中介效应：开发创业机会的关键优化路径

1.创业导向与创业机会开发

这里设置了2个回归模型来检验创业导向与创新型机会开发之间的关系，分别是模型3和模型4。在模型3中，自变量是控制变量，因变量是创新型机会开发；在模型4中，增加创业导向作为自变量，因变量不变，主要观察调整R 2和F值以及显著性水平。

由表3-23可知，自变量中增加创业导向后，模型4对创新型机会开发的解释力度提高了0.204，F值为13.033（p＜0.001），创业导向对创新型机会开发存在显著的正向影响（β=0.717，p＜0.001），假设H2a得到支持。

相同地，设置模型5和模型6来检验创业导向与模仿型机会开发之间的关系，主要观察修正的R 2和F值以及显著性水平。由表3-23可知，自变量增加创业导向后，模型6对模仿型机会开发的解释力度提高了0.090，F值为3.463（p＜0.01），创业导向对模仿型机会开发存在显著的正向影响（β=0.416，p＜0.001），假设H2b得到支持。

综上，由假设H2a、H2b成立得到假设H2成立。

表3-23　创业导向与创业机会开发的回归分析

续　表

注：***表示p＜0.001，**表示p＜0.01，*表示p＜0.05。

2.创业机会开发与新创企业绩效

这里设置了模型7和模型8来检验创新型机会开发和模仿型机会开发对新创企业绩效的影响，其中模型7是在模型1的基础上将创新型机会开发加入自变量中，而模型8是在模型1的基础上将模仿型机会开发加入自变量中，因变量均为新创企业绩效。由表3-24可知，模型7对新创企业绩效的解释力度提高了0.368，F值为21.103（p＜0.001），表明创新型机会开发对新创企业绩效存在显著正向影响（β=0.505，p＜0.001），假设H3a得到支持；模型8对新创企业绩效的解释力度提高了0.229，F值为12.870（p＜0.001），说明模仿型机会开发对新创企业绩效存在显著的正向影响（β=0.438，p＜0.001），假设H3b得到支持。因此，假设H3成立。(www.xing528.com)

表3-24　创业机会开发与创业绩效的回归分析

续　表

注：***表示p＜0.001，**表示p＜0.01，*表示p＜0.05。

3.创业机会开发的中介效应

参照温忠麟等人（2004）提出的检验程序，本小节按如下步骤来检验创业机会开发的中介效应。第1步的创业导向对新创企业绩效的影响和第2步的创业导向对创业机会开发的影响均已在0.001的显著性水平上得到验证。第3步在模型2的基础上分别设置了模型9和模型10，同时把创业导向和创业机会开发当作自变量，把新创企业绩效当作因变量，进行多元回归分析。从表3-25可以看出，模型9对新创企业绩效的解释力度提高了0.116，F值为36.455（p＜0.001），创业导向对新创企业绩效具有显著的正向影响（β=0.576，p＜0.001），创新型机会开发对新创企业绩效具有显著的正向作用（β=0.324，p＜0.001），故创新型机会开发在创业导向与新创企业绩效之间发挥部分中介作用，假设H4a得到验证。较模型2，模型10对因变量新创企业绩效的解释力度提高了0.089，F值为32.723（p＜0.001），创业导向对新创企业绩效具有显著的正向影响（β=0.689，p＜0.001），模仿型机会开发对新创企业绩效具有显著的正向作用（β=0.287，p＜0.001），故模仿型机会开发在创业导向与新创企业绩效之间发挥部分中介作用，假设H4b得到验证。因此，假设H4成立。

表3-25　创业机会开发的中介效应检验

续　表

注：***表示p＜0.001，**表示p＜0.01，*表示p＜0.05。