初始資源、戰略匹配度、創業學習與新創企業成長效應

□陳明森 劉 荷 陳心穎

[中共福建省委黨校產業與企業發展研究院 福州 350108]

引言

創業資源是新企業創建和成長基礎支撐，也是創業研究領域的熱門話題。20世紀80年代以來，相繼產生資源基礎理論、資源依賴理論、資源拼湊理論、企業能力理論、企業知識理論等，試圖從企業資源和能力視角，解釋企業競爭優勢終極來源以及績效存在持續差異內在原因。基于創業資源視角的創業理論，強調創業資源特別是異質性資源在創業活動中地位與作用，提出以創業資源為導向的創業研究基本路徑，取得較大進展，對創業實踐和創業理論研究起著一定指導作用，但也存在某些缺陷與需要繼續完善之處。

首先，對創業企業初始資源分類，與成熟企業資源分類混為一談，缺乏差別對待，如何從創業導向維度劃分創業資源類型、研究初始資源基本結構性特征及其積累、獲取特殊規律，有待于進一步深化。其次，資源基礎論提出“資源-戰略-績效”分析框架。但分析范式過于抽象，對內在的作用機理和傳導機制缺乏深入探討，特別創業初始資源稟賦和結構差異如何影響企業戰略，而企業戰略又如何影響企業績效缺乏深入分析，某些領域還是處于空白狀態。多數研究對分析框架中創業戰略仍作為“黑箱”對待，本質上是描述性的概念，缺乏分析架構和可操作量綱，難以用數量分析的方法加以量度。第三，初始資源、創業戰略、創業學習是創業理論的重要范疇，但現有研究往往割裂這些范疇之間的內在聯系，直接、孤立分析上述因素對新創企業成長影響，難以適應動態復雜的環境變化，也與高度能動性創業活動的實際情況不吻合，從而降低對創業問題研究的解釋力和可信度。

本研究借鑒資源基礎理論的“資源-戰略-績效”分析范式，構建“初始資源-創業戰略-創業成長性”新分析框架，并將創業戰略具體化為創業機會來源和創業合法性形式的選擇。創業初始資源在很大程度上決定創業戰略選擇，而既定創業戰略又會強化初始資源的積累和集聚，二者之間內洽性和匹配度，成為創業初始資源與新企業成長性之間中介變量，并受到雙元學習能力的直接或間接調節，形成新創企業成長有調節的中介效應模型。

本文主要理論貢獻有以下三點：一是在批判性吸收國內外理論界對企業資源分類研究基礎上，根據新企業初始資源短缺性非均衡性和個體性等特點，提出新企業初始資源構成三元素主張，分別探討以財務資源、技術資源、社會行政網絡資源為導向的創業路徑差異與基本特征。二是按照機會發現與機會創造、市場合法性與社會合法性等不同視角與不同組合，提出創業戰略的四種模式，探討創業戰略模式與初始資源結構的匹配度范疇。研究發現，新企業成長效應與戰略模式選擇呈現弱相關關系，而與初始資源與戰略模式匹配度呈現顯著正相關關系。三是在“創業資源-初始資源與創業戰略匹配度-企業成長”的分析框架中，引進外生調節變量，考察雙元創業學習對新創企業成長效應的影響。研究發現，創業學習對初始資源與新企業成長具有顯著正向直接調節效應，但不同學習方式對初始資源導向創業路徑的調節作用則具有不確定性。

一、初始資源對新企業成長的影響機制分析

（一）初始資源對新創企業成長的直接影響

企業是系列資源束的集合體，初始資源是新企業創建和成長的重要要素，特別是有價值的、稀缺的、難以模仿、難以替代異質性資源是企業獲取競爭優勢的關鍵所在[1]。企業資源是由不同種類和要素構成，大而概之可分為三大元素資源：一是財務資源。主要指貨幣資本，以及通過貨幣從市場上購買所有物質資源和勞動資源，諸如土地、廠房、機械設備、原材料、勞動力等。一定財務資源和物質資源積累是新企業創業必要條件，但由于它具有可購性、通用性、可復制性，無法構成企業核心競爭力。二是技術資源。包括專有設備、專利、訣竅、經營管理知識等，無論是科技型還是非科技型創業企業都必須依托于一定的技術，離不開對技術資源的需求，特別是具有價值性、稀缺性、難以模仿替代的技術，成為企業戰略性資產和核心競爭重要來源。三是網絡資源，包括市場關系網絡、社會行政關系網絡等。市場關系網絡為正式關系網絡，往往基于長期商務交往而形成相互信任關系，具有明確的利益與義務，并以組織為背景而存在。社會行政網絡為非正式關系網絡，主要基于血緣、長期交往、相互信任以及個人背景為基礎[1]。網絡關系可為企業帶來技術、信息、知識及其他資源，有助于企業發現、識別商業機會，而且還可以通過社會關系，獲取合法性以及市場難以獲取的具有公共性、壟斷性的資源和非市場準入機會。

與處于成長期和成熟期企業相比，處于創業期的新企業初始資源具有以下特點：一是初始資源短缺性。與成熟企業相比，創業者往往存在新進入缺陷，實力不足，信用匱乏、缺乏社會網絡，合法性較低，難以從外部獲取資源[2]。其初始資源主要以創業者自身內源性資源為主，資源數量較少，特別是一些具有價值性、獨特性和難以模仿性的核心競爭力資源更為稀缺，難以長期支撐資源消耗，大量創業企業就是因為資源枯竭而導致死亡。二是以個人資源為主。主要表現為：財務資源個人化。企業資金主要源于個人、家庭積累以及親朋好友投資，初創企業信用融資的渠道不暢、規模很小，不少企業債務要以個人名義承擔無限責任。技術資源個人化。技術資源主要源于個人的專利技術或專有技術，少有企業的專利。創業學習只是停留在個體學習層面，還無法轉化為團隊學習和組織學習。市場網絡資源個人化。重要客戶和供應商資源往往是掌握在少數管理者手中，形成客戶和供應商只認個人，不認企業的現象。三是初始資源權力集中性。新企業創立初期往往始于個人行為，財務資源、知識資源、關系網絡資源也高度集中于創始人，多數時候創始人既是出資者，又是企業家、經營管理者，對企業具有絕對控制力。在新企業發展過程中，隨著增資擴股造成創始人財務資源逐步稀釋，以及知識資源、社會性資源向創業團隊乃至管理層擴散，控制權也隨著逐步稀釋，最終可能出現終極所有權、法人所有權和經營管理權分離[3]。

創業初始資源是新企業生存、發展基礎，對創業企業的績效與成長有重要的正向影響作用[4～5]。財務資源數量決定物資資源的投入規模，技術資源決定投入產出效率，構成新企業成長的供給約束；而市場資源構成企業成長的需求約束。新企業發展規模和發展速度，既不能超出所能獲得的資源供給數量，也不能超出所能得到的市場需求份額。T·t′≥P≤S·s′，其中T代表資源投入，t′代表主要由技術決定資源投入產出效率，P代表新企業生產規模 ，S代表新企業所處行業的市場總量，s′代表新企業的市場占有率[6]。 上述資源約束為短邊約束，當資本資源約束為短邊時，以資源約束為主，市場約束無效；當市場資源約束為短邊時，以市場約束為主，資本約束無效。一般而言，在企業初創階段，基礎性資源較為匱乏，而且新企業之間存在結構性差異。資本、技術、網絡等顯性資源，不僅是創業活動必備初始資源，而且起著資源承諾的作用，提升初創企業的合法性和社會影響力[7]。

假設1：初始資源稟賦對新企業成長具有直接正向影響效應。

（二）初始資源結構與創業戰略匹配度及其對新企業成長影響

1. 創業戰略：機會來源與合法性路徑選擇組合

創業戰略是新企業對所處環境的響應方式，既與組織外部環境密切相關，同時也受到自身資源約束，是在既定資源約束條件下應對外部環境變化所作出的方向性選擇。基于重點目標選擇差異，進而形成不同企業發展戰略風格。邁克?波特企業競爭戰略理論，側重于價格、產品與市場細分；德魯克的戰略管理理論則高度聚焦于消費和顧客，其核心就是“引導消費、創造顧客”。本文則從新創企業的創業機會與創業合法性選擇的雙重視角，探討創業戰略，并將其定義為創業機會來源和創業合法性方式的選擇組合。

創業機會來源包括機會發現和機會創造兩個方面[8]。機會發現亦稱科茲納型機會[9]，是創業者意識到市場上存在某種未被滿足的需求而嘗試尋求某種產品或服務來滿足這種需求的過程。機會創造亦稱熊彼特機會，強調對市場均衡的“創造性破壞”，是創業者通過主動性、前瞻性行為，創造、開發新產品或新服務的過程[10]。創業機會既是獨立于創業者之外的客觀存在，又是與創業初始資源結構以及創業者個人特質密切相關。

合法性則是指新創企業經營活動以及提供產品服務，與經濟社會結構體系的內在需求、法律規范乃至社會認知的一致性、恰當性和合意性程度。企業合法性主要包括市場合法性、社會合法性等方面。市場合法性來源于市場客戶、供應商等最直接利益相關者對產品或服務價值的評價、判斷及其切身感受，這一實際結果將決定他們是否支持企業[11]。社會合法性來源于社會團體、社區居民、政府部門等認可、支持，其關鍵是將組織結構嵌入到制度環境中，使得新企業組織與制度環境保持同構[12]，以獲得社會、政府認可和政策支持。對于成熟企業而言，上述兩種形式的合法性必須同時并存、缺一不可。但對于新創企業而言，由于處于合法性獲取、積累階段，合法性各種形式不可能均衡存在，而是處于非均衡狀態和動態演化過程，隨著時間推移，會依次采用具有遞進功能的不同合法化戰略[13]。有些企業以市場合法化為主，逐步向社會行政合法化演進；有些企業則以獲取社會行政合法化為起點，逐步向市場合法化演進。

戰略就是選擇。創業機會與創業合法性路徑的選擇順序與不同組合，構成新企業四種創業基本戰略模式：戰略模式I，即機會發現-市場合法性為主的戰略組合；戰略模式II，即機會發現-社會合法性為主戰略組合；戰略模式III，即機會創造-市場合法性為主戰略組合；戰略模式IV，即機會創造-社會合法性為主戰略組合。如表1所示。

表1 創業戰略模式

2. 初始資源結構與創業戰略選擇的匹配度

與成熟企業相比，新創企業初始資源匱乏，而且分布不均衡，資源配置具有較大結構差異性，有些企業以財務資源為主，有些企業以技術資源為主，有些企業則以社會網絡資源為主，進而形成不盡相同的初始資源結構。根據資源基礎理論，創業戰略選擇不是隨心所欲，是以一定初始資源稟賦為基礎，并與初始資源結構相適應。特定初始資源結構決定新企業戰略選擇方向，而創業戰略選擇又會進一步強化資源積累與資源集聚方向與結構，二者之間是相輔相成、相伴而行[14]，稱為初始資源結構-創業戰略匹配度。

資源承諾是新企業捕捉或創造創業機會的關鍵，不同初始資源結構導致不同創業機會來源。一般而言，擁有豐富關系網絡資源的創業者，具有廣泛市場關系和非市場關系，擁有各種各樣信息來源渠道，具備對外部市場環境敏感性和警覺性，有利于市場機會發現、捕捉。以技術為主的創業資源結構，則有利于創造、開發新產品或新服務，通過對市場均衡的“創造性破壞”，創造新供給與新需求，構建創業新機會[15]。而具有豐富財務資源的創業者，既易于調動大量資源，實施創業機會發現和開發，也便于通過要素市場購買相應技術、聘用專業人才，進行創業機會創造[16]。當然由于企業關鍵核心技術往往難以通過市場購買，財務資源的機會創造能力要弱于具有原創核心技術的創業者。

創業資源也是構建企業合法性的基礎，是缺乏品牌和社會信用新創企業向外界釋放一種重要信號，但不同資源結構獲取合法性路徑不盡相同。一般而言，以財務、技術等資源為主新創企業，往往是從市場合法性起步，憑借其資本、技術相對優勢進行產品開發和市場營銷，并通過溢出效應逐步獲取制度合法性[17]，財務、技術資源與順合法化路徑具有較高契合度。擁有關系網絡資源比較優勢新創企業，既可以利用市場關系網絡資源，實施以市場合法化為先導的順合法化路徑，也可以利用非市場關系網絡資源，實施以社會資本、行政資源為先導的逆合法性路徑。

綜上所述可知，以技術為主的初始資源結構，有利于機會創造和市場合法化，與戰略模式III具有較高匹配度，而與模式II的匹配度較低；以財務資源為主的初始資源結構有利于機會發現和市場合法化，與戰略模式I具有較高匹配度，而與模式IV的匹配度較低；以網絡資源為主初始資源結構，有利于機會發現和非市場合法化，與戰略模式II具有較高匹配度，而與戰略模式的匹配度較低。

3. 資源結構與創業戰略匹配度對新企業成長的影響

創業戰略對新企業成長的影響，不在于戰略模式選擇差異，無論是創業機會來源差異還是創業合法性路徑選擇，無論戰略模式I、II、III還是戰略模式IV，對新企業成長性影響都是中性的，并無好壞優劣之分。許多新企業創業失敗，并不是戰略本身不合適，而是制定戰略過程出了問題[18]。按照資源管理理論，企業戰略本質就是在外部環境條件約束下資源編排活動，包含資源構建、資源束集與資源撬動等三個層次的行動過程[19]。創業戰略選擇就是企業資源編排活動，首先受到初始資源約束，創業機會來源與創業合法性路徑選擇都必須與企業資源稟賦與資源結構相適應；而創業戰略模式一旦確立，就必須以相應戰略為導向，進一步進行外部資源獲取和內部資源整合，二者之間形成因果累積循環效應。條條道路通羅馬。創業戰略成長效應不是來自戰略選擇本身，而是來自創業戰略與初始資源稟賦的自洽性、協調性和相互依賴性[20]，即企業戰略模式與初始資源結構的匹配度，匹配度越高其成長效應越好，反之則反是，匹配度成為創業企業初始資源與新企業成長的重要中介變量。如表2所示。

表2 資源結構與創業戰略模式匹配度

綜上分析可得出如下假說：

假設2：創業戰略模式選擇受到資源稟賦與資源結構約束，而既定創業戰略又會影響初始資源集聚與積累，二者之間自洽性、匹配度越高，新企業成長效應越好。

（三）創業學習：初始資源導向創業路徑的內生調節變量

創業學習是指新企業對知識獲取、共享、創新等活動。從知識獲取方式考察，創業學習可分為利用式學習和探索式學習，前者源于對現有知識判別、獲取和應用；后者源于對知識生成、創新。創業學習對創業路徑調節效應包括直接調節效應和間接調節效應，前者是指創業學習對初始資源與企業成長之間調節，直接影響新企業的成長效應；后者是指創業學習對初始資源結構與創業戰略之間調節，通過調節初始資源與創業戰略的匹配度，間接影響企業成長效應。

與成熟企業相比，新創企業主要劣勢是缺乏前期的經驗積累和必要知識存儲，所以在借鑒他人成功經驗基礎上，進行知識迭代創新，既可以拓展初始資源來源渠道，又有利于創新資源利用方式，可以直接提高資源投入產出效率。但由于不同企業存在資源結構和發展戰略差異，不同創業學習方式的間接調節效應存在一定差異。

財務資源、網絡資源和機會發現為主導創業路徑，源于創業者對客觀環境的注意力、警覺性和機敏性。利用式學習正是創業機敏性學習，有利于提升對外界環境的信息處理能力、搜索技能、信息掃描習慣以及在社會網絡中的位置等，使得他們在獲取信息方面更有優越性。同時，利用式學習也是調適性學習，有利于加強對外部知識的吸收復制以及對內部知識的精煉整合，促進個人先前已有知識與周邊環境信息交互融合，構成某種機會隨機浮現的臨界平臺，減少機會盲點和控制力錯覺的影響[21]。但是以模仿復制、經驗學習為特點的利用式學習會形成情景依賴性知識，特別是在技術快速變化情況下，容易造成機會陷阱，降低學習承諾與學習效果，進而影響技術資源導向新企業的成長效應。

技術資源和機會創造為主導向創業路徑，主要特征是以新產品、新技術為牽引的機會創造和市場創新，創業者往往缺乏先前或他人的應對經驗和慣例加以借鑒，必須在實踐中不斷地進行探索性思考以及創造性想象能力[22]。這就要求新企業不僅要加強利用式學習，更要突出探索性學習，需要創業者破除思維定式，主觀感知環境并在內心世界進行相應解釋，發揮創造性想象力，通過系統迭代地思考，打破現有環境、市場的約束，創造“無中生有”的新機會和新市場。財務資源與社會網絡資源為主的創業路徑以利用式學習為主并輔以適當的探索式學習。

假設3：創業學習作為自適應機制，正向調節初始資源與新企業成長關系，可以放大新企業成長效應。

假設4：利用式學習正向調節財務或網絡資源與創業戰略模式I和創業戰略模式II的匹配度，進而對企業成長性產生積極作用，但對技術資源為主創業路徑的調節作用不甚明顯。

假設5：探索式學習，正向調節技術資源與創業戰略III和創業戰略模式IV匹配度，進而對企業成長性產生積極作用，同時對以財務資源或網絡資源為主的創業路徑的企業成長性亦有一定的直接或間接的調節作用。

二、實證分析

（一）有調節中介效應模型框架

初始資源導向創業路徑成長效應函數中，初始資源稟賦為核心解釋變量，是新企業物質基礎，直接影響企業成長效應；初始資源影響創業戰略模式，創業機會捕捉、合法化路徑選擇要與初始資源結構相適應，而特定創業戰略又進一步強化特定資源的積累，二者之間匹配度成為創業資源與企業成長的中介變量。創業學習則對直接效應和中介效應發揮著調節作用。初始資源導向創業路徑成長效應函數是有調節的中介模型。如圖1所示。

圖1 有調節中介效應的理論模型框架

（二）問卷設計與變量測量

本研究主要采取在線開放式問卷調查法搜集數據，調查對象為福建企業與企業家聯合會、福建中外企業家聯誼會、福建青年創業促進會、福建職業經理人協會、福建工程師協會、福建海西創業大學等15個企業家微信群，涉及企業約3 000多家。為保證問卷回收率和回答的有效性、可靠性，課題組在委托發放問卷的過程中要求委托人員明確調研對象是否符合研究要求，課題組在答題者填寫問卷和回收問卷過程中隨時與委托者保持聯系，針對問卷填寫中出現的問題進行解答①。根據填寫人員意愿，問卷可采用真名或匿名填寫。本次調查共回收樣本295份，其中境外企業有29份，由于本研究主題是探討中國境內企業創業情況，所以予以剔除，得到有效樣本為266份。在問卷填寫人中，以公司高中層管理人員為主，其中高管占58.98%，中層管理人員占20.01%。由于通過軟件提前篩選，無效問卷無法提交，回收的所有問卷均為有效問卷。

針對企業成長性、初始資源、創業機會、創業合法性、創業學習等指標，共設計了26個問題項，并采用了李克特七級評分量表（Seven-point Likert Scale）的正向計分法，分值1～7代表從“完全不符合”到“完全符合”，或“完全不同意”到“完全同意”。各問卷題項基本參照國內外公司創業研究領域和公司戰略管理領域常見的測量指標，并根據實地訪談與試調查，進行相應調整與修改的基礎上設計而成的。

戰略模式是創業機會來源與創業合法性方式組合。根據對創業機會來源和創業合法性路徑的測量分值統計，可將調查企業戰略分為四大類：機會發現與市場合法性組合的戰略模式I，其指標值等于機會發現分值與市場合法性分值乘積；機會發現與網絡合法性組合的戰略模式II，其指標值等于機會發現分值與網絡合法性乘積；機會創造與市場合法性組合的戰略模式III，其指標值等于機會創造分值與市場合法性乘積；機會創造與網絡合法性組合的戰略模式IV，其指標值等于機會創造分值與網絡合法性乘積。在每個企業中，機會來源與合法性路徑乘積最高者，即為該企業主導戰略模式。

控制變量指標。包括企業規模、創建年限、行業性質等。創業年限為新企業成立至今時間。企業規模為虛擬變量，小微企業為0，大中型企業為1；行業性質為虛擬變量，傳統產業為0，高技術產業為1。變量測量如表3所示。

表3 變量測量一覽表

（三）預調研與小樣本檢驗

為提高問卷各問項的準確性和合理性，選擇福州市的50家企業開展小范圍預調研，回收有效問卷50份。根據SPSS信度分析運行結果，Cronbach’sα系數為0.902，問項滿足CITC值均大于0.5，但刪去技術資源的問項3與市場合法性的問項3后的整體Cronbach’sα系數比原來有所增加。原因是問項1“從事技術研發工作的時間很長”能在一定程度上涵蓋問項3的內容，故刪去問項3。其余問項設置符合信度檢驗要求。

經過信度檢驗后，形成了共24個問項的調查問卷，進行探索性因子分析對其進行進一步檢驗。根據SPSS運行結果，各變量的KMO值均大于0.6，Bartlett球體檢驗的P值也都小于0.001，適合進行因子分析。隨后采用主成分分析法提取特征值大于1的公因子并檢驗公因子累計解釋方程變異的占比。根據SPSS運行結果，初始創業資源可以提取出特征根大于1的公因子共3個，累計解釋方程變異的77.36%；企業成長性提取公因子1個，累計解釋方程變異的97.22%；創業機會提取出2個公因子，累計解釋方程變異的79.51%；創業合法性可提取出2個公因子，累計解釋方程變異的81.21%；創業學習可提取出2個公因子，累計解釋方程變異的78.27%。接著采用最大方差法對提取出超過1個公因子的變量進行正交旋轉，各問項的因子載荷系數都大于0.5，且各變量公因子提取結果與研究設置相符。

（四）樣本企業特征與創業路徑描述性統計分析

樣本企業主要集中在福建，有192家，占樣本企業總數的72.2%；分布在北京、上海、浙江、江蘇、廣東、河南、廣西、江西等境內其他省市企業有74家，占樣本企業總數27.8%；企業年齡、規模、行業性質等信息如表4所示。根據描述性統計分析結果，收集的數據均值沒有異常數值，且滿足偏度小于2，峰度小于5，表明樣本數據服從正態分布。

表4 樣本企業基本特征

從新企業初始資源結構考察，以網絡資源為主的企業數最多，達到140家，占比為52.6%；其次為技術資源為主企業，有81家，占比為30.5%；技術資源為主的企業數較少，僅為45家，占比16.9%。這與我國創業活動所處的時代背景有關，當前我國正處于從人情社會向商業社會、行政體制向市場體制轉軌過程，不僅導致大量“制度洞（Institutional Holes）”和體制性尋租行為[43],而且存在大跨度以親情、友情、人情為紐帶的人脈關系和結構社會資本，衍生大量創業機會和創業資源，獲取、積累網絡資源，通過非市場化合法化路徑，可以降低新企業進入門檻和市場合法化成本，往往成為許多創業者首選。

從新創企業主導戰略考察，采取戰略模式I的企業居多，為85家，占全部調查企業數的32.0%，其后為戰略模式II、戰略模式III和戰略模式IV，分別為77家、61家和43家，分別占比28.9%、22.9%和16.2%。從總體考察，新企業所采取的各種戰略分布較為均衡。

根據表1初始資源結構與創業戰略模式匹配情況，將匹配度分為高、中、低三檔。匹配度較高的新企業有135家，占全部企業數的50.8%；匹配度中等的新企業為111家，占比41.7%；匹配度較低的新企業僅20家，占比7.5%。主要原因可能是，愿意填寫問卷的企業多是經營狀況較好的，而且多數企業成立年限在5年以上，企業資源結構與戰略模式經過長期磨合，具有較好的自洽性與協調性。初始資源結構與創業戰略模式基本特征如表5所示。

表5 初始資源結構與創業戰略模式基本特征

（五）同源方法偏差與信度、效度檢驗

本文的變量都來源于同一份問卷，為避免同源偏差的影響，借鑒Podsakoff和Organ[44]的做法，以哈曼單因子檢驗法進行共同方法偏差效應的統計控制，本文將問卷所有問項作為投入變量，以主成分分析法進行探索性因子分析，共提取出特征值大于1的一起做因子分析未旋轉時得到的第一個主成分的載荷量為22.08%，并未占到多數，因此同源方法偏差問題并不嚴重。同時將實證數據輸入軟件SPSS16.0進行分析，以內部一致性系數（Cronbach’sα）來表示變量信度。SPSS信度分析運行結果顯示，全體變量的Cronbach’sα系數為0.918，刪去任何一個問項后，Cronbach’sα系數無增加。各變量的信度檢驗結果如表6所示。可以看出，各問項的CITC值均大于0.5，各變量維度的Cronbach’sα值都大于0.7，符合統計要求，變量的內部一致性獲得通過。

表6 信度檢驗

本研究利用軟件SPSS軟件進行探索性因子分析，運行結果顯示各變量的KMO值均大于0.6，Bartlett球體檢驗的P值也都小于0.001，適合因子分析。根據SPSS運行結果，初始創業資源可以提取出特征根大于1的公因子共3個，累計解釋方程變異的81.2%；創業合法性提取出2個公因子，累計解釋方程變異的80.24%；企業成長性提取1個公因子，累計解釋方程變異的65.1%；創業機會可提取出2個公因子，累計解釋方程變異的79.6%；創業學習可提取出2個公因子，累計解釋方程變異的73.4%。接著采用最大方差法對提取出超過1個公因子的變量進行正交旋轉，結果如表7所示。由分析結果可知，各問項的因子載荷系數都大于0.5，且各變量公因子提取結果與研究設置相符。

表7 因子載荷系數

再對各觀測變量對潛變量的路徑系數進行檢驗，將相關數據輸入LISREL軟件后，各潛變量的路徑系數都在p＜0.05的水平上具有統計顯著性，整體模型的擬合系數滿足GFI大于0.9、AGFI大于0.8、CFI與GFI大于0.9、χ2/df小于2、RMSEA小于0.05。相關變量的驗證性因子分析結果如表8所示。每個潛變量的平均變異萃取量（AVE）均大于0.5，CR值均大于0.7，說明模型具有較好的結構效度[45～47]。

表8 變量驗證性因子分析結果

通過SPSS軟件對各回歸模型進行統計。結果顯示，回歸模型中各變量的VIF均小于5，可以認為解釋變量之間不存在嚴重的多重共線性。回歸模型的殘差三點圖均呈現無序狀，可以認為不存在嚴重的異方差問題。再者，由于本文使用的是橫截面數據，不存在序列相關的問題。

三、假設檢驗與結果討論

（一）初始資源對企業成長直接影響的檢驗與討論

為了考察初始資源的直接效應，構建兩個模型加以比較。首先以新創企業成長性作為被解釋變量，構建僅包含控制變量的M1模型；而后再加入初始資源形成模型M2。模型如圖2所示。變量均進行了中心化處理，各初始資源變量和新創企業成長通過各自所有問項的均值表征。將數據輸入SPSS軟件，運行結果如表9所示。

圖2 研究模型

表9 初始資源的直接效應

與模型M1相比，模型M2的可調整的R2從0.006增加到0.270，能夠更好地解釋初始資源對新創企業成長性的影響。財務資源、技術資源和網絡資源都對新創企業成長具有顯著的正向直接影響。假設1得到驗證。

但從影響系數來看，不同初始資源對新企業成長效應具有差異性。網絡資源的影響效應最大，系數為0.288，技術資源的影響效應次之，系數為0.202，財務資源的影響效應相對最小，系數為0.171。其主要原因在于，我國正處于過剩經濟時期，市場約束是新企業發展最大瓶頸，擁有市場網絡資源、開拓市場，成為新企業發展的當務之急[48]。技術資源的直接效應低于市場網絡資源，主要原因可能是本次調查對象，以傳統制造業和服務業為主，高技術產業占比不到23%，導致技術資源作用可能被低估。財務資源對企業成長直接效應僅為0.171，對企業成長作用低于市場網絡資源和技術資源，其主要原因可能是，中國人歷來有財不外露習慣，在調查問卷中，個人投資可能被少報或瞞報，加上隨著金融市場不斷壯大完善，許多新企業轉向外源融資為主，創業者自身擁有財務資源在創業活動中的作用逐步下降。

（二）初始資源與創業戰略匹配度對企業成長中介效應的檢驗與討論

為進一步考察創業初始資源與創業戰略匹配度對新企業成長的效應，分別對創業戰略、初始資源結構與創業戰略匹配度，加以虛擬變量賦值，并在僅包含控制變量的模型M1基礎上，分別加入戰略模式及其與初始資源匹配度，形成4個新模型。模型M2，創業模式I為主企業，賦值1，其余企業賦值0；模型M3，創業模式II為主企業，賦值1，其余企業賦值0；模型M4，創業模式III為主企業，賦值1，其余企業賦值0；模型M5，創業模式IV為主企業，賦值1，其余企業賦值0。同時對初始資源與創業戰略模式匹配度的高、中、低，分別賦值7、4、1，將匹配度納入回歸模型作為解釋變量，新企業成長作為被解釋變量，包括全部樣本企業，形成模型M6。除虛擬變量外的其余變量均進行了中心化處理。SPSS軟件的運行結果如表10所示。

表10 匹配度對新創企業成長的效應

由表10的結果可知，創業戰略與企業成長性的關聯系數很低，分別為0.010、0.008、0.011、0.006，而且沒有通過顯著性檢驗，表明不同戰略選擇對新企業成長的影響具有不確定性。而初始資源與創業戰略模型的匹配度對新創企業成長有顯著的正向作用，影響系數為0.261，表明二者之間具有顯著正相關。在模型M2、M3和M4中，初始資源與創業戰略模型的匹配度對企業成長性，具有顯著正相關，系數分別為0.265、0.292和0.188。這就驗證上述假設2：創業戰略選擇對新企業成長性影響是中性的。企業成長效應主要源于初始資源結構與戰略選擇的匹配度，二者之間自洽性、匹配度越高，新企業成長效應越好，反之則反是。

但在模型M5中，網絡資源與創業戰略模式IV匹配度的成長性相關性較弱，未通過顯著性檢驗。實證結論與理論分析有較大差距，造成偏差原因可能是：調查問卷中，對于企業非市場合法性行為，主要通過“企業能夠得到政府相關政策支持”“創業者與政府相關部門保持密切交流與合作”等題項進行反映，盡管在設計問卷時，盡量減少價值判斷傾向，但實際上卻無法完全避免，可能不少創業者盡管擁有較多行政和政策資源，但怕被認為有走后門、行賄等嫌疑而難以啟齒，在一定程度上造成問卷答案出現整體性的效度偏差。

（三）創業學習調節效應的檢驗與討論

首先，創業學習的直接調節效應檢驗，即創業學習對初始資源與新創企業成長性關系的調節檢驗。在包含初始資源的模型M2基礎上分別加入探索式學習、利用式學習及其與解釋變量的交互項形成模型M7、M8。變量均進行了中心化處理。SPSS運行結果如表11所示。

表11 創業學習的直接調節效應結果

與模型M2相比，模型M8可調整的R2從0.270上升到0.321，對新創成長效應的解釋力有所提高，總體上證明假設3成立，即各種創業學習對創業企業成長性均有一定正向調節影響。但不同方式創業學習與各初始資源交互項的顯著性和影響系數存在差別。其中交互項“財務資源×利用式學習”“網絡資源×利用式學習”“技術資源×探索式學習”的回歸系數分別為0.083、0.081和0.095，P值均小于0.05；但交互項“技術資源×利用式學習”“財務資源×探索式學習”和“網絡資源×探索式學習”的P值均大于0.1，未通過顯著性檢驗。這說明，初始資源結構對學習方式選擇具有很大影響，以財務、網絡資源為導向創業路徑適合于利用式學習，而以技術資源為導向創業路徑更適合于探索式學習。

其次，創業學習的間接調節效應檢驗，即創業學習對初始資源與創業戰略匹配度的中介調節效應檢驗。根據不同初始資源導向和創業戰略模式的組合從樣本企業中選取以下兩類企業：一類是以財務資源或網絡資源為主，并采取創業戰略模式I或II的企業136家，設為第一組；第二類是以技術資源為主，并采取創業戰略模式III或IV的企業共55家企業，設為第二組。以初始資源與戰略匹配度作為解釋變量，以新創企業成長性作為被解釋變量，創業學習作為調節變量，進行分組回歸。SPSS的回歸結果如表12所示。

表12 創業學習間接調節效應結果

第一組是以財務資源和社會網絡資源為主新企業。回歸模型結果顯示，引入匹配度與創業學習的交互項后，探索式學習、利用式學習與創業戰略匹配度的交互項均未通過顯著性檢驗，且模型的更改統計量也未通過顯著性檢驗，P值均大于0.05，表明創業學習，對以財務或網絡為主資源結構與創業戰略模式I和創業戰略模式II的匹配度的調節作用均不顯著。

第二組以技術資源為主的新企業。回歸模型結果顯示，引入匹配度與創業學習的交互項后，匹配度與探索式學習的交互項通過了顯著性檢驗，調節系數為0.183；匹配度與利用式學習的交互項未能通過顯著性檢驗。表明探索式學習對技術為主資源結構與創業戰略III或IV的匹配度的正向調節作用顯著；利用式學習對技術為主資源結構與創業戰略III或IV的匹配度的調節作用并不顯著。

以上模型檢驗結果表明，探索性學習正向調節技術資源與機會創造的匹配度，進而對新企業成長性產生積極作用，假說4成立。但利用式學習對初始資源導向創業路徑的調節作用均不顯著，假說5未通過實證檢驗。其主要原因可能是，利用式學習對創業路徑的調節是慢變量，二者之間需要在長時期學習過程中，逐步磨合才能見效，其回報具有累積效應，越深入地開展學習其調節效率越高，其對新企業創業路徑的調節作用具有正向二次曲線影響[49]。由于本課題調查對象多為年輕企業，成立5年以下的新企業占比達45.5%，多數處于磨合期，所以多數企業利用式學習調節效應較低且不穩定。

四、啟示與展望

本文理論研究和實證分析表明，創業路徑成長效應函數是有調節的中介模型，初始資源稟賦與新創企業成長之間具有顯著正相關關系；初始資源與創業戰略模式匹配度，對新企業成長起著正向中介作用；創業學習對初始資源導向的創業路徑成長效應具有明顯正向調節作用，但不同學習方式對不同初始資源結構的調節程度有所差異。基于上述理論分析，可以得出如下的創業實踐啟示：

1. 保持初始資源與創業戰略的動態平衡，不斷提升二者之間的匹配性和契合度。以初始資源為基礎，根據不同資源稟賦和資源結構，選擇不同機會來源和創業合法性方式組合方式，不必拘泥于一種戰略模式。由于市場環境變化和經濟政治體制變遷，可能誘發創業機會與合法性路徑變化，而導致創業戰略調整，企業應及時調整初始資源結構，培育新創業資源，使資源稟賦、資源結構與變化的創業戰略相適應，最大化發揮初始資源與創業戰略匹配度的中介效應。

2. 根據不同初始資源結構，選擇差異化創業學習方式。以技術資源導向為主的新創企業，應著重探索式學習，為新產品、新技術，創造新機會、拓展新市場，逐步實現市場合法化、制度合法化和社會認知合法化。以財務資源或市場網絡資源導向為主的新創企業，在其起步階段可以利用式學習為主，重點通過模仿學習、經驗學習，尋找發現市場機會，借助財務資源或市場社會網絡資源比較優勢開發產品、拓展市場空間。以社會、行政資源為主的新企業，以利用式學習為主，重點在行政壁壘較高行業尋找創業機會，并在現有政策、法律允許范圍內，充分將行政資源轉化為創業資源、將行政合法性轉化為市場合法性。當然此類創業者也要注意防止對政治資源過度依賴和濫用，甚至產生官商勾結、腐敗賄賂行為，進而導致行政資源的詛咒效應。

3. 提升雙元創業學習能力，注重學習方式的調整轉換。創業學習是正向影響創業路徑與創業成長性的內生調節變量，新創企業必須始終保持創業學習狀態，善于從實踐中學習、從他人經驗中學習，積極通過各種渠道獲取新信息和新知識；要勇于突破原有慣例和傳統思維，主動嘗試創新的可能性。利用式學習不能限于對他人經驗或以往做法簡單的復制和模仿，要根據新企業發展進程和環境變化，加以改造和創新，并由個體學習轉為團隊學習、組織學習，逐步形成具有共同價值觀、強烈學習承諾、不斷改善心智模式的學習型企業文化。同時在新發展過程中不能拘泥于一種學習方式，根據新企業發展不同階段，及時調整轉換學習方式，以適應各個階段成長目標、機會來源、合法性方式等變化，最大化發揮雙元學習方式對新企業成長效應的調節作用。

綜上所述，本研究取得一些有意義、有價值的成果和結論。但由于研究問題的復雜性，在研究過程中，仍然存在某些局限性，未來研究可從以下幾個方面深入：

1. 擴大研究樣板量，對更多數量和多樣化的新創企業開展調查和數據收集，盡可能拓寬數據收集的區域范圍，并努力地創造條件，采取更為隨機的綜合性方法實現高隨機性的數據采集，從而提高樣本代表性及研究結果的可靠性與準確性，真正實現本研究結論對其他區域的創業企業具有一定普適性。

2. 進一步采用非同源數據進行檢驗分析，克服量表中采用企業管理者自評數據而可能導致個體認知偏差。除了單一采用正向計分式李克特七級評分量表法外，可更為綜合地考慮采用因素提取法、直接加總測算法，以及其他一些更為客觀而適宜的測度方法來更加精確地測度研究變量，從根源上確保數據收集的準確性，以提升問卷數據的信度與效度，進而提高研究結果的可靠性、有效性與概化性。

3. 在數理模型研究基礎上，進一步加強案例研究。一是正反案例比較分析，將把創業失敗企業案例和成功企業案例加以比較，通過正反兩個方面對比，分析初始資源對創業路徑和創業績效影響，以盡量避免“幸存者偏差”；二是縱向案例分析，從企業生命周期視角，考察企業在成長不同階段資源結構演變過程以及對機會來源和合法性戰略選擇的影響，可能會對初始資源導向路徑依賴的內在規律作出更有說服力的解釋。

注釋

① 在問卷調查過程中，得到福建企業與企業家聯誼會秘書長曹聰、福建中外企業家聯誼會秘書長林斯平、福建青年企業家協會秘書長黃紹慶、福建省職業經理人協會秘書長趙志偉、福建工程師協會秘書長林凱、福建海西創業大學常務副校長黃玉林等大力幫助、支持，在此表示致謝。