機(jī)會(huì)識別與創(chuàng)新選擇性別差異研究

摘要：基于創(chuàng)新與模仿的基本區(qū)別，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)在本質(zhì)上是風(fēng)險(xiǎn)性方案的“識別”與“選擇”問題。本文使用干預(yù)效應(yīng)估計(jì)方法構(gòu)建對照組，分析我國創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新性別差異究竟是由于女性傾向于“等待”，還是因?yàn)閯?chuàng)新機(jī)會(huì)識別困難。研究結(jié)果表明男性創(chuàng)業(yè)者通常具有更高的創(chuàng)新性，女性創(chuàng)業(yè)者更可能識別漸進(jìn)式創(chuàng)新機(jī)會(huì)和從事過程創(chuàng)新活動(dòng)。因此，女性創(chuàng)業(yè)者更應(yīng)改進(jìn)網(wǎng)絡(luò)資本，加強(qiáng)外部學(xué)習(xí)和關(guān)注行業(yè)發(fā)展。

關(guān)鍵詞：創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新；創(chuàng)新識別；性別差異；干預(yù)效應(yīng)

中圖分類號：F270；C939 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

創(chuàng)新能力的異質(zhì)性是創(chuàng)業(yè)研究的核心，創(chuàng)業(yè)性別差異的本質(zhì)是創(chuàng)新性差異。創(chuàng)業(yè)以創(chuàng)業(yè)者對機(jī)會(huì)的利用為根本特征，創(chuàng)業(yè)者必須能夠識別由特定變化所催生的手段-目的關(guān)系[1]，高風(fēng)險(xiǎn)屬性賦予創(chuàng)新“等待期權(quán)”價(jià)值[2]。由于女性創(chuàng)業(yè)常聚集于企業(yè)規(guī)模小且競爭激烈的傳統(tǒng)行業(yè)，較少有女性在高增長或高科技行業(yè)創(chuàng)業(yè)[3]，女性創(chuàng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚不僅具有跨文化的一致性[4]，還構(gòu)成了創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新性別差異的關(guān)鍵證據(jù)。本文的分析在于弄清我國創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新性別差異，究竟是由于女性傾向于“等待”，還是因?yàn)閯?chuàng)新機(jī)會(huì)識別困難。

一、研究假設(shè)的提出

關(guān)于“一些人更可能選擇風(fēng)險(xiǎn)性和不確定的創(chuàng)業(yè)方案”，Schade和Koellinger（2007）認(rèn)為需要考慮個(gè)體判斷和決策框架[5]。Koellinger認(rèn)為創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)研究之所以構(gòu)成一個(gè)理論挑戰(zhàn)，是因?yàn)榕袛嗪蜎Q策框架只是試圖回答既定行動(dòng)方案的個(gè)體選擇問題[6]。鑒于創(chuàng)新與模仿的質(zhì)性區(qū)別，Koellinger（2008）認(rèn)為創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新研究需要闡述不同性質(zhì)創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)的起源[6]。針對創(chuàng)業(yè)性別差異，Klapper和Parker（2011）提出了“環(huán)境約束”與“偏好驅(qū)動(dòng)”論[7]，環(huán)境約束觀認(rèn)為女性創(chuàng)業(yè)障礙大部分可能源自于一些現(xiàn)有文化規(guī)范，偏好驅(qū)動(dòng)差異角度認(rèn)為創(chuàng)業(yè)者在企業(yè)動(dòng)機(jī)與方法方面存在性別差異。

（一）個(gè)體因素的影響

Schade和Koellinger（2007）認(rèn)為創(chuàng)新性創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)選擇決策需要考慮個(gè)體判斷和決策機(jī)制[5]，Mitchell等（2007）提出影響個(gè)體創(chuàng)業(yè)判斷和決策框架關(guān)鍵變量是創(chuàng)業(yè)者認(rèn)知[8]，根本原因在于創(chuàng)業(yè)者在不確定的創(chuàng)業(yè)環(huán)境認(rèn)知存在偏誤，諸如過度自信、代表性偏誤等激勵(lì)著創(chuàng)業(yè)者不懈地追求新穎的風(fēng)險(xiǎn)理念[9]。創(chuàng)新經(jīng)營要求人們基于很少的證據(jù)做出決定，而在較少證據(jù)基礎(chǔ)上的決策需要高水平的自信。特別是創(chuàng)新在本質(zhì)上比模仿更具風(fēng)險(xiǎn)和不確定性，創(chuàng)新者需要具備 “征服未知領(lǐng)域”的勇氣[6]。然而，女性似乎對自己的創(chuàng)業(yè)能力不太自信[10]，更可能選擇風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避[11]。為此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：認(rèn)知偏誤對創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)選擇性別差異具有顯著影響。

Brush（2009）指出許多性別與創(chuàng)業(yè)研究方法忽略了創(chuàng)業(yè)的制度因素[12]，Yueh（2009）認(rèn)為制度的不完善抑制了中國創(chuàng)業(yè)，創(chuàng)業(yè)者往往求助于家庭支持，因?yàn)榧彝タ梢詾閯?chuàng)業(yè)者提供低于市場價(jià)格的人力資源和財(cái)務(wù)支持[13]，代價(jià)是創(chuàng)業(yè)者需要向家庭成員讓渡一些自主控制權(quán)或承擔(dān)家庭義務(wù)。家庭成員參與公司管理可能限制風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)[14]，為家庭成員提供就業(yè)機(jī)會(huì)可能導(dǎo)致雇用缺乏創(chuàng)造力和獨(dú)立思考的勞動(dòng)力[13]。由于缺乏前期經(jīng)驗(yàn)，女性創(chuàng)業(yè)者在應(yīng)對政府監(jiān)管時(shí)可能存在更大困難[15]。事實(shí)上，來自家庭和社區(qū)的支持有利于女性創(chuàng)業(yè)[7，11]。為此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：家族管理對創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)選擇性別差異具有顯著影響。

與創(chuàng)新性識別相關(guān)的個(gè)體特征是智商、抽象思維和好奇心等品質(zhì)，一般高智商和充滿好奇的個(gè)體可能會(huì)尋求更高水平的教育[6]。按照Menzies（2004）的研究，性別在教育程度方面沒有顯著的差異，只不過女性更有可能參與文科和保健科學(xué)，而男性則涉足于科學(xué)、技術(shù)、工程和數(shù)學(xué)[16]。較為一致的觀點(diǎn)是，雖然技術(shù)在創(chuàng)業(yè)發(fā)展方面非常重要，然而技術(shù)在許多情況下并非創(chuàng)業(yè)成功的決定性因素[17]。因此，教育對創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新的性別差異影響仍需要進(jìn)一步探討。為此，本文提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)3：教育狀況對創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)識別性別差異具有顯著影響。

（二）環(huán)境因素的約束

有的研究認(rèn)為公共投資對創(chuàng)業(yè)活動(dòng)具有重大影響，如基礎(chǔ)教育投資有利于摧生新產(chǎn)品和新服務(wù)[18]，公共交通的改善能夠降低小企業(yè)的交易成本[19]，Verheul等（2006）認(rèn)為女性創(chuàng)業(yè)可以部分地解釋托兒設(shè)施投資和衛(wèi)生保健建設(shè)[18]。當(dāng)然，如果公共投資抬高創(chuàng)業(yè)者經(jīng)營成本必將抑制其創(chuàng)業(yè)意愿[20]。為此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：公共投資對創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)選擇性別差異具有顯著影響。

創(chuàng)業(yè)人員經(jīng)常遇到嚴(yán)重的信貸約束，而不得不依靠自己的儲(chǔ)蓄和財(cái)富[13]。相比之下，女性創(chuàng)業(yè)者在獲得正規(guī)融資方面可能存在更大的困難[18]。然而，女性獲得資金的可能性取決于金融市場的結(jié)構(gòu)[21]，如在以銀行為中心的芬蘭，性別差異在獲得資金方面沒有統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著[22]。中國金融系統(tǒng)傾向于國有企業(yè)，考察金融環(huán)境對女性創(chuàng)業(yè)的影響是有必要的。為此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)5：金融環(huán)境對創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)選擇性別差異具有顯著影響。

當(dāng)然，創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新所必需的知識并非由創(chuàng)業(yè)者所創(chuàng)造，也可以由其他人所創(chuàng)建[6]。家庭為創(chuàng)業(yè)者成長提供了學(xué)習(xí)機(jī)會(huì)，來自創(chuàng)業(yè)家庭的個(gè)體更有可能創(chuàng)業(yè)[23]，有證據(jù)顯示女性創(chuàng)業(yè)者更加依賴來自家庭和社區(qū)的支持[23]。來自中國的創(chuàng)業(yè)研究發(fā)現(xiàn)了經(jīng)驗(yàn)的代際學(xué)習(xí)遞減現(xiàn)象[13]，一個(gè)重要原因是創(chuàng)業(yè)者可以通過越來越多渠道獲得創(chuàng)業(yè)知識。為此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)6：社會(huì)資本對創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)識別性別差異具有顯著影響。

在某種意義上，源自教育、家庭和網(wǎng)絡(luò)的知識具有私人性質(zhì)，并取決于創(chuàng)業(yè)者的資源稟賦。相比之下，溢出效應(yīng)使得區(qū)域R&D投資具有部分公共性質(zhì)，高水平R&D活動(dòng)的國家應(yīng)該產(chǎn)生更多的創(chuàng)新機(jī)會(huì)。因此，本文只是從區(qū)域環(huán)境視角討論R&D投資的溢出效應(yīng)，并提出如下假設(shè)：

假設(shè)7：研發(fā)投資對創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)識別性別差異具有顯著影響

二、研究方法的確認(rèn)

盡管創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)是創(chuàng)業(yè)研究的核心[8]，然而基于機(jī)會(huì)的創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新分析框架卻意外地匱乏，更不必說應(yīng)用于創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新性別差異研究。創(chuàng)業(yè)是創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)的識別與選擇為根本特征[1]，機(jī)會(huì)識別是機(jī)會(huì)選擇的邏輯前提。如果撇開機(jī)會(huì)識別的個(gè)體差異，任何關(guān)于機(jī)會(huì)選擇的新創(chuàng)研究都是不完整的。

（一）Heckman干預(yù)效應(yīng)

關(guān)于觀察數(shù)據(jù)的因果關(guān)系，傳統(tǒng)的回歸模型或協(xié)方差控制方法可能是不穩(wěn)健的。由于混淆有其他多元變量，研究者在一般的實(shí)證研究中很難直接探索結(jié)果變量與解釋變量之間的“凈效果”。按照Heckman的邏輯，創(chuàng)新性機(jī)會(huì)識別應(yīng)以二維虛擬內(nèi)生變量形式直接建模，否則估計(jì)的回歸模型將是有偏且不一致[24]。具體到本文的因果關(guān)系鏈中，創(chuàng)新性機(jī)會(huì)識別被理解為創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新選擇的一種干預(yù)。借助于轉(zhuǎn)換回歸（switching regression），Heckman采用了兩步估計(jì)（Two-step Estimator）的聯(lián)立方程組：第一步是建立模型來擬合個(gè)體參與到干預(yù)的可能性，第二步是在控制干預(yù)的前提下考察研究者所關(guān)心的自變量對因變量的效果，通過擬合關(guān)于結(jié)果變量的回歸方程和關(guān)于干預(yù)變量的選擇方程，達(dá)到對因果效應(yīng)的估計(jì)，于是有：

（二） 結(jié)果變量

創(chuàng)新是一個(gè)相對的概念，取決于觀察者的視角[6]，認(rèn)知偏誤可能導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)者高估自身的創(chuàng)新。有據(jù)于此，本文設(shè)置3條問項(xiàng)（見表1），從區(qū)域市場角度對變量結(jié)果創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新進(jìn)行賦值，其中“A1、B1、C1”組合為純粹模仿，其它組合則屬于不同程度的創(chuàng)新。

（三）虛擬內(nèi)生變量

創(chuàng)新識別是本文所創(chuàng)建的一個(gè)二維虛擬內(nèi)生變量，本文構(gòu)建了創(chuàng)新識別研究3個(gè)判定標(biāo)準(zhǔn)：專利、專有技術(shù)、變現(xiàn)價(jià)值。由于創(chuàng)新價(jià)值具有不確定性和風(fēng)險(xiǎn)性，創(chuàng)新潛在商業(yè)價(jià)值的變現(xiàn)能力值得考量。為此，本文增設(shè)了3個(gè)題項(xiàng)（見表1）：如果創(chuàng)業(yè)者選擇D1或E1，且F1或F2，則創(chuàng)新識別=“1”；否則，創(chuàng)新識別=“0”。

（四） 外生解釋變量

Heckman聯(lián)立方程組外生變量向量Xi至少應(yīng)包括過度自信、風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避、家族管理、公共開支、民間金融、正式金融，外生變量向量Zi包括教育背景、家庭資本、網(wǎng)絡(luò)資本、研發(fā)投資。在本調(diào)查中，大部分個(gè)體指標(biāo)采用詢問的方式進(jìn)行（見表2）。所選擇的估算策略是將這些指標(biāo)演變成虛擬變量，該策略的缺陷在于自變量失去一些可以影響結(jié)果變量的變化。環(huán)境變量數(shù)據(jù)源自《2014年中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。需要說明的是，本文使用過度自信與風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避作為認(rèn)知偏誤的代理變量；與此同時(shí)，使用家庭資本和網(wǎng)絡(luò)資本測量創(chuàng)業(yè)者的社會(huì)資本（假設(shè)6）。另外，根據(jù)Verheul 等（2006）的建議，本文設(shè)置了正式金融和民間金融兩個(gè)指標(biāo)測量金融環(huán)境的影響。關(guān)于教育背景，本文共設(shè)置3個(gè)專業(yè)類別變量：“理學(xué)、工學(xué)、農(nóng)學(xué)、醫(yī)學(xué)”（=2）、“經(jīng)濟(jì)學(xué)、管理學(xué)”（=1）、“ 哲學(xué)、法學(xué)、教育學(xué)、文學(xué)、歷史學(xué)、軍事學(xué)、藝術(shù)學(xué)”（=0）。

為了提高研究結(jié)論的可比性，本文的創(chuàng)業(yè)者統(tǒng)計(jì)口徑修改自全球創(chuàng)業(yè)觀察（Global Entrepreneurship Monitor，GEM）的“新生創(chuàng)業(yè)者”標(biāo)準(zhǔn)[27]：（1）個(gè)體在過去的一年內(nèi)已經(jīng)采取行動(dòng)以創(chuàng)建一個(gè)新經(jīng)營實(shí)體；（2）個(gè)體期望分享新經(jīng)營實(shí)體的所有權(quán)；（3）實(shí)際營運(yùn)期不超過36個(gè)月?？紤]到個(gè)體創(chuàng)業(yè)者在我國大量存在的事實(shí)，本文沒有采取GEM的“支付工資和薪金”標(biāo)準(zhǔn)。至于周工作時(shí)間，本文要求至少工作5小時(shí)，并允許兼職式創(chuàng)業(yè)者做樣本。此外，創(chuàng)業(yè)者性別是指問卷回答者的性別（女=0、男=1），即使創(chuàng)業(yè)業(yè)主不止一個(gè)，亦如此。

另外，有證據(jù)顯示較少有女性在高成長或高科技行業(yè)創(chuàng)業(yè)，但如果控制行業(yè)因素，女性創(chuàng)業(yè)者并不顯著地厭惡創(chuàng)新[3]，也有研究者相信女性創(chuàng)業(yè)所涉及行業(yè)可能不需要高水平的創(chuàng)新[4]。另外，本文控制了變量行業(yè)選擇（服務(wù)業(yè)=1，其它=0）。關(guān)于規(guī)模和創(chuàng)新關(guān)系的前期研究一直沒有定論，一般地規(guī)模較大企業(yè)可以更好地開發(fā)和利用新技術(shù)，有更大機(jī)會(huì)獲得知識、技能和專業(yè)。為此，本文限制了投資規(guī)模，剔除了超過我國中小企業(yè)劃型標(biāo)準(zhǔn)規(guī)定（國發(fā)〔2009〕36號）的樣本。

三、研究結(jié)果的確定

（一）樣本來源與描述

大城鎮(zhèn)和大都市擁有強(qiáng)大的人際交往和信息交流的機(jī)會(huì)，從而增加了創(chuàng)業(yè)者接觸到新思想的可能性[28]；相比之下，小城鎮(zhèn)的創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)資本以強(qiáng)人際關(guān)系為主導(dǎo)，不太可能推出新的知識[29]。為此，本文以省會(huì)或直轄市作為適合的問卷投放區(qū)域，通過隨機(jī)取樣而選取15個(gè)城市。主要的問卷調(diào)查于2013年5-8月完成，并在2014年6-8月進(jìn)行了一些補(bǔ)充調(diào)查。參與本調(diào)查共有48名調(diào)查員，最終有效問卷累計(jì)1 181份，問卷采用了網(wǎng)絡(luò)通訊（約占51%）、街頭攔截（約占44%）、電話咨詢（約占5%）等方式。被試有212名女性（約占17.1%），男性969名（約占82.9%）。教育程度分布中“碩士及以上”225名（約占19.05%）、“大專及本科”543名（約占45.98%）、“其它”413名（約占34.97%）。另外，按照習(xí)慣，被試要求年齡大于18且小于65歲的成年人，并排除全日制在校學(xué)生樣本。因此，創(chuàng)業(yè)者平均年齡為34.60歲（標(biāo)準(zhǔn)差=0.44），女性創(chuàng)業(yè)者平均32.50歲（標(biāo)準(zhǔn)差=0.24），男性創(chuàng)業(yè)者平均35.06歲（標(biāo)準(zhǔn)差=0.21）。

在展開討論之前先檢查一下變量間相關(guān)系數(shù)，表3檢驗(yàn)似乎表明創(chuàng)新能力與創(chuàng)新識別存在顯著的性別差異。具體而言，男性創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新能力方面超過女性創(chuàng)業(yè)者，但女性創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)新識別方面強(qiáng)于男性創(chuàng)業(yè)者，在過度自信、風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避、教育背景方面不存在顯著的性別差異。創(chuàng)業(yè)者總體上呈現(xiàn)一定程度的風(fēng)險(xiǎn)喜好和過度自信，家庭資本和家族控制對女性創(chuàng)業(yè)者的影響顯著，女性的確在行業(yè)選擇方面更加青睞于服務(wù)業(yè)。

（二）創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新性別差異的干預(yù)效應(yīng)

Heckman的干預(yù)效應(yīng)模型是一個(gè)兩階段的聯(lián)立方程組，本文使用了最大似然法。為了探索性別對創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新的影響，本文分別估計(jì)了“混合樣本”、“女性樣本”和“男性樣本”的干預(yù)效應(yīng)，混合樣本建模的假定是各因素對性別的影響是相同的。為此，在控制性別變量的基礎(chǔ)上，本文試圖引入性別和其它變量的交互效應(yīng)。表3檢驗(yàn)似乎表明變量間的相關(guān)系數(shù)總體上不是太高，雖然大部分變量間相關(guān)性顯著，但絕對值不超過0.3。因此，可以判斷多重共線性問題可能不會(huì)嚴(yán)重。出于瑾慎，本文擬采用城市作為分組變量以消除“嵌套”問題，對于潛在的異方差則采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差估計(jì)；同時(shí)，所有連續(xù)變量均進(jìn)行了組數(shù)據(jù)中心化以加速收斂。

1.無交互項(xiàng)的創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新性別差異干預(yù)效應(yīng)

從最終結(jié)果來看（見表4），3個(gè)模型均可以接受。除“女性樣本模型”ρ顯著水平略低外（P=0.1189），其它模型都十分理想。總體上，干預(yù)效應(yīng)模型可以用以分析和評價(jià)創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新性別差異，女性樣本顯著水平低可能與樣本量低有一定關(guān)聯(lián)。對女性樣本回歸結(jié)論的解釋需謹(jǐn)慎一些，選擇方程結(jié)果表明女性創(chuàng)業(yè)者識別創(chuàng)新的能力強(qiáng)于男性創(chuàng)業(yè)者。通過對照兩個(gè)子樣本參數(shù)估計(jì)可以發(fā)現(xiàn)：在個(gè)體層面，導(dǎo)致創(chuàng)新識別性別差異的解釋變量行業(yè)選擇、家庭資本和網(wǎng)絡(luò)資本；相比之下，創(chuàng)業(yè)資本對女性創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新支持作用略大；教育背景對創(chuàng)新識別的作用也得到模型肯定。理論上教育對創(chuàng)業(yè)的影響很難預(yù)測，高等教育既賦予人們更強(qiáng)的創(chuàng)業(yè)能力，也拉高了創(chuàng)業(yè)的機(jī)會(huì)成本，Yueh（2009）發(fā)現(xiàn)機(jī)會(huì)成本主導(dǎo)教育對中國創(chuàng)業(yè)有影響[13]。在控制教育程度的前提下，本文發(fā)現(xiàn)教育內(nèi)容與創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新有重大影響且存在性別差異。一般地經(jīng)濟(jì)與管理知識對女性幫助較大，而理工農(nóng)醫(yī)等學(xué)科知識有利于男性創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新識別，這或許與創(chuàng)業(yè)者的行業(yè)選擇有關(guān)。在區(qū)域環(huán)境層面，研發(fā)投資對創(chuàng)新識別均有顯著影響。

雖然女性更可能識別創(chuàng)新機(jī)會(huì)，但回歸方程結(jié)果卻認(rèn)為男性的創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新能力顯著地高于女性。在個(gè)體層面，創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新性別差異不是風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避問題，過度自信與之存在顯著相關(guān)，自信對女性創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新影響高于男性。在區(qū)域環(huán)境層面，正式金融對女性創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新的消極影響不顯著，而對于男性創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新有積極且顯著影響。與金融相關(guān)的創(chuàng)業(yè)性別差異主要存在于信貸需求而非信貸供給[30]，一個(gè)可能的結(jié)論是女性對金融信貸需求不足。相比之下，公共開支顯著地有利于女性創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新。容易理解的是，地方政府在教育、通信、交通、醫(yī)療等支持，如果能夠有效地減輕了女性所承擔(dān)照顧家庭義務(wù)，那么女性自主創(chuàng)業(yè)意愿的提升是可以期待的。

2. 交互項(xiàng)的創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新性別差異干預(yù)效應(yīng)

表4所示性別系數(shù)在1%的水平是積極且統(tǒng)計(jì)學(xué)意義顯著，這意味著中國的性別差異是創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)重要的決定因素。本文也注意到其他獨(dú)立變量的影響在兩個(gè)子樣本中的變化，變化主要是在幅度或系數(shù)的統(tǒng)計(jì)意義而不是系數(shù)符號。為此，本文對性別與其它變量的交互效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)（限于篇幅未列示）。令人驚訝的是，性別變量交互項(xiàng)系數(shù)均不顯著，這表明性別可能造成的其他因素對創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新的影響并非具有結(jié)構(gòu)性。檢驗(yàn)結(jié)果似乎表明性別對創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新研究的解釋能力是有限的，究其原因可能是由于性別屬于穩(wěn)定的個(gè)體特征，而創(chuàng)業(yè)是一種被復(fù)雜和動(dòng)態(tài)環(huán)境所影響的活動(dòng)。因此，在控制眾多“個(gè)體偏好”和“區(qū)域環(huán)境”變量后，性別的交互項(xiàng)不顯著似乎也是可以理解和接受的。

四、主要結(jié)論

創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新性別差異歸因是一項(xiàng)具有重要政策啟示的研究工作，當(dāng)前創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新性別差異研究仍處于理論假設(shè)階段，也缺乏必要的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)支持?；贙oellinge創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新研究框架，本文構(gòu)建了Heckman干預(yù)效應(yīng)模型，研究了我國創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新性別差異問題。在理論上，創(chuàng)新識別是創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新的前提與基礎(chǔ)，早期的一些關(guān)于創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新的研究工作沒有明確分析創(chuàng)新識別的干預(yù)效應(yīng)，也缺乏必要的反事實(shí)分析。事實(shí)證明，考慮這些因素可能會(huì)產(chǎn)生一些有趣的結(jié)論：

第一，女性創(chuàng)業(yè)者更可能識別漸進(jìn)式創(chuàng)新機(jī)會(huì)。數(shù)據(jù)表明（限于篇幅未列示）男性創(chuàng)新識別在“技術(shù)與發(fā)明專利”占比70.48%，“專有技術(shù)”占比81.65%；女性創(chuàng)新識別“技術(shù)與發(fā)明專利”占比45.92%，“專有技術(shù)”則達(dá)74.49%。換言之，單純的專有技術(shù)型創(chuàng)新機(jī)會(huì)，女性創(chuàng)業(yè)者占54.08%，對比于男性創(chuàng)業(yè)者的29.52%，在創(chuàng)新識別類型方面的性別差異可能與行業(yè)選擇有一定關(guān)聯(lián)。由于聚集于服務(wù)業(yè)，女性創(chuàng)業(yè)者較少獲取技術(shù)專利和發(fā)明專利，女性創(chuàng)新性受制于創(chuàng)新識別。對此，人們當(dāng)然可以建議女性創(chuàng)業(yè)者提高自信水平，但女性更應(yīng)當(dāng)改善社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資本。社交網(wǎng)絡(luò)可以支持或抑制創(chuàng)業(yè)，因?yàn)樯鐣?huì)網(wǎng)絡(luò)影響創(chuàng)業(yè)者獲取稀缺資源的能力。

第二，女性創(chuàng)業(yè)者傾向于過程創(chuàng)新。本文也發(fā)現(xiàn)在創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新方面存在顯著的性別差異，數(shù)據(jù)表明（限于篇幅未列示），女性創(chuàng)業(yè)者更加注重于加強(qiáng)內(nèi)部創(chuàng)新，男性則意愿在最終產(chǎn)品及營銷管理花費(fèi)更多時(shí)間與精力。一種可能的解釋是女性創(chuàng)業(yè)者存在控制傾向[4]。確切地，女性創(chuàng)業(yè)者更傾向于內(nèi)部學(xué)習(xí)，內(nèi)部學(xué)習(xí)資源缺乏容易使女性創(chuàng)業(yè)者陷入“均衡困境”。Yueh（2009）發(fā)現(xiàn)在中國存在的創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗(yàn)代際學(xué)習(xí)遞減現(xiàn)象[13]，一個(gè)重要原因是潛在的創(chuàng)業(yè)者可以通過越來越多正式渠道學(xué)習(xí)如何啟動(dòng)和管理自己的業(yè)務(wù)。因此，如何維持探索學(xué)習(xí)與開發(fā)學(xué)習(xí)的均衡是女性創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新的挑戰(zhàn)。如果未來研究能夠?qū)?chuàng)新與學(xué)習(xí)等因素聯(lián)系起來，那么關(guān)于女性創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新或許會(huì)有一個(gè)更加全面的認(rèn)識。

第三，行業(yè)發(fā)展是女性創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新的驅(qū)動(dòng)力。盡管女性創(chuàng)業(yè)者存在于所有行業(yè)，但更多的是在零售和服務(wù)行業(yè)。另外，證據(jù)顯示較少有女性在高成長或高科技行業(yè)創(chuàng)業(yè)，如果控制行業(yè)因素，女性創(chuàng)業(yè)者并不顯著地厭惡創(chuàng)新[3]，女性創(chuàng)業(yè)所涉及行業(yè)可能不需要高水平的創(chuàng)新[4]。相對于模仿，創(chuàng)新涉及更高的不確定性和風(fēng)險(xiǎn)。一些研究也強(qiáng)調(diào)女性對自己的創(chuàng)業(yè)能力不太自信[5]，似乎更可能風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避[12，15]。女性創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新問題不是風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避問題，而是與行業(yè)選擇有一定程度的關(guān)聯(lián)。可以肯定的是，行業(yè)對創(chuàng)新的類型與性質(zhì)需求有所差異。隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展，因?yàn)樾畔⒉粚ΨQ或只是純粹的無知而尚未被其他市場參與者實(shí)現(xiàn)的盈利機(jī)會(huì)在不斷減少[6]。因此，女性創(chuàng)業(yè)者需要關(guān)注行業(yè)發(fā)展對創(chuàng)新的需求。

五、 展望

一般意義的創(chuàng)業(yè)性別差異動(dòng)因假設(shè)在創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新性別差異研究中不一定得到支持，如一些人口統(tǒng)計(jì)變量已經(jīng)不再顯著。盡管創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新性別差異依然存在，不過總體上似乎在變小。需要指出的是，由于本文沒有涉及到創(chuàng)新績效問題，尤其沒有顧及創(chuàng)業(yè)者“拉”與“推”的創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)問題，一些觀點(diǎn)難免有失偏頗。在宏觀層面，創(chuàng)新有利于推動(dòng)社會(huì)發(fā)展與進(jìn)步；在微觀層面，創(chuàng)新決策需要考慮成功概率，如何引入創(chuàng)新績效或創(chuàng)業(yè)滿意變量是今后需要考慮的課題。本文的截面數(shù)據(jù)因果關(guān)系推斷雖然得到干預(yù)效應(yīng)模型的校正，但仍需要得到面板數(shù)據(jù)研究的支持，這也是今后的努力方向。

參考文獻(xiàn)：

[1] Shane S，Venkataraman S. The promise of entrepreneurship as a field of research[J].Academy of management review，2000，25（1）：217-226.

[2] Lián F，Rodríguez-Cohard JC，Rueda-Cantuche JM. Factors affecting entrepreneurial intention levels： A role for education[J].International Entrepreneurship and Management Journal，2011，7（2）：195-218.

[3] Kepler E，Shane S. Are male and female entrepreneurs really that different？[M].Office of Advocacy，US Small Business Administration，2007.

[4] Lim S，Envick BR. Gender and entrepreneurial orientation： A multi-country study[J].International Entrepreneurship and Management Journal，2013，9（3）：465-482.

[5] Schade C，Koellinger P. Heuristics，biases，and the behavior of entrepreneurs[J].Entrepreneurship，the engine of growth，2007，1（1）：141-163.

[6] Koellinger P. Why are some entrepreneurs more innovative than others？[J].Small Business Economics，2008，31（1）：21-37.

[7] Klapper LF，Parker SC. Gender and the business environment for new firm creation[J].The World Bank Research Observer，2011，26（2）：237-257.

[8] Mitchell RK，Busenitz LW，Bird B，et al. The central question in entrepreneurial cognition research 2007[J].Entrepreneurship Theory and Practice，2007，31（1）：1-27.

[9] Busenitz LW，Barney JB. Differences between entrepreneurs and managers in large organizations： Biases and heuristics in strategic decision-making[J].Journal of Business venturing，1997，12（1）：9-30.

[10]Dohmen T，F(xiàn)alk A，Huffman D，et al. Individual risk attitudes： Measurement，determinants，and behavioral consequences[J].Journal of the European Economic Association，2011，9（3）：522-550.

[11]Van der Zwan P，Verheul I，Thurik AR. The entrepreneurial ladder，gender，and regional development[J].Small Business Economics，2012，39（3）：627-643.

[12]Brush CG，De Bruin A，Welter F. A gender-aware framework for women′s entrepreneurship[J].International Journal of Gender and Entrepreneurship，2009，1（1）：8-24.

[13]Lu J，Tao Z. Determinants of entrepreneurial activities in china[J].Journal of Business venturing，2010，25：261-273.

[14]Hausman A. Innovativeness among small businesses： Theory and propositions for future research[J].Industrial Marketing Management，2005，34：773-782.

[15]Fischer EM，Reuber AR，Dyke LS. A theoretical overview and extension of research on sex，gender，and entrepreneurship[J].Journal of Business venturing，1993，8（2）：151-168.

[16]Engelen A，Heinemann F，Brettel M. Cross-cultural entrepreneurship research： Current status and framework for future studies[J].Journal of International Entrepreneurship，2009，7（3）：163-189.

[17]Carbonell J，Hernandez J，García FL. Business creation by immigrant entrepreneurs in the valencian community. The influence of education[J].International Entrepreneurship and Management Journal，2014，10（2）：409-426.

[18]Verheul I，Stel AV，Thurik R. Explaining female and male entrepreneurship at the country level[J].Entrepreneurship & Regional Development，2006，18（2）：151-183.

[19]Westhead P，Ucbasaran D，Wright M，et al. Novice，serial and portfolio entrepreneur behaviour and contributions[J].Small Business Economics，2005，25（2）：109-132.

[20]Henrekson M. Entrepreneurship： A weak link in the welfare state？[J].Industrial and Corporate Change，2005，14（3）：437-467.

[21]Ahl H，Berglund K，Pettersson K，et al. From feminism to feminc.Ism： On the uneasy relationship between feminism，entrepreneurship and the nordic welfare state[J].International Entrepreneurship and Management Journal，2014：1-24.

[22]Eriksson P，Katila S，Niskanen M. Gender and sources of finance in finnish smes： A contextual view[J].International Journal of Gender and Entrepreneurship，2009，1（3）：176-191.

[23]Kelley D，Bosma NS，Amorós JE. The global entrepreneurship monitor： 2010 global report[M].Babson Park： Babson College，2011.

[24]Guo S，F(xiàn)raser M. Propensity score analysis： Statistical methods and applications[M].CA： Sage. pubications，2010.

[25]Heckman JJ. Dummy endogenous variables in a simultaneous equation system[J].Econometrica，1978，46（4）：931-960.

[26]張琳.基于創(chuàng)業(yè)階段的我國區(qū)域間創(chuàng)業(yè)性別差異研究[J].科學(xué)學(xué)研究，2014，32（8）：1207-1217.

[27]Reynolds P，Bosma N，Autio E，et al. Global entrepreneurship monitor： Data collection design and implementation 1998-2003[J].Small Business Economics，2005，24（3）：205-231.

[28]Freel MS，Robson PJ. Small firm innovation，growth and performance evidence from scotland and northern england[J].International Small Business Journal，2004，22（6）：561-575.

[29]Robson PJA，Haugh HM，Obeng BA. Entrepreneurship and innovation in ghana： Enterprising africa[J].Small Business Economics，2009，32（3）：331-350.

[30]Bardasi E，Sabarwal S，Terrell K. How do female entrepreneurs perform？ Evidence from three developing regions[J].Small Business Economics，2011，37（4）：417-441.

On Gender Differences between Opportunity Recognition and Entrepreneurial

Innovation

ZHANG Lin

（Business School，Minan Normal University， Zhangzhou 363000，China）

Abstract：Based on distinction between innovation and imitation， Koellinger（2008） insisted that the essence of entrepreneurial innovation is the “recognition” and “choice” of a risk plan. Therefore， the article used intervention effect estimators to construct an appropriate control group to balance covariates. The preliminary analysis indicates that innovative is higher among male entrepreneurs， and female entrepreneurs are more satisfied with incremental innovation opportunities and engaged in the process-innovations. Therefore， female should improve their network capital， strengthen external learning and focus on industry development.

Key words：entrepreneurial innovation； recognition of entrepreneurial innovation； gender difference； intervention effect