■責(zé)編/王震 Tel: 010-88383907 E-mail: hrdwangz@126.com

由于缺乏完整的理論體系和框架，創(chuàng)業(yè)在相當(dāng)長一段時間內(nèi)只是作為一種有趣的經(jīng)濟現(xiàn)象而存在。直到Shane和Venkataraman（2000）提出以“識別和利用創(chuàng)業(yè)機會”取代“誰能成為創(chuàng)業(yè)者”作為創(chuàng)業(yè)研究的核心，這一狀況才逐漸得到改善。從此以后，“特質(zhì)論”逐漸讓位于“機會觀”，成為創(chuàng)業(yè)學(xué)研究的主流。遺憾的是，現(xiàn)有的創(chuàng)業(yè)研究大多僅關(guān)注“為什么是一些人而非另一些人識別到創(chuàng)業(yè)機會”，并未回答“創(chuàng)業(yè)者選擇何種方式識別創(chuàng)業(yè)機會”，且鮮有學(xué)者將個人特質(zhì)與機會識別聯(lián)系起來。Casson（2005）認為創(chuàng)業(yè)應(yīng)該是個體和機會的結(jié)合，只有將個體與機會相結(jié)合，才能實現(xiàn)特質(zhì)研究的意義。也就是說，特質(zhì)研究并非完全錯誤，只是沒有找到正確的方向。

研究表明，不僅先驗知識和信息不對稱、社會網(wǎng)絡(luò)、創(chuàng)業(yè)警覺性、人力資本等會影響創(chuàng)業(yè)機會的識別（Ardichvili et al.，2003），創(chuàng)業(yè)者的個人特質(zhì)也是影響機會識別的重要變量（田畢飛等，2011）。例如，美國創(chuàng)業(yè)者的成就動機、控制源、模糊容忍能力及自主性等個人特質(zhì)對其在搜索與發(fā)現(xiàn)、發(fā)現(xiàn)與浮現(xiàn)之間的選擇有顯著影響（田畢飛等，2013）。然而，這一結(jié)論在中國不一定適用。由于個人特質(zhì)與國家文化、外部環(huán)境等密切相關(guān)，將該結(jié)論直接推廣到中國或其他美國以外的國家或地區(qū)時，會存在以偏概全的風(fēng)險。比較管理學(xué)告訴我們，同一管理現(xiàn)象在不同國家或地區(qū)可能會受到與文化地域環(huán)境相關(guān)的不同因素的影響，進而會產(chǎn)生不同的管理效果。有鑒于此，本文擬運用中國創(chuàng)業(yè)者的樣本數(shù)據(jù)，檢驗中國創(chuàng)業(yè)者的個人特質(zhì)是否會影響其機會識別方式的選擇。這對于正確認識個人特質(zhì)的重要性，推動創(chuàng)業(yè)研究的深入發(fā)展，完善比較管理學(xué)理論無疑具有重要意義。同時，對于創(chuàng)業(yè)政策的制定者及創(chuàng)業(yè)者本人而言，都具有較強的指導(dǎo)意義。

一、文獻與模型

目前，學(xué)術(shù)界對于機會識別的定義尚無定論，主要是因為不同學(xué)者對創(chuàng)業(yè)機會來源的理解存在分歧。新古典經(jīng)濟學(xué)派堅持機會客觀存在，并假設(shè)市場處于均衡時，任何人都無法發(fā)現(xiàn)能夠產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)租的資源配置失當(dāng)情況，因為在任何時點，經(jīng)濟中的任何機會都已出現(xiàn)。因此，該學(xué)派認為機會是通過搜索而被識別的。奧利地學(xué)派同樣認為機會客觀存在，但與新古典經(jīng)濟學(xué)不同，該學(xué)派認為市場并非均衡，而始終處于從非均衡初始狀態(tài)向均衡狀態(tài)趨近和轉(zhuǎn)變的過程。由于信息分配的不均衡，一部分人可以獲取其他人無法得到的信息，從而覺察或發(fā)現(xiàn)特殊的機會，即使這些人沒有系統(tǒng)地搜尋機會。行為認知學(xué)和演化經(jīng)濟學(xué)派則認為機會內(nèi)生于創(chuàng)業(yè)者的行為，不能獨立于創(chuàng)業(yè)者而存在。當(dāng)機會發(fā)現(xiàn)過程開始時，創(chuàng)業(yè)者甚至可能不知道他要發(fā)現(xiàn)的是什么，他僅對可能的機會和發(fā)現(xiàn)或利用這些機會的所需要的能力或資源有一個大致的信念，這些信念很少能夠帶來真正的機會。所以，創(chuàng)業(yè)者會進行探索性的行動，然后等待市場給予反應(yīng)，再結(jié)合市場的反應(yīng)調(diào)整期望，再次行動，直至找到合適機會。因此，從此意義講，機會是逐漸浮現(xiàn)的。

盡管三種觀點在理論邏輯上有不可調(diào)和的矛盾，但事實上它們在現(xiàn)實中同時存在。具體選擇何種機會識別方式，取決于創(chuàng)業(yè)者的先驗知識、社會網(wǎng)絡(luò)、創(chuàng)業(yè)警覺性以及個人基本特質(zhì)等。在所有可能影響創(chuàng)業(yè)機會識別選擇的因素中，本文主要關(guān)注創(chuàng)業(yè)者的個人特質(zhì)。個人特質(zhì)在上世紀80年代曾是創(chuàng)業(yè)學(xué)的一個重要命題。不同領(lǐng)域的學(xué)者曾試圖按個人特質(zhì)區(qū)分創(chuàng)業(yè)者和非創(chuàng)業(yè)者，但這最終被證明是十分困難甚至錯誤的（Gartner，2011）。然而，不能據(jù)此完全否定特質(zhì)研究，Sarason等（2006）指出，即使機會是當(dāng)今創(chuàng)業(yè)研究的核心，它也不能脫離創(chuàng)業(yè)者而單獨存在，真正有意義的創(chuàng)業(yè)研究是將個體與機會有機結(jié)合（individual-opportunity nexus）。因此，本文試圖從個體與機會相結(jié)合的角度，考察創(chuàng)業(yè)者個人特質(zhì)是否影響其機會識別方式的選擇。

根據(jù)特質(zhì)出現(xiàn)的頻率高低，本文選擇其中相對重要的維度作為主要解釋變量。經(jīng)統(tǒng)計，以下7種創(chuàng)業(yè)者特質(zhì)出現(xiàn)頻率相對較高：風(fēng)險承擔(dān)傾向、創(chuàng)新導(dǎo)向、成就動機、自我效能、控制源、模糊容忍能力和自主性。其中，風(fēng)險承擔(dān)傾向出現(xiàn)的頻率最高，自主性出現(xiàn)的頻率最低。由于美國創(chuàng)業(yè)動態(tài)跟蹤調(diào)查PSEDII中并沒有專門測量創(chuàng)業(yè)者風(fēng)險承擔(dān)傾向的問題，因此在用美國數(shù)據(jù)進行研究時僅選取了除風(fēng)險承擔(dān)傾向之外的上述六種個人特質(zhì)。考慮到風(fēng)險承擔(dān)傾向是經(jīng)驗研究中出現(xiàn)頻率最多的特質(zhì)變量，且深受儒家思想影響的中國創(chuàng)業(yè)者在面對風(fēng)險時更可能表現(xiàn)出與西方國家不太相同的態(tài)度，因此本文將風(fēng)險承擔(dān)傾向納入計量模型。為了便于與用美國數(shù)據(jù)進行的經(jīng)驗研究做比較，本文仍只選取六種個人特質(zhì)，即剔除出現(xiàn)頻率最低的自主性特質(zhì)。因此，最后進入模型的解釋變量為成就動機、創(chuàng)新導(dǎo)向、控制源、自我效能、風(fēng)險承擔(dān)和模糊容忍。

根據(jù)以上分析，本文構(gòu)建如下機會識別方式選擇模型：

二、數(shù)據(jù)與變量

1.數(shù)據(jù)來源

本研究采用問卷調(diào)查的方式獲取數(shù)據(jù)，調(diào)查對象為上海、武漢和西安三地的創(chuàng)業(yè)者。這主要是因為：一方面，三地分別位于中國的東、中、西部，便于考察中國創(chuàng)業(yè)者的地區(qū)差異；另一方面，三地分別屬于中國創(chuàng)業(yè)活動的高活躍地區(qū)、一般活躍地區(qū)和不活躍地區(qū)。問卷調(diào)查采用兩種方式進行，武漢地區(qū)主要采用現(xiàn)場調(diào)查形式，即主要在武漢中小企業(yè)服務(wù)中心、武漢市圖書館、光谷創(chuàng)業(yè)街等場所進行現(xiàn)場調(diào)查。上海和西安地區(qū)的問卷調(diào)查主要通過網(wǎng)絡(luò)實現(xiàn)，即主要從中國國際電子商務(wù)網(wǎng)站的EC企業(yè)庫中隨機抽取成立不足三年的私營企業(yè)，將其創(chuàng)辦人作為調(diào)查對象，以收發(fā)電子郵件的方式進行。在采用現(xiàn)場調(diào)查收集樣本的過程中堅持以下兩個原則：一是相關(guān)原則。即調(diào)查地點僅選擇經(jīng)常舉辦創(chuàng)業(yè)講座或發(fā)布創(chuàng)業(yè)信息的創(chuàng)業(yè)活動聚集的場所，最大程度確保問卷對象的針對性。二是有效性原則。即采取現(xiàn)場一對一的調(diào)查形式，在問卷填寫過程中輔以解釋和說明，盡量避免出現(xiàn)敷衍式的問卷填寫現(xiàn)象。調(diào)查共發(fā)放問卷588份，回收問卷290份，回收率約為50%。其中，無效問卷14份，主要表現(xiàn)為選項大范圍雷同或回答不全。另有12份問卷的填寫者不是創(chuàng)業(yè)者，判斷依據(jù)是被試者既不是“正在開拓新業(yè)務(wù)”，也不是“正在為雇主開拓新業(yè)務(wù)或創(chuàng)建新企業(yè)”或“已經(jīng)成為新業(yè)務(wù)或新企業(yè)的所有者或者管理者”，表明被試者與創(chuàng)業(yè)活動無關(guān)。這樣，最終的有效問卷為264份。樣本基本情況如表1所示。

2.變量測量

（1）因變量

本文因變量為機會識別方式，即搜索、發(fā)現(xiàn)與浮現(xiàn)。根據(jù)各種識別方式的特點及Murphy于2004年開發(fā)的測量機會識別過程的量表，參考PSEDII Wave A7，本文用“您在創(chuàng)業(yè)時，是先有創(chuàng)業(yè)點子，還是先做出創(chuàng)業(yè)決定？”來測量因變量。其中，選項A“先有商業(yè)點子”、B“先做出創(chuàng)業(yè)決定”、C“同時發(fā)生”分別對應(yīng)搜索、發(fā)現(xiàn)和浮現(xiàn)等機會識別方式。

（2）自變量

本文自變量為創(chuàng)業(yè)者個人特質(zhì)，包括成就動機、創(chuàng)新導(dǎo)向、控制源、自我效能、風(fēng)險承擔(dān)傾向與模糊容忍能力（見表2）。所有變量均采用5點計分法，從1為絕對不同意，到5為非常同意。

具體地，參照G j e s m e和Nygar（1970）成就動機量表及PSEDII Wave A，設(shè)計了4個問項測量創(chuàng)業(yè)者成就動機。參照KAI量表（Kirton，1980）及PSEDII Wave A，設(shè)計了5個問項測量創(chuàng)新導(dǎo)向。借鑒ANSIE量表（Nowicki & Strickland，1973）及PESDII Wave，設(shè)計了3個問項測量控制源。參照Chen等（1998）及PESDII Wave A，設(shè)計了2個問項測量自我效能。參考Brindley（2005）及PESDII Wave，設(shè)計了4個問項測度風(fēng)險承擔(dān)傾向。參考Bochner（1965）對模糊容忍能力特征的分類及PSEDII Wave A，設(shè)計了3個問項對模糊容忍能力進行測量。

表1 樣本的基本特征（N=264）

（3）控制變量

根據(jù)Ardichvili 等（2003）的機會識別模型，影響創(chuàng)業(yè)機會識別的因素除了個人特質(zhì)，還包括社會網(wǎng)絡(luò)、先驗知識、警覺性、人口特征等。本文選取以上四種變量為控制變量。對于這些變量的測量，本文主要參考Reynolds 和Curtin（2008）的做法，詳見表4。

表2 主要解釋變量的測量和信度檢驗結(jié)果

三、分析與結(jié)果

表2表明，大部分變量的信度是可接受的；只有模糊容忍能力的alpha系數(shù)較小，這與C6這一問項反向計分有關(guān)。探索性因素分析結(jié)果表明，本研究所用問卷具有較好的結(jié)構(gòu)效度。

統(tǒng)計檢驗顯示， 值為49.915，P值為0.013，Pearson檢驗的P值為0.406，說明模型的擬合優(yōu)度較好，具有顯著性意義。表3是多元logit模型的擬合結(jié)果。該模型將“先有創(chuàng)業(yè)點子”即以搜索來識別創(chuàng)業(yè)機會為參照。由于個人特質(zhì)變量“自我效能”與“控制源”密切相關(guān)，為了避免產(chǎn)生多重共線性，模型在擬合時舍棄了“自我效能”變量。從結(jié)果可以看出：

（1）在logit（發(fā)現(xiàn)/搜索）方程中，創(chuàng)新導(dǎo)向的系數(shù)為正，說明隨著創(chuàng)新水平的提高，以搜索為比較對象，創(chuàng)業(yè)者選擇發(fā)現(xiàn)為機會識別方式的發(fā)生概率大于選擇搜索，其倍數(shù)為1.219。同時，在logit（浮現(xiàn)/搜索）方程中，創(chuàng)新導(dǎo)向的系數(shù)為負，說明創(chuàng)業(yè)者選擇浮現(xiàn)為機會識別方式的發(fā)生概率小于搜索，其倍數(shù)為0.853。但是兩個系數(shù)都不顯著。

（2）在logit（發(fā)現(xiàn)/搜索）方程中，風(fēng)險承擔(dān)的系數(shù)接近于0，且非常不顯著，說明風(fēng)險承擔(dān)在此模型中解釋能力較弱。在logit（浮現(xiàn)/搜索）方程中，風(fēng)險承擔(dān)的系數(shù)為負，說明隨著風(fēng)險承擔(dān)能力的增強，創(chuàng)業(yè)者選擇浮現(xiàn)為機會識別方式的發(fā)生概率小于選擇搜索，其倍數(shù)為0.954，但該系數(shù)并不顯著。

表3 多元logit模型回歸結(jié)果

（3）在兩個方程中，模糊容忍的系數(shù)均為正，說明隨著模糊容忍能力的降低（分數(shù)越高，模糊容忍能力越低），以搜索為比較對象，創(chuàng)業(yè)者選擇發(fā)現(xiàn)和浮現(xiàn)為機會識別方式的發(fā)生概率均大于選擇搜索，其倍數(shù)分別為1.012和1.086，但是兩個系數(shù)都是不顯著，解釋能力較弱。

（4）在logit（發(fā)現(xiàn)/搜索）方程中，控制源的系數(shù)在5%的置信水平上顯著為負（0.039<0.05），說明隨著內(nèi)控水平的降低（分數(shù)越高，內(nèi)控水平越低），以搜索為比較對象，創(chuàng)業(yè)者選擇發(fā)現(xiàn)為機會識別方式的概率小于選擇搜索，其倍數(shù)為0.726。在logit（浮現(xiàn)/搜索）方程中，控制源的系數(shù)為負，說明隨著內(nèi)控水平的降低，以搜索為比較對象，創(chuàng)業(yè)者選擇浮現(xiàn)為機會識別方式的發(fā)生概率小于選擇搜索，其倍數(shù)為0.723，但其系數(shù)不顯著。

（5）在logit（發(fā)現(xiàn)/搜索）方程中，成就動機的系數(shù)在5%的置信水平上顯著為正（0.024<0.05），說明隨著成就動機的提高，以搜索為比較對象，創(chuàng)業(yè)者選擇發(fā)現(xiàn)為機會識別方式的發(fā)生概率大于選擇搜索，其倍數(shù)為1.460。同時，在logit（浮現(xiàn)/搜索）方程中，成就動機的系數(shù)為負，說明隨著成就動機的提高，選擇浮現(xiàn)為機會識別方式的概率小于選擇搜索，其倍數(shù)為0.972，但其系數(shù)不顯著。

（6）在控制變量方面，社會網(wǎng)絡(luò)變量對創(chuàng)業(yè)者機會識別方式的選擇沒有顯著影響。在先驗經(jīng)驗變量中，創(chuàng)業(yè)者向他人學(xué)習(xí)創(chuàng)業(yè)知識越多，其選擇發(fā)現(xiàn)和浮現(xiàn)為機會識別方式的概率都明顯小于選擇搜索，其倍數(shù)分別為0.501和0.562。在警覺性變量中，當(dāng)創(chuàng)業(yè)者對商機高度敏感時，其選擇發(fā)現(xiàn)為機會識別方式的概率顯著大于選擇搜索，其倍數(shù)為1.219；而其選擇浮現(xiàn)為機會識別方式的概率顯著小于選擇搜索，其倍數(shù)為0.687；當(dāng)創(chuàng)業(yè)者通過媒介獲取商業(yè)動態(tài)時，其選擇發(fā)現(xiàn)為機會識別方式的概率顯著小于選擇搜索，其倍數(shù)為0.592。此外，人口特征變量中的教育水平對創(chuàng)業(yè)者機會識別方式的選擇具有顯著影響，即創(chuàng)業(yè)者所受的教育水平越高，其選擇發(fā)現(xiàn)為機會識別方式的發(fā)生概率小于選擇搜索，其倍數(shù)為0.691。

從以上分析可看出，個人特質(zhì)變量的系數(shù)在logit(發(fā)現(xiàn)/搜索)方程中比較顯著，但在logit（浮現(xiàn)/搜索）方程中基本都不顯著，說明創(chuàng)業(yè)者的個人特質(zhì)更多地決定其選擇發(fā)現(xiàn)還是選擇搜索為機會識別方式，而非選擇浮現(xiàn)還是選擇搜索為機會識別方式。有鑒于此，本文考慮分別對三種機會識別方式進行擬合比較，即用二元logit回歸分別對logit（發(fā)現(xiàn)/搜索）、logit（浮現(xiàn)/搜索）、logit（發(fā)現(xiàn)/浮現(xiàn)）三個方程進行擬合。擬合的方法是直接刪除選擇第三種識別方式的樣本。例如，對于模型logit（發(fā)現(xiàn)/搜索），直接刪除選擇浮現(xiàn)的樣本。擬合結(jié)果如表4所示。

從表4可知，與多元logit回歸結(jié)果相似，個人特質(zhì)對創(chuàng)業(yè)者機會識別方式選擇的影響主要體現(xiàn)在搜索與發(fā)現(xiàn)之間，其對搜索與浮現(xiàn)之間選擇的影響都不顯著。具體來說，在logit（發(fā)現(xiàn)/搜索）方程中，個人特質(zhì)變量中控制源和成就動機的系數(shù)比較顯著，表明創(chuàng)業(yè)者選擇發(fā)現(xiàn)為機會識別方式的發(fā)生概率分別為選擇搜索的0.712倍和1.307倍。值得注意的是，在logit（發(fā)現(xiàn)/浮現(xiàn)）方程中，創(chuàng)新導(dǎo)向的系數(shù)在5%的顯著性水平上為負，說明隨著創(chuàng)新水平的提高，以浮現(xiàn)為比較對象，創(chuàng)業(yè)者選擇發(fā)現(xiàn)為機會識別方式的發(fā)生概率小于選擇搜索，其倍數(shù)為0.559；同時成就動機的系數(shù)在10%的置信水平上顯著為負，說明隨著成就動機的提高，創(chuàng)業(yè)者選擇發(fā)現(xiàn)為機會識別方式的發(fā)生概率小于選擇浮現(xiàn)，其倍數(shù)為0.681。

在控制變量方面，二元logit回歸的結(jié)果也與多元logit回歸較為相似。社會網(wǎng)絡(luò)變量對創(chuàng)業(yè)者機會識別方式的選擇依然沒有顯著影響。在先驗經(jīng)驗變量中，創(chuàng)業(yè)者向他人學(xué)習(xí)創(chuàng)業(yè)知識越多，其選擇發(fā)現(xiàn)為機會識別方式的概率明顯小于選擇搜索，其倍數(shù)為0.42；有行業(yè)相關(guān)工作經(jīng)驗或?qū)π袠I(yè)市場及顧客很了解時，創(chuàng)業(yè)者選擇發(fā)現(xiàn)為機會識別方式的概率都會明顯大于選擇浮現(xiàn)，其倍數(shù)分別為1.244和1.269。在警覺性變量中，當(dāng)創(chuàng)業(yè)者對商機高度敏感時，其選擇發(fā)現(xiàn)為機會識別方式的概率顯著大于選擇搜索，其倍數(shù)為1.25；而其選擇浮現(xiàn)為機會識別方式的概率顯著小于選擇搜索，其倍數(shù)為0.829；當(dāng)創(chuàng)業(yè)者通過媒介獲取商業(yè)動態(tài)時，其選擇發(fā)現(xiàn)為機會識別方式的概率顯著小于選擇搜索，其倍數(shù)為0.691。此外，人口特征變量中的教育水平對創(chuàng)業(yè)者機會識別方式的選擇具有顯著影響，即創(chuàng)業(yè)者所受的教育水平越高，其選擇發(fā)現(xiàn)為機會識別方式的發(fā)生概率小于選擇搜索，其倍數(shù)為0.672。

此外，本文還根據(jù)樣本的地區(qū)差異，分成上海、武漢和西安三個分樣本，采用與上述實證研究完全相同的方法，檢驗了中國不同地區(qū)創(chuàng)業(yè)者的個人特質(zhì)對其機會識別方式的影響。研究結(jié)果與上述結(jié)論基本相似，未發(fā)現(xiàn)中國創(chuàng)業(yè)者的個人特質(zhì)對其機會識別方式的影響存在明顯的地區(qū)差異。

四、結(jié)論與展望

本文基于上海、武漢、西安三地264份有效數(shù)據(jù)，檢驗了中國創(chuàng)業(yè)者個人特質(zhì)對其機會識別方式選擇的影響。本文的研究結(jié)論如下：（1）創(chuàng)業(yè)者的成就動機和控制源等兩種個人特質(zhì)對其在搜索和發(fā)現(xiàn)這兩種機會識別方式之間進行選擇具有顯著影響，即：創(chuàng)業(yè)者的成就動機越強，其以發(fā)現(xiàn)的方式識別創(chuàng)業(yè)機會的概率越大；創(chuàng)業(yè)者的內(nèi)控水平越低，其以搜索的方式識別創(chuàng)業(yè)機會的概率就越大。（2）創(chuàng)業(yè)者的成就動機和創(chuàng)新導(dǎo)向等兩種個人特質(zhì)對其在發(fā)現(xiàn)和浮現(xiàn)這兩種機會識別方式之間進行選擇具有顯著影響，即：創(chuàng)業(yè)者的成就動機越低，創(chuàng)新能力越弱，其以發(fā)現(xiàn)的方式識別創(chuàng)業(yè)機會的概率就越大。（3）創(chuàng)業(yè)者的個人特質(zhì)對其在搜索和浮現(xiàn)這兩種機會識別方式之間進行選擇沒有顯著影響。（4）在可能影響創(chuàng)業(yè)者機會識別的非個人特質(zhì)中，先驗經(jīng)驗、警覺性和受教育水平等對創(chuàng)業(yè)者以搜索、發(fā)現(xiàn)還是浮現(xiàn)來識別創(chuàng)業(yè)機會具有顯著影響。（5）中國創(chuàng)業(yè)者的個人特質(zhì)對其機會識別方式的影響不存在明顯的地區(qū)差異。

表4 二元logit模型回歸結(jié)果

通過對比基于PSEDⅡ的美國創(chuàng)業(yè)者數(shù)據(jù)的實證研究，在中美兩國創(chuàng)業(yè)者的個人特質(zhì)對機會識別方式的影響方面，本文發(fā)現(xiàn)以下異同。相同點是：中美兩國創(chuàng)業(yè)者的個人特質(zhì)對其各自在搜索和浮現(xiàn)這兩種機會識別方式之間進行選擇均沒有顯著影響，但成就動機和控制源等兩種個人特質(zhì)對其各自在搜索和發(fā)現(xiàn)這兩種機會識別方式之間進行選擇均具有顯著影響；不同點是：在影響發(fā)現(xiàn)和浮現(xiàn)這兩種機會識別方式的個人特質(zhì)方面，中國創(chuàng)業(yè)者是成就動機和創(chuàng)新導(dǎo)向，美國創(chuàng)業(yè)者則是控制源和模糊容忍能力；中美兩國創(chuàng)業(yè)者的成就動機和控制源對其各自在搜索和發(fā)現(xiàn)這兩種機會識別方式之間進行選擇的影響正好相反。

本文的創(chuàng)新之處在于通過采集中國不同地區(qū)的樣本數(shù)據(jù)，實證檢驗了風(fēng)險承擔(dān)、創(chuàng)新導(dǎo)向、成就動機、自我效能、控制源及模糊容忍能力等個人特質(zhì)對創(chuàng)業(yè)者機會識別方式的影響，并將其與美國創(chuàng)業(yè)者個人特質(zhì)對機會識別方式的影響進行了比較。本文的研究結(jié)論對于政府制定科學(xué)的創(chuàng)業(yè)促進政策有一定的指導(dǎo)意義。即：對于那些成就動機和內(nèi)控水平都較低的更可能采用搜索為機會識別方式的中國創(chuàng)業(yè)者，政策的重點在于出臺創(chuàng)業(yè)激勵措施；相反，對于那些成就動機和內(nèi)控水平都較高的更可能選擇發(fā)現(xiàn)為機會識別方式的中國創(chuàng)業(yè)者，政策的重點在于提供完善的創(chuàng)業(yè)信息交流平臺，保障創(chuàng)業(yè)信息的暢通。

個人特質(zhì)很大程度上是與國家和地域環(huán)境聯(lián)系在一起的，不同的國家和文化環(huán)境會對個人特質(zhì)產(chǎn)生不同的影響，本文基于中國數(shù)據(jù)的研究結(jié)果中表現(xiàn)不顯著的模糊容忍特質(zhì)在基于美國數(shù)據(jù)的研究結(jié)論中則表現(xiàn)出顯著的影響，這表明，將對美國創(chuàng)業(yè)者的研究結(jié)論直接運用到中國是危險的，同樣，在將本文的研究結(jié)論推廣到其他國家時也應(yīng)持相當(dāng)謹慎的態(tài)度。盡管本文對于深化個人特質(zhì)如何影響機會識別方式選擇的研究做出了一定的貢獻，但由于研究時間和經(jīng)費的限制，本文仍存在一些不足之處。首先，與基于PSEDⅡ的美國創(chuàng)業(yè)者數(shù)據(jù)的實證研究相比，本文的數(shù)據(jù)較少，樣本采集的范圍也不夠廣泛，數(shù)據(jù)的代表性有待提高。其次，本文為便于比較，僅選擇了學(xué)術(shù)界研究較多的六種個人特質(zhì)進行實證分析，這可能無法反映中國創(chuàng)業(yè)者的性格全貌，導(dǎo)致研究結(jié)論的說服力不強。最后，本文雖然比較了中美兩國創(chuàng)業(yè)者的個人特質(zhì)對其各自機會識別方式選擇的影響的異同，但并沒有深入分析導(dǎo)致這種影響差異的具體原因，這也是未來研究的方向之一。

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