創業失敗修復、創業動機與后續創業行為
——規則聚焦的調節作用

謝雅萍 嚴淑齡 黃麗清

（福州大學 經濟與管理學院，福州 350108）

引言

創業是高風險、高失敗率的活動。目前全球的創業失敗率普遍不低于75%，初創企業的失敗率更是高于90%[1]。對于曾經擁有創業經驗的再創業者而言，創業依然是一場結果難以預測的冒險。事實上，除了一些不可抗力的因素外，導致創業者多次失敗的原因更多的是創業者在創建和管理創業企業中的行為與現實需要不匹配，而創業者的創業行為卻是企業生存的關鍵性要素。當下學者們對創業失敗的關注度逐漸提高，但有關創業失敗修復的研究仍處于起步階段。以Shepherd 為代表的國外學者已展開一系列研究，側重于從促進和阻礙兩個方面探討修復的影響因素，提出創業失敗修復的方法和過程。其中，促進因素主要包括自我效能[2]、情緒能力[3]等，阻礙因素主要包括經驗缺乏[4]、文化因素[5]等。但目前學者們對創業失敗修復的實證分析較少，國內相關研究較晚[6]。失敗的經歷不一定會導致未來的成功，但從失敗中修復過來是創業者再度創業的關鍵[6]。不同的創業者從失敗中學習的能力各不相同，在從修復到再次創業的過程也面臨著諸多抉擇。有研究顯示由后續創業者創建的企業經常比新創業者創建的企業的績效更好[7]。然而，鮮有學者探討創業者如何理解已發生的創業失敗以及這種意識形成對后續創業的影響[8]。所以，本研究聚焦于探究創業者失敗后的修復機制對其后續創業行為的重要影響，提出創業失敗修復中情緒修復、認知修復以及行動修復的具體策略，有助于創業失敗者積極地從失敗中修復過來、砥礪前行。

一、理論分析與研究假設

（一） 創業失敗修復和后續創業行為

創業失敗修復是創業失敗者克服失敗所帶來的不良影響，處理失敗所帶來的問題，從而在情緒、認知等層面達到修復，再次升起創業意愿的過程，包含情緒修復、認知修復與行動修復三個維度[9]。后續創業是指創業者出售或關閉一家公司后重新創建或購買一家公司以再次創業的活動[10]。創業行為是創業者基于一定的創業意圖和創業機會，為實現創業目的而實施的一系列行為[11]?；诖?，本研究將后續創業行為定義為創業者為實現再次創業目的所實施的一系列行為，其行為結構包括了機會識別、團隊組建、資源整合、網絡構建等多個維度[11]。

情緒修復是創業者在經歷創業失敗后轉換消極情緒、培養積極情緒的過程[9]。積極情緒可以促進創業者籌備創業資源的積極性[12]，增加重啟創業的可能[13]。因此，情緒修復是創業者開展后續創業行為的關鍵前提[14]。與此同時，認知修復是創業者搜尋、反思和再評估商機、風險、成長等信息以形成所使用的知識結構的過程[9]。創業認知是創業機會識別、創業決策等創業行為要素的關鍵前置變量[15]。認知修復有利于創業者從失敗中學習，修復創業認知偏差，提升創業認知水平[16]。認知修復所帶來的知識更新可以促使創業者轉變思維方式，更好地識別創業機會、獲取和整合創業資源等[17]。例如，在數字經濟時代下，創業者只有認識到數字資產是一項重要的資源，才能更好地利用數字經濟時代的紅利開展創業行動[18]。行動修復是通過一系列的創業行動（如融資、創業模仿、提高團隊凝聚力等）重新開展創業活動的過程[9]。團隊的重組與修復是行動修復中的關鍵一環，一個高效的創業團隊有助于提高創業績效[19]。同時人際關系網絡也是創業資源的一部分，開展行動修復的創業者不斷積累關系網絡資本，從而使其在后續創業過程中得到關系網絡的持續扶持[20]，而社交網絡規模直接影響了創業者為后續創業行為所獲取的資源數量和質量[21]，進一步影響了創業者后續與關系網絡進行價值共創的效率[22]。因此，行動修復有助于后續創業者提高自己的關系網絡規模、強度和質量，整合利用多項資源，以提高成功創業的可能性[23]?；诖?，本研究提出以下假設：

H1：創業失敗修復對后續創業行為具有顯著正向影響。

H1a：情緒修復對后續創業行為具有顯著正向影響；

H1b：認知修復對后續創業行為具有顯著正向影響；

H1c：行動修復對后續創業行為具有顯著正向影響。

（二） 創業動機的中介作用

創業動機是促使有一定創業基礎條件和創業能力[24]的創業者將創業的意向付諸實踐的一種內在驅動力，能激發人們從事創業活動[25]，包括生存型創業和機會型創業兩個維度[26]。機會型創業動機以拉動理論為基礎，創業者想通過創業來滿足其自尊和自我實現等需求；而生存型創業動機以推動理論為基礎，創業者被外在消極因素（如當前工作狀況不佳或缺乏前景）推動創業[27]。

創業者可以通過創業失敗修復來釋放信息處理能力，激發其后續創業動機[28]。情緒修復過程促使后續創業者通過修復負面情緒積累更為富有的心理資源[13]，培養積極的創業情緒。而擁有積極創業情緒的后續創業者更善于抓住創業機會，激發創業動機，審時度勢應對各種創業風險以提高創業成功率[29]。認知修復的過程促使后續創業者提升創業認知水平?；趧摌I自我效能感對創業動機的直接影響[30]，創業認知作為創業自我效能感的前因變量[31]也可能會對創業動機產生影響。實現認知修復后的創業者形成了創業所應具備的知識體系，提高了再次創業的自信心，更愿意選擇通過創業來提高經濟水平。經過行動修復的創業者在資金、技術、團隊、社交網絡等方面有著充足的準備。當創業者認為自己有足夠的實力承擔具有挑戰性的創業任務時，其對成功創業則更加有信心，更愿意以便捷、見效快的方式來提高自己的經濟水平和社會地位。然而，那些沒有經過行動修復來掌握和鞏固自己的創業知識和技能的創業者容易懷疑自己能否成功創業，不愿亦不敢以創業的方式來實現自我價值和承擔社會責任[30]?；诖?，本研究提出假設H2。

H2：創業失敗修復對創業動機具有顯著正向影響。

創業動機是創業行為的前提和基礎[25]。越來越多的創業者致力于以創業的方式提高經濟收入和社會地位[32]。提高盈利能力和個人收入是企業家創業的根本動力[33]，這不僅是滿足企業家生理需求的先決條件，也是企業可持續發展的重要因素。這些動力正在影響并形成有意義的創業行為，被認為是指導一個人行為方向的重要因素[34]。在強烈的創業動機的驅動下，后續創業者將更加有動力去不斷收集和獲取與創業密切相關的信息，由此形成創業的想法，并投入諸多時間和精力進行評估和完善，將其轉變為潛在的創業機會，以追求創業成功[35]?；诖?，本研究提出假設H3。

H3：創業動機對后續創業行為具有顯著正向影響。

創業動機對創業失敗修復與后續創業行為間的關系具有中介作用。在前文假設的基礎上，創業失敗修復會對后續創業行為產生影響。一方面，創業動機受創業失敗修復影響。創業失敗者通過創業失敗修復來提高信息處理能力，不斷完善和更新創業知識體系，強化再次創業的信念，進而形成創業的內在驅動力。因而，創業者從失敗中修復過來后能夠增強其后續創業動機[28]。另一方面，創業動機會影響創業者后續創業行為。創業動機有助于維持創業者的堅持和信心，激發后續創業者的創業機會識別、創業資源獲取與整合、創業團隊組建以及創業關系網絡構建等關鍵行為?；诖?，本研究提出假設H4。

H4：創業動機在創業失敗修復和后續創業行為間起到中介作用。

（三） 規則聚焦的調節作用

規則聚焦理論的基本原則是個體受其自我調節系統引導表現出接近積極結果和避免消極結果的傾向[36]，包括促進型聚焦和預防型聚焦兩種規則導向。這兩種類型的規則聚焦會對個體的決策產生影響[37]。雖然促進型聚焦和預防型聚焦在每個個體中共存，但二者在不同的情況下有不同的優先級，可以分為短期情況下引發的情境性聚焦和長期情況下培養的特質性聚焦[38]。在長期情況下，成長于個人主義文化下的人更容易表現出促進型聚焦導向，而來自集體主義文化的人則更容易表現出預防型聚焦導向。在短期情況下，二者都可以通過設置一個任務短暫地激發某一類型的聚焦。例如“找到90%以上的解決方案”的任務可以激發促進型聚焦，而“不要錯過超過10%的解決方案”的任務可以激發預防型聚焦。處于促進型聚焦狀態的個體往往對收益、成就和進步更敏感，他們更為關注愿望和成就，通常采取渴望戰略來實現其預期的目標[36]，對目標的熱切追求使其在行為中表現出高度的毅力[39]。而處于預防型聚焦狀態的個體則往往對損失、安全和責任更敏感[40]，他們更關注自己應盡的義務和職責，對事情往往采取警惕策略[36]，在意識到潛在損失時容易在行為中表現出低水平的毅力[41]。

創業失敗修復可以促使創業失敗者再次升起創業意愿，重啟創業。完成創業失敗修復的促進型聚焦創業者修復了失敗帶來的消極情緒影響，培養出了積極情緒，更會將注意力集中在創業目標的實現上[42]，愿意為了實現創業目標開展一系列后續創業行為。促進型聚焦的個體渴望積極利用機會[43]以獲得最大潛在收益[39]。在促進型聚焦的推動下，完成創業失敗修復的創業者會更關注創業可能帶來的積極效果，在面對創業機遇時更有可能激發創業動機，并在創業動機的驅動下積極地努力獲取和整合資源、擴展創業網絡關系以利用潛在的機會[44]。與低水平促進型聚焦個體相比，高水平促進型聚焦的個體更能夠投入精力以識別創業機會，加快獲取和整合資源、拓展創業網絡關系的速度。

高失敗率的創業活動有可能會打擊創業熱情，抑制創業動機的萌生。由于意識到創業可能帶來的高風險與損失，預防型聚焦的創業者容易因遭遇創業困境而放棄，影響其在識別創業機會、獲取創業資源、重組創業團隊、建立和維持關系網絡時的熱情投入。同時，預防型聚焦的個體在開發潛在機會和獲取資源以利用這些機會方面也會保持著警惕和謹慎的態度[43]，過于謹慎可能會使創業者錯失創業機會。與低水平預防型聚焦個體相比，高水平預防型聚焦的個體對創業所潛在的損失更為敏感，對待所預期的風險和損失更為謹慎?；诖?，本研究提出以下假設：

H5：創業失敗修復和后續創業行為間的關系受到規則聚焦的調節作用。

H5a：促進型聚焦顯著正向調節創業失敗修復和后續創業行為間的關系；

H5b：預防型聚焦顯著負向調節創業失敗修復和后續創業行為間的關系。

H6：創業失敗修復和創業動機間的關系受到規則聚焦的調節作用。

H7：創業動機和后續創業行為間的關系受到規則聚焦的調節作用。

由以上假設分析，本研究構建如下的概念模型，詳見圖1。

圖1 本研究假設的關系模型圖

二、研究設計

（一） 變量與量表設計

本研究系統搜集了國內外相關文獻來尋找與變量維度相關并經過驗證的成熟量表，結合研究情境對測量題項、語言表述等進行修改和補充。其中，基本信息包括性別、年齡、受教育程度、創業失敗次數、創業失敗首要原因、行業類型等問題。創業失敗修復量表主要參考謝雅萍等[9]、Cope[45]等學者們的研究，設計了有關情緒修復、認知修復和行動修復的12 個題項，如“我會采取積極樂觀的態度面對失敗而不去思考威脅和壓力事件”；創業動機量表主要參考Kuratko 等[46]、史容等[47]開發的量表，設計了有關生存型創業動機和機會型創業動機的6個題項，如“我想通過創業來使自己的生活有保障”；規則聚焦量表主要參考Higgins[36]、Tumasjan 和Braun[39]等學者們的研究，設計了有關促進型聚焦和預防型聚焦的12 個題項，如“為了取得成功，我傾向于在工作中冒險”；后續創業行為量表主要參考閆華飛和胡蓓[11]等學者的研究，設計了有關創業機會識別、創業資源獲取和整合、創業團隊組建和創業網絡構建的15 個題項，如“與上一次失敗的創業相比，我更能積極尋找新資源，彌補資源不足”。最終的正式問卷采用李克特7 點量表進行測量，范圍從1（完全不符合）～7（完全符合）。

（二） 研究樣本與數據

本研究選取有關創業失敗經歷的后續創業者作為調查對象，樣本涵蓋福建省、浙江省、江蘇省等創業活躍地區的后續創業者。進行正式調查之前，本研究首先向60 名后續創業者發放調研問卷進行預調研，共回收了53 份問卷，問卷有效回收率為88.3%。通過對預調研樣本數據進行信效度分析以及收集預調研對象的反饋結果，本研究對調研問卷進行修訂，形成最終的正式調查問卷。本研究共發放問卷409 份，回收問卷362 份。在剔除無效問卷后，最終得到有效問卷295 份，問卷有效回收率為72.13%。通過統計分析，調查對象具有如下特征：性別以男性居多，占比70.5%；年齡以中青年（27～46 歲）為主，占比64.4%；受教育程度以大專/本科為主，占比74.9%；大部分調查對象經歷過1～2 次創業失敗，占比78.3%；調查對象創業失敗的原因較為均衡，包括創業決策失誤、創業資源不足、市場競爭激烈、經營管理不善、創業準備不足等，占比區間在10%～29%之間，資金等創業資源不足的原因占比最高。

（三） 信效度分析與共同方差檢驗

本研究使用SPSS 22.0 和AMOS 23.0 對量表進行信度和效度分析。同時，采用Harman 單因素檢驗方法進行主成分分析，結果顯示未旋轉時主成分的貢獻率為26.480%，低于40%，由此可知本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題[48]。

1. 創業失敗修復的信度和效度分析

首先，創業失敗修復量表的Cronbach’sα系數為0.808，其三個維度的Cronbach’sα系數大于0.9，可見量表信度良好。其次，創業失敗修復量表的KMO值為0.783，p＜0.001，適合做因子分析。通過抽取3個特征根大于1 的公共因子進行探索性因子分析，累積方差貢獻率為80.317%，且各題項在單一維度的因子載荷均大于0.7。最后，對創業失敗修復量表進行驗證性因子分析，模型與數據擬合良好，詳見表1。

表1 問卷的驗證性因子分析擬合結果表

2. 創業動機的信度和效度分析

首先，創業動機量表的Cronbach’sα系數為0.725，其兩個維度的Cronbach’sα系數大于0.8，可見量表信度良好。其次，創業動機量表的KMO值為0.728，p＜0.001，適合做因子分析。通過抽取2 個特征根大于1 的公共因子進行探索性因子分析，累積方差貢獻率為80.338%，且各題項在單一維度的因子載荷均大于0.8。最后，對創業動機量表進行驗證性因子分析，模型與數據擬合良好，詳見表1。

3. 規則聚焦的信度和效度分析

首先，規則聚焦量表的Cronbach’sα系數為0.717，其兩個維度的Cronbach’sα系數大于0.9，可見量表信度良好。其次，規則聚焦量表的KMO值為0.896，p＜0.001，適合做因子分析。通過抽取2 個特征根大于1 的公共因子進行探索性因子分析，累積方差貢獻率為71.501%，且各題項在單一維度的因子載荷均大于0.7。最后，對規則聚焦量表進行驗證性因子分析，模型與數據擬合良好，詳見表1。

4. 后續創業行為的信度和效度分析

首先，后續創業行為量表的Cronbach’sα系數為0.889，其四個維度的Cronbach’sα系數大于0.8，可見量表信度良好。其次，后續創業行為量表的KMO 值為0.819，p＜0.001，適合做因子分析。通過抽取4 個特征根大于1 的公共因子進行探索性因子分析，累積方差貢獻率為83.298%，且各題項在單一維度的因子載荷均大于0.7。最后，對后續創業行為量表進行驗證性因子分析，模型與數據擬合良好，詳見表1。

三、結果分析

（一） 方差分析

本研究采用單因素方差分析法來檢驗后續創業者的性別、年齡、受教育程度、創業失敗次數、創業失敗首要原因和行業類別六個控制變量是否對因變量（后續創業行為）有影響，方差齊性檢驗具體結果，詳見表2。

表2 不同控制變量單因素方差分析表

由數據分析可知，性別、受教育程度、創業失敗次數和創業失敗首要原因這4 個控制變量均對后續創業行為產生顯著性影響；創業失敗次數、創業失敗首要原因和行業類型這3 個控制變量對創業失敗修復有顯著影響；性別、創業失敗首要原因這2個控制變量對創業動機具有顯著性影響；創業失敗次數對規則聚焦有顯著影響。由此表明本研究控制變量的選取以及用這些控制變量來考察其對研究變量的影響是否存在顯著性差異較為合理。

（二） 相關性分析

運用回歸分析方法檢驗各研究變量間的關系前需要先探測各變量間的關聯性，因而本研究采用Pearson 相關分析探究各研究變量間的關聯程度。

1. 創 業 失敗 修復 與后 續創 業行 為的 相關 性分析

（1）情緒修復與創業機會識別（r=0.221，p＜0.01）、情緒修復與創業資源獲取與整合（r=0.141，p＜0.05）、情緒修復與創業團隊組建（r=0.234，p＜0.01）、情緒修復與創業網絡構建（r=0.168，p＜0.01）均呈現出顯著正相關關系，這說明了情緒修復與后續創業行為可能存在顯著正向關系。（2）認知修復與創業機會識別（r=0.290，p＜0.01）、認知修復與創業資源獲取與整合（r=0.287，p＜0.01）、認知修復與創業團隊組建（r=0.336，p＜0.01）、認知修復與創業網絡構建（r=0.307，p＜0.01）均呈現出顯著正相關關系，這說明了認知修復與后續創業行為可能存在顯著正向關系。（3）行動修復與創業機會識別（r=0.227，p＜0.01）、行動修復與創業資源獲取與整合（r=0.246，p＜0.01）、行動修復與創業團隊組建（r=0.333，p＜0.01）、行動修復與創業網絡構建（r=0.281，p＜0.01）均呈現出顯著正相關關系，這說明了認知修復與后續創業行為可能存在顯著正向關系?？傮w上說明了創業失敗修復與后續創業行為間的關系可能存在顯著正向關系。

2. 創業失敗修復與創業動機的相關性分析

（1）情緒修復與生存型創業動機（r=0.287，p＜0.01）、情緒修復與機會型創業動機（r=0.159，p＜0.01）均呈現出顯著正相關關系，這說明了情緒修復與創業動機可能存在顯著正向關系。（2）認知修復與生存型創業動機（r=0.269，p＜0.01）、認知修復與機會型創業動機（r=0.315，p＜0.01）均呈現出顯著正相關關系，這說明了認知修復與創業動機可能存在顯著正向關系。（3）行動修復與生存型創業動機（r=0.291，p＜0.01）、行動修復與機會型創業動機（r=0.384，p＜0.01）均呈現出顯著正相關關系，這說明了行動修復與創業動機可能存在顯著正向關系。數據總體上說明了創業失敗修復與創業動機間的關系可能存在顯著正向關系。

3. 創業動機與后續創業行為的相關性分析

（1）生存型創業動機與創業機會識別（r=0.272，p＜0.01）、生存型創業動機與創業資源獲取與整合（r=0.306，p＜0.01）、生存型創業動機與創業團隊組建（r=0.446，p＜0.01）、生存型創業動機與創業網絡構建（r=0.357，p＜0.01）均呈現出顯著正相關關系，這說明了生存型創業動機與后續創業行為可能存在顯著正向關系。（2）機會型創業動機與創業機會識別（r=0.283，p＜0.01）、機會型創業動機與創業資源獲取與整合（r=0.279，p＜0.01）、機會型創業動機與創業團隊組建（r=0.401，p＜0.01）、機會型創業動機與創業網絡構建（r=0.290，p＜0.01）均呈現出顯著正相關關系，這說明了機會型創業動機與后續創業行為可能存在顯著正向關系?？傮w上說明創業動機與后續創業行為間的關系可能存在顯著正向關系。

4. 規則聚焦與其他各變量的相關性分析

（1）促進型聚焦與情緒修復（r=0.132，p＜0.05）、認知修復（r=0.138，p＜0.05）、行動修復（r=0.135，p＜0.05）呈現顯著的相關性，而預防型聚焦與認知修復（r=0.144，p＜0.05）呈現顯著的相關性，與情緒修復、行動修復沒有出現顯著的相關關系。（2）促進型聚焦與生存型創業動機（r=0.254，p＜0.01）、機會型創業動機（r=0.162，p＜0.01）呈現顯著的相關性，而預防型聚焦與機會型創業動機（r=0.118，p＜0.05）呈現顯著的相關性，與生存型創業動機沒有出現顯著的相關關系。（3）規則聚焦的二個維度（促進型聚焦和預防型聚焦）與創業機會識別（r=0.153，p＜0.01；r=0.169，p＜0.01）、創業資源獲取與整合（r=0.200，p＜0.01；r=0.184，p＜0.01）、創業團隊組建（r=0.251，p＜0.01；r=0.144，p＜0.05）、創業網絡構建（r=0.178，p＜0.01；r=0.170，p＜0.01）均呈現顯著的相關性。根據以上結論，可以說明規則聚焦可能會對創業失敗修復和后續創業行為產生影響。

（三） 回歸分析

本研究采用方差膨脹因子VIF 來衡量研究變量間的共線性，并通過Durbin-Watson 來檢驗殘差間是否相互獨立。本研究所有回歸模型的VIF 值均落在區間[1.003，1.697]內，且各模型的DW值都落于[1.891，2.052]區間內，接近于2，均位于合理區間內，表明本研究的回歸模型不存在多重共線性問題且不存在自相關問題?；谇拔姆讲罘治龅慕Y果，性別、受教育程度、創業失敗次數和創業失敗首要原因會對后續創業行為產生顯著影響，因而進行回歸分析時，本研究將其作為控制變量放入回歸模型中，進行后續的假設檢驗。

1. 創業失敗修復與后續創業行為回歸分析

為考察創業失敗修復對后續創業行為以及創業失敗修復各維度對后續創業行為的影響，本研究以后續創業行為作為因變量，以創業失敗修復作為自變量，運用SPSS 20.0 統計軟件對相關假設進行實證檢驗，分析結果詳見表3。

表3 創業失敗修復與后續創業行為回歸分析結果

如表3 中M2～M4 所示，依次將中心化后的情緒修復、認知修復和行動修復放入到后續創業行為的回歸方程中。研究結果表明，由M2 可知，情緒修復對后續創業行為具有顯著正向影響（β=0.271，p＜0.001），假設H1a 得到驗證；由M3 可知，認知修復對后續創業行為具有顯著正向影響（β=0.439，p＜0.001），假設H1b 得到驗證；由M4 可知，行動修復對后續創業行為具有顯著正向影響（β=0.388，p＜0.001），假設H1c 得到驗證。因此，創業失敗修復與后續創業行為之間存在正相關關系，假設H1 得到支持。即隨著創業失敗修復進行得越充分，后續創業行為會隨之增加。

2. 創業動機中介效應回歸分析

本研究對創業動機是否在創業失敗修復與后續創業行為之間有中介效應進行檢驗，結果如表4所示。

表4 創業動機中介效應回歸分析結果

從表4 中的M5 可知，創業失敗修復與創業動機二者之間存在顯著正相關關系（β=0.603，p＜0.001），假設H2 得到驗證。從表4 中的M7 可知，創業動機對后續創業行為具有顯著正向影響作用（β=0.663，p＜0.001），假設H3 得到驗證。而在進行中介效應檢驗時，本研究首先將中心化后的創業失敗修復納入回歸模型中，從表4 中的M6 可知創業失敗修復與后續創業行為顯著正相關（β=0.585，p＜0.001），這一結論再次驗證假設H1 成立。然后檢驗創業失敗修復和創業動機對后續創業行為的效應，表4 中的M8 顯示創業動機對后續創業行為的效應仍然顯著（β=0.478，p＜0.001），創業失敗修復對后續創業行為的效應仍為顯著（β=0.297，p＜0.001）。最后，通過符號比較，發現回歸方程中的系數均為正向。因此，創業動機在創業失敗修復與后續創業行為間的中介效應屬于部分中介效應，假設H4 得到驗證。

3. 規則聚焦調節效應回歸分析

本研究以規則聚焦為調節變量，在M9 中設置創業失敗修復為自變量，創業動機為因變量?；谇拔姆讲罘治龅慕Y果，性別和創業失敗首要原因會對創業動機產生顯著影響，因而進行回歸分析時，本研究將其作為控制變量放入表5 的M9 中。同時，在M10～M16 中設置創業失敗修復為自變量，后續創業行為為因變量。其中規則聚焦又分為促進型聚焦和預防型聚焦兩個維度。為了提高回歸分析結果的正確性，本研究在檢驗規則聚焦對創業失敗修復、創業動機與后續創業行為之間的調節效應時，對創業失敗修復、規則聚焦、促進型聚焦、預防型聚焦、創業動機等進行了中心化處理，以便于構造乘積項（創業失敗修復*規則聚焦、創業失敗修復*促進型聚焦、創業失敗修復*預防型聚焦、創業動機*規則聚焦）。通過SPSS 20.0 軟件對樣本進行回歸分析，結果如表5 所示。由于表5 數據較多，為節省篇幅，我們省略了有關控制變量的數據，只展示核心變量的統計回歸結果。

表5 規則聚焦調節效應回歸分析結果

從表5 的M11 可以看到，創業失敗修復與規則聚焦的乘積項的回歸系數顯著（β=0.095，p＜0.05），說明了創業失敗修復與后續創業行為的關系受到規則聚焦的影響，因而規則聚焦在創業失敗修復與后續創業行為之間起到顯著的調節作用，假設H5 得到驗證。在此基礎上，筆者對促進型聚焦在創業失敗修復與后續創業行為之間的調節效應進行檢驗，結果顯示創業失敗修復與促進型聚焦的乘積項的回歸系數顯著（β=0.112，p＜0.05），說明了促進型聚焦在創業失敗修復與后續創業行為之間起到顯著的正向調節作用，假設H5a 得到驗證。同理，筆者對預防型聚焦在創業失敗修復與后續創業行為之間的調節效應進行檢驗，結果顯示創業失敗修復與預防型聚焦的乘積項的回歸系數不顯著（β= -0.035，p＞0.05），說明了預防型聚焦在創業失敗修復與后續創業行為之間沒有起到顯著的負向調節作用，假設H5b 沒有得到驗證。同時，筆者對規則聚焦在創業失敗修復、創業動機與后續創業行為的中介路徑上的調節效應進行檢驗，結果顯示創業失敗修復與規則聚焦的乘積項對創業動機的回歸系數不顯著（β=0.024，p＞0.05），創業動機與規則聚焦的乘積項對后續創業行為的回歸系數不顯著（β=0.053，p＞0.05），說明了規則聚焦在創業失敗修復、創業動機與后續創業行為的中介路徑上沒有起到顯著的調節作用，假設H6、H7 沒有得到驗證。

由以上分析可得，假設H1、H1a、H1b、H1c、H2、H3、H4、H5、H5a 得到了驗證，H5b、H6、H7 沒有得到驗證，因此本研究驗證成功的關系如圖2 所示。

圖2 本研究驗證的關系模型圖

（四） 穩健性檢驗

為了提高研究結論的穩健性，本文通過增加控制變量、縮尾處理、替換估計模型三種方法對回歸結果進行穩健性檢驗。首先是增加控制變量法，上述回歸中已經加入了性別、受教育程度、創業失敗次數、創業失敗首要原因四個控制變量，這四個控制變量主要從創業者微觀層面進行探討，但是仍可能存在遺漏變量導致內生性問題?，F有的研究發現政府支持程度、創業優惠政策等宏觀因素對創業失敗者再次創業產生影響[49]。因此，加入了政府支持程度、創業優惠政策作為控制變量以修正基準回歸結果。分析結果表明，加入新的控制變量后，創業失敗修復對后續創業行動的正向作用及顯著性并未發生變化，基準回歸結果具有穩健性。其次是縮尾處理法，為剔除異常值對于回歸結果的影響，本文對模型中所有的變量都進行上下5%的縮尾處理，重新估計模型。樣本進行處理后可以看到雖然顯著性有所降低，但創業失敗修復仍然正向顯著作用于后續創業行動，這說明基準回歸結果具有穩健性。最后是替換估計模型法，為檢驗結果的穩健性，將OLS 模型替換為有序Probit 模型進行回歸，最后創業失敗修復對后續創業行動的影響系數為0.289，且在0.1%水平上顯著，與基準回歸結果一致，說明基準回歸結果具有穩健性。

四、結論

通過探究創業失敗修復對后續創業行為的影響，以及創業動機、規則聚焦在二者之間起到的重要作用，可以清楚地看到創業失敗修復對后續創業行為具有顯著正向影響。情緒修復增強了后續創業者的心理復原能力，促使其轉換消極情緒，培養積極情緒，進而恢復或重構其在后續創業活動中所需的情緒資源。認知修復幫助后續創業者反思過去的失敗經歷，促使其從失敗中進行學習，提高認知水平，轉變思維模式以便于更好地識別創業機會、獲取和整合資源等。行動修復還促使后續創業者以積極的措施應對失敗，促進機會識別、提高資源配置效率、加強團隊溝通、拓寬創業網絡，進而重啟創業活動。由此可見，創業失敗修復可以幫助后續創業者脫離失敗陰影，轉變思維模式，積極采取行動解決問題，促使其開展后續創業行為。

創業動機在創業失敗修復與后續創業行為之間發揮了部分中介作用。創業者從失敗中修復后，能夠培育自身后續創業的動力，激發創業動機。在創業動機的驅動下，創業者將先前創業失敗的經歷轉化為經驗，提高對機會的識別和獲取概率、整合創業資源、組建創業團隊并擴展創業網絡關系。激發創業動機是創業失敗者完成創業失敗修復后走向后續創業的重要途徑。

同時規則聚焦在“創業失敗修復-后續創業行為”路徑上的調節作用得到部分支持。一方面，促進型聚焦正向調節創業失敗修復與后續創業行為之間的關系。完成了創業失敗修復的后續創業者從過往的創業失敗中汲取了經驗、提高了創業認知水平，并在資金、團隊、社交網絡方面都有較為充足的準備，對后續創業有較為樂觀的展望。當后續創業者重啟創業遭遇困難時，與低水平促進型聚焦個體相比，高水平促進型聚焦的個體更注重暫時的失敗為后續創業成功所帶來的經驗教訓，不斷從失敗中學習，更能夠投入精力開展后續創業行為。另一方面，預防型聚焦負向調節創業失敗修復與后續創業行為之間的關系的假設沒有得到支持?？赡艿脑蚴?，預防型聚焦水平較高的創業者對損失更為敏感，謹慎地避免犯錯并且厭惡風險。比起高風險，他們更能接受低收益，以確保更安全的投資回報。因此，他們可能會拒絕創業失敗修復，放棄創業，回歸就業市場。

最后，規則聚焦在“創業失敗修復-創業動機-后續創業行為”的中介路徑的調節作用沒有得到支持。在“創業失敗修復-創業動機”這條路徑中，規則聚焦的調節作用不顯著的可能原因在于，對促進型聚焦的后續創業者而言，促進型聚焦是由自我提升的目標所激發的[50]，因此促進型聚焦可能受創業動機所調動，而不是對其產生調節作用。預防型聚焦的后續創業者在經歷過失敗之后，可能會評估重啟創業的后果，拒絕對創業失敗修復，選擇變換賽道放棄創業。因此預防型聚焦在創業失敗修復和創業動機之間的調節作用沒有受到支持，這一推論與H5b 的推論一致。在“創業動機-后續創業行為”這條路徑中，規則聚焦的調節作用不顯著的可能原因在于個體受哪一種規則聚焦類型驅動取決于特質傾向或情境因素，特質性聚焦一般作為調節變量，情境性聚焦（如工作調節聚焦）大多充當中介變量[50]。但本研究所參照的既有的規則聚焦量表只劃分了促進型聚焦和預防型聚焦兩個維度，沒有區分特質傾向和情境因素對規則聚焦的影響。而創業動機是后續創業者為了自我實現需要或迫于生存壓力所激發的一種內在驅動力。此時后續創業者可能會基于不同的任務框架誘發出不同類型的規則聚焦。因此，這可能是規則聚焦在這一路徑中調節作用不顯著的原因，即規則聚焦在這一路徑中可能起中介作用。但由于本研究中的量表沒有針對特質傾向和情境因素對題項進行設計，因此無法進一步證實情境性聚焦的中介作用。

盡管本研究可以在一定程度上擴展創業失敗修復和后續創業等領域的相關研究，但仍存在一些不足之處。首先，在量表設計方面存在一定的主觀性。當前缺乏針對創業失敗者的后續創業行為而設計的成熟量表，本研究借鑒了創業行為量表，根據文獻基礎對題項進行了修訂，所修改的題項難免帶有個人主觀性色彩，缺乏一定的科學性。其次，在量表選擇方面考慮不夠周全。在選擇規矩聚焦量表時沒有考慮到特質傾向和情境因素這一維度的區別，后續的研究在設計量表時需要嚴謹考慮特質性聚焦和情境性聚焦在模型中的不同作用。