李其容 李春萱 楊艷宇

創(chuàng)業(yè)進(jìn)展與創(chuàng)業(yè)努力的多層次關(guān)系：創(chuàng)業(yè)自我效能的中介與調(diào)節(jié)定向的調(diào)節(jié)作用*

李其容1,2李春萱1楊艷宇1

(1吉林大學(xué)商學(xué)與管理學(xué)院, 長春 130012) (2吉林大學(xué)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)研究院, 長春 130022)

基于動機(jī)性自我調(diào)節(jié)框架, 通過兩項(xiàng)獨(dú)立研究, 探討前期創(chuàng)業(yè)努力對隨后創(chuàng)業(yè)進(jìn)展的影響及其內(nèi)在機(jī)理——創(chuàng)業(yè)自我效能的中介與調(diào)節(jié)定向的調(diào)節(jié)作用。對115名新創(chuàng)業(yè)者進(jìn)行為期6個(gè)月(研究1)和對70名新創(chuàng)業(yè)者進(jìn)行為期15個(gè)月的追蹤調(diào)查(研究2), 分別構(gòu)建多層次跨期中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ秃投鄬泳€性回歸模型進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn): (1)創(chuàng)業(yè)自我效能在前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展對隨后創(chuàng)業(yè)努力的影響中起中介角色; (2)從總體上看(即不考慮調(diào)節(jié)定向作用時(shí)), 前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展通過正向影響創(chuàng)業(yè)自我效能, 負(fù)向影響隨后創(chuàng)業(yè)努力; (3)促進(jìn)定向水平越高, 創(chuàng)業(yè)自我效能對隨后創(chuàng)業(yè)努力產(chǎn)生越強(qiáng)的負(fù)向影響, 從而前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展與隨后創(chuàng)業(yè)努力的間接負(fù)相關(guān)關(guān)系越強(qiáng); (4)預(yù)防定向水平越高, 創(chuàng)業(yè)自我效能對隨后創(chuàng)業(yè)努力產(chǎn)生越弱的負(fù)向影響, 從而前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展與隨后創(chuàng)業(yè)努力的間接負(fù)相關(guān)關(guān)系越弱。這一結(jié)果彌合了過往創(chuàng)業(yè)自我調(diào)節(jié)過程研究的混淆結(jié)論, 拓展了創(chuàng)業(yè)情境下的動機(jī)性自我調(diào)節(jié)框架與調(diào)節(jié)定向觀研究, 對于揭示創(chuàng)業(yè)過程的動態(tài)性、復(fù)雜性具有積極作用。

創(chuàng)業(yè)進(jìn)展, 創(chuàng)業(yè)自我效能, 創(chuàng)業(yè)努力, 促進(jìn)定向, 預(yù)防定向

1 問題提出

身處最富有挑戰(zhàn)又急劇變化的商業(yè)環(huán)境中, 創(chuàng)業(yè)者主動采取并不斷修正積極行為(如努力), 是其發(fā)揮個(gè)人主觀能動性、驅(qū)動創(chuàng)業(yè)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的關(guān)鍵內(nèi)部因素(Uy et al., 2015; 陳建安等, 2021)。而這需要創(chuàng)業(yè)者不斷進(jìn)行自我導(dǎo)向和自我激勵, 因此學(xué)者常用自我調(diào)節(jié)理論來考察創(chuàng)業(yè)過程(如Lex et al., 2020)。自我調(diào)節(jié)理論指出, 個(gè)體會依據(jù)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)過程中的反饋來調(diào)節(jié)其注意力、認(rèn)知、情緒和行為以實(shí)現(xiàn)其最終目標(biāo)。在創(chuàng)業(yè)活動中, 前期進(jìn)展順利與否作為重要的反饋, 對創(chuàng)業(yè)者如何調(diào)整后續(xù)行為有著決定性影響, 因而受到學(xué)界關(guān)注。但創(chuàng)業(yè)者在取得較好的創(chuàng)業(yè)進(jìn)展后是增加還是減少創(chuàng)業(yè)努力, 從不同視角出發(fā)的研究卻未能達(dá)成共識(Uy et al., 2015; 李其容等, 2021)。因此, 前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展與隨后創(chuàng)業(yè)努力間的復(fù)雜關(guān)系亟需更細(xì)致的分析, 為創(chuàng)業(yè)者的積極行為發(fā)展提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

本研究認(rèn)為, 動機(jī)性自我調(diào)節(jié)框架(motivational self-regulation framework)為解釋前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展與后續(xù)創(chuàng)業(yè)努力為何存在混淆關(guān)系提供了一種潛在思路。該框架指出, 個(gè)體會結(jié)合現(xiàn)況評價(jià)與自身動機(jī)傾向決定后續(xù)行為的方向與強(qiáng)度(Sun et al., 2013; Li et al., 2020; Strauman & Wilson, 2010)。以此來看, 前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展作為創(chuàng)業(yè)現(xiàn)況評價(jià)依據(jù)的來源, 其程度高低或許無法使創(chuàng)業(yè)者決定其后續(xù)配置更多或更少的努力。正因如此, 忽視創(chuàng)業(yè)者動機(jī)傾向可能造成過往研究對前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展與后續(xù)創(chuàng)業(yè)努力關(guān)系的認(rèn)識存在沖突。因此, 本研究試圖基于動機(jī)性自我調(diào)節(jié)框架, 更加深入地剖析創(chuàng)業(yè)自我調(diào)節(jié)的動態(tài)過程, 厘清創(chuàng)業(yè)進(jìn)展對創(chuàng)業(yè)努力產(chǎn)生復(fù)雜影響的機(jī)理。

自我效能作為個(gè)體結(jié)合任務(wù)進(jìn)展對現(xiàn)況進(jìn)行評價(jià)的認(rèn)知結(jié)果, 是構(gòu)成動機(jī)性自我調(diào)節(jié)框架的關(guān)鍵要素之一(Sun et al., 2013; Li et al., 2020), 在任務(wù)進(jìn)展影響個(gè)體后續(xù)行為中扮演著重要的中介角色。而自我效能與個(gè)體后續(xù)行為關(guān)系研究結(jié)論的不一致(Sitzmann & Yeo, 2013), 可能是導(dǎo)致前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展與后續(xù)創(chuàng)業(yè)努力復(fù)雜關(guān)系的產(chǎn)生本源。而動機(jī)傾向差異導(dǎo)致個(gè)體采用不同的自我調(diào)節(jié)策略, 這會使其對自我效能產(chǎn)生差異化的解讀(Sun et al., 2013)。自我調(diào)節(jié)理論中的調(diào)節(jié)定向觀點(diǎn)提出, 個(gè)體在追求目標(biāo)過程中產(chǎn)生兩種不同的自我調(diào)節(jié)動機(jī)傾向: 促進(jìn)定向(promotion focus)和預(yù)防定向(prevention focus) (Higgins, 1998)。過往研究表明, 具有不同調(diào)節(jié)定向的個(gè)體在思維、情緒和行為上將遵循不同的自我調(diào)節(jié)邏輯(Lanaj et al., 2012)。因此本研究引入調(diào)節(jié)定向觀并將其作為動機(jī)傾向的直接體現(xiàn), 思考兩種調(diào)節(jié)定向傾向如何影響創(chuàng)業(yè)自我效能的作用發(fā)揮, 以期破解創(chuàng)業(yè)進(jìn)展對創(chuàng)業(yè)努力復(fù)雜影響的產(chǎn)生緣由。

綜上所述, 本研究擬開展內(nèi)容接續(xù)、邏輯自洽的兩項(xiàng)研究, 以深入理解創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)活動中的自我調(diào)節(jié)過程(理論模型如圖1所示)。本研究首先進(jìn)行探索性研究(研究1): 基于動機(jī)性自我調(diào)節(jié)框架, 探究創(chuàng)業(yè)自我效能是否在前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展與隨后創(chuàng)業(yè)努力關(guān)系中起中介角色。在研究1結(jié)論的基礎(chǔ)上, 通過主研究(研究2)進(jìn)一步剖析創(chuàng)業(yè)者調(diào)節(jié)定向如何通過影響創(chuàng)業(yè)自我效能與隨后創(chuàng)業(yè)努力的關(guān)系, 在前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展與隨后創(chuàng)業(yè)努力間起調(diào)節(jié)作用。采用探索性研究與主研究相結(jié)合的設(shè)計(jì), 除了更好地發(fā)展理論、提出假設(shè)外, 也在兩項(xiàng)研究中采用不同的分析模型、對兩次獨(dú)立開展的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行分析, 既能夠相互彌補(bǔ)方法上可能存在的不足, 也能夠使研究基礎(chǔ)關(guān)系(即創(chuàng)業(yè)自我效能的中介角色)的結(jié)論相互驗(yàn)證以確保穩(wěn)健性。

圖1 研究理論模型圖

2 研究1: 前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展與隨后創(chuàng)業(yè)努力的關(guān)系——創(chuàng)業(yè)自我效能的角色

2.1 文獻(xiàn)回顧與假設(shè)提出

2.1.1 文獻(xiàn)回顧

創(chuàng)業(yè)努力是指創(chuàng)業(yè)者為實(shí)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)目標(biāo)而在行為上的投入(Foo et al., 2009; Uy et al., 2015), 是能夠切實(shí)推進(jìn)創(chuàng)業(yè)活動的重要資源。過往研究大多探究具有不同穩(wěn)定特征、主觀感受, 或是處于不同環(huán)境的創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)努力程度上的差異(如Mueller & Thomas, 2001; 李紀(jì)珍, 李論, 2018; Bowen & de Clercq, 2008)。近年來, 有學(xué)者開始以過程觀審視該問題, 發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)者的努力程度會不斷發(fā)生變化(Foo et al., 2009), 并將過往創(chuàng)業(yè)活動的進(jìn)展作為不斷修正努力程度的關(guān)鍵依據(jù)(Uy et al., 2015; 李其容等, 2021)。盡管這些研究均采用縱向的研究設(shè)計(jì), 但在前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展對隨后創(chuàng)業(yè)努力產(chǎn)生何種影響的問題上卻未能達(dá)成一致結(jié)論。

根據(jù)任務(wù)現(xiàn)況形成的目標(biāo)進(jìn)展感知(perception of goal progress), 是個(gè)體對任務(wù)現(xiàn)況感知的直觀體現(xiàn)(Neal et al., 2017)。然而這種感知無法直接作用于個(gè)體自我調(diào)節(jié), 需要通過復(fù)雜的認(rèn)知加工過程, 結(jié)合任務(wù)現(xiàn)況形成主觀評價(jià)后才能夠指導(dǎo)個(gè)體后續(xù)行為。在此基礎(chǔ)上, 動機(jī)性自我調(diào)節(jié)框架進(jìn)一步認(rèn)為動機(jī)傾向會影響個(gè)體對任務(wù)現(xiàn)況評價(jià)的解讀, 最終導(dǎo)致不同的自我調(diào)節(jié)過程(Sun et al., 2013)。作為任務(wù)目標(biāo)與當(dāng)前任務(wù)現(xiàn)況感知比較的結(jié)果(Vancouver & Purl, 2017), 自我效能被視為反映個(gè)體對現(xiàn)況評價(jià)的關(guān)鍵自我調(diào)節(jié)要素, 受到動機(jī)性自我調(diào)節(jié)框架研究的重視。

正如前述, 動機(jī)性自我調(diào)節(jié)框架強(qiáng)調(diào)在自我調(diào)節(jié)過程中考慮個(gè)體動機(jī)傾向的差異(Sun et al., 2013), 而調(diào)節(jié)定向觀恰好涉及個(gè)體因趨利避害的動機(jī)傾向差異而采取不同自我調(diào)節(jié)策略的問題(Higgins, 1998)。在探索不同任務(wù)情境下的自我調(diào)節(jié)過程時(shí), 學(xué)者也發(fā)現(xiàn)了調(diào)節(jié)定向會影響自我效能的效果發(fā)揮(Scholer & Higgins, 2011; Li et al., 2020)。綜上所述, 本研究認(rèn)為考慮調(diào)節(jié)定向與創(chuàng)業(yè)自我效能的連同作用(conjunctional relationship), 是理解前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展與隨后創(chuàng)業(yè)努力復(fù)雜關(guān)系的關(guān)鍵。

2.1.2 假設(shè)提出

作為反映個(gè)體對實(shí)現(xiàn)目標(biāo)能力信念的動機(jī)性構(gòu)念, 自我效能在自我調(diào)節(jié)過程中起到了關(guān)鍵作用(Bandura, 1991)。正如Lord等(2010)指出, 當(dāng)前狀態(tài)與期望目標(biāo)接近, 可以在很大程度上激發(fā)個(gè)體自我效能的產(chǎn)生; 反之則會使個(gè)體認(rèn)為自己執(zhí)行任務(wù)和實(shí)現(xiàn)目標(biāo)的能力較低。此外, 績效反饋還會引發(fā)個(gè)體情緒反應(yīng), 積極的績效反饋將使個(gè)體產(chǎn)生積極情緒而提高其自我效能(Bandura, 1997; Locke & Latham, 2002)。隨著縱向研究設(shè)計(jì)逐漸被自我調(diào)節(jié)研究采納, 前期進(jìn)展對自我效能的積極影響在不同任務(wù)情境和時(shí)間框架下的實(shí)證研究中得到證實(shí)(Beck & Schmidt, 2012; da Motta Veiga & Turban, 2018)。創(chuàng)業(yè)領(lǐng)域的研究也發(fā)現(xiàn), 創(chuàng)業(yè)自我效能也在自我調(diào)節(jié)過程中扮演了重要角色, 成功的創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗(yàn)將促使創(chuàng)業(yè)者對創(chuàng)業(yè)活動更具信心和熱情(Newman et al., 2019; Gielnik et al., 2015)。

但創(chuàng)業(yè)自我效能如何影響隨后創(chuàng)業(yè)努力, 不同自我調(diào)節(jié)理論觀點(diǎn)有不同的預(yù)測, 這也導(dǎo)致前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展對隨后創(chuàng)業(yè)努力的影響存在混淆結(jié)論。一方面, 擴(kuò)大差異的自我調(diào)節(jié)觀點(diǎn)認(rèn)為, 高自我效能將指引個(gè)體更加努力地追求目標(biāo)(Tolli & Schmidt, 2008)。這是因?yàn)? 高創(chuàng)業(yè)自我效能意味著個(gè)體評估創(chuàng)業(yè)活動困難程度低、目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性高(Bandura, 2012; Vancouver et al., 2008), 此時(shí)創(chuàng)業(yè)活動將會是更有吸引力的選擇。此外, 高自我效能的個(gè)體對自身能力充分自信, 為未來設(shè)定更高目標(biāo)并更加積極參與到任務(wù)活動中(Bandura, 1991, 1997)。事實(shí)上, 社會認(rèn)知論也支持自我效能正向作用的觀點(diǎn)(Bandura, 1997)。現(xiàn)有眾多創(chuàng)業(yè)研究也發(fā)現(xiàn), 創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)過程中的各種積極行為相關(guān)聯(lián), 例如持續(xù)工作(Cassar & Friedman, 2009)、堅(jiān)持(Cardon & Kirk, 2015)等。

自我調(diào)節(jié)理論研究認(rèn)為, “輸入?比較?輸出”過程構(gòu)成自我調(diào)節(jié)循環(huán)的核心(Vohs & Baumeister, 2016)。個(gè)體將感知到的任務(wù)績效與預(yù)設(shè)任務(wù)目標(biāo)進(jìn)行比較, 積極或消極的比較結(jié)果將會影響其對自身能力的信念, 從而對后續(xù)行為或績效產(chǎn)生影響(Sitzmann & Yeo, 2013)。結(jié)合前述本研究認(rèn)為, 前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展作為重要的任務(wù)績效輸入, 會正向影響個(gè)體對于自身創(chuàng)業(yè)能力的信念(即創(chuàng)業(yè)自我效能), 繼而對后續(xù)創(chuàng)業(yè)努力產(chǎn)生影響?；诖? 本研究提出如下假設(shè):

H1a: 創(chuàng)業(yè)自我效能在前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展對后續(xù)創(chuàng)業(yè)努力的影響中起中介作用; 具體而言: 前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展通過正向影響創(chuàng)業(yè)自我效能, 正向影響隨后創(chuàng)業(yè)努力。

然而也有研究認(rèn)為(Vancouver et al., 2001, 2002), 自我調(diào)節(jié)過程具有差異減少趨勢(discrepancy reduction tendency), 即個(gè)體調(diào)節(jié)他們的努力以維持期望狀態(tài)。高自我效能的個(gè)體會不恰當(dāng)?shù)慕忉屒捌谶M(jìn)展與自身能力, 認(rèn)為無論何種行為方式都將取得積極結(jié)果(Schmitt et al., 2018)。這可能導(dǎo)致個(gè)體在隨后放松, 減少當(dāng)前目標(biāo)的努力投入并將其分配到其他目標(biāo)上(Schmidt & DeShon, 2010; Vancouver et al., 2002)。另一方面, 較高的自我效能也會使個(gè)體錯誤估計(jì)前期進(jìn)展和期望目標(biāo)之間的差異(Vancouver, 2012)。特別是對于大多數(shù)創(chuàng)業(yè)者而言, 經(jīng)驗(yàn)匱乏和感知進(jìn)展的模糊性都會使其陷入錯誤評估中(Schmidt & DeShon, 2010; Bandura, 2012)。諸如控制論等理論也支持上述自我效能消極效果的觀點(diǎn)(Carver & Scheier, 1998; Powers, 1973)。事實(shí)上, 也有創(chuàng)業(yè)領(lǐng)域研究發(fā)現(xiàn), 具有高創(chuàng)業(yè)自我效能的創(chuàng)業(yè)者很可能因認(rèn)為自己開辦的企業(yè)已經(jīng)具有較強(qiáng)實(shí)力, 因而不愿尋求更多的投融資機(jī)會繼續(xù)發(fā)展企業(yè)(Troise & Tani, 2021)。

基于前述自我調(diào)節(jié)邏輯可知, 前期創(chuàng)業(yè)活動的順利進(jìn)展也將促使創(chuàng)業(yè)自我效能產(chǎn)生, 但高創(chuàng)業(yè)自我效能可能會因過于積極的評估與情緒導(dǎo)致隨后創(chuàng)業(yè)努力的減少?；诖? 本研究提出如下假設(shè):

H1b: 創(chuàng)業(yè)自我效能在前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展對后續(xù)創(chuàng)業(yè)努力的影響中起中介作用; 具體而言: 前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展通過正向影響創(chuàng)業(yè)自我效能, 負(fù)向影響隨后創(chuàng)業(yè)努力。

2.2 研究方法

2.2.1 研究對象

本研究在吉林、山東、廣東、四川四省創(chuàng)業(yè)產(chǎn)業(yè)園區(qū)中, 通過面訪、電話或網(wǎng)絡(luò)視頻等多種形式邀請首次創(chuàng)業(yè)、創(chuàng)業(yè)不超過6個(gè)月且創(chuàng)業(yè)活動仍在繼續(xù)的新創(chuàng)業(yè)者作為被試, 對其進(jìn)行連續(xù)3次的問卷調(diào)查。共邀請307位新創(chuàng)業(yè)者參與首次施測, 在剔除錯答、漏答和未保留個(gè)人可供追訪的有效信息問卷(以下稱“無效問卷”)后, 第一次施測共獲得有效新創(chuàng)業(yè)者被試200人, 并對其進(jìn)行后續(xù)追蹤調(diào)查。

由專人通過網(wǎng)絡(luò)向被試發(fā)放電子調(diào)查問卷, 每間隔3個(gè)月進(jìn)行一次追蹤調(diào)查, 剔除在任意一期填答了無效問卷的被試后, 最終獲得115名被試的完整追蹤數(shù)據(jù)1本研究將原始數(shù)據(jù)、分析語句和結(jié)果上傳至開源數(shù)據(jù)平臺, 以供讀者查閱, 網(wǎng)址為：https://osf.io/h6exd/。。本研究向每位完成完整追蹤調(diào)查的新創(chuàng)業(yè)者提供U盤、名片夾等紀(jì)念品, 同時(shí)承諾在研究獲得肯定后, 及時(shí)將研究結(jié)論反饋并為其提供相應(yīng)的管理咨詢建議。在最終的被試中, 男性65人(占56.52%), 女性50人(占43.48%)。首次調(diào)查時(shí)被試年齡在25～46之間, 平均年齡為35.96歲(= 5.58)。19.13%的被試獲得了?？萍耙韵聦W(xué)歷(22人), 33.91%取得了本科學(xué)歷(39人), 34.78%獲得了碩士學(xué)歷(40人), 12.17%獲得了博士學(xué)歷(14人)?？ǚ綑z驗(yàn)與檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 流失被試與完整參加3次調(diào)查的被試在性別(χ2(1) = 0.27,= 0.60)、年齡((198) = 0.78,= 0.44)和學(xué)歷(χ2(3) = 1.18,= 0.76)上均不存在顯著差異。

2.2.2 研究工具

創(chuàng)業(yè)努力。Morris等(2009)研究指出, 創(chuàng)業(yè)者需要兼顧完成管理和創(chuàng)新兩種類型的工作。兩種任務(wù)同等重要、缺一不可, 單獨(dú)一個(gè)方面的任務(wù)無法反映出創(chuàng)業(yè)者付出的努力。而Gielnik等(2015)在研究中發(fā)現(xiàn), 創(chuàng)業(yè)者除了完成立刻需要完成的相關(guān)任務(wù)外, 也會在超出當(dāng)下需求的任務(wù)中投入努力, 以為創(chuàng)業(yè)活動的未來發(fā)展做準(zhǔn)備。為更加全面地衡量創(chuàng)業(yè)努力程度, 本研究采納Gielnik等(2015)的觀點(diǎn), 將時(shí)間特征整合進(jìn)Morris等(2009)開發(fā)的創(chuàng)業(yè)努力量表。整合后的量表共包含4個(gè)題目, 典型的題目如: “您在需要立刻完成的管理任務(wù)上付出了多少努力？”和“您在除需要立刻完成(的創(chuàng)新任務(wù))外其他的創(chuàng)新任務(wù)上付出了多少努力？”。采用李克特7點(diǎn)量表計(jì)分, 從1 “完全沒有(付出)”到7 “完全(付出)”, 該量表3次測量的Cronbach’s α分別為0.81、0.81、0.89。

創(chuàng)業(yè)自我效能。采用Anna等(2000)開發(fā)的創(chuàng)業(yè)自我效能量表, 共包含4個(gè)維度、12個(gè)題目, 典型的題目如“您有多大的信心可以抓住市場機(jī)會？”。采用李克特7點(diǎn)量表計(jì)分, 從1 “完全沒有(信心)”到7 “完全有(信心)”, 該量表3次測量的Cronbach’s α分別為0.92、0.92、0.93。

創(chuàng)業(yè)進(jìn)展。采用Gielnik等(2015)開發(fā)的創(chuàng)業(yè)進(jìn)展量表, 共包含7個(gè)題目, 典型的題目如“您認(rèn)為您在多大程度上實(shí)現(xiàn)了針對于產(chǎn)品或服務(wù)設(shè)置的具體目標(biāo)？”。采用李克特7點(diǎn)量表計(jì)分, 從1 “完全沒有(實(shí)現(xiàn))”到7 “完全(實(shí)現(xiàn))”, 該量表3次測量的Cronbach’s α分別為0.89、0.87、0.89。

2.2.3 研究程序

在首次施測前, 本研究向所有被試介紹了研究目的及數(shù)據(jù)收集程序, 向其保證數(shù)據(jù)保密性并承諾及時(shí)反饋研究結(jié)論。而后由經(jīng)過培訓(xùn)的管理心理學(xué)專業(yè)研究生作為主試, 通過網(wǎng)絡(luò)向被試定期發(fā)放電子調(diào)查問卷。在首次調(diào)查中, 除了完成包含所有重復(fù)測量變量的追蹤問卷外, 還進(jìn)行了人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征的調(diào)查。而后在約定時(shí)間進(jìn)行2次追蹤調(diào)查, 每次調(diào)查內(nèi)容和流程基本一致, 僅對問卷題目順序進(jìn)行隨機(jī)打亂調(diào)整, 被試完成全部問卷約需8～12分鐘。

2.2.4 數(shù)據(jù)分析方法

本研究使用R 3.2.3軟件, 對數(shù)據(jù)進(jìn)行整理與分析。首先, 對追蹤數(shù)據(jù)進(jìn)行結(jié)構(gòu)化流失、信效度、共同方法偏差和測量等值性等檢驗(yàn)。然后, 采用Pearson相關(guān)分析, 考察創(chuàng)業(yè)進(jìn)展、創(chuàng)業(yè)努力和創(chuàng)業(yè)自我效能3次施測中的相關(guān)關(guān)系。最后, 為檢驗(yàn)創(chuàng)業(yè)自我效能在前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展與隨后創(chuàng)業(yè)努力關(guān)系中的跨期中介效應(yīng), 同時(shí)避免個(gè)體間方差導(dǎo)致對跨期效應(yīng)過度估計(jì)的可能。本研究引入隨機(jī)截距交叉滯后模型(random intercept cross-lagged panel model, RI-CLPM)對上述跨期中介效應(yīng)進(jìn)行分析(Wu et al., 2018), 并運(yùn)用拔靴分析方法對間接效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。

2.3 結(jié)果

2.3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究中的各變量均由被試自陳報(bào)告, 故可能存在共同方法偏差效應(yīng)。因此在全部數(shù)據(jù)收集完成后, 本研究采用Harman單因子檢驗(yàn)法(周浩, 龍立榮, 2004)和標(biāo)識變量技術(shù)(marker-variable technique, Podsakoff et al., 2003), 對3個(gè)時(shí)間點(diǎn)的研究數(shù)據(jù)進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。在Harman單因子檢驗(yàn)結(jié)果中, 三次提取特征值大于1的因子均為3個(gè), 第一個(gè)公因子的解釋變異量均小于40%的判斷標(biāo)準(zhǔn)(T1: 27.51%; T2: 27.93%; T3: 30.02%)。在參照杜旌等(2014)具體方法的標(biāo)識變量技術(shù)操作檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn), 調(diào)整后變量間相關(guān)系數(shù)未發(fā)生明顯改變, 可見共同方法偏差并沒有顯著改變變量間的相關(guān)性。綜上所述, 本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

2.3.2 驗(yàn)證性因子分析

本研究對3個(gè)時(shí)間點(diǎn)的研究數(shù)據(jù)分別進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析以檢驗(yàn)其區(qū)分效度, 并比較相應(yīng)的擬合度指標(biāo)。結(jié)果表明, 所有時(shí)點(diǎn)三因子模型(預(yù)期模型)的適配度指標(biāo)均處于臨界值范圍內(nèi), 且優(yōu)于其他替代模型2受篇幅所限, 不呈現(xiàn)具體每期驗(yàn)證性因子分析結(jié)果(研究2也同)。如有需要, 請前往本研究提供的開源數(shù)據(jù)平臺查閱。。對包含創(chuàng)業(yè)進(jìn)展、創(chuàng)業(yè)努力和創(chuàng)業(yè)自我效能3個(gè)變量的所有數(shù)據(jù)進(jìn)行多層次驗(yàn)證性因子分析, 結(jié)果顯示三因子模型(預(yù)期模型)的適配度指標(biāo)最優(yōu)(χ2= 370.68;= 454; CFI = 1.00; TLI = 1.03; RMSEA = 0.000; SRMRwithin= 0.05; SRMRbetweem= 0.09)。這表明, 因子結(jié)構(gòu)與預(yù)期相符, 變量測量區(qū)分效度較高, 符合研究需要。

2.3.3 描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

表1呈現(xiàn)了各變量描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析結(jié)果。結(jié)果顯示, 各變量不同時(shí)點(diǎn)、創(chuàng)業(yè)進(jìn)展與創(chuàng)業(yè)自我效能、創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)努力間均呈現(xiàn)顯著正相關(guān)。然而, 創(chuàng)業(yè)進(jìn)展與創(chuàng)業(yè)努力間并未呈現(xiàn)與過往截面研究類似的顯著正相關(guān)關(guān)系。這意味著, 變量間可能存在較為復(fù)雜的關(guān)系, 需要進(jìn)一步采用隨機(jī)截距的交叉滯后分析進(jìn)行檢驗(yàn)。

表1 研究1描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

注: *< 0.05**< 0.01***< 0.001,雙尾檢驗(yàn), 下同。

表2 研究1測量等值性檢驗(yàn)

2.3.4 縱向測量等值性檢驗(yàn)

如表2所示, 相鄰形態(tài)模型間的卡方差異檢驗(yàn)表現(xiàn)均不顯著, 且擬合指標(biāo)差異值檢驗(yàn)結(jié)果小于臨界值(ΔCFI ≤ 0.01) (Cheung & Rensvold, 2002)。這表明測量等值性檢驗(yàn)成立, 意味著研究1中創(chuàng)業(yè)進(jìn)展、創(chuàng)業(yè)努力和創(chuàng)業(yè)自我效能量表的重復(fù)測量結(jié)果可靠。

2.3.5 假設(shè)檢驗(yàn)

為確定創(chuàng)業(yè)自我效能在前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展與隨后創(chuàng)業(yè)努力關(guān)系中的跨期中介效應(yīng)的模型, 在Wu等(2018)建議模型的基礎(chǔ)上, 本研究構(gòu)建自回歸和交叉滯后系數(shù)自由估計(jì)的模型(M1)、施加等值約束的模型(M2)。模型配適度如表3所示, 比較M1與M2可知, 放松對自回歸和交叉滯后路徑系數(shù)施加的等值約束將使模型復(fù)雜度提升, 但并不會使模型擬合程度得到顯著改善, Δχ2/Δ(8) = 0.93,= 0.33。事實(shí)上, Wu等(2018)認(rèn)為, 在超過兩個(gè)時(shí)點(diǎn)的交叉滯后模型中, 自回歸與交叉滯后的路徑系數(shù)經(jīng)常設(shè)置為等值。特別是在時(shí)間間隔相等的研究中, 設(shè)定等值約束更具有合理性(Little, 2013)。

表4呈現(xiàn)了前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展、創(chuàng)業(yè)努力和隨后創(chuàng)業(yè)自我效能的跨期中介效應(yīng)模型的路徑系數(shù)3參照過往研究習(xí)慣和模型比較分析結(jié)果, 該模型中未包括控制變量。且即便加入控制變量, 現(xiàn)有假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)論也未改變。。交叉滯后路徑結(jié)果顯示, Tn–1創(chuàng)業(yè)進(jìn)展正向預(yù)測Tn的創(chuàng)業(yè)自我效能(β = 0.21,= 0.010), 而Tn–1的創(chuàng)業(yè)自我效能負(fù)向預(yù)測了Tn的創(chuàng)業(yè)努力(β = –0.29,= 0.012)。進(jìn)一步采用拔靴分析法對中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)(拔靴次數(shù)為5000次), 結(jié)果表明個(gè)體內(nèi)層面的“創(chuàng)業(yè)進(jìn)展(Tn–1)→創(chuàng)業(yè)自我效能(Tn)→創(chuàng)業(yè)努力(Tn+1)”路徑的中介效應(yīng)值(標(biāo)準(zhǔn)誤)為–0.06(0.03), 95%置信區(qū)間為[–0.16, –0.004], 中介效應(yīng)顯著。這意味著, 假設(shè)H1b得到驗(yàn)證。

表3 自由估計(jì)與等值約束模型的適配度比較

表4 跨期中介效應(yīng)模型的路徑系數(shù)估計(jì)

此外, 本研究參照Liang等(2017)的做法, 在上述模型的基礎(chǔ)上增加假設(shè)未涉及的直接關(guān)系路徑與反向關(guān)系路徑, 將其作為補(bǔ)充分析模型進(jìn)行估計(jì), 用以排除可能存在的、可能影響假設(shè)分析結(jié)論的關(guān)系路徑對結(jié)果的干擾。具體而言, 我們在上述假設(shè)驗(yàn)證模型(即M2)的基礎(chǔ)上, 增加了變量間所有其他可能的影響路徑, 構(gòu)成完整的隨機(jī)截距交叉滯后模型。盡管適配度指標(biāo)結(jié)果顯示, 該模型擬合同樣良好(χ2= 50.87,= 23, CFI = 0.93, TLI = 0.90, RMSEA = 0.10, SRMR = 0.08)。但是上述增加路徑的估計(jì)結(jié)果均不顯著, 且反向跨期中介效應(yīng)(創(chuàng)業(yè)努力(Tn–1)→創(chuàng)業(yè)自我效能(Tn)→創(chuàng)業(yè)進(jìn)展(Tn+1))同樣不成立。同時(shí), 增加上述路徑后原有假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)論也并未改變, 即創(chuàng)業(yè)自我效能仍在前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展與隨后創(chuàng)業(yè)努力中起到跨期中介作用, 這表明研究結(jié)論穩(wěn)健。

3 研究2: 創(chuàng)業(yè)自我效能與調(diào)節(jié)定向的連同作用

盡管研究1證實(shí)了創(chuàng)業(yè)自我效能的消極作用, 進(jìn)而解釋了前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展對隨后創(chuàng)業(yè)努力的負(fù)向影響。但該結(jié)果僅代表創(chuàng)業(yè)者的總體情況, 確認(rèn)了創(chuàng)業(yè)自我效能在前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展對隨后創(chuàng)業(yè)努力影響的中介角色, 并不意味著所有創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)自我調(diào)節(jié)過程均遵循相同規(guī)律。正如動機(jī)性自我調(diào)節(jié)框架及前文所述, 在分析自我效能的同時(shí)需考慮動機(jī)傾向, 才能夠準(zhǔn)確剖析個(gè)體后續(xù)的行為選擇。因此, 在研究1結(jié)論的基礎(chǔ)上, 研究2將進(jìn)一步探究創(chuàng)業(yè)自我效能與調(diào)節(jié)定向的連同作用, 更細(xì)致剖析前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展對隨后創(chuàng)業(yè)努力的復(fù)雜影響。

3.1 假設(shè)提出

促進(jìn)定向的個(gè)體追求提升、進(jìn)步、成就等, 更關(guān)注是否會獲得利益, 他們在決策中傾向使用冒險(xiǎn)的策略, 為使可能利益的最大化不惜以損失為代價(jià)(Molden & Finkel, 2010)。在追求目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的過程中, 只有面對具有挑戰(zhàn)性的、可以從中獲得成長和成就的情境時(shí), 高促進(jìn)定向的個(gè)體才會表現(xiàn)出較強(qiáng)的積極性(Ferris et al., 2013)。同時(shí), Crowe和Higgins (1997)發(fā)現(xiàn)促進(jìn)定向者即使面臨反復(fù)失敗, 他們也愿意為實(shí)現(xiàn)目標(biāo)做出更多嘗試。而低創(chuàng)業(yè)自我效能表明創(chuàng)業(yè)者認(rèn)為自身能力不足且創(chuàng)業(yè)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能遭遇困境, 現(xiàn)實(shí)的挑戰(zhàn)可能使促進(jìn)定向創(chuàng)業(yè)者投入更多的精力。相反, 若個(gè)體認(rèn)為當(dāng)前目標(biāo)能夠較為輕松完成, 其就會更容易將注意力轉(zhuǎn)移到其他富有挑戰(zhàn)的任務(wù)當(dāng)中(Scholer & Higgins, 2011)。而高創(chuàng)業(yè)自我效能使得創(chuàng)業(yè)者認(rèn)為創(chuàng)業(yè)任務(wù)情境不再具有較高的挑戰(zhàn)性, 此時(shí)促進(jìn)定向越高的創(chuàng)業(yè)者越容易喪失對創(chuàng)業(yè)活動的關(guān)注度與積極性。事實(shí)上, Freitas等(2002)也指出, 高促進(jìn)定向的個(gè)體更關(guān)注未來成就, 對立即采取行動的動機(jī)不足, 反而傾向于應(yīng)付了事。創(chuàng)業(yè)領(lǐng)域的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)也支持, 促進(jìn)定向強(qiáng)化了創(chuàng)業(yè)自我效能的消極影響(Tumasjan & Braun, 2012)。綜上, 對于高促進(jìn)定向的創(chuàng)業(yè)者而言, 低創(chuàng)業(yè)自我效能更容易激發(fā)其克服困難的斗志使其不斷投入資源, 而高創(chuàng)業(yè)自我效能的創(chuàng)業(yè)者則認(rèn)為缺乏挑戰(zhàn)而轉(zhuǎn)移注意力。

預(yù)防定向個(gè)體追求安全與責(zé)任, 往往不希望因?yàn)樽陨頉Q策失誤而遭受損失, 因而他們傾向于采取保守策略以避免損失、確保安全(Molden & Finkel, 2010)。與促進(jìn)定向不同, 高預(yù)防定向的個(gè)體對于失敗和損失有著更強(qiáng)的厭惡, 對于負(fù)差異的存在更為敏感。一方面, 只有在認(rèn)為自己能夠較好完成任務(wù)時(shí), 預(yù)防定向者才會表現(xiàn)出積極的行為, 反之則會避免與任務(wù)相關(guān)的行為(Higgins, 1997, 1998)。高創(chuàng)業(yè)自我效能代表對于創(chuàng)業(yè)活動預(yù)期收益的積極感知, 將促使高預(yù)防定向的創(chuàng)業(yè)者更愿意將資源投入于此。但當(dāng)創(chuàng)業(yè)自我效能較低時(shí), 由于預(yù)防定向者對失敗的可能性較為敏感并且容易產(chǎn)生負(fù)面情緒(Higgins, 1998), 可能會導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)者預(yù)估到失敗和不愉快的潛在可能, 這將占用其情緒等資源并導(dǎo)致更少的任務(wù)努力(Bandura, 1997)。另一方面, 高預(yù)防定向個(gè)體因厭惡失敗而在任務(wù)執(zhí)行過程中產(chǎn)生焦慮, 也將激發(fā)其采取更為謹(jǐn)慎的處理方式完成當(dāng)前任務(wù)而避免任務(wù)目標(biāo)的更替(Baas et al., 2008)。特別是在最終目標(biāo)尚未完成時(shí), 預(yù)防定向越高的創(chuàng)業(yè)者越愿意堅(jiān)持原有的行動路徑(Jiang & Papi, 2021)?？傊? 對于高預(yù)防定向的創(chuàng)業(yè)者而言, 低創(chuàng)業(yè)自我效能更容易引發(fā)挫敗感而降低努力, 而高創(chuàng)業(yè)自我效能者則能夠更專注于創(chuàng)業(yè)活動而增加創(chuàng)業(yè)努力?；诖? 本研究提出如下假設(shè):

H2a: 促進(jìn)定向調(diào)節(jié)了創(chuàng)業(yè)自我效能和隨后創(chuàng)業(yè)努力的關(guān)系。當(dāng)促進(jìn)定向水平越高時(shí), 創(chuàng)業(yè)自我效能對隨后創(chuàng)業(yè)努力產(chǎn)生負(fù)向影響, 且負(fù)向影響越強(qiáng)。

H2b: 預(yù)防定向調(diào)節(jié)了創(chuàng)業(yè)自我效能和隨后創(chuàng)業(yè)努力的關(guān)系。當(dāng)預(yù)防定向水平越高時(shí), 創(chuàng)業(yè)自我效能對隨后創(chuàng)業(yè)努力產(chǎn)生正向影響, 且正向影響越強(qiáng)。

結(jié)合創(chuàng)業(yè)自我效能的中介角色結(jié)論(研究1)與上述假設(shè)H2a/H2b, 本研究認(rèn)為, 調(diào)節(jié)定向?qū)⒄{(diào)節(jié)前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展與隨后創(chuàng)業(yè)努力的間接關(guān)系, 即:

H3a: 促進(jìn)定向調(diào)節(jié)了前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展和隨后創(chuàng)業(yè)努力的間接關(guān)系: 當(dāng)促進(jìn)定向水平越高時(shí), 前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展對隨后創(chuàng)業(yè)努力產(chǎn)生負(fù)向影響, 且負(fù)向影響越強(qiáng)。

H3b: 預(yù)防定向調(diào)節(jié)了前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展和隨后創(chuàng)業(yè)努力的間接關(guān)系: 當(dāng)預(yù)防定向水平越高時(shí), 前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展對隨后創(chuàng)業(yè)努力產(chǎn)生正向影響, 且正向影響越強(qiáng)。

3.2 研究方法

3.2.1 研究對象

本研究在浙江、上海、江蘇、北京四省(市)創(chuàng)業(yè)產(chǎn)業(yè)園區(qū)中, 按照研究1的被試選取原則與操作流程進(jìn)行問卷調(diào)查, 共邀請289位新創(chuàng)業(yè)者參與首次施測。在剔除無效問卷后, 第一次施測共獲得有效新創(chuàng)業(yè)者被試200人, 并對其進(jìn)行后續(xù)追蹤。

其后, 每間隔3個(gè)月進(jìn)行一次追蹤調(diào)查, 剔除在任意一期填答了無效問卷的被試后, 最終獲得包含70名新創(chuàng)業(yè)者被試的完整追蹤數(shù)據(jù)。同研究1一致, 向所有完成完整追蹤調(diào)查的新創(chuàng)業(yè)者提供紀(jì)念品與研究反饋承諾。在最終的被試中, 男性45人(占64.29%), 女性25人(占35.71%)。首次調(diào)查時(shí)被試年齡在28～54歲之間, 平均年齡為42.44歲(= 7.67)。21.43%的被試獲得了?？萍耙韵聦W(xué)歷(15人), 31.43%取得了本科學(xué)歷(22人), 28.57%獲得了碩士學(xué)歷(20人), 18.57%獲得了博士學(xué)歷(13人)?？ǚ綑z驗(yàn)與檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 流失被試與完整參加3次調(diào)查的被試在性別(χ2(1) = 0.42,= 0.52)、年齡((198) = 1.10,= 0.27)和學(xué)歷(χ2(3) = 1.93,= 0.59)上均不存在顯著差異。

3.2.2 研究工具

創(chuàng)業(yè)努力、創(chuàng)業(yè)自我效能和創(chuàng)業(yè)進(jìn)展。采用的量表均與研究1相同, 創(chuàng)業(yè)努力6次測量的Cronbach’s α分別為0.84、0.89、0.87、0.87、0.89、0.92, 創(chuàng)業(yè)自我效能6次測量的Cronbach’s α分別為0.93、0.93、0.93、0.93、0.94、0.94, 創(chuàng)業(yè)進(jìn)展6次測量的Cronbach’s α分別為0.89、0.88、0.88、0.87、0.89、0.88。

調(diào)節(jié)定向。采用Lockwood等(2002)開發(fā)的調(diào)節(jié)定向量表, 分為促進(jìn)定向與預(yù)防定向兩個(gè)分量表。促進(jìn)定向量表共包含9個(gè)題目, 典型的題目如“我經(jīng)常想我將如何實(shí)現(xiàn)我的希望和抱負(fù)?！鳖A(yù)防定向量表也包含9個(gè)題目, 典型的題目如“我經(jīng)常擔(dān)心自己沒有履行職責(zé)?！辈捎美羁颂?點(diǎn)量表計(jì)分, 從1 “完全不符合”到7 “完全符合”, 兩分量表Cronbach’s α系數(shù)分別為0.87和0.86。

控制變量。先前的研究表明人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量會影響創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)認(rèn)知與行為(Hechavarria & Ingram, 2016), 因此本研究控制創(chuàng)業(yè)者性別(女性 = 1, 男性 = 0)、年齡(用年表示)、婚姻狀況(同居或結(jié)婚 = 1, 其他 = 0)和學(xué)歷(?？萍耙韵?= 1、本科 = 2、碩士 = 3、博士 = 4)。

3.2.3 研究程序

研究2的研究程序與研究1基本一致, 僅在首次調(diào)查中額外要求被試填答調(diào)節(jié)定向問卷。

3.2.4 數(shù)據(jù)分析方法

研究2數(shù)據(jù)分析中的基本統(tǒng)計(jì)分析部分與研究1基本一致。不同的是, 研究2將采用Mplus 8.0軟件, 借鑒Li等(2020)的做法, 構(gòu)建多層線性回歸模型。該模型的采用, 是為更好地考察個(gè)體間層面變量(調(diào)節(jié)定向)對個(gè)體內(nèi)層面變量間關(guān)系(創(chuàng)業(yè)進(jìn)展、創(chuàng)業(yè)努力與自我效能)的調(diào)節(jié)作用。此外, 根據(jù)Raudenbush和Bryk (2002)的建議, 將重復(fù)測量的創(chuàng)業(yè)進(jìn)展、創(chuàng)業(yè)自我效能和創(chuàng)業(yè)努力變量進(jìn)行個(gè)體中心化處理, 以防止在個(gè)體內(nèi)層面過度估計(jì)三者之間的關(guān)系。同時(shí), 研究2采用貝葉斯估計(jì)而非最大似然估計(jì)。這是因?yàn)樨惾~斯估計(jì)可以處理非正態(tài)分布的數(shù)據(jù)(Muthén & Asparouhov, 2012), 并在估計(jì)諸如有調(diào)節(jié)變量的多層線性回歸等更復(fù)雜的模型中具有更高的統(tǒng)計(jì)效力(Yuan & MacKinnon, 2009)。

3.3 結(jié)果

3.3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

與研究1相同, 研究2也采用Harman單因子檢驗(yàn)法和標(biāo)識變量技術(shù)對6個(gè)時(shí)間點(diǎn)的研究數(shù)據(jù)進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。Harman單因子檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 六次提取特征值大于1的因子分別有5個(gè)、3個(gè)、3個(gè)、3個(gè)、3個(gè)、3個(gè), 第一個(gè)公因子的解釋變異量均小于40%的判斷標(biāo)準(zhǔn)(T1: 18.70%; T2: 29.62%; T3: 29.59%; T3: 28.93%; T5: 30.71%; T6: 30.09%)。標(biāo)識變量技術(shù)檢驗(yàn)結(jié)果同樣表明, 調(diào)整后變量間相關(guān)系數(shù)均未發(fā)生明顯改變, 可見共同方法偏差沒有顯著改變變量間的相關(guān)性。綜上所述, 本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

3.3.2 驗(yàn)證性因子分析

本研究首先對6個(gè)時(shí)間點(diǎn)重復(fù)測量的創(chuàng)業(yè)進(jìn)展、創(chuàng)業(yè)努力和創(chuàng)業(yè)自我效能3個(gè)變量數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析以檢驗(yàn)區(qū)分效度, 并比較相應(yīng)的擬合度指標(biāo)。結(jié)果表明, 所有時(shí)點(diǎn)三因子模型(預(yù)期模型)的適配度指標(biāo)均處于臨界值范圍內(nèi), 且優(yōu)于其他替代模型。而后對包含創(chuàng)業(yè)進(jìn)展、創(chuàng)業(yè)努力、創(chuàng)業(yè)自我效能、促進(jìn)定向和預(yù)防定向5個(gè)變量的所有數(shù)據(jù)進(jìn)行多層次驗(yàn)證性因子分析, 結(jié)果顯示五因子模型(預(yù)期模型)的適配度指標(biāo)最優(yōu)(χ2= 390.12;= 303; CFI = 0.98; TLI = 0.98; RMSEA = 0.03; SRMRwithin= 0.03; SRMRbetween= 0.06)。這意味著, 因子結(jié)構(gòu)與預(yù)期相符, 變量測量區(qū)分效度較高, 符合研究的需要。

3.3.3 描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)如表5所示, 創(chuàng)業(yè)進(jìn)展與創(chuàng)業(yè)自我效能仍呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系, 而創(chuàng)業(yè)進(jìn)展與創(chuàng)業(yè)自我效能間的相關(guān)性相對較弱。這些結(jié)果符合理論預(yù)期, 為開展后續(xù)研究提供了初步支持。與研究1相似, ICC結(jié)果仍表明重復(fù)測量變量的個(gè)體內(nèi)層次變異較大, 有必要采用追蹤數(shù)據(jù)的縱向模型對假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。

3.3.4 縱向測量等值性檢驗(yàn)

采用與研究1相同的縱向測量等值性檢驗(yàn)方法。結(jié)果顯示(見表6), 相鄰形態(tài)模型間的卡方差異檢驗(yàn)表現(xiàn)均不顯著, 且擬合指標(biāo)差異值檢驗(yàn)結(jié)果小于臨界值。這表明測量等值性檢驗(yàn)成立, 意味著研究2中創(chuàng)業(yè)進(jìn)展、創(chuàng)業(yè)努力和創(chuàng)業(yè)自我效能量表的重復(fù)測量結(jié)果同樣可靠。

3.3.5 假設(shè)檢驗(yàn)

表7呈現(xiàn)了多層線性回歸模型的分析結(jié)果。模型1表明, Tn–1的創(chuàng)業(yè)進(jìn)展負(fù)向預(yù)測了Tn+1的創(chuàng)業(yè)努力(β = –0.17,= 0.014)。而模型2顯示, 加入Tn的創(chuàng)業(yè)自我效能后, Tn–1的創(chuàng)業(yè)進(jìn)展無法顯著預(yù)測Tn+1的創(chuàng)業(yè)努力(β = –0.10,= 0.10), 而Tn的創(chuàng)業(yè)自我效能顯著負(fù)向預(yù)測Tn+1的創(chuàng)業(yè)努力(β = –0.23,= 0.002)。同時(shí)模型4顯示, Tn–1的創(chuàng)業(yè)進(jìn)展正向預(yù)測了Tn的創(chuàng)業(yè)自我效能(β = 0.32,< 0.001), 這再次初步證明假設(shè)H1b成立。

在模型2的基礎(chǔ)上, 加入調(diào)節(jié)變量及其與自變量的交互項(xiàng)構(gòu)成模型3。結(jié)果顯示, 促進(jìn)定向強(qiáng)化了Tn的創(chuàng)業(yè)自我效能與Tn+1的創(chuàng)業(yè)努力負(fù)相關(guān)系(β = –0.29,< 0.001), 而預(yù)防定向則弱化了Tn的創(chuàng)業(yè)自我效能與Tn+1的創(chuàng)業(yè)努力負(fù)相關(guān)系(β = 0.23,= 0.016)。為更好的呈現(xiàn)出調(diào)節(jié)定向?qū)η捌趧?chuàng)業(yè)進(jìn)展與后續(xù)創(chuàng)業(yè)努力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用, 本研究繪制出調(diào)節(jié)定向的調(diào)節(jié)作用示意圖(圖2、3)。

為進(jìn)一步驗(yàn)證中介效應(yīng)假設(shè)(H1a、H1b)和有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)假設(shè)(H3a、H3b), 研究2采用貝葉斯方法中的馬爾可夫鏈蒙特卡羅法(Markov chain monte carlo, MCMC)進(jìn)行分析。結(jié)果如表8所示, Tn的創(chuàng)業(yè)自我效能中介的Tn–1的創(chuàng)業(yè)進(jìn)展對Tn+1的創(chuàng)業(yè)努力產(chǎn)生負(fù)向影響的間接效應(yīng)路徑顯著(β = –0.07,= 0.03, 95% CI [–0.14, –0.03]), 這再次證明假設(shè)H1b成立。同時(shí), 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 當(dāng)促進(jìn)定向分別處于高值(+1)和低值(–1)時(shí), 直接效應(yīng)(標(biāo)準(zhǔn)差)分別為–0.52(0.12)和0.06(0.11), 高低值路徑系數(shù)差異在95%置信區(qū)間上顯著(β = –0.58,= 0.18, 95% CI [–0.94, –0.24]); 間接效應(yīng)(標(biāo)準(zhǔn)差)分別為–0.17(0.05)和0.02(0.04), 高低值路徑系數(shù)差異在95%置信區(qū)間上顯著(β = –0.18,= 0.07, 95% CI [–0.34, –0.07])。這表明, 促進(jìn)定向的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著, 假設(shè)H2a、H3a成立。而當(dāng)預(yù)防定向分別處于高值(+1)和低值(–1)時(shí), 直接效應(yīng)(標(biāo)準(zhǔn)差)分別為–0.002(0.12)和–0.46(0.12), 高低值路徑系數(shù)差異在95%置信區(qū)間上顯著(β = 0.44,= 0.19, 95% CI [0.08, 0.83]); 間接效應(yīng)(標(biāo)準(zhǔn)差)分別為–0.001(0.05)和–0.14(0.05), 高低值路徑系數(shù)差異在95%置信區(qū)間上顯著(β = 0.14,= 0.07, 95% CI [0.02, 0.29])。盡管預(yù)防定向的調(diào)節(jié)效應(yīng)同樣顯著, 但在高預(yù)防定向時(shí), 前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展和創(chuàng)業(yè)自我效能并未對創(chuàng)業(yè)努力產(chǎn)生正向影響, 而是前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展對隨后創(chuàng)業(yè)努力產(chǎn)生的負(fù)向影響減弱。這表明, 預(yù)防定向調(diào)節(jié)了前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展和隨后創(chuàng)業(yè)努力的間接關(guān)系, 但并非如假設(shè)般呈現(xiàn)正向關(guān)系, 所以假設(shè)H3a、H3b僅得到部分驗(yàn)證。

表6 研究2測量等值性檢驗(yàn)

圖2 促進(jìn)定向的調(diào)節(jié)作用示意圖

圖3 預(yù)防定向的調(diào)節(jié)作用示意圖

3.3.6 補(bǔ)充檢驗(yàn)

正如前文所述, 動機(jī)性自我調(diào)節(jié)框架的關(guān)鍵是自我效能與調(diào)節(jié)定向的連同作用。這意味著, 創(chuàng)業(yè)者調(diào)節(jié)定向應(yīng)通過調(diào)節(jié)創(chuàng)業(yè)自我效能與隨后創(chuàng)業(yè)努力的關(guān)系, 從而對前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展與隨后創(chuàng)業(yè)努力的關(guān)系產(chǎn)生影響, 而非直接調(diào)節(jié)前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展與隨后創(chuàng)業(yè)努力的關(guān)系。為驗(yàn)證動機(jī)性自我調(diào)節(jié)框架對本研究理論問題的解釋力, 進(jìn)一步檢驗(yàn)調(diào)節(jié)定向是否直接調(diào)節(jié)了前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展對隨后創(chuàng)業(yè)努力直接效應(yīng)。結(jié)果表明, 無論是促進(jìn)定向(β = –0.15,= 0.30)或是預(yù)防定向(β = –0.05,= 0.72), 都無法調(diào)節(jié)前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展對隨后創(chuàng)業(yè)努力直接效應(yīng)4受篇幅所限, 補(bǔ)充分析的多層線性回歸分析結(jié)果不具體呈現(xiàn)。如有需要, 請前往本研究提供的開源數(shù)據(jù)平臺查閱。。這表明, 本研究基于動機(jī)性自我調(diào)節(jié)框架, 通過分析創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)者調(diào)節(jié)定向連同作用, 破解前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展對隨后創(chuàng)業(yè)努力復(fù)雜影響的思路合理。

4 討論

創(chuàng)業(yè)努力是創(chuàng)業(yè)過程中的關(guān)鍵資源, 然而對于創(chuàng)業(yè)者如何依據(jù)前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展主動地調(diào)節(jié)后續(xù)創(chuàng)業(yè)努力以實(shí)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)目標(biāo)的現(xiàn)有研究仍有所不足。為此, 基于動機(jī)性自我調(diào)節(jié)框架, 本研究認(rèn)為只有連同考察創(chuàng)業(yè)者的現(xiàn)況評價(jià)(創(chuàng)業(yè)自我效能)與動機(jī)傾向(調(diào)節(jié)定向), 才能夠深入理解前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展對后續(xù)創(chuàng)業(yè)努力的復(fù)雜影響。

4.1 理論貢獻(xiàn)

第一, 本研究通過兩組獨(dú)立追蹤研究, 剖析了前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展與隨后創(chuàng)業(yè)努力間關(guān)系混淆結(jié)論產(chǎn)生的機(jī)理, 為創(chuàng)業(yè)情境下的自我調(diào)節(jié)研究提供了豐富的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。在過往創(chuàng)業(yè)抑或是其他議題的實(shí)證研究中, 學(xué)者對于個(gè)體如何依據(jù)反饋調(diào)整自身目標(biāo)實(shí)現(xiàn)行為的問題未達(dá)成共識。而本研究基于動機(jī)性自我調(diào)節(jié)框架發(fā)現(xiàn), 個(gè)體依據(jù)前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展改變了自身實(shí)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)目標(biāo)能力的信念(即創(chuàng)業(yè)自我效能), 但不同動機(jī)傾向的創(chuàng)業(yè)者對創(chuàng)業(yè)自我效能的解讀不同而存在不同的行為決策。盡管該結(jié)論導(dǎo)致有學(xué)者質(zhì)疑自我效能的解釋力(Sitzmann & Yeo, 2013), 但混淆的研究結(jié)果正反映了自我效能概念的廣度與復(fù)雜性, 體現(xiàn)了其在自我調(diào)節(jié)過程中的重要作用(Beck & Schmidt, 2018)。本研究不僅為理解前期進(jìn)展與后續(xù)努力間復(fù)雜關(guān)系提供了新視角, 驗(yàn)證了動機(jī)性自我調(diào)節(jié)框架對現(xiàn)有自我調(diào)節(jié)過程研究相悖結(jié)論的統(tǒng)合能力, 也契合Schjoedt和Shaver (2020)構(gòu)建的創(chuàng)業(yè)動機(jī)過程模型, 彌補(bǔ)了現(xiàn)有縱向視角下創(chuàng)業(yè)自我調(diào)節(jié)完整循環(huán)過程缺乏實(shí)證研究的不足。

表7 多層線性回歸模型分析結(jié)果

注: 為避免變量間存在數(shù)量級差異而導(dǎo)致估計(jì)有偏, 本研究在回歸時(shí)將年齡進(jìn)行了對數(shù)化處理。

表8 研究2馬爾可夫鏈蒙特卡羅法分析結(jié)果

注: 迭代次數(shù)為20000次。

在研究過程中, 本研究還額外發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)自我效能對隨后創(chuàng)業(yè)努力總體呈負(fù)向的影響效果, 為理解不同任務(wù)情境下的特定領(lǐng)域自我效能(domain- specific self-efficacy)作用差異提供借鑒。需要說明的是, 上述現(xiàn)象的發(fā)生也可以被其他理論所解釋(如資源保存理論等), 因此需要在今后研究中更謹(jǐn)慎看待該類問題。同時(shí)學(xué)者也都應(yīng)注意, 避免將一般自我效能或某個(gè)特定領(lǐng)域自我效能的研究結(jié)論隨意拓展至其他特定任務(wù)情境。

第二, 與過往研究大多關(guān)注調(diào)節(jié)定向?qū)?chuàng)業(yè)行為的直接影響不同, 本研究確認(rèn)了預(yù)防定向(而非促進(jìn)定向)是激發(fā)創(chuàng)業(yè)努力的連同條件。在面對積極的前期進(jìn)展并因此產(chǎn)生高創(chuàng)業(yè)自我效能時(shí), 高預(yù)防定向促使創(chuàng)業(yè)者在隨后創(chuàng)業(yè)活動中維持努力水平, 而高促進(jìn)定向則使其降低隨后的精力與體力資源分配。該結(jié)論與Tumasjan和Braun (2012)的觀點(diǎn)相似, 即促進(jìn)定向創(chuàng)業(yè)者同時(shí)具有高創(chuàng)業(yè)自我效能時(shí), 可能不利于創(chuàng)業(yè)行為的產(chǎn)生。研究回應(yīng)了Brockner等(2004)的呼吁, 即關(guān)注調(diào)節(jié)定向?qū)?chuàng)業(yè)自我調(diào)節(jié)過程的潛在影響。因此, 盡管大多數(shù)研究都認(rèn)為促進(jìn)(而非預(yù)防)定向在創(chuàng)業(yè)中的積極作用(Hmieleski & Baron, 2009; Adomako, 2020)。但依據(jù)本文發(fā)現(xiàn), 未來相關(guān)學(xué)者應(yīng)跳脫出該思維定式, 更加全面地審視創(chuàng)業(yè)者調(diào)節(jié)定向的影響。

除了對創(chuàng)業(yè)領(lǐng)域研究有理論貢獻(xiàn)外, 本研究結(jié)論對自我效能領(lǐng)域研究者也有所裨益。結(jié)合其他領(lǐng)域的自我效能研究結(jié)果(如Kanar & Bouckenooghe, 2021; Du et al., 2018), 本研究認(rèn)為調(diào)節(jié)定向可能是一般或特定領(lǐng)域自我效能發(fā)揮作用的重要連同條件。后續(xù)研究可以在不同任務(wù)情境下探討調(diào)節(jié)定向?qū)μ囟I(lǐng)域自我效能與個(gè)體行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用, 特別是關(guān)注促進(jìn)定向的潛在負(fù)面效果。

第三, 本研究在區(qū)分并控制創(chuàng)業(yè)者差異的基礎(chǔ)上, 探討了創(chuàng)業(yè)進(jìn)展與創(chuàng)業(yè)努力間復(fù)雜的遞回關(guān)系及其機(jī)理, 為創(chuàng)業(yè)過程特征研究提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)?，F(xiàn)有創(chuàng)業(yè)研究對“縱向視角下創(chuàng)業(yè)過程的特征與機(jī)制”的理解不足(孫金云等, 2022), 但創(chuàng)業(yè)活動的復(fù)雜性卻導(dǎo)致其推進(jìn)過程存在著震蕩與反復(fù)(Lex et al., 2020)。本研究結(jié)果表明, 對于大多數(shù)創(chuàng)業(yè)者、特別是促進(jìn)定向創(chuàng)業(yè)者而言, 感知進(jìn)展順利導(dǎo)致其創(chuàng)業(yè)自我效能提高, 從而降低了后續(xù)努力的投入, 反之則使創(chuàng)業(yè)自我效能降低并維持后續(xù)努力投入。而隨著創(chuàng)業(yè)活動呈現(xiàn)或順利推進(jìn)、或停滯動蕩、或失敗倒退的非均勻推進(jìn)態(tài)勢, 創(chuàng)業(yè)者則圍繞特定水平周期性地調(diào)節(jié)自身努力程度。研究闡明了導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)自我調(diào)節(jié)過程復(fù)雜性出現(xiàn)的潛在原因, 為后續(xù)圍繞創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)過程研究提供了有益的借鑒。

4.2 研究不足和展望

本研究還存在一些局限和值得改進(jìn)之處。第一, 受到研究情境的限制, 本研究未采用更能夠驗(yàn)證因果關(guān)系的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 問卷填答也可能存在認(rèn)知回溯模糊或社會期許等效應(yīng)造成的偏差。因此, 未來研究可設(shè)計(jì)相似但可操作性強(qiáng)的研究情境的實(shí)驗(yàn)并采用多來源數(shù)據(jù)對研究關(guān)注的主要變量關(guān)系再次進(jìn)行檢驗(yàn)。另外, 考慮到本研究所調(diào)查的樣本均來自中國、處于創(chuàng)業(yè)初期的新創(chuàng)業(yè)者, 因此呼吁未來研究者進(jìn)行跨文化、新創(chuàng)業(yè)者與連續(xù)創(chuàng)業(yè)者等比較研究, 進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)論穩(wěn)健性或是探析差異來源。

第二, 在不考慮創(chuàng)業(yè)者調(diào)節(jié)定向的條件下, 本研究發(fā)現(xiàn)總體上前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展對隨后創(chuàng)業(yè)努力呈現(xiàn)出負(fù)向影響。盡管在研究2中上述結(jié)論得到重復(fù)驗(yàn)證, 且本研究也對這種減少差異的自我調(diào)節(jié)趨勢產(chǎn)生原因進(jìn)行了猜想, 但研究并未對此進(jìn)行更加深入的剖析。未來研究可結(jié)合實(shí)驗(yàn)研究設(shè)計(jì), 從不同理論視角對前期創(chuàng)業(yè)進(jìn)展如何通過創(chuàng)業(yè)自我效能產(chǎn)生消極作用的內(nèi)在機(jī)制進(jìn)行捕捉分析, 進(jìn)一步深化研究的內(nèi)涵, 全面展現(xiàn)創(chuàng)業(yè)自我調(diào)節(jié)過程。

第三, 在動機(jī)性自我調(diào)節(jié)框架的相關(guān)研究中, 還有其他因素能夠影響個(gè)體的自我調(diào)節(jié)策略(Wanberg et al., 2010; Melloy et al., 2018)。同時(shí), 盡管本研究發(fā)現(xiàn)預(yù)防定向能夠調(diào)節(jié)創(chuàng)業(yè)自我效能與隨后創(chuàng)業(yè)進(jìn)展的關(guān)系, 但高預(yù)防定向僅能夠減弱創(chuàng)業(yè)自我效能對隨后創(chuàng)業(yè)努力的消極影響, 無法如理論推論般使創(chuàng)業(yè)自我效能對隨后創(chuàng)業(yè)進(jìn)展產(chǎn)生積極影響。因此, 本研究呼吁學(xué)者在未來研究中理論分析并檢驗(yàn)更多元的因素是否會影響創(chuàng)業(yè)自我效能或調(diào)節(jié)定向效果的發(fā)揮。

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A longitudinal multilevel approach to examine the relationship between new venture progress and entrepreneurial effort: The mediating role of entrepreneurial self-efficacy and the moderating role of regulatory focus

LI Cirong1,2, LI Chunxuan1, YANG Yanyu1

(1School of Business and Management, Jilin University, Changchun 130012, China) (2JLU Research Institute of Innovation and Entrepreneurship, Jilin University, Changchun 130022, China)

Does significant new venture progress always encourage nascent entrepreneurs to dedicate more effort to new venture creation? Although previous entrepreneurship research has demonstrated that new venture progress influences entrepreneurs’ subsequent behavior (i.e., entrepreneurial effort), it has yet to come to a consistent conclusion on the positive or negative impact of significant new venture progress. Drawing on motivational self-regulation frame, we offered competing hypotheses with respect to the association between new venture progress and subsequent entrepreneurial effort. Furthermore, entrepreneurial self-efficacy played an important mediating role in these relationships. More specifically, consistent with prior findings of the self-regulation view on expanding the differences, we argue that the more progress entrepreneurs achieve, the more entrepreneurial self-efficacy they perceive, and the more effort they devote. However, the self-regulation view on narrowing the differences suggests that entrepreneurs gain vast progress at work, which boosts their entrepreneurial self-efficacy but subsequently leads them to reduce their efforts, possibly because of overconfidence. Therefore, we propose a novel, longitudinal mediated model of new venture progress, entrepreneurial self-efficacy and entrepreneurial effort. In addition, research on self-regulation has suggested that regulatory foci have always been a boundary condition in the self-regulation process. By integrating motivational self-regulation frame and regulation focus theory, we propose that regulation foci moderate these longitudinal mediated relationships.

We test our theoretical propositions in two field surveys with nascent entrepreneurs. In Study 1, we conducted a field survey with three measurement waves over 6 months, resulting in 345 observations from 115 participants. We invited nascent entrepreneurs whose new ventures were still alive yet less than six months from the incubators of Jilin, Shandong, Guangdong, and Sichuan provinces. We measured new venture progress, entrepreneurial self-efficacy and entrepreneurial effort at all three measurement waves using established scales and items. We conducted the RI-CLPM approach to analyze the relationships between new venture progress, entrepreneurial self-efficacy, and entrepreneurial effort. To investigate the theoretical hypotheses in Study 2, we further conducted another field survey, which took 15 months and six measurement waves, resulting in 420 observations from 70 participants. New venture progress, entrepreneurial self-efficacy, and entrepreneurial effort were collected at six measurement waves, and regulatory foci were collected at the first measurement wave. To account for the moderating effect of a between-person variable (i.e., regulatory foci) on the within-person relationships (i.e., the abovementioned relationships between new venture progress, entrepreneurial self-efficacy, and entrepreneurial effort), random coefficient growth modeling was applied.

The statistical analyses mostly supported our hypotheses. Entrepreneurial self-efficacy mediated the effect of new venture progress on entrepreneurial effort. Furthermore, the results showed that entrepreneurial self-efficacy is responsible for the negative effect of new venture progress on subsequent entrepreneurial effort. In other words, prior significant new venture progress would lead to high perceptions in one’s entrepreneurial self-efficacy, which may result in less subsequent entrepreneurial effort, possibly because of the overconfidence due to the high entrepreneurial self-efficacy. Additionally, our results showed that entrepreneurs’ promotion focus/prevention focus strengthened/attenuated the direct negative relationship between entrepreneurial self-efficacy (Tn) and entrepreneurial effort (Tn+1) and also strengthened the indirect negative relationship between new venture progress (Tn–1) and entrepreneurial effort (Tn+1). However, the negative relation between entrepreneurial self-efficacy and entrepreneurial efforts became nonsignificant when the prevention focus was high.

By increasing our understanding of the complex relationship between new venture progress, entrepreneurial self-efficacy, and entrepreneurial effort, our study contributes to the literature in three ways. First, drawing on the self-regulation views on expanding and narrowing the differences, we contribute to the emerging yet still underresearched field concerning the role of entrepreneurs’ self-regulation. Previous research has complex and ambiguous, even contradicted conclusions regarding the relationship between new venture progress and subsequent entrepreneurial effort. However, by considering self-regulation views, our findings showed that the more progress the entrepreneurs made, the more self-efficacy they perceived, and the less effort they would subsequently devote. By clarifying it, our study offers a different yet comprehensive paradigm for understanding the dynamic nature of entrepreneurship under the self-regulation views. Second, by investigating the role of regulatory focus in modifying entrepreneurs’ self-regulation process, we further uncover the boundary condition of the abovementioned relationships and, more importantly, confirm the possible negative effect of promotion focus in the entrepreneurial process. In particular, our findings offer empirical evidence that entrepreneurs with high promotion focus dampen the development of negative effects stemming from high entrepreneurial self-efficacy. Since entrepreneurs’ states, behaviors, and situations fluctuate regularly and the result of the negative effect may be generally detrimental for nascent entrepreneurs, entrepreneurs with a high promotion focus should pay attention to their entrepreneurial self-efficacy to avoid a negative impact. Third, in revealing the mediating role of entrepreneurial self-efficacy, we further uncovered the time-varying and progressive aspects of new venture creation. The conventional, time-invariant perspective fails to capture complex and dynamic states and only shows the positive aspects of entrepreneurial self-efficacy. However, in our study, drawing on motivational self-regulation frame, we uncover the negative aspects of entrepreneurial self-efficacy and confirm the progressive nature of the entrepreneurial process. By doing so, we offer a means to facilitate future entrepreneurship research to emphasize the constructs and their relationships with one another that may not be possible with a time-invariant, interindividual perspective.

new venture progress, entrepreneurial self-efficacy, entrepreneurial effort, promotion focus, prevention focus

2021-09-03

* 國家自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目(71602067)和吉林大學(xué)“中國式現(xiàn)代化道路與人類文明新形態(tài)”哲學(xué)社會科學(xué)研究創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)項(xiàng)目(2022CXTD10)資助。

李其容, E-mail: cirongli@jlu.edu.cn

B849: C93