性別、學(xué)歷對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿影響的實(shí)證分析

潘文昭

（上海工程技術(shù)大學(xué) 管理學(xué)院，上海 201620）

由蘇寧易購(gòu)、企查查聯(lián)合跟蹤調(diào)查的《2017—2019 中國(guó)創(chuàng)業(yè)數(shù)據(jù)報(bào)告出爐》顯示，3 年來(lái)全國(guó)新注冊(cè)創(chuàng)業(yè)企業(yè)累計(jì)已超270 萬(wàn)，其中僅2018 年就新增一百萬(wàn)新注冊(cè)創(chuàng)業(yè)企業(yè)[1]。隨著創(chuàng)業(yè)人數(shù)增加，創(chuàng)業(yè)難度提高，國(guó)家出臺(tái)很多創(chuàng)業(yè)保障政策激發(fā)民眾的創(chuàng)業(yè)熱情。尤其在疫情當(dāng)下，就業(yè)壓力驟然增加，國(guó)家扶持創(chuàng)業(yè)帶動(dòng)就業(yè)，包括創(chuàng)業(yè)擔(dān)保貸款政策、創(chuàng)業(yè)相關(guān)稅收優(yōu)惠政策等保障政策相繼出爐，希望最大程度促進(jìn)“大眾創(chuàng)業(yè)，萬(wàn)眾創(chuàng)新”，解決創(chuàng)業(yè)群體的后顧之憂。然而民眾的創(chuàng)業(yè)意愿究竟呈現(xiàn)什么樣的狀態(tài)？受哪些因素影響？這是本文的主要研究目的。

一、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

從2014 年李克強(qiáng)總理提出“大眾創(chuàng)業(yè)，萬(wàn)眾創(chuàng)新”以來(lái)，創(chuàng)業(yè)就成為備受關(guān)注的話題，截至目前，知網(wǎng)搜索“創(chuàng)業(yè)意愿”出現(xiàn)相關(guān)文獻(xiàn)2 377 篇，其中僅2020 年上半年已有核心期刊23 篇，創(chuàng)業(yè)意愿的相關(guān)研究已取得一定進(jìn)展。學(xué)者Brid 和Popesco 認(rèn)為創(chuàng)業(yè)意愿會(huì)使創(chuàng)業(yè)者產(chǎn)生關(guān)注與創(chuàng)業(yè)相關(guān)內(nèi)容信息的傾向，進(jìn)而可能引發(fā)創(chuàng)業(yè)行為[2]。學(xué)者Krueger和Brazeal 認(rèn)為創(chuàng)業(yè)意愿能夠衡量個(gè)體對(duì)從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)愿意與否的主觀態(tài)度，分辨潛在創(chuàng)業(yè)者[3]。國(guó)內(nèi)目前也有較多學(xué)者對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿做了相關(guān)定義，一般來(lái)說(shuō)，創(chuàng)業(yè)意愿是一種主觀態(tài)度，與個(gè)體創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)掛鉤，是實(shí)施創(chuàng)業(yè)行為的一個(gè)先決條件，受內(nèi)外部因素即個(gè)體情況與外部環(huán)境影響。

由于創(chuàng)業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)性、存在較多的不確定因素，個(gè)體創(chuàng)業(yè)意愿所受影響因素也頗多。學(xué)者對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿相關(guān)影響因素也多有研究：（1）個(gè)體層面：男性的內(nèi)在創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)比女性更強(qiáng)，因此有更高的創(chuàng)業(yè)意愿，女性則更傾向于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)（Catherine C.Eckel 和Philip J.Grossman，2003）；宗教對(duì)創(chuàng)業(yè)有顯著的正向影響（阮榮平等，2014）；僅有一套住房居民自雇型創(chuàng)業(yè)概率顯著低于無(wú)房居民（馮苑，2020）；個(gè)體幸福感提升能夠顯著促進(jìn)個(gè)人的創(chuàng)業(yè)意愿（于文超，陳剛，2018）。（2）環(huán)境層面：政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)調(diào)整比簡(jiǎn)單擴(kuò)大政府財(cái)政支出規(guī)模更重要，能降低創(chuàng)業(yè)者資金約束、提高個(gè)體創(chuàng)業(yè)失敗后風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力的財(cái)政支出可以顯著提高個(gè)人的創(chuàng)業(yè)概率（宋冬林，姜揚(yáng)，2017）；個(gè)體對(duì)政府提供的社會(huì)保障服務(wù)的滿意度抑制了其創(chuàng)業(yè)意愿（項(xiàng)凱標(biāo)，蔣小仙，2018）；國(guó)家金融環(huán)境發(fā)展緩慢會(huì)激發(fā)人民創(chuàng)業(yè)熱情（Dutta 和S.Sobel，2017）；創(chuàng)業(yè)的市場(chǎng)環(huán)境例如法制環(huán)境、金融環(huán)境、政商環(huán)境等都對(duì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)意愿有一定影響（杜躍平，2016）。目前學(xué)術(shù)界有關(guān)創(chuàng)業(yè)的研究已經(jīng)基本涉及方方面面，后文也會(huì)從個(gè)體層面與環(huán)境層面—家庭環(huán)境、社會(huì)環(huán)境方面來(lái)控制其他因素對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿的影響。本文的研究重點(diǎn)仍在個(gè)體層面，主要目的在于考察不同性別、不同學(xué)歷的人群對(duì)創(chuàng)業(yè)是否有意愿、有想法，而非目前是否已經(jīng)處于創(chuàng)業(yè)或創(chuàng)業(yè)成功階段，這是區(qū)別于其他學(xué)者研究的特殊之處。

由上文學(xué)者對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿影響因素的現(xiàn)有發(fā)現(xiàn)以及其他相關(guān)研究，了解到性別導(dǎo)致的教育不公平現(xiàn)象仍然存在，男性受教育程度顯著高于女性，尤其在農(nóng)村地區(qū)[4]。由此提出假設(shè)1：男性比女性具有更高的創(chuàng)業(yè)意愿。

有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)學(xué)歷對(duì)個(gè)人的創(chuàng)業(yè)選擇存在反向影響，即受教育程度的提升會(huì)阻礙個(gè)人創(chuàng)業(yè)[5]，由此提出假設(shè)2：個(gè)人受教育程度越高，創(chuàng)業(yè)意愿越低。

基于以上兩個(gè)假設(shè)開(kāi)展本文的實(shí)證研究，具體主要探討性別與學(xué)歷對(duì)個(gè)人創(chuàng)業(yè)意愿的影響以及性別與學(xué)歷之間的相互作用，除性別與學(xué)歷相關(guān)變量外，本文還會(huì)選取部分控制變量，通過(guò)控制其他不確定因素，達(dá)到合理分析變量之間相關(guān)關(guān)系的目的。

二、數(shù)據(jù)選取

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)選用中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)，由于CGSS 2015 中包含本文所需重要數(shù)據(jù)—?jiǎng)?chuàng)業(yè)意愿，因而以其作為研究數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。除創(chuàng)業(yè)意愿外，保留數(shù)據(jù)中受訪者性別年齡等基礎(chǔ)信息以及受教育程度、工作情況等數(shù)據(jù)用作后續(xù)的模型建立。

（二）變量選取

結(jié)合現(xiàn)有創(chuàng)業(yè)相關(guān)文獻(xiàn)以及CGSS 2015 數(shù)據(jù)，本文選取了以下變量：

1.因變量：創(chuàng)業(yè)意愿（ent）。在CGSS 2015 中，創(chuàng)業(yè)意愿內(nèi)涵為“如果有機(jī)會(huì)和資源，您是否會(huì)去創(chuàng)業(yè)”，經(jīng)過(guò)無(wú)效數(shù)據(jù)處理后剩余1 698 個(gè)樣本量，從非常不可能創(chuàng)業(yè)到非?？赡軇?chuàng)業(yè)依次賦值1～7，數(shù)據(jù)中“有可能創(chuàng)業(yè)”及以上的人數(shù)比例為53.71%，由于這里的創(chuàng)業(yè)意愿基于有機(jī)會(huì)和資源的前提，因此可以看出調(diào)查樣本中整體的創(chuàng)業(yè)意愿度不高。

2.自變量：性別（sex）、學(xué)歷（個(gè)人受教育年限）（edu）、父親受教育年限（f_edu）。本文的研究重點(diǎn)是性別與學(xué)歷對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿是否有較大影響，性別、受教育年限（個(gè)人、父親）作為重要的解釋指標(biāo)納入到變量選取中，經(jīng)過(guò)數(shù)據(jù)處理后男女人數(shù)基本持平；父親受教育年限均值為4.41 年，處于小學(xué)未畢業(yè)水平，大專(zhuān)及以上水平人數(shù)僅占3.4%；個(gè)人受教育年限均值為8.65 年，大概處于初中將畢業(yè)水平，大專(zhuān)及以上水平人數(shù)僅占16.21%。由以上數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)經(jīng)過(guò)一代人的更迭，我國(guó)整體教育水平已有非常大的提升，但從2015 年數(shù)據(jù)來(lái)看，當(dāng)前人民受教育程度仍顯不足，尤其高等教育層次有進(jìn)一步提升的空間。接下來(lái)構(gòu)建創(chuàng)業(yè)意愿與受教育年限的皮爾森相關(guān)系數(shù)：

其中μX和μY分別代表X 和Y 的均值，利用Stata 軟件運(yùn)行Pwcorr 命令得出表1。

表1 自變量與因變量的皮爾森相關(guān)系數(shù)

通過(guò)表1 可以看出性別、個(gè)人受教育年限、父親受教育年限均與創(chuàng)業(yè)意愿呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，由于* 表示相關(guān)系數(shù)顯著，說(shuō)明性別和學(xué)歷對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿的影響較大，可以作為自變量進(jìn)行回歸分析。

3.控制變量。為剔除其他因素對(duì)自變量的干擾，本次研究首先選用以下變量：（1）個(gè)人情況：性別、年齡、民族、區(qū)域、政治面貌、健康狀況、冒險(xiǎn)精神、嘗試精神、做計(jì)劃習(xí)慣、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、個(gè)人收入、收入合理程度；（2）家庭環(huán)境：婚姻狀況、家庭人口數(shù)、家庭人均收入、家庭房產(chǎn)數(shù)、幸福指數(shù)；（3）社會(huì)環(huán)境：公共教育服務(wù)總體滿意度、醫(yī)療衛(wèi)生公共服務(wù)總體滿意度、基本住房保障公共服務(wù)總體滿意度、社會(huì)管理公共服務(wù)總體滿意度、社會(huì)公平程度。依據(jù)控制變量的選取進(jìn)行數(shù)據(jù)處理工作，并對(duì)以上控制變量建立皮爾森相關(guān)系數(shù)，發(fā)現(xiàn)民族、區(qū)域、政治面貌、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、收入合理程度對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿相關(guān)系數(shù)不顯著，因此剔除這五個(gè)控制變量。下一步構(gòu)建嵌套模型并進(jìn)行Test 檢驗(yàn)，觀察調(diào)整后的R2數(shù)值（R2為決定系數(shù)，代表該模型對(duì)因變量的解釋力，調(diào)整后的R2是為了體現(xiàn)自由度增加的影響，保證解釋力的精確性），篩除降低調(diào)整后的R2的變量，最終保留控制變量—年齡、冒險(xiǎn)精神、嘗試精神、做計(jì)劃習(xí)慣、個(gè)人收入對(duì)數(shù)、婚姻狀況、幸福指數(shù)。另外需要注意兩點(diǎn)：（1）檢驗(yàn)?zāi)挲g變量—進(jìn)行創(chuàng)業(yè)意愿、年齡、年齡平方的多項(xiàng)式回歸，年齡和年齡平方的系數(shù)均為正，則不進(jìn)行加平方項(xiàng)處理，但考慮到創(chuàng)業(yè)要求，模型選用年齡不大于60 的人群作為樣本；（2）檢驗(yàn)收入變量—經(jīng)過(guò)Sktest 命令檢驗(yàn)，個(gè)人收入不是正態(tài)分布，則取其對(duì)數(shù)lninc。

表2 主要變量及其描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果

三、構(gòu)建模型并分析

（一）模型構(gòu)建

在變量選取并處理完成后構(gòu)建OLS 多元回歸模型：

式（2）中，Y 為因變量，X 為自變量，b1，b2，b3，bk是k 個(gè)回歸系數(shù)（正負(fù)情況表示該變量對(duì)Y 的影響方向，絕對(duì)值大小表示該變量對(duì)Y 的解釋程度），e為誤差項(xiàng)。本文只選用個(gè)人和父親受教育年限兩個(gè)自變量，其他控制變量主要用來(lái)減小誤差，也就是e值，模型精簡(jiǎn)為：

式（3）中，Y 為創(chuàng)業(yè)意愿，X1為性別，X2為個(gè)人受教育年限，X3為父親受教育年限，并從上文提到的個(gè)人情況、家庭環(huán)境、社會(huì)環(huán)境三方面控制其他因素的影響。應(yīng)用Regress 命令進(jìn)行回歸分析，為方便對(duì)比，構(gòu)建性別影響、個(gè)人學(xué)歷影響、父親學(xué)歷影響、三個(gè)自變量影響、控制其他因素后三個(gè)自變量影響這五個(gè)模型，獲得表3。

（二）回歸模型結(jié)果分析

由表3 可以看出，模型5 對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿的解釋力最大，調(diào)整后的R2為20.9%，即模型5 中的自變量和控制變量在20.9%的程度上影響著創(chuàng)業(yè)意愿。由于年齡進(jìn)行過(guò)對(duì)中化處理，模型中控制年齡因素指平均年齡在42 歲時(shí)其他因素對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿的影響。接下來(lái)對(duì)三大自變量和控制變量對(duì)因變量的影響進(jìn)行解釋分析。

表3 主要變量及其多元線性回歸結(jié)果

1.性別：通過(guò)對(duì)比分析模型1、模型4 和模型5可以看出：（1）性別對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿為正向影響，男性比女性的創(chuàng)業(yè)意愿更高，假設(shè)1 成立。（2）在控制其他變量因素后，女性創(chuàng)業(yè)意愿值為4.755，介于說(shuō)不清可不可能和有可能之間；男性為5.035，靠近有可能創(chuàng)業(yè)。（3）從不設(shè)置控制變量到控制學(xué)歷變量到控制一系列變量因素，誤差e 值降低，性別對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿的影響顯著性逐步下降，均值分布的離散程度稍微增大。

2.個(gè)人學(xué)歷：通過(guò)模型2、模型4 和模型5 對(duì)比可以看出：（1）個(gè)人受教育年限對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿數(shù)值為正向影響，創(chuàng)業(yè)意愿隨受教育程度增長(zhǎng)而增長(zhǎng)，且離散程度較低，假設(shè)2 不成立。（2）在控制其他變量因素后，個(gè)人學(xué)歷對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿的影響顯著性下降。（3）控制其他變量因素后，未受教育人群創(chuàng)業(yè)意愿值為4.755，介于說(shuō)不清可不可能和有可能之間；受教育年限每增加一個(gè)單位，創(chuàng)業(yè)意愿值增加0.030；在受訪者受教育達(dá)到專(zhuān)科及以上水平，即edu 不小于15 時(shí)，創(chuàng)業(yè)意愿值不小于5.205，介于有可能和很可能之間，教育確實(shí)在一定程度上提高了群眾的創(chuàng)業(yè)意愿，假設(shè)2 不成立。本文模型顯示結(jié)果與翟愛(ài)梅、黃立奮學(xué)者研究結(jié)果有所不同，在同樣選擇CGSS 2015 數(shù)據(jù)的情況下出現(xiàn)不一樣的結(jié)論，通過(guò)對(duì)比所選變量可以發(fā)現(xiàn)原因在于創(chuàng)業(yè)選擇與創(chuàng)業(yè)意愿存在本質(zhì)上的區(qū)別，創(chuàng)業(yè)選擇是行為，而創(chuàng)業(yè)意愿是想法，因此可以說(shuō)受教育程度的提升會(huì)增強(qiáng)個(gè)體進(jìn)行創(chuàng)業(yè)的主觀想法，但在現(xiàn)實(shí)中反而不會(huì)真正選擇創(chuàng)業(yè)道路。

3.父親學(xué)歷：在模型3 中，父親的受教育年限對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿影響是顯著的，但模型4 和模型5 中影響卻不再顯著，也就是說(shuō)在控制其他因素后，父親受教育年限對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿沒(méi)有直接影響，二者不構(gòu)成顯著相關(guān)關(guān)系。單獨(dú)構(gòu)建父親受教育年限與個(gè)人受教育年限的回歸模型，發(fā)現(xiàn)結(jié)果顯著，也就是說(shuō)父親受教育情況會(huì)對(duì)子女受教育程度產(chǎn)生較大影響，個(gè)人受教育年限會(huì)隨著其父親受教育年限的增加而增加。構(gòu)建個(gè)人受教育年限、父親受教育年限兩個(gè)自變量與因變量的回歸模型，父親受教育年限的P值為0.150，不顯著，因此可以解釋為父親受教育年限、個(gè)人受教育年限、創(chuàng)業(yè)意愿形成關(guān)系鏈，通過(guò)影響個(gè)人受教育年限對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生影響。

4.控制變量：在控制變量中，冒險(xiǎn)精神、個(gè)人收入、婚姻狀況、幸福指數(shù)四個(gè)變量在單獨(dú)與創(chuàng)業(yè)意愿構(gòu)建模型時(shí)結(jié)果顯著，放入總體模型中結(jié)果不顯著。年齡、嘗試精神、做計(jì)劃習(xí)慣三個(gè)變量對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿有一定影響：隨著年齡增長(zhǎng)，創(chuàng)業(yè)意愿下降；個(gè)人越有嘗試精神，越愿意事前做計(jì)劃，其創(chuàng)業(yè)意愿越高，與常理相符。

（三）性別與個(gè)人學(xué)歷的交互模型構(gòu)建與分析

排除虛假相關(guān)變量父親受教育年限后，為進(jìn)一步了解性別與學(xué)歷對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿影響的相關(guān)關(guān)系，構(gòu)建兩個(gè)自變量的交互模型，并分析輸出結(jié)果。

由表4 可以看出性別與本人受教育年限存在交互作用，為了更直觀感受二者的交互情況，制作回歸直線圖，如圖1 所示。

表4 性別與個(gè)人受教育年限的交互模型回歸結(jié)果

圖1 中粗線回歸線代表女性，細(xì)線回歸線代表男性，由圖1 可見(jiàn)粗線比細(xì)線斜率更大，因此學(xué)歷對(duì)女性創(chuàng)業(yè)意愿的影響力高于男性。在受教育年限較短時(shí)，男性創(chuàng)業(yè)意愿高于女性，隨著受教育程度加深，年限達(dá)到17 左右，也就是碩士在讀階段時(shí)，男女創(chuàng)業(yè)意愿基本持平。

圖1 教育對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿影響的性別差異

四、結(jié)論與建議

盡管創(chuàng)業(yè)意愿屬于主觀想法，但也不可避免地受到客觀因素的影響，本文通過(guò)CGSS 2015 數(shù)據(jù)分析了性別和學(xué)歷的影響，基于上文分析結(jié)果可以進(jìn)行以下幾點(diǎn)思考：

1.接受較少教育的女性目前創(chuàng)業(yè)意愿偏低往往與女性比男性面臨更大的創(chuàng)業(yè)壓力有關(guān)，她們可能仍受家庭、社會(huì)的束縛，缺乏勇氣跳脫出目前的生活環(huán)境。從教育對(duì)女性創(chuàng)業(yè)意愿提升的顯著影響來(lái)看，國(guó)家需要保證當(dāng)代女性的受教育水平，促進(jìn)女性創(chuàng)業(yè)。2020 年在堅(jiān)決打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)的情況下，地方政府需要重視較落后地區(qū)的女性受教育相關(guān)問(wèn)題，比如加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村父母意識(shí)的教育工作，幫助他們摒棄性別歧視思想，為子女提供平等的合適的受教育環(huán)境。

2.創(chuàng)業(yè)意愿是創(chuàng)業(yè)行為的必要條件[6]，但由本文回歸結(jié)果分析出受過(guò)高等教育的個(gè)體具有更高的創(chuàng)業(yè)意愿，實(shí)際投入創(chuàng)業(yè)大軍中的比例卻不高，由此可見(jiàn)創(chuàng)業(yè)意愿不是創(chuàng)業(yè)行為的充分條件，針對(duì)這一情況需要國(guó)家和院校對(duì)學(xué)生進(jìn)行鼓勵(lì)及指導(dǎo)，使其具備更高的創(chuàng)業(yè)能力，讓創(chuàng)業(yè)不再是空談。關(guān)于大學(xué)生創(chuàng)業(yè)，國(guó)家一直堅(jiān)持舉辦各類(lèi)大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)大賽，包括疫情下的“24365 校園招聘服務(wù)”平臺(tái)上都有設(shè)置鏈接直達(dá)全國(guó)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)服務(wù)網(wǎng)，并有通知顯示不同地區(qū)都有為高校創(chuàng)業(yè)教育師資設(shè)立培訓(xùn)班。從教育部對(duì)待大學(xué)生創(chuàng)業(yè)的重視程度可以側(cè)面認(rèn)識(shí)到創(chuàng)業(yè)對(duì)于經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的重要性，院校也需要各自為學(xué)生的創(chuàng)業(yè)能力加以培訓(xùn)指導(dǎo)，包括引入專(zhuān)業(yè)的創(chuàng)業(yè)指導(dǎo)教師進(jìn)行授課，對(duì)參與創(chuàng)業(yè)大賽的學(xué)生進(jìn)行合理詳細(xì)的指導(dǎo)等，讓學(xué)生參與創(chuàng)業(yè)大賽不僅僅是為了給簡(jiǎn)歷加分，而是做到培養(yǎng)創(chuàng)新思想，鍛煉創(chuàng)業(yè)能力，以能力支撐意愿。

2020 年疫情防控在一定程度上對(duì)包括應(yīng)屆畢業(yè)生在內(nèi)的民眾就業(yè)情況產(chǎn)生了沖擊，在這種嚴(yán)峻形勢(shì)下更需要鼓勵(lì)“大眾創(chuàng)業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng)新”，減輕社會(huì)就業(yè)壓力。國(guó)家、地方針對(duì)2020 年畢業(yè)生的相關(guān)就業(yè)政策也提到了創(chuàng)業(yè)相關(guān)幫扶內(nèi)容，對(duì)創(chuàng)業(yè)的重視程度可見(jiàn)一斑，創(chuàng)業(yè)意愿與創(chuàng)業(yè)行為的同步提升問(wèn)題亟待解決。鑒于創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素多且繁雜，并且受到數(shù)據(jù)的限制作用，本文建立的創(chuàng)業(yè)意愿相關(guān)模型解釋力仍有所欠缺，在能夠收集到更全面數(shù)據(jù)信息的情況下可以考慮對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿與創(chuàng)業(yè)行為相關(guān)影響因素進(jìn)行深入研究，完善相關(guān)結(jié)論。