情境認知影響城郊農民創業行為的實證研究
——創業認同和風險容忍度的中間作用

(北京林業大學 經濟管理學院,北京 100083)

1 引言

近年來,我國相關部門推出的一系列促進農民創業政策有效改善了農民創業環境,推動了農村經濟發展[1]。相較于偏遠地區的農民,城郊農民能更加便利地獲取城市的各種資源、創業機會、市場信息等重要的創業要素,是農民創業領域的先導力量和優勢群體。然而,擁有相似經歷和資源稟賦的城郊農民個體在創業行為形成過程中卻存在巨大差異。

在大城市的輻射與帶動效應下,城郊農民感受到的創業氛圍更濃,身邊一系列的創業事件使其處于一個豐富的創業情境當中。潛在的農民創業者在情境中積極構建認知圖式,該圖式被看作情境認知,是城郊農民個體創業的一種能力[2]。在情境認知上,不同的農民對創業環境和市場機遇的認知情況存在巨大的差異,導致了創業行為的顯著不同。因此，考察情境認知對城郊農民創業行為影響的機理具有重要現實意義。

與其他創業情形類似,城郊農民創業同樣是在高度不確定和各種資源約束下進行。城市在提供較多創業機會和市場需求的同時,也給城郊農民營造了一個信息傳遞快、來源復雜、變化較快的情境認知,需要他們具有較大的決策勇氣和風險容忍度。由于農民在考慮創業風險時往往傾向于高估創業風險,薛永基、翟祥認為只預期到自身能獲得相關資源并不能使農民有動力產生創業意向,只有合理評估外部風險,形成良好的資源獲取預期,才能促進創業意向的形成[3]。也有研究證明個體風險容忍度越高,對創業活動等風險性高的行為認同度越強,更傾向于進行創業[4]。本文通過引入風險容忍度和創業認同兩個變量,構建了情境認知影響城郊農民創業行為的有調節的中介作用模型,并利用北京市郊區農民創業樣本數據進行實證檢驗,提出并分析了潛在的農民創業者的情境認知與創業行為傾向的作用路徑與影響機制。

2 理論分析與研究假設

2.1 情境認知與農民創業行為傾向

城郊農民創業成功需要一定的能力和經營經驗，而這些經驗與能力往往來自于創業者以往的工作或創業經歷,以及所接受過的教育培訓等的積累。這些由先驗知識積累形成的情境認識在很大程度上會影響創業行為傾向[5]。Shane指出個體先前工作經驗中所積累的市場知識和顧客知識、市場服務知識等形成了創業者的“知識走廊”,從而創業者在面對同樣的機會信息時更容易解讀出與其先前知識有關聯的機會,更有可能進入到創業活動中[6]。郭紅東等基于全國部分創業農民調查數據的實證研究發現,先驗知識中的打工經歷、創業經歷、培訓經歷等要素是影響農民創業機會識別數量的重要因素[7]。羅軍等以江西省興國縣為研究樣本,實證分析得出知識培訓正向影響創業選擇[8]。結合以往研究,本文將情景認知界定為由城郊農民在先前的打工或培訓中形成的關于創業的先驗知識、管理經驗和總結以往教訓的能力。

根據以往研究,創業傾向是個體在創業醞釀階段的一種初始行為,這些行為主要包括撰寫企劃書、尋找辦公場所、設施和融資渠道、開發產品或服務等[9]。計劃行為理論(TPB)認為,創業傾向的強度受到個體對待創業行為的態度、主觀規范和感知行為控制的影響[10]。情境認知能力作為感知行為控制中的腳本內容,對城郊農民創業行為傾向的形成發揮著重要作用[11]。潛在城郊農民創業者如果有足夠的情境認知能力,總結不同實踐活動中的經驗、知識、教訓，并將這一能力應用在創業活動當中,有利于創業行為的形成?；谏鲜龇治?本文提出以下假設:H1——情境認知正向影響潛在的城郊農民創業者的創業行為傾向。

2.2 創業認同度的中介作用

創業認同是在認同的框架下探討創業管理與組織行為的一個新概念,是職業認同在創業領域的發展和延伸。在以往研究中,將其視為創業行為態度的腳本[12]。創業認同理論從角色內化、社會類化和集體認可三個不同視角展開研究并各有側重點[13-15]。其中,前兩個視角體現微觀個體自身的評價，第三個視角的創業認同則傾向于宏觀上外界對創業的相關評價[16]。本文的創業認同視角側重于前者,即個體自身對創業的評價。

依據創業認知論,創業行為來源于創業機會的識別與評估,而創業認知是創業認同的前提。一般而言,面對潛在的商業機會,創業個體首先應用自身具有的經驗、相關知識進行基于自身能力的創業前景評估,慢慢形成創業認同,隨后出現基于自身判定的行為傾向。創業活動中情境認知在面對眾多創業信息時不但能有效評估創業潛力、整合創業要素,而且對創業活動的認同度也會隨之提高,創業認同度越高則越有動力進行創業。具體到城郊農民創業活動,農民依靠打工或學習經歷形成的創業知識、管理經驗等形成創業情境認知，情境認知越豐富，則對創業活動具有更加客觀的認知,有助于提高創業認同度,進而提高潛在的農民創業者的創業傾向?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設:H2——在潛在的農民創業者情景認知與創業傾向關系中,創業認同起著中介作用。

2.3 農民風險容忍度的調節作用

風險容忍作為一種人格特質,近年來受到不同領域學者的廣泛關注。風險容忍是指對風險的容忍程度和相應的風險承擔能力,一般通過風險容忍度進行度量。風險容忍度是在特定的風險感知、風險價值觀和心理特征的共同作用下形成的對風險的有效容忍和反應能力[17]。本文將風險容忍度界定為城郊農民個體在風險偏好的基礎上,對設定目標實現過程中出現偏差的容忍限度。較高風險容忍度會提高創業行為傾向,并且在相同的資源稟賦條件下,風險容忍度高的個體對不確定性與風險性高的創業活動的接受度或認同度也會較高[18]。基于上述分析，本文提出以下假設:H3——在城郊農民情境認知—創業認同度—創業行為傾向的中介作用路徑上的風險容忍度起到正向調節作用。

綜上所述,潛在城郊農民創業者在創業情境中總結經驗、知識、教訓等形成情境認知,這種情境認知除了直接影響農民創業行為傾向，還通過提高個體創業認同度進而促進農民創業。由于農民自身的特點,個體風險容忍度的高低在此過程中有可能影響中介作用的強度。具體而言,農民風險容忍度正向調節“情境認知—創業認同—創業行為傾向”之間的關系。本文提出一個有調節的中介作用模型,見圖1。

圖1 概念模型

3 研究設計

3.1 數據來源

本文數據來源于課題組在2017年3—5月在北京市郊區(昌平區、大興區、房山區、懷柔區、門頭溝區、密云區、平谷區、順義區、通州區、延慶區)發放的城郊農民創業問卷。本次共發放問卷1000份,有效問卷757份,有效率為75.7%。

本文的主要目的是以情景認知為視角,研究潛在的城郊農民的創業行為傾向的作用機制和影響機制。為了有效甄別研究對象,在問卷中設置了創業狀況區分題項,分為已創業與尚未創業，尚未創業的又分為有創業意愿和沒有創業意愿。對該題項選擇已創業或尚未創業且沒有創業意愿的則為需要剔除的無效問卷。甄別后尚未創業的潛在農民創業者有效問卷共465份,有效率為61.43%。樣本特征分布情況見表1。

表1 樣本結構描述(N=465)

3.2 變量測量

本文研究涉及四個潛變量:情境認知、創業認同度、風險容忍和創業行為傾向。根據結構方程模型(SEM)的要求,以上變量均通過李克特7級量表進行測量[19]。1表示非常不同意,7表示非常同意,1—7表示程度依次遞進。本文量表依據國內外相關研究的成熟量表并結合北京市郊區農民創業的實際情況修改形成。

情景認知測量:以往學者普遍采用Mitchell等開發的量表[20]對情境認知進行測量,如張秀娥等借鑒該量表在我國情境下進行了研究,獲得了良好效果[21]。但Mitchell等開發的量表將情境認知作為創業認知能力腳本的維度之一,并未對其進行深入探究[20]。何良興在借鑒上述量表的基礎上，結合情境認知概念界定,加入了新題項[22]。本文在綜合借鑒上述量表的基礎上，結合北京市郊區農民的實際情況,對情境認知的測量題項有3項:QJ1——我有豐富的創業知識和管理經驗;QJ2——我有豐富的工作(外出務工/經營管理)經驗;QJ3——我在學習工作中善于總結相關經驗知識。

創業認同度測量:本文的創業認同度是指農民對創業活動和創業者角色的積極認同感,這一過程有利于將自身轉變成創業者。方卓借鑒Obschonka等開發的以創業者自身為重點的創業認同度量表進行了研究,并獲得了良好的效果[23,24]。本文結合相關概念界定創業認同度測量的題項有3項:Me1——我認同創業能提高現有的生活這一觀點;Me2——我認同相對于打工,創業使家庭生活更幸福這一觀點;Me3——我認同創業經歷會為我以后工作變得更容易這一觀點。

風險容忍度測量:根據Lucus、Cooper開發的量表進行風險容忍度的測量,但他們將風險容忍視作創業自我效能感中的維度之一,并沒有對其進行深入的研究[25]。本文主要關注個體風險容忍的具體作用。之前侯飛參考了Lucus、Cooper開發的量表，得到了很好的結果[26]。本文風險容忍測量題項有4項:MO1——我不會擔心事情的結果不是所預期的那樣;MO2——我喜歡冒險;MO3——我總是不喜歡用現成的方式處理問題;MO4——我喜歡突破現有事物。

創業行為傾向測量:對創業行為傾向的測量,嚴建雯等借鑒賀丹的量表探討了大學生的創業意向,該研究中將創業行為傾向視作為創業意向的一個維度[27,28]。邱滋松在研究永安市青年農民創業傾向影響因素的實證研究中,對青年農民創業傾向進行了測量[29]。結合上述量表,本文對農民創業行為傾向的測量題項有5項:IT1——我對創業很感興趣;IT2——我有較詳細的創業計劃;IT3——我會主動了解創業的過程,去預測困難;IT4——我在未來幾年來肯定會創業;IT5——我正在為創業做著積極地準備。

4 實證分析

4.1 同源方差檢驗

由于本文樣本中各變量數據均通過調查問卷獲得,因此測量的自變量與因變量兩種量表的填答者相同。得到的兩個量表分數可能會受到填答者本身某種因素影響而導致兩個變量之間的相關性不同,所以對樣本數據進行同源方差檢驗是有必要的。本文利用哈門氏單因素檢驗法中的主軸因子分解法(PAF),在未旋轉的情況下共提取三個公共因子,提取的平方和載入百分比分別為40.839%、14.635%、5.375%,累計解釋力為60.849%。第一個因素解釋的部分為40.839%,小于50%。檢驗證實,樣本數據不存在共同方法的變異問題。

4.2 信度與效度檢驗

信度和效度檢驗結果見表2、表3。本文通過AMOS17.0軟件分別對每個潛變量進行驗證性因素分析(CFA)。每個潛變量各題項因子載荷都在0.7以上,0.6為可接受門檻[30],本文結果均滿足其要求。此外，SMC大體都在0.5以上,0.36為可接受門檻。每個潛變量具有良好的項目信度(Item Reliability),每個構念的組成信度(Composite Reliability，CR)均大于0.792,內部一致性良好。本文各潛變量的AVE均在0.5以上,樣本聚合效度良好。通過皮爾森相關系數檢驗潛變量的區別效度[31]，見表3。檢驗結果表明,不同潛變量題項之間具有良好的區別效度。同時,由表3指標可知,作為自變量的情境認知、中介變量創業認同度和因變量創業行為傾向之間的相關性均大于0.6以上,而調節變量風險容忍與其他變量之間的相關性非常低,假設初步得到驗證。

4.3 正態檢定與SEM模型配適度

結構方程模型(SEM)分析的重要前提是所有變量滿足正態性假設,本文運用AMOS17.0數據軟件采用“偏度、峰度檢驗法”對其進行多元正態性檢驗。首先，每個單變量的偏度均小于1,峰度均在5以內表明單變量都遵循正態分布[32];其次，多元正態分布鑒定指標C.R.值為23.102,根據Curran 等人的研究C.R.值小于49.1的情形下最大似然法(Maximum Likelihood)仍是穩健的(Robust)[33]。具體數值見表4。

表2 信度與效度指標

表3 區別效度指標

表4 描述性統計分析

絕對配適度卡方值對樣本數量變化敏感,當樣本規模較大時卡方值易達到顯著性水平(p<0.05),此時無法判斷該結果是由樣本大造成的還是模型與樣本數據契合度低造成的。在這種情形下有必要運用Bollen-stine Bootstrap方法驗證卡方值膨脹的真實原因。本文數據運用Bootstrap方法執行2000次的前提下Bollen-stine Bootstrap p值小于0.05,表示在95%信心水準下,下一次出現較差模型的概率小于0.05,證明卡方值膨脹不是因為模型配適度不好,而是因為樣本數較大造成的。修正后的模型配適度見表5。結果顯示,模型配適度指標均在可接受的范圍內。

表5 模型配適度

5 假設檢驗

5.1 中介效應檢驗

Bootstrap法是檢驗中介效應的一種檢定力較高且被學術界廣泛接受的方法，主要原因是該方法克服了上述傳統檢驗方法的不足之處。Bootstrap法有多種取樣方案,執行次數一般為1000—5000次，本文使用的是非參數百分位法與偏差校正的非參數百分位Bootstrap法。中介效應檢驗結果見表6,兩種方法下中介效用的置信區間為(0.12,0.297)與(0.115,0.293),不包含零,表明中介作用存在。直接效應的置信區間為(0.534,0.827)與(0.529,0.823),不包含零代表直接作用存在,即創業認同度在情境認知與潛在城郊農民創業行為傾向之間起到部分中介作用,H2得到驗證。

表6 Bootstrap 中介效應檢驗結果

5.2 有調節的中介效應檢驗

由圖2的中介效應模型可見,城郊農民情境認知到創業認同和創業認同到創業行為傾向兩條路徑斜率均小于0.5,有可能存在某個調節變量因素影響著他們的斜率。由表3相關系數得到風險容忍度與自變量和因變量的相關系數非常小,有可能成為調節變量?；谝陨险J識,本文引入風險容忍度作為調節變量建立了一個有調節的中介效應模型。

注:圖中系數表示斜率大小，即非標準化系數點估計值。

依據Edwards、Lambert介紹的關于有調節的中介效用的三種方法,第二種分群組比較方法適用于結構方程模型[41],因此運用該方法將調節變量均值從33%和66%分位數進行分割[44,45],分成三組并剔除中間部分后剩下高低分兩組進行比較,令其為風險容忍度高的群組與風險容忍度低的群組。參照Hayes有調節的中介模型檢驗步驟:檢定跨群中介作用是否存在;分析中介作用改變的強度或方向是否不同;進行異質性檢定(Heterogeneity test),即驗證上述中介效應的差異是否顯著[39]。

基于以上分析思路,運用AMOS17.0結構方程軟件上分別對不同群組進行中介效應檢驗,結果見表7。風險容忍度低的情形下,Bootstrap中介效應檢驗的置信區間分別為(0.031,0.256),(0.024,0.242),不包含零,中介效應存在。直接效應的置信區間為(0.51,1.003),(0.489,0.973),不包含零,因此是部分中介。風險容忍度高的情形下Bootstrap中介作用檢驗的置信區間分別為(0.197,0.547),(0.168,0.509),均不包含零,中介效用存在。直接效應的置信區間為(0.356,0.771),(0.379,0.785),不包含零,因此也是部分中介。由表7與表8中分群組中介效應比較可見,當個體風險容忍度高時創業認同的中介效應明顯大于風險容忍度為低的群體。且風險容忍度高的群組的斜率(非標準化系數)大于風險容忍度低的群組,表明對相同的情境認知增長率和風險容忍度高的個體兩種路徑(直接與間接)創業行為傾向提高程度較大。

表7 分群組中介效應檢驗

表8 分群組中介效應比較

6 結論與討論

6.1 結論

本文實證研究最大的發現是:處于相似的創業環境、擁有相似的經歷與資源稟賦的城郊農民個體,由于創業認同度和風險容忍度在其創業行為傾向形成過程中起著中間作用,因此不同個體之間的創業行為存在巨大差異。本研究找到了復雜認知情境中影響城郊農民創業行為的關鍵解釋變量，主要是:①創業認同度在潛在的城郊農民創業者的情境認知與創業行為傾向之間發揮著中介作用,而以往研究表明，創業個體的情境認知與創業行為傾向之間存在顯著正相關關系[1,7]。這一結論在城郊農民創業活動中得到了證實。同時,本文得出潛在城郊農民創業者的創業認同度在其情境認知與創業行為傾向之間起到了中介作用,即對一部分城郊農戶個體來說,只有提高他們的創業認同度,才能促進他們的創業行為傾向,進而形成創業行為。②農民個體風險容忍度對情境認知—創業認同—創業行為傾向的中介作用有著調節作用,即對風險容忍度較高的農民這一中介作用效果更強。以往研究表明，農民對風險極度敏感而抗風險能力普遍較弱,使農民并不能通過預期自身獲取創業資源而產生較為強烈的創業意向[3]。本文在此基礎上證明了當城郊農民個體風險容忍度較高時,個體情境認知通過提高創業認同度來形成創業行為傾向的可能性更高。即有些潛在農民即使擁有一定的創業情境認知,同時又相信能通過創業活動提高收入,但由于風險容忍度不高而無法形成創業行為傾向。

本文對城郊農民創業實踐的啟示主要有:①要積極引導城郊農民創業收益預期,培育潛在農民創業個體對創業行為的認同。創業認同度的提高意味著城郊農民不僅僅是圍繞先前經驗只挑選自身熟悉的行業進行創業,而是依據這些認知對其他行業的創業也進行探索,從而拓寬創業行為傾向形成渠道。②城郊農民個體風險容忍度是一種創業資本,僅提供各種創業要素資源,有時無法形成創業行為。過去通常注重人力、物力、社會關系網絡等外在條件,事實上對城郊農民個體風險容忍度等心理資本應當給予同樣的重視。

6.2 討論

本文雖然試圖從情境認知的視角解釋農民創業行為形成的機理與影響機制,但仍存在諸多不足之處。首先,對情境認知與創業認同度的測量與研究仍處于探索階段,未來研究可嘗試依據我國農民創業實際情況開發新的量表做進一步研究。其次,除了創業認同度這一路徑,在情境認知與創業行為傾向之間是否存在其他路徑有待探討。第三,潛在農民創業者創業行為傾向形成之后,在實際創業活動中是否付諸行動成為創業者有待驗證,在以后研究中可嘗試動態跟蹤研究。