劉銀紅，成 建，姚曉芳，吳喜月

（合肥工業(yè)大學a.管理學院；b.化學工程學院，合肥 230009）

一、引 言

近年來，受高校擴招及金融危機的影響，大學生就業(yè)形勢日益嚴重。2013年，全國普通高校畢業(yè)生規(guī)模達到699萬人，比2012年增加19萬人，高校畢業(yè)生就業(yè)形勢更加復雜嚴峻。教育部在2010年5月發(fā)布的《關(guān)于大力推進高等學校創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育和大學生自主創(chuàng)業(yè)工作的意見》中強調(diào)：“大學生是最具創(chuàng)新、創(chuàng)業(yè)潛力的群體之一。積極鼓勵高校學生自主創(chuàng)業(yè)，是落實以創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)，促進高校畢業(yè)生充分就業(yè)的重要措施?！保?］黨的十八大報告提出：“引導勞動者轉(zhuǎn)變就業(yè)觀念，鼓勵多渠道多形式就業(yè)，促進創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)。鼓勵青年成長，支持青年創(chuàng)業(yè)?！保?］但在以上客觀壓力和客觀需要之下，當前我國大學畢業(yè)生選擇自主創(chuàng)業(yè)的比例還較低。

大學生創(chuàng)業(yè)的提前是擁有創(chuàng)業(yè)意向，只有具備創(chuàng)業(yè)意向，潛在的創(chuàng)業(yè)者才能真正從事創(chuàng)業(yè)活動［3］。有研究驗證了創(chuàng)業(yè)態(tài)度和創(chuàng)業(yè)意向存在正向相關(guān)［4］。因此我們有必要在目前背景下，了解大學生對創(chuàng)業(yè)的態(tài)度，探索大學生創(chuàng)業(yè)態(tài)度的影響因素，以便采取有效措施，提高大學生創(chuàng)業(yè)意向，進而推動大學生創(chuàng)業(yè)的進程。

二、研究綜述

創(chuàng)業(yè)態(tài)度指的是個體對創(chuàng)業(yè)的看法和喜好程度。黃炳滄（1993）研究表明，中國人的創(chuàng)業(yè)態(tài)度受“追求社會地位與權(quán)利、積極進取、出人頭地、講求光耀門楣”等價值觀的影響；Phan（2002）把創(chuàng)業(yè)態(tài)度分為內(nèi)生態(tài)度和外生態(tài)度，包括對獨立、挑戰(zhàn)、成就、權(quán)力、財富和社會認可等的態(tài)度［5］。李永強（2008）從“想法檢測、獨立、挑戰(zhàn)、成就、財富、社會認可、國家貢獻”七個方面測量創(chuàng)業(yè)態(tài)度［6］。

創(chuàng)業(yè)意愿是指大學生將創(chuàng)業(yè)作為自身職業(yè)選擇的一種主觀態(tài)度和期望程度。創(chuàng)業(yè)態(tài)度以創(chuàng)業(yè)意向影響因素的角色被廣泛研究。計劃行為理論模型（TPB）中，態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制力共同影響創(chuàng)業(yè)行為［7］，Cialdini 等和Cacioppo（1981）驗證了態(tài)度與創(chuàng)業(yè)傾向有顯著的相關(guān)關(guān)系［8］。李永強（2008）［9］和郭洪等（2009）［10］研究均發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)態(tài)度對創(chuàng)業(yè)意愿的影響顯著。

西鳳茹等（2012）研究表明，個人背景和個人特質(zhì)正向顯著影響大學生的創(chuàng)業(yè)態(tài)度，創(chuàng)業(yè)環(huán)境和創(chuàng)業(yè)態(tài)度與大學生的創(chuàng)業(yè)傾向呈正相關(guān)［11］。齊昕等（2011）通過實證研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)態(tài)度對創(chuàng)業(yè)意愿的直接影響較大，而背景因素對創(chuàng)業(yè)意愿直接影響較小，但它還可以通過影響創(chuàng)業(yè)態(tài)度對創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生間接影響［12］。

縱觀國內(nèi)外與創(chuàng)業(yè)態(tài)度相關(guān)的文獻發(fā)現(xiàn)，這些文獻主要對創(chuàng)業(yè)態(tài)度的測量維度及創(chuàng)業(yè)態(tài)度與創(chuàng)業(yè)傾向、創(chuàng)業(yè)意向間的關(guān)系進行了研究。大量研究表明創(chuàng)業(yè)態(tài)度與創(chuàng)業(yè)傾向、創(chuàng)業(yè)意向有顯著正相關(guān)，也有研究發(fā)現(xiàn)，性別、成長環(huán)境、專業(yè)背景、學歷、工作經(jīng)驗等個體背景對個體的創(chuàng)業(yè)態(tài)度均有顯著影響，但研究結(jié)論不一致。因而創(chuàng)業(yè)態(tài)度本身的影響因素研究還不夠，還有必要進一步深入研究。若能全面了解當前大學生創(chuàng)業(yè)態(tài)度的現(xiàn)狀和影響因素，將有助于深入探討大學生創(chuàng)業(yè)行為的心理機制，從而為高校針對性開展創(chuàng)業(yè)教育提供依據(jù)和指導。

三、研究假設

近年來，由于世界各國越來越多的女性參與創(chuàng)業(yè)，個體創(chuàng)業(yè)傾向的性別差異也引起了學術(shù)界的廣泛關(guān)注。Chen等（1998）研究表明，在創(chuàng)業(yè)意向方面，男性高于女性［13］。國內(nèi)學者錢永紅的研究表明，在創(chuàng)業(yè)意愿方面，男性顯著高于女性［14］。綜上所述，本文提出如下假設：

H1：男生的創(chuàng)業(yè)態(tài)度強于女生

大量研究證實受教育程度對個體創(chuàng)業(yè)意向和創(chuàng)業(yè)行為有重要影響。例如Castagnetti＆Rosti（2009）針對意大利學生的實證研究發(fā)現(xiàn)，大學生的學生成就與創(chuàng)業(yè)意向存在顯著負相關(guān)關(guān)系［15］。我國學者范巍等（2004）研究發(fā)現(xiàn)，MBA 學歷畢業(yè)生與其他學歷的畢業(yè)生相比，具有較高的創(chuàng)業(yè)意向［16］。綜上所述，本文提出如下假設：

H2：攻讀學位對創(chuàng)業(yè)態(tài)度存在負向影響

有研究表明，所在年級與大學生的創(chuàng)業(yè)傾向有顯著性差異，并指出不同年級的同學，因感受的就業(yè)壓力不同，所具備的創(chuàng)業(yè)知識也有所不同，而會出現(xiàn)創(chuàng)業(yè)態(tài)度的不同，因此本文提出如下假設：

H3：年級對創(chuàng)業(yè)態(tài)度存在負向影響

Clouse（1990）通過對創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)傾向的關(guān)系進行實證分析，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)教育顯著影響大學生的創(chuàng)業(yè)傾向，并認為接受過創(chuàng)業(yè)教育的學生在創(chuàng)業(yè)者的培養(yǎng)過程中起著至關(guān)重要的作用［17］。國內(nèi)學者吳啟運（2008）通過對大學生創(chuàng)業(yè)傾向影響因素的調(diào)查研究，認為創(chuàng)業(yè)教育是影響大學生創(chuàng)業(yè)傾向的關(guān)鍵因素之一［18］。黃四枚（2009）在高校大學生創(chuàng)業(yè)傾向影響因素的實證研究中發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)教育與創(chuàng)業(yè)傾向之間存在顯著的影響關(guān)系［19］。綜上所述，本文提出如下假設：

H4：學習創(chuàng)業(yè)類課程對創(chuàng)業(yè)態(tài)度存在正向影響

從1998年清華大學開辦創(chuàng)業(yè)計劃競賽以來，參加創(chuàng)業(yè)計劃競賽已成為目前大學生接受創(chuàng)業(yè)教育的一種重要形式，由此本文提出以下假設：

H5：參加創(chuàng)業(yè)計劃競賽對創(chuàng)業(yè)態(tài)度存在正向影響

參加創(chuàng)業(yè)計劃競賽作為目前大學生接受創(chuàng)業(yè)教育的一種方式已經(jīng)被廣泛認可，而在創(chuàng)業(yè)計劃競賽中，脫穎而出的獲獎者是否比其他人具有更積極的創(chuàng)業(yè)態(tài)度呢，本文提出如下假設：

H6：獲創(chuàng)業(yè)計劃競賽獎對創(chuàng)業(yè)態(tài)度存在正向影響

國內(nèi)學者韓力爭（2005）在相關(guān)研究中發(fā)現(xiàn)來自農(nóng)村大學生的創(chuàng)業(yè)動機高于來自城鎮(zhèn)的大學生［20］。許明華和費宇鵬（2008）在相關(guān)研究中也發(fā)現(xiàn)農(nóng)村學生具備更高的創(chuàng)業(yè)態(tài)度和創(chuàng)業(yè)傾向［21］。綜上所述，本文提出如下假設：

H7：成長環(huán)境對創(chuàng)業(yè)態(tài)度存在負向影響

四、研究設計

1.樣本數(shù)據(jù)來源

本實證研究以調(diào)查問卷形式進行數(shù)據(jù)的搜集，問卷采用清華大學中國企業(yè)成長與經(jīng)濟安全研究中心、南開大學創(chuàng)業(yè)研究中心、西安電子科技大學現(xiàn)代管理研究中心合作形成的問卷。在合肥工業(yè)大學在校學生中分層隨機抽取800人作為測量對象，回收795份問卷，剔除填寫不完全和有明顯錯誤選項的樣本，最終得到有效問卷729份，有效率達到91.7%。在有效問卷中，男性占72.2%，女性占27.8%，男女比例約為7：2，這與合肥工業(yè)大學男女學生比例基本吻合。本次問卷在合肥工業(yè)大學在校本科生及全日制碩士研究生發(fā)放，有效問卷中，本科生和研究生的比例分別為88.8%、11.2%。本次研究還對學生所在的年級進行了調(diào)研，設置一年級、二年級、三年級、四年級4個選項，在樣本統(tǒng)計匯總時，為了明確年級遞增的意義，把研究生的一年級、二年級、三年級分別按五年級、六年級、七年級進行統(tǒng)計，獲得樣本中一年級至七年級人數(shù)的比例分別為15.2%、12.5%、32.5%、28.5%、4.0%、3.7%、3.6%。本次研究中選擇有以下情況者都視為有學習創(chuàng)業(yè)類課程經(jīng)歷，包括：上過全校性通識類創(chuàng)業(yè)課程、上過與專業(yè)結(jié)合的創(chuàng)業(yè)課程、上過與就業(yè)結(jié)合的創(chuàng)業(yè)課程、上過針對創(chuàng)業(yè)興趣強烈學生專門開的創(chuàng)業(yè)課、上過專為經(jīng)管專業(yè)學生開的創(chuàng)業(yè)管理方向課、聽過一些創(chuàng)業(yè)方面講座。本次調(diào)研還對創(chuàng)業(yè)競賽經(jīng)歷、創(chuàng)業(yè)計劃競賽獲獎經(jīng)歷及成長環(huán)境進行調(diào)研，不同項目的取值最終情況見表1。

表1 樣本特征分布情況

續(xù)表

2.變量度量

（1）因變量 本文主要是研究大學生的背景因素對創(chuàng)業(yè)態(tài)度的影響。使用的創(chuàng)業(yè)態(tài)度量表共設置了10個項目，分別是：創(chuàng)業(yè)實現(xiàn)夢想、解決個人就業(yè)問題、積累資金和財富、挑戰(zhàn)自我、帶來成就感、提升社會地位、提升個人社會影響、促進國家經(jīng)濟發(fā)展、為社會做貢獻。以上10個項目均是對大學生創(chuàng)業(yè)態(tài)度進行描述的判斷句，大學生根據(jù)自己的真實感知，回答對這些判斷句的贊同程度。大學生的贊同程度是按李克特（Likert）式七點量表編制的。

（2）自變量 自變量是來自背景因素中大學生的性別、攻讀的學位、所在的年級、學習創(chuàng)業(yè)類課程、參加創(chuàng)業(yè)計劃競賽、創(chuàng)業(yè)計劃競賽獲獎、從小成長環(huán)境7個變量。為便于采用線性回歸進行分析，對以上7個變量賦值如下：

性別賦值方面，女性賦值為“0”，男性為“1”。

攻讀的學歷方面，本科賦值為“0”，研究生為“1”。

年級賦值方面，一年級、二年級、三年級、四年級、五年級、六年級、七年級分別賦值為“1”“、“2”、“3”、“4”、“5”、“6”和“7”。

學習創(chuàng)業(yè)課程方面，沒有學習經(jīng)歷者賦值為“0”，有學習經(jīng)驗者賦值為“1”。

參加創(chuàng)業(yè)計劃競賽方面，沒有參加經(jīng)歷者賦值為“0”，有參加經(jīng)驗者賦值為“1”。

創(chuàng)業(yè)計劃競賽獲獎方面，沒有獲獎經(jīng)歷者賦值為“0”，有獲獎經(jīng)驗者賦值為“1”。

從小成長環(huán)境方面，來自農(nóng)村者賦值為“0”，來自城鎮(zhèn)者賦值為“1”。

（3）公共因子分析 創(chuàng)業(yè)態(tài)度有10個變量，要簡化分析過程，需減少創(chuàng)業(yè)態(tài)度的變量，從而對創(chuàng)業(yè)態(tài)度的10個變量進行探索性因子分子，找出公共因子。使用SPSS17.0 軟件測得創(chuàng)業(yè)態(tài)度量表的KMO 值為0.924，很適合做因子分析。采用主成分法進行分析，得出創(chuàng)業(yè)態(tài)度10個變量的碎石圖如圖1，從碎石圖看到，前3個因子特征值變化很大，第4個后，特征值變化趨于平穩(wěn)。且前三個公共因子共能解釋創(chuàng)業(yè)態(tài)度10個變量的81.736%的總方差，故對創(chuàng)業(yè)態(tài)度提取三個公共因子。旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣如表2。

圖1 創(chuàng)業(yè)態(tài)度10個變量的碎石圖

表2 旋轉(zhuǎn)成分矩陣

從表2中可以看出，公共因子1主要解釋經(jīng)濟獨立、解決就業(yè)、實現(xiàn)夢想、積累財富4個變量，因此將因子1命名為物質(zhì)追求態(tài)度。公共因子2主要解釋獲得成就感、提升社會地位、提升個人社會影響、挑戰(zhàn)自我4個變量，因此將因子2命名為精神追求態(tài)度。公共因子3主要解釋促進經(jīng)濟發(fā)展、做貢獻等2個變量，因此將因子3命名為社會責任追求態(tài)度。背景因素對創(chuàng)業(yè)態(tài)度影響研究，可以簡化為對以上創(chuàng)業(yè)態(tài)度的三個公共因子的研究。

五、統(tǒng)計分析與假設檢驗

1.信度分析

信度是指根據(jù)問卷所得到的測量結(jié)果的一致性或穩(wěn)定性，反映被測特征真實程度的指標。為測一致性程度，通過SPSS軟件，對問卷進行α信度進行測量。對10個創(chuàng)業(yè)態(tài)度數(shù)值型變量進行測量，得出問卷總體α信度為0.945，總體信度較高。

2.數(shù)據(jù)描述

表3給出了各變量之間相關(guān)系數(shù)。在表3中，性別和精神追求態(tài)度顯著正相關(guān)，年級和物質(zhì)追求態(tài)度、社會責任追求態(tài)度顯著負相關(guān)，學習創(chuàng)業(yè)課程和物質(zhì)追求態(tài)度、精神追求態(tài)度、社會責任追求態(tài)度均顯著正相關(guān)，參加創(chuàng)業(yè)計劃競賽和精神追求態(tài)度、社會責任追求態(tài)度顯著正相關(guān)，獲創(chuàng)業(yè)計劃競賽獎和精神追求態(tài)度顯著正相關(guān)，成長環(huán)境和社會責任追求態(tài)度顯著正相關(guān)。

表3 變量間相關(guān)系數(shù)

續(xù)表

3.多元線性回歸和結(jié)果討論

本文應用多元線性回歸的方法，采用自變量強行進入法，分析了自變量對物質(zhì)追求態(tài)度、精神追求態(tài)度、社會責任態(tài)度的影響，結(jié)果顯示所有自變量都留在了回歸方程中，具體分析結(jié)果見表4。

通過表4可以看出，三個回歸方程的F統(tǒng)計量的Sig.均小于0.05，可以認為自變量和因變量具有顯著的線性關(guān)系，所建立的三個回歸方程均有效。其中，自變量對物質(zhì)追求態(tài)度的回歸方程的調(diào)整后R方為0.060，表示自變量能解釋物質(zhì)追求態(tài)度6%的變化，自變量對精神追求態(tài)度的回歸方程的調(diào)整后R 方為0.080，表示自變量能解釋物質(zhì)追求態(tài)度8%的變化，自變量對社會責任追求態(tài)度的回歸方程的調(diào)整后R 方為0.081，表示自變量能解釋社會責任追求態(tài)度8.1%的變化。

表4 背景因素對物質(zhì)追求態(tài)度、精神追求態(tài)度、社會責任追求態(tài)度多元線性回歸結(jié)果

通過對表4中標準系數(shù)絕對值及顯著性水平的觀測，可以得出與因變量有顯著線性關(guān)系的自變量分別對物質(zhì)追求態(tài)度、精神追求態(tài)度、社會責任追求態(tài)度的貢獻大小，具體比較如下：

物質(zhì)追求態(tài)度回歸方程：學習創(chuàng)業(yè)類課程（0.238）

精神追求態(tài)度回歸方程：學習創(chuàng)業(yè)類課程（0.232）＞性別（0.230）＞年級（0.081）

社會責任追求態(tài)度回歸方程：學習創(chuàng)業(yè)類課程（0.317）＞參加創(chuàng)業(yè)計劃競賽（0.275）＞成長環(huán)境（0.164）

4.假設檢驗

①性別與物質(zhì)追求態(tài)度、精神追求態(tài)度、社會責任追求態(tài)度。通過回歸方程顯示，性別與精神追求態(tài)度存在顯著正相關(guān)，與物質(zhì)追求態(tài)度、社會責任追求態(tài)度不存在顯著相關(guān)，即H1部分成立。②攻讀學位與物質(zhì)追求態(tài)度、精神追求態(tài)度、社會責任追求態(tài)度。通過回歸方程顯示，攻讀學位與物質(zhì)追求態(tài)度、精神追求態(tài)度、社會責任追求態(tài)度均不存在顯著相關(guān)，即H2不成立。③年級與物質(zhì)追求態(tài)度、精神追求態(tài)度、社會責任追求態(tài)度。通過回歸方程顯示，年級與精神追求態(tài)度顯著負相關(guān)，與物質(zhì)追求態(tài)度、社會責任追求態(tài)度不存在顯著相關(guān)，即H3部分成立。④學習創(chuàng)業(yè)類課程與物質(zhì)追求態(tài)度、精神追求態(tài)度、社會責任追求態(tài)度。通過回歸方程顯示，學習創(chuàng)業(yè)類課程與物質(zhì)追求態(tài)度、精神追求態(tài)度、社會責任追求態(tài)度均顯著正相關(guān)，即H4成立。⑤參加創(chuàng)業(yè)計劃競賽與物質(zhì)追求態(tài)度、精神追求態(tài)度、社會責任追求態(tài)度。通過回歸方程顯示，參加創(chuàng)業(yè)計劃競賽與社會責任追求態(tài)度顯著正相關(guān)，而參加創(chuàng)業(yè)計劃競賽與物質(zhì)追求態(tài)度、精神追求態(tài)度不存在顯著相關(guān)，即H5部分成立。⑥獲創(chuàng)業(yè)計劃競賽獎與物質(zhì)追求態(tài)度、精神追求態(tài)度、社會責任追求態(tài)度。通過回歸方程顯示，獲創(chuàng)業(yè)計劃競賽獎與物質(zhì)追求態(tài)度、精神追求態(tài)度、社會責任追求態(tài)度均不存在顯著相關(guān)，即H6不成立。⑦成長環(huán)境與物質(zhì)追求態(tài)度、精神追求態(tài)度、社會責任追求態(tài)度。通過回歸方程顯示，成長環(huán)境與社會責任追求態(tài)度顯著正相關(guān)，與物質(zhì)追求態(tài)度、精神追求態(tài)度均不存在顯著相關(guān)，即H7不成立。

六、結(jié)論與討論

（1）結(jié)論 從性別差異上看，男生的精神追求態(tài)度要顯著高于女生，而物質(zhì)追求態(tài)度和社會責任追求態(tài)度與女生無顯著差異。攻讀學位對大學生物質(zhì)追求態(tài)度、精神追求態(tài)度、社會責任追求態(tài)度均無顯著性影響。所在年級對大學生精神追求態(tài)度存在顯著負相關(guān)關(guān)系，對物質(zhì)追求態(tài)度、社會責任追求態(tài)度均無顯著影響。有學習創(chuàng)業(yè)類課程經(jīng)歷的大學生，物質(zhì)追求態(tài)度、精神追求態(tài)度、社會責任追求態(tài)度均顯著高于沒有學習創(chuàng)業(yè)類課程經(jīng)歷的大學生。有參加創(chuàng)業(yè)計劃競賽經(jīng)歷的大學生，在社會責任追求態(tài)度上要顯著高于沒有參加創(chuàng)業(yè)計劃競賽經(jīng)歷的大學生，而物質(zhì)追求態(tài)度和精神追求態(tài)度上與沒有參加創(chuàng)業(yè)計劃競賽經(jīng)歷的大學生無顯著差異。獲創(chuàng)業(yè)計劃競賽獎對大學生物質(zhì)追求態(tài)度、精神追求態(tài)度、社會責任追求態(tài)度均無顯著性影響。成長環(huán)境對大學生社會責任追求態(tài)度存在顯著正相關(guān)關(guān)系，與物質(zhì)追求態(tài)度、精神追求態(tài)度均不存在顯著相關(guān)。

（2）討論 本文研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，大學生創(chuàng)業(yè)態(tài)度在性別、年級、學習創(chuàng)業(yè)類課程、參加創(chuàng)業(yè)計劃競賽、成長環(huán)境因素上有顯著差異，且以上因素對創(chuàng)業(yè)態(tài)度的3個公因子影響不均。

研究顯示性別在精神追求態(tài)度上有顯著差異，男生強于女生，而在物質(zhì)追求態(tài)度和社會責任追求態(tài)度上，男女生不存在顯著差異。究其原因，可能受到性別角色差異的影響，就中國社會習俗和傳統(tǒng)價值觀來看，“男主外，女主內(nèi)”的社會刻板嚴重影響了中國人，讓女生傾向于安穩(wěn)、輕松的工作，而男性在事業(yè)上的追求，讓他們更樂意將創(chuàng)業(yè)作為一種可選擇的就業(yè)方式。但性別角色差異并沒有導致女性物質(zhì)追求態(tài)度和社會責任追求態(tài)度低于男性。

研究顯示攻讀學位對創(chuàng)業(yè)態(tài)度各公因子都無顯著負向影響，這并不能說明受教育程度越高，創(chuàng)業(yè)態(tài)度越弱。而年級對創(chuàng)業(yè)態(tài)度的精神追求態(tài)度上存在顯著負相關(guān)，可能是因為隨著學生步入高年級的學習，越來越逼近畢業(yè)和就業(yè)，更多的面對現(xiàn)實中的經(jīng)濟問題，而對精神追求有所忽略。

研究顯示，學習創(chuàng)業(yè)類課程對創(chuàng)業(yè)態(tài)度的各因子均有正向顯著影響。參加創(chuàng)業(yè)計劃競賽對社會責任追求態(tài)度有正向顯著影響。說明了創(chuàng)業(yè)教育對學生創(chuàng)業(yè)態(tài)度的重要影響，這與許多前人的研究結(jié)果一致。而創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)態(tài)度各公共因子的影響不同，可以看出創(chuàng)業(yè)教育對學生創(chuàng)業(yè)態(tài)度的作用機制。各類創(chuàng)業(yè)類課程的學習能夠全面影響創(chuàng)業(yè)態(tài)度，而創(chuàng)業(yè)計劃競賽通過影響創(chuàng)業(yè)態(tài)度中的社會責任追求態(tài)度來起作用，而參加創(chuàng)業(yè)計劃競賽獲獎與否并不顯著影響創(chuàng)業(yè)態(tài)度。綜合以上結(jié)論，可以看出鼓勵大學生參加各類創(chuàng)業(yè)教育非常有意義。研究還顯示在城鎮(zhèn)長大的大學生的社會責任態(tài)度上顯著高于在農(nóng)村長大的大學生?？赡苁且驗閬碜赞r(nóng)村的大學生，家庭經(jīng)濟較差，思想上關(guān)注更多的是解決自身的困境，只有家庭條件變得更好才會更多的想到社會責任。俗話說：“貧者獨善其身，達者兼濟天下”，也正說明這個情況。

本研究所得到的結(jié)果對實踐有指導作用，但是本研究也存在局限。局限表現(xiàn)在：一方面本研究并沒有對所有背景因素進行影響分析，而是挑選出7個背景因素變量進行分析。另一方面，創(chuàng)業(yè)態(tài)度必定受到多重因素的影響，如個性特質(zhì)、社會網(wǎng)絡和創(chuàng)業(yè)環(huán)境等，本研究只從個人背景一項因素考慮，若綜合考慮則能更好地體現(xiàn)各因素對創(chuàng)業(yè)態(tài)度的影響。如果能對這些局限加以解決，或許能得出更全面、更準確的影響關(guān)系，對實踐的指導作用將會更加明顯。

［1］教育部.關(guān)于大力推進高等學校創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育和大學生自主創(chuàng)業(yè)工作的意見［EB／OL］.（2010－12－16）［2013－04－12］.http：／／cy.ncss.org.cn／cyzc／256267.shtml.

［2］人民網(wǎng).胡錦濤在中國共產(chǎn)黨第十八次全國代表大會上的報告［EB／OL］.（2012－11－08）［2013－04－07］.http：／／cpc.people.com.cn／n／2012／1118／c64094－19612151－1.html.

［3］Krueger，N.F.（2007）.What lies beneath？The experiential essence of entrepreneurial thinking.Entrepreneurship Theory and Practice，31，123－138.

［4］Luthje，C..＆Franke，N.，／The－making.of an entrepreneur：testing a model of entrepreneurial intent among engineering students at MIT，0R＆D Management 33，2（2003）：135－147.

［5］Phan P H，Wong P K，Wang C.Antecedents to Entrepreneurship among University Students in Singapore：Beliefs，Attitudes and Background［J］.Journal of Enterprising Culture，2002，10（02）：151－174.

［6］李永強，白璇，毛雨.基于TPB模型的學生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素分析［J］.中國軟科學，2008，（5）：122－128.

［7］AJZEN I.Organizational Behavior and Human Decision Processes［J］.Theory of Planned Behavior，1991，50（2）：179－211

［8］Cialdini R B，Petty R E，Cacioppo J T.Attitude and Attitude Change［J］..Annual Review of Psychology，1981，（32）：357－404.

［9］李永強，白璇，毛雨.基于TPB模型的學生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素分析［J］.中國軟科學，2008，（5）：122－128.

［10］郭 洪，毛 雨，白 璇，等.大學創(chuàng)業(yè)教育對學生創(chuàng)業(yè)意愿的影響研究［J］.軟科學，2009，（9）：69－74.

［11］西鳳茹，代鳳美，唐志丹.大學生創(chuàng)業(yè)傾向影響因素的結(jié)構(gòu)方程模型分析［J］.現(xiàn)代教育管理，2012，（3）：89－92.

［12］齊 昕，劉家樹.大學生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素研究－模型與實證［J］.科學進步與對策.2011，（8）：151－155.

［13］Chen C C，Greene P G，Cric k A.Does entrepreneurial self－efficacy distinguish entrepreneurs frommanagers［J］.Journal of Business.1998，13（3）：295－316.

［14］錢永紅.女性創(chuàng)業(yè)意向與創(chuàng)業(yè)行為及其影響因素研究［D］.浙江大學，博士學術(shù)論文，2007：58－64.

［15］C.Castagnet ti ＆Rosti.Who skims the cream of the Italian graduate crop＿Wage employment versus self－employment.Springer Science Business Media，LLC，2009.

［16］范 巍，王重鳴.創(chuàng)業(yè)傾向影響因素研究［J］.心理學.2004，27（25）：1087－1090.

［17］Clouse，to students＇start－up decisions［J］.Journal of Small Business Management，1990，4：45－53.

［18］吳啟運.大學生創(chuàng)業(yè)傾向影響因素的調(diào)查研究［J］.科技創(chuàng)業(yè)月刊，2008，（11）：39－41.

［19］黃四枚.高校大學生創(chuàng)業(yè)傾向影響因素實證研究［D］.長沙：中南大學，2009，5.

［20］韓力爭.大學生創(chuàng)業(yè)動機水平調(diào)查與思考［J］.江蘇高教，2005，（2）：103－105.

［21］許明華，費宇鵬.個人背景特征對大學生創(chuàng)業(yè)態(tài)度及傾向的影響［J］.長春大學學報，2008，（6）：102－103.