李其容，李春萱

（1.吉林大學 商學與管理學院，長春 130012；2.吉林大學 創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)研究院，長春 130022）

一、引言

創(chuàng)業(yè)作為國家經(jīng)濟發(fā)展的重要引擎之一，受到學界越來越多的關注。而過去二十年中，全球性與區(qū)域性經(jīng)濟危機頻繁發(fā)生，再次凸顯出“信心”這一影響經(jīng)濟活動開展心理因素的重要性?！靶判摹笔菍ξ磥斫?jīng)濟發(fā)展情況預期而產生的情緒化心理，是各項市場活動的原動力（盧學英和白文周，2015）。在創(chuàng)業(yè)研究中同樣發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)者對于創(chuàng)業(yè)市場構建起的高度信心也預示其更愿意投入到創(chuàng)業(yè)活動之中（Dimov，2010）。然而，現(xiàn)有研究僅關注到創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為的靜態(tài)影響，沒有考慮到這一關系背后的時間動態(tài)特征。行為理論研究表明，心理驅動因素與創(chuàng)業(yè)行為間的關系會隨外界環(huán)境的變化而改變，具有時間動態(tài)的特質（Frese，2009）。Gielnik et al（2015）也通過實證研究確認了創(chuàng)業(yè)意向、積極設想等積極的心理驅動要素與創(chuàng)業(yè)行為間的關系的動態(tài)性。事實上，市場信心承載的情緒化特征，使其極易受外部因素影響（Ramalho et al，2011）。這意味著，同樣作為心理驅動要素的創(chuàng)業(yè)市場信心，在創(chuàng)業(yè)環(huán)境發(fā)生變化時，其對創(chuàng)業(yè)行為的正向作用也將發(fā)生轉變。那么，創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為的關系將隨何種路徑變化？且這種變化趨勢的邊界條件是什么呢？

由于信心嵌入在涉及競爭邏輯和更廣泛制度動態(tài)之中，其與總體經(jīng)濟活動態(tài)勢，特別是與經(jīng)濟周期這一重要市場邏輯關系緊密（祝梓翔和鄧翔，2020）。而在外部環(huán)境變化態(tài)勢下，探究信心等心理驅動因素的作用效果如何轉變及其在不同經(jīng)濟制度秩序下的差異，已經(jīng)成為創(chuàng)業(yè)領域未來重要的研究議題（邁克爾·希特和徐凱，2019）。過往研究表明，創(chuàng)業(yè)企業(yè)的進入和后續(xù)表現(xiàn)等過程都會受到經(jīng)濟周期的持續(xù)性影響（Lee 和Mukoyama，2015）。而行為理論研究也強調，經(jīng)濟條件的變化是影響這類創(chuàng)業(yè)者個體特征與創(chuàng)業(yè)結果變量之間關系的重要因素（Gielnik 和Frese，2013）。特別是當經(jīng)濟處于衰退期時，低迷的經(jīng)濟環(huán)境會使得商業(yè)機會驟減，并增加大眾的焦慮情緒，這將阻礙潛在創(chuàng)業(yè)者對于商業(yè)機會的感知、評估和開發(fā)（Devece et al，2016）。在此階段內，創(chuàng)業(yè)者的信念消退與對風險的擔憂使得他們對于創(chuàng)業(yè)前景持有悲觀的態(tài)度，這是否會致使創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為的正向作用隨時間推移不斷減弱呢？隨后，當經(jīng)濟擺脫衰退的困擾，規(guī)律性地回歸到擴張的軌道上來時，創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為的正向作用是否也隨之不斷增強呢？為探究這些問題，本文基于行為理論并采納2006—2015 年全球創(chuàng)業(yè)觀察（Global Entrepreneurship Monitor，GEM）和世界銀行數(shù)據(jù)庫（World Bank Database，WBD）數(shù)據(jù)，試圖分析隨著經(jīng)濟周期的時間推移，創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為間的關系如何變化

同時，不同創(chuàng)業(yè)者所處創(chuàng)業(yè)環(huán)境存在著較大的差異，其中地區(qū)經(jīng)濟決定了當?shù)厥袌龅馁Y源稟賦和導向，是影響創(chuàng)業(yè)活動進行最關鍵的環(huán)境要素（陳翊，2021）。創(chuàng)業(yè)者作為市場中的經(jīng)濟活動主體，其任何創(chuàng)業(yè)決策及具體行動將會受到所在地區(qū)經(jīng)濟環(huán)境的影響。而制度理論研究更是認為，經(jīng)濟發(fā)展的差異是致使不同國家創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)過程產生巨大區(qū)別的關鍵動因（Zhai 和Su，2019）。一方面，國家的經(jīng)濟發(fā)展水平?jīng)Q定了市場規(guī)模、法規(guī)制度及人力、金融和技術稟賦（陳翊，2021），這表明創(chuàng)業(yè)者能否具有豐富的機會和充沛的資源進行創(chuàng)業(yè)；另一方面，國家的經(jīng)濟發(fā)展導向決定了市場目標、生產要素流動及對于國際國內兩個市場的依賴程度（董志勇和李成明，2020），這影響了創(chuàng)業(yè)者所在市場空間的廣闊性和獲取多樣信息的可能性（Carlos Díaz Casero et al，2013）。同時，制度理論不僅強調了創(chuàng)業(yè)環(huán)境在影響創(chuàng)業(yè)行為上的重要作用，也提出作為制度代理人的創(chuàng)業(yè)者，其自身條件也將促成或影響創(chuàng)業(yè)行為。而潛在創(chuàng)業(yè)者的社會經(jīng)濟地位代表了其可投入創(chuàng)業(yè)活動的經(jīng)濟與社會資源（Schoon 和Duckworth，2012）。這些創(chuàng)業(yè)者內外部經(jīng)濟與社會資源的豐厚程度，將影響大眾對未來創(chuàng)業(yè)環(huán)境預期與抵御經(jīng)濟衰退沖擊的能力?；诖?，本文將進一步探究所處不同經(jīng)濟發(fā)展水平與格局的國家和具有不同社會經(jīng)濟地位的創(chuàng)業(yè)者，創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為間的正向作用是否具有相異的變化趨勢。

總體來看，本文基于行為理論，試圖探索創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為間關系的變化趨勢及剖析國家經(jīng)濟發(fā)展特征與個體社會經(jīng)濟地位對這一趨勢的調節(jié)作用（圖1）。同時，本文沒有重蹈創(chuàng)業(yè)心理驅動因素研究的傳統(tǒng)范式，而選擇了創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為正向作用演化的新視角。利用GEM 及WBD 混合截面數(shù)據(jù)，構建創(chuàng)業(yè)市場信心與年度虛擬變量的交互項，根據(jù)交互項回歸系數(shù)隨不同年份的動態(tài)變化，判斷創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為正向作用的演化。本文的貢獻主要體現(xiàn)在三個方面：首先，本文將創(chuàng)業(yè)過程中的時間理論化，明確了完整經(jīng)濟周期下創(chuàng)業(yè)市場信心這一心理驅動因素對創(chuàng)業(yè)行為正向作用的變化趨勢，有助于拓展創(chuàng)業(yè)領域下行為理論的動態(tài)研究。其次，本文選取影響創(chuàng)業(yè)的關鍵經(jīng)濟發(fā)展特征要素，比較處于不同經(jīng)濟發(fā)展水平與導向國家的創(chuàng)業(yè)者，創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為正向作用的變化趨勢異同。既為多國家創(chuàng)業(yè)制度差異的比較提供了實證依據(jù)，也豐富了創(chuàng)業(yè)制度理論多層次影響研究。最后，本文還探索了社會經(jīng)濟地位因素對于創(chuàng)業(yè)過程的影響機制，明晰了其影響創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為正向作用變化趨勢的作用時段。

圖1 理論框架

二、文獻綜述與理論假說

（一）文獻綜述

創(chuàng)業(yè)作為驅動國家經(jīng)濟發(fā)展的重要引擎之一，受到學界越來越多的關注。由于創(chuàng)業(yè)者采取的創(chuàng)業(yè)行動在推進創(chuàng)業(yè)活動中起基礎性作用，創(chuàng)業(yè)者這一創(chuàng)業(yè)活動的關鍵主體引發(fā)眾多學者關注（Uy et al，2015）。進而，國家層面的研究同樣發(fā)現(xiàn)，采取實際行動的創(chuàng)業(yè)者比例實際上反映了創(chuàng)業(yè)活動的繁榮程度，也是決定新企業(yè)誕生數(shù)量的關鍵因素（宋淵洋和趙嘉欣，2021）。鑒于此，學者開始探究不同個體特征、創(chuàng)業(yè)類型或是所處環(huán)境的創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)行為付出程度上的差異。其中，最為關鍵的便是創(chuàng)業(yè)者的心理要素（Murnieks et al，2020；Newman et al，2021）。Frese（2007）通過整合過往理論與實證研究，進一步分析驅動創(chuàng)業(yè)行為產生的心理動因，并構建了創(chuàng)業(yè)行為理論框架?；诖死碚?，隨后研究實證了眾多創(chuàng)業(yè)者積極的心理要素（如創(chuàng)業(yè)動機、創(chuàng)業(yè)激情和創(chuàng)業(yè)自我效能等）對創(chuàng)業(yè)行為產生的積極作用（Zacher 和Frese，2018；Newman et al，2019）。

盡管相關研究極大地促進了我們對創(chuàng)業(yè)活動產生的理解，但現(xiàn)研究大多沒有剖析心理驅動要素與創(chuàng)業(yè)行為間的動態(tài)關系。正如創(chuàng)業(yè)理論一直強調的那樣，創(chuàng)業(yè)活動源于創(chuàng)業(yè)機會，與外界環(huán)境不斷互動并受其影響（Yoruk 和Jones，2020）。而人類行為也通常隨時間推移而不斷發(fā)生，忽略行為背后的時間因素將導致理論對個體行為過程的解釋效果受到極大限制（Aguinis 和Bakker，2021）。一般心理學研究也同樣表明，在不同時間階段內，人格與一般心理對行為的預測效度也將呈現(xiàn)差異化的變動趨勢。事實上，F(xiàn)rese（2009）在理論構建時就已經(jīng)指出，探究影響創(chuàng)業(yè)行為的心理因素時，有必要考慮其作用效果如何隨時間推移而變化或維持。雖然近期開始有學者試圖從縱向視角審視這一問題（例如，Gielnik et al，2020），但其仍與理論中所期待的稍有差距。一方面，現(xiàn)有研究聚焦于兩者間關系的短期變化，沒有考慮到可能存在的長期趨勢；另一方面，這些研究僅考慮到二者關系的自然變化趨勢，忽視了外界條件變化可能產生影響。

（二）理論假說

1.創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為關系的變化趨勢

市場信心作為經(jīng)濟主體對特定市場最重要的主觀心理預期與判斷，被視為市場活動原動力而受到眾多領域學者的關注（呂鵬和劉學，2020）。圍繞特定經(jīng)濟情境下大眾市場信心對各個經(jīng)濟活動與指標的影響，過往研究展開了廣泛的探索（鄭方輝和劉曉婕，2020）。同樣對于創(chuàng)業(yè)活動而言，新興企業(yè)的演化和進步在很大程度上取決于創(chuàng)業(yè)者對機會優(yōu)劣的感知和主觀判斷（Kor et al，2007）。換言之，當對創(chuàng)業(yè)市場中的機會、資源等要素有足夠信心時，創(chuàng)業(yè)者才會在該項創(chuàng)業(yè)活動中持續(xù)付出努力（Dimov，2010）。然而，創(chuàng)業(yè)心理因素對于創(chuàng)業(yè)行為的激勵和驅動功能并非一成不變（Gielnik et al，2015）。隨著時間的推移，不同制度秩序變化將導致創(chuàng)業(yè)心理因素的驅動效果發(fā)生變化，其中市場邏輯的影響尤為顯著（邁克爾·希特和徐凱，2019）?；谏鲜鲇^點，盡管不斷有學者呼吁關注市場信心在經(jīng)濟周期內可能發(fā)生的變化（Ramalho et al，2011），但現(xiàn)有研究大多忽視了經(jīng)濟主體的市場信心與經(jīng)濟行為間關系背后的時間動態(tài)問題，創(chuàng)業(yè)領域研究中更是沒有對此深入分析。

現(xiàn)有研究表明，在創(chuàng)業(yè)市場中能夠有效識別到創(chuàng)業(yè)機會是創(chuàng)業(yè)者開展創(chuàng)業(yè)活動的基礎外部條件，樂觀情緒和積極信念是支持創(chuàng)業(yè)者的內在動機（呂鵬和劉學，2020）。而在經(jīng)濟周期內不同階段內，創(chuàng)業(yè)的外部條件與創(chuàng)業(yè)者的內在動機都會受到影響（Galindo-Martín et al，2021）。當經(jīng)濟處于衰退期時，金融投資市場、消費市場緊縮與社會創(chuàng)新投入收緊都將使得創(chuàng)業(yè)活動的難度與風險顯著增加（Bishop，2019），這使得潛在創(chuàng)業(yè)者即便識別到創(chuàng)業(yè)機會也更傾向選擇觀望，而非立刻投入到創(chuàng)業(yè)活動之中（Kottika et al，2020）。同時，經(jīng)濟的衰退也會使市場中創(chuàng)業(yè)企業(yè)數(shù)量減少（Fairlie，2013），這也會讓社會滋生廣泛焦慮和不安。Zhao 和Xie（2020）指出，情緒變化將影響創(chuàng)業(yè)者對于創(chuàng)業(yè)活動的總體評估，并影響創(chuàng)業(yè)者或潛在創(chuàng)業(yè)者的認知。而社會整體消極情緒和因創(chuàng)業(yè)風險增加而產生的觀望態(tài)度，則將促使創(chuàng)業(yè)者對于創(chuàng)業(yè)市場得出較負面的評價（Bullough 和Renko，2013）。這意味著，即便對自身創(chuàng)業(yè)能力充滿信心的創(chuàng)業(yè)者，也難以確認自身創(chuàng)業(yè)努力是否能夠取得效果。這些因經(jīng)濟衰退而產生的負面因素將不利于創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為正向作用的發(fā)揮，并最終表現(xiàn)為隨時間推移，創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為的正向作用不斷減弱。

然而一般市場信心研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟復蘇情境下的市場信心及其作用效果都將會呈現(xiàn)回暖態(tài)勢（例如，Ramalho et al，2011）。換言之，經(jīng)濟衰退及其相關的負面效果對于創(chuàng)業(yè)活動的影響也將隨時間推移而逐漸消散。隨著經(jīng)濟市場的不斷復蘇，潛在創(chuàng)業(yè)機會也隨之增加，對自身創(chuàng)業(yè)能力具有信心的創(chuàng)業(yè)者更愿意將個人資源投入到創(chuàng)業(yè)活動之中（Crecente-Romero et al，2019）。同時，創(chuàng)業(yè)者也將逐漸從不確定性的觀望中逐漸恢復過來，一些潛在創(chuàng)業(yè)者也開始抓住全球經(jīng)濟變化帶來的機遇（Bullough 和Renko，2013）。此外，個體所具有面對逆境的適應能力也將使創(chuàng)業(yè)者逐漸擺脫環(huán)境壓力的影響（Newman，2005），樂觀的情緒狀態(tài)與創(chuàng)業(yè)風險的降低也會使創(chuàng)業(yè)者對于創(chuàng)業(yè)市場現(xiàn)狀做出相對積極的評價。經(jīng)濟負面因素的消散與積極因素的出現(xiàn)為創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為正向作用的恢復奠定了基礎，并最終表現(xiàn)為隨時間推移，創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為的正向作用不斷增強?；诖耍疚奶岢黾僭O1：

創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為的關系將在經(jīng)濟衰退期內下降，在經(jīng)濟擴張期內上升（H1）。

2.經(jīng)濟發(fā)展水平與導向對創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為關系的變化趨勢的調節(jié)作用

過往研究表明，經(jīng)濟發(fā)展水平與導向是決定經(jīng)濟發(fā)展的基礎性環(huán)境要素，也是造成各國創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)活動差異的關鍵變量（Acs et al，2018）。已有研究圍繞國家經(jīng)濟環(huán)境特征對創(chuàng)業(yè)活動的影響，展開了廣泛且深刻的探索（例如，Valdez 和Richardson，2013）。其中，發(fā)展中/發(fā)達國家是經(jīng)濟學、社會學研究中區(qū)分國家總體經(jīng)濟發(fā)展水平的重要指標，也是創(chuàng)業(yè)領域研究中備受關注的經(jīng)濟發(fā)展水平特征之一（Chowdhury et al，2019）。通過對比發(fā)展中國家與發(fā)達國家創(chuàng)業(yè)活動的差異可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟發(fā)展水平對創(chuàng)業(yè)活動有著復雜的影響，這也使兩類國家各有獨特的優(yōu)勢與不足。一方面，不同經(jīng)濟發(fā)展水平的國家在遭受經(jīng)濟危機的沖擊時，抵御能力有差異。發(fā)達國家具有雄厚的總體經(jīng)濟實力、完善的經(jīng)濟制度與風險應對機制。這些優(yōu)勢都使得在經(jīng)歷經(jīng)濟衰退時，處于發(fā)達國家的創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為的正向作用更能保持穩(wěn)定。與此相反，發(fā)展中國家在面對經(jīng)濟衰退時，其遭受到的沖擊將遠高于平均水平（Bhattacharya 和Dasgupta，2012），且缺乏完善的防御機制。這導致他們抵御經(jīng)濟衰退的能力較弱，進而導致創(chuàng)業(yè)者驟然加深對創(chuàng)業(yè)市場的疑慮。另一方面，在經(jīng)濟進入擴張期后，盡管發(fā)展中國家經(jīng)濟發(fā)展水平落后且遭受到了嚴重的經(jīng)濟衰退，但也會暴露出更多的創(chuàng)業(yè)機會（Devece et al，2016）。與之相反，發(fā)達國家的創(chuàng)業(yè)者在經(jīng)濟危機后被經(jīng)濟擾動所警醒，具其所處國家具有大量的優(yōu)質就業(yè)機會與高度完善的社會保障制度，這反而促使他們選擇避免從事高市場風險的創(chuàng)業(yè)活動。基于此，本文提出假設2：

國家經(jīng)濟發(fā)展水平負向調節(jié)創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為關系的變化趨勢，即國家經(jīng)濟發(fā)展水平越高，創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為關系下降和上升幅度越?。℉2）。

除了經(jīng)濟發(fā)展水平外，一個國家經(jīng)濟發(fā)展導向同樣是影響創(chuàng)業(yè)者的重要環(huán)境因素。其中，國家經(jīng)濟與國際經(jīng)濟聯(lián)系程度（或經(jīng)濟外向性程度），是與該國卷入國際經(jīng)濟周期可能性相聯(lián)系最緊密的經(jīng)濟發(fā)展導向要素（劉偉和蔡志洲，2019）。當全球經(jīng)濟處于衰退期時，負面的經(jīng)濟訊號能夠更快地傳至高經(jīng)濟外向度的國家（姚雯和唐愛迪，2020）。同時，經(jīng)濟衰退會導致世界經(jīng)濟低迷、市場緊縮，這些連鎖反應使得高經(jīng)濟外向度的國家受到更加嚴重沖擊（李明武和袁玉琢，2011）。創(chuàng)業(yè)情緒低迷、創(chuàng)業(yè)機會減少，最終為創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為的正向作用施加更加負面的影響。然而，負面效應并非持續(xù)存在，高經(jīng)濟外向度的國家優(yōu)勢在于經(jīng)濟重新進入擴張期后，市場能夠借由商品、資本、人員、知識等生產要素的順暢流動而快速復蘇，創(chuàng)業(yè)機會隨著市場上資源稟賦的增加開始顯現(xiàn)。由此看來，相較于低經(jīng)濟外向度國家，高經(jīng)濟外向度國家在經(jīng)濟重新進入擴張期后，創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為的正向作用也將更快速地恢復?；诖?，本文提出假設3：

國家經(jīng)濟外向度正向調節(jié)創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為關系的變化趨勢，即國家經(jīng)濟外向度越高，創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為關系下降和上升幅度越大（H3）。

3.社會經(jīng)濟地位對創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為關系的變化趨勢的調節(jié)作用

隨著研究的不斷開展，社會人口學特征與勞動力市場經(jīng)驗逐漸被視為影響創(chuàng)業(yè)者是否取得創(chuàng)業(yè)成功的重要因素（蘇皚等，2021）。創(chuàng)業(yè)領域學者一般認為，經(jīng)濟資源、知識資源與社會資源為創(chuàng)業(yè)活動的開展與成功奠定了基礎。例如，具有較高的個人收入與財富（琚瓊，2020）、教育水平（吳長征，2019）或較為緊密社會網(wǎng)絡（李興光等，2019）的創(chuàng)業(yè)者更易開展創(chuàng)業(yè)活動并獲得成功。而社會經(jīng)濟地位（social economic status；SES）是社會科學研究中最為重要的概念之一，是個體社會人口學特征的高度概括，反映了個體可能獲得或控制總體社會資源的數(shù)量和質量。具有較高社會經(jīng)濟地位的創(chuàng)業(yè)者通常擁有較強的社交技能，這使他們能夠更有效地與他人溝通，并從中發(fā)現(xiàn)潛在創(chuàng)業(yè)機會及獲得有效創(chuàng)業(yè)支持（Klyver 和Arenius，2020）。這表明相較于其他創(chuàng)業(yè)者，社會經(jīng)濟地位較高的創(chuàng)業(yè)者更有能力把握到少有的創(chuàng)業(yè)機會。同時，高社會經(jīng)濟地位者具備較強的適應變化能力，這能夠幫助他們應對創(chuàng)業(yè)過程中的困難與挑戰(zhàn)（Zhou et al，2020）。此外，具有較高社會經(jīng)濟地位個體還具有更高的創(chuàng)業(yè)傾向，對創(chuàng)業(yè)活動有著更強烈的信念與意愿（Schoon 和Duckworth，2012）。這也使得高社會經(jīng)濟地位的創(chuàng)業(yè)者擁有更為充分的經(jīng)濟、社會與心理資源以投入到創(chuàng)業(yè)活動之中，并能夠在面對危機時維持一定的積極情緒?；诖?，本文提出假設4：

社會經(jīng)濟地位負向調節(jié)創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為關系的下降趨勢，正向調節(jié)創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為關系的上升趨勢（H4）。

三、實證分析

（一）樣本與數(shù)據(jù)來源

本文主要數(shù)據(jù)的來源是全球創(chuàng)業(yè)觀察數(shù)據(jù)庫（GEM）與世界銀行數(shù)據(jù)庫（WBD）。GEM 項目于1999 年正式啟動，旨在衡量不同國家的創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)早期階段有關創(chuàng)業(yè)活動與創(chuàng)業(yè)認知的狀況，至今已有包括中國、美國在內的112 個國家和地區(qū)參與該項目。該項目以18～64 歲的成人群體作為研究總體，各個國家研究團隊依據(jù)相同的研究模型，在每年4～6 月間各隨機抽取本國或地區(qū)2000 名以上成年人，圍繞創(chuàng)業(yè)環(huán)境、創(chuàng)業(yè)機會、創(chuàng)業(yè)技能、創(chuàng)業(yè)意愿及新創(chuàng)企業(yè)生成等問題展開問卷調查。目前，GEM 項目的年度報告已成為世界各國人士了解創(chuàng)業(yè)態(tài)勢、創(chuàng)業(yè)環(huán)境、創(chuàng)業(yè)政策等問題的重要信息來源。而WBD 數(shù)據(jù)庫是由世界銀行（World Bank）建立的綜合型國家經(jīng)濟發(fā)展專題數(shù)據(jù)庫，其收錄了所有人口數(shù)量在30000 人以上的經(jīng)濟體，包含16 個經(jīng)濟專題方面7000 余個指標數(shù)據(jù)，是經(jīng)濟管理類研究的重要宏觀數(shù)據(jù)來源。

為探究完整經(jīng)濟周期下，時間對創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為間關系的影響，以及國家經(jīng)濟發(fā)展與個體社會經(jīng)濟地位的高階調節(jié)作用，同時考慮到樣本平衡問題。根據(jù)后文研究需求，本文將這些數(shù)據(jù)組合為混合橫截面數(shù)據(jù)。相比橫截面數(shù)據(jù)，混合橫截面數(shù)據(jù)可以擴大樣本代表性，獲得更精密的估計量和更有效的檢驗統(tǒng)計量。更重要的是，通過年度虛擬變量與解釋變量的交互項，混合橫截面數(shù)據(jù)可用于考察這些解釋變量的影響在某一時期內的變化情況，并用以代表社會整體發(fā)展趨勢（陽義南和連玉君，2015）。本文從上述兩個數(shù)據(jù)庫中截取2008 年經(jīng)濟危機前后十年已公開數(shù)據(jù)（2006—2015 年），并按照如下規(guī)則設計三組樣本組合：

（1）樣本組合一：為驗證假設H1 與假設H4（創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為的變化趨勢及社會經(jīng)濟地位的調節(jié)作用），本文首先選取GEM 數(shù)據(jù)庫的中國大陸地區(qū)成年人口調查（adult population survey，APS）數(shù)據(jù)作為基礎。從中提取以下三個年份組成回歸樣本：2006 年數(shù)據(jù)作為經(jīng)濟衰退前年份代表樣本、2009 年數(shù)據(jù)作為經(jīng)濟衰退轉為經(jīng)濟擴張年份代表樣本、2015 年數(shù)據(jù)作為經(jīng)濟擴張后年份代表樣本。

（2）樣本組合二：為驗證假設H2 與假設H3（國家經(jīng)濟發(fā)展水平與外向經(jīng)濟度的調節(jié)作用）并驗證假設H1 檢驗結果穩(wěn)健性，本文首先選取GEM 數(shù)據(jù)庫在2006—2015 年調查區(qū)間內，符合本文所使用關鍵變量完整、連續(xù)且有效樣本量超過1000 個的國家。其中包括中國、馬來西亞、哥倫比亞、克羅地亞、美國、德國、荷蘭、西班牙，共計8 個國家。而后將WBD 數(shù)據(jù)庫中反映各國家經(jīng)濟外向度指標與上述國家2006 年、2009 年和2015 年GEM 樣本進行橫向連接組合，得到多層次回歸樣本數(shù)據(jù)。

（3）樣本組合三：補充檢驗部分內容，本文進一步將經(jīng)濟擴張時期（2009—2015）GEM 數(shù)據(jù)庫的中國大陸地區(qū)成年人口調查的全樣本數(shù)據(jù)進行切分。以現(xiàn)有經(jīng)濟擴張時期數(shù)據(jù)的中間年份（2012）作為切分點，將2009—2012 年數(shù)據(jù)作為經(jīng)濟擴張初期（經(jīng)濟復蘇時期）樣本，將2012—2015 年數(shù)據(jù)作為經(jīng)濟擴張后期（經(jīng)濟繁榮時期）樣本。

（二）變量定義

1.創(chuàng)業(yè)市場信心

本文采用Dimov（2010）開發(fā)的量表，共包含創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)機會感知兩個維度，具體定義及對應GEM 數(shù)據(jù)庫條目見表1。而后，本文將兩維度取值結果加總，構造“創(chuàng)業(yè)市場信心”變量，取值范圍為0-2。

表1 創(chuàng)業(yè)市場信心的變量定義及取值原則

2.創(chuàng)業(yè)行為

GEM 數(shù)據(jù)庫中共有三個問項度量了創(chuàng)業(yè)者過去一年中實施的創(chuàng)業(yè)相關行為，分別為：“過去的12 個月里，你是否做出有助于創(chuàng)業(yè)的行為（suacts；Q1B）”；“你最近是否獨自或與他人一起，試圖開辦一家新的企業(yè)作為你全職工作外的第二職業(yè)（bjobst；Q1A2）”；“你最近是否獨自或與他人一起，試圖開辦一家個體經(jīng)營或向他人出售任何商品或服務的新企業(yè)（bstart；Q1A1）”。本文依據(jù)創(chuàng)業(yè)活動涉入程度構造“創(chuàng)業(yè)行為”變量，取值范圍為0～3，具體取值原則見表2。

表2 創(chuàng)業(yè)行為的變量定義及取值原則

3.經(jīng)濟外向度

本文選取世界銀行數(shù)據(jù)庫中，各國國際收支平衡度（balance of payments；BOP）這一指標作為衡量一個國家經(jīng)濟外向程度的代理變量。國際收支服務貿易統(tǒng)計是指一個國家與世界其他國家在確定時間內（如一年）所進行所有交易的總和，反映了這一國家經(jīng)濟與世界經(jīng)濟的聯(lián)通程度。本文將世界銀行數(shù)據(jù)庫中各國國際收支平衡度指標取對數(shù)處理，并與GEM 數(shù)據(jù)庫樣本根據(jù)國別進行匹配。

4.社會經(jīng)濟地位

參照過往研究（王鵬和吳愈曉，2019），本文使用受教育水平、職業(yè)地位和收入水平的綜合情況，來衡量大眾社會經(jīng)濟地位，具體定義及取值原則見表3。而后，本文將“教育水平”變量、“職業(yè)地位”變量與“收入水平”變量取值結果分別標準化處理并加總，構造“社會經(jīng)濟地位”變量。

表3 社會經(jīng)濟地位的變量定義及取值原則

5.控制變量

為了更為嚴格地論證創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為的正向作用隨時間變動情況，本文選擇控制個體與國家兩個層面變量。其中，個體層面涵蓋年齡、是否熟識其他創(chuàng)業(yè)者和創(chuàng)業(yè)環(huán)境規(guī)范（包括創(chuàng)業(yè)者地位感知、媒體關注創(chuàng)業(yè)感知、社會創(chuàng)業(yè)文化感知）。而國家層面控制變量為國內生產總值增長率。表4 是控制變量的定義及取值原則。

表4 控制變量的變量定義及取值原則

（三）模型構建

驗證假設H1 與假設H4 的計量模型設計與式（1）所示。

驗證假設H2 與假設H3 的計量模型設計與式（2）所示。

其中：β為各變量的回歸系數(shù)；ε為殘差；Control為控制變量。

式（1）、式（2）中，2009 年為對照的基年，設置代表2006 年、2015 年數(shù)據(jù)的虛擬變量（t2006、t2015）。這兩個虛擬變量使模型在不同年份有不同的截距，可以解決總體在不同時期不同分布的問題（伍德里奇，2007）。本文在模型中設置了創(chuàng)業(yè)市場信心與年度虛擬變量的交互項（EC×t2006、EC×t2015）。這兩個交互項的回歸系數(shù)反映了創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為的關系在2006 年、2015 年相對于2009 年的變化，從而可以看出創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為的關系的變化趨勢。

式（1）中本文在模型中設置了社會經(jīng)濟地位、創(chuàng)業(yè)市場信心與年度虛擬變量的交互項（EC×SES×t2006、EC×SES×t2015）。這兩個交互項的回歸系數(shù)反映了社會經(jīng)濟地位對創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為關系變化趨勢的調節(jié)作用。式（2）中本文在模型中設置了經(jīng)濟外向度、創(chuàng)業(yè)市場信心與年度虛擬變量的交互項（EC×BOP×t2006、EC×BOP×t2015）。這兩個交互項的回歸系數(shù)反映了經(jīng)濟外向度對創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為關系變化趨勢的調節(jié)作用。

四、實證結果

（一）變量的描述性統(tǒng)計

三個樣本組合的描述性統(tǒng)計結果見表5 和表6。結果顯示，發(fā)生經(jīng)濟危機當年（2009 年）各國平均GDP增長率為負值且相較于其他年份顯著下降，這表明本文將2009 年作為經(jīng)濟危機發(fā)生的對照基準年的合理性。此外可以發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為在三年中的變化趨勢并不相同，這意味著創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為的驅動作用將隨著時間變化而發(fā)生改變，這為后續(xù)研究奠定了基礎。最后通過比較樣本組合一與樣本組合二可知，中國大陸地區(qū)的創(chuàng)業(yè)行為、創(chuàng)業(yè)環(huán)境規(guī)范和熟識其他創(chuàng)業(yè)者程度高于其他國家平均值，這與近年GEM 報告認為中國創(chuàng)業(yè)活動密度和創(chuàng)業(yè)環(huán)境優(yōu)化程度持續(xù)提高的結論相吻合，佐證了本文采用樣本的代表性。

表5 樣本組合一與樣本組合二描述性統(tǒng)計

表6 樣本組合三描述性統(tǒng)計

（二）共線性檢驗

本文采用Stata15.0 軟件進行數(shù)據(jù)處理。由于引入了多個虛擬變量與解釋變量的交互項，為確保模型估計的一致性與有效性，本文對進入各回歸模型的所有解釋變量與控制變量進行了方差膨脹因子（VIF）診斷。結果顯示，各模型VIF 均在5.0 以內，表明多重共線性問題較弱。

（三）假設檢驗

1.創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為關系的變化趨勢及社會經(jīng)濟地位的調節(jié)作用

首先觀察表7 中創(chuàng)業(yè)市場信心的回歸結果。兩組樣本組合下各模型中，創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為的回歸系數(shù)均在0.1%水平顯著為正。這說明創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為的正向作用顯著且較為穩(wěn)健，也與過往創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為研究的實證結果一致。

而后進行主效應檢驗，觀察表7 樣本組合一中創(chuàng)業(yè)市場信心與年份虛擬變量的交互項回歸系數(shù)情況。創(chuàng)業(yè)市場信心與2006 年交互項對應回歸系數(shù)為0.394（p＜0.01），表明相較于2006 年，創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為的關系在2009 年顯著下降。同時，創(chuàng)業(yè)市場信心與2015 年交互項對應回歸系數(shù)為0.516（p＜0.001），表明相較于2009 年，創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為的正向作用在2015 年顯著上升。綜上所述，假設H1 得到驗證。

隨后再進行社會經(jīng)濟地位的調節(jié)效應檢驗，觀察表7 樣本組合一中社會經(jīng)濟地位、創(chuàng)業(yè)市場信心與年份虛擬變量的交互項回歸系數(shù)情況。社會經(jīng)濟地位、創(chuàng)業(yè)市場信心與2006 年交互項對應回歸系數(shù)為0.065（p＞0.05），表明社會經(jīng)濟地位未調節(jié)創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為的下降趨勢。然而，社會經(jīng)濟地位、創(chuàng)業(yè)市場信心與2015 年交互項對應回歸系數(shù)為0.179（p＜0.01），表明社會經(jīng)濟地位正向調節(jié)創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為的上升趨勢。綜上所述，假設H2 得到部分驗證。

表7 假設檢驗回歸分析結果

2.國家經(jīng)濟發(fā)展水平和發(fā)展導向的調節(jié)作用

探究國家經(jīng)濟發(fā)展水平對創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為間關系的變化趨勢的調節(jié)作用，本文首先根據(jù)世界銀行分類標準對混合截面數(shù)據(jù)來源國家進行分類。根據(jù)《世界貿易組織協(xié)定》中的分類方法，將中國、馬來西亞、哥倫比亞、克羅地亞劃分為發(fā)展中國家組，將美國、德國、荷蘭、西班牙劃分為發(fā)達國家組，并以此作為區(qū)分國家經(jīng)濟發(fā)展水平的因素（Nabi et al，2011）。考慮到本部分研究涉及跨層次調節(jié)變量，故分別對發(fā)展中國家組、發(fā)達國家組及全部國家數(shù)據(jù)進行多層次混合線性回歸（multilevel mixed-effects linear regression）并按國家設置隨機效果。借此控制國家間差異與國家內各年份差異，以期獲得兩類國家的共同趨勢。而后，對兩組多層次混合線性回歸結果差異進行拔靴分析和置換檢驗，以驗證數(shù)據(jù)結果差異的顯著性。

首先觀察表7 樣本組合二中發(fā)展中國家組和發(fā)達國家組的創(chuàng)業(yè)市場信心與年份虛擬變量交互項回歸系數(shù)情況及表8 中系數(shù)差異情況。發(fā)展中國家組與發(fā)達國家組創(chuàng)業(yè)市場信心與2006 年交互項對應回歸系數(shù)差異為0.339（p＜0.001）。這表明相較于發(fā)達國家，處于發(fā)展中國家的創(chuàng)業(yè)者，創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為關系的下降趨勢更為劇烈，即國家經(jīng)濟發(fā)展水平負向調節(jié)了創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為的下降趨勢。然而，發(fā)展中國家組與發(fā)達國家組創(chuàng)業(yè)市場信心與2015 年交互項對回歸系數(shù)差異為0.278（p＜0.001）。這表明相較于發(fā)達國家，處于發(fā)展中國家的創(chuàng)業(yè)者，創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為關系的上升趨勢更為劇烈，即國家經(jīng)濟發(fā)展水平同樣負向調節(jié)了創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為的上升趨勢。綜上所述，假設H3 得到驗證。

表8 系數(shù)差異檢驗

繼續(xù)觀察表7 樣本組合二中經(jīng)濟外向度、創(chuàng)業(yè)市場信心與年份虛擬變量的交互項回歸系數(shù)情況。各組模型中經(jīng)濟外向度、創(chuàng)業(yè)市場信心與2006 年度虛擬變量對應的回歸系數(shù)均在0.1%水平顯著為正（發(fā)展中國家組：β2006*經(jīng)濟外向度=0.404，p＜0.001；發(fā)達國家組：β2006*經(jīng)濟外向度=0.131，p＜0.001；全部國家組：β2006*經(jīng)濟外向度=0.153，p＜0.001）。這表明相較于經(jīng)濟外向度低的國家，處于高經(jīng)濟外向度國家的創(chuàng)業(yè)者，創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為關系的下降趨勢更為劇烈。同時，各組模型中經(jīng)濟外向度、創(chuàng)業(yè)市場信心與2015 年度虛擬變量對應的回歸系數(shù)均在1%及以下水平顯著為正（發(fā)展中國家組：β2015*經(jīng)濟外向度=0.113，p＜0.001；發(fā)達國家組：β2015*經(jīng)濟外向度=0.090，p＜0.001；全部國家組：β2015*經(jīng)濟外向度=0.029，p＜0.01）。這表明相較于經(jīng)濟外向度低的國家，這表明相較于經(jīng)濟外向度低的國家，處于高經(jīng)濟外向度國家的創(chuàng)業(yè)者，創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為關系的上升趨勢更為劇烈。綜上所述，假設H4 得到驗證。

（四）補充檢驗

盡管上述分析已經(jīng)驗證了相關假設，但考慮到經(jīng)濟危機的遲滯性負面作用將隨時間推移而減弱。同時，在衰退期后的經(jīng)濟擴張期也可進一步劃分為擴張初期（經(jīng)濟復蘇時期）與擴張后期（經(jīng)濟繁榮時期）兩個階段，且兩階段內總體經(jīng)濟活動也有著顯著的區(qū)別（任澤平和陳昌盛，2012）。為了進一步探究經(jīng)濟擴張時期時間對創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為關系的調節(jié)作用及社會經(jīng)濟地位的高階調節(jié)作用，細致刻畫二者間關系的變化趨勢。本文對兩時段內全部年份數(shù)據(jù)再次進行混合面板回歸，分階段考察經(jīng)濟擴張時期創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為正向作用的變化趨勢，以探究時間及社會經(jīng)濟地位的調節(jié)作用。結果見表7。

首先對主效應進行補充分析，觀察表9、2009—2012 4 年混合組中創(chuàng)業(yè)市場信心與年份虛擬變量的交互項回歸系數(shù)情況。創(chuàng)業(yè)市場信心與2009 年交互項對應回歸系數(shù)為0.040（p＞0.05）、與2011 年交互項對應回歸系數(shù)為-0.037（p＞0.05）、與2012 年交互項對應回歸系數(shù)為0.006（p＞0.05），表明在2009—2012 年間，創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為的關系未有顯著變化。繼續(xù)觀察表9，2012—2015 4 年混合組中創(chuàng)業(yè)市場信心與年份虛擬變量的交互項回歸系數(shù)情況。創(chuàng)業(yè)市場信心與2013 年交互項對應回歸系數(shù)為0.280（p＜0.05）、與2014 年交互項對應回歸系數(shù)為0.456（p＜0.001）、與2015 年交互項對應回歸系數(shù)為0.547（p＜0.001），表明在2012—2015 年間，創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為的關系持續(xù)顯著上升。

表9 補充檢驗回歸分析結果

（五）穩(wěn)健性分析

為進一步驗證創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為關系變化趨勢的穩(wěn)定性，本文在樣本組合二的回歸分析中同樣設置了創(chuàng)業(yè)市場信心與2006、2009 年度虛擬變量的交互項。通過對比樣本組合二中各國家樣本數(shù)據(jù)回歸分析結果是否與樣本組合一中中國大陸回歸分析結果是否一致，驗證假設H1 結果穩(wěn)健性。

觀察表7 樣本組合二中創(chuàng)業(yè)市場信心與年份虛擬變量的交互項回歸系數(shù)情況。各組模型中創(chuàng)業(yè)市場信心與2006 年度虛擬變量對應的回歸系數(shù)均在1%及以下水平顯著為正（發(fā)展中國家組：β2006=0.397，p＜0.001；發(fā)達國家組：β2006=0.057，p＜0.01；全部國家組：β2006=0.295，p＜0.001），表明相較于2006 年，所處各類國家的創(chuàng)業(yè)者，創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為的關系在2009 年顯著下降。同時，各組模型中經(jīng)濟外向度、創(chuàng)業(yè)市場信心與2015 年度虛擬變量對應的回歸系數(shù)均在1%及以下水平顯著為正（發(fā)展中國家組：β2015=0.433，p＜0.001；發(fā)達國家組：β2015=0.154，p＜0.001；全部國家組：β2015=0.300，p＜0.001），表明相較于2009 年，所處各類國家的創(chuàng)業(yè)者，創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為的正向作用在2015 年顯著上升。綜上所述，假設H1 結論穩(wěn)健性得到驗證。

（六）內生性處理

過往研究表明，二手數(shù)據(jù)回歸結果可能存在一定的內生性問題。本文潛在的內生性問題主要有兩種：一是反向因果導致的內生性問題，二是遺漏變量導致的內生性問題。盡管本文控制了能夠影響個體創(chuàng)業(yè)行為的個人層面及國家層面的控制變量，但是仍然可能存在同時影響創(chuàng)業(yè)市場信心和創(chuàng)業(yè)行為的遺漏變量。

解決內生性問題的中最重要的方法是工具變量法（杜瑤等，2019）?？紤]到“其他”社會影響機制非常難以觀測，本文選取虛擬變量“社會生活水平公平感（equal）”作為“創(chuàng)業(yè)環(huán)境規(guī)范（norm）”的工具變量進行two stage least squares（2SLS）回歸（表10）。首先，由第一階段回歸結果看，社會生活水平公平感的估計系數(shù)為正，意味著社會公平感越強，則其創(chuàng)業(yè)市場越有可能呈現(xiàn)積極的創(chuàng)業(yè)規(guī)范。2SLS 回歸的F值大于10［F（12，5884）=20.55］，通過了1%水平上的顯著性檢驗，說明本文的工具變量不存在弱工具變量問題。Hausman 檢驗結果均表明ordinary least square（OLS）和2SLS 估計值在統(tǒng)計上有顯著差別，從而肯定2SLS 策略的有效性。第二階段回歸結果顯示，社會生活水平公平感作為工具變量進行內生性處理后，創(chuàng)業(yè)市場信心與2006 年、2015 年交互項對應回歸系數(shù)依然均在1%水平顯著為正，這驗證了前文實證結果的穩(wěn)健性。

表10 基于2SLS 內生性問題處理

五、結論與啟示

本文將心理驅動因素與行為的動態(tài)關系視角引入創(chuàng)業(yè)研究中，探索完整經(jīng)濟周期下，時間對創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為間關系的調節(jié)作用。同時，本文還將國家經(jīng)濟發(fā)展水平與發(fā)展導向、創(chuàng)業(yè)者經(jīng)濟社會地位視為影響時間調節(jié)效果的高階環(huán)境調節(jié)因素，以探究創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟制度差異對創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為變化軌跡的影響。本文整合2006—2015 年全球創(chuàng)業(yè)觀察與世界銀行數(shù)據(jù)庫，構建混合截面數(shù)據(jù)對創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為間關系趨勢進行分析。研究結果表明，在經(jīng)濟呈緊縮和擴張交替出現(xiàn)的市場邏輯下，創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為間的關系將呈現(xiàn)先下降后上升的趨勢，而創(chuàng)業(yè)者所處國家的經(jīng)濟發(fā)展水平與發(fā)展導向、創(chuàng)業(yè)者自身社會經(jīng)濟地位將調節(jié)這一變化過程。這一結論一方面印證了行為理論中心理驅動要素與創(chuàng)業(yè)行為間關系的動態(tài)性特征；另一方面也將此結論拓展至長期變化過程，驗證了其在經(jīng)濟周期下的變化趨勢與其他經(jīng)濟特征的調節(jié)作用。

而社會經(jīng)濟地位在創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為間關系呈下降趨勢過程中的調節(jié)作用未得到驗證，出現(xiàn)這種情況的原因可能在于：第一，盡管具有高社會經(jīng)濟地位的創(chuàng)業(yè)者具備更豐富的經(jīng)濟與社會資源，但同樣其在經(jīng)濟衰退過程中遭受的負面沖擊也更大。例如，Carree 和Verheul（2012）研究發(fā)現(xiàn)，高水平的通用性人力資本（如教育）會使創(chuàng)業(yè)者過度自信、對創(chuàng)業(yè)收入產生較高預期。這致使高社會經(jīng)濟地位的創(chuàng)業(yè)者在經(jīng)歷負面事件時，更易產生負面情緒。第二，具有高社會經(jīng)濟地位的創(chuàng)業(yè)者具有豐富的社會渠道，這讓他們有更多的經(jīng)濟活動選擇。因此，當經(jīng)濟呈現(xiàn)衰退的態(tài)勢時，具有高社會經(jīng)濟地位的創(chuàng)業(yè)者更可能選擇放棄創(chuàng)業(yè)而轉向其他經(jīng)濟活動，這也將削弱其在創(chuàng)業(yè)活動中經(jīng)濟與社會資源的投入。

（一）理論貢獻

首先，本文分析了完整經(jīng)濟周期下創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為的正向作用的長期系統(tǒng)性變化（long-term systematic change），從動態(tài)視角審視創(chuàng)業(yè)市場信心這一創(chuàng)業(yè)心理驅動要素。盡管研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)，積極的創(chuàng)業(yè)市場預期與評估對于激發(fā)創(chuàng)業(yè)活動的開展具有重要意義（Dimov，2010），但尚未考察市場邏輯等影響創(chuàng)業(yè)活動的重要經(jīng)濟環(huán)境要素對于其產生的影響。同時，最近創(chuàng)業(yè)學者也開始注意到創(chuàng)業(yè)過程中認知調節(jié)要素的時變性，認為創(chuàng)業(yè)認知與創(chuàng)業(yè)行為間關系存在特定變化趨勢（Gielnik et al，2014）?；诖?，本文從創(chuàng)業(yè)市場信心這一構念切入并加入時間維度，分析經(jīng)濟呈周期性變化的市場邏輯下，創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為間關系的演化趨勢。一方面，將時間要素納入研究的理論框架，通過對創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為正向作用的自發(fā)性變化過程的確認，進一步支持了心理驅動要素與行為間動態(tài)關系的研究結論（Frese，2009）；另一方面，通過解析創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為的正向作用隨市場邏輯的變化過程，豐富了制度理論中制度邏輯觀在創(chuàng)業(yè)研究中的理論內涵。

其次，本文通過比較國家間創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為正向作用的變化趨勢差異，厘清了國家經(jīng)濟發(fā)展水平與發(fā)展導向在創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為正向作用變化中的作用?；谥贫壤碚摰暮暧^經(jīng)濟環(huán)境已被證實對一國大眾創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動有顯著影響，國家間的經(jīng)濟發(fā)展水平與發(fā)展導向分別已被作為解釋國家間創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動水平存在差異的重要原因（Acs et al，2018）。本文從制度理論出發(fā)，構建跨層次調節(jié)模型，在一定程度上解釋了國家經(jīng)濟制度差異對創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)活動開展所產生的影響。研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟發(fā)展水平較低的發(fā)展中國家或經(jīng)濟外向度較高的國家，創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為正向作用更易受到經(jīng)濟衰退的負面影響，但在經(jīng)濟重回擴張期后恢復相對較快。研究結果與Martin（2012）關于經(jīng)濟發(fā)展水平與發(fā)展導向是影響經(jīng)濟彈性關鍵因素的研究相呼應，也為制度影響個體創(chuàng)業(yè)活動跨層次機制研究提供了新的觀點。

最后，本文揭示了社會經(jīng)濟地位在創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為正向作用恢復過程中的作用時段及機理，拓展了社會經(jīng)濟地位對創(chuàng)業(yè)過程影響研究。創(chuàng)業(yè)領域關于社會經(jīng)濟特征（如教育水平、收入財富）等的研究多聚焦于其對創(chuàng)業(yè)者直接影響，且結論仍未達成共識。本文將社會經(jīng)濟地位視為重要的創(chuàng)業(yè)資源，探索其在創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為正向作用變化過程中的調節(jié)作用。研究表明，創(chuàng)業(yè)者的社會經(jīng)濟地位僅在經(jīng)濟重回擴張期對創(chuàng)業(yè)市場信心產生積極作用，而在經(jīng)濟衰退期并未產生影響。這一研究結果，與過往創(chuàng)業(yè)危機管理研究中將社會經(jīng)濟資源視為后危機恢復時代的關鍵要素觀點相互印證（楊雋萍等，2014）。同時，彌補了現(xiàn)有社會經(jīng)濟地位對創(chuàng)業(yè)過程影響研究相對缺乏的不足。

（二）政策啟示

除了上述理論意義外，本文還具有重要的政策啟示。首先，本文有助于學者構建全面評估創(chuàng)業(yè)市場信心的方法，這為政府機構科學分析大眾對現(xiàn)有創(chuàng)業(yè)環(huán)境評估情況，并制定相應激勵政策提供了支持。過往研究表明，市場信心是重要的經(jīng)濟先行指標。然而市場信心具有較強的感染性，會使市場信心在遭遇經(jīng)濟外生沖擊時陷入持久的負面狀態(tài)。因此要選擇適當調控策略穩(wěn)定市場信心，進而保持宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定（陳彥斌和唐詩磊，2009）。同樣，大眾對于創(chuàng)業(yè)市場的信心也將影響國家總體創(chuàng)業(yè)活動開展。本文研究表明，除應關注創(chuàng)業(yè)市場信心變化外，也應關注到創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為正向作用的變化。而準確評估時下創(chuàng)業(yè)市場信心的狀態(tài)及其正向作用，是執(zhí)行積極準確宏觀調控政策的前提。未來政府及科研機構可以借鑒本文衡量方法，制定創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為正向作用的客觀指標，為科學分析與決策提供參考。

其次，本文揭示了國家經(jīng)濟制度對創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為關系變化趨勢的差異化影響，揭示了經(jīng)濟新常態(tài)下進一步促進創(chuàng)業(yè)活動可能面臨的挑戰(zhàn)。邁克爾·希特和徐凱（2019）指出，正式制度與非正式制度相互作用，在創(chuàng)業(yè)市場中形成復雜的制度環(huán)境。探究正式的經(jīng)濟制度如何對創(chuàng)業(yè)中心理要素產生影響，對于把握國家創(chuàng)業(yè)活動發(fā)展差異并制定相應政策具有重要意義。正如研究結論所表明，隨著國家經(jīng)濟水平不斷提高，創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為正向作用的發(fā)展逐步減緩，而經(jīng)濟外向度越高，經(jīng)濟衰退的沖擊影響越深遠。在經(jīng)濟高速發(fā)展的情況下，如何繼續(xù)維持創(chuàng)業(yè)者積極的創(chuàng)業(yè)心理驅動要素的效果？在進一步擴大經(jīng)濟開放水平的大趨勢下，如何更好的防范經(jīng)濟危機帶來的系統(tǒng)性風險？本文揭示經(jīng)濟新常態(tài)下創(chuàng)業(yè)領域的新挑戰(zhàn)，為如何主動發(fā)揮現(xiàn)有經(jīng)濟條件優(yōu)勢，并通過宏觀調控與政府配置，避免現(xiàn)有經(jīng)濟條件缺陷研究提供了指引。

最后，本文揭示了社會經(jīng)濟地位在應對經(jīng)濟危機時的作用，為創(chuàng)業(yè)者提升自身能力提供了新思路。本文研究表明，大眾應積極尋求教育與社會資源的提升。這不僅能夠為創(chuàng)業(yè)活動提供有力的支持，也能夠幫助大眾在經(jīng)濟衰退發(fā)生后盡快恢復。相應的，政府與社會也應為潛在創(chuàng)業(yè)者提供創(chuàng)業(yè)培訓和多樣化資金扶持，并建立創(chuàng)業(yè)信息的共享平臺，以幫助創(chuàng)業(yè)者獲取創(chuàng)業(yè)所必須的知識、物質和人際網(wǎng)絡資源。

（三）局限性與未來研究

本文研究還存在一些局限需要在未來的研究中予以完善。首先，受制于二手數(shù)據(jù)這一數(shù)據(jù)來源，本文將一個國家創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)機會感知視為創(chuàng)業(yè)市場信心，并衡量其對創(chuàng)業(yè)行為的正向作用。盡管該變量代理方法參照了經(jīng)濟學研究中市場信心的操作性定義，具有較高的可信度。但創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)機會感知對其他個體層面要素高度敏感，而這些因素可能會擾亂潛在的結果，存在一定局限性。因此，本文建議在未來創(chuàng)業(yè)研究中，應進一步厘清創(chuàng)業(yè)市場信心的核心內涵與概念邊界，并依據(jù)于此歸納操作性定義并設計量表。采用問卷調查等方法收集創(chuàng)業(yè)市場信心的一手數(shù)據(jù)，實證其他影響創(chuàng)業(yè)市場信心的要素并發(fā)掘其后果。

其次，本文僅選取了社會經(jīng)濟地位、經(jīng)濟發(fā)展水平與發(fā)展導向兩類經(jīng)濟制度要素作為調節(jié)變量，缺少了其他制度因素并忽視了國家文化因素。實際上，還可能還有很多正式與非正式制度上的因素影響創(chuàng)業(yè)活動，包括非政府機構的態(tài)度和特征等。同時，現(xiàn)有跨文化研究文獻著眼于國家文化維度，開始探索各國在創(chuàng)業(yè)和自主創(chuàng)業(yè)活動方面的差異。因此，本文建議在未來研究中可以考慮將其他制度因素與國家文化因素量化并放入模型中。

最后，本文僅分析了經(jīng)濟周期下創(chuàng)業(yè)市場信心與創(chuàng)業(yè)行為關系的變化趨勢，未考慮其后續(xù)事件及其他經(jīng)濟事件的影響。事件系統(tǒng)理論指出，單一事件可以激發(fā)一系列后續(xù)事件涌現(xiàn)并組成一條事件鏈，對實體施加持續(xù)影響。同時，不同時空下的同類事件會交織在一起形成事件集，對實體施加復合影響。例如，不同國家出臺了具有特色的政策以應對經(jīng)濟衰退，促進經(jīng)濟復蘇。同時在2012 年左右，與全球經(jīng)濟危機相比沖擊強度和波及范圍稍小的歐債危機爆發(fā)。這些事件的發(fā)生，都將對一個國家創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)市場信心對創(chuàng)業(yè)行為的正向作用產生差異化影響。因此，本文建議在未來研究中充分考慮這些事件，采用復合方法考察和評估經(jīng)濟周期對創(chuàng)業(yè)的影響。