丁棟虹　張　翔

(中國科學技術大學管理學院)

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風險傾向對個體創(chuàng)業(yè)意愿的影響研究

丁棟虹張翔

(中國科學技術大學管理學院)

摘要：基于創(chuàng)業(yè)認知理論，引入風險感知作為中介變量、創(chuàng)業(yè)自我效能作為調節(jié)變量，探討風險傾向對個體創(chuàng)業(yè)意愿的影響機制。通過對441個樣本的問卷調查以進行實證分析，研究表明：①風險傾向對風險感知有顯著的負向影響，而風險感知對創(chuàng)業(yè)意愿也有顯著的負向影響；同時，風險傾向對創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生了顯著的正向作用；②風險感知在風險傾向與創(chuàng)業(yè)意愿的關系中起到部分中介的作用；③創(chuàng)業(yè)自我效能感在風險傾向與風險感知的關系中，有正向調節(jié)的效應，但在風險感知對于創(chuàng)業(yè)意愿的影響中，則具有反向調節(jié)的作用；④創(chuàng)業(yè)自我效能在風險傾向與創(chuàng)業(yè)意愿的關系中，存在顯著的有中介的調節(jié)效應；而風險感知則有顯著的有調節(jié)的中介作用。

關鍵詞：風險傾向； 風險感知； 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險，潛在創(chuàng)業(yè)者會努力搜集有關創(chuàng)業(yè)的相關信息，對未來創(chuàng)業(yè)所帶來的收益、損失進行評估、比較，進而決定是否真正創(chuàng)業(yè)。由此，創(chuàng)業(yè)選擇行為實質上是一種個體的風險決策過程[1]；而風險傾向作為創(chuàng)業(yè)決策的重要前因變量，是個體受到以往累積經(jīng)驗影響的行為趨向[2]。

本研究基于創(chuàng)業(yè)認知理論的背景，將風險感知作為中介變量、創(chuàng)業(yè)自我效能作為調節(jié)變量，引入到風險傾向與創(chuàng)業(yè)意愿關系的討論中，并以潛在創(chuàng)業(yè)者作為對象進行實證分析。

1文獻回顧與研究假設

1.1創(chuàng)業(yè)認知理論

創(chuàng)業(yè)認知學派認為創(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)的認知結構、認知過程的雙重影響，認知因素(風險感知、認知偏差等)與認知途徑(創(chuàng)業(yè)觀察學習、創(chuàng)業(yè)親歷學習等)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)認知研究中，風險感知是影響創(chuàng)業(yè)意愿形成的關鍵認知要素，同時創(chuàng)業(yè)自我效能對于創(chuàng)業(yè)認知過程所具有的調節(jié)作用，得到了許多相關研究的支持[4]。

1.2風險傾向與創(chuàng)業(yè)意愿

從創(chuàng)業(yè)認知視角來看，學者認為風險傾向是風險行為的決定因素，創(chuàng)業(yè)過程實際上也是風險決策的過程，創(chuàng)業(yè)具有比較高的風險性，因此風險傾向高的人會因其的高收益性，傾向于選擇高風險的創(chuàng)業(yè)來實現(xiàn)目標，而低風險傾向的人面對創(chuàng)業(yè)時，則會選擇放棄創(chuàng)業(yè)或暫時不創(chuàng)業(yè)[5]。同時，也有學者通過實證分析，驗證了風險傾向對于創(chuàng)業(yè)意愿顯著的正向影響[2]。在本研究中，將風險傾向作為一種個體對于冒險活動的行為趨向，而不是個體特質進行討論?；诖?，提出如下假設：

假設1在創(chuàng)業(yè)選擇過程中，風險傾向對于個體的創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生顯著的正向影響。

1.3風險感知與創(chuàng)業(yè)意愿

在創(chuàng)業(yè)認知研究領域，有學者指出風險感知在創(chuàng)業(yè)決策中具有重要作用，忽視風險感知的影響，將會明顯降低認知因素在創(chuàng)業(yè)領域的解釋力。風險感知是個體在復雜的創(chuàng)業(yè)環(huán)境中，對于各種客觀存在的風險的直觀感受與主觀評價，因為個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)所面對的風險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，是因為他們主觀感知到的風險比非創(chuàng)業(yè)者感知到的要小[6]。國內學者依據(jù)該結論，進行各類實證研究，如李敏等[7]在研究認知偏差、風險感知與創(chuàng)業(yè)意愿的關系中，驗證了風險感知對創(chuàng)業(yè)意愿顯著的負向影響；而陳震紅等[8]基于行為經(jīng)濟學與認知理論，以武漢“中國光谷”的創(chuàng)業(yè)者為樣本，通過實證研究發(fā)現(xiàn)：創(chuàng)業(yè)者感知的創(chuàng)業(yè)風險越小，越容易產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)傾向。基于此，提出如下假設：

假設2在創(chuàng)業(yè)選擇過程中，風險感知對于個體的創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生顯著的負向影響。

1.4風險傾向與風險感知

VLEK等[9]認為，一個人的風險傾向越高，越有可能低估某些情況下的風險，從而降低他們對于這些風險的感知程度。SCHNEIDER等[10]通過實驗發(fā)現(xiàn)：一個風險傾向高的人一般是風險尋求的決策者，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確判斷，這種對收益過高的估計會直接影響他們的風險感知。反之，風險傾向低的人會低估收益的概率、高估負面結果，提高自己對風險的感知程度。SITKIN等[1]對風險傾向與風險感知、創(chuàng)業(yè)決策之間的關系進行實證研究，發(fā)現(xiàn)風險傾向對風險感知的負向影響顯著，而對創(chuàng)業(yè)決策的正向影響明顯?；诖耍岢鋈缦录僭O：

假設3在創(chuàng)業(yè)選擇過程中，風險傾向對于個體的風險感知產(chǎn)生顯著的負向影響。

1.5風險感知的部分中介效應

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

假設4在創(chuàng)業(yè)選擇過程中，風險感知在風險傾向與創(chuàng)業(yè)意愿的關系中起到部分中介作用。

1.6自我效能感的雙向調節(jié)效應

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，還會受到內在自我認知的影響。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[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)的認知有差異，他們對于創(chuàng)業(yè)風險的感知、機會的識別、學習的效果等是有區(qū)別的。例如，HMIELESKI等[15]通過實證分析，驗證了創(chuàng)業(yè)自我效能對于創(chuàng)業(yè)者的即興行為與創(chuàng)業(yè)績效關系的正向調節(jié)效應；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)新的關系時，發(fā)現(xiàn)了創(chuàng)業(yè)自我效能在上述關系中的正向調節(jié)作用，這些文獻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]構建的創(chuàng)業(yè)決策的認知結構模型，個體的創(chuàng)業(yè)自我效能會調節(jié)創(chuàng)業(yè)認知因素與創(chuàng)業(yè)意圖的關系，而風險傾向經(jīng)過風險感知作用于創(chuàng)業(yè)意愿的認知過程符合該關系的范疇，也會受到創(chuàng)業(yè)自我效能的調節(jié)影響。 為了更好地了解創(chuàng)業(yè)自我效能的調節(jié)機制，本研究分開論證其在風險傾向到風險感知、風險感知再到創(chuàng)業(yè)意愿的前后路徑中的不同調節(jié)效果。

創(chuàng)業(yè)認知理論將風險傾向定義為個體的冒險趨向，而不是穩(wěn)定的個性特質，其對風險感知的影響必然依賴于具體的情境或條件，同時受到自身因素的影響。同時，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，忽視這樣的權變因素，可能會導致結論的不完整。如前文所述，盡管風險傾向會負向影響個體的風險感知，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?；谧晕倚芾碚?，本研究認為，創(chuàng)業(yè)自我效能可以從3個方面調節(jié)風險傾向對于風險感知的負面效應：①風險傾向的正向變化會降低個體的風險感知，在高自我效能的個體上會更加明顯，因為高自我效能的個體常將挑戰(zhàn)性與風險性的任務實現(xiàn)當作目標，因此更傾向于將冒險行為當作機會而不是威脅，更看重從風險行為中獲得收益的心理滿足，因此會增強對風險行為的收益性評估，從而強化冒險傾向的人群對風險的不敏感程度；而低自我效能的個體則因為自我定向的心理原因，會夸大風險行為的不利局面、潛在困難以及損失概率，高估風險水平，從而提升其風險感知程度，削弱自身冒險傾向的影響[17]。②高自我效能者會增強個體對風險控制的積極承諾，提高個體的風險承擔水平，從而降低其對風險的敏感程度，并使個體更容易受到風險傾向的影響而采取冒險性的決策，而低自我效能者則相反[18]。③已有學者論證了個體對于冒險行為的情感狀態(tài)在風險知覺中的調節(jié)機制[19]，而高自我效能的情感效應的發(fā)揮會使個體在面對風險時表現(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險，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?；诖?，可以認為高自我效能會使高風險傾向的個體對于風險更不敏感；而低自我效能則會使低風險傾向的個體變得更敏感：因為創(chuàng)業(yè)自我效能是自我效能理論在創(chuàng)業(yè)領域的應用，而創(chuàng)業(yè)本身也是一種風險行為，所以創(chuàng)業(yè)自我效能在個體的創(chuàng)業(yè)選擇過程中，對于風險傾向與風險感知的關系同樣應具有相應的調節(jié)作用。由此，提出如下假設：

假設5a在創(chuàng)業(yè)選擇中，創(chuàng)業(yè)自我效能在風險傾向與風險感知的關系中具有正向調節(jié)作用。

DING等[4]認為，創(chuàng)業(yè)自我效能對于個體的創(chuàng)業(yè)認知因素與創(chuàng)業(yè)意愿的關系具有調節(jié)作用，而風險感知則是重要的創(chuàng)業(yè)認知因素，所以其對創(chuàng)業(yè)意愿的關系也會受到創(chuàng)業(yè)自我效能的調節(jié)。CHICKERY等[20]開發(fā)的創(chuàng)業(yè)自我效能-實際能力的創(chuàng)業(yè)決策匹配模型，也認為創(chuàng)業(yè)自我效能是影響個體在同類風險條件下做出不同決策的重要條件。DENOBLE等[21]借鑒社會認知理論，認為個體憑借自己的知識、經(jīng)驗或自身條件而感知到創(chuàng)業(yè)的風險性很大，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)有的風險程度，從而緩減風險性對自身創(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心未來風險的變化，還會認為自己因為能力欠缺而無法改變風險，從而增強風險性的消極影響。同時，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險環(huán)境或阻礙的情況下，高創(chuàng)業(yè)自我效能的個體會認為自己有比較大的可能性勝任并完成創(chuàng)業(yè)任務，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)認知理論的決策模型，創(chuàng)業(yè)自我效能會調節(jié)風險感知與創(chuàng)業(yè)決策的關系，當個體具有不同水平的創(chuàng)業(yè)自我效能時，單純討論風險感知對創(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：

假設5b在創(chuàng)業(yè)選擇中，創(chuàng)業(yè)自我效能在風險感知與創(chuàng)業(yè)意愿的關系中具有反向調節(jié)作用。

1.7混合關系的假設

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、調節(jié)變量，因為這些變量在模型中的位置不同，會形成有調節(jié)的中介變量與有中介的調節(jié)變量(見圖1)。由圖1可知：①如果風險感知的中介作用、創(chuàng)業(yè)自我效能的正向調節(jié)效應同時存在，創(chuàng)業(yè)自我效能對于風險傾向與風險感知的正向調節(jié)效應，會經(jīng)過風險感知的中介變量，進而對創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生影響；②如果風險感知的中介作用、創(chuàng)業(yè)自我效能的負向調節(jié)效應同時存在，風險傾向經(jīng)過風險感知的中介作用，在風險感知到創(chuàng)業(yè)意愿的路徑中，將會受到創(chuàng)業(yè)自我效能的負向調節(jié)。第一點成立，則將創(chuàng)業(yè)自我效能稱為有中介的調節(jié)變量；第二點成立，則將風險感知稱為有調節(jié)的中介變量?；诶碚撃Ｐ偷耐茖?，兩種關系都應該存在，由此，提出如下假設：

假設6a在風險傾向、風險感知與創(chuàng)業(yè)意愿的關系中，創(chuàng)業(yè)自我效能存在有中介的調節(jié)效應。

假設6b在風險傾向、創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)意愿的關系中，風險感知存在有調節(jié)的中介效應。

基于上述假設，依據(jù)混合模型的邏輯關系，建立檢驗模型(見圖1)。

圖1　混合效應的檢驗模型

2研究設計

2.1研究變量的測量

為了保證本研究的準確性，在設計問卷的過程中，主要采用以往使用較多的成熟量表，并結合本研究的主題，對這些量表進行適當?shù)男薷?，從而使量表中各題項的表達更加清楚、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。

風險傾向的測量主要參考了FORLANI等[2]設計的量表，他們認為風險傾向是個體對于冒險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。在本研究中，該量表的Cronbach’sα值為0.839。風險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，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，該量表的Cronbach’sα值為0.904。另外，因為創(chuàng)業(yè)自我效能的量表在國內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)自我效能的調節(jié)效應進行檢測，所以不區(qū)分具體維度進行測量，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，且進行了適當?shù)恼{整，最終形成6個題項的量表，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)跟蹤調研報告(CPSED)的調查結果，發(fā)現(xiàn)國內新生創(chuàng)業(yè)者的人口統(tǒng)計特征有以下幾個特點：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)職員的占主導地位，多數(shù)具有較豐富的行業(yè)經(jīng)驗。在以往國內相關研究中，主要選擇的是應屆畢業(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)驗的在職員工作為調查對象。

2.3研究數(shù)據(jù)的搜集

本研究采用問卷調查方法以獲得調研數(shù)據(jù)進行實證分析。在正式調研前，發(fā)放了60份問卷進行預調研，并依據(jù)結果對原始問卷的量表進行了修正。正式調研的時間是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、計算機、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)計分析程序

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

表1　樣本的基本信息(N=441)

3統(tǒng)計結果分析

3.1驗證性因子分析

在本研究中，各量表的Cronbach’sα值都在0.8以上，說明量表的內部一致性很好。為了考察量表的結構效度，采用AMOS 17.0的驗證性因子分析(CFA)進行檢驗，模型擬合的評價指標選擇χ2/df、GFI、AGFI、NFI、CFI和RMSEA等，結果見表2。

表2　驗證性因子分析結果與量表的信度(N=441)

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

由表2可知，單個量表的擬合指標都符合統(tǒng)計學的基本要求，說明本研究使用的各量表具有較好的結構效度；同時，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遠好于單因子模型，證明了研究的4個變量確實是4個不同的構念。在四因子模型中，各潛變量的觀察項的因子載荷值均在0.6以上，也說明了量表具有良好的效度。

3.2 描述性統(tǒng)計與相關性分析

通過描述性統(tǒng)計與相關性分析，得到的結果見表3。結果表明：風險傾向與風險感知具有顯著的負相關關系(r=-0.48，p<0.01)，而與創(chuàng)業(yè)意愿顯著正相關(r=0.67，p<0.01)；創(chuàng)業(yè)自我效能與風險感知顯著負相關(r=-0.31，p<0.01)，而與創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著的正相關聯(lián)系(r=0.49，p<0.01)；同時風險感知與創(chuàng)業(yè)意愿顯著負相關(r=-0.58，p<0.01)。

表3　樣本的描述性統(tǒng)計與相關性矩陣(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；學歷與人均年收入的分段用1～4表示。

3.3回歸分析與假設檢驗

3.3.1序列相關與多重共線性檢驗

在本研究的回歸分析中，杜賓檢驗得出的各方程的DW值都在2左右，說明變量之間不存在序列相關；同時變量的容差值都在0.557～0.894的范圍內，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風險感知的中介效應檢驗

對于風險感知的中介效應，采用分層回歸分析來檢驗，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再將風險傾向(X)代入模型1的回歸方程，見模型2；③在模型1的基礎上，再將風險感知(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，回歸結果見表4。由表4可知，風險傾向對于創(chuàng)業(yè)意愿有顯著的正向影響(模型2，β=0.57，p<0.001)，假設1成立；風險感知對于創(chuàng)業(yè)意愿則有顯著的負向影響(模型3，β=-0.51，p<0.001)，假設2成立；同時，在模型5中，風險傾向對于風險感知具有顯著的負向影響也得到了支持(β=-0.45，p<0.001)，假設3成立；最后，在模型4中，風險傾向、風險感知分別對創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生了顯著的正向影響以及負向影響(β分別為0.42、-0.40，p值均小于 0.001)，結合前面模型中變量系數(shù)的顯著性，說明風險感知在風險傾向與創(chuàng)業(yè)意愿的關系中具有部分中介作用，中介效應所占的比例為(-0.45)×(-0.40)/0.57=31.6%，假設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)出更強的創(chuàng)業(yè)意圖(模型4，β=0.10，p<0.05)，這與已有的研究結論相一致[26]。

3.3.3創(chuàng)業(yè)自我效能的調節(jié)效應檢驗

由于創(chuàng)業(yè)自我效能是潛變量，所以采用回歸分析檢驗其調節(jié)作用。首先，檢驗創(chuàng)業(yè)自我效能在風險傾向到風險感知關系中的調節(jié)效應，具體如下：①建立控制變量、創(chuàng)業(yè)自我效能(U)到風險感知(W)的回歸方程，見模型6；②在模型6的基礎上，再把風險傾向(X)引入方程，見模型7；③在模型7的基礎上，引入風險傾向與創(chuàng)業(yè)自我效能的交互項(為避免多重共線性影響，交互項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(p值均小于0.001)，而在模型8中，它們的交互項U×X對風險感知產(chǎn)生了顯著的正向影響(β=0.12，p<0.05)，說明了創(chuàng)業(yè)自我效能正向調節(jié)效應的存在。另外，通過對模型7、模型8的R2比較，ΔR2為0.03，更加驗證了正向調節(jié)效應的顯著存在，假設5a成立。

表4　風險感知中介效應與創(chuàng)業(yè)自我效能調節(jié)效應的檢驗(標準化系數(shù))

注: ***表示p<0.001,下同。

同時，為了檢驗創(chuàng)業(yè)自我效能在風險感知到創(chuàng)業(yè)意愿影響中的調節(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)與風險感知(W)以及它們并加上兩者交互項(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(p值均小于0.001)。在模型11中，它們的交互項(U×W)的系數(shù)為-0.10(p<0.05)，說明創(chuàng)業(yè)自我效能負向調節(jié)效應的存在。同時，對比模型10、模型11的R2值，發(fā)現(xiàn)前后變化了0.02，說明該調節(jié)效應顯著，假設5b成立。

為了更直觀地了解創(chuàng)業(yè)自我效能的不同調節(jié)效果，將樣本依據(jù)高低自我效能的水平分成2組，并繪制出相應的調節(jié)效應圖(見圖2)。由圖2可知：①在風險傾向到風險感知的前半路徑中，創(chuàng)業(yè)自我效能較高的個體，風險傾向對于風險感知的負向影響更明顯；②在風險感知到創(chuàng)業(yè)意愿的后半路徑中，創(chuàng)業(yè)自我效能較低的個體，風險感知對于創(chuàng)業(yè)意愿的負向影響更突出。

3.3.4混合模型的假設檢驗

通過上述分析，證實了風險感知是風險傾向與創(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，接下來可以進行混合效應的檢驗。

針對混合效應的檢測程序，具體如下：①做創(chuàng)業(yè)意愿(Y)對控制變量、風險傾向(X)、創(chuàng)業(yè)自我效能(U)以及兩者交互項(U×X)的回歸(見表5中的模型1)，結果顯示：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)自我效能在風險傾向到創(chuàng)業(yè)意愿的關系中，具有顯著的調節(jié)作用，與創(chuàng)業(yè)認知論所提出的觀點相一致。②將模型1中的因變量(Y)換成風險感知(W)，其他保持不變，再做回歸分析，見模型3。結果顯示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的基礎上，再引入風險感知(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)自我效能的調節(jié)效應至少部分是通過風險感知(中介變量)，從而對創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生正向作用的，假設6a成立。

圖2　創(chuàng)業(yè)自我效能的雙向調節(jié)效應

變量創(chuàng)業(yè)意愿(Y)模型1模型2模型3風險感知(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，再對風險感知有調節(jié)的中介作用進行檢驗，程序如下：①做創(chuàng)業(yè)意愿(Y)對風險傾向(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的基礎上，將因變量Y換成風險感知(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的基礎上，再引入創(chuàng)業(yè)自我效能與風險感知的交互項(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)，充分說明了風險感知的中介效應顯著，更加支持了假設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)，說明了風險感知的中介作用，在風險感知到創(chuàng)業(yè)意愿的路徑中，受到創(chuàng)業(yè)自我效能的負向調節(jié)，假設6b成立。

4結論與討論

4.1研究結論

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

(1)風險傾向通過風險感知對個體的創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生顯著的正向作用，風險感知在兩者的關系中具有部分中介的效應。該結論與創(chuàng)業(yè)認知論的觀點相一致，學者們認為風險傾向可以通過風險感知作用于創(chuàng)業(yè)選擇行為，但本研究表明風險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果[1]，與馬昆姝等[27]的實證結論基本相同，不同于李敏等[7]所得出的沒有明顯中介作用的結論。在國內研究中，出現(xiàn)差異的原因可能有兩點：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屆畢業(yè)生或剛入職的員工，樣本趨于年輕化。依據(jù)中國新生創(chuàng)業(yè)活動動態(tài)跟蹤調研報告(CPSED)的調查數(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，因為他們具有比較豐富的行業(yè)經(jīng)驗、關系資源以及較強的機會識別及風險應對能力，對于創(chuàng)業(yè)活動的認知會比較深入，因此在創(chuàng)業(yè)決策中會更加理性。對于學生群體而言，因為自身的社會閱歷、實踐經(jīng)驗、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)驗的員工相比應屆畢業(yè)生或剛入職幾年的大學生而言，對創(chuàng)業(yè)風險的認知會更理性些，自身風險趨向的累積性也會更強。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)計學變量則不顯著，這與國外學者關于人口學變量的論點相似。同時，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論，認為女性創(chuàng)業(yè)更多是理想驅動的結果，追求自我實現(xiàn)的肯定；而男性創(chuàng)業(yè)的選擇更為理性，受到創(chuàng)業(yè)風險認知的影響較多，常把創(chuàng)業(yè)視為一種獲得財富的渠道，所以男女的創(chuàng)業(yè)認知會有一定差別。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，因為本研究的樣本是以中青年職員為主，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，風險傾向受到自身累積經(jīng)驗的影響也更明顯，而對待創(chuàng)業(yè)風險的認知更全面，從而更符合風險傾向經(jīng)過風險感知影響到創(chuàng)業(yè)意愿的風險決策前提。

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

(3)通過混合模型的構建，將風險傾向、風險感知、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行探討，為了識別和判斷彼此之間的交互影響，分別驗證了創(chuàng)業(yè)自我效能有中介的調節(jié)效應以及風險感知有調節(jié)的中介效應的存在。該實證結果表明，創(chuàng)業(yè)自我效能對于風險傾向與創(chuàng)業(yè)意愿關系的正向調節(jié)作用，是通過中介變量風險感知而發(fā)揮的；而風險傾向對于風險感知的中介作用，確實受到了創(chuàng)業(yè)自我效能在風險感知到創(chuàng)業(yè)意愿路徑中的負向調節(jié)。通過混合效應的檢驗，更嚴謹?shù)刈C明了本研究的理論模型是比較合理的，風險感知是風險傾向到創(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，有效解釋了風險傾向、風險感知、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，進一步支持了前面兩點的結論。同時，該結論補充了前人的研究，說明了風險感知與創(chuàng)業(yè)自我效能的混合效應不僅在創(chuàng)業(yè)機會與創(chuàng)業(yè)意愿的關系中存在[29]，也在風險傾向與創(chuàng)業(yè)意愿的關系中發(fā)揮著作用，但與之前研究不同的是本研究的中介變量、調節(jié)變量正好與其相反。

4.2實踐意義

在現(xiàn)實生活中，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，不乏高風險傾向的個體，但仍然沒有去創(chuàng)業(yè)。本研究的結論說明了個體風險傾向高，雖然對創(chuàng)業(yè)意愿的形成有積極影響，但是這種影響同時也受到風險感知的中介作用。如果高風險傾向的個體感知到創(chuàng)業(yè)風險性很高，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)，是因為他們沒有感知到創(chuàng)業(yè)真正的風險或不利條件，而選擇盲目創(chuàng)業(yè)，這樣的結果必然導致未來的失??；另一方面，風險傾向低的個體，如果感知到創(chuàng)業(yè)風險很小，因為家庭、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)象在大學生、農(nóng)民創(chuàng)業(yè)中是比較多見的?；诖?，未來高風險傾向的潛在創(chuàng)業(yè)者在真正創(chuàng)業(yè)前，需要仔細分析創(chuàng)業(yè)風險，避免盲目創(chuàng)業(yè)的發(fā)生，而政府或學校則需要加強創(chuàng)業(yè)方面的培訓、教育以及支持，幫助低風險傾向的個體真正認識創(chuàng)業(yè)的收益與損失，降低他們對風險的擔憂，從而提升其創(chuàng)業(yè)意愿。

在創(chuàng)業(yè)教育中，政府、學校與社會相關組織必須加強對潛在創(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)學習來提升自我效能的水平。創(chuàng)業(yè)自我效能的重要價值，經(jīng)過本研究的論證，確實在個體創(chuàng)業(yè)傾向與創(chuàng)業(yè)意愿的關系中發(fā)揮著重要的調節(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)自我效能可以增強風險傾向對于風險感知的負向作用，同時弱化風險感知對于創(chuàng)業(yè)意愿的負向影響，從而促使高傾向的個體因為高自我效能而有更強的創(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險趨向程度，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論，需要進一步檢驗，未來可以擴大樣本的范圍，針對不同群體進行細致的調研或開展性別對比下的差異研究；②創(chuàng)業(yè)自我效能、風險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行討論，未來可以針對這些變量的具體維度，進一步探討其對最終結果的影響；③在風險傾向對創(chuàng)業(yè)意愿的影響關系中，可能不止風險感知一個中介變量以及創(chuàng)業(yè)自我效能一個調節(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。中國科學技術大學(合肥市230011)管理學院教授、博士研究生導師。研究方向為創(chuàng)業(yè)管理。E-mail: dingdh1963ustc@163.com

中圖法分類號：C93

文獻標志碼：A

文章編號：1672-884X(2016)02-0229-10

基金項目：教育部博士點基金資助項目(20133402110040)

收稿日期：2015-03-10

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