地域文化對創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿關系的調節(jié)效應研究摘要：自從大眾創(chuàng)新、萬眾創(chuàng)業(yè)被提出后，創(chuàng)業(yè)問題愈發(fā)成為人們關注的熱點話題，而與之關聯(lián)密切的便是創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)型人才的培養(yǎng)，近幾年，中國高校教育改革的方向愈發(fā)偏向創(chuàng)新型人才的培養(yǎng)，創(chuàng)業(yè)教育問題已引起了國內外學者的廣泛關注。由于當代大學生是創(chuàng)業(yè)的生力軍，更是我國未來創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)人才的主要來源，因此聚焦于大學生的創(chuàng)業(yè)問題尤為重要，而創(chuàng)業(yè)意愿是大學生產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)行為的重要先決條件。因而，圍繞創(chuàng)業(yè)教育與大學生創(chuàng)業(yè)意愿的研究最近幾年成為學術界研究的重點，這不僅僅能夠改善我國目前創(chuàng)業(yè)的現(xiàn)狀，促進大學生創(chuàng)業(yè)，也能從一定程度上優(yōu)化創(chuàng)業(yè)教育質量，提高大學生創(chuàng)業(yè)能力。本文以大學生群體為研究對象，引入地域文化為條件變量，探討基于地域文化為調節(jié)變量的創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿之間的作用關系。為未來創(chuàng)業(yè)教育的深入探究提供參考依據(jù)，夯實基礎。關鍵詞：創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)意愿、地域文化AbstractSincemassinnovation,businesspeopleshavebeenproposed,theentrepreneurialproblemincreasinglybecomethefocusofthehottopics,whichiscloselyassociatedwiththecultivationoftheinnovativeentrepreneurialtalent,inrecentyears,Chinesecollegeeducationreforminthedirectionoftheincreasinglytowardsthecultivationofinnovativetalents,entrepreneurshipeducationproblemhascausedwideattentionofscholarsbothathomeandabroad.SincecontemporarycollegestudentsarethefreshforceofentrepreneurshipandthemainsourceoffutureinnovativeandentrepreneurialtalentsinChina,itisparticularlyimportanttofocusontheentrepreneurialproblemsofcollegestudents,andentrepreneurialwillingnessisanimportantprerequisiteforcollegestudentstohaveentrepreneurialbehaviors.Therefore,theresearchonentrepreneurshipeducationandcollegestudents'entrepreneurshipwillingnesshasbecomethefocusofacademicresearchinrecentyears,whichcannotonlyimprovethecurrentsituationofentrepreneurshipinChinaandpromotecollegestudents'entrepreneurship,butalsooptimizethequalityofentrepreneurshipeducationtoacertainextentandimprovecollegestudents'entrepreneurshipability.Thispapertakescollegestudentsastheresearchobject,introducesregionalcultureasaconditionalvariable,anddiscussestherelationshipbetweenentrepreneurshipeducationandentrepreneurshipintentionbasedonregionalcultureasamoderatingvariable.Providereferencebasisforfurtherexplorationoffutureentrepreneurshipeducationandconsolidatethefoundation.Keywords:entrepreneurshipeducation,entrepreneurshipwillingness,regionalculture第1章緒論1.1研究背景隨著經(jīng)濟的發(fā)展，全國范圍內也涌起一股創(chuàng)業(yè)潮流，創(chuàng)業(yè)的重要性日益受到人們的重視。據(jù)統(tǒng)計，2019年我國共計有834萬大學畢業(yè)生，而這其中的絕大多數(shù)都會選擇就業(yè)，因此目前的就業(yè)形勢十分嚴峻。這幾年，國家已經(jīng)頒布了一系列的促進創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新的文件。圍繞創(chuàng)業(yè)教育的研究已經(jīng)成為學術界研究的重點，目前高校的創(chuàng)業(yè)教育主要集中在理論和實踐兩個層面，包括相關的創(chuàng)業(yè)課程、與之相關的講座以及創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)類的比賽、創(chuàng)業(yè)孵化基地等方面。但對比國外，我國高校重視創(chuàng)業(yè)教育的程度不夠，意識也不夠提前，導致目前創(chuàng)業(yè)教育還處于起步開始階段，仍在探究摸索過程，對于創(chuàng)業(yè)教育的影響機制尚未摸索透徹，這直接影響了創(chuàng)業(yè)教育實施的成效，并沒有真正意義上為學生提供創(chuàng)業(yè)方面的知識和技能，大學生創(chuàng)業(yè)比例依舊很低，只是極少部分人有這個意愿。同時，對比不同地區(qū)，地區(qū)之間的差異也在逐漸拉大，本身不同地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平已經(jīng)有很大的差距，由于地區(qū)文化不同，各地學生對于創(chuàng)業(yè)的積極態(tài)度也有很大差異，而地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動的積極程度也直接影響著各地的經(jīng)濟發(fā)展。20世紀前經(jīng)濟學家（Baumol1986）[1]發(fā)現(xiàn)“創(chuàng)業(yè)可以促進經(jīng)濟增長的提高?！碧貏e是美國，創(chuàng)業(yè)活動的增長是眾所周知的，這也是為何美國在20世紀的經(jīng)濟能夠快速提升，解決工業(yè)蕭條帶來的經(jīng)濟危機問題。而其中一個重要的影響因素，便是文化。在早期關于個體心理行為差異的心理研究中，文化通常被認為是一種持續(xù)的、被忽視的狀態(tài)。Huisman（1985）[2]在他的研究中記錄了為何跨文化中創(chuàng)業(yè)活動存在著較大差異，同時還總結了文化如何通過價值觀影響人們的創(chuàng)業(yè)行為。在他的基礎上，McGrathetal（1992）[3]在10個國家的創(chuàng)業(yè)者和非創(chuàng)業(yè)者之間進行的一項研究中得出了相類似的結論。國內學者楊潔（2016）[4]通過元分析的方法也發(fā)現(xiàn)，對比內陸地區(qū)，沿海地區(qū)的創(chuàng)業(yè)教育與大學生的創(chuàng)業(yè)意愿更相關，沿海地區(qū)的創(chuàng)業(yè)教育相比來說做得更好，大學生的創(chuàng)業(yè)意愿更大。因此，在前人的基礎上，本文希望通過研究地域文化、創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿三者的關系，探討地域文化對創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿之間的調節(jié)效應，提高創(chuàng)業(yè)教育開展的效果，提高我國大學生的創(chuàng)業(yè)意愿以及創(chuàng)業(yè)率，甚至后續(xù)探究高質的創(chuàng)業(yè)教育從而提高大學生創(chuàng)業(yè)的成功率。1.2研究意義如今全球范圍內興起一波創(chuàng)業(yè)活動的潮流，創(chuàng)業(yè)的重要性也更加得到人們的重視。而大學生作為未來社會的希望，創(chuàng)業(yè)的新生力量，如何提高他們自身的創(chuàng)業(yè)意愿尤為重要，在他們步入社會之前所受到的高校教育便是現(xiàn)金關注的重中之重，在創(chuàng)業(yè)教育這一領域開始逐漸進入高校的課程，學術界也開展了對創(chuàng)業(yè)教育的相關研究。但是，目前國內學者對創(chuàng)業(yè)意愿的研究，更多是停留在創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素以及創(chuàng)業(yè)意愿的內涵等傳統(tǒng)的主題，并沒有深入研究其他變量對創(chuàng)業(yè)意愿的影響機制。盡管國內外學者已經(jīng)開展了一段時期針對創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿之間的關系的探究，并取得不錯的成效。但整合來看，目前創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿的具體作用還不明晰，影響途徑和影響程度尚不清晰，國內學者在不同的研究中還存在著較大的差異，其研究結論并不一致。尤其是國內關于地域文化對創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿的相關關系研究寥寥無幾，一方面，文獻資料表明，要研究地域文化對創(chuàng)業(yè)意愿的影響，難度很大，目前尚存幾個問題難以解決：第一是難以對文化進行可操作的定義。可以說，對于文化的定義不同人有不同的看法，截止今日，不同的學者從不同角度提出對文化的定義林林總總不下180個，學術界缺少一個普遍適用的定義；第二則是難以選擇文化有差異的地域，中國疆域內的文化諸多，難以界定地域的邊線；第三則是即使有學者關注到地域文化對創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生影響，尚無完全基于我國國情的地域文化量表，得到的結論難以服眾。本課題以現(xiàn)有研究成果的總結和分析為基礎，以地域文化為調節(jié)變量，深入探討創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿的作用路徑，試圖剖析了地域文化在創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿之間的調節(jié)作用，從而擴大創(chuàng)業(yè)教育的研究范圍和構建合理的大學生創(chuàng)業(yè)意愿理論模型。1.3研究方法1.3.1文獻研究法本文運用文獻研究法，通過學校提供的數(shù)據(jù)庫、國內外學者的學術期刊、相關圖書等方式收集相關文獻，匯總綜述分析，并對創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)意愿、地域文化這三個變量進行了定義界定、研究現(xiàn)狀文獻回顧、維度劃分研究，以及創(chuàng)業(yè)教育、地域文化與創(chuàng)業(yè)意愿三者關系從理論上進行論證，并對計劃行為理論理論進行了深入的研究，為本文的研究假設提供了理論基礎。1.3.2問卷分析法筆者根據(jù)論文研究的變量參考國內外的成熟量表，初步設計問卷，選取在校大學生作為調查對象，通過問卷收集，發(fā)放給在校大學生進行預調查，檢驗選取量表的信效度，實證研究創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿關系以及地域文化在其中的調節(jié)作用。再確定最終量表。1.3.3統(tǒng)計分析法對回收的問卷進行匯總整理，并利用SPSS22.0數(shù)據(jù)分析軟件進行相關的統(tǒng)計分析，檢驗量表的有效性及變量間的效度和信度關系。通過SPSS軟件的統(tǒng)計分析結果來驗證本文研究的假設和模型。1.4研究框架本篇論文主要分為七個部分，將創(chuàng)業(yè)教育、地域文化納入到創(chuàng)業(yè)意愿的模型中，構成以創(chuàng)業(yè)教育為自變量，創(chuàng)業(yè)意愿為因變量，地域文化為調節(jié)變量的整體理論框架，具體如下：第一部分：緒論。這一部分主要介紹了本論文的研究背景、并從理論層面進一步闡述本文的研究意義，最后對本文的研究方法進行總結歸納。第二部分：文獻綜述。文獻綜述這一部分主要是通過梳理分析國內外相關文獻和計劃行為理論，對本篇論文的三個變量創(chuàng)業(yè)教育、地域文化、創(chuàng)業(yè)意愿這三者的內涵以及變量之間的關聯(lián)關系進行研究回顧，并總結了目前的研究現(xiàn)狀和維度劃分，為下文的研究提供堅實的理論基礎。第三部分：研究設計與假設。主要是根據(jù)已有的研究成果，構建本文的理論模型和研究假設，包括自變量“創(chuàng)業(yè)教育”、調節(jié)變量“地域文化”和因變量“創(chuàng)業(yè)意愿”，同時對本文各變量均采用國內外的成熟量表進行測量。第四部分：實證分析。實證研究本文主要是利用SPSS22.0軟件進行數(shù)據(jù)分析，首先對問卷回收的有效數(shù)據(jù)進行信度、效度分析，檢驗問卷的有效性，然后通過相關分析和回歸分析兩個分析來驗證本文研究假設是否成立。第五部分：研究結論與展望。研究結論主要是基于前面開展的實證結果進行分析與歸納，總結出研究結論。并根據(jù)研究結論，說明本次研究的局限以及對未來研究的展望。第2章文獻綜述2.1理論基礎2.1.1計劃行為理論IcekAjzen（1988）[5]提出了計劃行為理論（TheoryofPlannedBehavior，TPB），這一理論認為人的行為是經(jīng)過深思熟慮的計劃的結果。Ajzen研究發(fā)現(xiàn)，人的行為動機是不完全的，而是意志的控制，因此，Ajzen認為所有可能影響行為的因素都是通過影響行為意向這一步來間接影響行為的。而行為意向這一個中間環(huán)節(jié)與三個相關因素有關，第一種是個人本身的“態(tài)度”，即對于采取某項特定行為所表示的“態(tài)度”（Attitude），它是個人對行為的信念和觀念的表現(xiàn)，也是產(chǎn)生意愿的基礎。第二種是愿與外部的“主觀規(guī)則”，即會影響一個人采取某項特定行為的“主觀規(guī)則”（SubjectiveNorm）；它可以指能對個人意愿產(chǎn)生影響的群體，包括特定于個人或團體的影響，如家庭成員、朋友、同事、同學等個人或團體的影響。最后一個是源自于“感知行為的控制”（PerceivedBehavioralControl），是指采取某種行動能夠取得成功可能性的個人判斷。一般來說，個人對某一特定行為的態(tài)度越積極，其行動的意圖就越強烈；一種行為的主觀規(guī)則越積極，同一個人的行為意愿就越強烈；當個體對行為的控制接近最強烈的程度時，或者當控制問題不是個體考慮的因素時，計劃行為理論的預測效果與理性行為理論相似。本文首先認為，大學生創(chuàng)業(yè)教育對大學生創(chuàng)業(yè)意愿而言是使其行為意向強烈的有效條件，再者，TPB理論中的三要素能對意愿產(chǎn)生作用，Kolvereid和Isaksen(2006)[6]指TPB在創(chuàng)業(yè)研究中的普適性已經(jīng)得到大量研究的檢驗和證實。許多學者都建議使用TPB模型預測個人意愿。因此，本文從地方高校創(chuàng)業(yè)教育為出發(fā)點，從地域文化作為調節(jié)變量去探析大學生創(chuàng)業(yè)意愿的影響效應。2.2核心概論回顧2.2.1創(chuàng)業(yè)教育研究回顧現(xiàn)今社會，創(chuàng)業(yè)活動已經(jīng)成為緩解社會矛盾，增強社會穩(wěn)定的重要途徑之一，已經(jīng)越來越得到人們的重視。已有不少實證研究證明，創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)成功有一定的正向作用，創(chuàng)業(yè)教育的重要性自然也不言而喻。然而，目前學術界對于創(chuàng)業(yè)教育定義的尚沒有明確的標準。Gorman等（1997）[7]認為創(chuàng)業(yè)教育的重點是培養(yǎng)學生的創(chuàng)業(yè)精神，使個體擁有創(chuàng)新精神。KolvereidL（2006）[9]認為，創(chuàng)業(yè)教育培養(yǎng)個體實踐行動力，即創(chuàng)造力、計劃能力、管理并實現(xiàn)目標的能力。相對于西方發(fā)達國家，我國在創(chuàng)業(yè)教育領域起步較慢，但也已有不少學者參與到創(chuàng)業(yè)教育的研究中。楊寧（1999）[10]認為，創(chuàng)業(yè)教育是指通過教育增強大學生創(chuàng)業(yè)相關知識、技能和相互轉換能力以促進其創(chuàng)立新企業(yè)的一個教育過程。對以往學者的研究成果進行歸納和總結，本文認為創(chuàng)業(yè)教育是以培養(yǎng)學生的創(chuàng)業(yè)相關能力和素質為目的所進行的一系列教育過程。我國的創(chuàng)業(yè)教育最開始進入大家的眼球，是清華大學的“創(chuàng)業(yè)計劃大賽”，之后陸續(xù)在全國各高等院校中開展起來的。在不同的研究中，學者由于研究領域以及看待角度不同，往往根據(jù)自身需要采用不同的方法對創(chuàng)業(yè)教育進行維度劃分。Autio（1997）[12]主要以具體的教育活動為依據(jù)，將創(chuàng)業(yè)教育劃分為學校提供的創(chuàng)業(yè)教育課程、創(chuàng)業(yè)講座以及創(chuàng)業(yè)競賽。Franke和Luthje（2004）[14]通過對大學生對大學創(chuàng)業(yè)教育環(huán)境狀況的認知，對創(chuàng)業(yè)教育進行了三個維度的評價:啟蒙、發(fā)展和支持。啟蒙主要是學校要營造出一種濃厚的創(chuàng)業(yè)氛圍，使學生的創(chuàng)業(yè)意愿在大環(huán)境下受到影響；發(fā)展主要是對學生創(chuàng)業(yè)知識和技能的傳授，通過教育提高學生的創(chuàng)業(yè)能力；支持則是指學校政策對學生創(chuàng)業(yè)活動的支持。國內學者米江霞、傅象喜（2012）[15]則將創(chuàng)業(yè)教育定義為創(chuàng)新思維、創(chuàng)業(yè)能力和創(chuàng)業(yè)精神這三個維度。李靜薇（2013）[16]將創(chuàng)業(yè)教育劃分為學生態(tài)度因素和學校教學因素兩個維度?；谝陨涎芯?，結合本文的研究對象和內容，主要借鑒Autio（1997）[12]的維度劃分，以具體的教育活動為依據(jù)，從學校的創(chuàng)業(yè)教育課程、學生參與的創(chuàng)業(yè)講座以及創(chuàng)業(yè)競賽三個方面考察創(chuàng)業(yè)教育。2.2.2創(chuàng)業(yè)意愿研究回顧創(chuàng)業(yè)意愿的概念首先被提出是在1988年。Bird（1988）[17]指出，創(chuàng)業(yè)意愿指的是創(chuàng)業(yè)者的一種心理狀態(tài)。Morris等（2000）[18]指出，創(chuàng)業(yè)是一種計劃行為，而意向已經(jīng)被證明是計劃行為的最佳預測指標，創(chuàng)業(yè)意愿為創(chuàng)業(yè)提供了一種更好地解釋和預測創(chuàng)業(yè)行為的方法。Tompson認為，創(chuàng)業(yè)意愿指某個人想要建立一個新的企業(yè)并在將來某個點有意識地計劃并實行，即便這個點的到來無法預知。國內學者錢永紅（2007）[19]認為，創(chuàng)業(yè)意愿是未來學者將來是否愿意開展創(chuàng)業(yè)活動的一種主觀態(tài)度。由此可知，創(chuàng)業(yè)意愿的定義較為明確，本文將創(chuàng)業(yè)意愿定義為潛在創(chuàng)業(yè)者期望創(chuàng)立新企業(yè)的一種心理狀態(tài)，與是否采取實際行動無關。目前，包括國內外已經(jīng)有很多學者針對創(chuàng)業(yè)相關的意愿建立理論模型，在這一領域其中最具影響力的兩個模型分別為Ajzen的計劃行為理論（theoryofplannedbehavior，TPB）還有Shapero[20]和Sokol的創(chuàng)業(yè)事件模型（modelofentrepreneurialevent，SEE）。所有可能影響行為的因素都是經(jīng)過意愿間接影響行為的表現(xiàn)，因此，利用TPB理論可以對個體的行為進行預測和解釋。與此同時，很多學者以TPB和SEE為工具，檢驗創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素。Krueger（1993）[21]對TPB和SEE進行了比較，認為兩個模型有相似之處，但SEE的變量界定相對模糊。2.2.3地域文化研究回顧對地域文化的研究，以往都是從地理人文學科和人類文化學科的角度進行分類。在二十世紀六十年代，許多學術研究人員主要致力于對對文化的定性描述，僅有的這些研究根本無法充分地論證文化的比較研究。但隨著時代進步，科技的發(fā)展，心理測量技術應用也愈來愈成熟，文化的分維度測量研究應運而生。正如李慕寒（1996）[22]在他的《試論中國地域文化的地理特征》中提及，從地理人文學科的角度可以將中國地域文化劃分為16個，其中中原文化、巴蜀文化、兩淮文化、閩臺文化、江西文化、新疆文化、內蒙古文化、嶺南文化、關東文化、青藏文化、云貴文化，這幾個文化也是現(xiàn)今地理位置的劃分，同時，他還提出了地域文化的七要素：方言、價值觀、勞動方式、宗教、生活方式、風俗、心理。1954年，美國心理學家DanielLevinson發(fā)表了關于外國文學中的國家文化的調查結果，并對國家文化定義為四個關鍵問題領域。20多年后，GreetHofstede提出了一個新的文化維度理論范式，將“文化”這一復雜的概念化繁為簡，從而使研究人員可以在更為直觀的情況下比較文化之間的差異，分析因為文化差異而產(chǎn)生的種種現(xiàn)象。從那時起，不少學者從不同的角度研究了文化的維度劃分和度量，并提出了相當多的文化維度框架。其中，EdwardT.Hall(1976)提出了高背景/低背景文化”；Ralston(1993)等人提出了馬基雅維里主義、教條主義、控制點和模糊忍受度的四維度框架，并對美國、香港和中國大陸進行比較研究；Lane,H.W.和Distefano,J.J.（1991）提出人與自然的關系、人的時間導向、管理人性觀、人的活動導向、人際關系導向和對空間的態(tài)度六維度模型。此外，近年來，中國學者針對文化研究也提出了一些文化維度的探索性框架。文化維度框架的研究被高度關注，研究成果也紛繁輩出，多有不同。但是目前，學術界普遍認同的是Hofstede和Trompenaars的文化框架，特別是Hofstede的《文化的效應》成為跨文化研究中引用率最高的學術著作?；诖耍疚脑谶m用本研究課題的基礎上，討論綜合選擇Hofstede和Trompenaars的文化緯度框架作為本研究的文化維度框架。2.2.4創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)意愿與地域文化關系研究回顧（一）創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿關系研究回顧目前已有不少學者對創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿之間的相關關系進行研究，在以往的研究中，大部分學者認為創(chuàng)業(yè)教育可以促進創(chuàng)業(yè)意愿的產(chǎn)生。Crant（1996）[23]研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿之間有直接關系，前者對創(chuàng)業(yè)意愿有一定的促進作用。Coduras等（2008）[24]在歐洲的一些高校進行調查研究發(fā)現(xiàn)，學生的創(chuàng)業(yè)意愿與高校的創(chuàng)業(yè)教育有關聯(lián)，創(chuàng)業(yè)教育越好，學生的創(chuàng)業(yè)意愿越強。毛雨等（2009）[25]在以往的創(chuàng)業(yè)教育內容基礎上，構建了新的創(chuàng)業(yè)意愿模型，并對創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿之間的相關關系進行了驗證，結果顯示兩者之間存在明顯的正相關關系。Zhang等（2013）[26]對十所高校進行了研究，研究結果不僅表明創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿有直接影響，且性別、專業(yè)以及大學類型也在創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿的關系路徑中起調節(jié)作用。盡管大部分學者對創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿之間的關系持積極的看法，但有部分研究則呈現(xiàn)出截然不同的結果。Oosterbeek等（2010）[27]通過對荷蘭創(chuàng)業(yè)教育開展狀況的研究發(fā)現(xiàn)，該地區(qū)的創(chuàng)業(yè)教育不僅使得受教育者自身能力沒有得到提升，并且會降低其創(chuàng)業(yè)意愿。而Georg等（2010）[28]通過對德國大學生進行研究，雖然結果表明創(chuàng)業(yè)教育可以顯著提升學生的創(chuàng)業(yè)知識和能力，但是創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿之間存在負相關關系。本文認為研究結果呈現(xiàn)差異主要是樣本對象差異性和變量測量方法不一致所導致，總結來看，各個研究之間存在較大差異，創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿之間的關系仍需要進一步的研究證實，他們之間的影響途徑和影響程度不夠明朗，其具體作用機制尚且無法定型。地域文化與創(chuàng)業(yè)意愿關系文獻綜述文化，對一個特殊的群體或社會來說是一種潛在的、根本的、獨特的價值觀，很多研究表明，文化的差異會引起創(chuàng)業(yè)活動的差異，中國是個區(qū)域跨度較大的國家，地域文化的差異明顯存在，地域文化對創(chuàng)業(yè)意愿的影響不容小覷。文化與創(chuàng)業(yè)意愿的關系一直是很多研究者的興趣所在。近年來,從文化角度對各國創(chuàng)業(yè)意愿進行比較是研究者探討較多的話題。如文化對美、日創(chuàng)業(yè)意愿影響的討論。從Hofstede和Trompenaars的研究來看，兩國的文化存在差異。美國文化是低權力距離、高個體主義、中等陽剛氣質、低不確定性規(guī)避、高成就導向的價值體系；而日本文化則宇治相反，是高權力距離、低個體主義、高陽剛氣質、高不確定性規(guī)避、歸屬導向的價值體系。兩國的文化不同，其創(chuàng)業(yè)意愿也有所差別。許多研究者認為美國文化是孕育高創(chuàng)業(yè)意愿的典范，Eisentdot（1994）[29]的統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明，美國新創(chuàng)企業(yè)的數(shù)量遠遠高于日本，日本人在創(chuàng)業(yè)意愿方面可能大大弱于美國。盡管這幾年來日本在觀念方面有較大的改變，但文化的影響還是依然存在。這種文化與創(chuàng)業(yè)意愿關系的探討可以為本文研究文化對創(chuàng)業(yè)意愿的影響提供理論框架和借鑒。雖然目前關于文化與創(chuàng)業(yè)意愿關系的研究非?；馃?，但從對文獻資料的檢索來說，針對地域文化與創(chuàng)業(yè)意愿關系的實證研究并不多，最有代表性的是Mueller&Thomas（2000）[30]的一些研究。他們在Hofstede（1980）[31]研究結論的基礎上，重點研究國家文化對創(chuàng)業(yè)意愿的影響。他們把文化劃分為Hofstede的個人主義和不確定性規(guī)避緯度，把創(chuàng)業(yè)意愿劃分為內控點和創(chuàng)新性兩個緯度，認為單一的特質無法解釋創(chuàng)業(yè)意愿，在此基礎上提出了兩因素的創(chuàng)業(yè)意愿，即創(chuàng)業(yè)意愿是內控點和創(chuàng)新性的結合。從而驗證內控意愿在個體主義文化中會比集體主義文化更普遍，以及兩因素組合的創(chuàng)業(yè)意愿在個體主義、低不確定規(guī)避文化中比集體主義、高不確定性文化更普遍。這一試探性的研究結果證明在其他條件不變的情況下，文化是可以影響個體的創(chuàng)業(yè)意愿的。第3章研究設計3.1理論模型構建本研究基于計劃行為理論和三元交互決定論，通過文獻回顧梳理創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿的邏輯關系，提出了兩者關系的理論模型。最左邊的是自變量“創(chuàng)業(yè)教育”，中間的是調節(jié)變量“地域文化”，最右邊的是因變量“創(chuàng)業(yè)意愿”。其中，創(chuàng)業(yè)教育可以表現(xiàn)為高校提供的創(chuàng)業(yè)課程、與創(chuàng)業(yè)相關的講座會議以及相關的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)類型的比賽。本文旨在探討創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿的關系以及地域文化對兩者關系的調節(jié)效應，從而提出大學生的地域文化、創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿的概念性模型，如下圖3-1所示。圖3-1論文概念性模型假設創(chuàng)業(yè)教育創(chuàng)業(yè)教育創(chuàng)業(yè)講座創(chuàng)業(yè)課程創(chuàng)業(yè)競賽創(chuàng)業(yè)意愿地域文化陽剛/陰柔氣質權力距離團體/個體主義不確定性規(guī)避成就/歸屬3.2研究假設提出通過上章文獻綜述研究，整理和分析創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿的相關文獻資料發(fā)現(xiàn)，大部分學者認為創(chuàng)業(yè)教育可以促進創(chuàng)業(yè)意愿的產(chǎn)生。Crant（1996）研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿之間有直接關系，前者對創(chuàng)業(yè)意愿有一定的促進作用。Coduras等（2008）在歐洲的一些高校進行調查研究發(fā)現(xiàn)，高校創(chuàng)業(yè)教育水平直接影響大學生創(chuàng)業(yè)意愿的高低。Wilson等（2007）亦表明創(chuàng)業(yè)教育可以通過幫助學生獲取創(chuàng)業(yè)知識，從而提高學生對于創(chuàng)業(yè)的機會把握能力和效能感，進而提升他們的創(chuàng)業(yè)意愿。Mark（2012）也明確指出大學生的創(chuàng)業(yè)意愿在一定程度上會隨著創(chuàng)業(yè)教育在高校的逐步推廣而得到不斷提高。基于此，本文提出如下假設：H1：創(chuàng)業(yè)教育與大學生的創(chuàng)業(yè)意愿呈正相關關系。在現(xiàn)有研究中，學術界對創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿關系模型的研究大多加入中介變量，引入調節(jié)變量的相對較少。本文依據(jù)計劃行為理論，個人行為發(fā)生的前提是個體有足夠的意愿，受個體意愿的強烈程度影響，而個體地域文化背景差異，決定其接受創(chuàng)業(yè)教育后產(chǎn)生的影響不同。根據(jù)以上分析，提出假設：H2：地域文化對創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿的關系具有調節(jié)關系。地域文化維度劃分之一的陽剛/陰柔氣質主要是強調“自我”和“與他人關系”。這一維度測定的是社會主導價值觀的陽剛程度。前者重點展示英雄主義、權威、信任、物質成就，不管生活的質量如何。而后者陰柔氣質與之相反，陰柔氣質則更關注人際關系、謙和、幫助弱者和生活質量。Hofstede（2002）通過對比74個國家地區(qū)，證實了不同地區(qū)影響下陽剛/陰柔氣質的強大差異，其中日本與墨西哥的陽剛氣質最強。如果按照中國地理人文學科的劃分，中原文化蘊藏著很強的女權主義意識，無論是男子亦或女子，對比江南文化都更為強硬，這就是中原文化的雄強、豪氣，故此，提出以下假設：H2a：陽剛/陰柔氣質對創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿的關系具有調節(jié)關系。第二個維度則是權利距離，它指的是上下層級之間的情感距離。權力距離的指數(shù)得分主要反映一個區(qū)域中上層和下層之間的依賴關系。有無權利、權利與權利之間的距離其實存在著潛在的沖突，與合法性無關，而認為上下級之間應該保持多遠的權力距離，主要是由社會文化決定的。正如古代的中國從一個高度集權的國家，發(fā)展成為現(xiàn)在這樣一個民主自治的國家，從根本上權利距離發(fā)生了巨大的變化，但對比不同地域，中原地區(qū)長期接受官場政治，在表示從政方面對比其他地區(qū)也有更為強烈的欲望。故此，提出假設：H2b：權利距離對創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿的關系具有調節(jié)關系。第三個維度是集體/個體主義，它反映了個體是否獨立于群體或依賴于群體。個體主義文化意味著個體更傾向于獨立、舒適快樂，更喜歡自由行動，他們強調個體成就。而集體主義傾向于圍繞著一個團隊，以群體成員為基礎，并對所屬群體保證一定的忠誠度。在這樣的文化環(huán)境中,團體決策優(yōu)于個體決策，具有強烈的抱團意識和群體性經(jīng)濟活動特點。那么不同的地域的社會文化影響下，個體是喜歡建立在親情與友誼基礎上的合作式工作模式，還是更喜歡單槍匹馬的單打獨斗，選擇一種孤獨的工作方式呢，做出以下假設：H2c：集體/個體主義對創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿的關系具有調節(jié)關系。地域文化的第四個維度則是不確定性規(guī)避。它特別提到了一種文化中的成員在面對未知情境下感到威脅的程度。而這種不確定性的感覺以及應對這些感覺的方法會導致形成一個社會的集體行為模式。例如拜神祭祖是一直以來潮汕人的傳統(tǒng),他們非常熱崇于地方俗神信仰與神祖庇佑，這種信仰觀體現(xiàn)了潮汕人最核心的文化現(xiàn)象。根據(jù)徐雋（2012）[32]發(fā)現(xiàn)，高度不確定性規(guī)避的溫州人焦慮、不安全指數(shù)很高、非常害怕失敗，對不確定的事情的容忍度很低?；诖?，提出第四個假設：H2d：不確定性規(guī)避對創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿的關系具有調節(jié)關系。地域文化的最后一個維度是成就/歸屬。成就與歸屬這一需求起初出現(xiàn)在麥克利蘭的成就激勵理論，高成就需求的人會對情境進行分析，試著了解成功的機會，然后再為自己建立一個適度的成就目標。注重成就意味著一個人的地位主要由個人取得的成績、能力來確定的。這種人更喜歡為自己設定績效目標，而不是僅僅對外來的刺激做出適當?shù)姆磻?。他們會尋找那些能夠獲得成就滿意感的情境，而且更傾向于接受非常規(guī)任務而不是常規(guī)任務。而對歸屬感注重的恰恰相反，具有強烈的歸屬需求的人則專注在“與他人建立、維持和恢復積極的情感關系上”。他想要與其他人建立起密切、溫馨的關系。這種人會尋求他人的同意，尤其是那些他們所關心的人的同意。他們會熱愛其他人，想要變得和其他人一樣，對于他們而言，個人的成就相對顯耀的背景而言可能就顯得不足為重了。麥克利蘭認為人們是通過對自己文化中的價值觀的社會化過程，而有不同的傾向。他的研究表明，那些強調成就需求的社會與不具有這種特點的社會相比，各個時代都具有更高的經(jīng)濟發(fā)展水平。據(jù)此，做出的第五個假設：H2e：成就/歸屬對創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿的關系具有調節(jié)關系。第4章問卷設計與調查4.1問卷設計本論文的數(shù)據(jù)來源通過發(fā)放調查問卷的方式進行收集整理。同時，為了保證數(shù)據(jù)的科學性，本文問卷設計步驟如下：第一，首先閱讀大量相關領域的文獻進行搜集，然后選擇經(jīng)過國內外學者反復論證且能準確測量變量的量表。第二，結合本文研究對象在校大學生對部分不適用的問卷題項進行文字斟酌修改，確定初步調查問卷。第三，通過網(wǎng)絡向同學、符合要求的調查對象發(fā)送問卷鏈接網(wǎng)址進行預調查，在小范圍內收集問卷數(shù)據(jù)，檢驗問卷的有效性，包括信度和效度的檢驗。第四，在對預調查問卷題項進行因子分析后和與導師的基礎上確定本研究的正式調查問卷。問卷主要包括四大部分的內容。第一部分是被調查者的基本個人信息，包括性別、目前學習狀態(tài)、專業(yè)以及父母是否有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷4個題項。第二部分是創(chuàng)業(yè)教育量表，由于學術界目前對創(chuàng)業(yè)教育的研究歷史較短，國內外學者們在對創(chuàng)業(yè)教育的內涵界定上還沒有達成共識，在該領域絕大多數(shù)的學者都致力于理論的研究，較少學者涉及到用定量的方法去實證研究，進而在創(chuàng)業(yè)教育的測量上并沒有形成很成熟的測量量表。本文的創(chuàng)業(yè)教育量表主要參考FrankeN（2014）[33]，包括四個題項來測量創(chuàng)業(yè)教育。第三部分是創(chuàng)業(yè)意愿量表。創(chuàng)業(yè)意愿主要參考EdmundR.Thompson（2009）[34]的量表，共計10個題目測量，其中五個題項為干擾項，不包括在程度分析中，故此在后續(xù)的分析中創(chuàng)業(yè)意愿題項為五個。第四部分為地域文化量表，主要采用浙大博士研究生繆仁炳（2004）[35]的C&EO調查量表，基于Hofstede（2002）和Trompenaars（1993）的維度劃分，將地域文化細分為五個維度，從多個角度測量地域文化的影響，共包括20個題項。題目采用李克特5點量表形式，將每個題項劃分為五個等級，1代表“非常不同意”、2代表“比較不同意”、3代表“不確定”、4代表“比較同意”、5代表“非常同意”。4.2預調查在正式調查收集數(shù)據(jù)前，先對問卷進行一次預調查，檢驗本研究調查問卷的科學有效性。預調查即通過小樣本對象進行問卷調查，如果變量量表的信度和效度達到科學的標準就可以開始正式的調查，如果量表變量缺乏有效性，則要重新對量表進行修改。本文通過問卷星設計問卷，然后利用網(wǎng)絡平臺，將問卷發(fā)給身邊的同學朋友填寫進入預調查階段，共回收96份有效問卷。運用SPSS22.0對數(shù)據(jù)進行信、效度分析，從而判定是否需要對量表的指標進行修正。根據(jù)學術界的普遍做法，一般認為量表信、效度達到以下標準是可以接受的范圍：信度分析：通過內部一致性系數(shù)來檢驗量表的可靠性，即Cronbach的Alpha值在0.7以上。效度分析：主要通過KMO檢驗和Bartlert球體檢驗兩個檢驗進行因子分析檢驗量表的有效程度，一般認為KMO值要大于0.7且Bartlett球形度檢驗的Sig值要小于等于0.01，表示有效。根據(jù)以上兩個步驟，對預調查收集的數(shù)據(jù)進行分析，分析結果顯示：本文所采用的量表信、效度較好，可以較準確測量變量。因此，可以進行正式的調研。4.3正式調查根據(jù)研究的需要，本文的調查問卷對象為不同地域文化的在校大學生?？紤]到調查需要涉及地區(qū)廣泛，調查問卷采用問卷星網(wǎng)頁鏈接、微信、QQ等形式發(fā)放，通過不同地區(qū)的同學進行擴散，擴大研究樣本的覆蓋范圍。此外，調查問卷從學歷、父母有無創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗、專業(yè)等方面對調查樣本進行了控制，力爭使研究結果更具科學性。本研究調査對象覆蓋國內多個高校學生，共回收調查問卷348份，鑒于問卷數(shù)據(jù)收集的過程中存在填寫不符合規(guī)范的情況，本文根據(jù)研究需要，對348份回收問卷進行了篩選，剔除了以下兩種情況的無效問卷：一種情況是剔除了非調查對象即在校大學生回答的問卷（篩除問卷中題項學習狀態(tài)為已畢業(yè)的20份數(shù)據(jù)）；一種情況填答沒有區(qū)別性的問卷（作答時間過短）；因此剔除了部分無效問卷（36份），最終確定有效問卷312份，有效回收率為89.7%％。表4-1為受調查者的描述性分析。這其中，男性占比46.15%、女性占比53.85%；從在讀狀態(tài)方面，大一大二占33.01%、大三大四占比60.58%、研究生占比6.41%、；從專業(yè)角度來看，調查對象為理工類、經(jīng)管類、人文類和其他類，其比例為33.01%、34.62%、26.28%、6.09%，經(jīng)管專業(yè)大學生所占比例最大；從父母是否有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷上看，調查對象為肯定的占比53.21%，否定的為46.79%，從以上分析可以看出，調查對象符合本文對研究對象的要求，能夠反映研究的目的。表4-1被調查人員基本情況表題項類別人數(shù)占比性別男14446.15%女16853.85%學習狀態(tài)大一大二10333.01%大三大四18960.58%研究生206.41%專業(yè)理工類10333.01%經(jīng)管類10834.62%人文類8226.28%其他196.09%父親或母親是否有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷是16653.21%否14646.79%問卷有效填寫人數(shù)312第5章實證分析本文所用的都是經(jīng)過國內外著名學者多次檢驗的成熟量表，借助收集的312份有效樣本數(shù)據(jù)，并用數(shù)據(jù)分析軟件SPSS22.0對問卷的信度和效度進行二次檢驗，以確認問卷的有效性，檢驗過程如下所示。5.1信度分析信度分析，又被稱為可靠性檢測，是一種為了檢驗所得到的結果是否具有一致性和穩(wěn)定性的綜合分析方法，在統(tǒng)計學中多用內部一致性系數(shù)來反應信度的高低水平。換句話說，測量工具以穩(wěn)定的方式測量需要測量事項的能力，與測量結果的正確性無關。目前多數(shù)研究采用的標準是Cronbach'sAlpha值的選擇標準，本文采用Cronbach'sAlpha系數(shù)和CITC值來分析檢驗。Cronbach'sAlpha系數(shù)介于0—1之間，系數(shù)越高，代表量表越穩(wěn)定。通常情況下，α系數(shù)值高于0.8，則表明內部一致性具有良好效果，量表的信度是可以接受的；α系數(shù)介于0.7~0.8之間；則說明信度較好;α系數(shù)介于0.6~0.7；則說明信度可接受;α系數(shù)小于0.6；說明信度不佳。而CITC值大于0.35說明指標是可以接受的，否則刪除該指標。基于以上標準，本文采用SPSS22.0數(shù)據(jù)分析軟件對研究量表進行信度分析得出表5-1結果表5-1變量信度分析情況變量題目項Cronbach'sAlpha項數(shù)創(chuàng)業(yè)教育A1、A2、A3、A40.9014創(chuàng)業(yè)意愿B1、B2、B3、B4、B50.8845地域文化陽剛/陰柔氣質C2、C6、C7、C10、C200.9015權利距離C1、C12、C14、C190.8744團隊/個體主義C8、C13、C15、C180.9004不確定性規(guī)避C4、C9、C11、C160.8964成就/歸屬C3、C5、C170.8203本研究調查問卷整體題目項0.97829如表4-2所示，本研究調査問卷整體信度系數(shù)為0.978，信度系數(shù)大于0.8，因此總體上本研究調查問卷的信度是非常理想的。另外，三個變量的Cronbach'sAlpha值也都超過0.8，自變量創(chuàng)業(yè)教育的整體信度系數(shù)值為0.901，因變量創(chuàng)業(yè)意愿的信度系數(shù)值為0.884，而在調節(jié)變量各維度的信度系數(shù)值中，五個維度都超過0.8，其中成就/歸屬的信度系數(shù)值最低為0.820，由此說明本研究的調查量表，對三個變量及其維度評估的穩(wěn)定性和一致性都很好，從而可證明本研究所用量表對各個變量及其維度的評估是有效的。5.2效度分析由于上文已經(jīng)對本研究量表的信度進行了分析，結果也表明本研究所采取的量表具有較高的信度值，在信度分析確定符合要求條件后，為進一步確定本研究量表的有效性，本文再次對本研究所涉及的量表現(xiàn)有數(shù)據(jù)進行效度檢驗。效度是測量問卷結果的正確性或者可靠性的程度，本研究中所采用的創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)意愿、地域文化的測量量表都是由之前學者研究開發(fā)的量表，雖然都經(jīng)過許多學者的實證檢驗，但是還是要分析這些量表在本次數(shù)據(jù)收集的實際效度。而檢驗量表效度，首先使用的是主成分分析法（PCA），這是一種統(tǒng)計方法，通過正交變換將一組可能存在相關性的變量轉變?yōu)橐唤M線性不相關的變量，轉換后的這組變量成為主成分。PCA先進行巴特利球體檢驗（Bartlett）再以KMO值驗證量表是否適應于進行主成分分析。通常研究情況下，KMO值的范圍在0-1之間，當KMO值越接近1，說明變量之間的共同因素越多，進而各個變量之間的凈相關系數(shù)就越低，從而說明該研究問卷越適用于主成分分析法進行驗證。因此，本文采用主成分分析法，主要通過SPSS22.0分析創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)意愿和地域文化三個量表樣本數(shù)據(jù)的KMO值和Bartlett球形值的高低來檢驗，檢驗結果如下圖5-1所示。一般情況下，主成分分析的前提是樣本數(shù)據(jù)KMO值大于0.7，以29個題項作為變量進行因子分析，得到的KMO值為0.981，Bartlett球形檢驗的P值小于0.01，根據(jù)巴特立特球體檢驗相關指標顯示出在P＝0.000的水平上表現(xiàn)的較為明顯，差異具有統(tǒng)計學意義，可以認為各變量之間存在相關性，說明量表可以做主成分分析。圖5-1量表主成分分析結果5.2.1創(chuàng)業(yè)教育量表的效度分析本文首先對自變量“創(chuàng)業(yè)教育”的測量量表進行KMO和Bartlett的檢驗,結果如下表5-2所示，創(chuàng)業(yè)教育量表因子分析的系數(shù)KMO值為0.842，大于0.7；Sig值為0.000，小于0.01，表明該量表適合做因子分析，并且關于創(chuàng)業(yè)教育各個測量題項的因子載荷值分別為0.841、0.876、0.901、0.897，也都大于0.5。結果表明創(chuàng)業(yè)教育的指標選取較好，所有指標均予以保留。表5-2“創(chuàng)業(yè)教育”量表效度檢驗結果變量題項KMO檢驗Bartlett球體檢驗因子載荷量創(chuàng)業(yè)教育A10.842781.22（df=6Sig.=0.000）0.841A20.876A30.901A40.8975.2.2創(chuàng)業(yè)意愿量表的效度分析接著對因變量“創(chuàng)業(yè)意愿”的測量量表進行KMO和Bartlett的檢驗,結果如下表5-3所示，創(chuàng)業(yè)意愿量表因子分析的系數(shù)KMO值為0.874，大于0.7；Sig值為0.000，小于0.01，表明該量表適合做因子分析，并且關于創(chuàng)業(yè)意愿各個測量題項的因子載荷值分別為0.875、0.881、0.811、0.666、0.889，也都大于0.5。結果表明創(chuàng)業(yè)意愿的效度較好，所有指標均予以保留。表5-3“創(chuàng)業(yè)意愿”量表效度檢驗結果變量題項KMO檢驗Bartlett球體檢驗因子載荷量創(chuàng)業(yè)意愿B10.874869.414（df=10Sig.=0.000）0.875B20.881B30.811B40.666B50.8895.2.3地域文化量表的效度分析最后對調節(jié)變量“地域文化”的測量量表進行KMO和Bartlett球形檢驗，結果如下表5-4所示，地域文化量表因子分析的系數(shù)KMO值超過了0.9，達到了0.979，說明本次調查數(shù)據(jù)樣本有效。地域文化量表的效度處于很好的水平，達到進行因素分析的條件。此外，可以從表中的其它結果看出，該量表的Bartlett檢驗值為5681.838（P<0.001），這一數(shù)值也反映了地域文化量表在本次研究數(shù)據(jù)樣本下整體的效度處于很好的水平，并且非常適合進行因子分析。表5-4“地域文化”量表效度檢驗結果變量題項KMO檢驗Bartlett球體檢驗因子載荷量地域文化C10.9795681.838（df=190Sig.=0.000）0.601C20.841C30.686C40.761C50.736C60.781C70.873C80.729C90.751C100.791C110.764C120.633C130.733C140.603C150.758C160.830C170.806C180.679C190.759C200.613綜合上述自變量、因變量和調節(jié)變量三者的效度分析結果，表明調査問卷量表可以很好支持本研究的樣本數(shù)據(jù)，說明本研究的實證調查結果的效度很好，可以進行下面的相關分析。5.3相關分析本文主要使用軟件SPSS22.0，通過相關分析法中的相關系數(shù)來檢驗變量之間的相關性，具體方法是將基本信息變量（性別、專業(yè)、學習狀態(tài)、父母有無創(chuàng)業(yè)）、創(chuàng)業(yè)教育與大學生創(chuàng)業(yè)意愿之間的相關方向與程度進行驗證。以初步判斷研究假設與整體理論框架的合理性，檢驗結果皮爾森系數(shù)結果如下表5-5所示：表5-5相關分析檢驗結果性別學習狀態(tài)專業(yè)父母有無創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷創(chuàng)業(yè)教育創(chuàng)業(yè)意愿性別皮爾森(Pearson)相關1顯著性（雙尾）N312學習狀態(tài)皮爾森(Pearson)相關0341顯著性（雙尾）.549N312312專業(yè)皮爾森(Pearson)相關-.008.0621顯著性（雙尾）.886.272N312312312父母有無創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷皮爾森(Pearson)相關.160**.129*.0851顯著性（雙尾）.005.023.135N312312312312創(chuàng)業(yè)教育皮爾森(Pearson)相關.038-.003.098.0161顯著性（雙尾）.508.953.085.779N312312312312312創(chuàng)業(yè)意愿皮爾森(Pearson)相關-.162**-.176**.092-.073.693**1顯著性（雙尾）.004.0000N312312312312312312**相關性在0.01層上顯著（雙尾）*相關性在0.05層上顯著（雙尾）從上表所示我們可以看出：性別和學習狀態(tài)都與創(chuàng)業(yè)意愿存在顯著的負相關關系，相關系數(shù)分別為0.162、0.176，顯著性都是p＜0.01；性別與父母有無創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷也存在顯著的正相關關系，相關系數(shù)為0.160，顯著性p＜0.01；而本文的自變量創(chuàng)業(yè)教育與因變量創(chuàng)業(yè)意愿兩者的關系，為非常顯著的正相關關系，相關系數(shù)為0.693，顯著性p＜0.001，基于此，驗證創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿顯著正相關，但還需要做進一步的變量間關系的分析與檢驗，驗證各個變量間是否存在因果關系，接下來對各變量進行回歸分析。5.4回歸分析接著使用SPSS22.0進行回歸分析，把年齡、性別、學習狀態(tài)、父目錄有無創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷以及創(chuàng)業(yè)教育等控制變量與創(chuàng)業(yè)意愿進行回歸分析，在對創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿做回歸分析時，將創(chuàng)業(yè)教育等控制變量看成自變量，將創(chuàng)業(yè)意愿看成因變量，對其進行回歸分析，其具體的分析結果如表5-6所示。其中，創(chuàng)業(yè)教育調整R方的值為0.538，該模型的F值大小為73.423，這一結果說明自變量創(chuàng)業(yè)教育的回歸系數(shù)顯著,說明創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿的影響比重為69.6%。,因此,可以判斷假設H1:“創(chuàng)業(yè)教育與大學生的創(chuàng)業(yè)意愿顯著正相關”成立。此外，還可以從表中看出，父母是否有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷以及專業(yè)與大學生的創(chuàng)業(yè)意愿無關，而性別和學習狀態(tài)與創(chuàng)業(yè)意愿也存在一定的相關關系。表5-6創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿的回歸分析結果模型非標準化系數(shù)標準化系數(shù)T顯著性調整R方FB標準錯誤Beta1（常數(shù)）2.197.17012.921.0000.53873.423創(chuàng)業(yè)教育均值.485.027.69617.950.000父母是否有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷-.056.059-.037-.944.346專業(yè).029.032.036.914.361學習狀態(tài)-.164.039-.165-4.234.000性別-.266.059-.176-4.514.0002因變量：創(chuàng)業(yè)意愿綜合上述相關分析和回歸分析，驗證假設H1：“創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿存在正相關關系”，假設成立，下面進行調節(jié)變量的假設驗證。5.5調節(jié)變量分析如果兩個變量之間的關系持續(xù)受到第三個變量的影響，則稱第三個變量為這兩個變量關系的調節(jié)變量（James，1984）。調節(jié)變量的模型通?？梢杂脠D5-2的形式表示，圖中的M是調節(jié)變量，即本文模型中的地域文化變量，調節(jié)變量主要會對自變量、因變量之間相互關系的方向以及關系的強弱產(chǎn)生影響。圖5-2調節(jié)變量模型下面，本研究將分析調節(jié)變量地域文化的調節(jié)作用，主要采用分組回歸的方法對數(shù)據(jù)樣本進行分析，主要的分析步驟如下：首先，設因變量為Y，自變量為X，調節(jié)變量為M，則設置兩條回歸方程模型分別為，Y=aX+bM+e；Y=aX+bM+cXM+e（abce為常數(shù)），在本文中Y指創(chuàng)業(yè)意愿，X指創(chuàng)業(yè)教育，M指地域文化，XM為地域文化與創(chuàng)業(yè)教育的交互項，地域文化將劃分在五個維度進行研究（M1=陽剛/陰柔氣質，M2=權力距離，M3=團隊/個體主義，M4=不確定性規(guī)避，M5=成就/歸屬），按M1，M2，M3，M4，M5的取值分組，分別做因變量對自變量的回歸，檢驗回歸系數(shù)是否顯著，若顯著，則存在調節(jié)效應。5.5.1以陽剛/陰柔氣質為調節(jié)變量的回歸模型表5-7陽剛/陰柔氣質回歸模型a模型非標準化系數(shù)標準化系數(shù)T顯著性調整后R方B標準錯誤Beta1（常數(shù)）1.265.07916.088.000.786創(chuàng)業(yè)教育.211.055.3283.816.000陽剛/陰柔氣質.365.055.5746.679.0002（常數(shù)）.443.3051.450.149.793創(chuàng)業(yè)教育.559.137.8714.094.000陽剛/陰柔氣質.671.1231.0565.479.000交互項（創(chuàng)業(yè)教育*陽剛/陰柔氣質）-.107.039-1.010-2.781.006a.因變數(shù)\:創(chuàng)業(yè)意愿上表5-7所示是以陽剛/陰柔氣質作為調節(jié)變量，與創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)意愿代入兩個回歸方程模型的總體情況，兩組回歸方程中調整后R平分分別為0.786、0.793，均大于0.5，P=0.000,說明都具有顯著效應，表格中模型2的B數(shù)值0.559、0.671、-0.107、0.443為前面提及的abce系數(shù)，sig值是他們的顯著性水平；當交互項系數(shù)的sig值小于0.05，說明存在調節(jié)效應。而表格中交互項（創(chuàng)業(yè)教育*陽剛/陰柔氣質）的顯著性為0.006，小于0.05，表明“陽剛/陰柔氣質”這一變量具有明顯的調節(jié)效應。驗證假設H2a：陽剛/陰柔氣質對創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿的關系具有調節(jié)關系，支持。5.5.2以權力距離為調節(jié)變量的回歸模型表5-8距離回歸模型a模型非標準化系數(shù)標準化系數(shù)T顯著性調整后R方B標準錯誤Beta1（常數(shù)）1.249.08115.491.000.778創(chuàng)業(yè)教育.250.055.3894.579.000權力距離.332.055.5116.010.0002（常數(shù)）.445.2981.495.136.785創(chuàng)業(yè)教育.574.127.8944.506.000權力距離.650.1261.0005.172.000交互項（創(chuàng)業(yè)教育*權力距離）-.106.038-.979-2.806.005a.因變數(shù)\:創(chuàng)業(yè)意愿上表5-8所示是以權力距離作為調節(jié)變量，與創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)意愿代入兩個回歸方程模型的總體情況，兩組回歸方程中調整后R平分分別為0.778、0.785，均大于0.5，P=0.000,說明都具有顯著效應，表格中模型2的B數(shù)值為前面提及的回歸方程模型的abce系數(shù)，sig值是他們的顯著性水平，當交互項系數(shù)的sig值小于0.05，說明存在調節(jié)效應。而表格中交互項（創(chuàng)業(yè)教育*權力距離）的顯著性為0.005，小于0.05，表明“權力距離”這一變量具有明顯的調節(jié)效應。驗證假設H2b：權力距離對創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿的關系具有調節(jié)關系，支持。5.5.3以團隊/個體主義為調節(jié)變量的回歸模型表5-9團隊/個體主義回歸模型a模型非標準化系數(shù)標準化系數(shù)T顯著性調整后R方B標準錯誤Beta1（常數(shù)）1.287.07716.627.000.790創(chuàng)業(yè)教育.238.049.3704.818.000團隊/個體主義.335.048.5397.005.0002（常數(shù)）.189.283.669.504.804創(chuàng)業(yè)教育.680.1201.0595.685.000團隊/個體主義.783.1201.2616.501.000交互項（創(chuàng)業(yè)教育*團隊/個體主義）-.147.037-1.385-4.030.000a.因變數(shù)\:創(chuàng)業(yè)意愿上表5-9所示是以團隊/個體主義作為調節(jié)變量，與創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)意愿代入兩個回歸方程模型的總體情況，兩組回歸方程中調整后R平分分別為0.790、0.804，均大于0.5，P=0.000,說明都具有顯著效應，表格中模型2的B數(shù)值為前面提及的回歸方程模型的abce系數(shù)，sig值是他們的顯著性水平，當交互項系數(shù)的sig值小于0.05，說明存在調節(jié)效應。而表格中交互項（創(chuàng)業(yè)教育*團隊/個體主義）的顯著性為0.000，小于0.05，表明“團隊/個體主義”這一變量具有明顯的調節(jié)效應。驗證假設H2c：團隊/個體主義對創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿的關系具有調節(jié)關系，支持。5.5.4以不確定性規(guī)避為調節(jié)變量的回歸模型表5-10不確定性規(guī)避回歸模型a模型非標準化系數(shù)標準化系數(shù)T顯著性調整后R方B標準錯誤Beta1（常數(shù)）1.283.07816.502.000.788創(chuàng)業(yè)教育.228.051.3554.451.000不確定性規(guī)避.344.050.5526.913.0002（常數(shù)）.268.290.925.356.800創(chuàng)業(yè)教育.641.124.9985.153.000不確定性規(guī)避.746.1211.1966.163.000交互項（創(chuàng)業(yè)教育*不確定性規(guī)避）-.134.037-1.265-3.622.000a.因變數(shù)\:創(chuàng)業(yè)意愿上表5-10所示是以不確定性規(guī)避作為調節(jié)變量，與創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)意愿代入兩個回歸方程模型的總體情況，兩組回歸方程中調整后R平分分別為0.788、0.800，均大于0.5，P=0.000,說明都具有顯著效應，表格中模型2的B數(shù)值為前面提及的回歸方程模型的abce系數(shù)，sig值是他們的顯著性水平，當交互項系數(shù)的sig值小于0.05，說明存在調節(jié)效應。而表格中交互項（創(chuàng)業(yè)教育*不確定性規(guī)避）的顯著性為0.000，小于0.05，表明“不確定性規(guī)避”這一變量具有明顯的調節(jié)效應。驗證假設H2d：不確定性規(guī)避對創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿的關系具有調節(jié)關系，支持。5.5.5以成就/歸屬為調節(jié)變量的回歸模型表5-11成就/歸屬回歸模型a模型非標準化系數(shù)標準化系數(shù)T顯著性調整后R方B標準錯誤Beta1（常數(shù)）1.199.10910.991.000.791創(chuàng)業(yè)教育.190.077.2812.470.015成就/歸屬.398.072.6255.493.0002（常數(shù)）.742.4181.773.079.792創(chuàng)業(yè)教育.377.182.5582.069.041成就/歸屬.572.170.8983.371.001交互項（創(chuàng)業(yè)教育*成就/歸屬）-.059.052-.542-1.132.260a.因變數(shù)\:創(chuàng)業(yè)意愿上表5-11所示是以成就/歸屬作為調節(jié)變量，與創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)意愿代入兩個回歸方程模型的總體情況，兩組回歸方程中調整后R平分分別為0.791、0.792，均大于0.5，P=0.000,說明都具有顯著效應，表格中模型2的B數(shù)值為前面提及的回歸方程模型的abce系數(shù)，sig值是他們的顯著性水平，當交互項系數(shù)的sig值小于0.05，說明存在調節(jié)效應。而表格中交互項（創(chuàng)業(yè)教育*成就/歸屬）的顯著性為0.260，大于0.05，表明“成就/歸屬”這一變量的調節(jié)效應不顯著。驗證假設H2e：成就/歸屬對創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿的關系具有調節(jié)關系，不支持。綜上所述，在地域文化的五個維度中，前四個維度陽剛/陰柔氣質、權力距離、團隊/個體主義、不確定性規(guī)避對創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿的關系都有調節(jié)效應，第五個維度成就/歸屬對創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿的調節(jié)作用不顯著，因而地域文化對創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿的關系具有調節(jié)效應，假設H2部分支持。第6章研究結論與展望6.1研究結論筆者通過對國內外創(chuàng)業(yè)意愿及創(chuàng)業(yè)教育相關研究進行梳理與歸納，發(fā)現(xiàn)國內關于創(chuàng)業(yè)教育與大學生創(chuàng)業(yè)意愿的關系探討方面現(xiàn)有研究并不十分明朗，尤其是創(chuàng)業(yè)教育對大學生創(chuàng)業(yè)意愿的影響路徑的實證研究，借此，本文主要研究創(chuàng)業(yè)教育與大學生創(chuàng)業(yè)意愿的相關關系，并此基礎上引入地域文化為調節(jié)變量，建立起創(chuàng)業(yè)教育到大學生創(chuàng)業(yè)意愿的關聯(lián)性并對整個影響關系進行探究，檢驗地域文化的調節(jié)效應，針對本文構建的理論模型，本研究對來自全國多個地方高校的大學生進行了問卷調查，通過收集到的312份有效數(shù)據(jù)進行了認真分析和論證核驗，通過驗證得出以下結論：表6-1研究假設驗證結果研究假設驗證結果H1：創(chuàng)業(yè)教育與大學生的創(chuàng)業(yè)意愿呈正相關關系。支持H2：地域文化對創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿的關系具有調節(jié)關系。部分支持H2a：陽剛/陰柔氣質對創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿的關系具有調節(jié)關系。支持H2b：權力距離對創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿的關系具有調節(jié)關系。支持H2c：團隊/個體主義對創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿的關系具有調節(jié)關系。支持H2d：不確定性規(guī)避對創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿的關系具有調節(jié)關系。支持H2e：成就/歸屬對創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿的關系具有調節(jié)關系。不支持6.2結果討論本研究首先驗證了創(chuàng)業(yè)教育與大學生創(chuàng)業(yè)意愿的正相關關系。本研究通過SPSS22.0對收集到的數(shù)據(jù)進行信度、效度分析、相關分析以及回歸分析，結合計劃行為理論，在前人的研究基礎上進一步驗證了這兩者的正向關系，根據(jù)分析結果可得，高校的創(chuàng)業(yè)教育對大學生的創(chuàng)業(yè)意愿具有正向的促進作用。高校學生通過創(chuàng)業(yè)課程、創(chuàng)業(yè)競賽、講座等方面學習獲取創(chuàng)業(yè)方面的知識，從而提高自身的創(chuàng)業(yè)技能，也在一定程度上加強了學生對創(chuàng)業(yè)的認知。學生在走出校園進入社會前的學習主要來源于學校，其對創(chuàng)業(yè)的認知可以加強自身對于創(chuàng)業(yè)的了解，以及其在真正創(chuàng)業(yè)行為時的選擇判斷也源于自身的創(chuàng)業(yè)技能，而這些方面的獲取很大程度都是通過學校教育，因而，創(chuàng)業(yè)教育可以著重于提高學生創(chuàng)業(yè)成功所需要的基礎創(chuàng)業(yè)知識，包括基本創(chuàng)業(yè)素質。通過創(chuàng)業(yè)教育，學生可以學習獲取更多創(chuàng)業(yè)的知識，增加創(chuàng)業(yè)的信心，高校方面所提供的創(chuàng)業(yè)教育知識越豐富，大學生的創(chuàng)業(yè)意愿也表現(xiàn)得越強烈。中國是一個文化底蘊風彩豐厚的國家，也是一個多民族國家，那么不同的民族，甚至不同的地理區(qū)域，固然有著不一樣的文化差異，俗話說一方水土養(yǎng)一方人，他們的表現(xiàn)乃至生活習性影響深遠。那么在不同的地域文化影響下，高校的創(chuàng)業(yè)教育與大學生的創(chuàng)業(yè)意愿是否有所變化，本研究在此將地域文化作為調節(jié)變量介入兩個變量的關系研究，以此探討地域文化的調節(jié)效應。在研究歷史上，關于跨文化的研究，Hofstede、Trompenaars關于文化的測量可以說是眾所周知，他們的文化測量維度也具有很強的適用性。因此，在討論地域文化的維度劃分時，綜合借鑒他們的維度，將地域文化劃分為陽剛/陰柔氣質、權力距離、團體/個體主義、不確定性規(guī)避和成就/歸屬五個方面，更全面豐富的探究地域文化對創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿的調節(jié)效應。通過SPSS22.0線性回歸方程檢驗調節(jié)分析，驗證了其中前四個維度的調節(jié)效應，只有成就/歸屬文化對這兩者的調節(jié)效應不顯著，得不到支持。因而，地域文化對創(chuàng)業(yè)意愿是有影響的，地域文化是決定創(chuàng)業(yè)意愿的一個重要變量。不同地域的文化差異對創(chuàng)業(yè)意愿的影響有所差異。一些文化會比另一些文化更有助于培養(yǎng)創(chuàng)業(yè)意愿。從地域文化的具體表現(xiàn)上看，陽剛/陰柔氣質、團隊/個體主義、權力距離和不確定性規(guī)避這四個維度的文化表現(xiàn)都對創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿存在調節(jié)效應，在不同的地域文化影響下，個人自身的文化表現(xiàn)會有所偏差，譬如美國的低權力距離與日本的高權力距離（Hofstede，2002）、溫州地區(qū)是更傾向陰柔氣質、個體主義文化；而河南地區(qū)則是陽剛氣質、團體主義（徐雋，2012）。這些不同的文化表現(xiàn)都對創(chuàng)業(yè)意愿存在不同程度的影響，也因此，呈現(xiàn)出了一個地區(qū)現(xiàn)象，具有正向調節(jié)效應的文化表現(xiàn)的地區(qū)，其創(chuàng)業(yè)的人更多，同時文化影響下的學生的創(chuàng)業(yè)意愿表現(xiàn)更強烈。在本次研究中，成就/歸屬這一文化緯度的調節(jié)效應并不顯著，這與前人的研究結論相悖，有待進一步的深入研究。本次研究的結果可能與問卷自身設置以及大學生的選擇存在一定關系，當大學生對于成功與歸屬文化的自我感知不夠敏感時，其選擇可能不具典型性。故此，后續(xù)的研究可針對這一量表，加大調查研究對象，進一步分析探討成就/歸屬的調節(jié)效應。在本文前面的相關分析中發(fā)現(xiàn)基礎變量性別和學習狀態(tài)都與創(chuàng)業(yè)意愿存在顯著的負相關關系。即不同的性別，其創(chuàng)業(yè)意愿的程度不一樣。上文得出的結構為負相關，即男性比女性同學的創(chuàng)業(yè)意愿程度更加強烈。而學生所受教育的程度也與創(chuàng)業(yè)意愿存在相關關系，這也在一定程度上驗證了創(chuàng)業(yè)教育的相關性，隨著在讀年級的上升，其所受到的創(chuàng)業(yè)教育也逐漸增加，其創(chuàng)業(yè)意愿也隨之收到影響。6.3研究局限與展望（1）研究選取的被試樣本分布情況不均，如：學習狀態(tài)方面，大一大二以及研究生的大學生相對較少；主要是大三大四的學生，這可能會使得分析結果存在一定的誤差，在日后的調研中，可以增加被試的數(shù)量，盡可能使樣本分布均勻，進一步檢驗研究結果的可靠性。（2）被試范圍的局限性，本研究中的被調查者大多位于廣東省的城市，其他省份的學生數(shù)量相對較少，比例失衡。地域文化因素的作用也許沒有被充分考慮，使本次研究的結果受到影響。若能把研究范圍均衡擴大全國層面，在數(shù)據(jù)收集的過程中盡可能涉及范圍內的各個地區(qū)，能使研究結果更為準確。（3）研究方法的不足之處：在本次研究調查中，為了方便填寫和數(shù)據(jù)的整理分析，運用問卷調查來收集數(shù)據(jù)，故可能存在被試填寫的內容與其實際情況不符合，有部分被試亂填的數(shù)據(jù)沒有被篩選出來的可能性，從而導致結果出現(xiàn)偏差。未來的研究在數(shù)據(jù)收集的過程中應盡可能避免此類狀況的發(fā)生，用實驗設計等形式來展開調查手機數(shù)據(jù)，也是很好的選擇。（4）結構模型的局限性。本次研究僅僅探究了地域文化一個調節(jié)變量，對于其他因素可能起到的調節(jié)或者中介作用未作深入研究。同時，通過調查數(shù)據(jù)進行實證分析研究地域文化的五個維度的調節(jié)效應，但并未對該變量的調節(jié)方向以及強弱關系進行分析，后續(xù)研究可以進一步探究其調節(jié)的方向以及強弱關系的影響。目前，有關大學生創(chuàng)業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)意愿的研究已經(jīng)越來越引起教育學術界重視。加強對大學生創(chuàng)業(yè)的引導教育，不僅有助于大學生個人的創(chuàng)業(yè)意愿的增強，也能夠促成社會就業(yè)形勢嚴峻的緩解，推動畢業(yè)就業(yè)率的提高，甚至促進社會經(jīng)濟繁榮穩(wěn)定。然而，現(xiàn)階段存在的理論與實證研究中，仍存在未被開拓的研究范圍，在日后的研究中，可以將大學生創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿連接起來，進一步梳理地域文化在其中的關系影響，找出共性為創(chuàng)業(yè)教育做參考。探討如何開展創(chuàng)業(yè)教育能夠提高大學生的創(chuàng)業(yè)意愿使其更順應社會時代發(fā)展要求，緩解大學生就業(yè)問題，為社會提供創(chuàng)新性人才。此外，盡管相比較之下，創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿已產(chǎn)生大量的研究結果，仍有許多方向和作用機制可以深入探討。更重要的是，兩者之間的關系會隨著社會的迭代發(fā)展而不斷演變，學者們應與時俱進展開相關的調查研究?？梢赃M一步探討創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿的中介變量是什么，找出影響創(chuàng)業(yè)意愿的顯著因素，以此推動創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)意愿的有效結合，促進創(chuàng)業(yè)教育的有效。創(chuàng)業(yè)教育與大學生創(chuàng)業(yè)意愿關系研究正式問卷尊敬的同學：您好！感謝您參與本次問卷調查。我們目前立在進行一項有關大學生創(chuàng)業(yè)意愿的研究，此次問卷調查的目的在于了解您的看法和意見。該調查不記名，調查結果僅供畢業(yè)論文寫作等學術研究，不會對您產(chǎn)生任何負面影響，并承諾對您的回答嚴格保密。衷心地感謝您的支持與合作！個人基本信息：1、性別：口男口女2、您目前的學習狀態(tài)是：口大一大二口大三大四□研究生口已畢業(yè)3、專業(yè)：口理工類口經(jīng)管類□人文類口其他4、父親或母親是否有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷？□是口否問卷正文以下請您根據(jù)實際情況和您的感受，按同意程度在相應數(shù)字后面打上對號“√”即可（1代表“非常不同意”、2代表“不同意”、3代表“不確定”、4代表“同意”、5代表“非常同意”）。創(chuàng)業(yè)教育部分：項目內容非常不同意非常同意A1.我所在學校的創(chuàng)造性氛圍啟發(fā)學生創(chuàng)業(yè)的想法12345A2.我所在學校的課程提升了學生創(chuàng)業(yè)必須的社交和領導等技能12345A3.我所在學校的課程為學生提供了創(chuàng)業(yè)所需知識12345A4.我所在學校支持學生建立跨專業(yè)的學習團隊12345創(chuàng)業(yè)意愿部分：項目內容（個人創(chuàng)業(yè)意愿程度）非常不同意非常同意B1.未來有創(chuàng)立公司的意愿12345B2.正在存錢創(chuàng)業(yè)12345B3.不看關于如何創(chuàng)立公司的書（R）12345B4.沒有任何創(chuàng)業(yè)的計劃（R）12345B5.有花時間學習如何創(chuàng)業(yè)12345地域文化部分：項目非常不同意非常同意C1.政府機關工作較個體職業(yè)體面。12345C2.在高職位上,男人比女人更合適。C3.一個人在社會上的地位主要是由他的能力和工作業(yè)績決定的C4.盡可能多些成文的規(guī)章制度，這樣會讓人感覺安全、有保障。C5.許多生意之所以失敗，跟自己的社會地位不高有關。C6.男人應該果斷、堅韌、努力追求事業(yè)。C7.職業(yè)對女人來說可有可無。C8.資源應該與團體分享。C9.對生活中無法把握的不確定的事情或未知的情況會感到緊張和焦慮。C10.男人通常用邏輯分析解決問題，而女人通常憑直覺解決問題。C11.如果單位正規(guī)、效益可以，愿意在一個單位中長期工作。C12.與領導無法建立平等的工作關系。C13.團體利益高于個人利益。C14.以你的經(jīng)驗看，下屬非常害怕向自己的領導表達自己的不同意見。C15.在社會中，家族能保護個體，個體需要對家族忠誠。C16.準確、詳盡的操作指示，有助于下屬正確完成工作任務。C17.要成功和受人尊重，就必須努力工作。C18.個體在考慮了團體的利益后才有追求個人目標的自由。C19.領導做決策前不需要經(jīng)常與下屬協(xié)商。C20.收入、認可和提升比社會交往更重要。參考文獻Baumol,W.J.Entrepreneurshipandacenturyofgrowth.JournalofBusinessVenturing,1986,I:141-145.Huisman,D.Entrepreneurship:economicandculturalinfluencesontheentreoreneurialclimate.EurpeanResearch,1985,13(4):10-17.McGrath,R.G.,MacMillan,I.C.,andScheinberg,S.Elitists,risk-takers,andruggedindividualists?Anexploratoryanalysisofculturaldifferencesbetweenentrepreneursandnon-entrepreneurs.JournalofBusinessVenturing,1992,7:115-135.楊潔.(2016).創(chuàng)業(yè)政策、創(chuàng)業(yè)教育對大學生創(chuàng)業(yè)意愿的影響———基于中國大陸近十年大學生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素的元分析.重慶高教研究(4):15-23AjzenI,FishbeinM.Understandingattitudesandpredictingsocialbehavior[M].EnglewoodCliffs,NJ:Prentice-Hall,1980KolvereidL,IsaksenE.Newbusinessstart-upandsubsequententryintoself-employment[J].JournalofBusinessVentureing,2006,21(6):866-885Gorman,G.,Hanlon,D.,&King,W..(1997).Someresearchperspectivesonentrepreneurshipeducation,enterpriseeducationandeducationforsmallbusinessmanagement:aten-yearliteraturereview.InternationalSmallBusinessJournal,15(3),56-77.Jones,C..(2003).SupportingtheWilling:AContemporaryApproachtoEntrepreneurshipEducation.KolvereidL,IsaksenE.