流動人口創業意愿影響因素研究:基于三元交互理論

摘要：以310名非武漢籍留漢應屆大學畢業生為樣本，基于三元交互理論與“環境-個體-行為”研究框架，并引入包含財富追求型和自我實現型的創業動機作為調節變量，實證分析流動人口創業意愿影響因素及其政策供給。結果表明，個人能力、學校教育和社會影響均對非武漢籍留漢應屆大學畢業生創業意愿有顯著正向影響。另外，研究還表明不同類型創業動機對各影響要素與創業意愿之間起到積極作用。研究結論可為相關部門在復雜環境中提高流動人口的創業意愿提供借鑒參考。

關鍵詞：流動人口;創業意愿;應屆大學畢業生;三元交互理論

中圖分類號：F279.2;C936

文獻標識碼：A

DOI：10.3969/j.issn.1672-2272.202411066

英文標題

Research on Factors Influencing the Entrepreneurial Intention of Floating Population： Based on the Triple Interaction Theory

Sun Jun，Dong Jingru

（School of Management， Wuhan Polytechnic University， Wuhan 430040， China）

英文摘要Abstract： This study takes 310 non-Wuhan college graduates studying in Wuhan as samples， and based on the theory of planned behavior， and the “environment individual behavior” research framework， entrepreneurial motivation including wealth pursuit and self-actualization is introduced as moderating variables， analyzes the factors influencing the entrepreneurial willingness of the floating population and their policy supply. The results indicate that personal abilities， school education， and social influence all have a significant positive impact on the entrepreneurial willingness of non-Wuhan graduates studying in Wuhan. In addition， research has shown that different types of entrepreneurial motivations have a positive effect on the relationship between various influencing factors and entrepreneurial intentions. The research conclusion has certain enlightening and guiding significance for relevant departments on how to strengthen the entrepreneurial willingness of migrant population in complex environments.

英文關鍵詞Key Words：Floating Population; Entrepreneurial Intention；Fresh College Graduates; Theory of Triple Interaction

0 引言

面對經濟增速放緩和就業壓力增加等多重挑戰，流動人口自主創業具有積極價值［1］。自主創業不僅可以有效應對流動人口的就業困境，還能夠創造更多就業機會，以創業帶動就業，推動經濟進一步發展。湖北省“九省通衢”，區位優勢明顯，其省會武漢更是擁有全國最多的大學生群體。為了深化“才聚荊楚”工程，武漢市政府鼓勵并扶持大學生在本市進行創新創業活動［2］。因此，針對大學生自主創業意愿及其影響因素的研究，不僅具有理論深度，也具備較高的實踐價值。然而，針對非武漢籍留漢應屆畢業生的研究尚顯不足。基于此，本文深入探討了非武漢籍留漢應屆畢業生創業意愿及其影響因素。

本文聚焦非武漢籍留漢應屆大學畢業生，結合武漢市相關政策背景，系統分析了他們的創業意愿及其影響因素。

1 三元交互理論下研究視角的提出

Bandura［3］在綜合個體決定論和外部環境決定論兩種傳統理論的基礎上，提出三元交互理論。三元交互理論系統剖析了個體、環境與行為三者的動態交互作用，并突顯了個體因素的主導地位。這些個體因素不僅包括個體對環境的感知和對自身行為的認知，還涵蓋個體的內在特質，如認知能力、動機、情感以及思維模式等［4］。而環境因素則主要是指影響個體的外部條件，如家庭關系、社會網絡、學校教育以及政策環境等對大學畢業生創業決策有重要影響的外部環境。個體行為在三元交互理論中被視為與社會緊密相連的活動，與所處的環境緊密相關［5］。此理論突破傳統認知心理學的單向決定模式，關注個體認知因素、個體行為因素和外部環境因素間的相互獨立又相互影響的關系，強調“環境-個體-行為”三者間的復雜互動關系［6］。基于此理論，本文選取個人能力、學校教育和社會環境作為應屆畢業大學生創業意愿的影響因素。因此，三元交互理論提供了連接個體內部認知與外部環境的紐帶，為以非武漢籍留漢應屆大學畢業生為例的流動人口創業研究框架的構建提供了科學合理的理論視角。

2 理論分析與研究假設

2.1 直接效應分析

2.1.1 個人能力與創業意愿

基于三元交互理論，在探討非武漢籍留漢應屆大學畢業生創業意愿的動因時，首先需明確個人能力的概念［7］。個人能力涉及個體對創新創業活動所需知識、資源、技能的自我認知，以及對外部環境的深刻理解。對于應屆畢業生而言，他們畢業后可能選擇升學深造、參加公務員考試、進入企業任職或自主創業等多種就業形式［8］。

基于馬斯洛的需求層次理論，人的行為往往受內在需求的驅動，并通過目標設定和行動來實現這些需求。換言之，個人目標的設定是基于自身需求的，而目標的實現則需要相應的能力和條件支持。個體需要自身內在堅定的信心支撐其行為表現［9］，作為推動個體創新行為產生的關鍵因素，創新自我效能感在個體創新行為的影響機制中發揮著重要作用。低創新自我效能感會弱化二者間的關系，導致個體較難察覺到環境中創新支持的改變［10］。當個體認為自己已具備足夠的準備和條件去實現某一目標時，他們更可能將這一目標轉化為實際行動。鑒于此，本文提出以下假設：

H1：個人能力對非武漢籍留漢應屆大學畢業生創業意愿有顯著影響。

2.1.2 學校教育與創業意愿

學校教育作為三元交互理論中的環境要素，為學生提供了一系列創新創業的課程體系和相關教育培訓的渠道，在鼓勵大學生創業過程中起著重要作用。其核心目的是培養學生在未來個人發展中所需的創新創業知識與能力。參與創新創業課程的學習對于非武漢籍留漢應屆大學畢業生而言，不僅有助于他們深入理解和認識創新創業的內涵，更能顯著增強他們的留漢創新創業意愿［11］。通過在學校內開展創新創業教育，為學生創造了一個模擬現實競爭環境的平臺，使他們在校園生活中就能體驗到創新創業的全過程。這一做法不僅有助于學生建立科學合理的價值觀，還能激發他們的學習熱情，提升他們的創新創業實踐能力，并促使他們形成堅定的創新創業意愿［12］。

基于上述分析，本文提出以下假設：

H2：學校教育對非武漢籍留漢應屆大學畢業生創業意愿有顯著影響。

2.1.3 社會環境與創業意愿

社會環境構成了廣泛的背景，它涵蓋人們對于創新創業活動的整體認知和態度［13］。人們的行為和態度在很大程度上是通過觀察和模仿他人來塑造的。當整個社會充滿著對創新創業的高度認同和尊重的氛圍，將創業者視為榜樣和向往的對象時，這種社會氛圍將會顯著激發個體投身于創新創業活動的意愿［14］。鑒于此，本文提出以下假設：

H3：社會環境對非武漢籍留漢應屆大學畢業生創業意愿有顯著影響。

2.2 調節效應分析

本文基于3元交互理論，從個人能力、學校教育、社會環境三個方面分析非武漢籍留漢應屆大學畢業生創業意愿的影響因素，同時以創業動機為調節變量，從自我追求型動機和財富追求型動機兩方面開展研究［15-16］。將創業動機作為調節變量可以更全面地理解和分析個人能力、學校教育和社會環境是如何影響個體創業意愿的［17］。因此，本文提出如下假設：

H4：創業動機對非武漢籍留漢應屆大學畢業生創業意愿有調節作用。

2.3 理論模型構建

已有文獻顯示，個人能力、社會環境、學校教育對個人的創業意愿起到正向積極影響作用［18］。本文將感知行為控制作為中介變量，根據三元交互理論，個人能力，包括知識、技能和經驗等個體層面因素，直接影響個體進入創業活動的能力感知。較高的個人能力可以增強感知行為控制，即個體對自己成功創業的自信心和可能性的感知［19］。學校教育層面，特別是涉及創業教育的部分，能夠提升個體知識和技能，增強其對創業行為控制的感知；社會環境層面，如政策支持和市場條件，可以塑造個體對于創業環境的感知，進而影響其感知行為控制［20］。通過學習創業理論與實踐，個體會更加自信地面對創業挑戰。創業動機分為自我追求型動機和財富追求型動機，將創業動機作為調節變量可以更全面地理解和分析個人能力、學校教育和社會環境是如何影響個體的創業意愿的［21］。由此構建出理論假設模型，如圖1所示。

3 調查問卷與數據處理

3.1 調查問卷設計

本文設計的調查問卷，旨在全面分析非武漢籍留漢應屆大學畢業生創業意愿的多元影響因素。制作問卷時經過審慎考量，確保了問卷的科學性和實用性［22］。問卷的結構被劃分為以下兩個部分［23］：

第一，個人基本信息，涵蓋性別、學歷、感知與本地融合、戶籍所在地、有居留意愿和跨省流動等維度，這些信息有助于本文初步了解被調查者的創業基礎與背景［24］。

第二，影響因素變量。首先，關注個人能力，包括專業知識的掌握程度、團隊領導的有效性等，并探討了創業環境的影響，分為學校環境和社會環境兩個方面。在評估學校環境對創業意愿的影響時，本文關注被調查者是否參與過創業培訓、講座或比賽等活動，以此來衡量學校創業氛圍的濃厚程度及其對個體創業意愿的潛在推動作用。而針對社會環境方面，本文則通過了解被調查者對于應屆大學畢業生流動人口創業政策及其優惠措施了解程度，以深入探討社會創業環境對應屆畢業生流動人口創業意愿的潛在影響與激勵作用［23］。其次，調節變量創業動機：馬玉鳳［25］提出創業行為生成包括追求財富型和自我價值型。參考已有研究，本文將創業行為生成類型分為經濟利益驅動和自我價值驅動創業生成。

3.2 問卷調研對象的發放

以非武漢市籍貫、兩年內未購房未繳社保，且穩定身處武漢市（近兩年無離漢計劃）的武漢高校應屆畢業生作為標準篩選調查對象，獲取非武漢籍留漢應屆大學畢業生創業意愿影響因素的相關信息。調查通過線上渠道共發放320份，回收310份，回收率達96.87%，剔除少選、多選無效問卷，得到有效問卷300份，有效率達93.75%。

3.3 實證檢驗

3.3.1 描述性分析統計

①基本信息描述

進行“非武漢籍留漢應屆大學畢業生創業意愿的影響因素調查分析”研究時，對其基本信息使用頻數、百分比、累計百分比指標進行簡要描述，以反映各變量在問卷樣本中的分布情況，以及其他個人信息。數值型數據如性別、學歷等進行標準化處理。基本信息描述性統計如表1所示。

②變量描述

均值用來衡量數據集中趨勢，即所有數據點的平均值。本文均值用于描述參與者在個人能力、社會環境、學校教育、感知行為控制和創業意愿各個維度的平均響應。標準差衡量數據分散度，描述了數據點相對于均值的離散程度。使用SPSS.28對其進行分析得到結果如表2所示。

本文對受訪者的各項能力和環境因素進行了評估。結果顯示，受訪者普遍對自己的個人能力（M=3.514，SD=1.062）持積極態度，認為自己具備成功創業的基本能力。社會環境方面（M=3.531，SD=1.152），大多數受訪者認為當前社會環境支持創業，但對社會支持系統的評價存在顯著差異。在學校教育（M=3.556，SD=1.092）方面，大部分受訪者認為學校教育在某種程度上支持他們的創業活動，但評價同樣呈現分散性。關于財富追求型動機（M=3.548，SD=1.042），受訪者普遍表達對財富的追求。在自我實現型動機（M=3.571，SD=1.085）方面，得分最高，表明受訪者認為創業是實現個人價值的重要途徑。最后，創業意愿（M=3.436，SD=1.216）的分析結果顯示，雖然平均意愿較強，但因受多種因素影響，個體差異在這一維度最為顯著。

3.3.2 信度和效度檢驗

①信度檢驗。利用SPSS28.0做信度和效度檢驗，結果如表3所示。調查評估了受訪者在不同維度的個人能力、社會環境、學校教育、財富追求型動機、自我實現型動機以及創業意愿上的內部一致性。個人能力、社會環境、學校教育和創業意愿的克隆巴赫系數值均超過0.8，為良好到優秀的內部一致性，這些維度的問卷之間具有較高程度的相關性，能夠一致地測量它們各自所代表的概念。尤其是創業意愿維度，其克隆巴赫系數達到0.907，是所有維度中最高的，具備良好的內部一致性。而財富追求型動機和自我實現型動機維度的克隆巴赫系數略低，分別為0.784和0.838，表明這些維度的相關性稍弱，但總體上仍表現出較好的一致性。

②效度檢驗。KMO和巴特利特檢驗。KMO取樣適切性量是一個介于0和1之間的指數，用于衡量觀察變量之間的偏相關系數大小，以判斷這些變量是否適合進行因子分析。一般來說，KMO值超過0.7認為較好。巴特利特球形度檢驗用來檢測觀察的變量間在總體上是否相互獨立。如果檢驗顯著（通常p值小于0.05），則表示變量間適合進行因子分析，檢驗結果如表4所示。

本文KMO值為0.870，近似卡方值為3427.552，自由度為210，顯著性為0.000，遠小于0.05的常規顯著性水平，這意味著變量間存在相關性，拒絕了變量間完全獨立的零假設，表明數據適合進行因子分析。

旋轉后的因子劃分。旋轉后的成分矩陣是一個優化過程，旨在使因子載荷矩陣更加清晰和易于解釋，在因子分析中，希望每個因子與特定的變量組有較高的相關性，同時與其他變量組的相關性較低。這樣可以幫助識別變量之間潛在的關系，如表5所示。

表5中，行代表不同的題項或變量，列代表提取出來的因子，每個單元格的數字代表相應變量在該因子上的載荷（系數），它表示變量和因子之間相關性的強度。載荷的絕對值越高，表明變量與該因子的關聯性越強。各項均未居于原假設維度中，表明效度良好。

共同偏差檢驗。本文采用Harman單因素檢驗法進行主成分分析后提取出4個因子，這些因子共同解釋了總方差的72.972%，而最大公因子則解釋了總方差的31.130（lt;40%），沒有發現嚴重的共同方法偏差問題，結果如表6所示。

3.3.3 相關性分析

分析結果顯示，個人能力與社會環境（r=0.431，plt; 0.01）、學校教育（r=0.414，plt;0.01）和創業意愿（r=0.471，plt;0.01）均呈現顯著的正相關關系。社會環境與學校教育（r=0.362，plt;0.01）以及創業意愿（r=0.584，plt;0.01）的正相關更為顯著，特別是社會環境與創業意愿的相關性最強。此外，學校教育與創業意愿之間也呈正相關關系（r=0.445，plt;0.01）。相比之下，財富追求型動機與其他維度的相關性較弱，而自我實現型動機與社會環境呈現顯著的負相關關系（r=-0.184，plt;0.01）。結果如表7所示。

3.3.4 假設檢驗

①直接效應檢驗

綜上所述，個人能力、社會環境、學校教育與創業意愿呈現正相關關系，為進一步檢驗其關系，對其進行回歸分析。以性別、是否已經畢業等為自變量，非武漢籍留漢應屆大學畢業生的創業意愿作為因變量，構建模型M1；以性別等作為控制變量，分別以個人能力、社會環境、學校教育為自變量，非武漢籍留漢應屆大學畢業生創業意愿作為因變量，構建模型M2、M3、M4；最后，將是否已經畢業、學歷、戶籍所在地、是否獨生子女、是否擔任過學生干部作為控制變量，同時以個人能力、社會環境、學校教育為自變量，非武漢籍留漢應屆大學畢業生創業意愿作為因變量，構建模型M5，使用SPSS 28.0對其進行分析，得到結果如表8所示。

表8結果顯示，在M1中，控制變量對創業意愿的解釋力相對較弱（R2=0.02）。在引入關鍵自變量的M2、M3、M4中，解釋力顯著提高，尤其在M2（個人能力，R2=0.41）和M3（社會環境，R2=0.35）中。M5模型中，當綜合所有自變量時，解釋力進一步提高到0.45，個人能力（β=0.23，plt;0.01）、社會環境（β=0.44，plt;0.01）、學校教育（β=0.24，plt;0.01）均顯著正向影響創業意愿，這些因素是推動非武漢籍留漢應屆大學畢業生創業意愿的關鍵驅動力。此外，控制變量中，是否擔任過學生干部和是否獨生子女在各模型中均呈負向影響，但與創業意愿的關聯度相對較低。

②財富追求型動機的調節效應檢驗

以性別等作為控制變量，個人能力、財富追求型動機、個人能力與財富追求型動機兩者交互項為自變量，創業意愿為因變量構建M6，以性別、是否已經畢業等作為控制變量，社會環境、財富追求型動機、社會環境與財富追求型動機兩者交互項為自變量，創業意愿為因變量構建M7，以性別、是否已經畢業、學歷、戶籍所在地、是否獨生子女、是否擔任過學生干部作為控制變量，學校教育、財富追求型動機、學校教育與財富追求型動機兩者交互項為自變量，創業意愿為因變量構建M8。結果如表9所示。

M6模型中，個人能力和財富追求型動機及它們的交互項作為自變量，個人能力（β = 0.41，t = 5.77，p lt; 0.01）和交互項（β = 0.22，t = 3.07，p lt; 0.01）均對創業意愿有顯著正向影響，財富追求型動機的調節作用增強了個人能力對創業意愿的正向影響。在此基礎上繪制簡單斜率圖，如圖2所示，進一步表明其調節效應存在且為正向調節。

M7模型中，社會環境、財富追求型動機及它們的交互項作為自變量，社會環境（β = 0.55，t = 10.76，p lt; 0.01）及其交互項（β = 0.18，t = 3.73，p lt; 0.01）對創業意愿有顯著正向影響，說明在更支持性的社會環境中，財富追求型動機對創業意愿的正向影響更加顯著。在此基礎上繪制簡單斜率圖，如圖3所示，進一步表明其調節效應存在且為正向調節。

M8模型中，學校教育、財富追求型動機及它們的交互項作為自變量，學校教育（β = 0.45，t = 7.61，p lt; 0.01）和交互項（β = 0.15，t = 2.58，p lt; 0.01）證實財富追求型動機在學校教育和創業意愿之間起到調節作用。在此基礎上繪制簡單斜率圖，如圖4所示，進一步表明其調節效應存在且為正向調節。

模型的R2值分別為0.26、0.38和0.24，表明模型能夠解釋創業意愿方差的26%、38%和24%，這些因素和它們的交互作用在解釋創業意愿中具有重要性。通過這些分析可以看出財富追求型動機的調節作用在不同背景下的重要性，以及如何與其他關鍵因素相互作用以促進創業意愿。

③自我實現型動機的調節效應檢驗

以性別等作為控制變量，個人能力、自我實現型動機、個人能力與自我實現型動機兩者交互項為自變量，創業意愿為因變量構建M9，以性別、是否已經畢業等作為控制變量，社會環境、自我實現型動機、社會環境與自我實現型動機兩者交互項為自變量，創業意愿為因變量構建M10， 以性別、是否已經畢業等作為控制變量，學校教育、自我實現型動機、學校教育與自我實現型動機兩者交互項為自變量，創業意愿為因變量構建M11。結果如表10所示。

M9模型中，個人能力和自我實現型動機及它們的交互項作為自變量，結果顯示個人能力（β=0.50，t=8.39，plt; 0.01）對創業意愿有顯著正向影響，而自我實現型動機（β=-0.10，t=-1.80）呈現負向關系，但其交互項（β=0.14，t=2.52，plt;0.01）表明在較高的個人能力下，自我實現型動機對創業意愿的負向影響得到緩解。在此基礎上繪制簡單斜率圖，如圖5所示，進一步表明其調節效應存在且為正向調節。

M10模型中，社會環境、自我實現型動機及它們的交互項作為自變量，社會環境（β=0.58，t=10.45，plt;0.01）顯著正向影響創業意愿，自我實現型動機（β=0.02，t=0.28）基本無顯著影響，交互項（β=0.09，t=1.60）統計學不顯著，但趨勢表明在較好的社會環境下，自我實現型動機可能對創業意愿有輕微正向影響。M11模型中，學校教育、自我實現型動機及它們的交互項作為自變量，學校教育（β=0.46，t=8.23，plt;0.01）對創業意愿有顯著正向影響，自我實現型動機（β=-0.11，t=-2.01，plt;0.05）呈現負向關系，其交互項（β=0.18，t=3.27，plt;0.01）顯示，較好的學校教育背景能顯著增強自我實現型動機對創業意愿的正向調節效應。在此基礎上繪制簡單斜率圖，如圖6所示，進一步表明其調節效應存在且為正向調節。

模型的R2值分別為0.26、0.36和0.25，表明模型能夠解釋創業意愿方差的26%、36%和25%，進一步證實了這些因素及其交互作用在解釋創業意愿中的重要性。通過以上分析，可以看出自我實現型動機如何在不同個人和教育背景下與創業意愿相互作用。

4 結論與啟示

4.1 研究結論

本文基于三元交互理論，從個人能力、學校教育和社會影響3個維度，代表個人、學校和社會3個層面的影響因素，構建了以創業動機為調節變量的非武漢籍留漢應屆大學畢業生創業意愿的結構方程模型，探析了非武漢籍留漢應屆大學畢業生創業意愿的影響因素。

通過描述性分析，對調查數據的基本信息進行統計，包括頻數、百分比和累計百分比，從而清晰地展示了樣本的基本特征。分析結果顯示，受訪者中男女比例接近，主要為本科生，這些數據為進一步分析提供了基礎信息。在變量描述方面，利用均值和標準差對個人能力、社會環境、學校教育、財富追求型動機、自我實現型動機和創業意愿等維度進行了詳細描述。數據顯示，盡管存在個體差異，受訪者普遍對自己的個人能力和社會環境持積極態度，且認為學校教育和自我實現型動機在一定程度上支持了他們的創業活動。在數據質量檢驗方面，通過克隆巴赫系數評估了問卷的信度，結果表明各維度具有良好的內部一致性。此外，KMO和巴特利特檢驗驗證了數據的適合性和相關性，為因子分析提供了依據。因子分析結果進一步明確了各變量之間的潛在關系，為構建假設模型提供了理論支撐。在假設檢驗方面，構建了多個回歸模型，詳細檢驗個人能力、社會環境、學校教育以及財富追求型動機和自我實現型動機等因素對創業意愿的直接影響及其調節效應。結果顯示，這些因素及其交互項在不同模型中對創業意愿均有顯著影響，特別是社會環境和個人能力的交互作用，在推動創業意愿方面起到關鍵作用。此外，自我實現型動機的調節作用也在一定程度上影響創業意愿。

綜上所述，實證分析不僅系統地分析了應屆大學畢業生流動人口創業意愿的多重影響因素，還深入探討了這些因素如何通過不同機制影響創業意愿。這些分析不僅豐富了創業意愿的理論研究，也為促進大學生創業教育發展和相關政策制定提供借鑒參考。

4.2 管理啟示

在促使非武漢籍應屆畢業生積極融入武漢當地工作環境、增強其創業意愿和居留決策中，政府起著重要作用。本文基于三元交互理論的個人能力、學校教育及社會影響三方面，提出以下建議：

提升個人能力和意愿。提升創業技能，如市場分析、團隊管理等能力，參與創業培訓和比賽，積累實踐經驗；為非武漢籍應屆畢業生提供實習機會，并配備職業導師指導，幫助他們熟悉武漢市場和職場，增強就業能力和創業意愿；為非武漢籍應屆畢業生提供專業領域的培訓和發展機會，幫助他們在武漢建立專業人脈和資源，增強創業和就業競爭力。

提升學校教育服務。高校應加強創業教育，提供創業課程、導師指導和資源對接，營造創業氛圍。設立創業孵化器，為非武漢籍應屆畢業生提供創業培訓、資源支持和技術指導，鼓勵他們在武漢開展創業項目；與高校合作，共建創業孵化基地，提供場地和資源支持，促進校企合作。例如，設立獎學金計劃，為優秀的非武漢籍應屆畢業生提供資金支持和創業基金。

加強社會積極影響。為非武漢籍應屆畢業生提供關于武漢的文化、歷史、風俗習慣等方面的平臺與渠道，幫助他們更好地理解和融入當地工作環境；舉辦各類社交活動、文化展覽和交流活動，促進非武漢籍應屆畢業生與當地企業之間的互動，拓展社交范圍；為非武漢籍應屆畢業生提供法律咨詢和創業支持，幫助他們了解相關法律法規和居留手續，順利留在武漢發展；通過媒體宣傳武漢的創業環境和成功案例，增強大學生對創新創業的信心。

參考文獻參考文獻：

［1］ 楊博旭，柳卸林. 中國城市科技創業評價與分析：基于創業生態系統的考察［J］. 中國軟科學，2024（12）：63-74.

［2］ 葉文平，李新春，陳強遠.流動人口對城市創業活躍度的影響：機制與證據［J］.經濟研究，2018，53（6）：157-170.

［3］ BANDURA A. Human agency in social cognitive theory［J］. American Psychologist， 1989， 44（9）：1175-1184.

［4］ 李佳. 大學生創新創業參與意愿影響路徑研究——基于103所高校調查數據的實證研究 ［J］. 科技創業月刊， 2024， 37 （12）： 77-85.

［5］ GIELNIK M M， BLEDOW R， STARK M S. A dynamic account of self-efficacy in entrepreneurship［J］. Journal of Applied Psychology， 2020， 105（5）：487-505.

［6］ 李愛國，曾憲軍.成長經歷和社會支撐如何影響大學生的創業動機？——基于創業自我效能感的整合作用［J］.外國經濟與管理，2018，40（4）：30-42.

［7］ BIRD B. Implementing entrepreneurial ideas： the case for intention［J］. The Academy of Management Review，2020，13（3）;442-453.

［8］ 鄒月晴，陳媛媛，宋揚.家鄉數字經濟發展與勞動力回流——基于互聯網平臺發展的視角［J］.經濟學報，2023，10（1）：310-343.

［9］ 周世軍，陳博文.數字經濟是否影響勞動力空間配置？——基于中國流動人口的微觀證據［J］.云南財經大學學報，2023，39（2）：96-110.

［10］ MACMILLAN I C， LOW M B. Entrepreneurship： past research and future challenges［J］. Journal of Management，2021，14（2）：131-157.

［11］ AJZEN I. The theory of planned behavior［J］. Academic Press，2011，50（2）： 176-211.

［12］ KRUEGER N F， CARSRUD A L. Entrepreneurial intentions： applying the theory of planned behaviour［J］. Entrepreneurship amp; Regional Development，2023，5（4）：315-330.

［13］ 魏下海，李胡建，蘇亞琴.城市人才政策對新企業進入的影響——基于外來人力資本的視角［J］.中國人口科學，2024，38（4）：21-35.

［14］ 彭翠，賈琦，李宗波. 創業知識對創業意愿的影響：創業自我效能感與角色榜樣的作用 ［J］. 心理研究，2025，18（1）：56-63.

［15］ 寇龍，陳江燕. 風險承受能力、感知欲望對大學生創業意愿的影響：中介與調節作用 ［J］. 科技創業月刊，2024，37（7）：102-108.

［16］ 鄒建平.從人口紅利到人才紅利轉變——兼談大學生就業、創業問題［J］.經濟研究導刊，2021（29）：66-68，72.

［17］ PHAN P H， WONG P K， WANG C K. Antecedents to entrepreneurship among university students in singapore： beliefs. attitudes and background［J］. Journal of Enterprising Culture，2022，10（2）：151-174.

［18］ 李國正，韓文碩，艾小青，等.社會關系網絡重構與流動人口創業活動——作用機理與政策含義［J］.人口與經濟，2021（3）：1-17.

［19］ 黃菁虹.大學生創新創業教育新思考——基于流動人口返鄉創業的互補視角［J］.就業與保障，2020（9）：64-65.

［20］ 黃兆信，黃揚杰.創新創業教育質量評價探新——來自全國1231所高等學校的實證研究［J］.教育研究，2019，40（7）：91-101.

［21］ KARIMI S，HARM J A， THOMAS L，et al. The impact of entrepreneurship education： a study of Iranian students’ entrepreneurial intentions and opportunity identification［J］. Journal of Small Businiess Management，2016，54（1）：187-209.

［22］ 周敏慧，JEAN L，陶然.企業家精神代際傳遞與農村遷移人口的城市創業［J］.經濟研究，2017，52（11）：74-87.

［23］ 姚海琴，侯平平，陳勇.旅游專業大學生鄉村旅游創業意向的影響因素［J］.經濟地理，2024，44（7）：232-240.

［24］ 沈一意，葛米娜.基于扎根理論的高校大學生創業勝任力影響因素研究［J］.科技創業月刊，2024，37（8）：100-105.

［25］ 馬玉鳳.兼職創業動機對離職創業行為的影響［D］.蚌埠：安徽財經大學，2017.

責任編輯（責任編輯：要 毅）