吳慶松?胡卉

摘 要 為探求高職學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿與創(chuàng)業(yè)行為的關(guān)系，將模糊容忍度、創(chuàng)業(yè)決策等作為中介變量，創(chuàng)業(yè)資源整合能力作為調(diào)節(jié)變量，引入到創(chuàng)業(yè)意愿與創(chuàng)業(yè)行為的作用機(jī)制中，構(gòu)建有調(diào)節(jié)的多重中介效應(yīng)模型并加以檢驗。結(jié)果表明：高職學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為有一定的正向促進(jìn)作用，但表現(xiàn)為弱相關(guān)的狀態(tài)；模糊容忍度和創(chuàng)業(yè)決策在創(chuàng)業(yè)意識和創(chuàng)業(yè)行為之間，具有中介作用；創(chuàng)業(yè)資源整合能力能有效調(diào)節(jié)“創(chuàng)業(yè)資源—模糊容忍度—創(chuàng)業(yè)決策—創(chuàng)業(yè)行為”的多重鏈?zhǔn)街薪樽饔寐窂?；?chuàng)業(yè)意愿與創(chuàng)業(yè)行為之間存在著有條件的“黑箱”。

關(guān)鍵詞 創(chuàng)業(yè)意愿；創(chuàng)業(yè)行為；模糊容忍度；高職學(xué)生

中圖分類號 G718.5 文獻(xiàn)標(biāo)識碼 A 文章編號 1008-3219（2023）08-0055-07

落實“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”的國家戰(zhàn)略，高職院校將創(chuàng)業(yè)教育納入培養(yǎng)方案，并廣泛開辟創(chuàng)業(yè)孵化場地，鼓勵高職學(xué)生創(chuàng)業(yè)。調(diào)查發(fā)現(xiàn)：雖然68.4%的高職學(xué)生有過創(chuàng)業(yè)意愿或創(chuàng)業(yè)想法，但真正付諸創(chuàng)業(yè)實踐的卻不到1%。眾所周知，將創(chuàng)業(yè)意愿轉(zhuǎn)化為創(chuàng)業(yè)行為，是潛在創(chuàng)業(yè)者結(jié)合自身能力、認(rèn)知水平、風(fēng)險偏好和外在環(huán)境條件綜合權(quán)衡的結(jié)果。有學(xué)者針對意愿和行為之間的一項元分析表明，意愿只能解釋行為因素的28%的變異[1]。在全社會鼓勵創(chuàng)業(yè)的有利外在環(huán)境下，從創(chuàng)業(yè)者內(nèi)在心理認(rèn)知過程和個性心理特征的角度進(jìn)行探討，很有可能就是打開創(chuàng)業(yè)意愿與創(chuàng)業(yè)行為背離失調(diào)“黑箱”的金鑰匙。本文試圖從模糊容忍度和創(chuàng)業(yè)決策（心理認(rèn)知過程）的角度切入，納入創(chuàng)業(yè)資源整合能力（個性心理特征），去探討高職學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿與創(chuàng)業(yè)行為的關(guān)系，豐富創(chuàng)業(yè)理論，為實施高職創(chuàng)業(yè)教育提供參考。

一、理論分析與研究假設(shè)

（一）高職學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿影響創(chuàng)業(yè)行為的主效應(yīng)研究

創(chuàng)業(yè)意愿是一種促使創(chuàng)業(yè)者高度關(guān)注創(chuàng)業(yè)或被創(chuàng)業(yè)所吸引，創(chuàng)立新企業(yè)或改造原企業(yè)創(chuàng)造新價值的心理狀態(tài)，有強(qiáng)弱之分。范巍、王重鳴指出，創(chuàng)業(yè)意愿是引導(dǎo)創(chuàng)業(yè)者的注意力和精力走向創(chuàng)辦新企業(yè)或發(fā)現(xiàn)新價值的一種心理狀態(tài)[2]。創(chuàng)業(yè)行為是指接受新想法并實施特定活動的行為。

根據(jù)艾克·阿齊茲（Icek Ajzen）的計劃行為理論（Theory of Planned Behavior，簡稱TPB），當(dāng)個人對于某項行為的態(tài)度愈正向，則個人的行為意向愈強(qiáng)；對于某項行為的主觀規(guī)范愈正向，個人的行為意向也會愈強(qiáng)。研究結(jié)果表明，創(chuàng)業(yè)政策、創(chuàng)業(yè)機(jī)會、創(chuàng)業(yè)資源稟賦、創(chuàng)業(yè)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)并不一定會驅(qū)動創(chuàng)業(yè)行為，創(chuàng)業(yè)行為應(yīng)該離不開創(chuàng)業(yè)意愿的支持和驅(qū)動[3]。

創(chuàng)業(yè)意愿比創(chuàng)業(yè)者的個人特征（如學(xué)歷高低、家庭出身、來源地等）、處境變量（如就業(yè)背景、地域經(jīng)濟(jì)狀況、所處行業(yè)）等對促進(jìn)創(chuàng)業(yè)行為更有解釋力和說服力[4]。高職學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿會正向影響創(chuàng)業(yè)行為，在創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為之間，受創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)能力、制度環(huán)境、資源稟賦等多因素的影響[5]；卡·斯萃爾（C，Streel）、本·蓋樂普（B，Gallupe）、吉·貝克（J，BoKe）在探索創(chuàng)業(yè)行為影響因素時也指明創(chuàng)業(yè)意愿的重要性[6]。

基于上述分析，提出如下假設(shè)：

H1：高職學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為有正向預(yù)測作用。

（二）模糊容忍度和創(chuàng)業(yè)決策在創(chuàng)業(yè)意愿與創(chuàng)業(yè)行為之間的中介作用

根據(jù)認(rèn)知學(xué)派的觀點，創(chuàng)業(yè)者實施的創(chuàng)業(yè)決策受到自身對創(chuàng)業(yè)的認(rèn)知結(jié)構(gòu)和認(rèn)知過程的雙重影響，認(rèn)知因素和認(rèn)知途徑能有效解釋創(chuàng)業(yè)者和非創(chuàng)業(yè)者之間的差異[7]。創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)行為之初，會對“創(chuàng)業(yè)過程中能否與他人合作順利，創(chuàng)業(yè)行為能不能帶來創(chuàng)業(yè)結(jié)果，或者創(chuàng)業(yè)結(jié)果是否符合創(chuàng)業(yè)預(yù)期”等模糊性和不確定性問題進(jìn)行預(yù)估。已有研究表明，模糊容忍度高的人，更愿意與人合作并信任他人[8]，更容易采取相應(yīng)行動。鑒于創(chuàng)業(yè)過程、創(chuàng)業(yè)結(jié)果的模糊性和不確定性，有理由相信，潛在創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)行為應(yīng)該與其模糊容忍度有關(guān)聯(lián)。

在創(chuàng)業(yè)認(rèn)知研究中，高職學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿越強(qiáng)，對特定風(fēng)險的感知會降低，進(jìn)而提高創(chuàng)業(yè)者的模糊容忍度；反之，創(chuàng)業(yè)意愿越弱，模糊容忍度越低。對創(chuàng)業(yè)過程和創(chuàng)業(yè)結(jié)果的模糊容忍度水平高低是影響創(chuàng)業(yè)者將創(chuàng)業(yè)意愿轉(zhuǎn)化為創(chuàng)業(yè)行為的關(guān)鍵認(rèn)知要素。由此，提出如下假設(shè)：

H2：高職學(xué)生的模糊容忍度在創(chuàng)業(yè)意愿與創(chuàng)業(yè)行為之間具有中介效應(yīng)；

H2a：高職學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿對模糊容忍度起到正向促進(jìn)作用；

H2b：高職學(xué)生模糊容忍度對創(chuàng)業(yè)行為起正向促進(jìn)作用。

創(chuàng)業(yè)決策是創(chuàng)業(yè)者在面臨創(chuàng)業(yè)機(jī)會時做出的創(chuàng)業(yè)與否的主動行為選擇，一般包括三個階段：創(chuàng)業(yè)動機(jī)產(chǎn)生、創(chuàng)業(yè)機(jī)會識別、創(chuàng)業(yè)行為選擇。創(chuàng)業(yè)動機(jī)是創(chuàng)業(yè)決策的起始條件，來源于創(chuàng)業(yè)意愿；高職學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿越強(qiáng)，創(chuàng)業(yè)動機(jī)就越強(qiáng)，更易做出創(chuàng)業(yè)決策。依據(jù)認(rèn)知心理學(xué)的觀點，當(dāng)存在創(chuàng)業(yè)意愿時，會產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)動機(jī)，形成創(chuàng)業(yè)決策，驅(qū)動創(chuàng)業(yè)行為；行為是決策的結(jié)果，創(chuàng)業(yè)決策應(yīng)該是驅(qū)動創(chuàng)業(yè)行為的直接因素。由此，提出如下假設(shè)：

H3：高職學(xué)生的創(chuàng)業(yè)決策在創(chuàng)業(yè)意愿與創(chuàng)業(yè)行為之間起到中介作用；

H3a：創(chuàng)業(yè)意愿越強(qiáng)烈，創(chuàng)業(yè)者做出創(chuàng)業(yè)決策的可能性越大，反之，越小；

H3b：創(chuàng)業(yè)決策對創(chuàng)業(yè)行為起到正向促進(jìn)作用。

（三）模糊容忍度與創(chuàng)業(yè)決策的多重中介作用

越是復(fù)雜的系統(tǒng)，對協(xié)調(diào)的要求就越高[9]。創(chuàng)業(yè)作為一個復(fù)雜的系統(tǒng)工程，協(xié)調(diào)的因素不僅包含感性成分，更包含理性的認(rèn)知與分析。創(chuàng)業(yè)意愿作為一種導(dǎo)向創(chuàng)業(yè)的心理狀態(tài)，從某種程度上說，是創(chuàng)業(yè)者預(yù)備創(chuàng)業(yè)的感性心理狀態(tài)。由于創(chuàng)業(yè)會面臨巨大風(fēng)險，創(chuàng)業(yè)者必然會對產(chǎn)生的創(chuàng)業(yè)意愿進(jìn)行理性分析，如創(chuàng)業(yè)信息掌握的狀態(tài)如何，創(chuàng)業(yè)時機(jī)是否成熟等。從模糊容忍度的角度出發(fā)，創(chuàng)業(yè)者在面對創(chuàng)業(yè)不確定性和外部環(huán)境復(fù)雜性時，表現(xiàn)出來的容忍和承受相應(yīng)的風(fēng)險水平是不相同的。模糊容忍度高者，更愿意容忍和承受風(fēng)險，將創(chuàng)業(yè)意愿轉(zhuǎn)化為創(chuàng)業(yè)行為；模糊容忍度低者，則更容易規(guī)避風(fēng)險，回避創(chuàng)業(yè)行為。另外，創(chuàng)業(yè)決策的過程是一個認(rèn)知過程，與個體具備的模糊容忍度水平高低密切相關(guān)；模糊容忍度高者，更容易做出創(chuàng)業(yè)決策，付諸創(chuàng)業(yè)行為。

創(chuàng)業(yè)意愿的強(qiáng)度會影響創(chuàng)業(yè)者模糊容忍度水平的高低，而模糊容忍度水平會影響創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)決策和創(chuàng)業(yè)行為。基于此，提出如下假設(shè)：

H4：模糊容忍度、創(chuàng)業(yè)決策在創(chuàng)業(yè)意愿與創(chuàng)業(yè)行為間起到多重中介作用，且模糊容忍度對創(chuàng)業(yè)決策起到正向促進(jìn)作用，

（四）資源整合能力的調(diào)節(jié)作用

資源動態(tài)觀指出，企業(yè)競爭優(yōu)勢來源于企業(yè)擁有的獨特資源優(yōu)勢并能夠?qū)ζ浼右杂行渲茫M(jìn)而達(dá)到創(chuàng)造企業(yè)價值的目的[10]。蒂斯（Teece）等將資源整合能力理解為一種動態(tài)能力，是企業(yè)整合、構(gòu)建、重構(gòu)內(nèi)外部資源的能力，從而用來拓展、修改、創(chuàng)造常規(guī)能力的高階能力[11]；資源整合能力生成的微觀基礎(chǔ)是管理者的認(rèn)知，才能成為企業(yè)資源能力演化升級的微觀來源[12]。

創(chuàng)業(yè)者實施創(chuàng)業(yè)行為，需要去搜索創(chuàng)業(yè)資源加以整合，并對整合的創(chuàng)業(yè)資源加以識別、獲取、配置和利用；創(chuàng)業(yè)資源整合能力強(qiáng)者，更易于將創(chuàng)業(yè)意愿轉(zhuǎn)化為創(chuàng)業(yè)行為。因此，提出如下假設(shè)：

H5：高職學(xué)生的創(chuàng)業(yè)資源整合能力正向調(diào)節(jié)創(chuàng)業(yè)意愿與創(chuàng)業(yè)行為。

創(chuàng)業(yè)資源整合能力是狀態(tài)類和特征類的心理要素，具有穩(wěn)定性和可塑性的特點[13]，既是創(chuàng)業(yè)行為發(fā)生的載體，也是創(chuàng)業(yè)行為發(fā)生的誘因。一方面，創(chuàng)業(yè)資源整合能力能夠決定創(chuàng)業(yè)資源的優(yōu)化配置與整合的程度，會對創(chuàng)業(yè)意愿起到放大效應(yīng)，提升創(chuàng)業(yè)者的模糊容忍度水平；另一方面，創(chuàng)業(yè)資源整合能力強(qiáng)者，更容易克服創(chuàng)業(yè)準(zhǔn)備過程中存在的風(fēng)險和不利因素，也更容易做出創(chuàng)業(yè)決策，實施創(chuàng)業(yè)行為；反過來，也有利于創(chuàng)業(yè)資源整合能力的提高。

綜上分析，創(chuàng)業(yè)資源整合能力對“創(chuàng)業(yè)意愿—模糊容忍度—創(chuàng)業(yè)資源整合能力—創(chuàng)業(yè)行為”的鏈?zhǔn)阶饔寐窂骄邆湔{(diào)節(jié)效應(yīng)。由此，提出如下假設(shè)：

H6：創(chuàng)業(yè)資源整合能力正向調(diào)節(jié)“創(chuàng)業(yè)意愿—模糊容忍度—創(chuàng)業(yè)資源整合能力—創(chuàng)業(yè)行為”的作用路徑；

H6a：創(chuàng)業(yè)資源整合能力越強(qiáng)，創(chuàng)業(yè)意愿對模糊容忍度的促進(jìn)作用越大；

H6b：創(chuàng)業(yè)資源整合能力越強(qiáng)，模糊容忍度對創(chuàng)業(yè)決策的促進(jìn)作用越大；

H6c：創(chuàng)業(yè)資源整合能力越強(qiáng)，創(chuàng)業(yè)決策對創(chuàng)業(yè)行為的促進(jìn)作用越大。

綜上所述，本文的理論框架如圖1所示。

二、研究設(shè)計

（一）研究樣本

本研究的數(shù)據(jù)采集樣本選擇湖南、江西（中部地區(qū)）、四川、陜西（西部地區(qū)）、江蘇、廣東（東部地區(qū)）、遼寧、黑龍江（東北地區(qū)）高職學(xué)生為調(diào)研對象，盡量保證調(diào)研樣本來源的均衡性和代表性。本研究共調(diào)研907人，剔除無效問卷，收回有效問卷834份。樣本情況如表1所示。

（二）變量測度

創(chuàng)業(yè)意愿主要借鑒李海壘（2011）[14]整理的創(chuàng)業(yè)意愿量表進(jìn)行測度，為單一測量維度4個題項；（例題項：我會認(rèn)真地準(zhǔn)備有關(guān)創(chuàng)業(yè)的事情）。

模糊容忍度主要通過借鑒Lumpkin[15]的定義，結(jié)合Marc-Lluis Vives & Oriel Feldman Hall[16]研究中提供的量表題項，并參考劉新民、張亞男[17]關(guān)于創(chuàng)業(yè)企業(yè)家不確定性容忍所使用的量表，本研究采用3個題項對模糊容忍度進(jìn)行測度，為單一維度。

創(chuàng)業(yè)決策借鑒張玉利[18]和苗青[19]的研究，包含3個維度共6個題項。

創(chuàng)業(yè)資源整合能力主要借鑒Athreye[20]開發(fā)的資源整合能力量表，分為資源識別、獲取及利用能力3個維度進(jìn)行測量，包括8個題項。

創(chuàng)業(yè)行為測度主要參考余福茂、曾鳴[21]和姚曉蓮[22]編制的大學(xué)生創(chuàng)業(yè)行為量表，側(cè)重于大學(xué)生創(chuàng)業(yè)準(zhǔn)備行為，為單一維度，包括6個題項。

本研究的控制變量包括調(diào)研者的性別、所在區(qū)域。為簡化變量統(tǒng)計，將性別和學(xué)校類型作啞變量處理，受教育程度作連續(xù)變量處理。除控制變量外，以上變量采用LIKET五點量表度量，數(shù)據(jù)采用SPSS20.0和AMOS20.0進(jìn)行處理。

三、研究結(jié)果

（一）同源性偏差檢驗

為避免同源性偏差干擾，本研究經(jīng)過檢驗未旋轉(zhuǎn)的因子，確定解釋變量需要的最少因子數(shù)量。本研究顯示第一因子的荷載是9.76%，其他因子的荷載均在4.65%～8.29%之間。根據(jù)Podsakoff等提出的相關(guān)建議標(biāo)準(zhǔn)，本研究的同源性偏差在可控范圍之內(nèi)[23]。

（二）測量問卷的信效度分析

1.信度檢驗

本研究設(shè)計的創(chuàng)業(yè)意愿、模糊容忍度、創(chuàng)業(yè)資源整合能力、創(chuàng)業(yè)決策、創(chuàng)業(yè)行為等的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.79、0.82、0.77、0.76、0.78，除創(chuàng)業(yè)意愿、模糊容忍度、創(chuàng)業(yè)行為等為單一維度外，創(chuàng)業(yè)資源整合能力各維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.82、0.71、0.76；創(chuàng)業(yè)決策各維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.77、0.83、0.76。各維度的Cronbach’s α系數(shù)都達(dá)到0.7的標(biāo)準(zhǔn)，說明本研究的調(diào)查問卷有效。

2.效度檢驗

從表2中可以看出，創(chuàng)業(yè)資源整合能力單因素模型擬合指數(shù)優(yōu)于三因素模型，但RMSEA值高于方杰、侯杰泰等[24]建議的不高于0.08的標(biāo)準(zhǔn)。為此，將資源整合能力中符合度偏低的條目刪除一項后，其RMSEA值下降為0.075，說明本研究中各變量的效度符合檢驗標(biāo)準(zhǔn)，具體情況如表2所示。

（三）描述性統(tǒng)計結(jié)果

各變量的均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差以及相關(guān)系數(shù)如表3所示。

分析結(jié)果表明，創(chuàng)業(yè)意愿與創(chuàng)業(yè)行為之間的相關(guān)系數(shù)為0.11，為弱相關(guān)，說明創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為具備一定的正向作用，說明創(chuàng)業(yè)意愿越強(qiáng)，驅(qū)動創(chuàng)業(yè)者產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)行為的可能性越大；與模糊容忍度之間的相關(guān)系數(shù)為0.25，說明創(chuàng)業(yè)意愿會正向影響創(chuàng)業(yè)者模糊容忍度，研究假設(shè)H2a得到驗證；模糊容忍度與創(chuàng)業(yè)行為之間的相關(guān)系數(shù)為0.41，說明模糊容忍度會對創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生影響，研究假設(shè)H2b得到驗證。創(chuàng)業(yè)意愿與創(chuàng)業(yè)決策之間的相關(guān)系數(shù)為0.46，說明創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)決策有正向調(diào)節(jié)作用，研究假設(shè)H3a得到驗證；創(chuàng)業(yè)決策與創(chuàng)業(yè)行為之間的相關(guān)性為0.42，具有顯著相關(guān)關(guān)系，說明創(chuàng)業(yè)決策是影響創(chuàng)業(yè)行為發(fā)生的重要因素，研究假設(shè)H3b得到驗證。資源整合能力與創(chuàng)業(yè)意愿、模糊容忍度、創(chuàng)業(yè)決策以及創(chuàng)業(yè)行為等因素間的相關(guān)系數(shù)分別達(dá)到0.51、0.55、0.55、0.56，都達(dá)到相關(guān)顯著的水平，充分說明創(chuàng)業(yè)資源整合能力在創(chuàng)業(yè)過程中具有非常重要的作用。

考察控制變量方面，性別與創(chuàng)業(yè)意愿、創(chuàng)業(yè)決策之間的相關(guān)性不顯著，與模糊容忍度負(fù)相關(guān)，說明高職女生的創(chuàng)業(yè)意愿相對較弱，不愿意承擔(dān)風(fēng)險。所在區(qū)域與各變量之間都存在顯著的相關(guān)關(guān)系，說明在東部沿海發(fā)達(dá)地區(qū)的高職學(xué)生更傾向于創(chuàng)業(yè)，更容易產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)行為；結(jié)果表明，本研究引入性別、所在區(qū)域等控制變量較為合理。

（四）模糊容忍度和創(chuàng)業(yè)決策的中介作用分析

采用三步中介回歸的方式進(jìn)行檢驗，結(jié)果如表4所示。

從分析結(jié)果可知，創(chuàng)業(yè)意愿對模糊容忍度和創(chuàng)業(yè)決策都具有正向影響，對凈變異（R2 change）的解釋量分別達(dá)到20%和21%（見M2和M4）?？刂谱兞糠矫?，性別對模糊容忍度和創(chuàng)業(yè)決策等研究變量呈現(xiàn)負(fù)向影響（-0.12，-0.14），? 所在區(qū)域?qū)δ：萑毯蛣?chuàng)業(yè)決策等變量具有正向影響（0.26，0.27）。

對因變量影響方面，控制變量中的性別對創(chuàng)業(yè)行為呈現(xiàn)負(fù)向影響（-0.13）；所在區(qū)域?qū)?chuàng)業(yè)行為的影響非常顯著（0.35）；自變量創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為具有正向影響，對凈變異的解釋變量達(dá)到47%（見M6），在引入中介變量模糊容忍度和創(chuàng)業(yè)決策后，中介變量都對創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生正向影響，且創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為的影響明顯減弱，解釋變異增加了17%（見M7）。

另外，當(dāng)自變量與因變量之間存在多個中介變量時，模型就會形成鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪槟Ｐ?，需要檢驗關(guān)系傳導(dǎo)機(jī)制中的多重中介效應(yīng)[25]。因此，本研究采用Baron與Kenny提出的方法，設(shè)定3個競爭模型和1個替代模型來檢驗本研究設(shè)計中的多重中介效應(yīng)模型，如表5所示。

通過對比各個模型擬合值與相關(guān)參數(shù)（X2/df，RFI，IFI，CFI，RMSEA），潛變量組成的鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)模型能夠成立且擬合度最優(yōu)，說明創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為的作用能夠通過模糊容忍度、創(chuàng)業(yè)決策等中介變量傳導(dǎo)，假設(shè)H4成立。

（五）創(chuàng)業(yè)資源整合能力的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

通過構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型將研究樣本分為資源整合能力強(qiáng)和資源整合能力一般兩個維度，進(jìn)行多群組結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行分析。首先對預(yù)設(shè)模型、測量系數(shù)相等模型、協(xié)方差模型、殘差模型以及測量殘差等5個模型輸出的適配度（CFI）和遞增適配指數(shù)（IFI）進(jìn)行比較分析。計算結(jié)果發(fā)現(xiàn)，CFI和IFI均大于0.900，且近似均方根誤差RMSEA的值小于0.08，說明構(gòu)建的SEM模型適配性較好；測量模型的X2/df=2.13，小于標(biāo)準(zhǔn)值3且卡方統(tǒng)計量未達(dá)到顯著水平，說明資源整合能力對創(chuàng)業(yè)意愿與創(chuàng)業(yè)行為的作用路徑中存在顯著調(diào)節(jié)效應(yīng)。同時，本研究還進(jìn)一步對比了高資源整合能力和一般資源整合能力下的多重中介模型路徑系數(shù)和CFI指數(shù)的差異，得到創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，如表6所示。

根據(jù)表6的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)資源整合能力強(qiáng)時，創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為的直接作用路徑系數(shù)顯著增大；反之，明顯減弱，說明創(chuàng)業(yè)資源整合能力在創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為中具有調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H5成立。創(chuàng)業(yè)資源整合能力強(qiáng)的情形下，創(chuàng)業(yè)意愿通過模糊容忍度、創(chuàng)業(yè)決策對創(chuàng)業(yè)行為的鏈?zhǔn)街薪樾в脼?.06，明顯大于創(chuàng)業(yè)資源整合能力一般的效應(yīng)。因此，創(chuàng)業(yè)資源整合能力正向調(diào)節(jié)“創(chuàng)業(yè)意愿—模糊容忍度—創(chuàng)業(yè)決策—創(chuàng)業(yè)行為”的多重鏈?zhǔn)街薪閭鲗?dǎo)路徑，假設(shè)H6成立。

綜上，本研究構(gòu)建的有調(diào)節(jié)的多重中介效應(yīng)模型及其路徑圖如圖2所示。

四、研究結(jié)論與展望

（一）研究結(jié)論

1.高職學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿可以預(yù)測創(chuàng)業(yè)行為

本研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為具有正向影響，但影響因子只有0.11，呈現(xiàn)弱相關(guān)的狀態(tài)，說明創(chuàng)業(yè)意愿與創(chuàng)業(yè)行為之間存在著有條件的“黑箱”。這種條件可能為：一是高職學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿非常強(qiáng)，實施創(chuàng)業(yè)行為的可能性大；二是高職學(xué)生具有創(chuàng)業(yè)意愿，同時具備其他有助于創(chuàng)業(yè)行為實施的內(nèi)在和外在條件，創(chuàng)業(yè)行為才可能真正實施。研究結(jié)果表明，需要改變目前創(chuàng)業(yè)教育的內(nèi)容構(gòu)成，應(yīng)該增加創(chuàng)業(yè)意愿在創(chuàng)業(yè)教育中的份量，加強(qiáng)創(chuàng)業(yè)意識的培育，同時還要盡量提供其他有利的社會資源和扶持措施，對促進(jìn)高職學(xué)生創(chuàng)業(yè)行為發(fā)生，落實“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”的國家戰(zhàn)略是有裨益的。

2.模糊容忍度、創(chuàng)業(yè)決策具有多重中介效應(yīng)

研究結(jié)果表明，創(chuàng)業(yè)意愿對模糊容忍度具有正向促進(jìn)作用（影響因子為0.25），且模糊容忍度對創(chuàng)業(yè)決策也具有正向促進(jìn)作用（影響因子為0.42），說明以模糊容忍度為中介變量的“創(chuàng)業(yè)意愿—模糊容忍度—創(chuàng)業(yè)決策”的作用鏈條是成立的。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)決策具有正向促進(jìn)作用（影響因子為0.46），且創(chuàng)業(yè)決策對創(chuàng)業(yè)行為的預(yù)測性更強(qiáng)（影響因子為0.62），說明以創(chuàng)業(yè)決策為中介變量的“創(chuàng)業(yè)意愿—創(chuàng)業(yè)決策—創(chuàng)業(yè)行為”的作用鏈條成立。

本文設(shè)計了3個競爭模型和1個替代模型研究變量之間存在的間接效應(yīng)。對比擬合結(jié)果發(fā)現(xiàn)，通過模糊容忍度、創(chuàng)業(yè)決策的多重鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)要優(yōu)于單個中介變量或并行中介變量所構(gòu)成的結(jié)構(gòu)方程模型。研究結(jié)論充分說明，創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行為的作用機(jī)制，可以通過提高創(chuàng)業(yè)者的模糊容忍度、引導(dǎo)潛在創(chuàng)業(yè)者做出創(chuàng)業(yè)決策的方式予以實現(xiàn)。

上述結(jié)果表明，高職大學(xué)生需要開拓視野，增加自身知識儲備，努力培育自身的創(chuàng)業(yè)意識，提升創(chuàng)業(yè)模糊容忍度，把握機(jī)會做出創(chuàng)業(yè)決策，積極參加創(chuàng)業(yè)實踐。同時，本研究引入的中介變量，也為打開創(chuàng)業(yè)意愿與創(chuàng)業(yè)行為背離的有條件“黑箱”，提供了一種視角。

3.創(chuàng)業(yè)資源整合能力具有調(diào)節(jié)效應(yīng)

研究結(jié)果表明，創(chuàng)業(yè)資源整合能力不但能夠直接調(diào)節(jié)創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)行為之間的作用機(jī)制，還能夠有效增強(qiáng)創(chuàng)業(yè)者的模糊容忍度，作出創(chuàng)業(yè)決策。因此，在實施創(chuàng)業(yè)教育過程中，應(yīng)該充分創(chuàng)設(shè)有利條件，提供多方資源，重視潛在創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)資源整合能力的培養(yǎng)，會更加有利于潛在創(chuàng)業(yè)者實施創(chuàng)業(yè)行為。

4.性別所在區(qū)域可以預(yù)測高職學(xué)生的創(chuàng)業(yè)行為

在本研究中，引入了性別、所在區(qū)域2個控制變量。研究結(jié)果表明，性別與模糊容忍度存在負(fù)相關(guān)，說明女性更趨向于保守，不愿意面對創(chuàng)業(yè)中的不確定性和風(fēng)險，可能是傳統(tǒng)文化和社會對女性的角色定位造成的。在我國的文化傳統(tǒng)中，一直都存在男主外，女主內(nèi)的固化思維，對女性塑造往往是“弱女子”的人格畫像，體現(xiàn)溫順、柔美，教育認(rèn)知更趨向于保守，而創(chuàng)業(yè)過程中，必須面對紛繁復(fù)雜的社會競爭，存在太多的風(fēng)險和不確定性；而男性則剛好相反，塑造的人格畫像是“男子漢”，以敢做敢為、堅強(qiáng)、擔(dān)當(dāng)為特征，風(fēng)險偏好比女性更強(qiáng)一些。所在區(qū)域與模型構(gòu)建中的各個變量都具有正向作用，說明東部沿海地區(qū)表現(xiàn)出更強(qiáng)的創(chuàng)業(yè)意愿，實施創(chuàng)業(yè)行為的可能性更大，其中的原因是東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)更發(fā)達(dá)，獲得的創(chuàng)業(yè)機(jī)會、市場信息資訊、創(chuàng)業(yè)資源等會更多，因此更容易產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)意愿，實施創(chuàng)業(yè)行為。

（二）研究局限與展望

本研究試圖打開創(chuàng)業(yè)意愿與創(chuàng)業(yè)行為之間的“黑箱”。研究雖然發(fā)現(xiàn)一些規(guī)律，但亦存在研究設(shè)計和數(shù)據(jù)采集方面的不足。首先，研究設(shè)計中納入的變量為模糊容忍度和創(chuàng)業(yè)決策，引入了創(chuàng)業(yè)資源整合能力作為調(diào)節(jié)變量，是否存在其他更合理的變量要素，還需要進(jìn)一步分析探討；其次，在數(shù)據(jù)采集過程中，主要采用電子問卷的形式進(jìn)行，以被試自我報告為主存在隱含同源偏差的風(fēng)險。

本研究構(gòu)建了一個有調(diào)節(jié)的多重中介效應(yīng)模型并加以檢驗，為創(chuàng)業(yè)意愿與創(chuàng)業(yè)行為背離的“黑箱”，打開了一扇窗戶，具有一定的參考價值。但由于各個變量的內(nèi)涵和外延還沒有統(tǒng)一的認(rèn)知，再加上研究主要以高職學(xué)生為研究主體，沒有考察創(chuàng)業(yè)環(huán)境的復(fù)雜性和不確定性程度。在后續(xù)的研究中，需要進(jìn)一步探討其他變量，特別是加入環(huán)境不確定性因素，將社會潛在創(chuàng)業(yè)者納入到調(diào)研范圍，也許會有更大的收獲。

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Abstract? In order to explore the relationship between entrepreneurial intention and entrepreneurial behavior of higher vocational students， ambiguity tolerance and entrepreneurial decision as mediating variables and entrepreneurial resource integration ability as moderating variables are introduced into the mechanism of action between entrepreneurial intention and entrepreneurial behavior， and a moderated multiple mediating effect model is constructed and tested. The research reveals that entrepreneurial intention has a weak positive correlation with entrepreneurial behavior; ambiguity tolerance and entrepreneurial decision-making play an intermediary role between entrepreneurial intention and behavior; entrepreneurial resource integration ability can effectively adjust the multiple chain intermediary path of “entrepreneurial intention-fuzzy tolerance- entrepreneurial decision-making-entrepreneurial behavior”; and there is a conditional “black box”between entrepreneurial intentions and entrepreneurial behavior.

Key words? entrepreneurial intention; entrepreneurial behavior; ambiguity tolerance; higher vocational students

Author? Wu Qingsong， professor of Hunan Vocational College of Commerce （Changsha 410006）; Hu Hui， associate professor of Hunan Vocational College of Commerce