丁棟虹　張　翔

(中國科學(xué)技術(shù)大學(xué)管理學(xué)院)

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風(fēng)險(xiǎn)傾向?qū)€體創(chuàng)業(yè)意愿的影響研究

丁棟虹張翔

(中國科學(xué)技術(shù)大學(xué)管理學(xué)院)

摘要：基于創(chuàng)業(yè)認(rèn)知理論，引入風(fēng)險(xiǎn)感知作為中介變量、創(chuàng)業(yè)自我效能作為調(diào)節(jié)變量，探討風(fēng)險(xiǎn)傾向?qū)€體創(chuàng)業(yè)意愿的影響機(jī)制。通過對441個樣本的問卷調(diào)查以進(jìn)行實(shí)證分析，研究表明：①風(fēng)險(xiǎn)傾向?qū)︼L(fēng)險(xiǎn)感知有顯著的負(fù)向影響，而風(fēng)險(xiǎn)感知對創(chuàng)業(yè)意愿也有顯著的負(fù)向影響；同時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)傾向?qū)?chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生了顯著的正向作用；②風(fēng)險(xiǎn)感知在風(fēng)險(xiǎn)傾向與創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)系中起到部分中介的作用；③創(chuàng)業(yè)自我效能感在風(fēng)險(xiǎn)傾向與風(fēng)險(xiǎn)感知的關(guān)系中，有正向調(diào)節(jié)的效應(yīng)，但在風(fēng)險(xiǎn)感知對于創(chuàng)業(yè)意愿的影響中，則具有反向調(diào)節(jié)的作用；④創(chuàng)業(yè)自我效能在風(fēng)險(xiǎn)傾向與創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)系中，存在顯著的有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)；而風(fēng)險(xiǎn)感知則有顯著的有調(diào)節(jié)的中介作用。

關(guān)鍵詞：風(fēng)險(xiǎn)傾向； 風(fēng)險(xiǎn)感知； 創(chuàng)業(yè)自我效能； 創(chuàng)業(yè)意愿

隨著創(chuàng)業(yè)現(xiàn)象的普及，越來越多的人去實(shí)踐自己的創(chuàng)業(yè)理想，但是，創(chuàng)業(yè)活動本身具有一定的風(fēng)險(xiǎn)，潛在創(chuàng)業(yè)者會努力搜集有關(guān)創(chuàng)業(yè)的相關(guān)信息，對未來創(chuàng)業(yè)所帶來的收益、損失進(jìn)行評估、比較，進(jìn)而決定是否真正創(chuàng)業(yè)。由此，創(chuàng)業(yè)選擇行為實(shí)質(zhì)上是一種個體的風(fēng)險(xiǎn)決策過程[1]；而風(fēng)險(xiǎn)傾向作為創(chuàng)業(yè)決策的重要前因變量，是個體受到以往累積經(jīng)驗(yàn)影響的行為趨向[2]。

本研究基于創(chuàng)業(yè)認(rèn)知理論的背景，將風(fēng)險(xiǎn)感知作為中介變量、創(chuàng)業(yè)自我效能作為調(diào)節(jié)變量，引入到風(fēng)險(xiǎn)傾向與創(chuàng)業(yè)意愿關(guān)系的討論中，并以潛在創(chuàng)業(yè)者作為對象進(jìn)行實(shí)證分析。

1文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

1.1創(chuàng)業(yè)認(rèn)知理論

創(chuàng)業(yè)認(rèn)知學(xué)派認(rèn)為創(chuàng)業(yè)者不是天生的，人們的創(chuàng)業(yè)決策是受到自身對于創(chuàng)業(yè)的認(rèn)知結(jié)構(gòu)、認(rèn)知過程的雙重影響，認(rèn)知因素(風(fēng)險(xiǎn)感知、認(rèn)知偏差等)與認(rèn)知途徑(創(chuàng)業(yè)觀察學(xué)習(xí)、創(chuàng)業(yè)親歷學(xué)習(xí)等)可以有效解釋創(chuàng)業(yè)者與非創(chuàng)業(yè)者的差異[3]。在創(chuàng)業(yè)認(rèn)知研究中，風(fēng)險(xiǎn)感知是影響創(chuàng)業(yè)意愿形成的關(guān)鍵認(rèn)知要素，同時(shí)創(chuàng)業(yè)自我效能對于創(chuàng)業(yè)認(rèn)知過程所具有的調(diào)節(jié)作用，得到了許多相關(guān)研究的支持[4]。

1.2風(fēng)險(xiǎn)傾向與創(chuàng)業(yè)意愿

從創(chuàng)業(yè)認(rèn)知視角來看，學(xué)者認(rèn)為風(fēng)險(xiǎn)傾向是風(fēng)險(xiǎn)行為的決定因素，創(chuàng)業(yè)過程實(shí)際上也是風(fēng)險(xiǎn)決策的過程，創(chuàng)業(yè)具有比較高的風(fēng)險(xiǎn)性，因此風(fēng)險(xiǎn)傾向高的人會因其的高收益性，傾向于選擇高風(fēng)險(xiǎn)的創(chuàng)業(yè)來實(shí)現(xiàn)目標(biāo)，而低風(fēng)險(xiǎn)傾向的人面對創(chuàng)業(yè)時(shí)，則會選擇放棄創(chuàng)業(yè)或暫時(shí)不創(chuàng)業(yè)[5]。同時(shí)，也有學(xué)者通過實(shí)證分析，驗(yàn)證了風(fēng)險(xiǎn)傾向?qū)τ趧?chuàng)業(yè)意愿顯著的正向影響[2]。在本研究中，將風(fēng)險(xiǎn)傾向作為一種個體對于冒險(xiǎn)活動的行為趨向，而不是個體特質(zhì)進(jìn)行討論?；诖?，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1在創(chuàng)業(yè)選擇過程中，風(fēng)險(xiǎn)傾向?qū)τ趥€體的創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生顯著的正向影響。

1.3風(fēng)險(xiǎn)感知與創(chuàng)業(yè)意愿

在創(chuàng)業(yè)認(rèn)知研究領(lǐng)域，有學(xué)者指出風(fēng)險(xiǎn)感知在創(chuàng)業(yè)決策中具有重要作用，忽視風(fēng)險(xiǎn)感知的影響，將會明顯降低認(rèn)知因素在創(chuàng)業(yè)領(lǐng)域的解釋力。風(fēng)險(xiǎn)感知是個體在復(fù)雜的創(chuàng)業(yè)環(huán)境中，對于各種客觀存在的風(fēng)險(xiǎn)的直觀感受與主觀評價(jià)，因?yàn)閭€體所掌握的信息資源以及解讀信息的能力有差別，所以對于創(chuàng)業(yè)所面對的風(fēng)險(xiǎn)的感知程度也是有差異的。在相似的決策情境中，創(chuàng)業(yè)者選擇創(chuàng)業(yè)這種行為，是因?yàn)樗麄冎饔^感知到的風(fēng)險(xiǎn)比非創(chuàng)業(yè)者感知到的要小[6]。國內(nèi)學(xué)者依據(jù)該結(jié)論，進(jìn)行各類實(shí)證研究，如李敏等[7]在研究認(rèn)知偏差、風(fēng)險(xiǎn)感知與創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)系中，驗(yàn)證了風(fēng)險(xiǎn)感知對創(chuàng)業(yè)意愿顯著的負(fù)向影響；而陳震紅等[8]基于行為經(jīng)濟(jì)學(xué)與認(rèn)知理論，以武漢“中國光谷”的創(chuàng)業(yè)者為樣本，通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：創(chuàng)業(yè)者感知的創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)越小，越容易產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)傾向?；诖?，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2在創(chuàng)業(yè)選擇過程中，風(fēng)險(xiǎn)感知對于個體的創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。

1.4風(fēng)險(xiǎn)傾向與風(fēng)險(xiǎn)感知

VLEK等[9]認(rèn)為，一個人的風(fēng)險(xiǎn)傾向越高，越有可能低估某些情況下的風(fēng)險(xiǎn)，從而降低他們對于這些風(fēng)險(xiǎn)的感知程度。SCHNEIDER等[10]通過實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：一個風(fēng)險(xiǎn)傾向高的人一般是風(fēng)險(xiǎn)尋求的決策者，因此更容易識別與評估積極的成果，從而高估自己獲得收益的概率，降低自己對損失概率的準(zhǔn)確判斷，這種對收益過高的估計(jì)會直接影響他們的風(fēng)險(xiǎn)感知。反之，風(fēng)險(xiǎn)傾向低的人會低估收益的概率、高估負(fù)面結(jié)果，提高自己對風(fēng)險(xiǎn)的感知程度。SITKIN等[1]對風(fēng)險(xiǎn)傾向與風(fēng)險(xiǎn)感知、創(chuàng)業(yè)決策之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)傾向?qū)︼L(fēng)險(xiǎn)感知的負(fù)向影響顯著，而對創(chuàng)業(yè)決策的正向影響明顯?；诖?，提出如下假設(shè)：

假設(shè)3在創(chuàng)業(yè)選擇過程中，風(fēng)險(xiǎn)傾向?qū)τ趥€體的風(fēng)險(xiǎn)感知產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。

1.5風(fēng)險(xiǎn)感知的部分中介效應(yīng)

已有研究認(rèn)為，風(fēng)險(xiǎn)傾向是通過風(fēng)險(xiǎn)感知作用于創(chuàng)業(yè)行為的選擇，高風(fēng)險(xiǎn)傾向的人對于特定風(fēng)險(xiǎn)的感知要低于傾向低的人，而風(fēng)險(xiǎn)感知則是影響創(chuàng)業(yè)選擇行為的核心因素，從而讓高風(fēng)險(xiǎn)傾向的人自認(rèn)為創(chuàng)業(yè)是一種低風(fēng)險(xiǎn)高收益的活動，從而間接提升其創(chuàng)業(yè)意愿[11]。李敏等[7]將風(fēng)險(xiǎn)傾向作為控制變量，通過回歸分析，發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)感知在風(fēng)險(xiǎn)傾向?qū)τ趧?chuàng)業(yè)意愿的影響中沒有明顯的中介作用，而FAZELINA等[12]通過實(shí)證分析，驗(yàn)證了風(fēng)險(xiǎn)感知在風(fēng)險(xiǎn)傾向與冒險(xiǎn)行為意愿關(guān)系中的部分中介效應(yīng)，認(rèn)為創(chuàng)業(yè)行為也是一種冒險(xiǎn)行為。綜上，本研究認(rèn)為：風(fēng)險(xiǎn)傾向不是靜態(tài)的個性特質(zhì)，而是動態(tài)的行為趨向，所以不應(yīng)該作為控制變量進(jìn)行中介效應(yīng)的分析，同時(shí)風(fēng)險(xiǎn)傾向與風(fēng)險(xiǎn)感知緊密關(guān)聯(lián)，兩者對創(chuàng)業(yè)意愿都能產(chǎn)生直接影響，所以風(fēng)險(xiǎn)感知作為中介變量，起到的作用應(yīng)該是部分的，而不是完全的中介效應(yīng)。由此，提出如下的假設(shè)：

假設(shè)4在創(chuàng)業(yè)選擇過程中，風(fēng)險(xiǎn)感知在風(fēng)險(xiǎn)傾向與創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)系中起到部分中介作用。

1.6自我效能感的雙向調(diào)節(jié)效應(yīng)

依據(jù)BANDURA[13]的自我效能理論，個體的決策行為不僅受到外部客觀環(huán)境的影響，還會受到內(nèi)在自我認(rèn)知的影響。具體到個體的創(chuàng)業(yè)選擇行為，這種影響更多是與創(chuàng)業(yè)自我效能的作用有關(guān)[14]，創(chuàng)業(yè)自我效能不僅直接影響個體創(chuàng)業(yè)選擇行為的知覺和態(tài)度，還會對創(chuàng)業(yè)決策過程產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用[4]。高自我效能以及低自我效能的人群對于創(chuàng)業(yè)的認(rèn)知有差異，他們對于創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的感知、機(jī)會的識別、學(xué)習(xí)的效果等是有區(qū)別的。例如，HMIELESKI等[15]通過實(shí)證分析，驗(yàn)證了創(chuàng)業(yè)自我效能對于創(chuàng)業(yè)者的即興行為與創(chuàng)業(yè)績效關(guān)系的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)；AHLIN等[16]在分析創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)造力與企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新、流程創(chuàng)新的關(guān)系時(shí)，發(fā)現(xiàn)了創(chuàng)業(yè)自我效能在上述關(guān)系中的正向調(diào)節(jié)作用，這些文獻(xiàn)的分析對象都是已經(jīng)創(chuàng)業(yè)的企業(yè)家。另外，依據(jù)DING等[4]構(gòu)建的創(chuàng)業(yè)決策的認(rèn)知結(jié)構(gòu)模型，個體的創(chuàng)業(yè)自我效能會調(diào)節(jié)創(chuàng)業(yè)認(rèn)知因素與創(chuàng)業(yè)意圖的關(guān)系，而風(fēng)險(xiǎn)傾向經(jīng)過風(fēng)險(xiǎn)感知作用于創(chuàng)業(yè)意愿的認(rèn)知過程符合該關(guān)系的范疇，也會受到創(chuàng)業(yè)自我效能的調(diào)節(jié)影響。 為了更好地了解創(chuàng)業(yè)自我效能的調(diào)節(jié)機(jī)制，本研究分開論證其在風(fēng)險(xiǎn)傾向到風(fēng)險(xiǎn)感知、風(fēng)險(xiǎn)感知再到創(chuàng)業(yè)意愿的前后路徑中的不同調(diào)節(jié)效果。

創(chuàng)業(yè)認(rèn)知理論將風(fēng)險(xiǎn)傾向定義為個體的冒險(xiǎn)趨向，而不是穩(wěn)定的個性特質(zhì)，其對風(fēng)險(xiǎn)感知的影響必然依賴于具體的情境或條件，同時(shí)受到自身因素的影響。同時(shí)，創(chuàng)業(yè)自我效能正是一種能夠有效解釋個體在創(chuàng)業(yè)活動中差異性的重要因素，忽視這樣的權(quán)變因素，可能會導(dǎo)致結(jié)論的不完整。如前文所述，盡管風(fēng)險(xiǎn)傾向會負(fù)向影響個體的風(fēng)險(xiǎn)感知，但這種影響會在不同創(chuàng)業(yè)自我效能的個體上表現(xiàn)出差別。基于自我效能理論，本研究認(rèn)為，創(chuàng)業(yè)自我效能可以從3個方面調(diào)節(jié)風(fēng)險(xiǎn)傾向?qū)τ陲L(fēng)險(xiǎn)感知的負(fù)面效應(yīng)：①風(fēng)險(xiǎn)傾向的正向變化會降低個體的風(fēng)險(xiǎn)感知，在高自我效能的個體上會更加明顯，因?yàn)楦咦晕倚艿膫€體常將挑戰(zhàn)性與風(fēng)險(xiǎn)性的任務(wù)實(shí)現(xiàn)當(dāng)作目標(biāo)，因此更傾向于將冒險(xiǎn)行為當(dāng)作機(jī)會而不是威脅，更看重從風(fēng)險(xiǎn)行為中獲得收益的心理滿足，因此會增強(qiáng)對風(fēng)險(xiǎn)行為的收益性評估，從而強(qiáng)化冒險(xiǎn)傾向的人群對風(fēng)險(xiǎn)的不敏感程度；而低自我效能的個體則因?yàn)樽晕叶ㄏ虻男睦碓?，會夸大風(fēng)險(xiǎn)行為的不利局面、潛在困難以及損失概率，高估風(fēng)險(xiǎn)水平，從而提升其風(fēng)險(xiǎn)感知程度，削弱自身冒險(xiǎn)傾向的影響[17]。②高自我效能者會增強(qiáng)個體對風(fēng)險(xiǎn)控制的積極承諾，提高個體的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，從而降低其對風(fēng)險(xiǎn)的敏感程度，并使個體更容易受到風(fēng)險(xiǎn)傾向的影響而采取冒險(xiǎn)性的決策，而低自我效能者則相反[18]。③已有學(xué)者論證了個體對于冒險(xiǎn)行為的情感狀態(tài)在風(fēng)險(xiǎn)知覺中的調(diào)節(jié)機(jī)制[19]，而高自我效能的情感效應(yīng)的發(fā)揮會使個體在面對風(fēng)險(xiǎn)時(shí)表現(xiàn)出積極的情感狀態(tài)，從而使相同傾向的個體感知到更低的風(fēng)險(xiǎn)，而低自我效能則會促使個體形成消極的情感狀態(tài)，產(chǎn)生相反作用。基于此，可以認(rèn)為高自我效能會使高風(fēng)險(xiǎn)傾向的個體對于風(fēng)險(xiǎn)更不敏感；而低自我效能則會使低風(fēng)險(xiǎn)傾向的個體變得更敏感：因?yàn)閯?chuàng)業(yè)自我效能是自我效能理論在創(chuàng)業(yè)領(lǐng)域的應(yīng)用，而創(chuàng)業(yè)本身也是一種風(fēng)險(xiǎn)行為，所以創(chuàng)業(yè)自我效能在個體的創(chuàng)業(yè)選擇過程中，對于風(fēng)險(xiǎn)傾向與風(fēng)險(xiǎn)感知的關(guān)系同樣應(yīng)具有相應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)5a在創(chuàng)業(yè)選擇中，創(chuàng)業(yè)自我效能在風(fēng)險(xiǎn)傾向與風(fēng)險(xiǎn)感知的關(guān)系中具有正向調(diào)節(jié)作用。

DING等[4]認(rèn)為，創(chuàng)業(yè)自我效能對于個體的創(chuàng)業(yè)認(rèn)知因素與創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用，而風(fēng)險(xiǎn)感知則是重要的創(chuàng)業(yè)認(rèn)知因素，所以其對創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)系也會受到創(chuàng)業(yè)自我效能的調(diào)節(jié)。CHICKERY等[20]開發(fā)的創(chuàng)業(yè)自我效能-實(shí)際能力的創(chuàng)業(yè)決策匹配模型，也認(rèn)為創(chuàng)業(yè)自我效能是影響個體在同類風(fēng)險(xiǎn)條件下做出不同決策的重要條件。DENOBLE等[21]借鑒社會認(rèn)知理論，認(rèn)為個體憑借自己的知識、經(jīng)驗(yàn)或自身?xiàng)l件而感知到創(chuàng)業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)性很大，如果具有較高的創(chuàng)業(yè)自我效能，會對自己的能力表現(xiàn)出自信，并相信自己通過能力的發(fā)揮和自身的努力，可以改變現(xiàn)有的風(fēng)險(xiǎn)程度，從而緩減風(fēng)險(xiǎn)性對自身創(chuàng)業(yè)意愿的消極影響；而低創(chuàng)業(yè)自我效能的個體不僅擔(dān)心未來風(fēng)險(xiǎn)的變化，還會認(rèn)為自己因?yàn)槟芰η啡倍鵁o法改變風(fēng)險(xiǎn)，從而增強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)性的消極影響。同時(shí)，馬昆姝等[22]提出，不同創(chuàng)業(yè)自我效能的個體在面臨大致相同的風(fēng)險(xiǎn)環(huán)境或阻礙的情況下，高創(chuàng)業(yè)自我效能的個體會認(rèn)為自己有比較大的可能性勝任并完成創(chuàng)業(yè)任務(wù)，從而更有可能成為一名真正的創(chuàng)業(yè)者；而低自我效能的個體則會保持一種謹(jǐn)慎的選擇態(tài)度。依據(jù)馬昆姝等[22]提出的基于創(chuàng)業(yè)認(rèn)知理論的決策模型，創(chuàng)業(yè)自我效能會調(diào)節(jié)風(fēng)險(xiǎn)感知與創(chuàng)業(yè)決策的關(guān)系，當(dāng)個體具有不同水平的創(chuàng)業(yè)自我效能時(shí)，單純討論風(fēng)險(xiǎn)感知對創(chuàng)業(yè)意圖的影響會受到一定限制，還需要考慮創(chuàng)業(yè)自我效能作為決策條件。由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)5b在創(chuàng)業(yè)選擇中，創(chuàng)業(yè)自我效能在風(fēng)險(xiǎn)感知與創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)系中具有反向調(diào)節(jié)作用。

1.7混合關(guān)系的假設(shè)

在一個理論模型中，除了自變量、因變量以外，還包括中介變量、調(diào)節(jié)變量，因?yàn)檫@些變量在模型中的位置不同，會形成有調(diào)節(jié)的中介變量與有中介的調(diào)節(jié)變量(見圖1)。由圖1可知：①如果風(fēng)險(xiǎn)感知的中介作用、創(chuàng)業(yè)自我效能的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)同時(shí)存在，創(chuàng)業(yè)自我效能對于風(fēng)險(xiǎn)傾向與風(fēng)險(xiǎn)感知的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，會經(jīng)過風(fēng)險(xiǎn)感知的中介變量，進(jìn)而對創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生影響；②如果風(fēng)險(xiǎn)感知的中介作用、創(chuàng)業(yè)自我效能的負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)同時(shí)存在，風(fēng)險(xiǎn)傾向經(jīng)過風(fēng)險(xiǎn)感知的中介作用，在風(fēng)險(xiǎn)感知到創(chuàng)業(yè)意愿的路徑中，將會受到創(chuàng)業(yè)自我效能的負(fù)向調(diào)節(jié)。第一點(diǎn)成立，則將創(chuàng)業(yè)自我效能稱為有中介的調(diào)節(jié)變量；第二點(diǎn)成立，則將風(fēng)險(xiǎn)感知稱為有調(diào)節(jié)的中介變量?；诶碚撃Ｐ偷耐茖?dǎo)，兩種關(guān)系都應(yīng)該存在，由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)6a在風(fēng)險(xiǎn)傾向、風(fēng)險(xiǎn)感知與創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)系中，創(chuàng)業(yè)自我效能存在有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

假設(shè)6b在風(fēng)險(xiǎn)傾向、創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)系中，風(fēng)險(xiǎn)感知存在有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。

基于上述假設(shè)，依據(jù)混合模型的邏輯關(guān)系，建立檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?見圖1)。

圖1　混合效應(yīng)的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

2研究設(shè)計(jì)

2.1研究變量的測量

為了保證本研究的準(zhǔn)確性，在設(shè)計(jì)問卷的過程中，主要采用以往使用較多的成熟量表，并結(jié)合本研究的主題，對這些量表進(jìn)行適當(dāng)?shù)男薷模瑥亩沽勘碇懈黝}項(xiàng)的表達(dá)更加清楚、簡潔、沒有歧義，量表的各維度均使用5級李克特量表的形式。在本研究中，問卷整體的Cronbach’sα值為0.912。

風(fēng)險(xiǎn)傾向的測量主要參考了FORLANI等[2]設(shè)計(jì)的量表，他們認(rèn)為風(fēng)險(xiǎn)傾向是個體對于冒險(xiǎn)或保守行為的一種態(tài)度趨向，與本研究對其的界定一致，共有5個題項(xiàng)。在本研究中，該量表的Cronbach’sα值為0.839。風(fēng)險(xiǎn)感知的量表則采用了WILLIAMS等[19]開發(fā)的問卷，共包括5個題項(xiàng)，該量表的Cronbach’sα值為0.865。創(chuàng)業(yè)意愿的測量借鑒了SIMON等[23]使用的量表，含有5個題項(xiàng)，該量表的Cronbach’sα值為0.904。另外，因?yàn)閯?chuàng)業(yè)自我效能的量表在國內(nèi)外的研究中有許多種，涉及到不同維度的劃分、不同情境的使用，而本研究主要針對創(chuàng)業(yè)自我效能的調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行檢測，所以不區(qū)分具體維度進(jìn)行測量，因此使用LINAN等[24]所提出的簡潔性的創(chuàng)業(yè)自我效能量表，并參考胡玲玉等[25]對于該量表的翻譯，且進(jìn)行了適當(dāng)?shù)恼{(diào)整，最終形成6個題項(xiàng)的量表，該量表的Cronbach’sα值為0.896?？刂谱兞康倪x擇，參考以往的研究，確定性別、年齡、學(xué)歷以及家庭人均年收入(簡稱收入)作為控制變量。

2.2研究對象的選擇

依據(jù)中國新生創(chuàng)業(yè)活動動態(tài)跟蹤調(diào)研報(bào)告(CPSED)的調(diào)查結(jié)果，發(fā)現(xiàn)國內(nèi)新生創(chuàng)業(yè)者的人口統(tǒng)計(jì)特征有以下幾個特點(diǎn)：①新生創(chuàng)業(yè)者以男性為主體；②平均年齡為31歲，以中青年群體分布為主；③本科學(xué)歷的創(chuàng)業(yè)者的比例最多；④創(chuàng)業(yè)前為企業(yè)職員的占主導(dǎo)地位，多數(shù)具有較豐富的行業(yè)經(jīng)驗(yàn)。在以往國內(nèi)相關(guān)研究中，主要選擇的是應(yīng)屆畢業(yè)生或剛畢業(yè)幾年的個體作為對象[7]，與中國新生創(chuàng)業(yè)者的主體特征不太符合。為了更好識別潛在創(chuàng)業(yè)者中主要群體的創(chuàng)業(yè)決策過程，本研究選擇具有工作經(jīng)驗(yàn)的在職員工作為調(diào)查對象。

2.3研究數(shù)據(jù)的搜集

本研究采用問卷調(diào)查方法以獲得調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。在正式調(diào)研前，發(fā)放了60份問卷進(jìn)行預(yù)調(diào)研，并依據(jù)結(jié)果對原始問卷的量表進(jìn)行了修正。正式調(diào)研的時(shí)間是2014年4～5月，發(fā)放形式包括現(xiàn)場發(fā)放、在線平臺填寫兩種形式。問卷發(fā)放的范圍包括長三角、珠三角、京津冀及華中等地區(qū)，填寫對象涉及了化工能源、互聯(lián)網(wǎng)、金融服務(wù)、計(jì)算機(jī)、房地產(chǎn)、生產(chǎn)制造等多個類型企業(yè)的員工。通過上述兩種渠道，一共發(fā)放了500份問卷，收回有效問卷441份，有效回收率為88.2%，樣本的基本信息見表1。

2.4統(tǒng)計(jì)分析程序

本研究采用SPSS 18.0、AMOS 17.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析：①利用統(tǒng)計(jì)軟件對量表進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析以及變量的描述性統(tǒng)計(jì)；②利用分層回歸分析檢驗(yàn)風(fēng)險(xiǎn)感知在風(fēng)險(xiǎn)傾向與創(chuàng)業(yè)意愿關(guān)系中的部分中介作用；③按照混合模型調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢測步驟，分析創(chuàng)業(yè)自我效能的不同調(diào)節(jié)效果，并驗(yàn)證創(chuàng)業(yè)自我效能有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)以及風(fēng)險(xiǎn)感知有調(diào)節(jié)的中介作用。

表1　樣本的基本信息(N=441)

3統(tǒng)計(jì)結(jié)果分析

3.1驗(yàn)證性因子分析

在本研究中，各量表的Cronbach’sα值都在0.8以上，說明量表的內(nèi)部一致性很好。為了考察量表的結(jié)構(gòu)效度，采用AMOS 17.0的驗(yàn)證性因子分析(CFA)進(jìn)行檢驗(yàn)，模型擬合的評價(jià)指標(biāo)選擇χ2/df、GFI、AGFI、NFI、CFI和RMSEA等，結(jié)果見表2。

表2　驗(yàn)證性因子分析結(jié)果與量表的信度(N=441)

注：虛模型、單因子模型、四因子模型是對整體量表的結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)；α系數(shù)表示內(nèi)部一致性。

由表2可知，單個量表的擬合指標(biāo)都符合統(tǒng)計(jì)學(xué)的基本要求，說明本研究使用的各量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度；同時(shí)，通過單因子模型與四因子模型的對比，明顯發(fā)現(xiàn)四因子模型的擬合指標(biāo)遠(yuǎn)好于單因子模型，證明了研究的4個變量確實(shí)是4個不同的構(gòu)念。在四因子模型中，各潛變量的觀察項(xiàng)的因子載荷值均在0.6以上，也說明了量表具有良好的效度。

3.2 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

通過描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析，得到的結(jié)果見表3。結(jié)果表明：風(fēng)險(xiǎn)傾向與風(fēng)險(xiǎn)感知具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系(r=-0.48，p<0.01)，而與創(chuàng)業(yè)意愿顯著正相關(guān)(r=0.67，p<0.01)；創(chuàng)業(yè)自我效能與風(fēng)險(xiǎn)感知顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.31，p<0.01)，而與創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著的正相關(guān)聯(lián)系(r=0.49，p<0.01)；同時(shí)風(fēng)險(xiǎn)感知與創(chuàng)業(yè)意愿顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.58，p<0.01)。

表3　樣本的描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性矩陣(N=441)

注：*、**分別表示p<0.05，p<0.01(雙尾檢測)，下同；性別為女=0，男=1；年齡層次用1～6表示；學(xué)歷與人均年收入的分段用1～4表示。

3.3回歸分析與假設(shè)檢驗(yàn)

3.3.1序列相關(guān)與多重共線性檢驗(yàn)

在本研究的回歸分析中，杜賓檢驗(yàn)得出的各方程的DW值都在2左右，說明變量之間不存在序列相關(guān)；同時(shí)變量的容差值都在0.557～0.894的范圍內(nèi)，且方差膨脹因子也在1.214～1.744之間，說明變量之間也不存在多重共線性。

3.3.2風(fēng)險(xiǎn)感知的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

對于風(fēng)險(xiǎn)感知的中介效應(yīng)，采用分層回歸分析來檢驗(yàn)，具體如下：①僅將控制變量(性別等)代入以創(chuàng)業(yè)意愿(Y)為因變量的回歸方程，見模型1；②再將風(fēng)險(xiǎn)傾向(X)代入模型1的回歸方程，見模型2；③在模型1的基礎(chǔ)上，再將風(fēng)險(xiǎn)感知(W)代入方程，見模型3；④建立以X為自變量、因變量為W的回歸方程，并引入控制變量，見模型5；⑤最后做Y對控制變量、X、W的回歸，見模型4，回歸結(jié)果見表4。由表4可知，風(fēng)險(xiǎn)傾向?qū)τ趧?chuàng)業(yè)意愿有顯著的正向影響(模型2，β=0.57，p<0.001)，假設(shè)1成立；風(fēng)險(xiǎn)感知對于創(chuàng)業(yè)意愿則有顯著的負(fù)向影響(模型3，β=-0.51，p<0.001)，假設(shè)2成立；同時(shí)，在模型5中，風(fēng)險(xiǎn)傾向?qū)τ陲L(fēng)險(xiǎn)感知具有顯著的負(fù)向影響也得到了支持(β=-0.45，p<0.001)，假設(shè)3成立；最后，在模型4中，風(fēng)險(xiǎn)傾向、風(fēng)險(xiǎn)感知分別對創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生了顯著的正向影響以及負(fù)向影響(β分別為0.42、-0.40，p值均小于 0.001)，結(jié)合前面模型中變量系數(shù)的顯著性，說明風(fēng)險(xiǎn)感知在風(fēng)險(xiǎn)傾向與創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)系中具有部分中介作用，中介效應(yīng)所占的比例為(-0.45)×(-0.40)/0.57=31.6%，假設(shè)4成立。另外，對于控制變量，僅有性別對創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生了顯著影響，相對女性而言，男性表現(xiàn)出更強(qiáng)的創(chuàng)業(yè)意圖(模型4，β=0.10，p<0.05)，這與已有的研究結(jié)論相一致[26]。

3.3.3創(chuàng)業(yè)自我效能的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

由于創(chuàng)業(yè)自我效能是潛變量，所以采用回歸分析檢驗(yàn)其調(diào)節(jié)作用。首先，檢驗(yàn)創(chuàng)業(yè)自我效能在風(fēng)險(xiǎn)傾向到風(fēng)險(xiǎn)感知關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，具體如下：①建立控制變量、創(chuàng)業(yè)自我效能(U)到風(fēng)險(xiǎn)感知(W)的回歸方程，見模型6；②在模型6的基礎(chǔ)上，再把風(fēng)險(xiǎn)傾向(X)引入方程，見模型7；③在模型7的基礎(chǔ)上，引入風(fēng)險(xiǎn)傾向與創(chuàng)業(yè)自我效能的交互項(xiàng)(為避免多重共線性影響，交互項(xiàng)U×X為中心化處理后的變量乘積)到回歸方程中，見模型8，結(jié)果見表4。由表4可知，X、U的系數(shù)在3個方程中都通過了顯著性檢驗(yàn)(p值均小于0.001)，而在模型8中，它們的交互項(xiàng)U×X對風(fēng)險(xiǎn)感知產(chǎn)生了顯著的正向影響(β=0.12，p<0.05)，說明了創(chuàng)業(yè)自我效能正向調(diào)節(jié)效應(yīng)的存在。另外，通過對模型7、模型8的R2比較，ΔR2為0.03，更加驗(yàn)證了正向調(diào)節(jié)效應(yīng)的顯著存在，假設(shè)5a成立。

表4　風(fēng)險(xiǎn)感知中介效應(yīng)與創(chuàng)業(yè)自我效能調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)(標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù))

注: ***表示p<0.001,下同。

同時(shí)，為了檢驗(yàn)創(chuàng)業(yè)自我效能在風(fēng)險(xiǎn)感知到創(chuàng)業(yè)意愿影響中的調(diào)節(jié)效果，依據(jù)前文的步驟，分別建立以創(chuàng)業(yè)意愿(Y)為因變量，創(chuàng)業(yè)自我效能(U)、創(chuàng)業(yè)自我效能(U)與風(fēng)險(xiǎn)感知(W)以及它們并加上兩者交互項(xiàng)(U×W)為自變量，并引入控制變量的3個回歸方程，分別見表4中的模型9～模型11。研究發(fā)現(xiàn)，在3個模型中，自變量U、W的系數(shù)均通過顯著性檢驗(yàn)(p值均小于0.001)。在模型11中，它們的交互項(xiàng)(U×W)的系數(shù)為-0.10(p<0.05)，說明創(chuàng)業(yè)自我效能負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)的存在。同時(shí)，對比模型10、模型11的R2值，發(fā)現(xiàn)前后變化了0.02，說明該調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，假設(shè)5b成立。

為了更直觀地了解創(chuàng)業(yè)自我效能的不同調(diào)節(jié)效果，將樣本依據(jù)高低自我效能的水平分成2組，并繪制出相應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖(見圖2)。由圖2可知：①在風(fēng)險(xiǎn)傾向到風(fēng)險(xiǎn)感知的前半路徑中，創(chuàng)業(yè)自我效能較高的個體，風(fēng)險(xiǎn)傾向?qū)τ陲L(fēng)險(xiǎn)感知的負(fù)向影響更明顯；②在風(fēng)險(xiǎn)感知到創(chuàng)業(yè)意愿的后半路徑中，創(chuàng)業(yè)自我效能較低的個體，風(fēng)險(xiǎn)感知對于創(chuàng)業(yè)意愿的負(fù)向影響更突出。

3.3.4混合模型的假設(shè)檢驗(yàn)

通過上述分析，證實(shí)了風(fēng)險(xiǎn)感知是風(fēng)險(xiǎn)傾向與創(chuàng)業(yè)意愿之間的中介變量，而創(chuàng)業(yè)自我效能對于兩者之間的前后路徑也有調(diào)節(jié)作用。由此，混合模型的基本前提是成立的，接下來可以進(jìn)行混合效應(yīng)的檢驗(yàn)。

針對混合效應(yīng)的檢測程序，具體如下：①做創(chuàng)業(yè)意愿(Y)對控制變量、風(fēng)險(xiǎn)傾向(X)、創(chuàng)業(yè)自我效能(U)以及兩者交互項(xiàng)(U×X)的回歸(見表5中的模型1)，結(jié)果顯示：U、X的系數(shù)都是顯著的，而U×X的系數(shù)為0.12(p<0.05)，說明創(chuàng)業(yè)自我效能在風(fēng)險(xiǎn)傾向到創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)系中，具有顯著的調(diào)節(jié)作用，與創(chuàng)業(yè)認(rèn)知論所提出的觀點(diǎn)相一致。②將模型1中的因變量(Y)換成風(fēng)險(xiǎn)感知(W)，其他保持不變，再做回歸分析，見模型3。結(jié)果顯示U、X的系數(shù)仍然顯著，而×X的系數(shù)為0.12(p<0.05)。③在模型1的基礎(chǔ)上，再引入風(fēng)險(xiǎn)感知(W)到回歸方程中，見模型2。研究表明，U、X、W的系數(shù)都是顯著的，而交互項(xiàng)U×X的系數(shù)依然顯著(β=0.11，p<0.05)。綜上可知，創(chuàng)業(yè)自我效能的調(diào)節(jié)效應(yīng)至少部分是通過風(fēng)險(xiǎn)感知(中介變量)，從而對創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生正向作用的，假設(shè)6a成立。

圖2　創(chuàng)業(yè)自我效能的雙向調(diào)節(jié)效應(yīng)

變量創(chuàng)業(yè)意愿(Y)模型1模型2模型3風(fēng)險(xiǎn)感知(W)模型4模型5創(chuàng)業(yè)意愿(Y)模型6模型7性別0.09*0.09*0.010.010.10*0.10*0.09*年齡-0.06-0.050.050.06-0.05-0.04-0.04學(xué)歷-0.04-0.060.080.06-0.04-0.030.01收入0.030.03-0.03-0.030.040.040.05X0.39***0.41***-0.66***-0.67***0.50***0.42***0.42***W-0.15**-0.16**-0.15**U0.33***0.26***-0.17***-0.16**0.35***0.30***0.27***U×X0.12*0.11*0.12*U×W-0.10*R20.430.480.490.460.400.460.48ΔR20.05**0.03*0.06**0.02*

接著，再對風(fēng)險(xiǎn)感知有調(diào)節(jié)的中介作用進(jìn)行檢驗(yàn)，程序如下：①做創(chuàng)業(yè)意愿(Y)對風(fēng)險(xiǎn)傾向(X)、創(chuàng)業(yè)自我效能(U)以及控制變量的回歸，見模型5；②在模型5的基礎(chǔ)上，將因變量Y換成風(fēng)險(xiǎn)感知(W)，其他保持不變，再做一次回歸，見模型4；③然后將W引入到模型1的方程中，建立模型6；④在模型6的基礎(chǔ)上，再引入創(chuàng)業(yè)自我效能與風(fēng)險(xiǎn)感知的交互項(xiàng)(U×W)，并做最后的回歸分析，見模型7。在表5中，X、U、W在各個模型的方程中都是顯著的。另外，在模型4、模型5中，X的系數(shù)分別為-0.67、0.50(p值均小于0.001)，而在模型6中，W的系數(shù)為-0.16(p<0.01)、X的系數(shù)為0.42(p<0.001)，充分說明了風(fēng)險(xiǎn)感知的中介效應(yīng)顯著，更加支持了假設(shè)4的成立。另外，由表5可知，在模型7中，U×W的系數(shù)為-0.10(p<0.05)，說明了風(fēng)險(xiǎn)感知的中介作用，在風(fēng)險(xiǎn)感知到創(chuàng)業(yè)意愿的路徑中，受到創(chuàng)業(yè)自我效能的負(fù)向調(diào)節(jié)，假設(shè)6b成立。

4結(jié)論與討論

4.1研究結(jié)論

本研究將風(fēng)險(xiǎn)傾向定義為個體對于冒險(xiǎn)行為的趨向，并從創(chuàng)業(yè)認(rèn)知論的視角，將風(fēng)險(xiǎn)感知作為中介變量、創(chuàng)業(yè)自我效能作為調(diào)節(jié)變量，引入到風(fēng)險(xiǎn)傾向與創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)系探討中。在調(diào)研對象的選擇上，則是以具有工作經(jīng)驗(yàn)的企業(yè)管理者或普通員工為對象，研究他們的風(fēng)險(xiǎn)傾向如何影響自身的創(chuàng)業(yè)意愿。通過實(shí)證，得出如下結(jié)論。

(1)風(fēng)險(xiǎn)傾向通過風(fēng)險(xiǎn)感知對個體的創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生顯著的正向作用，風(fēng)險(xiǎn)感知在兩者的關(guān)系中具有部分中介的效應(yīng)。該結(jié)論與創(chuàng)業(yè)認(rèn)知論的觀點(diǎn)相一致，學(xué)者們認(rèn)為風(fēng)險(xiǎn)傾向可以通過風(fēng)險(xiǎn)感知作用于創(chuàng)業(yè)選擇行為，但本研究表明風(fēng)險(xiǎn)感知的中介作用是部分的，區(qū)別于國外研究的完全中介變量的結(jié)果[1]，與馬昆姝等[27]的實(shí)證結(jié)論基本相同，不同于李敏等[7]所得出的沒有明顯中介作用的結(jié)論。在國內(nèi)研究中，出現(xiàn)差異的原因可能有兩點(diǎn)：①樣本對象的選擇，本研究與馬昆姝都是以在職員工為主要樣本，中青年的比例較高；而李敏選擇的則是應(yīng)屆畢業(yè)生或剛?cè)肼毜膯T工，樣本趨于年輕化。依據(jù)中國新生創(chuàng)業(yè)活動動態(tài)跟蹤調(diào)研報(bào)告(CPSED)的調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，中國的新生創(chuàng)業(yè)者主要來自受過一定高等教育的企業(yè)或單位的中青年職員，因?yàn)樗麄兙哂斜容^豐富的行業(yè)經(jīng)驗(yàn)、關(guān)系資源以及較強(qiáng)的機(jī)會識別及風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對能力，對于創(chuàng)業(yè)活動的認(rèn)知會比較深入，因此在創(chuàng)業(yè)決策中會更加理性。對于學(xué)生群體而言，因?yàn)樽陨淼纳鐣啔v、實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)、創(chuàng)業(yè)能力等相對缺乏，在創(chuàng)業(yè)決策中容易受到非理性因素的影響。由此，具有較為豐富工作經(jīng)驗(yàn)的員工相比應(yīng)屆畢業(yè)生或剛?cè)肼殠啄甑拇髮W(xué)生而言，對創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)知會更理性些，自身風(fēng)險(xiǎn)趨向的累積性也會更強(qiáng)。②性別比例的影響，已有大量的研究表明，性別差異會影響個體的創(chuàng)業(yè)意愿，男性比女性擁有更高的創(chuàng)業(yè)意向[26]。在本研究的控制變量中，僅有性別對創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生了顯著性的影響，而其他人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量則不顯著，這與國外學(xué)者關(guān)于人口學(xué)變量的論點(diǎn)相似。同時(shí)，依據(jù)錢永紅[28]對員工創(chuàng)業(yè)意愿的性別差異的研究結(jié)論，認(rèn)為女性創(chuàng)業(yè)更多是理想驅(qū)動的結(jié)果，追求自我實(shí)現(xiàn)的肯定；而男性創(chuàng)業(yè)的選擇更為理性，受到創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知的影響較多，常把創(chuàng)業(yè)視為一種獲得財(cái)富的渠道，所以男女的創(chuàng)業(yè)認(rèn)知會有一定差別。本研究與馬昆姝等[27]研究的男女比例基本相同，男女比為1.2︰1，而李敏的比例則是男女幾乎相等，性別比例的差異可能也是一個原因。綜上所述，因?yàn)楸狙芯康臉颖臼且灾星嗄曷殕T為主，男性比例多于女性，多數(shù)受過高等教育，所以該類群體的創(chuàng)業(yè)決策總體上會更理性些，風(fēng)險(xiǎn)傾向受到自身累積經(jīng)驗(yàn)的影響也更明顯，而對待創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)知更全面，從而更符合風(fēng)險(xiǎn)傾向經(jīng)過風(fēng)險(xiǎn)感知影響到創(chuàng)業(yè)意愿的風(fēng)險(xiǎn)決策前提。

(2)創(chuàng)業(yè)自我效能在風(fēng)險(xiǎn)傾向到創(chuàng)業(yè)意愿的前后路徑中具有不同的調(diào)節(jié)效果，其在風(fēng)險(xiǎn)傾向到風(fēng)險(xiǎn)感知的前半路徑中具有顯著的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，而在風(fēng)險(xiǎn)感知到創(chuàng)業(yè)意愿的后半路徑中具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)：①該結(jié)論驗(yàn)證了創(chuàng)業(yè)自我效能可以調(diào)節(jié)風(fēng)險(xiǎn)傾向與風(fēng)險(xiǎn)感知的關(guān)系，證明了一般自我效能具體為創(chuàng)業(yè)自我效能時(shí)，其在創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知過程中所具有的調(diào)節(jié)作用也是存在的。②創(chuàng)業(yè)自我效能可以調(diào)節(jié)風(fēng)險(xiǎn)感知對于創(chuàng)業(yè)意愿的影響，驗(yàn)證了DING等[4]有關(guān)創(chuàng)業(yè)自我效能可以調(diào)節(jié)創(chuàng)業(yè)認(rèn)知因素與創(chuàng)業(yè)意圖關(guān)系的論點(diǎn)，通過實(shí)證檢驗(yàn)了該理論的可行性。③相比現(xiàn)有關(guān)于創(chuàng)業(yè)自我效能調(diào)節(jié)機(jī)制的論證，本研究聚焦的是創(chuàng)業(yè)自我效能在創(chuàng)業(yè)意圖形成階段的調(diào)節(jié)作用，而不是創(chuàng)業(yè)實(shí)踐階段其對創(chuàng)業(yè)行為與創(chuàng)業(yè)結(jié)果關(guān)系的影響[15，16]，并且完整分析了創(chuàng)業(yè)自我效能在風(fēng)險(xiǎn)傾向到創(chuàng)業(yè)意愿的前后路徑中的不同調(diào)節(jié)性，從而在馬昆姝等[27]研究成果的基礎(chǔ)上，使原有的創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)決策模型更有解釋力。

(3)通過混合模型的構(gòu)建，將風(fēng)險(xiǎn)傾向、風(fēng)險(xiǎn)感知、創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)意愿放置于同一個理論模型中進(jìn)行探討，為了識別和判斷彼此之間的交互影響，分別驗(yàn)證了創(chuàng)業(yè)自我效能有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)以及風(fēng)險(xiǎn)感知有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)的存在。該實(shí)證結(jié)果表明，創(chuàng)業(yè)自我效能對于風(fēng)險(xiǎn)傾向與創(chuàng)業(yè)意愿關(guān)系的正向調(diào)節(jié)作用，是通過中介變量風(fēng)險(xiǎn)感知而發(fā)揮的；而風(fēng)險(xiǎn)傾向?qū)τ陲L(fēng)險(xiǎn)感知的中介作用，確實(shí)受到了創(chuàng)業(yè)自我效能在風(fēng)險(xiǎn)感知到創(chuàng)業(yè)意愿路徑中的負(fù)向調(diào)節(jié)。通過混合效應(yīng)的檢驗(yàn)，更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)刈C明了本研究的理論模型是比較合理的，風(fēng)險(xiǎn)感知是風(fēng)險(xiǎn)傾向到創(chuàng)業(yè)意愿的中介變量，而創(chuàng)業(yè)自我效能是前后路徑中的調(diào)節(jié)變量，兩個變量在同一概念模型中對創(chuàng)業(yè)意愿的交互作用是存在的，有效解釋了風(fēng)險(xiǎn)傾向、風(fēng)險(xiǎn)感知、創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)意愿彼此之間的深層聯(lián)系，進(jìn)一步支持了前面兩點(diǎn)的結(jié)論。同時(shí)，該結(jié)論補(bǔ)充了前人的研究，說明了風(fēng)險(xiǎn)感知與創(chuàng)業(yè)自我效能的混合效應(yīng)不僅在創(chuàng)業(yè)機(jī)會與創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)系中存在[29]，也在風(fēng)險(xiǎn)傾向與創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)系中發(fā)揮著作用，但與之前研究不同的是本研究的中介變量、調(diào)節(jié)變量正好與其相反。

4.2實(shí)踐意義

在現(xiàn)實(shí)生活中，有很多具有創(chuàng)業(yè)能力的人并沒有選擇創(chuàng)業(yè)，在這些人群中，不乏高風(fēng)險(xiǎn)傾向的個體，但仍然沒有去創(chuàng)業(yè)。本研究的結(jié)論說明了個體風(fēng)險(xiǎn)傾向高，雖然對創(chuàng)業(yè)意愿的形成有積極影響，但是這種影響同時(shí)也受到風(fēng)險(xiǎn)感知的中介作用。如果高風(fēng)險(xiǎn)傾向的個體感知到創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)性很高，也不會選擇去創(chuàng)業(yè)。換言之，一方面，許多高傾向的個體積極去創(chuàng)業(yè)，是因?yàn)樗麄儧]有感知到創(chuàng)業(yè)真正的風(fēng)險(xiǎn)或不利條件，而選擇盲目創(chuàng)業(yè)，這樣的結(jié)果必然導(dǎo)致未來的失?。涣硪环矫?，風(fēng)險(xiǎn)傾向低的個體，如果感知到創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)很小，因?yàn)榧彝?、環(huán)境以及自身現(xiàn)狀的影響，也會選擇去創(chuàng)業(yè)，這種現(xiàn)象在大學(xué)生、農(nóng)民創(chuàng)業(yè)中是比較多見的?；诖耍磥砀唢L(fēng)險(xiǎn)傾向的潛在創(chuàng)業(yè)者在真正創(chuàng)業(yè)前，需要仔細(xì)分析創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，避免盲目創(chuàng)業(yè)的發(fā)生，而政府或?qū)W校則需要加強(qiáng)創(chuàng)業(yè)方面的培訓(xùn)、教育以及支持，幫助低風(fēng)險(xiǎn)傾向的個體真正認(rèn)識創(chuàng)業(yè)的收益與損失，降低他們對風(fēng)險(xiǎn)的擔(dān)憂，從而提升其創(chuàng)業(yè)意愿。

在創(chuàng)業(yè)教育中，政府、學(xué)校與社會相關(guān)組織必須加強(qiáng)對潛在創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)自我效能的培養(yǎng)，而潛在創(chuàng)業(yè)者自己也需要通過創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)來提升自我效能的水平。創(chuàng)業(yè)自我效能的重要價(jià)值，經(jīng)過本研究的論證，確實(shí)在個體創(chuàng)業(yè)傾向與創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)系中發(fā)揮著重要的調(diào)節(jié)作用：一方面，創(chuàng)業(yè)自我效能對于個體創(chuàng)業(yè)意愿的形成，有直接的積極影響[14]；另一方面，創(chuàng)業(yè)自我效能可以增強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)傾向?qū)τ陲L(fēng)險(xiǎn)感知的負(fù)向作用，同時(shí)弱化風(fēng)險(xiǎn)感知對于創(chuàng)業(yè)意愿的負(fù)向影響，從而促使高傾向的個體因?yàn)楦咦晕倚芏懈鼜?qiáng)的創(chuàng)業(yè)意向。另外，對于低傾向的個體而言，如果不能改變他們的風(fēng)險(xiǎn)趨向程度，但是能夠顯著提高其創(chuàng)業(yè)自我效能水平，那么他們的創(chuàng)業(yè)意愿也會得到較大的提升。

4.3研究局限與未來發(fā)展

雖然本研究取得了一些研究成果，但仍存在一定局限性：①本研究選擇的樣本群體是以企業(yè)的管理者、普通員工為對象，未包括所有類型的潛在創(chuàng)業(yè)者，而樣本主要以受過高等教育的中青年人群為主體，該類人群的背景特征與其他人群(如大學(xué)生、農(nóng)民等)有較大差異，所以對于其他人群是否適合本研究的結(jié)論，需要進(jìn)一步檢驗(yàn)，未來可以擴(kuò)大樣本的范圍，針對不同群體進(jìn)行細(xì)致的調(diào)研或開展性別對比下的差異研究；②創(chuàng)業(yè)自我效能、風(fēng)險(xiǎn)感知都是具有多個維度的變量，但在本研究中沒有區(qū)分這些維度，而是作為整體變量進(jìn)行討論，未來可以針對這些變量的具體維度，進(jìn)一步探討其對最終結(jié)果的影響；③在風(fēng)險(xiǎn)傾向?qū)?chuàng)業(yè)意愿的影響關(guān)系中，可能不止風(fēng)險(xiǎn)感知一個中介變量以及創(chuàng)業(yè)自我效能一個調(diào)節(jié)變量，或許有其他變量的共同影響，這些也是未來可以探討的方向。

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(編輯丘斯邁)

The Influence of the Risk Propensity on Entrepreneurial Intention——The Mixing Effect of Entrepreneurship Self-Efficacy and Perceived Risk

DING DonghongZHANG Xiang

(University of Science and Technology of China, Hefei, China)

Abstract：Based on the entrepreneurship cognitive theory, risk perception is taken as an intermediary variable, and entrepreneurial self-efficacy as a moderating variable, to explore the influence of the risk propensity on entrepreneurial intention. A questionnaire survey of 441 samples was conducted with SPSS18.0 and AMOS17.0 for empirical analysis. The results show that:①the risk propensity has a significant negative effect on perceived risk, and the risk perception has either significant negative effect on entrepreneurial intention, and risk propensity has a significant positive effect on entrepreneurial intention;②risk perception has a significant mediating effect between risk propensity and entrepreneurial intention;③entrepreneurial self-efficacy has a positive adjustment effect between risk propensity and risk perception, and has the role of reverse adjustment between risk perception and entrepreneurial intention;④in the relationship between risk propensity and entrepreneurial intention, the entrepreneurial self-efficacy has the mediated moderating effect; and the risk perception has the moderated mediating effect.

Key words：risk propensity; risk perception; entrepreneurial self-efficacy; entrepreneurial intention

通訊作者：丁棟虹(1963～)，男，安徽安慶人。中國科學(xué)技術(shù)大學(xué)(合肥市230011)管理學(xué)院教授、博士研究生導(dǎo)師。研究方向?yàn)閯?chuàng)業(yè)管理。E-mail: dingdh1963ustc@163.com

中圖法分類號：C93

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號：1672-884X(2016)02-0229-10

基金項(xiàng)目：教育部博士點(diǎn)基金資助項(xiàng)目(20133402110040)

收稿日期：2015-03-10

DOI編碼： 10.3969/j.issn.1672-884x.2016.02.009