梢钥闯觯瑑山M樣本在行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制、專(zhuān)業(yè)屬性、所在年級(jí)、綜合測(cè)評(píng)名次和政策認(rèn)知等方面存在顯著差異。對(duì)有意愿返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的大學(xué)生而言，其返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制顯著高于無(wú)意愿的大學(xué)生，并且其對(duì)鄉(xiāng)村振興政策的認(rèn)知更為充分。以上統(tǒng)計(jì)分析初步反映了行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制對(duì)大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿可能存在的正向促進(jìn)作用，但具體效應(yīng)還有待進(jìn)一步進(jìn)行計(jì)量模型分析。

2.2 基準(zhǔn)回歸分析

使用Stata 17軟件對(duì)上述構(gòu)建的Logit模型進(jìn)行回歸，為避免解釋變量間存在多重共線(xiàn)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏，回歸前使用方差膨脹因子法（Variance Inflation factor，VIF）進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示解釋變量最大VIF為3.88，平均VIF為2.15，均遠(yuǎn)小于臨界值10，根據(jù)經(jīng)驗(yàn)可判斷解釋變量間不存在多重共線(xiàn)。使用極大似然估計(jì)法（Maximum likelihood estimation，MLE）對(duì)模型進(jìn)行回歸，為防止可能存在的異方差現(xiàn)象，回歸時(shí)選取了Robust穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。表4報(bào)告了模型的回歸結(jié)果，其中模型（1）為大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿對(duì)行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制的回歸結(jié)果，模型（2）在此基礎(chǔ)上引入了大學(xué)生個(gè)體與家庭特征變量，模型（3）進(jìn)一步引入了大學(xué)生的學(xué)業(yè)特征與政策認(rèn)知變量。

由表4可以看出，模型（1）～（3）均在0.01的顯著性水平下通過(guò)Wald卡方檢驗(yàn)，表明模型整體顯著。隨著解釋變量的引入，行為態(tài)度的系數(shù)始終為負(fù)，均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；主觀規(guī)范的系數(shù)為正，在0.1的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)；知覺(jué)行為控制的系數(shù)為正，在0.05的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)。以上結(jié)果表明，主觀規(guī)范和知覺(jué)行為控制顯著提高了大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的行為意愿。進(jìn)一步計(jì)算平均邊際效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，在其他條件不變的情景下，主觀規(guī)范水平每提高1個(gè)單位，大學(xué)生愿意返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的概率提高6.68%；知覺(jué)行為控制水平每提高1個(gè)單位，大學(xué)生愿意返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的概率提高7.43%。

在控制變量中，父母工作地點(diǎn)的系數(shù)在0.1顯著性水平下為正，意味著大學(xué)生父母在鄉(xiāng)村工作有助于提高其返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿。既有研究發(fā)現(xiàn)，父母職業(yè)背景對(duì)大學(xué)生職業(yè)選擇存在顯著影響，并呈現(xiàn)出一定的代際傳遞性^[13]。專(zhuān)業(yè)屬性的系數(shù)在0.1顯著性水平下為正，說(shuō)明理工科專(zhuān)業(yè)的大學(xué)生具有更強(qiáng)的返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿，可能的解釋在于，相較其他專(zhuān)業(yè)而言，理工科專(zhuān)業(yè)具有更強(qiáng)的實(shí)踐創(chuàng)新培養(yǎng)導(dǎo)向，要求學(xué)生在深刻理解與掌握知識(shí)的基礎(chǔ)上，通過(guò)科研項(xiàng)目、學(xué)科競(jìng)賽等路徑實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)化應(yīng)用，由此提高其創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)思維與能力。所在年級(jí)2022的系數(shù)通過(guò)0.01顯著性檢驗(yàn)，意味著相對(duì)于低年級(jí)和高年級(jí)大學(xué)生，中年級(jí)大學(xué)生的返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿更強(qiáng)烈。研究發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)素養(yǎng)存在顯著的年級(jí)差異，表現(xiàn)為其雙創(chuàng)基礎(chǔ)能力隨年級(jí)增長(zhǎng)先上升后退化的現(xiàn)象^[14]。政策認(rèn)知的系數(shù)在0.05顯著性水平下為正，意味著大學(xué)生對(duì)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的認(rèn)知越充分，其返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的積極性越高，這與魏曉娟等^[15]的研究結(jié)論一致。鄉(xiāng)村社會(huì)實(shí)踐次數(shù)在模型中未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，意味著鄉(xiāng)村社會(huì)實(shí)踐未能激發(fā)農(nóng)村大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的動(dòng)力，可能的解釋在于，鄉(xiāng)村社會(huì)實(shí)踐通過(guò)構(gòu)建社會(huì)場(chǎng)域引導(dǎo)大學(xué)生借由“干中學(xué)”方式增進(jìn)鄉(xiāng)村發(fā)展認(rèn)同，提高其鄉(xiāng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)積極性^[16]，而農(nóng)村籍大學(xué)生本身具備豐富的鄉(xiāng)村生活經(jīng)驗(yàn)，對(duì)農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展實(shí)際較為熟稔，由此導(dǎo)致鄉(xiāng)村社會(huì)實(shí)踐對(duì)其返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)決策的邊際貢獻(xiàn)下降。

為識(shí)別不同因素影響大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿的程度差別，借鑒張永奇等^[17]的研究思路，在模型（3）的基礎(chǔ)上，篩選出影響大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿的相關(guān)因素，進(jìn)一步使用基于Pseudo-R²的Shapley值分解法計(jì)算各解釋變量的貢獻(xiàn)率。表5報(bào)告了Shapley值的分解結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，主觀規(guī)范與知覺(jué)行為控制對(duì)大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿的貢獻(xiàn)率最大，均為28.48%，說(shuō)明計(jì)劃行為理論對(duì)應(yīng)用型本科高校大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿具有較好的解釋力度。按照貢獻(xiàn)率水平，其余影響因素的重要性排序依次為政策認(rèn)知（18.04%）、所在年級(jí)（12.83%）、專(zhuān)業(yè)屬性（7.07%）和父母工作地點(diǎn)（5.09%）。

2.3 異質(zhì)性分析

考慮到行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺(jué)行為控制對(duì)不同大學(xué)生群體可能存在差異化的影響效應(yīng)，本文進(jìn)一步從性別、獨(dú)生子女家庭、父母工作地點(diǎn)和專(zhuān)業(yè)屬性等角度分析子樣本并考察該影響的異質(zhì)性特征。表6報(bào)告了各子樣本的回歸結(jié)果，可以看出，行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺(jué)行為控制在大學(xué)生群體中存在差異化的影響。具體而言，行為態(tài)度顯著提高了非理工類(lèi)專(zhuān)業(yè)大學(xué)生的返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿，主觀規(guī)范顯著提高了女性大學(xué)生、獨(dú)生子女大學(xué)生、父母在城鎮(zhèn)工作的大學(xué)生的返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿，知覺(jué)行為控制顯著提高了男性大學(xué)生、非獨(dú)生子女大學(xué)生、非理工類(lèi)專(zhuān)業(yè)大學(xué)生的返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿。

3 結(jié)論與啟示

3.1 結(jié)論

本文依托W高校523名農(nóng)村籍大學(xué)生的調(diào)查數(shù)據(jù)，基于計(jì)劃行為理論的分析框架，使用Logit模型、Shapley值分解等方法實(shí)證檢驗(yàn)了大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的影響因素。結(jié)果表明，（1）行為態(tài)度對(duì)大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿的影響不顯著，而主觀規(guī)范和知覺(jué)行為控制顯著提高了大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的行為意愿，主觀規(guī)范和知覺(jué)行為控制水平每提高1個(gè)單位，大學(xué)生愿意返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的概率分別提高6.68%和7.43%。（2）主觀規(guī)范與知覺(jué)行為控制是影響大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿的重要因素，二者的總貢獻(xiàn)率達(dá)56.96%。（3）異質(zhì)性分析表明，行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制對(duì)不同大學(xué)生群體存在差異化的影響效應(yīng)，行為態(tài)度顯著提高了非理工類(lèi)專(zhuān)業(yè)大學(xué)生的返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿，主觀規(guī)范顯著提高了女性大學(xué)生、獨(dú)生子女大學(xué)生、父母在城鎮(zhèn)工作的大學(xué)生的返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿，而知覺(jué)行為控制顯著提高了男性大學(xué)生、非獨(dú)生子女大學(xué)生、非理工類(lèi)專(zhuān)業(yè)大學(xué)生的返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿。

3.2 啟示

大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)是豐富鄉(xiāng)村人力資本，推進(jìn)鄉(xiāng)村全面振興的重要支撐，從健全地方應(yīng)用型高校大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)引導(dǎo)機(jī)制的政策視角出發(fā)，本文的研究結(jié)論有以下幾點(diǎn)啟示。

其一，本文實(shí)證結(jié)果表明，主觀規(guī)范對(duì)大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)決策具有顯著影響，意味著大學(xué)生周?chē)巳汉徒M織的支持程度影響其行為決策。因此積極營(yíng)造大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的濃厚氛圍，加快建立健全政府扶持、高校引導(dǎo)、家庭教育和社會(huì)關(guān)注的四位一體支持體系，在完善金融、保險(xiǎn)、稅收和社保等大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)扶持舉措的基礎(chǔ)上，通過(guò)政策宣傳、實(shí)踐活動(dòng)、案例推介和經(jīng)驗(yàn)分享等多元方式，大力營(yíng)造返鄉(xiāng)雙創(chuàng)濃厚氛圍，幫助大學(xué)生樹(shù)立正確的就業(yè)觀、擇業(yè)觀與發(fā)展觀。

其二，知覺(jué)行為控制顯著提高了大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的行為意愿，即大學(xué)生對(duì)自身能力的認(rèn)知程度影響其行為決策。因此，加強(qiáng)大學(xué)生鄉(xiāng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力培養(yǎng)，高等院校應(yīng)落實(shí)好人才培養(yǎng)主體責(zé)任，持續(xù)推進(jìn)高等教育改革創(chuàng)新，將大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力培養(yǎng)作為重要目標(biāo)內(nèi)容，統(tǒng)籌課程體系、實(shí)踐項(xiàng)目和孵化平臺(tái)建設(shè)，支持和引導(dǎo)大學(xué)生參與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)和鄉(xiāng)村社會(huì)實(shí)踐項(xiàng)目，推動(dòng)“干中學(xué)”和“學(xué)中干”統(tǒng)一。

其三，不同特征的大學(xué)生在進(jìn)行返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)行為決策時(shí)受到差異化的因素影響。因此，在支持引導(dǎo)大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)時(shí)，應(yīng)根據(jù)學(xué)科專(zhuān)業(yè)、家庭背景和個(gè)人特征等屬性，建立差異化的大學(xué)生返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)引導(dǎo)機(jī)制，開(kāi)展有針對(duì)性的、差異化的服務(wù)舉措，提高培育引導(dǎo)工作的靶向性、精準(zhǔn)度和實(shí)效性。

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