一、引　言

当前，我国的大学生创业环境和政策已相当完善，但麦可思数据显示，2017年我国大学生创业率为3.0%^①，远低于发达国家的水平。其实，创业环境和政策等外部激励并不是根本性的，增强创业动机才能根本性刺激个体创业（段锦云等，2012）。然而，中国大学生整体的创业动机水平偏低（Giacomin等，2011），创业的内生动力缺失。因此，如何激发创业动机是全面推进我国大学生创业的重要课题。现有研究已经探索出个体因素（Segal等，2005；Taormina和Kin-Mei Lao，2007；Hessels等，2008；Sivarajah和Achchuthan，2013）、环境因素（Taormina和Kin-Mei Lao，2007；Fereidouni等，2010）以及个体与环境互动基础上所形成的认知因素（Segal等，2005；Taormina和Kin-Mei Lao，2007；Sivarajah和Achchuthan，2013）等影响创业动机的内外在因素。针对大学生创业动机，研究者还考察了大学环境（江海燕，2008）、学校创业支持（李洪波和牛昕，2013）和社会网络（周勇等，2014）等影响因素。但是，现有研究对内外在因素影响创业动机的理论逻辑及内在机制等核心问题上尚未取得一致认同的结论。

从理论上看，现有研究割裂了内外在因素共同作用而形成创业动机的内在理论逻辑。遵循心理学中早期动机理论中的内在起因论与外在诱因论两条路线，现有研究分别构建出创业动机的驱动理论与激励理论。现有创业动机理论没有将个体因素和环境因素有机结合，并未关注认知调节因素的自我整合作用，与当今主流动机理论相背离。因而，无法解释创业动机的形成过程，也难以揭示内外在因素共同影响创业动机的内在机制。

由于理论基础的局限，现有实证研究多数假设个体因素和环境因素与创业动机存在正相关或正向影响关系，但并不指明是直接还是间接的影响路径。然后，利用相关分析或回归模型予以检验。因而，无法厘清创业动机的内在影响机制。少数研究试图探询创业动机的影响机制，但限于理论基础的缺失，在以下核心问题上存在分歧：上述因素是直接还是间接影响创业动机？如果是间接影响创业动机，那么，间接影响的具体途径和中介变量是什么？Taormina和Kin-Mei Lao（2007）以及Sivarajah和Achchuthan（2013）等认为个体因素直接影响创业动机，而薛红志等（2003）认为个体因素通过内在需要间接影响创业动机；Hessels等（2008）认为环境因素直接影响创业动机，而Taormina和Kin-Mei Lao（2007）、Fereidouni等（2010）以及Sivarajah和Achchuthan（2013）等认为环境因素先在个体心目中形成相应的认知，再经由个体认知因素间接影响创业动机^②。此外，薛红志等（2003）认为环境因素通过个体内在需要间接影响创业动机。迄今，关于个体因素和创业环境因素共同影响创业动机的内在机制的实证研究结论尚未达成一致。

鉴于现有研究的不足，本研究基于认知动机理论，融合创业动机理论与创业认知理论，确立了“个体因素与创业环境因素在创业认知调节因素的整合作用下共同影响个体的创业动机”理论逻辑。基于此，结合我国大学生个体因素及创业环境因素的特点，本研究构建出成长经历（个体因素）和社会支撑（创业环境因素）经由创业自我效能感（创业认知调节因素）的整合作用共同影响大学生创业动机的系统研究模型，提出相应的研究假设，利用全国11所高校792份问卷数据，运用结构方程模型分析法进行实证检验。研究结果表明，创业自我效能感直接决定大学生创业动机，成长经历和社会支撑因素在创业自我效能感的整合和中介作用下间接地影响大学生创业动机。由此，本研究从理论上厘清了个体因素和创业环境因素共同影响创业动机的内在逻辑，弥补了现有创业动机理论基础的缺陷；从实证上检验了成长经历和创业环境因素共同影响大学生创业动机的内在机制。

二、文献回顾与研究假设

本研究以认知动机理论的“个体因素+环境因素→认知调节因素（自我效能感等）→个体的行为动机”分析框架，修正现有的创业动机与创业认知理论，认为“创业认知调节因素整合个体因素和创业环境因素共同影响个体的创业动机，其中，创业认知调节因素直接决定个体的创业动机，而个体因素与创业环境因素经由创业认知调节因素的整合和中介作用间接地影响个体的创业动机”。即本研究所构建的“认知创业动机理论分析框架”的理论逻辑为：“个体因素+创业环境因素→创业认知调节因素（创业自我效能感等）→创业动机”。具体到本研究而言，大学生创业自我效能感（创业认知调节因素）决定大学生创业动机，而大学生成长经历（个体因素）与社会支撑（创业环境因素）通过创业自我效能感（创业认知调节因素）的整合和中介作用间接影响创业动机。由此，我们提出本文具体的理论逻辑：大学生成长经历+创业社会支撑→创业自我效能感→大学生创业动机。

（一）创业自我效能感与大学生创业动机

在企业初创阶段，创业者所遭遇的各类阻碍创业的因素，其实都跟个体的创业自我效能感密不可分（Wilson等，2007），缺乏资金、缺乏创业竞争力、缺少商业创意、缺乏商业和市场知识等阻碍中国大学生创业动机形成的主要因素（Giacomin等，2011）只不过是大学生内蕴的创业自我效能感水平低下的外显表达。自我效能感反映个体的信心及自我认知的执行特定任务（创业或识别商机）的能力，决定个体的行为决策（Gibbs，2009）。自我效能感是个体潜在的动机水平的先驱因素（Markman等，2002），直接决定个体的行为动机（Bandura，1989）。创业自我效能感是个体对自己能否创业成功的主观判断和自我认知（高日光等，2009），反映个体对自己的创业行为的能力或对达到创业行为的目标和结果的信心或者信念（Lee和Wong，2004）。创业自我效能感越高，个体越相信自己创业切实可行（Wilson等，2007）。因此，创业自我效能感对创业者发现机会、组织资源、创立企业、获得成功至关重要，是个体创业动机形成的关键解释变量（Mueller和Dato-on，2008）。

创业动机是个体在创业认知调节因素的整合作用下，将内在需要与外在创业诱因整合而形成的激发和维持创业行为的动力体系。具体到大学生个体，“自我实现动机”和“责任动机”是大学生创业动机最核心的要素^③。中国的大学生有知识、有理想，自我实现是大学生创业最重要的动机（高日光等，2009）。而且，中国的大学生创业不仅是为了实现自我，还包含了强烈的为国发展、为民解忧的责任感。大学生创业责任动机是大学生创业的重要特征，体现了大学生创业服务国家、社会和员工发展的责任感（徐占东和陈文娟，2017）。中国人民大学发布的《2016中国大学生创业报告》显示，约70%以上的大学生创业动机出于自我价值实现需要^④。因而，责任动机和自我实现动机是我国大学生创业的主要动机（张凯竣和雷家骕，2012）。

在“大众创业，万众创新”时代背景下，创新创业是大学生的历史使命，也是大学生实现自我的重要途径。然而，承担责任和实现自我的途径是多样化的，可以是创业，也可以是就业。个体一般会避免从事他们认为把握不了的职业，只有他认为自己有能力去承担时，才会接受有挑战性的工作（Markman等，2002）。自我效能感高的个体对所承担的事情有积极的设想和蓝图（Bandura，1989），认为自己可以控制和影响行为的结果，因而更有信心、更敢于承担责任（Mergler，2007）。因此，在面临创业与就业选择时，大学生会对自己的创业自我效能水平进行主观的评价，那些创业自我效能感高的大学生认为自己能够克服创业的各种困难，对创业成功抱有信心，从而更愿意通过选择创业来承担起为社会创造就业岗位的历史使命，达到实现自我的人生目标；而那些创业自我效能感低的大学生，对自己创业能力没有把握，对解决创业过程中所遇到的困难缺乏信心，对自己创业能否成功持怀疑态度，不愿意、也不敢于以创业的方式来承担社会责任和实现自我。由此可见，创业自我效能感越高，大学生通过创业承担起社会责任的动机以及通过创业获得自我实现的动机就越强烈。由此，我们提出第一个研究假设：

H1：创业自我效能感越高，大学生的创业动机越强烈。

（二）成长经历与创业自我效能感及大学生创业动机

在进入大学之前，中国的学生在学校和家庭均以应试教育为主导，以升学考试为中心任务，成长经历相对单一。在这样的成长历程中，应试教育体系在一定程度上压制了学生的自主性品质的塑造，从而影响着大学生创业自主决策能力的形成。另一方面，中国大学生在成长历程中没有接受系统的职业规划教育以及社会和企业实践的磨练，与创业相关活动的牵涉程度较低，创业能力和素质的养成也受到了一定程度的限制（李爱国等，2012）。自主性是个体的品质，也是个体自我抉择、自我确立目标、对自己的目标和抉择自信、为实现目标制定策略的能力（Noom等，2001）。例如，自主学习是学生自己设定目标、计划、组织、监控和评估学习进程的过程（Nussbaumer等，2008），从而也是个体自我决策和自我管理能力提升的过程。尽管自主性并不直接作用于行为，但是，自主性可以通过影响内在目标定位、任务价值以及自我效能感等因素，间接地影响个体的行为动机（Garcia和Pintrich，1996）。

在成长历程中，参与社会实践和企业实践相关活动越多，涉入的创业活动频次越高、程度越深，个体受到创业者的创业经验与教训、创业知识、创业社会资源和创业技能等方面的“溢出效应”的影响就越大。在涉入创业活动时，个体可以通过创业者学习和熟悉创业所需要的知识和技能，与创业者分享创业社会资源，提升对创业机会的识别能力和敏感性；个体也可能以创业者为榜样，从创业者身上收获创业经验或教训（Nanda和Sørensen，2008），从而增强自身的创业信心与创业能力认知。在涉入与创业有关的实践活动中，无论是自己直接的创业实践、在创业企业的实习，还是间接的创业经验传播，都能够明确地提升个体的创业自我效能感（Basu和Virick，2008）。

中国的大学生在进入大学之前，自主性成长和创业牵涉实践均相对缺失，单一应试模式的成长经历抑制了大学生的创业素质和能力的养成。而丰富多彩的自主学习、自我成长、积极参与社会实践和企业实践的全面发展模式的成长经历，赋予个体一定程度的自主性，为个体提供足够的涉入与创业相关的社会和企业实践活动的机会，可以培养个体自主决策能力和创业能力，提升个体创业自我效能感。由此，我们提出第二个研究假设：

H2：大学生成长经历越丰富，创业自我效能感越高，相应的创业动机也就越强烈。

（三）社会支撑与创业自我效能感及大学生创业动机

尽管中国正在实施“大众创业，万众创新”战略，相应的社会支撑体系还有待于进一步完善。中国的大学教育之前的创业教育缺失，针对大学生的创业教育起步亦较晚，效果也不太理想（李静薇，2013），对大学生创业能力的支持力度明显不足。另一方面，与许多国家没有将创业者纳入一般的社会保障体系（Wagener，2007）一样，中国的社会保障体系也是面向就业者。目前中国没有为创业者提供专门的社会保障^⑤，针对大学生创业者本人的社会保险补贴比照“灵活就业困难人员”的政策^⑥。事实上，相比较其他创业者，大学生创业者在接受长期教育的过程中不但支付出数目不菲的学费和生活、学习用费，而且缺少经济财富的积累，对创业失败的承受能力更加脆弱，对创业风险更加敏感。当前，创业能力欠缺和担心创业风险成为阻碍中国大学生创业动机形成的重要因素（Giacomin等，2011）。

事实上，创业离不开社会的支撑，创业需要政府、教育机构和民间组织的联手支援，尤其是创业早期必要的创业意识教育和创业技能培养（池仁勇，2001）。创业教育是开发受教育者创业基本素质，提高创业能力的教育活动。创业教育不仅可以提高个体的创业知识和创业技能，更能够培育个体创业的自信心，增强大学生的创业自我效能感（Giacomin等，2011）。让学生参与创意训练、捕获企业发展趋势、投入实践等创业教育活动，可以培育其对创业机会的敏感性（Bodewes等，2008），还可以提升个体的自信、自立、创造和自由思想（Mueller和Thomas，2001）。由此可见，创业教育可以增强大学生创业的信心与创业能力认知，对大学生创业自我效能感产生积极的影响（Basu和Virick，2008；Fayolle和Gailly，2004）。

不仅如此，社会支撑体系还可以通过增强个体的安全感、消除对失败的恐惧来增强个体的创业自我效能感（Hopp和Stephan，2012）。创业风险对创业存在明确的阻碍作用，尤其是在创业的启动阶段（Wilson等，2007）。创业虽然蕴含和伴随着各类风险，但是个体的创业行为本身却是个规避风险的行为（张玉利和杨俊，2003）。个体之所以创业，并不是偏要去承担风险，而是因为他们感知创业风险较低（Simon等，1999）。在创业决策形成之前，个体对创业可能产生的经济或非经济的损失及不确定结果进行主观认知，形成感知创业风险（Robinson，2010）。个体感知创业风险越高，对创业成功的信心越低。而创业自我效能感反映的正是个体对达到创业行为目标和结果的信心或信念（Lee和Wong，2004）。因此，个体感知创业风险越高，创业自我效能感就越低。创业者面临诸多的风险和不确定性，因而比普通社会成员更加期望得到社会保障体系的庇护（Wagener，2007）。完善的社会保障可以在一定程度上提高个体对风险的容忍度（Sinn，1996），降低个体对风险的预期，增强个体的安全感，消除个体对失败的恐惧（Hopp和Stephan，2012）。为创业者提供社会保障，可以提升创业者对创业失败引发的各类风险的承受力，降低创业者对创业风险的评估，从而相应地降低创业者的感知创业风险（刘万利和胡培，2010），提升创业者对创业成功的信心。

综上，创业教育体系越完善，创业教育水平越高，越有助于增强大学生创业能力，提升大学生的创业自我效能感；针对大学生创业者的专门的社会保障体系越完善，大学生对创业失败的总体担忧程度就越低，感知创业风险就越低，相应的创业自我效能感也就越高。

基于此，我们提出第三个研究假设：

H3：社会支撑体系越完善，大学生的创业自我效能感越高，相应的创业动机也就越强烈。

基于以上理论推演和变量之间的内在关系假设，我们建立以下理论分析框架及相应的概念模型，具体如图1所示：

三、研究设计

（一）研究方法

在上述理论分析的基础上，本研究主要采用结构方程模型（structural equation modeling，SEM）分析法，同时处理大学生成长经历（JL）（用自主性和创业牵涉来衡量）、社会支撑（ZC）（用创业教育和创业社会保障来衡量）、大学生创业自我效能感（KX）以及大学生创业动机（DJ）（用创业责任动机和创业自我实现动机来衡量）等研究变量之间的内在的多重因果关系，以检验上文提出的研究假设。在具体的检验方法上，本研究参考黄芳铭（2005）的方法，先使用SPSS15.0软件与LISREL8.54软件对数据进行信度和效度分析，然后进行结构方程模型分析验证前文的研究假设所对应的路径关系。之后，我们按照温忠麟等（2004）的方法，将相关的潜在变量进行显变量和中心化处理，运用依次检验法（causual steps）检验创业自我效能感（KX）在大学生成长经历（JL）、社会支撑（ZC）与大学生创业动机（DJ）之间的整合和中介作用。最后，参考李超平等（2006）；黄芳铭（2005）；吴明隆（2013）以及孙小红和谭顶良（2017）的方法，采取宽松的复制策略对本研究的假设模型进行稳健性检验。

（二）研究变量的测量

本研究的量表借鉴国内外研究成果，结合探索性研究和问卷试调查过程中反馈的一些意见以及专家咨询结果，编制出大学生成长经历（JL）、社会支撑（ZC）、大学生创业自我效能感（KX）以及大学生创业动机（DJ）测量量表，具体包含创业牵涉（QS）、自主性（ZZ）、创业教育（JY）、创业社会保障（SB）、感知创业风险（FX）、创业自我效能感（KX）、创业责任动机（ZR）、创业自我实现动机（ZW）等潜在变量的测量量表^⑦。其中，创业牵涉量表参考Nanda和Sørensen（2008）的量表，自主性量表参考Nussbaumer等（2008）的量表；创业教育量表参考并改编自Fayolle和Gailly（2004）的量表，创业社会保障量表根据大学生创业社会保险补贴政策自编；创业责任动机量表参考并改编自Abbey（2002）、张凯竣和雷家骕（2012）的量表，创业自我实现动机量表参考并改编自张凯竣和雷家骕（2012）的量表；感知创业风险量表参考Simon等（1999）的量表；创业自我效能感量表参考并改编自Autio等（2001）的量表。本研究最终的测量量表如表1所示：

（三）样本与数据收集

本研究抽样的总体是2012年全国普通高校（不含警察类院校、军事院校）在校的研究生、本科生和高职专科生^⑧，采用多阶段抽样法，分别抽取城市、高校和学生。最终，利用上表1所示的量表编制成调查问卷，在重庆、上海、成都、合肥、南京、杭州、南昌等城市的11所高校收集有效样本792份，有效样本回收率77.7%。其中，本科生占71.8%，研究生占20.5%，专科生占7.7%；男生占57.2%，女生占42.8%；18—22岁学生占65.8%，23—28岁学生占33.8%，29—35岁学生占0.4%；理工类学生占58.2%，经管类学生占26.3%，人文类学生占13.5%，农医类学生占2.0%；大一学生占24.1%，大二学生占17.3%，大三学生占23.5%，大四学生占14.1%，研一学生占9.0%，研二学生占7.6%，研三学生占3.9%，另有0.5%的学生未回应年级。

四、实证结果分析

（一）信度与效度分析

为了检验本研究计量模型的测量量表的信度，我们使用SPSS15. 0软件对样本数据（N=792）进行内部一致性检验。数据分析结果如表2所示：

内部一致性检验的结果显示，创业牵涉程度、创业教育、创业自我效能感、自主性、创业自我实现动机、创业责任动机、感知创业社会保障及感知创业风险等量表的Cronbach’s α值分别为0.784、0.904、0.816、0.838、0.829、0.805、0.824、0.824；总体量表的Cronbach’s α值为0.873，删除任一测量题项皆不能显著提高总量表的Cronbach’s α值。本研究测量模型的分量表及总量表的Cronbach’s α值在0.784—0.904之间，均超过了0.7的标准。因此，本研究所编制的计量模型的测量量表可信度较高。

接下来，我们使用LISREL8.54统计软件，对上述研究模型中的各隐变量做验证性因子分析（N=792），以进一步检验测量模型的效度。具体分析结果如表3所示。

表3数据分析结果显示，各测量变量在相应的潜在变量上的因子负载值均小于0.95，且未出现大的测量误差，因子负载值和测量误差值的t值均远远大于1.96，达到高度显著水平（p<0.001）。χ²/df=4.61，RMSEA=0.068，NFI=0.94，NNFI=0.94，CFI=0.95，IFI=0.95，RFI=0.93，GFI=0.85，AGFI=0.82，PNFI=0.82，PGFI=0.70。总体看来，本研究的评价模型具有良好的拟合程度。

综上，使用35个测量变量来测度大学生成长经历（JL）[创业牵涉程度（QS）、自主性（ZZ）]、社会支撑（ZC）[创业教育（JY）、创业社会保障（SB）]、创业自我效能感（KX）、创业动机（DJ）[创业自我实现动机（ZW）、创业责任动机（ZR）]、感知创业风险（FX）等潜在变量的评价模型的信度和效度较高，适合于进行各潜在变量之间的影响关系的检验。

（二）研究假设检验

我们使用LISREL8.54统计软件进行结构方程模型分析（N=792），确认各潜在变量之间的关系，以验证前文的研究假设。结果表明，χ²/df=5.40，RMSEA=0.075，NFI=0.93，IFI=0.94，NNFI=0.93，CFI=0.94，RFI=0.92，GFI=0.83，AGFI=0.80，PNFI=0.83，PGFI=0.70。总体看来，本研究的结构方程模型具有良好的拟合程度。于是，我们进一步考察大学生成长经历（JL）[创业牵涉程度（QS)、自主性（ZZ）]、社会支撑（ZC）[创业教育（JY）、创业社会保障（SB）]、创业自我效能感（KX）、创业动机（DJ）[创业自我实现动机（ZW）、创业责任动机（ZR）]、感知创业风险（FX）等潜在变量之间的影响关系，具体结果如表4所示。

为了进一步分析创业自我效能感（KX）在大学生成长经历（JL）、社会支撑（ZC）与大学生创业动机（DJ）之间的整合和中介作用，我们按照温忠麟等（2004）的方法，将相关的潜在变量进行显变量和中心化处理，然后，运用依次检验法（causual steps approach）进行中介效应检验。具体的检验结果见表5。

综合结构方程模型分析与中介效应检验，本研究的实证结果如下：

1. 创业自我效能感直接决定大学生的创业动机

表4数据分析结果显示，创业自我效能感对创业责任动机存在显著的、直接的正向影响关系，影响系数为0.50，t值为10.77，超过0.001的显著水平。同时，创业自我效能感也直接影响大学生的创业自我实现动机，影响系数为0.42，t值为9.82，超过0.001的显著水平。由此可见，大学生创业自我效能感直接决定大学生的创业动机。创业自我效能感越高，大学生创业动机就越强烈。因此，研究假设H1获得数据支持。

2. 成长经历通过创业自我效能感的整合和中介作用间接地影响大学生的创业动机

表4数据分析结果表明，成长经历中的自主性变量对大学生创业自我效能感存在显著的、直接的正向影响关系，影响系数为0.54，t值为13.71，超过0.001的显著水平；成长经历中的创业牵涉变量也显著、直接地正向影响大学生创业自我效能感，影响系数为0.23，t值为4.68，超过0.001的显著水平。即，大学生的成长经历因素直接影响到大学生的创业自我效能感。表5数据分析结果显示，自我效能感（KX）对大学生成长经历（JL）与大学生创业动机（DJ）之间的中介效应的依次检验t值分别为13.841、16.458、4.746和9.707，均超过0.001显著水平。四个t值均显著，自我效能感（KX）起部分中介作用。自我效能感（KX）对大学生成长经历之创业牵涉程度（QS）与大学生创业动机（DJ）之间的中介效应的依次检验t值分别为3.434、11.707、9.936和–0.460，第四个t值不显著，创业自我效能感（KX）起完全中介作用。因此，大学生成长经历通过创业自我效能感的整合和中介作用间接地影响大学生创业动机的研究假设H2部分获得数据支持。

3. 社会支撑通过创业自我效能感的整合和中介作用间接地影响大学生的创业动机

根据表4实证分析结果，社会支撑中的创业教育变量对大学生创业自我效能感存在显著的、直接的正向影响关系，影响系数为0.13，t值为2.95，超过0.01的显著水平；社会支撑中的创业社会保障变量对大学生感知创业风险存在显著的、直接的负向影响关系，影响系数为–0.15，t值为–3.91，超过0.001的显著水平；大学生感知创业风险越对创业自我效能感有显著的、直接的负向影响关系，影响系数为–0.10，t值为–3.25，超过0.01的显著水平。即，社会支撑中的创业教育和创业社会保障影响大学生创业自我效能感。表5数据分析结果显示，自我效能感（KX）对社会支撑（ZC）与大学生创业动机（DJ）之间的中介效应的依次检验t值分别为4.611、10.045、9.472和1.193，第四个t值不显著，创业自我效能感（KX）起完全中介作用。因此，社会支撑通过创业自我效能感的中介作用间接地影响大学生创业动机，研究假设H3获得数据支持。

（三）研究模型的稳健性检验

在结构方程模型研究中，假设模型的稳健性检验包括宽松的复制策略、很紧的复制策略以及温和的复制策略。对于样本数量较大的研究，可以采取宽松的复制策略，将总体样本数据随机分成相同数量的两份，一份用于假设模型探索性验证，另一份用于检验研究模型的跨样本适用性（黄芳铭，2005）。李超平等（2006）以及孙小红和谭顶良（2017）的研究，皆采用此法对研究模型进行了交叉证实（cross-validation），并以χ²/df、RMSEA、NNFI、CFI、GFI等指标予以评价。不过，李超平等（2006）用于分析的两个对照样本数量相同，而孙小红和谭顶良（2017）所使用的两个对照样本数量并不相同。吴明隆（2013）先利用总体样本检验假设模型，再用组成总体样本的南区和北区样本（两者数量并不相同）分别验证假设模型的稳健性。综合上述文献，我们先利用总体样本（N=792）验证研究假设，然后使用SPSS15.0将总体样本随机分成数量相同的两份样本A（校正样本，N=396）和B（效度样本，N=396），再分别用A和B样本数据进行交叉证实，检验上述潜在变量的测量模型及相应的研究假设的结构方程模型的跨样本适用性，以判断本研究模型的稳健性程度。

校正样本（N=396）、效度样本（N=396）以及总体样本（N=792）的验证性因子分析和结构方程模型分析的结果（因子载荷值、路径系数值、整体适配度指标值）均通过检验，且三个样本数据分析结果之间差距细微^⑨。因此，本研究所构建的假设模型稳健性程度良好，适用于不同的样本，具有一定的推广应用价值。相应地，本研究的结论也具有一定的普遍适用性。

五、结论与展望

（一）研究结论与贡献

1. 研究结论

基于理论与实证研究，我们得出以下结论：大学生成长经历越丰富，创业自我效能感就越高，创业动机也就越强烈；社会支撑体系越完善，大学生创业自我效能感就越高，创业动机也就越强烈。也即是说，成长经历+社会支撑→创业自我效能感→大学生创业动机。至此，本研究探明了创业认知调节因素整合个体因素和创业环境因素共同影响大学生创业动机的内在逻辑和机制：大学生创业认知调节因素（创业自我效能感）决定大学生创业动机，个体因素（成长经历）和创业环境因素（社会支撑）通过大学生创业认知调节因素（创业自我效能感）的整合和中介作用间接地影响创业动机。由此，本研究前文所提出的“创业认知调节因素整合个体因素和创业环境因素共同影响创业动机，其中，创业认知调节因素直接决定个体的创业动机，个体因素与创业环境因素经由创业认知调节因素的整合和中介作用间接地影响创业动机”的基本论断在大学生创业领域得到了验证。

2. 研究贡献

基于认知动机理论，融合创业动机理论与创业认知理论，构建了认知创业动机理论分析框架，厘清了个体因素和创业环境因素经由创业认知调节因素的整合和中介作用间接影响创业动机的理论逻辑，弥补了现有创业动机理论基础的缺陷，修正了现有的创业动机理论，提出认知创业动机理论分析框架，认为创业认知调节因素整合个体因素和创业环境因素共同影响创业动机，其中，创业认知调节因素直接决定个体的创业动机，个体因素与创业环境因素经由创业认知调节因素的整合和中介作用间接地影响创业动机。并具体地厘清了“大学生成长经历（个体因素）+社会支撑（创业环境因素）→创业自我效能感（创业认知调节因素）→大学生创业动机”的大学生创业动机影响机制的理论逻辑。

本研究基于认知创业动机理论分析框架，建立了包含成长经历、社会支撑、创业自我效能感以及大学生创业动机在内的整合研究模型，并实证检验了成长经历和社会支撑通过创业自我效能感的整合和中介作用间接影响大学生的创业动机的内在机制。本研究基于认知创业动机理论分析框架建立研究模型，采用结构方程模型分析法，实证检验了个体因素（自主性、创业牵涉程度）、环境因素（创业教育、创业社会保障）和创业认知调节因素（创业自我效能感）与创业动机（责任动机、自我实现动机）之间的内在关系，厘清了创业自我效能感在成长经历和社会支撑影响大学生创业动机过程中的中介和整合作用，从而明晰了成长经历和社会支撑共同影响大学生创业动机的具体路径和内在机制。

此外，现有研究文献对影响创业动机的认知因素没有予以充分关注，也没有系统探询个体因素、环境因素和创业认知调节因素与大学生创业动机之间关系的内在机制。本研究构建了囊括个体因素、环境因素和创业认知调节因素的系统性大学生创业动机影响机制整合研究模型，厘清了大学生创业动机内在影响机制，并进行了实证检验，在一定程度上丰富和发展了大学生创业动机领域的理论与实证研究。

（二）管理启示

基于以上理论与实证研究，我们认为激发我国大学生创业动机的核心路径是优化大学生的成长经历，完善大学生创业的社会支撑体系，提升大学生创业自我效能感。具体可以从以下三个方面着手：首先，在大学生的成长历程中，充分尊重和培养学生的独立性和自主性，赋予个体自主成长的空间。其次，全面推动中小学生社会实践和职业体验教育，积极推行大学生创业通识教育以及创业专业实践与技能教育，大力增加中小学生和大学生的创业牵涉机会。最后，完善创业社会保障体系，针对大学生创业者本人提供专门的社会保障项目，降低大学生的感知创业风险，增强大学生对创业成功的积极预期。

（三）研究展望

当然，本研究仍然存在一些不足之处。第一，本研究的基本理论研究尚不够深入和透彻。创业认知是一个动态的过程，创业动机也是发展变化的，存在阶段性差异（秦晓利，2010）。本研究虽然整合了认知动机理论、创业认知理论和创业动机理论，形成了认知创业动机理论分析框架，但是，研究手法还是偏向于静态化分析，缺乏动态化考察。第二，本研究的结论基于中国东、中、西部11所高校的大学生样本，在更细分区域的高校大学生人群，或其他类型人群的创业行为研究中是否具有推广价值，尚有待于进一步验证。第三，本研究所探讨的研究变量的数量可以进一步扩展，以更好地把握创业动机的形成和影响机制。

未来的研究可以从三个方面入手：其一，后续的研究可以运用创业认知过程理论和方法，结合认知动机过程理论和方法，动态分析创业动机的形成和发展过程。其二，后续的研究者可以在更广泛的高校或其他类型的人群中做实证分析，以进一步检验本研究结论的可靠性和外部效度。其三，后续的研究者可以就更为广泛的个体因素、创业环境因素和创业认知调节因素对创业动机的影响展开理论与实证研究，进一步丰富和发展本研究的研究模型和研究结论。

麦可思. 2017年中国大学生就业报告[R]. 北京：社会科学文献出版社，2017年6月。

上述研究所指的个体认知因素系个体对环境或创业政策等因素的评价和认知，并不是指具有自我调节和整合功能的创业认知调节因素。详见文后所列出的与Taormina和Kin-Mei Lao（2007）、Fereidouni等（2010）以及Sivarajah和Achchuthan（2013）等相对应的文献。

详见李爱国.大学生生存型创业和机会型创业的行为动机、影响因素及转化对策研究[R].国家社科基金研究报告，2013.

详见中国人民大学首次发布《2016中国大学生创业报告》[DB/OL].新华网，2016-12-29，http://education.news.cn/2016-12/29/c_129424886_2.htm.

创业社会保障，即，针对创业者在创业的特定阶段内享有的专门的社会保障项目。如，创业成功之前或由创业不成功至回归就业期间的特定时间段内的专门的社会保障项目。

陈琼. 我省高校毕业生自主创业享多项优惠政策[N].长春晚报，2016-02-24，第2版。

限于篇幅，本研究前期的探索性研究与专家咨询在此不再赘述，如有需要请向本文第一作者索取。

警察类院校和军事院校就业比较固定，与其他类型高校有较大的区别，因此抽样总体中不包含此两类院校。如，重庆警察学院官网数据显示，该校毕业生进入警察和其他国家机关事业单位就业的比率高达85%以上。详见重庆警察学院官网http://www.cqjy.com.cn/content.aspx?cid=43.

限于篇幅，未列示结果，可向作者索取。

① 麦可思. 2017年中国大学生就业报告[R]. 北京：社会科学文献出版社，2017年6月。

② 上述研究所指的个体认知因素系个体对环境或创业政策等因素的评价和认知，并不是指具有自我调节和整合功能的创业认知调节因素。详见文后所列出的与Taormina和Kin-Mei Lao（2007）、Fereidouni等（2010）以及Sivarajah和Achchuthan（2013）等相对应的文献。

③ 详见李爱国.大学生生存型创业和机会型创业的行为动机、影响因素及转化对策研究[R].国家社科基金研究报告，2013.

④ 详见中国人民大学首次发布《2016中国大学生创业报告》[DB/OL].新华网，2016-12-29，http://education.news.cn/2016-12/29/c_129424886_2.htm.

⑤ 创业社会保障，即，针对创业者在创业的特定阶段内享有的专门的社会保障项目。如，创业成功之前或由创业不成功至回归就业期间的特定时间段内的专门的社会保障项目。

⑥ 陈琼. 我省高校毕业生自主创业享多项优惠政策[N].长春晚报，2016-02-24，第2版。

⑦ 限于篇幅，本研究前期的探索性研究与专家咨询在此不再赘述，如有需要请向本文第一作者索取。

⑧ 警察类院校和军事院校就业比较固定，与其他类型高校有较大的区别，因此抽样总体中不包含此两类院校。如，重庆警察学院官网数据显示，该校毕业生进入警察和其他国家机关事业单位就业的比率高达85%以上。详见重庆警察学院官网http://www.cqjy.com.cn/content.aspx?cid=43.

⑨ 限于篇幅，未列示结果，可向作者索取。