1. 引言
教育部最新数据显示，2024年全国高校毕业生规模预计达1179万，再创历史新高(司学敏，鲍春雷，2024)。目前就业形势越来越严峻，大学生们必须寻求更加多元化的就业方式。创业作为缓解就业压力、带动经济活力的重要举措，对增加就业机会和缓解社会矛盾等都有重要意义。2021年《关于进一步支持大学生创新创业的指导意见》，强调大学生是大众创业、万众创新的生力军，是推动实施创新驱动发展战略的重要力量。以往研究中，创业意向被认为是创业行为的有效预测指标(赵秀丽，马早明，2020)，因此，有必要进一步探究影响大学生创业意向的相关因素及影响机制，为促进大学生的创业行为贡献参考价值。
成就动机是影响创业意向的重要个体变量，成就动机是指个体有志于从事有挑战性的困难任务，并且在任务中获得成功的期望(McClelland & Burnham, 1976)，对行为具有激发、维持和指引的作用。许多研究指出，高成就动机的人拥有更高的创业意愿(McClelland & Burnham, 1982; Karabulut, 2016; 葛宝山，王侃，2010；孙跃等，2011；闫昱新，2020)。已有研究表明，成就动机是预测创业意向的重要因素(徐金凤，2015；艾娟等，2016)。因此，提出假设1：成就动机能够正向预测创业意向。
感知行为控制，是对自己能否胜任某件事情难易程度的评估(Ajzen, 1991)。成就动机作为一种更深层次的内部动力，会影响个体对特定行为所持有的信念。有研究表明，具有高成就动机的个体，自我效能感更强(闫凤霞，2015)，对自己具有更加积极的评价，认为自己有能力从事具有一定难度的活动并获得成功，对自己的行为控制感更强。因此，成就动机可能正向预测感知行为控制。行为计划理论(Ajzen, 1991)提出了影响行为意向的三个要素，分别是态度、主观规范和感知行为控制。其中，感知行为控制对创业意向的影响最大(Ajzen & Fishbein, 2005)。具有感知行为控制的个体可能自信心较足，其从事其他活动(如创业)的可能性和意愿也较高。感知行为控制可能对创业意向起到正向预测作用。因此，提出假设2：感知行为控制可能在成就动机与大学生创业意向间发挥中介作用。
风险感知可能是上述中介机制的一个调节变量。风险知觉可以认为是个体对客观外部风险的感知和理解，属于个体主观判断(席居哲等，2020)。生态系统理论认为，任何行为都是个体因素与环境因素交互作用的结果(Bronfenbrenner, 1989)。疫情得到有效防控后，人们虽然不再像疫情初期时充满未知与恐惧，但其作为现代大学生面临的一次重要风险事件，仍可能使之感知到不同程度的心理压力(李春玲，2020)，并且很大程度上受到人格特征的影响(Franke & Lüthje, 2004)。有研究认为，具有自恋特征的个体表现出更高程度自信水平，更倾向于冒险，以追求成功(黎赔肆，李以撒，2020)。因此，具有高成就动机的个体可能认为任务具有挑战性，表现出更高水平的冒险意愿并依据以往的经验行事，从而更可能成功，产生创业意向，以及获得较高的自我效能；然而，成就动机较低的个体，由于回避倾向，则可能在风险感知处于低水平时，产生更强的创业意愿，获得更高的自我效能感会延续之前的习惯。同样，对于感知行为控制较高的个体来说，风险感知的影响机制应该与成就动机类似。因此，假设3：风险感知在“成就动机→感知行为控制→创业意向”这一中介路径以及“成就动机→创业意向”这一直接路径中起调节作用。
综上所述，本研究将以大学生为被试，系统探讨成就动机对创业意向的影响，以及感知行为控制的中介作用和疫情风险感知的调节作用。具体而言，本研究将探讨如下问题：
1) 成就动机对创业意向的影响；2) 感知行为控制在成就动机与创业意向之间的中介作用；3) 风险感知在成就动机与感知行为控制之间的调节作用、感知行为控制与创业意向之间的调节作用以及成就动机与创业意向之间的调节作用(模型如图1所示)。
Figure 1. Diagram of the hypothesised model
图1. 假设模型图
2. 对象与方法
2.1. 对象
本研究通过网络发放问卷，向山东、江苏等地大学生发放了231份问卷，剔除无效或明显偏差数据，最终得到有效问卷217份，有效率为93.94%。男生有42人，占比19.4%；女生有175人，占比80.6%。另外，大一年级54人，大二年级57人，大三年级31人，大四年级64人，研究生及以上11人。
2.2. 工具
2.2.1. 成就动机量表
本研究采用Gjesme和Nygard编制，叶仁敏等人翻译的成就动机量表(The Achievement Motive Scale，简称AMS) (叶仁敏，Hagtvet，1992)。量表分为两个维度，分别是追求成功(Ms)和避免失败(Maf)。共30道题，每个维度15道题，采用4点记分，得分越高表示此类动机越强。总的成就动机得分使用公式得出(Ma = Ms − Maf)。追求成功和避免失败的Cronbach’s α系数分别为0.904、0.905，总量表的Cronbach’s α系数为0.866。
2.2.2. 创业意向量表
本研究采用Chen等人于1998编制的量表(Chen et al., 1998)，共5个题目，即“我即将创办我自己的企业”、“我将全力以赴开办自己的企业”、“开办自己的公司才是我真正的兴趣所在”、“我对开办自己的公司有过系统深入的思考”、“我对开办自己的公司已经做了充分的准备”。使用5点计分法。量表的Cronbach’s α系数为0.915。
2.2.3. 感知行为控制量表
感知行为控制的测量可以通过创业自我效果感实现。本研究采用Lucas与Cooper编制，汤明修订的创业自我效能感量表(汤明，2009)，该量表包括了五个维度：一是创新效能，代表个体对自我创新创造能力的效能感；二是风险承担，指个体对自己在创业活动中压力承受能力的信心；三是机会识别，指发现机会，找寻商机的信心；四是关系协调，指个体在创业过程中建立和谐人际关系的信心；五是组织承诺，是指个体对自己能够坚持创业活动的信心程度。共22个题目，其中7、8、10、22为反向记分项目。量表的Cronbach’s α系数为0.879。
2.2.4. 风险感知量表
采用席居哲和佘壮等人编制的新冠肺炎疫情风险感知量表(PRCPS) (席居哲等，2020)，该量表包括三个评估层面，分别是风险情绪感受、认知判断和不同寻常严重性的心理表征。其中，参考前人的做法(Napper et al., 2012)，选项范围为Likert 4~6点计分，其中第4题为反向计分。量表的Cronbach’s α系数为0.814。
2.3. 数据分析
采用SPSS21.0及其宏程序PROCESS对收集的问卷进行数据处理和统计分析。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差检验
由于研究数据均采用自我报告法进行收集，可能导致共同方法偏差效应。在施测过程中，本研究通过匿名填写、反向计分等方式对误差进行了一定控制。此外，使用Harman单因素检验法验证是否存在共同方法偏差(Podsakoff et al., 2003)。结果显示，特征值大于1的因子共有13个，其中第一个公因子解释的总变异量为20.65%，小于临界标准40%，表明本研究不存在严重的共同方法偏差问题(周浩，龙立荣，2004)。
3.2. 各变量描述性统计和相关分析
对各变量进行描述性统计分析和Pearson相关分析，结果如表1所示。年级只与创业意向呈显著负相关；成就动机与创业意向、感知行为控制呈显著正相关，与风险感知相关不显著；创业意向与感知行为控制呈显著正相关，与风险感知相关不显著。
Table 1. Description of each variable statistical correlation analysis results
表1. 各变量的描述统计相关分析结果
|
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
1) 性别 |
— |
|
|
|
|
|
2) 年级 |
0.052 |
— |
|
|
|
|
3) 成就动机 |
−0.125 |
−0.021 |
— |
|
|
|
4) 创业意向 |
−0.132 |
−0.176** |
0.290** |
— |
|
|
5) 感知行为控制 |
−0.121 |
0.042 |
0.539* |
0.373** |
— |
|
6) 风险感知 |
0.019 |
−0.050 |
−0.121 |
−0.025 |
−0.121 |
— |
M |
|
|
−1.406 |
70.636 |
11.811 |
19.212 |
SD |
|
|
10.412 |
11.201 |
4.765 |
5.510 |
注：***p < 0.001；**p < 0.01；*p < 0.05，下同。
3.3. 感知行为控制的中介效应检验
为检验感知行为控制在成就动机与大学生创业意向之间是否起到中介作用，根据温忠麟和叶宝娟(2014)的观点，本研究采用Hayes开发的SPSS宏程序PROCESS中的Model 4检验(Hayes et al., 1996)，在控制了性别的情况下，分析感知行为控制在成就动机和创业意向间的中介效应。
Table 2. Regression analysis in mediation effect analysis
表2. 中介效应分析中的回归分析
回归方程 |
回归系数显著性 |
整体拟合指标 |
结果变量 |
预测变量 |
β |
t |
R |
R² |
F |
创业意向 |
性别 |
−0.25 |
−1.49 |
0.31 |
0.94 |
11.06 |
成就动机 |
0.27 |
4.24*** |
感知行为控制 |
性别 |
−0.14 |
−0.95 |
0.54 |
0.29 |
44.44 |
成就动机 |
0.53 |
9.19*** |
创业意向 |
性别 |
−0.21 |
−1.28 |
0.40 |
0.16 |
13.22 |
成就动机 |
0.12 |
1.59 |
感知行为控制 |
0.30 |
4.00*** |
注：模型中各变量均采用标准分代入回归方程，下同。
结果见表2，在控制了性别的情况下，成就动机显著正向预测创业意向(β = 0.27, t = 4.24, p < 0.001)，成就动机显著正向预测感知行为控制(β = 0.53, t = 9.19, p < 0.001)，将成就动机和感知行为控制同时纳入回归方程时，成就动机对创业意向的正向预测作用不显著(β = 0.12, t = 1.59, p > 0.05)，创业自我效能能够显著正向预测创业意向(β = 0.30, t = 4.00, p < 0.001)。
采用偏差矫正的百分位Bootstrap方法排序(温忠麟，方杰，谢晋艳，欧阳劲樱，2022)，重复抽取样本5000次，估计95%的置信区间。结果见表3，父子沟通在成就动机与创业意向之间的中介作用显著，ab = 0.16，Boot SE = 0.06，95%的置信区间为[0.06, 0.30]，上、下限均不包含0。中介效应占总效应的比例ab/(ab + c’) = 50.14%。
Table 3. Mediating effect size analyses for total effect, direct effect and intermediate effect
表3. 总效应、直接效应及中介效应分解表
|
效应值 |
SE |
Boot CL下限 |
Boot CL上限 |
相对效应值 |
总效应 |
0.28 |
0.07 |
0.15 |
0.41 |
|
直接效应 |
0.12 |
0.07 |
−0.03 |
0.27 |
|
感知行为控制 中介效应 |
0.16 |
0.06 |
0.06 |
0.30 |
50.14% |
3.4. 风险感知的调节效应检验
首先，检验成就动机通过感知行为控制对大学生创业意向的中介效应是否受到风险感知的调节，本研究采用Hayes开发的SPSS宏程序PROCESS中的Model 59 (Model 59假设中介模型的前半段、后半段以及直接路径受到调节，与本研究假设一致) (Hayes et al., 1996)。
结果如表4所示，在控制了性别的情况下，成就动机能够显著正向预测感知行为控制(β = 0.33, t = 9.18, p < 0.001)；成就动机和风险感知的交互项对创业意向的正向预测效应显著(β = 0.15, t =2.79, p < 0.01)，因此，成就动机经过感知行为控制对创业意向的中介作用前半路径受到风险知觉的调节。同时，感知行为控制能够显著正向预测创业意向(β = 0.33, t = 4.33, p < 0.001)，感知行为控制和风险感知的交互项对创业意向的正向预测效应显著(β = 0.15, t =2.79, p < 0.01)，因此，风险知觉在感知行为控制与创业意向之间起调节作用。成就动机对创业意向的预测效应不显著(β = 0.07, t = 0.83, p > 0.05)，成就动机与风险感知的交互项对创业意向的效应不显著(β = −0.12, t = −1.85, p > 0.05)。综上，风险感知能够在模型的前半路径和后半路径起调节作用(温忠麟，叶宝娟，2014)。
Table 4. Regression analysis in moderating effect analysis
表4. 调节效应分析中的回归分析
回归方程 |
回归系数显著性 |
整体拟合指标 |
结果变量 |
预测变量 |
β |
t |
R |
R² |
F |
感知行为控制 |
性别 |
−0.13 |
−0.88 |
0.57 |
0.32 |
25.10 |
成就动机X |
0.57 |
9.56*** |
|
风险感知U |
−0.03 |
−0.46 |
|
|
|
|
XU |
0.15 |
2.79** |
|
|
|
创业意向 |
性别 |
−0.22 |
−1.41 |
0.43 |
0.18 |
7.92 |
成就动机X |
0.07 |
0.83 |
风险感知U |
0.02 |
0.29 |
XU |
−0.12 |
−1.85 |
|
感知行为控制M |
0.33 |
4.33*** |
|
|
|
|
MU |
0.16 |
2.47* |
|
|
|
为了更清楚地分析风险感知的调节作用实质，采用简单斜率分析，将风险感知按照平均数加减一个标准差分为高、中、低三组，考察风险知觉的调节效应影响，结果如图2、图3所示。
Figure 2. The moderating effect of risk perception on achievement motivation and perceived behavior control
图2. 风险感知在成就动机与感知行为控制中的调节作用
图2表明，对于低风险感知组(M − 1SD)的个体，成就动机对感知行为控制的正向预测作用显著(β = 0.42, t = 6.14, p < 0.001)，对于高风险感知组(M + 1SD)的个体，成就动机对感知行为控制的正向预测作用增强(β = 0.72, t = 7.97, p < 0.001)。因此，成就动机通过对创业意向产生影响的过程受到风险感知的调节。
Figure 3. The moderating effect of risk perception on perceived behavior control and entrepreneurial intention
图3. 风险感知在感知行为控制与创业意向中的调节作用
图3表明，对于低风险感知组(M − 1SD)的个体，感知行为控制对创业意向的正向预测作用不显著(β = 0.17, t = 1.73, p < 0.05)，对于高风险感知组(M + 1SD)的个体，感知行为控制对创业意向的正向预测作用增强(β = 0.49, t = 4.72, p < 0.001)。
综合来看，成就动机通过感知行为控制对创业意向产生影响的过程受到风险知觉的调节。对于低风险感知的大学生，成就动机通过感知行为控制对创业意向的间接效应index = 0.07，Boot SE = 0.06，95%的置信区间为[−0.01, 0.22]；对于高风险感知的大学生，此间接效应为index = 0.35，Boot SE = 009，95%的置信区间为[0.19, 0.55]。
4. 讨论
本研究在问卷调查的基础上，描述了大学生成就动机、感知行为控制和创业意向的基本特点：研究探讨了大学生成就动机对创业意向的影响，将风险感知作为外界环境因素，检验了风险感知在成就动机和创业意向之间的调节作用，本研究可以为大学生创业意向研究提供一定的理论依据，为教育工作者提供可行性建议。
4.1. 成就动机与创业意向的关系
与假设一致，成就动机显著正向预测创业意向，即成就动机越高，创业意向越强，该结果与已有研究一致(徐金凤，2015)。对于大学生而言，创业成为毕业后就业的重要途径之一，国家政策、社会环境都鼓励大家进行创业。因此，成就水平高的学生有可能选择创业这一更具挑战性的行为来实现个人的人生价值。因为，创业能够提供更为宽阔的平台和更大的提升空间，高风险高回报，能够更大程度地满足其成功追求(胡晋，2018)。另外，成就动机较强的大学生，其更有可能审视自己的创业态度，进一步形成意向，而且成就动机越强烈，个体承担风险的意愿更强，更有可能选择创业(孙跃等，2011)。因此，在创业教育过程中，应该注意对大学生成就需要、成就动机的指引和培养，从更深、更根本处着手促进学生的创业行为。
4.2. 感知行为控制的中介作用
本研究发现，感知行为控制在成就动机与创业意向间起到完全中介作用。放入感知行为控制后，成就动机到创业意向的直接路径不显著，原因可能是成就动机更多地通过中介机制发挥作用。Weiner的归因理论，人们通常都会有为自己的行为寻找原因的倾向，不同的归因方式会影响今后的动机。内外源维度与成败的情绪体验有关，稳定性维度与预期未来的成败有关，可控性维度与今后继续努力与否有关。高成就动机的个体往往在遇到失败时，不过度否认自己，认为能力是可以培养的，并愿意选择继续努力，其成功的可能性较高，因此容易获得自信、肯定自己的努力。因此其感知控制能力也相应较高。而成就动机水平较低的个体，其遭遇成功易归因于外部因素，遭遇失败则易归因于内部，自信心不足，并伴随消极情绪，影响个体对未来的掌控感，进而创业意愿也较低。
4.3. 风险感知的调节作用
本研究发现，风险感知能够在模型的前半路径和后半路径起调节作用。有研究者认为，应激源可以通过认知评价、应对方式、个体特征等对人们产生不同的反应(姜乾金，2005)。疫情作为一个应激源，使得人们感知到的风险增加，但是不同的人面临风险时会表现出不同的反应。相比于风险知觉较低的情况，当风险知觉较高时，成就动机对感知行为控制的预测作用更强。可能因为高风险感知情况下，任务更具有挑战性和冒险性，成就动机较高的个体表现为“愈挫愈勇”，具有冒险偏好(孙跃等，2011)，往往能够相信自己，遇到困难也会想办法克服，认为自己拥有解决问题的能力，并容易从其中发现商机，应对挑战，凭借之前的成功经验从而增强感知行为控制能力；而低成就动机的个体在遇到困难时因为害怕失败，感知到的行为控制水平较低，反而在风险较低时候，行为知觉控制水平较高。
同样地，高风险知觉情况下，感知行为控制水平高的个体，内心更为强大，相比于低风险知觉时容易产生更高的创业意向水平；感知行为控制水平低的个体，对自我的信心程度不够，高风险使得其更加害怕，感觉到任务的困难，创业意愿较低，而在低风险的情况中反而能够展露出适当的自信，这也有助于创业意向的增加。对风险感知的研究，突出了个人特质对于创业意向的重要作用。也有研究发现，创业人员具有明显的个性特征，例如，超强的成就感、控制能力、冒险性、耐心和智商(Shaver & Norman, 1995)，正是这种无论是在低风险还是高风险的情况下都能保持较高的感知控制力和创业意向。但同时，学校在进行创业教育时，要注意因材施教，防止造成对成就动机或感知行为控制水平较低的学生的打击，也要正确引导高成就动机者，帮助其发现创业过程中的挑战所在，进一步促进创业教育的完善。
4.4. 总结与展望
综上所述，研究结果明晰了成就动机对大学生创业意向的影响及感知行为控制的中介作用和风险感知的调节作用，较好地厘清了四个研究变量间的作用关系，丰富了研究成果，为创业教育提供指导。在未来，疫情带来的影响逐渐归于平静，但就业趋势仍不容小觑，在经济进入新常态时期，我们可能面临更加复杂的就业环境，各种风险交织，高校毕业生如何更好地调整心态以迎接未来挑战等成为学生、老师以及社会思考的重要命题。本研究为此提供了一定的建议。首先，在大学生就业指导方面，高校应加强对成就动机、感知行为控制等个体特质的关注，在创业教育过程中注意培养学生的自信心和胜任感，引发学生的创业兴趣。针对不同特征的学生要注意合理引导，成就动机较高的学生可以为其安排一些难度较高的任务，以促使其追求成功的胜负心；成就动机较低的学生，可以让其完成难度适中的任务，进行适时的鼓励，促进成就感的建立。另外，学校可以开展丰富的创业实践活动和交流考察。为学生提供更多接触创业相关的机会，增加学生对就业市场、就业环境以及国家政策的了解，避免信息不足造成的消极影响，帮助学生避免因大环境而受挫，扶持大学生的创业行为。总的来说，不仅社会和学校，个人也应该在对市场形势加深了解的同时，对自我加深认识，结合自身优势以更加积极的面貌投入社会。
同时，本研究还存在一些不足之处。首先，在研究样本方面，数量较少，男女比例失衡，被试的代表性相对欠缺。其次，本研究采用横断研究，对因果解释得不够充分，未来研究可以采用纵向设计，还可以增加访谈等质性研究方法，进一步探讨研究结果的内在原因，丰富和夯实成果。最后，研究内容方面，未来研究可以分类详细探讨风险知觉对于大学生创业意向的影响作用。
5. 结论
本研究得出以下结论：
1) 大学生创业意向在性别和年级上存在显著差异；
2) 控制了性别后，成就动机能够显著正向预测创业意向；
3) 控制了性别后，大学生的感知行为控制在成就动机与创业意向之间起完全中介作用；
4) 控制了性别后，成就动机通过感知行为控制对创业意向的间接效应的前半和后半路径都受到风险感知水平的影响，直接路径则不受影响。
基金项目
《中医药心理干预诊疗方案研究》(GZY-FJS-2024-008)。
NOTES
*通讯作者。