三、羞愧影响再创业意向的作用机制检验及结果

（一）共同方法偏差检验

本研究采用Harman单因素检验技术对所得数据进行统计检验，即将本研究所采用的所有测量型问卷的所有项目放在一起做探索性因子分析，在未旋转时得到的第一个主成分，所占的载荷量为25.36%，并未占多数，说明本研究的共同方法偏差并不严重。此外，在设定公因子数为1的前提下，利用Amos7.0统计软件对所有有效数据进行验证性因素分析，x2/df=6.46，RMSEA=0.16，GFI=0.38，CFI=0.46，IFI=0.49，NFI=0.54。结果表明，各变量之间并不存在较为严重的共同方法偏差问题。

（二）相关分析

采用Pearson相关分析方法，各个变量之间的相关矩阵如表3-2所示。

本研究选取创业失败总成本及其三个维度来测量，结果表明：创业失败的总成本与再创业意向之间的相关性不显著；创业失败的财务成本、社会成本和心理成本均与再创业意向呈显著负相关。而且财务成本、社会成本和心理成本之间均有显著相关性。

创业失败总成本与羞愧呈正相关，但不显著；在三个维度中，财务成本和社会成本均与羞愧呈正相关，但相关性不显著，而心理成本与羞愧呈显著正相关。

羞愧与再创业意向呈显著的负相关，说明个体体验的羞愧情绪越多，所具有的再创业意向会越低。

自我怜悯与创业失败成本的总成本及其三个维度即财务成本、社会成本和心理成本均呈显著负相关，与再创业意向呈显著正相关，与羞愧呈显著负相关。

（三）回归分析

1．创业失败成本对于再创业意向的预测作用分析

为进一步考察创业失败成本与再创业意向之间的关系，本部分以创业失败的三个维度即财务成本、社会成本和心理成本作为预测变量，以再创业意向为因变量，采用多元回归分析的方法进行假设检验，第一步：控制变量进入回归方程，以考察控制变量对因变量的影响，控制变量包括性别、年龄、学历、公司所属行业、公司规模和公司成立年限。第二步：在控制了人口学变量的前提下，自变量进入回归方程，分析结果如表3-3所示。

由表3-3可以看出，在对性别、年龄、学历等人口学变量的影响有所控制之后，创业失败成本的三个维度即财务成本、社会成本和心理成本进入模型后，财务成本和社会成本均未对再创业意向产生显著的负向影响，只有心理成本对再创业意向产生了显著的负向影响，结果显示，F值为10.23，且在0.001水平上显著，模型R2为0.32，说明创业失败中的心理成本解释了再创业意向32%的变异。由于创业失败成本中只有心理成本对再创业意向的回归分析结果是显著的，因此在下面的中介和调节效应分析中，只分析了心理成本的影响作用。综上分析，假设1得到了部分验证。

2．羞愧对创业失败心理成本和再创业意向的中介作用

如表3-4所示，M1表示全部控制变量进入回归方程的结果。从结果中可以看出性别和学历对羞愧有显著影响，而其他的控制变量如年龄、公司规模、公司所属行业及公司成立年限则对羞愧没有显著影响；对于再创业意向而言，只有性别对再创业意向有显著影响。

按照中介效应的检验程序，表3-4中，M2表示控制变量进入之后，因变量对自变量的回归结果，即再创业意向对心理成本的回归结果。结果表明，创业失败成本中的心理成本进入回归方程之后，F值为10.23，并且在0.001水平上显著，R2为0.32，说明其解释了再创业意向32%的变异，表明心理成本（β=-0.24，p<0.001）对再创业意向具有显著的影响。

表3-4中的M3表示控制变量进入之后，中介变量对自变量的回归结果，即羞愧对心理成本的回归结果。结果表明，心理成本进入方程之后，F值为3.63，且在0.001水平上显著，R2为0.14，说明其解释了羞愧14%的变异，表明心理成本（β=0.29，p<0.001）对羞愧存在显著影响。

表3-4中的M4表示控制变量进入之后，因变量对自变量、中介变量的回归结果，即再创业意向对心理成本和羞愧的回归结果。结果表明，心理成本和羞愧进入之后，F值为9.30，且在0.001水平上显著，R2为0.28，说明自变量和中介变量一起解释了再创业意向28%的变异，在M4中，中介变量羞愧（β=-0.18，p<0.01）的回归系数达到显著水平，与M3相比，心理成本（β=-0.21，p<0.01）仍然显著，说明羞愧对心理成本和再创业意向起到部分中介作用，因此，假设3-2得到了部分支持。

3．自我怜悯在创业失败心理成本与再创业意向之间的调节作用

依照温忠麟等（2005）提出的关于调节效应的检验方法，在本研究中我们运用层次回归的方法检验自我怜悯在创业失败心理成本和再创业意向之间的调节作用。首先，将研究1中选取的控制变量纳入回归方程，记为M1；其次，将控制变量和心理成本同时纳入回归方程，记为M2；最后，将心理成本和自我怜悯×心理成本同时纳入回归方程，记为M3。通过这三步的层次回归来检验调节效应，若调节项的回归系数显著，则说明调节效应成立。具体见表3-5。

从表3-5中M3的各项结果可以看出，在对控制变量有所控制之后，F值为12.72，且在0.001水平上显著，而且自我怜悯与心理成本的调节项的回归系数显著（β=0.32，p<0.001），依照温忠麟等（2005）提出的判断调节作用是否显著的标准可知，自我怜悯在心理成本和再创业意向之间存在调节作用，因此，假设3-3得到部分验证。

为了更进一步验证自我怜悯在心理成本和再创业意向中调节作用的模式，本研究按照Aiken和West（1991）所建议的方法绘制调节效应图，如图3-2所示。

由图3-2所示的交互作用示意图可知，在相同的心理成本下，自我怜悯水平高的个体比自我怜悯水平低的个体的再创业意向要高，随着心理成本的不断升高，自我怜悯水平低的个体的再创业意向下降的趋势更明显。因此自我怜悯显著地调节了心理成本与再创业意向之间的关系。

4．自我怜悯在羞愧与再创业意向之间的调节作用

为了检验自我怜悯在羞愧和再创业意向之间的调节作用，采用层级回归的方式进行验证。表3-6汇总了验证自我怜悯在羞愧和再创业意向之间的调节作用的具体步骤和各项指标。

从表3-6中M3的各项结果可以看出，在对控制变量有所控制之后，F值为5.12，且在0.001水平上显著，但自我怜悯与羞愧的调节项的回归系数（β=-0.07，p>0.05）未达到显著水平，由此可知，自我怜悯在羞愧和再创业意向之间并不存在调节作用，因此，假设3-4未得到验证。

（四）创业失败心理成本与再创业意向：有调节的中介模型检验

关于有调节的中介模型的检验，Preacher等（2007）提出了通过Bootstrap方法直接进行检验的方法，此方法可以根据理论框架选择不同的有调节的中介模型进行中介分析。

本研究的总体模型（见图3-1）符合Edwards和Lambert（2007）提出的“直接效应和第二阶段调节模型”，也就是Hayes对其所开发的PROCESS程序做出说明的概念模型中的模型15，本研究中的自变量为创业失败成本中的心理成本、因变量为再创业意向、中介变量为羞愧、调节变量为自我怜悯，具体结果如表3-7、表3-8、表3-9和表3-10所示。

从表3-7中可以看出，心理成本对羞愧有显著的影响（t=2.17，p<0.05），Bootstrap检验的置信区间为（0.01，0.22），其中不包含0。

从表3-8中可以看出，羞愧对再创业意向具有显著影响（t=-2.37，p<0.05），Bootstrap检验的置信区间为（-0.32，-0.02），其中不包含0；结合表3-4的结果可以得出，羞愧在心理成本与再创业意向之间起部分中介作用，在此假设3-2再次得到了部分验证。此外，表3-8中的结果也表明，羞愧和自我怜悯的交互项（t=-2.25，p<0.05）以及心理成本和自我怜悯的交互项（t=5.41，p<0.001）对再创业意向也都存在显著影响，Bootstrap检验的置信区间分别为（-0.06，-0.00）和（0.03，0.07），其中均不包含0。这也说明，自我怜悯不仅在心理成本与再创业意向之间存在调节作用，而且对羞愧在创业失败心理成本与再创业意向之间的中介效应也存在调节作用，即创业失败心理成本、羞愧、自我怜悯、再创业意向之间构成有调节的中介模型。

进一步分析自我怜悯在不同水平下（即低自我怜悯水平、中自我怜悯水平、高自我怜悯水平）在心理成本和再创业意向之间的调节作用，如表3-9所示，高自我怜悯水平下，创业失败心理成本维度对于再创业意向的预测作用不显著（t=0.03，p>0.05），Bootstrap检验的置信区间为（-0.14，0.15），其中包含0。而低自我怜悯水平（t=-8.03，p<0.001）和中自我怜悯水平下（t=-5.07，p<0.001），创业失败心理成本维度对于再创业意向的预测作用显著，Bootstrap检验的置信区间分别为（-0.65，-0.39）和（-0.36，-0.15），其中都不包含0。

进一步分析不同自我怜悯水平下（即低自我怜悯水平、中自我怜悯水平、高自我怜悯水平）羞愧是否对中介效应有影响，如表3-10所示，在低自我怜悯水平下，羞愧对创业失败心理成本与再创业意向之间的中介效应不存在调节作用，Bootstrap检验的置信区间为（-0.02，0.03），其中包含0；但是在中自我怜悯水平和高自我怜悯水平下，羞愧对创业失败心理成本与再创业意向之间的中介效应存在调节作用，Bootstrap检验的置信区间分别为（-0.07，-0.00）和（-0.12，-0.00），其中都不包含0。