创业政策、创业教育对大学生创业意愿的影响——基于中国大陆近十年大学生创业意愿影响因素的元分析

杨 洁

（台湾政治大学 教育学院，台湾 台北 11605）

创业政策、创业教育对大学生创业意愿的影响
——基于中国大陆近十年大学生创业意愿影响因素的元分析

杨 洁

（台湾政治大学 教育学院，台湾 台北 11605）

通过文献调查法，收集近十年来创业政策和创业教育对大学生创业意愿影响的研究共19篇，样本总量为15 852人，运用元分析方法，总结分析创业政策、创业教育与大学生创业意愿的关系，并得出其在多大程度上对大学生创业意愿产生影响。研究显示，创业政策、创业教育与大学生创业意愿均呈正相关关系，效果量分别为0.34和0.29，达到中等效应水平。其中，地域分布和论文发表时间是大学生创业政策与创业意愿相关关系的调节变项；地域分布是创业教育与创业意愿相关关系的调节变项。沿海地区与内陆地区相比，创业政策与大学生创业意愿相关系数的效果量分别为0.43和0.22，创业教育与大学生创业意愿相关系数的效果量分别为0.32和0.15，这表明沿海地区创业政策实施的效果更佳，且创业教育相对做得更好，更能激发学生的创业意愿。2013年后和2013年前政策效果与创业意愿之间的效果量分别为0.42和0.20，这表明2013年后政府实施的创业政策是有效的，远比前一时期更能激发大学生的创业意愿。

大学生；创业政策；创业教育；创业意愿；元分析

一、研究背景

创新创业已经成为世界教育改革关注的目标之一。政府提倡创新创业已经不是单纯为了解决大学生就业问题的举措，而是促进经济增长和社会发展，实现国家强盛和人民富裕的重要途径。2015年5月出台的《国务院办公厅关于深化高等学校创新创业教育改革的实施意见》提出［1］，允许在校大学生保留学籍休学创新创业，可见，国家从政策层面对大学生创新创业提供了条件和机会。事实上，大学生是否创业与许多因素有关。一些影响学生创业意愿的主要因素在不同国家表现出显著的稳健性与一致性［2］。相关研究表明，政府政策、金融支持、创业教育和培训、外部商业环境、市场开放程度、有形基础设施、文化及社会规范等创业环境要素对创业意愿都有一定的影响［3］。

国内外学者对创业意愿有不同的界定。Thompson认为：“创业意愿是个体计划创办新企业的信念，并且在将来的某个时候会自觉地履行这些计划。”［4］Bagozzi与Kimmel认为：“创业意愿是实施创业行为的一个先决因素，是个体因素和社会因素指向创业行为的中介变量，是创业者对于是否从事创业活动的一种主观态度。”［5］国内学者钱永红认为：“创业意愿是潜在创业者是否从事创业活动的一种主观态度，是对个人所具有的创业者特质以及对创业的态度和能力的一般描述。”［6］

就创业政策与创业意愿之间的关系而言，一般研究认为，创业政策与创业意愿之间呈显著正相关关系［7-11］。也有研究认为，创业政策与创业意愿之间未有显著相关关系［12］。就创业教育与创业意愿之间的关系而言，大多数的研究显示，创业教育与创业意愿之间呈显著正相关关系，且能预测大学生的创业意愿［13-18］。然而，亦有研究指出，创业教育与学生的创业意愿呈负相关关系［19］。为了进一步探究创业政策和创业教育对大学生创业意愿的影响，本文采用元分析技术，将中国大陆近十年来关于创业政策、创业教育和大学生创业意愿的研究文献的研究结果进行综合定量分析，旨在更加精准的描述创业政策、创业教育与大学生创业意愿之间的关系，并探寻影响三者之间变化的因素。

二、研究方法

（一）文献检索

以Airiti Library华艺在线图书馆、中国期刊全文数据库、中国优秀硕士学位论文全文数据库、中国博士学位论文全文数据库等为搜寻范围，将与创业意愿相关的研究文献作为分析对象，以关键词“创业意愿”“创业意向”“创业倾向”分别作为篇名及关键词进行搜索，文章选取标准为：（1）研究对象限定为学生群体，包括中小学生、大学生和研究生；（2）清楚交代研究对象的样本数；（3）采用量化研究方法；（4）研究变项的相关系数（r值）或为平均数与标准偏差，或为各种可转换为相关系数r的统计量；（5）统计过程无明显错误，结果的解释、研究结论之间必须无矛盾存在。根据上述标准对文献进行筛选，除去未标明数据和重复发表的文献，共有19篇论文符合要求。有学者认为，元分析最少以5篇硕士论文为下限标准［20］。若以I型误差α=0.05，Ⅱ型误差β=0.8来计算，理想上是24篇以上，但事实上很难找到这么多相似的文献［21］45。本研究虽然没有达到24篇的理想标准，但也可以进行元分析。

（二）变量编码

对被选文献以作者信息、发表时间、文献类型、样本量、地域分布、创业政策与创业意愿的相关系数、创业教育与创业意愿的相关系数等进行编码，编码摘要表如表1所示。在元分析软件中的编码赋值如表2所示。编码结果显示，被试的总量为15 852名，其中，最大样本为5 748人，最小样本为143人。在19项研究中，有硕士论文5篇，期刊论文14篇；沿海地区的研究5篇，内地的研究9篇；2013年前的研究10篇，2013年后的研究9篇。满足元分析条件的最早的文献出现在2009年。

表1　创业政策、创业教育与创业意愿基本情况摘要表

续表

（三）研究假设

本研究对创业政策、创业教育与大学生创业意愿之间的关系提出以下假设：

假设1：创业政策与大学生创业意愿之间主效果量呈正相关；

假设2：创业教育与大学生创业意愿之间主效果量呈正相关；

假设3：发表时间对创业政策与大学生创业意愿有调节效应；

假设4：地域分布对创业政策与大学生创业意愿有调节效应；

假设5：文献来源对创业政策与大学生创业意愿有调节效应；

假设6：发表时间对创业教育与大学生创业意愿有调节效应；

假设7：地域分布对创业教育与大学生创业意愿有调节效应。

表2　CMA元分析编码赋值表

（四）效果量计算

本研究将相关系数r作为效果量。将原始r转换成个别效果量后，经过对照 Pearson’r值与Fisher’sZr的对应表，先将每一篇的r值转换为Zr，用标准化的 Z概率组合法求加权平均效果量。随后，对平均效果量进行异质性分析，以了解各篇的研究是否在同一个母群体。在CMA软件中，有两种检定统计量：一是Q检定，二是量化不一致性。当Q呈现显著差异（p＜0.05）时，表示样本间有异质性，而I2值在0～100%，当I2＞75%则为高异质性，采用随机效果模型（random effect model）进行统计分析；相反，若Q呈现不显著差异（p＞0.05）时，表示样本间有同质性，则采用固定效果模型（fixed effect model）进行检定［22］。最后，对所选论文进行出版偏差（publish bias）分析。本研究使用 Rosenthal提出的失安全值（fail～safe Number，Nf.s）来进行出版偏差分析，其公式为Nf.s=19S-N（其中S为达0.05显著水平的篇数，N为未达显著水平的篇数）。若失安全值大于容忍值（Tolerance level）=（5K+10）（K为纳入研究的篇数），表示出版偏差对元分析的结果影响不大；如果失安全值小于容忍值，表示出版偏差对元分析的结果影响过大，要慎重解释其结果。

本研究的调节变项为发表时间、地域分布和文献来源。对类别变项，先采用固定效果模型，确定其组内是否有异质性，若组内有异质性，则采用混合效果模型，检定其组间效果显著与否，以了解其调节效果［21］150。

本研究运用元分析软件（Comprehensive Meta-analysis 2.0，简称CMA）对创业政策、创业教育与大学生创业意愿之间的关系进行分析。

三、研究结果

（一）创业政策与大学生创业意愿的效果量分析

1.创业政策与创业意愿的主效果量分析

涉及创业政策与大学生创业意愿研究的论文共13篇，其结果见表3。为了了解研究内部是否同质，进行异质性检定，得出Q值为269.30，达显著水平，I2为95.54，其值大于0.75，采用随机效果模型估计平均效果量。其随机效果量为0.34，信赖区间介于0.25～0.43之间，达显著水平，表示创业政策与创业意愿确实有正向相关关系。

表3　大学生创业政策与创业意愿的元分析

出版偏差是指出版的研究与未出版的研究之间存在的系统性差异。在实证研究中，结果不显著的研究往往得不到出版的机会，而元分析多依赖出版的研究，因此其结论将有偏差。为了准确了解出版偏差，用Nf.s值来进一步检定。经计算，出版偏差（Nf.s）为3 881，大于容忍值（Tolerance level）75，因此不容易出现出版偏差问题。

2.创业政策与大学生创业意愿的调节变项探讨

（1）发表时间作为调节变项

本研究将样本分为2013年前发表的论文与2013年后（含2013年）发表的论文，来检视发表时间是否为创业政策与创业意愿之间的调节变项。2013年以前的研究5篇，2013年后（包含2013年）的研究8篇，合计共13篇。如表4所示，在固定效果模型上，检视其残差变异，发现不论是2013年前还是2013年后发表的研究，其组内残差变异为126.00，达显著水平，显示本研究的内部为异质。而QB为143.3，亦达显著水平，显示组间亦有差异。由于组间、组内皆有差异，进一步采用混合效果模型进行分析，如表5所示。

表4　创业政策与创业意愿调节变项的固定效果模型

在混合效果模型中，2013年前发表研究的效果量为0.20，信赖区间为0.09～0.30，达显著水平；2013年后发表研究的效果量为0.42，信赖区间为0.33～0.50，亦达显著水平。在进行组间比较时，QB为11.24，P值为0.001，小于0.05，组间变异达显著水平。因此，发表时间是大学生创业政策与大学生创业意愿之间相关关系的调节变项，并且2013年后的政策效果与创业意愿之间的效果量高于2013年前的研究。

表5　创业政策与创业意愿调节变项的混合效果模型

（2）地域分布作为调节变项

地域分布分为沿海地区、内陆地区和全国范围来检视研究样本的不同来源是否为创业政策与创业意愿之间的调节变项。沿海地区的研究5篇，内陆地区的研究6篇，全国范围的研究2篇，共计13篇。在固定效果模型上，残差变异和组间差异皆显著，进一步采用混合效果模型进行分析。在混合效果模型中，沿海地区的研究效果量为0.43，信赖区间为0.31～0.54，达显著水平；内地的研究效果量为0.22，信赖区间为0.12～0.33，达显著水平；全国的研究效果量为0.43，信赖区间为0.31～0.54，亦达显著水平。这表明虽然地域分布不同，但创业政策与创业意愿有正向相关关系。在进行组间比较时，QB为9.20，P值为0.01，小于0.05，组间变异达显著水平，因此，可推论地域分布是大学生创业政策与大学生创业意愿之间相关关系的调节变项。沿海地区的创业政策与大学生创业意愿之间的相关系数的效果量最大（0.43），地域分布于内陆地区的研究，创业政策与创业意愿之间的效果量相对较小（0.22）。

（3）发表来源作为调节变项

本研究将发表来源分为期刊和硕士论文两类进行检视，探索发表来源是否为创业政策与创业意愿之间的调节变项。期刊来源的研究9篇，硕士论文的研究4篇，共计13篇。在固定效果模型上，其残差变异和组间差异皆显著，进一步采用混合效果模型进行分析。在混合效果模型中，发表来源为期刊的研究，效果量为0.38，信赖区间为0.28～0.47，达显著水平；发表来源为硕士论文的研究，效果量为0.25，信赖区间为0.04～0.44，亦达显著水平。这表明虽然发表来源不同，但创业政策与创业意愿之间的关系皆正向相关。在进行组间比较时，发现QB为1.37，P值为0.24，大于0.05，组间变异未达显著水平。因此，可推断发表来源并非大学生创业政策与创业意愿之间相关关系的调节变项。

（二）创业教育与大学生创业意愿的效果量分析

1.创业教育与大学生创业意愿的主效果量分析

在大学生创业教育与创业意愿的关系方面，共检索到符合要求的文献7篇，如表6所示。通过异质性分析，发现Q值为40.36，I2为85.14，显示创业教育各篇论文有异质性，故其效果量应参考随机效果量。经计算，随机效果量为0.29，达显著水平，显示创业教育与创业意愿中度正相关。为了准确了解出版偏差，用Nf.s值来进一步检定。经计算，出版偏差（Nf.s）为522，大于容忍值（Tolerance level）45，因此不容易出现出版偏差问题。

表6　创业教育与大学生创业意愿的元分析

2.创业教育与大学生创业意愿调节变项探讨

（1）发表时间作为调节变项

本研究将样本分为2013年前与2013年后（含2013年）发表的研究，来检视发表时间是否为创业教育与大学生创业意愿之间的调节变项。纳入到元分析的2013年前的研究6篇，2013年后（包含2013年）的研究1篇，合计共7篇。如表7所示，在固定效果模型上，检视其残差变异，发现不论是在2013年前发表还是在2013年后发表的研究，其组内残差变异为29.22，达显著水平，显示本研究的内部具有异质性。而QB为11.14，亦达显著水平，显示组间亦有差异。由于组间、组内皆有差异，进一步采用混合效果模型进行分析，见表8。

表7　创业教育与大学生创业意愿的调节变项的固定效果模型

表8　创业教育与大学生创业意愿调节变项的混合效果模型

在混合效果模型中，2013年前发表研究的效果量为0.26，信赖区间为0.16～0.36，达显著水平；2013年后发表研究的效果量为0.33，信赖区间为0.22～0.44，亦达显著水平。这表明无论何时发表，创业教育与创业意愿两者之间皆为正向相关关系。在进行组间比较时，QB为0.88，P值为0.35，大于0.05，组间变异未达显著水平。由此可推论，发表时间并非是大学生创业教育与创业意愿之间相关关系的调节变项。因此，无论是何时发表的研究，大学生创业教育与创业意愿的相关关系没有差异。

（2）地域分布作为调节变项

本研究将地域分布分为沿海地区和内地，看地域分布是否为创业教育与创业意愿之间的调节变项。沿海地区的研究6篇，内陆地区的研究1篇，共计7篇。在固定效果模型上，检视其残差变异和组间差异皆显著，进一步采用混合效果模型进行分析。在混合效果模型中，地域分布为沿海地区的研究效果量为0.32，信赖区间为0.25～0.38，达显著水平；地域分布为内地的研究效果量为0.15，信赖区间为0.10～0.20，达显著水平。这表明虽然地域分布不同，但创业教育与创业意愿之间皆正向相关。在进行组间比较时，发现QB为16.62，P值为0.00，小于0.05，组间变异达显著水平。由此可推断，地域分布是大学生创业教育与大学生创业意愿之间相关关系的调节变项，且沿海地区创业教育与大学生创业意愿之间的相关系数的效果量（0.32）大于内陆地区（0.15）。

四、研究结论及讨论

（一）创业政策、创业教育与大学生创业意愿之间的主效应

创业政策与大学生创业意愿之间相关系数的平均效果量为0.34，为中度效果量，假设1被验证。这表明创业政策是大学生产生创业意愿的重要因素，政府的创业政策越好，大学生创业意愿越强烈。这一研究结果跟以往的研究结果相符。良好的政策导向有利于优化大学生创业的制度环境，增强大学生的创业意识，从而有效地促使大学生创业活动顺利开展。创业教育与大学生创业意愿之间相关系数的平均效果量为0.29，显示创业教育与创业意愿中度正相关，假设2被验证。这表明创业教育对大学生创业意愿有显著影响，创业教育开展得越好，大学生创业意愿越高。

过去的研究中，对创业教育与创业意愿之间的关系是积极的还是消极的并未有一致结论。尤其是在国外的研究中，许多研究显示，创业教育会抑制创业意愿［19］。通过本研究中纳入的元分析文献可以看出，大学生创业教育与创业意愿中度正相关。这说明根据我国国情和大学生的实际情况，提高大学生的创业意愿，进行相应的创业教育是必要的。因此，高校应该科学合理地设置创业教育课程体系，将创业教育融入到大学生培养的全过程中。2015年5月出台的《国务院办公厅关于深化高等学校创新创业教育改革的实施意见》提出：“2015年起全面深化高校创新创业教育改革。2017年取得重要进展，形成科学先进、广泛认同、具有中国特色的创新创业教育理念，形成一批可复制可推广的制度成果，普及创新创业教育，实现新一轮大学生创业引领计划预期目标。”［1］深化高校的创新创业教育改革是目前和今后推进高等教育综合改革的重要内容。提高大学生创业教育效果，对提升大学生的创业意愿有正面影响。

（二）创业政策与大学生创业意愿之间的调节效应

地域分布对大学生创业政策与大学生创业意愿之间有调节效应，假设3被验证。地域分布于沿海地区的研究，其创业政策与大学生创业意愿之间的相关系数的效果量（0.43）最大；地域分布于内陆地区的研究，创业政策与创业意愿之间的效果量（0.22）相对较小。此研究表明，沿海地区比内陆地区的创业政策更能促进大学生的创业意愿。针对这种结果，一种可能的原因为沿海地区较内陆地区经济更加有活力，吸引力相对较强，人才的优势提升了政府管理水平和政策水平；另一种可能原因是对内陆地区的刻板印象，认为内陆地区的发展前景不如沿海地区。因此，大学生在内陆地区的创业意愿不够强烈，政策效果不如沿海地区。

发表时间对大学生创业政策与大学生创业意愿有调节效应，假设4被验证。2013年后的政策效果与创业意愿之间的效果量（0.42）显著高于2013年前的研究（0.20）。可能的原因为，2013年后所处的创业政策的出台背景是国家将创新创业作为战略政策，上升到国家经济发展的重要政策层面的时期。此时，对大学生创业来讲，良好的社会创业政策和氛围，大大提高了大学生的创业意愿。这也充分说明，此时的创新创业政策，远比前一时期更能激发大学生的创业意愿，也进一步说明创业政策是有效的。

对文献来源进行元分析时，组间变异未达显著，发表来源对创业政策与大学生创业意愿并没有调节效应，假设5被否定。

（三）创业教育与大学生创业意愿之间的调节效应

经研究发现，发表时间对大学生创业教育与创业意愿之间没有调节效应。因此，无论是何时发表的研究，大学生创业教育与创业意愿的相关关系没有差异，假设6被否定。

经过元分析发现，地域分布对创业教育与大学生创业意愿之间存在调节效应，假设7被验证。地域分布为沿海地区的研究，其创业教育与大学生创业意愿之间的相关系数的效果量（0.32）较大；地域分布为内陆地区的研究，创业教育与创业意愿之间的效果量（0.15）相对较小。这一结论说明，沿海地区的创业教育与大学生的创业意愿相关性更高，沿海地区的创业教育相比来说做得更好，学生的创业意愿更大。

我国幅员辽阔，地区间的生产力发展不平衡导致地区经济发展不平衡，进一步直接导致教育发展不平衡。东部沿海生产力发达，因此无论经济、社会还是教育发展相对走在内陆地区前面。此特征也与大学生的创业教育相符，在创业教育效果上，内陆地区远远低于沿海地区。教育部哲学社会科学发展报告项目《中国大学生就业创业发展报告》显示，2015届全国高校毕业生选择在沿海地区就业的比例最多，为66.91%［23］。杭州市出台《创业扶持无偿资助政策》，对大学生创业、留学生创业、文化创意项目、“青蓝计划”项目、“雏鹰计划”项目进行无偿资助［24］，大大提高了大学生的创业热情和创业意愿。

五、研究不足及展望

（一）未探讨创业政策、创业教育与大学生创业意愿效果的分层面效果

从本研究可以看出，创业政策、创业教育与大学生创业意愿之间有正相关关系，并且找出了影响其效果的调节变项。但是从已有研究看，并不是所有的创业政策、创业教育对大学生的创业意愿都会有正相关关系。贺丹（2006）对于浙江大学在校学生的研究则补充了另外两个与创业意愿有着密切联系的方面---创业竞赛经历与实习经历。前者可以促进创业意愿，而后者则会抑制创业意愿。Mayhew等人通过对3 700名美国在校大学生的实证研究发现，创业意愿还与学生在校期间课堂教育的形式是否有利于激发个人的创新思维有关。日后的研究可以进一步从创业政策、创业教育的分层面着手，进行更多的实证研究或元分析。

（二）文献搜索局限

本研究采用元分析的方法，对大学生创业政策、创业教育对创业意愿的影响进行了探讨，但本研究有两个方面的研究局限：一是未寻找和收集英文文献。因此，在以后的研究中，可以加入英文文献，探讨不同的国家在大学生创业政策、创业教育和创业意愿之间的关系。二是限于过去文献的数量，纳入本研究的文献仅有19篇，与元分析要求的文献量相比，数量偏少。

［1］国务院办公厅.国务院办公厅关于深化高等学校创新创业教育改革的实施意见［EB/OL］.（2015-05-13）［2016-03-15］.http：//www.gov.cn/zhengce/content/2015-05/13/content_9740.htm.

［2］AUTIO E，KEELEY R H，KLOFSTEN M，et al.Entrepreneurial intent among students：testing an intent model in Asia［J］.Scandinavia and USA，1997.

［3］汪姣.大学生创业教育与创业意向的关系：创业自我效能感的中介作用［D］.济南：山东师范大学，2012.

［4］THOMPSON E R.Individual entrepreneurial intent：construct clarification and development of an internationally reliable metric［J］.Entrepreneurship theory and practice，2009，33（3）：669-694.

［5］BAGOZZI R P，KIMMEL S K.A comparison of leading theories for the prediction of goal-directed behaviours［J］.British journal of social psychology，1995，34（4）：437-461.

［6］钱永红.创业意愿影响因素研究［J］.浙江大学学报（人文社会科学版），2007，37（4）：144-152.

［7］王艳红，冯伟远，王艳霞.创业环境与大学生创业意愿的相关研究——基于 Gnyawali&Fogel的五纬度模型视角［J］.教育探索，2013（1）：150-151.

［8］李洪波.网络嵌入性与大学生创业意愿的关系研究——基于创业自我效能感的中介作用［J］.江苏大学学报（社会科学版），2014，16（3）：76-83.

［9］刘月秀.大学生创业意愿影响因素研究——以农业院校为例［J］.教育发展研究，2013（9）：48-53.

［10］石巧君，周慧.农科大学生自主创业意愿及其影响因素——基于243名学生的问卷调查数据［J］.湖南农业大学学报（社会科学版），2012，13（1）：77-82.

［11］唐仁生，陈君君，曾献功.大学生创业意愿影响因素的实证研究——基于安徽省部分地方院校的调查［J］.淮北师范大学学报（哲学社会科学版），2015，36（1）：136-138.

［12］廖慧萌.上海市大学生创业意愿的影响因素研究——基于TPB模型［D］.上海：华东理工大学，2010.

［13］王华锋，郑珠，牛晋泽.大学生创业意愿影响因素研究——以浙江省大学生为例［J］.企业经济，2010（11）：83-86.

［14］王坤，李耘涛.创业禀赋中介效应下创业教育与创业意愿关系研究［J］.武汉理工大学学报（社会科学版），2012，25（2）：91-91.

［15］吴波虹，庄小将.社会资本对高职学生创业意愿的影响研究［J］.职教论坛，2014（11）：28-32.

［16］杨健，周涛.大学生创业意愿调查研究——以温州大学为例［J］.现代企业教育，2012（11）：72-74.

［17］熊景维.高校学生创业意愿及其影响因素研究［J］.珞珈管理评论，2012（2）：160-171.

［18］丛海彬.创业教育实践背景下大学生创业意向及其影响因素分析——以宁波高校为调研对象［J］.当代经济，2013（3）：85-87.

［19］OSTERBEEK H，VAN Praag M，IJSSELSTEIN A.The impact of entrepreneurship education on entrepreneurship skills and motivation［J］.European economic review，2010，54（3）：442-454.

［20］吴政达，吴盈莹.后设分析方法comprehensive Meta Analysis软件应用与报表解析［J］.教育研究月刊，2011（206）：105-111.

［21］张绍勋.Meta分析实施使用Excel与CMA程序［M］.台北：五南出版社，2014.

［22］HIGGINS J P T，THOMPSON S G，DEEKS J J，et al.Measuring inconsistency in meta-analyses［J］.British Medical Journal，2003，327（7414）：557-560.

［23］东北师范大学项目组.中国大学生就业创业发展报告2014—2015［EB/OL］.（2015-05-13）［2016-03-15］.http：// news.xinhuanet.com/local/2015-12/19/c_128546547.htm.

［24］2015年度杭州创业扶持（无偿资助）政策 76项［EB/OL］.（2015-07-16）［2016-05-19］.http：//mt.sohu.com/ 20150716/n416908729.shtml.

（责任编辑 吴朝平）

The Influence of Entrepreneurship Policy，Entrepreneurship Education on the Entrepreneurial Intention of University Students ---Based on the Meta-analysis of Influence Factors of Chinese University Students’Entrepreneurial Intention for the Past Decade in the Mainland

YANG Jie
（Department of Education，National Chengchi University，Taipei Taiwan 11605，China）

Through the literature survey，the 19 research papers about the influence of entrepreneurship policy，entrepreneurship education on the entrepreneurial intention of University Students for the past decade were collected，and the numbers are about 15 852 persons.Using the meta-analysis，the relationship between entrepreneurship policy，entrepreneurship education and entrepreneurial intentions were concluded，and it showed that to most degrees，the entrepreneurial intentions were affected.The result of meta-analysis showed：a positive correlation effect size of 0.34 and 0.29 showed between entrepreneurship policy，education and entrepreneurial intentions of Chinese college students，which reached to the medium level.The geographical distribution and the papers’published time are the adjusting factors for the entrepreneurship policy and entrepreneurial intention；and the geographical distribution is the adjusting factors of the entrepreneurship education and entrepreneurial intention.Compared to coastal and inland regions，entrepreneurship policy and entrepreneurial intentions of Chinese college students’correlation coefficients were 0.43 and 0.22；students’entrepreneurship education and entrepreneurial intentions of Chinese college students’correlation coefficients were 0.32 and 0.15，which indicates that coastal entrepreneurship policy and entrepreneurship education is relatively better，and it can stimulate students’entrepreneurial willing.Compared before and after 2013，entrepreneurship policy and entrepreneurial intentions of Chinese college students’correlation coefficients were 0.42 and 0.20，which shows that entrepreneurship policy implemented by the government after 2013 is more effective than the previous period to stimulate entrepreneurial willingness of college students.

university student；entrepreneurship policy；entrepreneurship education；entrepreneurial intention；meta-analysis

G647

A

1673-8012（2016）04-0015-09

10.15998/j.cnki.issn1673-8012.2016.04.003

2016-05-19

广东省协同创新平台---粤台教师教育协同创新发展中心粤台乡村教育研究一般课题“台湾偏乡教育政策的历史变迁、现状及其启示”（YTXY1505）

杨洁（1985-），女，山东淄博人，台湾政治大学教育学院博士研究生，主要从事高等教育学和教育心理学研究。

杨洁.创业政策、创业教育对大学生创业意愿的影响---基于中国大陆近十年大学生创业意愿影响因素的元分析［J］.重庆高教研究，2016，4（4）：15-23.

format：YANG Jie.The influence of entrepreneurship policy，entrepreneurship education on the entrepreneurial intention of university students---Based on the meta-analysis of influence factors of chinese university students’entrepreneurial intention for the past decade in the mainland［J］.Chongqing higher education research，2016，4（4）：15-23.