基于教師勝任力的高校創(chuàng)業(yè)教育對學生創(chuàng)業(yè)意向的影響及效應

王晶晶，李 寧，歐陽純晶，陽 驍

(1.湖南人文科技學院 商學院，湖南 婁底 417000;2.湖南人文科技學院 創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)學院，湖南 婁底 417000)

近年來，我國高校畢業(yè)生數(shù)量持續(xù)增加。2021年高校畢業(yè)生人數(shù)達909萬[1]，畢業(yè)生就業(yè)壓力日益增大。另外，持續(xù)的新冠疫情導致高校畢業(yè)生就業(yè)形勢更為嚴峻。在這一背景下，“以創(chuàng)業(yè)促就業(yè)”成為緩解高校畢業(yè)生“就業(yè)難”的重要途徑。創(chuàng)業(yè)活動在帶動就業(yè)的同時，還能促進技術創(chuàng)新、提升企業(yè)經(jīng)營績效，進而推進國民經(jīng)濟的發(fā)展[2]。在2014年的達沃斯論壇上，李克強總理首次提出“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”理念。之后，國家及教育部發(fā)布了一系列政策鼓勵大學生參與創(chuàng)業(yè)，高校創(chuàng)業(yè)教育受到了前所未有的重視，學界亦開始關注這一話題。

創(chuàng)業(yè)意向是潛在創(chuàng)業(yè)者對自己未來是否進行創(chuàng)業(yè)活動的主觀態(tài)度，可有效預測個體的創(chuàng)業(yè)行為。因此，創(chuàng)業(yè)意向被學界視為較好的研究創(chuàng)業(yè)行為的切入點。創(chuàng)業(yè)教育的迅速普及有益于學生提高其創(chuàng)業(yè)技能和知識結構，改變其創(chuàng)業(yè)態(tài)度，進而增強創(chuàng)業(yè)意向[3]。學者們亦就創(chuàng)業(yè)教育對大學生創(chuàng)業(yè)意向的影響及機理進行了檢驗[4-5]，論證了創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意向的積極影響。在評估創(chuàng)業(yè)教育水平這一潛變量時，學者們多從創(chuàng)業(yè)教育的課程體系及創(chuàng)業(yè)活動或競賽項目設計出發(fā)。事實上，創(chuàng)業(yè)教育的課程體系及創(chuàng)業(yè)活動或競賽的實施主體是教師，課程體系及創(chuàng)業(yè)活動取得何種效果在很大程度上取決于教師的勝任水平。另有學者的研究表明教師勝任力水平對創(chuàng)業(yè)教育績效具有重要影響[6]118。然而，創(chuàng)業(yè)教育教師勝任力將如何作用于學生的創(chuàng)業(yè)意向，學者們探討甚少。為此，本研究將基于教師勝任力角度，剖析高校創(chuàng)業(yè)教育對學生創(chuàng)業(yè)意向的影響路徑，以突破僅從創(chuàng)業(yè)課程及課外創(chuàng)業(yè)項目出發(fā)評估創(chuàng)業(yè)教育水平及效應的局限性。本研究的開展在一定程度上有助于拓寬大學生創(chuàng)業(yè)意向形成機制的研究視角，完善創(chuàng)業(yè)教育效應研究內容，研究結論可為高校創(chuàng)業(yè)教育的提質增效、創(chuàng)新發(fā)展提供參考。

一、理論假設與模型構建

(一)理論假設

經(jīng)文獻分析發(fā)現(xiàn)，學校、個人、家庭和社會因素等是影響大學生創(chuàng)業(yè)意向的主要因素[7-9]。在當前“雙創(chuàng)”背景下，學校因素主要指的是各高校的創(chuàng)業(yè)教育體系與具體實施機制。至于高校創(chuàng)業(yè)教育內容，學者們分別從廣義和狹義兩個層面進行了概括。廣義的創(chuàng)業(yè)教育既涉及創(chuàng)業(yè)氛圍營造、創(chuàng)業(yè)活動宣傳、創(chuàng)業(yè)政策支持等創(chuàng)業(yè)教育環(huán)境因素，這些因素主要由學校層面決定；同時也包括創(chuàng)業(yè)講座和課程開設、創(chuàng)業(yè)項目指導與幫扶、創(chuàng)業(yè)競賽舉辦等具體活動與過程，這些內容主要由創(chuàng)業(yè)教育教師主導實現(xiàn)。狹義的創(chuàng)業(yè)教育僅指上述后半部分較為微觀的具體內容。創(chuàng)業(yè)教育的課程體系及創(chuàng)業(yè)活動或競賽設計的實施主體是教師，課程體系及創(chuàng)業(yè)活動或競賽取得何種效果在很大程度上取決于教師的勝任力水平，而教師勝任力水平對創(chuàng)業(yè)教育績效具有積極影響。在綜合考量高校創(chuàng)業(yè)教育水平狀態(tài)時，可從學校和教師兩個層面入手，突破以往研究中僅通過具體創(chuàng)業(yè)課程、創(chuàng)業(yè)項目及競賽活動來評價創(chuàng)業(yè)教育水平的局限性。

多數(shù)學者的研究表明，創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意向具有顯著的正向影響。孫凡柱等人指出學生在校期間是否接受過創(chuàng)業(yè)教育是影響其創(chuàng)業(yè)意向的重要因素[10]。創(chuàng)業(yè)教育課程體系以及校園創(chuàng)業(yè)環(huán)境氛圍都會對學生的創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生影響[11]。學校創(chuàng)業(yè)環(huán)境氛圍同樣影響著創(chuàng)業(yè)教育教師勝任力，學校良好的創(chuàng)業(yè)氛圍將激發(fā)教師對于創(chuàng)業(yè)教育的認同度，并且獲得便利的創(chuàng)業(yè)教育資源條件，從而提升其創(chuàng)業(yè)教育勝任水平[12]。基于此，提出如下具體假設：

H1：高校創(chuàng)業(yè)環(huán)境對學生創(chuàng)業(yè)意向具有顯著正向影響；

H2：創(chuàng)業(yè)教育教師勝任力對學生創(chuàng)業(yè)意向具有顯著正向影響；

H3：高校創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)教育教師勝任力具有顯著正向影響。

另一方面，根據(jù)Ajzen提出的計劃行為理論(TPB)，態(tài)度是個體行為的重要決定因素[13]。不少學者亦將創(chuàng)業(yè)態(tài)度作為創(chuàng)業(yè)意向的重要前導因素。國內方面賀丹最早在創(chuàng)業(yè)意向研究中考慮了創(chuàng)業(yè)態(tài)度變量[14]。李永強等人基于TPB模型探討了創(chuàng)業(yè)態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制對高校大學生創(chuàng)業(yè)意向的影響[15]。而高校創(chuàng)業(yè)教育內容體系、教師水平與學校整體創(chuàng)業(yè)環(huán)境等與學生的創(chuàng)業(yè)興趣緊密聯(lián)系，可促進學生對創(chuàng)業(yè)活動形成積極認知，改變其創(chuàng)業(yè)態(tài)度[16]，從而影響學生未來的職業(yè)選擇及創(chuàng)業(yè)意向。因此，可認為創(chuàng)業(yè)教育可以通過改變創(chuàng)業(yè)態(tài)度而對創(chuàng)業(yè)意向產(chǎn)生影響。基于此，提出如下具體假設：

H4：高校創(chuàng)業(yè)環(huán)境對學生創(chuàng)業(yè)態(tài)度具有顯著正向影響；

H5：創(chuàng)業(yè)教育教師勝任力對學生創(chuàng)業(yè)態(tài)度具有顯著正向影響；

H6：創(chuàng)業(yè)態(tài)度對創(chuàng)業(yè)意向具有顯著正向影響。

(二)模型構建

基于上述理論分析和研究假設，構建如下實證分析模型對創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意向的影響及機制進行刻畫(如圖1)，后續(xù)將借助問卷調查所獲數(shù)據(jù)和AMOS軟件對模型的擬合情況進行分析，并結合路徑分析檢驗上述假設是否成立。

圖1 理論假設模型

二、調研設計與數(shù)據(jù)收集

(一)變量測量

本文涉及了學校創(chuàng)業(yè)環(huán)境、創(chuàng)業(yè)教育教師勝任力、學生創(chuàng)業(yè)態(tài)度和創(chuàng)業(yè)意向等4個潛變量，根據(jù)4個潛變量構建4個分量表。學校創(chuàng)業(yè)環(huán)境通過創(chuàng)業(yè)氛圍營造、創(chuàng)業(yè)活動宣傳、創(chuàng)業(yè)政策支持和創(chuàng)業(yè)活動開展4個題項來度量；而教師的勝任力借鑒了郭麗瑩等人的研究成果[17]，從教育教學能力、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力、實踐育人能力三個層面出發(fā)，結合訪談設計出包括16個具體指標的評價體系。對于包含多層級潛變量的量表，如同時包括一級潛變量和二級潛變量，而二級潛變量不能通過李克特量表直接度量時，可參照潛變量綜合得分法對潛變量進行量化處理[18]。具體而言，首先用測度指標的標準化載荷系數(shù)計算出其對其潛變量的貢獻率，再用這一貢獻率乘以測度指標原始分值得到測度指標對其潛變量的貢獻值，最后將每個潛變量所對應測度指標的貢獻值加總，即可得到潛變量的綜合得分。這樣就可以將教育教學能力、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力和實踐育人能力3個二級潛變量轉變成可量化的變量，以利于后文的結構方程模型分析。

創(chuàng)業(yè)態(tài)度，指個體所持有的對創(chuàng)業(yè)行為的總體看法，亦指其對創(chuàng)業(yè)行為的評價經(jīng)過概念化后所形成的態(tài)度[6]116。根據(jù)PHAN的觀點[19]，通過“我喜歡檢驗自己的創(chuàng)意”“我希望通過創(chuàng)業(yè)獲得更多的財富”“我希望通過創(chuàng)業(yè)來實現(xiàn)個人成就”“我希望通過創(chuàng)業(yè)來為社會或國家做貢獻”4個題項來測度創(chuàng)業(yè)態(tài)度。基于王若婉的研究成果[20]，創(chuàng)業(yè)意向由“如果未來有機會，我會選擇自主創(chuàng)業(yè)”“我認為自己將來會自主創(chuàng)業(yè)”“我認為自己在未來5—8年創(chuàng)業(yè)的可能性很大”3個題項來測度。

(二)數(shù)據(jù)收集與描述性統(tǒng)計

在研究開展過程中，通過發(fā)放問卷的形式來收集實證所需數(shù)據(jù)。上述4個分量表的27個具體測度指標構成了問卷的核心內容，各指標均采用李克特五點語義量表進行度量，被調查者可根據(jù)自身情況或感知分別作出判斷。同時，還選取了性別、年級、學科門類等作為個人信息變量。根據(jù)上述內容設計出調查問卷，問卷預調查于2021年10月中旬在湖南農(nóng)業(yè)大學和湖南人文科技學院進行。結合預調查結果所反饋的信息，對問卷部分內容及語句表述進行完善與潤色。

運用完善后的問卷開展正式調研，正式調研于2021年11月開展，調研選取在湖南大學、湘潭大學、湖南農(nóng)業(yè)大學、湖南人文科技學院、湘南學院和湖南工程學院6所院校。調研主要在2018級、2019級和2020級學生中進行，每所高校發(fā)放調研問卷150份。在各高校相關部門的協(xié)助下，共收回問卷875份，其中有效問卷854份，問卷有效率94.89%，有效樣本信息見表1。

表1 被調查者個人信息統(tǒng)計

三、統(tǒng)計分析與假設檢驗

(一)信度與效度檢驗

數(shù)據(jù)分析之前，需要對問卷質量進行整體評估，因此需要對問卷的信度和效度進行檢驗。為此，運用探索性因子分析計算各觀測指標在相應變量上的因子載荷值，以此評價問卷的效度。一般情況下，如果某一個指標在兩個或兩個以上的因子上載荷超過0.32，可以考慮剔除它[21]。根據(jù)這一原則對不理想的指標進行剔除，直到所保留的指標經(jīng)再次因子分析后達到無須節(jié)選的狀態(tài)。經(jīng)探索性因子分析發(fā)現(xiàn)，學校創(chuàng)業(yè)環(huán)境和創(chuàng)業(yè)意向量表各指標均旋轉出一個因子，分別是學校創(chuàng)業(yè)環(huán)境和創(chuàng)業(yè)意向，各指標載荷均在0.7左右。教師勝任力量表中各指標經(jīng)旋轉后得到三個因子，對應創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力、實踐育人能力、教育教學能力三方面，“編寫滿足學生多樣化需求的創(chuàng)業(yè)教材”指標被剔除，其余的15個有效指標載荷值均在0.6以上。創(chuàng)業(yè)態(tài)度量表中各指標經(jīng)旋轉后得到一個公因子，“我希望通過創(chuàng)業(yè)來為社會或國家做貢獻”指標被剔除，其余指標載荷均在0.55以上。至于問卷的信度，一般用Cronbach's Alpha系數(shù)來評估，這一系數(shù)可反映數(shù)據(jù)的內部一致性。經(jīng)分析發(fā)現(xiàn)全部有效指標總體的Cronbach's Alpha系數(shù)為0.973，各變量的這一系數(shù)均在0.9以上，表示量表的內在質量較好。另外，通過AVE值來分析問卷的收斂效度。經(jīng)計算所有變量的AVE值均在0.55以上，表明變量間具有良好的收效效度。具體如表2所示。

表2 量表的信度與效度檢驗結果

(二)模型評價與假設檢驗

基于所獲數(shù)據(jù)和AMOS20.0軟件對模型進行適配性(擬合度)及路徑分析，路徑分析結果如圖2所示。表3中列出了較具典型意義的8項擬合優(yōu)度指數(shù)結果，參照較為寬松的擬合評價標準，表3中各指數(shù)均勉強在可接受的范圍之內，只是部分指標稍欠理想，如CFI、NFI和AGFI指數(shù)。結合路徑分析結果和假設檢驗結果(見表4)，還可以考慮對模型進行進一步修正，以使模型與實際數(shù)據(jù)更加吻合。

表3 結構方程模型各擬合指數(shù)

圖2 模型路徑分析結果

表4 路徑分析與假設檢驗結果

由圖2和表4可知，學校創(chuàng)業(yè)環(huán)境對學生創(chuàng)業(yè)意向不具備顯著的正向影響，但是對學生創(chuàng)業(yè)態(tài)度和教師勝任力均有顯著的正向影響，因此假設H1未通過檢驗，而假設H3和H4均通過檢驗；教師勝任力對學生創(chuàng)業(yè)意向和創(chuàng)業(yè)態(tài)度均具有顯著的正向影響，假設H2和H5均通過檢驗；創(chuàng)業(yè)態(tài)度對創(chuàng)業(yè)意向具有顯著的正向影響，假設H6通過檢驗。

(三)模型修正

根據(jù)上述分析結果以及結構方程模型估計出的修正指數(shù)，對模型進行修正以提高其擬合度。為此剔除系數(shù)不顯著的路徑，并根據(jù)修正指數(shù)增加部分觀測變量間的相關關系。再結合調研數(shù)據(jù)運行模型，得到修正后路徑分析結果(見表3、圖3)，修正后的模型擬合優(yōu)度基本達到理想水平。另外，修正模型的各條影響路徑均通過了假設檢驗(見表5)，說明修正模型與調研數(shù)據(jù)所呈現(xiàn)的現(xiàn)實更加匹配。

由表5、表6可知：教師勝任力對創(chuàng)業(yè)意向的直接作用路徑系數(shù)為0.587，其對創(chuàng)業(yè)態(tài)度的直接作用路徑系數(shù)為0.409；學校創(chuàng)業(yè)環(huán)境對教師勝任力的直接作用路徑系數(shù)為0.260，其對創(chuàng)業(yè)態(tài)度的直接作用路徑系數(shù)為0.182；創(chuàng)業(yè)態(tài)度對創(chuàng)業(yè)意向的直接作用路徑系數(shù)為0.505。再結合圖3，可計算各變量間的作用效應：教師勝任力通過創(chuàng)業(yè)態(tài)度對創(chuàng)業(yè)意向的作用路徑系數(shù)為0.205，因此教師勝任力對創(chuàng)業(yè)意向的總影響系數(shù)為0.791；學校創(chuàng)業(yè)環(huán)境通過創(chuàng)業(yè)態(tài)度對創(chuàng)業(yè)意向的影響系數(shù)為0.092，學校創(chuàng)業(yè)環(huán)境通過教師任勝力對創(chuàng)業(yè)意向的影響系數(shù)為0.153，學校創(chuàng)業(yè)環(huán)境通過教師勝任力和創(chuàng)業(yè)態(tài)度對創(chuàng)業(yè)意向的影響系數(shù)為0.053，因此學校創(chuàng)業(yè)環(huán)境對創(chuàng)業(yè)意向的總影響系數(shù)為0.206。由此可見，學校創(chuàng)業(yè)環(huán)境氛圍對學生創(chuàng)業(yè)意向不具有顯著直接影響，學校創(chuàng)業(yè)環(huán)境通過作用于學生創(chuàng)業(yè)態(tài)度從而影響其創(chuàng)業(yè)意向，只是這一作用(影響系數(shù)為0.092)小于學校通過影響教師勝任力而影響創(chuàng)業(yè)意向的程度(影響系數(shù)為0.153+0.053=0.206)。由此可見，教師任勝力在提升學生創(chuàng)業(yè)意向過程中起著重要作用。

圖3 修正后模型路徑分析結果

表5 修正后的路徑分析與假設檢驗結果

表6 模型修正后路徑效應分析

四、結論與展望

(一)研究結論與啟示

本研究基于教師勝任力視角，借助調研數(shù)據(jù)就高校創(chuàng)業(yè)教育對學生創(chuàng)業(yè)意向的影響效應進行了實證分析。在實證分析過程中，從學校創(chuàng)業(yè)環(huán)境和教師勝任力兩方面對創(chuàng)業(yè)教育開展情況及實際水平進行了評估，突破了僅從創(chuàng)業(yè)課程、創(chuàng)業(yè)活動或競賽項目出發(fā)評估創(chuàng)業(yè)教育質量的局限性。通過調研獲取了實證所需數(shù)據(jù)，通過構建結構方程模式檢驗了各變量間的相互作用關系，得出了以下結論：第一，在教師勝任力評價時，“編寫滿足學生多樣化需求的創(chuàng)業(yè)教材”這一指標在探索性因子分析時被剔除，這可能是由于創(chuàng)業(yè)教育內容靈活、形式多樣，學生對于創(chuàng)業(yè)教材期望不高。第二，學校創(chuàng)業(yè)環(huán)境并不直接影響學生創(chuàng)業(yè)意向，而會直接影響學生創(chuàng)業(yè)態(tài)度，可見創(chuàng)業(yè)環(huán)境的營造不能直接激發(fā)學生的創(chuàng)業(yè)意向，卻可以改變學生的創(chuàng)業(yè)態(tài)度；教師勝任力對學生創(chuàng)業(yè)意向和創(chuàng)業(yè)態(tài)度均具有顯著直接影響。第三，學校創(chuàng)業(yè)環(huán)境通過創(chuàng)業(yè)態(tài)度影響創(chuàng)業(yè)意向，同時也可通過教師勝任力影響創(chuàng)業(yè)意向，但是前者的影響程度要弱于后者。由此可見，教師勝任力在創(chuàng)業(yè)教育影響學生創(chuàng)業(yè)意向過程中扮演著重要角色，因此未來高校創(chuàng)業(yè)教育績效提升的重點還在于強化教師的勝任力水平。

提升教師的勝任力有助于強化學生的創(chuàng)業(yè)意向，創(chuàng)業(yè)意向又與創(chuàng)業(yè)行為緊密相關，因此提升教師的勝任力有助于學生創(chuàng)業(yè)行為的實現(xiàn)，從而促進創(chuàng)業(yè)教育轉化為現(xiàn)實生產(chǎn)力，實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)教育的現(xiàn)實價值。為此，要建設多元化、高素質的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育隊伍，鼓勵教師到企業(yè)去頂崗實習、掛職鍛煉、參與實戰(zhàn)從而反哺教學；還可吸收優(yōu)秀的校外資源作為創(chuàng)業(yè)教育的兼職老師，如利用優(yōu)秀校友資源，通過邀請優(yōu)秀校友來校宣講自身的創(chuàng)業(yè)事跡激發(fā)學生的創(chuàng)業(yè)興趣與熱情；聘請著名企業(yè)家和行業(yè)精英指導大學生完成創(chuàng)業(yè)項目，實施針對性指導與扶持等。同時，建設“企業(yè)導師+校內導師”的團隊化導師隊伍，發(fā)揮團隊成員在知識、技能、經(jīng)驗等方面的差異化優(yōu)勢，實現(xiàn)資源共享、優(yōu)勢互補，為校內導師提升創(chuàng)業(yè)實踐技能提供有力支持。同時，還需要進一步優(yōu)化創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教師的知識結構，充分挖掘不同優(yōu)勢特征的師資力量。另一方面，還可運用多元激勵手段，激發(fā)教師參與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育的熱情，培養(yǎng)其對創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育的興趣與認同感，激勵其不斷提升其勝任力，從而提升學生的創(chuàng)業(yè)意向，實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)教育的現(xiàn)實價值。

(二)研究不足與展望

由于研究能力及研究經(jīng)費的限制，本研究尚存在如下不足：在研究對象選取上，以本科院校學生為調研對象，未考慮其他類型高校(如專科院校)或其他學歷層次(如碩、博士)學生的創(chuàng)業(yè)意向形成機理問題。在調研實施方面，僅在湖南省內6所高校展開調研，獲取的是截面數(shù)據(jù)，暫未考慮到地域經(jīng)濟文化或時間因素對調研結果的影響。近年來受新冠疫情影響，學生創(chuàng)業(yè)意向的形成過程是否會受阻，本研究并未加以考慮。

為此，在未來的研究過程中可增加調研次數(shù)，擴大調研樣本量，獲取充足的面板數(shù)據(jù)以分析學生在高校就讀期間創(chuàng)業(yè)意向受創(chuàng)業(yè)教育影響的異質性特征。同時，將更多的創(chuàng)業(yè)意愿影響因素考慮其中，建立更加全面的實證分析模型，以使研究結論更具普適性。