Текст книги "Факторы формирования предпринимательской активности студентов"

К таким факторам относятся уровень экономического развития страны, доступность финансового капитала и регулирующие инициативы государства. Помимо этого, существенное влияние могут оказать локальные условия, связанные с уровнем развития инфраструктуры [Niosi, Bas, 2001], наличием услуг по поддержке предпринимательства [Foo, Wong, Ong, 2005], а также деятельностью вузов. Развитие технологий, обмен знаниями и создание университетских бизнес-инкубаторов выступают общепризнанными факторами стимулирования предпринимательства [Mian, 1997]. Значительное влияние на предпринимательское поведение могут оказать и культурные особенности [Mitchell et al., 2002; Shinnar et al., 2012]. Нормы и ценности разных культур формируют различия в отношении индивидов к предпринимательству. Следовательно, можно предположить, что зависимость между предпринимательскими намерениями и действиями по созданию бизнеса может по-разному проявлять себя под влиянием различных культурных особенностей.

В настоящем исследовании рассматривается эффект двух аспектов внешнего окружения, способных повлиять на связь между намерениями и действиями в студенческом предпринимательстве. К ним отнесены качество развития университетской предпринимательской среды и воспринимаемый уровень избегания неопределенности в обществе. Поскольку студенты сталкиваются с университетской средой на ежедневной основе, ее особенности могут оказать влияние на формирование их отношения к карьере предпринимателя и поведение в отношении реализации предпринимательских намерений [Dey, 1997; Hastie, 2007; Politis, Winborg, Dahlstrand, 2012]. Говоря о воспринимаемом уровне избегания неопределенности в обществе, необходимо отметить, что данная характеристика в определенной степени отражает наличие или отсутствие готовности принимать на себя риск [Wennekers et al., 2007], что, в свою очередь, способно оказать существенное влияние на «разрыв» между предпринимательскими намерениями и действиями по созданию бизнеса.

Университетская предпринимательская среда. Наличие связи между параметрами университетской предпринимательской среды и развитием предпринимательства среди студентов подтверждено большим количеством научных исследований (см., напр.: [Вае et al., 2014; Kraaijenbring, Wijnhoven, 2008; Liñán, Urbano, Guerrero, 2011; Saeed, Muffatto, 2012; Sesen, 2013; Turker, Selcuk, 2009; Zhang et al., 2014] и др.). Атмосфера образовательного учреждения, разделяемые ценности и нормы способны оказать влияние на формирование предпринимательских намерений. В настоящее время университеты играют важную роль в стимулировании предпринимательской активности в рамках партнерств по коммерциализации знаний [Politis, Winborg, Dahlstrand, 2012], способствуя, таким образом, региональному развитию и повышая экономический рост [Rothaermel, Agung, Jiang, 2007].

Университетские инициативы по продвижению предпринимательства охватывают соответствующие курсы и образовательные программы [Klofsten, 2000], запуск бизнес-инкубаторов [Hughes, Ireland, Morgan, 2007], организацию программ наставничества и развития сетей профессиональных контактов [Nielsen, Lassen, 2012]. Университеты являются частью предпринимательской инфраструктуры страны и принимают активное участие в подготовке будущих предпринимателей [Torranset al., 2013]. Университетская среда формируется под влиянием регулирующих инициатив и системы лидерства [Sotirakou, 2004], организационной культуры, материально-технической базы, подходов к коммерциализации результатов исследований и разработок [Etzkowitz, 2003; Poole, Robertson, 2003], а также наличия различных типов предпринимательских ресурсов.

Таким образом, университетские инициативы по развитию предпринимательства способствуют формированию позитивного отношения к карьере предпринимателя, стимулируя становление предпринимательских намерений и их дальнейшую реализацию. Помимо этого, сильная предпринимательская атмосфера в университете обеспечивает эмоциональную поддержку начинающим студентам-предпринимателям со стороны членов университетского сообщества, что, в свою очередь, создает условия для перехода от намерений к действиям по созданию бизнеса.

Университет предоставляет студентам доступ к различным ресурсам, что также может повлиять на их предпринимательское поведение и помочь в создании жизнеспособного предприятия. В частности, образовательные курсы по предпринимательству, целью которых является развитие соответствующих знаний и навыков, помощь в развитии сети профессиональных контактов, а также предоставление финансовых ресурсов, содействуют развитию способности к распознаванию предпринимательских возможностей [Shane, 2000; Zhao et al., 2005] и их успешному использованию [Robinson, Sexton, 1994]. Все это способствует укреплению воспринимаемого поведенческого контроля, усиливая уверенность студентов в собственных знаниях, навыках и умениях, необходимых для создания бизнеса. Кроме того, оказание университетами финансовой помощи существенно повышает вероятность фактической реализации предпринимательских действий студентами, которые ее получили [Parker, Belghitar, 2006].

Гипотеза 5. Благоприятная университетская предпринимательская среда усиливает положительную связь между предпринимательскими намерениями студентов и масштабами их деятельности по созданию бизнеса.

Переход от предпринимательских намерений к действиям по созданию бизнеса также может зависеть от условий макросреды и культурных особенностей. Принято считать, что готовность к вовлечению в предпринимательскую деятельность соотносится с определенными культурными ценностями [Lee, Peterson, 2000]. Следовательно, связь между предпринимательскими намерениями и действиями по открытию фирмы будет сильнее при доминировании подобных ценностей в обществе.

Одной из наиболее важных культурных переменных, традиционно связываемых с уровнем предпринимательской активности, является степень избегания неопределенности, характеризующая отношение индивидов к ситуациям со сложно предсказуемыми исходами [Hofstede, 1991; 2001]. Данное понятие тесно связано с неотъемлемой чертой предпринимателей – готовностью брать на себя риск [Wennekers et al., 2007], высокий уровень которой стимулирует трансформацию предпринимательских намерений в действия по созданию бизнеса [Van Gelderen, 2010]. Носители культур, характеризующихся сильной склонностью к избеганию неопределенности, обычно чувствуют себя неуверенно в неструктурированных ситуациях [Shinnar et al., 2012].

Отношение к предпринимательству связано с общим уровнем готовности работать в условиях риска и неопределенности [Kautonen, Luoto, Tornikoski, 2010; Yordanova, Tarrazon, 2010]. Отторжение неопределенности неизбежно влечет за собой сильный страх провала и нежелание становиться участником конкурентной борьбы, что может служить серьезным препятствием к вовлечению в предпринимательскую деятельность [Baughn, Neupert, 2003]. Предыдущими исследованиями была установлена отрицательная связь между избеганием неопределенности, инновационностью [Shane, 1993] и индивидуальной готовностью к риску [Kreiser et al., 2010].

Следовательно, представители культур с высоким уровнем избегания неопределенности будут иметь скорее негативное отношение к карьере предпринимателя, что препятствует формированию предпринимательских намерений и их дальнейшей реализации. Еще одним барьером могут стать общественные нормы [Engle, Schlaegel, Delanoe, 2011], поскольку такие представители могут испытывать скрытое или явное давление со стороны других членов общества, агитирующих против вовлечения в предпринимательскую деятельность. Напротив, культурные нормы и ценности, связанные с низким уровнем избегания неопределенности, поощряют предпринимательство [Autio, Pathak, Wennberg, 2013], развивая соответствующие когнитивные установки и стимулируя переход от предпринимательских намерений к действиям по созданию бизнеса.

Гипотеза 6. Высокий уровень избегания неопределенности в обществе ослабляет положительную связь между предпринимательскими намерениями студентов и масштабами их деятельности по созданию бизнеса.

Общая теоретическая модель настоящего исследования представлена на рис. 1.8.

Рис. 1.8. Теоретическая модель исследования

Данные. Используемые для эмпирической проверки предложенной теоретической модели данные были получены в ходе реализации международного проекта GUESSS (2013/2014). В настоящем проекте приняли участие 109 026 студентов из 759 университетов 34 стран. Ссылка на анкету была распространена среди 1 959 229 студентов. В результате было получено 109 026 ответов, что составляет 5,6% от исходной выборки. Для целей исследования из общей выборки были исключены студенты, приехавшие учиться по обмену, а также участники программ постдокторантуры. Помимо этого, не учитывались наблюдения с пропущенными значениями по какой-либо из вошедших в модель переменных. Таким образом, итоговый объем выборки составил 70 164 студента.

Измерение переменных. Для измерения переменных в данном исследовании были применены широко используемые и апробированные шкалы.

Зависимая переменная. Предпринимательское поведение связано со способностью индивида превращать идеи в действия, приводящие к созданию новой фирмы. Процесс запуска предприятия начинается с формирования предпринимательских намерений и длится до осуществления первых продаж [Gatewood, Shaver, Gartner, 1995]. Он состоит из большого числа отдельных действий [Carter, Gartner, Reynolds, 1996; Gartner, Carter, Reynolds, 2004]. Чем больше подобных действий совершено, тем ближе начинающий предприниматель к созданию нового бизнеса [Alsos, Kolvereid, 1998; Carter et al., 1996], поскольку «чем больше усилий по достижению цели прикладывает индивид, тем больше вероятность того, что эта цель будет в конечном итоге достигнута» [Gatewood et al., 1995, р. 373].

Следовательно, одной из важнейших задач, стоящих перед учеными, является установление факторов, способных посодействовать вовлечению индивидов в предпринимательский процесс, предшествующий фактическому созданию фирмы [Farmer, Yao, Kung-Mcintyre, 2011].

Таким образом, в качестве зависимой переменной в данном исследовании выступает индекс, отражающий масштабы деятельности по созданию бизнеса, предпринятых студентом на момент опроса. В соответствии с предыдущими исследованиями (см., напр.: [Kautonen, Van Gelderen, Fink, 2015]) список возможных действий по созданию бизнеса был составлен на основе подходов международных исследовательских проектов «Панельное исследование динамики предпринимательства» (“Panel Study of Entrepreneurial Dynamics”, PSED) и «Глобальный мониторинг предпринимательства» (“Global Entrepreneurship Monitor”, GEM) и включал в себя следующее:

– «Обсужден продукт/бизнес-идея с потенциальными клиентами»;

– «Собрана информация о рынках/конкурентах»;

– «Написан бизнес-план»;

– «Начата разработка продукта/услуги»;

– «Запущены маркетинговые мероприятия/мероприятия по стимулированию сбыта»;

– «Приобретены необходимые материалы и оборудование для бизнеса»;

– «Предприняты попытки получить доступ к внешнему финансированию»;

– «Подана заявка на регистрацию патента, авторского права, товарного знака»;

– «Зарегистрирована фирма»;

– «Продан продукт/услуга».

Переменная, отражающая масштабы деятельности по созданию бизнеса, была посчитана как сумма количества осуществленных студентом действий, отнесенная к общему числу элементов приведенного выше списка. Использование равных весов для составления индекса оправдано в силу достаточно высокого коэффициента альфа Кронбаха, равного 0,810. Таким образом, зависимая переменная варьируется от 0 («никаких действий не предпринято») до 1 («все действия из списка осуществлены»). Среднее значение по данной переменной составило 0,025, стандартное отклонение – 0,095, показатели асимметричности и эксцесса – 4,796 и 30,662 соответственно. Это свидетельствует о том, что лишь небольшое число студентов вовлечено в широкомасштабные действия по созданию бизнеса.

Отсутствие нормального распределения зависимой переменной было учтено в рамках дальнейшего анализа путем использования робастных стандартных ошибок при оценке регрессионной модели методом наименьших квадратов.

Независимая переменная. Переменная уровень предпринимательских намерений студентов была измерена по шкале, предложенной в работе Линана и Чена [Liñán, Chen, 2009] (приложение 4). Показатель альфа Кронбаха для данной шкалы составил 0,960. Эта переменная была включена в модель в виде среднего значения по полученным ответам.

Модераторы.[8]8
  Под модераторами (moderators) понимаются переменные, способные усилить или ослабить связь основных переменных модели и результирующего признака. В данном исследовании модерирующие эффекты тестировались путем введения перекрестных переменных (interaction terms), представляющих собой произведение основной переменной и соответствующего модератора.


[Закрыть] В качестве модераторов в работе используются следующие переменные: наличие семейного бизнеса, университетская предпринимательская среда, склонность к избеганию неопределенности. Переменная наличие семейного бизнеса является бинарной и принимает значение 1 в случае, если хотя бы один из родителей студента является предпринимателем, и 0 – если это не так. Переменная «пол» принимает значение 1 для девушек и 0 для юношей. Переменная «возраст» отражает возраст студента в годах.

Университетская предпринимательская среда была оценена студентами по шкале от 1 («абсолютно не согласен») до 7 («полностью согласен»). Данная шкала включала в себя следующие утверждения:

– «Атмосфера в моем вузе вдохновляет меня на развитие идей для нового бизнеса»;

– «В вузе благоприятный климат для того, чтобы стать предпринимателем»;

– «В моем вузе поощряется вовлечение студентов в предпринимательскую деятельность» [Franke, Liithje, 2004].

Показатель альфа Кронбаха для данной переменной равен 0,884. Эта переменная была включена в модель в виде среднего значения по полученным ответам.

Склонность к избеганию неопределенности была оценена студентами по шкале от 1 («абсолютно не согласен») до 7 («полностью согласен»), составленной на основе подхода, применяемого в рамках исследовательского проекта GLOBE [House, 2004]. Данная шкала включала в себя следующие утверждения:

– «В моем окружении ценятся дисциплина и последовательность, даже в ущерб экспериментированию и инновациям»;

– «В моем окружении большинство людей ведут размеренный образ жизни, неожиданные события – крайне редкое явление»;

– «В моем окружении общественные требования и инструкции разъяснены в деталях, поэтому люди знают, что от них ожидается».

Таким образом, данная переменная отражает личное восприятие респондентом уровня избегания неопределенности в обществе. Показатель альфа Кронбаха для нее составил 0,748. Она была включена в модель в виде среднего значения по полученным ответам.

Для оценки модерирующих эффектов в модель вошли перекрестные переменные, полученные путем перемножения указанных модераторов и показателя предпринимательских намерений. Необходимо отметить, что указанные модерирующие переменные не предполагают обратной зависимости: наличие предпринимательских намерений или вовлеченность в действия по созданию бизнеса не могут оказать влияние на самозанятость членов семьи студента, его пол, возраст, а также особенности университетской среды и уровень избегания неопределенности в обществе, что особенно важно в силу кросс-секционного характера данных, используемых в этом исследовании.

Контрольные переменные. Для обеспечения достаточной внутренней надежности модели в нее были включены контрольные переменные, которые также способны влиять на масштабы деятельности по созданию бизнеса. В частности, еще одним элементом теории запланированного поведения, оказывающим прямое влияние на реализацию задуманных действий, является воспринимаемый поведенческий контроль [Ajzen, 1991; Armitage, Conner, 2001]. Таким образом, данная переменная вошла в модель в качестве контрольной.

Помимо этого, учли переменную, отражающую внутренний локус контроля респондента, поскольку данная психологическая черта также способна оказать влияние на предпринимательское поведение [Ajzen, 1991; Jain, АН, 2013]. Внутренний локус контроля был измерен по 7-балльной шкале, предложенной в [Levenson, 1973]. Показатель альфа Кронбаха по данной переменной составил 0,735. Воспринимаемый поведенческий контроль был оценен по 7-балльной шкале, представленной в [Soutaris, Zerbinati, Al-Laham, 2007]. Показатель альфа Кронбаха по ней достиг 0,883. Обе указанные переменные были включены в модель в виде среднего значения по полученным ответам.

Кроме того, специализация студента также может оказать влияние на формирование предпринимательских намерений и готовность перейти к их реализации [Kolvereid, Моеп, 1997]. Таким образом, в модель введена бинарная переменная, отражающая вовлеченность в образовательную программу по предпринимательству.

Еще одним важным фактором можно считать уверенность в собственных знаниях и навыках, необходимых для создания и развития бизнеса [Fernandez-Perez et al., 2015; Liñán, 2008]. Данная переменная была измерена по 7-балльной шкале, адаптированной из нескольких источников [Zhao et al., 2005; Chen et ah, 1998; George, Zhou, 2001; Liñán, 2008; DeNoble, Jung, Ehrlich, 1999; Kickul et al., 2009]. Показатель альфа Кронбаха по ней составил 0,912.

Список подобных навыков и умений включал в себя способности выявлять новые возможности для бизнеса, создавать новые продукты и услуги, применять на деле собственную креативность, управлять инновациями внутри фирмы, быть лидером и «мастером общения», выстраивать профессиональную сеть, коммерциализировать новую идею или разработку, успешно управлять бизнесом. Данная переменная вошла в модель в виде среднего значения по полученным ответам. Также для учета возможных межстрановых различий в модель были включены 34 бинарные переменные, отражающие страны нахождения университетов.

Описательная статистика переменных и корреляционная матрица приведены в табл. 1.5 и 1.6.

Таблица 1.5

Описательная статистика переменных

Примечание: IV = 70 164.

Таблица 1.6

Корреляционная матрица

Примечание: N = 70 164; ***р < 0,001; **р < 0,01; * р < 0,05.

Наиболее высокую оценку получил коэффициент корреляции между переменными, отражающими воспринимаемый поведенческий контроль и уверенность студента в собственных знаниях и навыках г, равной 0,593, что предполагает только 35% общей вариации. Такой результат свидетельствует об отсутствии мультиколлинеарности в модели.

В целях оценки качества модели измерения проводился подтверждающий факторный анализ. Для оценки валидности «схождения» было использовано два базовых теста [Hair et al., 2010]. Во-первых, для всех латентных переменных было подтверждено, что все факторные нагрузки значимы на уровне 0,05. Во-вторых, все значения показателей композитной надежности, а также значения коэффициента альфа Кронбаха оказались выше уровня 0,7. Указанные обстоятельства свидетельствуют о достаточной валидности «схождения» полученных оценок рассматриваемых теоретических конструктов.

Проверка на дискриминантную валидность осуществлялась при помощи трех базовых тестов. В первую очередь были проанализированы оценки коэффициентов корреляции между всеми рассматриваемыми конструктами (табл. 1.6). Достаточный уровень дискриминантной валидности достигается в том случае, если все оценки коэффициентов корреляции значимо отличаются от 1 [Bagozzi, Yi, 1988]. Анализ оценок коэффициентов корреляции с применением статистического бутстрэпа с генерацией 1 тыс. выборок подтвердил выполнение этого условия.

Согласно второму критерию, дискриминантная валидность достигается, если квадратный корень показателя средней объясненной дисперсии для латентных переменных превышает оценку коэффициента корреляции между ними [Fornell, Larcker, 1981]. Данный критерий был выдержан для всех пар латентных переменных, использованных в модели. Помимо этого, был проведен тест с использованием критерия хи-квадрат: осуществлялось сравнение двух моделей измерения, в одной из которых корреляция между двумя составными конструктами не фиксировалась, а в другой – приравнивалась единице. Результаты оценки показали, что все пары конструктов имели статистически значимые различия на уровне р < 0,001. Принимая во внимание полученные результаты, можно сделать вывод о наличии достаточной дискриминантной валидности.

Поскольку переменные модели измерялись с помощью субъективных оценок, существует потенциальная угроза возникновения общей ошибки смещения [Podsakoff, MacKenzie, Podsakoff, 2012]. Для исключения данной проблемы был проведен тест Хармана: анализ главных компонент выявил восемь факторов с собственными числами больше единицы [Harman, 1967]. Помимо этого, в рамках подтверждающего факторного анализа было выявлено, что соотнесение всех индикаторов с единым конструктом приводит к существенному снижению в качестве подгонки модели по сравнению с ситуацией, в которой индикаторы сопоставлены с соответствующими им теоретическими конструктами. Итак, что возникновение общей ошибки смещения в данном исследовании крайне маловероятно.