創(chuàng)業(yè)進展與創(chuàng)業(yè)努力的多層次關系：創(chuàng)業(yè)自我效能的中介與調節(jié)定向的調節(jié)作用*

李其容 李春萱 楊艷宇

創(chuàng)業(yè)進展與創(chuàng)業(yè)努力的多層次關系：創(chuàng)業(yè)自我效能的中介與調節(jié)定向的調節(jié)作用*

李其容1,2李春萱1楊艷宇1

(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)

基于動機性自我調節(jié)框架, 通過兩項獨立研究, 探討前期創(chuàng)業(yè)努力對隨后創(chuàng)業(yè)進展的影響及其內在機理——創(chuàng)業(yè)自我效能的中介與調節(jié)定向的調節(jié)作用。對115名新創(chuàng)業(yè)者進行為期6個月(研究1)和對70名新創(chuàng)業(yè)者進行為期15個月的追蹤調查(研究2), 分別構建多層次跨期中介效應檢驗模型和多層線性回歸模型進行數(shù)據分析。結果發(fā)現(xiàn): (1)創(chuàng)業(yè)自我效能在前期創(chuàng)業(yè)進展對隨后創(chuàng)業(yè)努力的影響中起中介角色; (2)從總體上看(即不考慮調節(jié)定向作用時), 前期創(chuàng)業(yè)進展通過正向影響創(chuàng)業(yè)自我效能, 負向影響隨后創(chuàng)業(yè)努力; (3)促進定向水平越高, 創(chuàng)業(yè)自我效能對隨后創(chuàng)業(yè)努力產生越強的負向影響, 從而前期創(chuàng)業(yè)進展與隨后創(chuàng)業(yè)努力的間接負相關關系越強; (4)預防定向水平越高, 創(chuàng)業(yè)自我效能對隨后創(chuàng)業(yè)努力產生越弱的負向影響, 從而前期創(chuàng)業(yè)進展與隨后創(chuàng)業(yè)努力的間接負相關關系越弱。這一結果彌合了過往創(chuàng)業(yè)自我調節(jié)過程研究的混淆結論, 拓展了創(chuàng)業(yè)情境下的動機性自我調節(jié)框架與調節(jié)定向觀研究, 對于揭示創(chuàng)業(yè)過程的動態(tài)性、復雜性具有積極作用。

創(chuàng)業(yè)進展, 創(chuàng)業(yè)自我效能, 創(chuàng)業(yè)努力, 促進定向, 預防定向

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)揮個人主觀能動性、驅動創(chuàng)業(yè)目標實現(xiàn)的關鍵內部因素(Uy et al., 2015; 陳建安等, 2021)。而這需要創(chuàng)業(yè)者不斷進行自我導向和自我激勵, 因此學者常用自我調節(jié)理論來考察創(chuàng)業(yè)過程(如Lex et al., 2020)。自我調節(jié)理論指出, 個體會依據目標實現(xiàn)過程中的反饋來調節(jié)其注意力、認知、情緒和行為以實現(xiàn)其最終目標。在創(chuàng)業(yè)活動中, 前期進展順利與否作為重要的反饋, 對創(chuàng)業(yè)者如何調整后續(xù)行為有著決定性影響, 因而受到學界關注。但創(chuàng)業(yè)者在取得較好的創(chuàng)業(yè)進展后是增加還是減少創(chuàng)業(yè)努力, 從不同視角出發(fā)的研究卻未能達成共識(Uy et al., 2015; 李其容等, 2021)。因此, 前期創(chuàng)業(yè)進展與隨后創(chuàng)業(yè)努力間的復雜關系亟需更細致的分析, 為創(chuàng)業(yè)者的積極行為發(fā)展提供經驗證據。

本研究認為, 動機性自我調節(jié)框架(motivational self-regulation framework)為解釋前期創(chuàng)業(yè)進展與后續(xù)創(chuàng)業(yè)努力為何存在混淆關系提供了一種潛在思路。該框架指出, 個體會結合現(xiàn)況評價與自身動機傾向決定后續(xù)行為的方向與強度(Sun et al., 2013; Li et al., 2020; Strauman & Wilson, 2010)。以此來看, 前期創(chuàng)業(yè)進展作為創(chuàng)業(yè)現(xiàn)況評價依據的來源, 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)者動機傾向可能造成過往研究對前期創(chuàng)業(yè)進展與后續(xù)創(chuàng)業(yè)努力關系的認識存在沖突。因此, 本研究試圖基于動機性自我調節(jié)框架, 更加深入地剖析創(chuàng)業(yè)自我調節(jié)的動態(tài)過程, 厘清創(chuàng)業(yè)進展對創(chuàng)業(yè)努力產生復雜影響的機理。

自我效能作為個體結合任務進展對現(xiàn)況進行評價的認知結果, 是構成動機性自我調節(jié)框架的關鍵要素之一(Sun et al., 2013; Li et al., 2020), 在任務進展影響個體后續(xù)行為中扮演著重要的中介角色。而自我效能與個體后續(xù)行為關系研究結論的不一致(Sitzmann & Yeo, 2013), 可能是導致前期創(chuàng)業(yè)進展與后續(xù)創(chuàng)業(yè)努力復雜關系的產生本源。而動機傾向差異導致個體采用不同的自我調節(jié)策略, 這會使其對自我效能產生差異化的解讀(Sun et al., 2013)。自我調節(jié)理論中的調節(jié)定向觀點提出, 個體在追求目標過程中產生兩種不同的自我調節(jié)動機傾向: 促進定向(promotion focus)和預防定向(prevention focus) (Higgins, 1998)。過往研究表明, 具有不同調節(jié)定向的個體在思維、情緒和行為上將遵循不同的自我調節(jié)邏輯(Lanaj et al., 2012)。因此本研究引入調節(jié)定向觀并將其作為動機傾向的直接體現(xiàn), 思考兩種調節(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)進展對創(chuàng)業(yè)努力復雜影響的產生緣由。

綜上所述, 本研究擬開展內容接續(xù)、邏輯自洽的兩項研究, 以深入理解創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)活動中的自我調節(jié)過程(理論模型如圖1所示)。本研究首先進行探索性研究(研究1): 基于動機性自我調節(jié)框架, 探究創(chuàng)業(yè)自我效能是否在前期創(chuàng)業(yè)進展與隨后創(chuàng)業(yè)努力關系中起中介角色。在研究1結論的基礎上, 通過主研究(研究2)進一步剖析創(chuàng)業(yè)者調節(jié)定向如何通過影響創(chuàng)業(yè)自我效能與隨后創(chuàng)業(yè)努力的關系, 在前期創(chuàng)業(yè)進展與隨后創(chuàng)業(yè)努力間起調節(jié)作用。采用探索性研究與主研究相結合的設計, 除了更好地發(fā)展理論、提出假設外, 也在兩項研究中采用不同的分析模型、對兩次獨立開展的追蹤調查數(shù)據進行分析, 既能夠相互彌補方法上可能存在的不足, 也能夠使研究基礎關系(即創(chuàng)業(yè)自我效能的中介角色)的結論相互驗證以確保穩(wěn)健性。

圖1 研究理論模型圖

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

2.1 文獻回顧與假設提出

2.1.1 文獻回顧

創(chuàng)業(yè)努力是指創(chuàng)業(yè)者為實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)目標而在行為上的投入(Foo et al., 2009; Uy et al., 2015), 是能夠切實推進創(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; 李紀珍, 李論, 2018; Bowen & de Clercq, 2008)。近年來, 有學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)活動的進展作為不斷修正努力程度的關鍵依據(Uy et al., 2015; 李其容等, 2021)。盡管這些研究均采用縱向的研究設計, 但在前期創(chuàng)業(yè)進展對隨后創(chuàng)業(yè)努力產生何種影響的問題上卻未能達成一致結論。

根據任務現(xiàn)況形成的目標進展感知(perception of goal progress), 是個體對任務現(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體自我調節(jié), 需要通過復雜的認知加工過程, 結合任務現(xiàn)況形成主觀評價后才能夠指導個體后續(xù)行為。在此基礎上, 動機性自我調節(jié)框架進一步認為動機傾向會影響個體對任務現(xiàn)況評價的解讀, 最終導致不同的自我調節(jié)過程(Sun et al., 2013)。作為任務目標與當前任務現(xiàn)況感知比較的結果(Vancouver & Purl, 2017), 自我效能被視為反映個體對現(xiàn)況評價的關鍵自我調節(jié)要素, 受到動機性自我調節(jié)框架研究的重視。

正如前述, 動機性自我調節(jié)框架強調在自我調節(jié)過程中考慮個體動機傾向的差異(Sun et al., 2013), 而調節(jié)定向觀恰好涉及個體因趨利避害的動機傾向差異而采取不同自我調節(jié)策略的問題(Higgins, 1998)。在探索不同任務情境下的自我調節(jié)過程時, 學者也發(fā)現(xiàn)了調節(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, 本研究認為考慮調節(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)進展與隨后創(chuàng)業(yè)努力復雜關系的關鍵。

2.1.2 假設提出

作為反映個體對實現(xiàn)目標能力信念的動機性構念, 自我效能在自我調節(jié)過程中起到了關鍵作用(Bandura, 1991)。正如Lord等(2010)指出, 當前狀態(tài)與期望目標接近, 可以在很大程度上激發(fā)個體自我效能的產生; 反之則會使個體認為自己執(zhí)行任務和實現(xiàn)目標的能力較低。此外, 績效反饋還會引發(fā)個體情緒反應, 積極的績效反饋將使個體產生積極情緒而提高其自我效能(Bandura, 1997; Locke & Latham, 2002)。隨著縱向研究設計逐漸被自我調節(jié)研究采納, 前期進展對自我效能的積極影響在不同任務情境和時間框架下的實證研究中得到證實(Beck & Schmidt, 2012; da Motta Veiga & Turban, 2018)。創(chuàng)業(yè)領域的研究也發(fā)現(xiàn), 創(chuàng)業(yè)自我效能也在自我調節(jié)過程中扮演了重要角色, 成功的創(chuàng)業(yè)經驗將促使創(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, 不同自我調節(jié)理論觀點有不同的預測, 這也導致前期創(chuàng)業(yè)進展對隨后創(chuàng)業(yè)努力的影響存在混淆結論。一方面, 擴大差異的自我調節(jié)觀點認為, 高自我效能將指引個體更加努力地追求目標(Tolli & Schmidt, 2008)。這是因為, 高創(chuàng)業(yè)自我效能意味著個體評估創(chuàng)業(yè)活動困難程度低、目標實現(xiàn)可能性高(Bandura, 2012; Vancouver et al., 2008), 此時創(chuàng)業(yè)活動將會是更有吸引力的選擇。此外, 高自我效能的個體對自身能力充分自信, 為未來設定更高目標并更加積極參與到任務活動中(Bandura, 1991, 1997)。事實上, 社會認知論也支持自我效能正向作用的觀點(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聯(lián), 例如持續(xù)工作(Cassar & Friedman, 2009)、堅持(Cardon & Kirk, 2015)等。

自我調節(jié)理論研究認為, “輸入?比較?輸出”過程構成自我調節(jié)循環(huán)的核心(Vohs & Baumeister, 2016)。個體將感知到的任務績效與預設任務目標進行比較, 積極或消極的比較結果將會影響其對自身能力的信念, 從而對后續(xù)行為或績效產生影響(Sitzmann & Yeo, 2013)。結合前述本研究認為, 前期創(chuàng)業(yè)進展作為重要的任務績效輸入, 會正向影響個體對于自身創(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)努力產生影響?；诖? 本研究提出如下假設:

H1a: 創(chuàng)業(yè)自我效能在前期創(chuàng)業(yè)進展對后續(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。

然而也有研究認為(Vancouver et al., 2001, 2002), 自我調節(jié)過程具有差異減少趨勢(discrepancy reduction tendency), 即個體調節(jié)他們的努力以維持期望狀態(tài)。高自我效能的個體會不恰當?shù)慕忉屒捌谶M展與自身能力, 認為無論何種行為方式都將取得積極結果(Schmitt et al., 2018)。這可能導致個體在隨后放松, 減少當前目標的努力投入并將其分配到其他目標上(Schmidt & DeShon, 2010; Vancouver et al., 2002)。另一方面, 較高的自我效能也會使個體錯誤估計前期進展和期望目標之間的差異(Vancouver, 2012)。特別是對于大多數(shù)創(chuàng)業(yè)者而言, 經驗匱乏和感知進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(Carver & Scheier, 1998; Powers, 1973)。事實上, 也有創(chuàng)業(yè)領域研究發(fā)現(xiàn), 具有高創(chuàng)業(yè)自我效能的創(chuàng)業(yè)者很可能因認為自己開辦的企業(yè)已經具有較強實力, 因而不愿尋求更多的投融資機會繼續(xù)發(fā)展企業(yè)(Troise & Tani, 2021)。

基于前述自我調節(jié)邏輯可知, 前期創(chuàng)業(yè)活動的順利進展也將促使創(chuàng)業(yè)自我效能產生, 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致隨后創(chuàng)業(yè)努力的減少。基于此, 本研究提出如下假設:

H1b: 創(chuàng)業(yè)自我效能在前期創(chuàng)業(yè)進展對后續(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)進展通過正向影響創(chuàng)業(yè)自我效能, 負向影響隨后創(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)產業(yè)園區(qū)中, 通過面訪、電話或網絡視頻等多種形式邀請首次創(chuàng)業(yè)、創(chuàng)業(yè)不超過6個月且創(chuàng)業(yè)活動仍在繼續(xù)的新創(chuàng)業(yè)者作為被試, 對其進行連續(xù)3次的問卷調查。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, 并對其進行后續(xù)追蹤調查。

由專人通過網絡向被試發(fā)放電子調查問卷, 每間隔3個月進行一次追蹤調查, 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1本研究將原始數(shù)據、分析語句和結果上傳至開源數(shù)據平臺, 以供讀者查閱, 網址為：https://osf.io/h6exd/。。本研究向每位完成完整追蹤調查的新創(chuàng)業(yè)者提供U盤、名片夾等紀念品, 同時承諾在研究獲得肯定后, 及時將研究結論反饋并為其提供相應的管理咨詢建議。在最終的被試中, 男性65人(占56.52%), 女性50人(占43.48%)。首次調查時被試年齡在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歷(22人), 33.91%取得了本科學歷(39人), 34.78%獲得了碩士學歷(40人), 12.17%獲得了博士學歷(14人)。卡方檢驗與檢驗結果顯示, 流失被試與完整參加3次調查的被試在性別(χ2(1) = 0.27,= 0.60)、年齡((198) = 0.78,= 0.44)和學歷(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。兩種任務同等重要、缺一不可, 單獨一個方面的任務無法反映出創(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任務外, 也會在超出當下需求的任務中投入努力, 以為創(chuàng)業(yè)活動的未來發(fā)展做準備。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, 將時間特征整合進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個題目, 典型的題目如: “您在需要立刻完成的管理任務上付出了多少努力？”和“您在除需要立刻完成(的創(chuàng)新任務)外其他的創(chuàng)新任務上付出了多少努力？”。采用李克特7點量表計分, 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個維度、12個題目, 典型的題目如“您有多大的信心可以抓住市場機會？”。采用李克特7點量表計分, 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)進展。采用Gielnik等(2015)開發(fā)的創(chuàng)業(yè)進展量表, 共包含7個題目, 典型的題目如“您認為您在多大程度上實現(xiàn)了針對于產品或服務設置的具體目標？”。采用李克特7點量表計分, 從1 “完全沒有(實現(xiàn))”到7 “完全(實現(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)據收集程序, 向其保證數(shù)據保密性并承諾及時反饋研究結論。而后由經過培訓的管理心理學專業(yè)研究生作為主試, 通過網絡向被試定期發(fā)放電子調查問卷。在首次調查中, 除了完成包含所有重復測量變量的追蹤問卷外, 還進行了人口統(tǒng)計學特征的調查。而后在約定時間進行2次追蹤調查, 每次調查內容和流程基本一致, 僅對問卷題目順序進行隨機打亂調整, 被試完成全部問卷約需8～12分鐘。

2.2.4 數(shù)據分析方法

本研究使用R 3.2.3軟件, 對數(shù)據進行整理與分析。首先, 對追蹤數(shù)據進行結構化流失、信效度、共同方法偏差和測量等值性等檢驗。然后, 采用Pearson相關分析, 考察創(chuàng)業(yè)進展、創(chuàng)業(yè)努力和創(chuàng)業(yè)自我效能3次施測中的相關關系。最后, 為檢驗創(chuàng)業(yè)自我效能在前期創(chuàng)業(yè)進展與隨后創(chuàng)業(yè)努力關系中的跨期中介效應, 同時避免個體間方差導致對跨期效應過度估計的可能。本研究引入隨機截距交叉滯后模型(random intercept cross-lagged panel model, RI-CLPM)對上述跨期中介效應進行分析(Wu et al., 2018), 并運用拔靴分析方法對間接效應進行檢驗。

2.3 結果

2.3.1 共同方法偏差檢驗

本研究中的各變量均由被試自陳報告, 故可能存在共同方法偏差效應。因此在全部數(shù)據收集完成后, 本研究采用Harman單因子檢驗法(周浩, 龍立榮, 2004)和標識變量技術(marker-variable technique, Podsakoff et al., 2003), 對3個時間點的研究數(shù)據進行共同方法偏差檢驗。在Harman單因子檢驗結果中, 三次提取特征值大于1的因子均為3個, 第一個公因子的解釋變異量均小于40%的判斷標準(T1: 27.51%; T2: 27.93%; T3: 30.02%)。在參照杜旌等(2014)具體方法的標識變量技術操作檢驗結果發(fā)現(xiàn), 調整后變量間相關系數(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性。綜上所述, 本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題。

2.3.2 驗證性因子分析

本研究對3個時間點的研究數(shù)據分別進行驗證性因子分析以檢驗其區(qū)分效度, 并比較相應的擬合度指標。結果表明, 所有時點三因子模型(預期模型)的適配度指標均處于臨界值范圍內, 且優(yōu)于其他替代模型2受篇幅所限, 不呈現(xiàn)具體每期驗證性因子分析結果(研究2也同)。如有需要, 請前往本研究提供的開源數(shù)據平臺查閱。。對包含創(chuàng)業(yè)進展、創(chuàng)業(yè)努力和創(chuàng)業(yè)自我效能3個變量的所有數(shù)據進行多層次驗證性因子分析, 結果顯示三因子模型(預期模型)的適配度指標最優(yōu)(χ2= 370.68;= 454; CFI = 1.00; TLI = 1.03; RMSEA = 0.000; SRMRwithin= 0.05; SRMRbetweem= 0.09)。這表明, 因子結構與預期相符, 變量測量區(qū)分效度較高, 符合研究需要。

2.3.3 描述統(tǒng)計與相關分析

表1呈現(xiàn)了各變量描述性統(tǒng)計與相關分析結果。結果顯示, 各變量不同時點、創(chuàng)業(yè)進展與創(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。然而, 創(chuàng)業(yè)進展與創(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關系。這意味著, 變量間可能存在較為復雜的關系, 需要進一步采用隨機截距的交叉滯后分析進行檢驗。

表1 研究1描述性統(tǒng)計與相關分析

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

表2 研究1測量等值性檢驗

2.3.4 縱向測量等值性檢驗

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

2.3.5 假設檢驗

為確定創(chuàng)業(yè)自我效能在前期創(chuàng)業(yè)進展與隨后創(chuàng)業(yè)努力關系中的跨期中介效應的模型, 在Wu等(2018)建議模型的基礎上, 本研究構建自回歸和交叉滯后系數(shù)自由估計的模型(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。事實上, Wu等(2018)認為, 在超過兩個時點的交叉滯后模型中, 自回歸與交叉滯后的路徑系數(shù)經常設置為等值。特別是在時間間隔相等的研究中, 設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模型的路徑系數(shù)3參照過往研究習慣和模型比較分析結果, 該模型中未包括控制變量。且即便加入控制變量, 現(xiàn)有假設檢驗結論也未改變。。交叉滯后路徑結果顯示, Tn–1創(chuàng)業(yè)進展正向預測Tn的創(chuàng)業(yè)自我效能(β = 0.21,= 0.010), 而Tn–1的創(chuàng)業(yè)自我效能負向預測了Tn的創(chuàng)業(yè)努力(β = –0.29,= 0.012)。進一步采用拔靴分析法對中介效應進行檢驗(拔靴次數(shù)為5000次), 結果表明個體內層面的“創(chuàng)業(yè)進展(Tn–1)→創(chuàng)業(yè)自我效能(Tn)→創(chuàng)業(yè)努力(Tn+1)”路徑的中介效應值(標準誤)為–0.06(0.03), 95%置信區(qū)間為[–0.16, –0.004], 中介效應顯著。這意味著, 假設H1b得到驗證。

表3 自由估計與等值約束模型的適配度比較

表4 跨期中介效應模型的路徑系數(shù)估計

此外, 本研究參照Liang等(2017)的做法, 在上述模型的基礎上增加假設未涉及的直接關系路徑與反向關系路徑, 將其作為補充分析模型進行估計, 用以排除可能存在的、可能影響假設分析結論的關系路徑對結果的干擾。具體而言, 我們在上述假設驗證模型(即M2)的基礎上, 增加了變量間所有其他可能的影響路徑, 構成完整的隨機截距交叉滯后模型。盡管適配度指標結果顯示, 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結果均不顯著, 且反向跨期中介效應(創(chuàng)業(yè)努力(Tn–1)→創(chuàng)業(yè)自我效能(Tn)→創(chuàng)業(yè)進展(Tn+1))同樣不成立。同時, 增加上述路徑后原有假設檢驗結論也并未改變, 即創(chuàng)業(yè)自我效能仍在前期創(chuàng)業(yè)進展與隨后創(chuàng)業(yè)努力中起到跨期中介作用, 這表明研究結論穩(wěn)健。

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

盡管研究1證實了創(chuàng)業(yè)自我效能的消極作用, 進而解釋了前期創(chuàng)業(yè)進展對隨后創(chuàng)業(yè)努力的負向影響。但該結果僅代表創(chuàng)業(yè)者的總體情況, 確認了創(chuàng)業(yè)自我效能在前期創(chuàng)業(yè)進展對隨后創(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)自我調節(jié)過程均遵循相同規(guī)律。正如動機性自我調節(jié)框架及前文所述, 在分析自我效能的同時需考慮動機傾向, 才能夠準確剖析個體后續(xù)的行為選擇。因此, 在研究1結論的基礎上, 研究2將進一步探究創(chuàng)業(yè)自我效能與調節(jié)定向的連同作用, 更細致剖析前期創(chuàng)業(yè)進展對隨后創(chuàng)業(yè)努力的復雜影響。

3.1 假設提出

促進定向的個體追求提升、進步、成就等, 更關注是否會獲得利益, 他們在決策中傾向使用冒險的策略, 為使可能利益的最大化不惜以損失為代價(Molden & Finkel, 2010)。在追求目標實現(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, 高促進定向的個體才會表現(xiàn)出較強的積極性(Ferris et al., 2013)。同時, Crowe和Higgins (1997)發(fā)現(xiàn)促進定向者即使面臨反復失敗, 他們也愿意為實現(xiàn)目標做出更多嘗試。而低創(chuàng)業(yè)自我效能表明創(chuàng)業(yè)者認為自身能力不足且創(chuàng)業(yè)目標實現(xiàn)可能遭遇困境, 現(xiàn)實的挑戰(zhàn)可能使促進定向創(chuàng)業(yè)者投入更多的精力。相反, 若個體認為當前目標能夠較為輕松完成, 其就會更容易將注意力轉移到其他富有挑戰(zhàn)的任務當中(Scholer & Higgins, 2011)。而高創(chuàng)業(yè)自我效能使得創(chuàng)業(yè)者認為創(chuàng)業(yè)任務情境不再具有較高的挑戰(zhàn)性, 此時促進定向越高的創(chuàng)業(yè)者越容易喪失對創(chuàng)業(yè)活動的關注度與積極性。事實上, Freitas等(2002)也指出, 高促進定向的個體更關注未來成就, 對立即采取行動的動機不足, 反而傾向于應付了事。創(chuàng)業(yè)領域的經驗證據也支持, 促進定向強化了創(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)者則認為缺乏挑戰(zhàn)而轉移注意力。

預防定向個體追求安全與責任, 往往不希望因為自身決策失誤而遭受損失, 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)。與促進定向不同, 高預防定向的個體對于失敗和損失有著更強的厭惡, 對于負差異的存在更為敏感。一方面, 只有在認為自己能夠較好完成任務時, 預防定向者才會表現(xiàn)出積極的行為, 反之則會避免與任務相關的行為(Higgins, 1997, 1998)。高創(chuàng)業(yè)自我效能代表對于創(chuàng)業(yè)活動預期收益的積極感知, 將促使高預防定向的創(chuàng)業(yè)者更愿意將資源投入于此。但當創(chuàng)業(yè)自我效能較低時, 由于預防定向者對失敗的可能性較為敏感并且容易產生負面情緒(Higgins, 1998), 可能會導致創(chuàng)業(yè)者預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致更少的任務努力(Bandura, 1997)。另一方面, 高預防定向個體因厭惡失敗而在任務執(zhí)行過程中產生焦慮, 也將激發(fā)其采取更為謹慎的處理方式完成當前任務而避免任務目標的更替(Baas et al., 2008)。特別是在最終目標尚未完成時, 預防定向越高的創(chuàng)業(yè)者越愿意堅持原有的行動路徑(Jiang & Papi, 2021)?？傊? 對于高預防定向的創(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。基于此, 本研究提出如下假設:

H2a: 促進定向調節(jié)了創(chuàng)業(yè)自我效能和隨后創(chuàng)業(yè)努力的關系。當促進定向水平越高時, 創(chuàng)業(yè)自我效能對隨后創(chuàng)業(yè)努力產生負向影響, 且負向影響越強。

H2b: 預防定向調節(jié)了創(chuàng)業(yè)自我效能和隨后創(chuàng)業(yè)努力的關系。當預防定向水平越高時, 創(chuàng)業(yè)自我效能對隨后創(chuàng)業(yè)努力產生正向影響, 且正向影響越強。

結合創(chuàng)業(yè)自我效能的中介角色結論(研究1)與上述假設H2a/H2b, 本研究認為, 調節(jié)定向將調節(jié)前期創(chuàng)業(yè)進展與隨后創(chuàng)業(yè)努力的間接關系, 即:

H3a: 促進定向調節(jié)了前期創(chuàng)業(yè)進展和隨后創(chuàng)業(yè)努力的間接關系: 當促進定向水平越高時, 前期創(chuàng)業(yè)進展對隨后創(chuàng)業(yè)努力產生負向影響, 且負向影響越強。

H3b: 預防定向調節(jié)了前期創(chuàng)業(yè)進展和隨后創(chuàng)業(yè)努力的間接關系: 當預防定向水平越高時, 前期創(chuàng)業(yè)進展對隨后創(chuàng)業(yè)努力產生正向影響, 且正向影響越強。

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)產業(yè)園區(qū)中, 按照研究1的被試選取原則與操作流程進行問卷調查, 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, 并對其進行后續(xù)追蹤。

其后, 每間隔3個月進行一次追蹤調查, 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。同研究1一致, 向所有完成完整追蹤調查的新創(chuàng)業(yè)者提供紀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%)。首次調查時被試年齡在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歷(15人), 31.43%取得了本科學歷(22人), 28.57%獲得了碩士學歷(20人), 18.57%獲得了博士學歷(13人)?？ǚ綑z驗與檢驗結果顯示, 流失被試與完整參加3次調查的被試在性別(χ2(1) = 0.42,= 0.52)、年齡((198) = 1.10,= 0.27)和學歷(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。

調節(jié)定向。采用Lockwood等(2002)開發(fā)的調節(jié)定向量表, 分為促進定向與預防定向兩個分量表。促進定向量表共包含9個題目, 典型的題目如“我經常想我將如何實現(xiàn)我的希望和抱負。”預防定向量表也包含9個題目, 典型的題目如“我經常擔心自己沒有履行職責?！辈捎美羁颂?點量表計分, 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)計學變量會影響創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)認知與行為(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(同居或結婚 = 1, 其他 = 0)和學歷(?？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, 僅在首次調查中額外要求被試填答調節(jié)定向問卷。

3.2.4 數(shù)據分析方法

研究2數(shù)據分析中的基本統(tǒng)計分析部分與研究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, 構建多層線性回歸模型。該模型的采用, 是為更好地考察個體間層面變量(調節(jié)定向)對個體內層面變量間關系(創(chuàng)業(yè)進展、創(chuàng)業(yè)努力與自我效能)的調節(jié)作用。此外, 根據Raudenbush和Bryk (2002)的建議, 將重復測量的創(chuàng)業(yè)進展、創(chuàng)業(yè)自我效能和創(chuàng)業(yè)努力變量進行個體中心化處理, 以防止在個體內層面過度估計三者之間的關系。同時, 研究2采用貝葉斯估計而非最大似然估計。這是因為貝葉斯估計可以處理非正態(tài)分布的數(shù)據(Muthén & Asparouhov, 2012), 并在估計諸如有調節(jié)變量的多層線性回歸等更復雜的模型中具有更高的統(tǒng)計效力(Yuan & MacKinnon, 2009)。

3.3 結果

3.3.1 共同方法偏差檢驗

與研究1相同, 研究2也采用Harman單因子檢驗法和標識變量技術對6個時間點的研究數(shù)據進行共同方法偏差檢驗。Harman單因子檢驗結果顯示, 六次提取特征值大于1的因子分別有5個、3個、3個、3個、3個、3個, 第一個公因子的解釋變異量均小于40%的判斷標準(T1: 18.70%; T2: 29.62%; T3: 29.59%; T3: 28.93%; T5: 30.71%; T6: 30.09%)。標識變量技術檢驗結果同樣表明, 調整后變量間相關系數(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性。綜上所述, 本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題。

3.3.2 驗證性因子分析

本研究首先對6個時間點重復測量的創(chuàng)業(yè)進展、創(chuàng)業(yè)努力和創(chuàng)業(yè)自我效能3個變量數(shù)據進行驗證性因子分析以檢驗區(qū)分效度, 并比較相應的擬合度指標。結果表明, 所有時點三因子模型(預期模型)的適配度指標均處于臨界值范圍內, 且優(yōu)于其他替代模型。而后對包含創(chuàng)業(yè)進展、創(chuàng)業(yè)努力、創(chuàng)業(yè)自我效能、促進定向和預防定向5個變量的所有數(shù)據進行多層次驗證性因子分析, 結果顯示五因子模型(預期模型)的適配度指標最優(yōu)(χ2= 390.12;= 303; CFI = 0.98; TLI = 0.98; RMSEA = 0.03; SRMRwithin= 0.03; SRMRbetween= 0.06)。這意味著, 因子結構與預期相符, 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)計與相關分析

各變量的均值、標準差和相關系數(shù)如表5所示, 創(chuàng)業(yè)進展與創(chuàng)業(yè)自我效能仍呈現(xiàn)顯著正相關關系, 而創(chuàng)業(yè)進展與創(chuàng)業(yè)自我效能間的相關性相對較弱。這些結果符合理論預期, 為開展后續(xù)研究提供了初步支持。與研究1相似, ICC結果仍表明重復測量變量的個體內層次變異較大, 有必要采用追蹤數(shù)據的縱向模型對假設進行檢驗。

3.3.4 縱向測量等值性檢驗

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

3.3.5 假設檢驗

表7呈現(xiàn)了多層線性回歸模型的分析結果。模型1表明, Tn–1的創(chuàng)業(yè)進展負向預測了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)進展無法顯著預測Tn+1的創(chuàng)業(yè)努力(β = –0.10,= 0.10), 而Tn的創(chuàng)業(yè)自我效能顯著負向預測Tn+1的創(chuàng)業(yè)努力(β = –0.23,= 0.002)。同時模型4顯示, Tn–1的創(chuàng)業(yè)進展正向預測了Tn的創(chuàng)業(yè)自我效能(β = 0.32,< 0.001), 這再次初步證明假設H1b成立。

在模型2的基礎上, 加入調節(jié)變量及其與自變量的交互項構成模型3。結果顯示, 促進定向強化了Tn的創(chuàng)業(yè)自我效能與Tn+1的創(chuàng)業(yè)努力負相關系(β = –0.29,< 0.001), 而預防定向則弱化了Tn的創(chuàng)業(yè)自我效能與Tn+1的創(chuàng)業(yè)努力負相關系(β = 0.23,= 0.016)。為更好的呈現(xiàn)出調節(jié)定向對前期創(chuàng)業(yè)進展與后續(xù)創(chuàng)業(yè)努力關系的調節(jié)作用, 本研究繪制出調節(jié)定向的調節(jié)作用示意圖(圖2、3)。

為進一步驗證中介效應假設(H1a、H1b)和有中介的調節(jié)效應假設(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)進行分析。結果如表8所示, Tn的創(chuàng)業(yè)自我效能中介的Tn–1的創(chuàng)業(yè)進展對Tn+1的創(chuàng)業(yè)努力產生負向影響的間接效應路徑顯著(β = –0.07,= 0.03, 95% CI [–0.14, –0.03]), 這再次證明假設H1b成立。同時, 有調節(jié)的中介效應檢驗結果顯示, 當促進定向分別處于高值(+1)和低值(–1)時, 直接效應(標準差)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(標準差)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, 促進定向的調節(jié)效應顯著, 假設H2a、H3a成立。而當預防定向分別處于高值(+1)和低值(–1)時, 直接效應(標準差)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(標準差)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])。盡管預防定向的調節(jié)效應同樣顯著, 但在高預防定向時, 前期創(chuàng)業(yè)進展和創(chuàng)業(yè)自我效能并未對創(chuàng)業(yè)努力產生正向影響, 而是前期創(chuàng)業(yè)進展對隨后創(chuàng)業(yè)努力產生的負向影響減弱。這表明, 預防定向調節(jié)了前期創(chuàng)業(yè)進展和隨后創(chuàng)業(yè)努力的間接關系, 但并非如假設般呈現(xiàn)正向關系, 所以假設H3a、H3b僅得到部分驗證。

表6 研究2測量等值性檢驗

圖2 促進定向的調節(jié)作用示意圖

圖3 預防定向的調節(jié)作用示意圖

3.3.6 補充檢驗

正如前文所述, 動機性自我調節(jié)框架的關鍵是自我效能與調節(jié)定向的連同作用。這意味著, 創(chuàng)業(yè)者調節(jié)定向應通過調節(jié)創(chuàng)業(yè)自我效能與隨后創(chuàng)業(yè)努力的關系, 從而對前期創(chuàng)業(yè)進展與隨后創(chuàng)業(yè)努力的關系產生影響, 而非直接調節(jié)前期創(chuàng)業(yè)進展與隨后創(chuàng)業(yè)努力的關系。為驗證動機性自我調節(jié)框架對本研究理論問題的解釋力, 進一步檢驗調節(jié)定向是否直接調節(jié)了前期創(chuàng)業(yè)進展對隨后創(chuàng)業(yè)努力直接效應。結果表明, 無論是促進定向(β = –0.15,= 0.30)或是預防定向(β = –0.05,= 0.72), 都無法調節(jié)前期創(chuàng)業(yè)進展對隨后創(chuàng)業(yè)努力直接效應4受篇幅所限, 補充分析的多層線性回歸分析結果不具體呈現(xiàn)。如有需要, 請前往本研究提供的開源數(shù)據平臺查閱。。這表明, 本研究基于動機性自我調節(jié)框架, 通過分析創(chuàng)業(yè)自我效能與創(chuàng)業(yè)者調節(jié)定向連同作用, 破解前期創(chuàng)業(yè)進展對隨后創(chuàng)業(yè)努力復雜影響的思路合理。

4 討論

創(chuàng)業(yè)努力是創(chuàng)業(yè)過程中的關鍵資源, 然而對于創(chuàng)業(yè)者如何依據前期創(chuàng)業(yè)進展主動地調節(jié)后續(xù)創(chuàng)業(yè)努力以實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)目標的現(xiàn)有研究仍有所不足。為此, 基于動機性自我調節(jié)框架, 本研究認為只有連同考察創(chuàng)業(yè)者的現(xiàn)況評價(創(chuàng)業(yè)自我效能)與動機傾向(調節(jié)定向), 才能夠深入理解前期創(chuàng)業(yè)進展對后續(xù)創(chuàng)業(yè)努力的復雜影響。

4.1 理論貢獻

第一, 本研究通過兩組獨立追蹤研究, 剖析了前期創(chuàng)業(yè)進展與隨后創(chuàng)業(yè)努力間關系混淆結論產生的機理, 為創(chuàng)業(yè)情境下的自我調節(jié)研究提供了豐富的經驗證據。在過往創(chuàng)業(yè)抑或是其他議題的實證研究中, 學者對于個體如何依據反饋調整自身目標實現(xiàn)行為的問題未達成共識。而本研究基于動機性自我調節(jié)框架發(fā)現(xiàn), 個體依據前期創(chuàng)業(yè)進展改變了自身實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)目標能力的信念(即創(chuàng)業(yè)自我效能), 但不同動機傾向的創(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。盡管該結論導致有學者質疑自我效能的解釋力(Sitzmann & Yeo, 2013), 但混淆的研究結果正反映了自我效能概念的廣度與復雜性, 體現(xiàn)了其在自我調節(jié)過程中的重要作用(Beck & Schmidt, 2018)。本研究不僅為理解前期進展與后續(xù)努力間復雜關系提供了新視角, 驗證了動機性自我調節(jié)框架對現(xiàn)有自我調節(jié)過程研究相悖結論的統(tǒng)合能力, 也契合Schjoedt和Shaver (2020)構建的創(chuàng)業(yè)動機過程模型, 彌補了現(xiàn)有縱向視角下創(chuàng)業(yè)自我調節(jié)完整循環(huán)過程缺乏實證研究的不足。

表7 多層線性回歸模型分析結果

注: 為避免變量間存在數(shù)量級差異而導致估計有偏, 本研究在回歸時將年齡進行了對數(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)努力總體呈負向的影響效果, 為理解不同任務情境下的特定領域自我效能(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慎看待該類問題。同時學者也都應注意, 避免將一般自我效能或某個特定領域自我效能的研究結論隨意拓展至其他特定任務情境。

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

除了對創(chuàng)業(yè)領域研究有理論貢獻外, 本研究結論對自我效能領域研究者也有所裨益。結合其他領域的自我效能研究結果(如Kanar & Bouckenooghe, 2021; Du et al., 2018), 本研究認為調節(jié)定向可能是一般或特定領域自我效能發(fā)揮作用的重要連同條件。后續(xù)研究可以在不同任務情境下探討調節(jié)定向對特定領域自我效能與個體行為關系的調節(jié)作用, 特別是關注促進定向的潛在負面效果。

第三, 本研究在區(qū)分并控制創(chuàng)業(yè)者差異的基礎上, 探討了創(chuàng)業(yè)進展與創(chuàng)業(yè)努力間復雜的遞回關系及其機理, 為創(chuàng)業(yè)過程特征研究提供了經驗證據?，F(xiàn)有創(chuàng)業(yè)研究對“縱向視角下創(chuàng)業(yè)過程的特征與機制”的理解不足(孫金云等, 2022), 但創(chuàng)業(yè)活動的復雜性卻導致其推進過程存在著震蕩與反復(Lex et al., 2020)。本研究結果表明, 對于大多數(shù)創(chuàng)業(yè)者、特別是促進定向創(chuàng)業(yè)者而言, 感知進展順利導致其創(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、或停滯動蕩、或失敗倒退的非均勻推進態(tài)勢, 創(chuàng)業(yè)者則圍繞特定水平周期性地調節(jié)自身努力程度。研究闡明了導致創(chuàng)業(yè)自我調節(jié)過程復雜性出現(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之處。第一, 受到研究情境的限制, 本研究未采用更能夠驗證因果關系的實驗設計, 問卷填答也可能存在認知回溯模糊或社會期許等效應造成的偏差。因此, 未來研究可設計相似但可操作性強的研究情境的實驗并采用多來源數(shù)據對研究關注的主要變量關系再次進行檢驗。另外, 考慮到本研究所調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, 進一步檢驗結論穩(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)進展對隨后創(chuàng)業(yè)努力呈現(xiàn)出負向影響。盡管在研究2中上述結論得到重復驗證, 且本研究也對這種減少差異的自我調節(jié)趨勢產生原因進行了猜想, 但研究并未對此進行更加深入的剖析。未來研究可結合實驗研究設計, 從不同理論視角對前期創(chuàng)業(yè)進展如何通過創(chuàng)業(yè)自我效能產生消極作用的內在機制進行捕捉分析, 進一步深化研究的內涵, 全面展現(xiàn)創(chuàng)業(yè)自我調節(jié)過程。

第三, 在動機性自我調節(jié)框架的相關研究中, 還有其他因素能夠影響個體的自我調節(jié)策略(Wanberg et al., 2010; Melloy et al., 2018)。同時, 盡管本研究發(fā)現(xiàn)預防定向能夠調節(jié)創(chuàng)業(yè)自我效能與隨后創(chuàng)業(yè)進展的關系, 但高預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)進展產生積極影響。因此, 本研究呼吁學者在未來研究中理論分析并檢驗更多元的因素是否會影響創(chuàng)業(yè)自我效能或調節(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

* 國家自然科學基金青年項目(71602067)和吉林大學“中國式現(xiàn)代化道路與人類文明新形態(tài)”哲學社會科學研究創(chuàng)新團隊項目(2022CXTD10)資助。

李其容, E-mail: cirongli@jlu.edu.cn

B849: C93