創(chuàng)業(yè)焦慮對創(chuàng)業(yè)努力的影響機制研究
——基于能量變化視角

張 慧,周小虎,李 驥

（1. 南京郵電大學 管理學院,江蘇 南京 210003；2. 南京理工大學 經濟管理學院,江蘇 南京 210094；3. 山東女子學院 會計學院,山東 濟南 250399）

一、引 言

從創(chuàng)辦企業(yè)到獲得正向現金流一般需要三年時間。在這段艱難的醞釀期中，創(chuàng)業(yè)者需要應對大量的挑戰(zhàn)性工作（Delmar和Shane，2003）。盡管竭盡全力，他們仍無法預測市場效果，也不知道資金能否撐到創(chuàng)業(yè)成功。極端的不確定性喚醒了強烈的焦慮，創(chuàng)業(yè)焦慮成為了創(chuàng)業(yè)者的集體常態(tài)（張慧等，2022）。已有研究將焦慮視為典型的負面情緒，強調其會引發(fā)抑郁、不道德行為甚至自我傷害（Kouchaki和Desai，2015）。

盡管大多數證據表明焦慮情緒會引發(fā)負面行為，最新的研究開始注意到它的積極作用。比如，Cheng和McCarthy（2018）構建了工作場所焦慮理論模型，認為工作場所焦慮增強了反思性自我調節(jié)使個體積極調整情感狀態(tài)和行動方案，進而促進短期工作績效。在創(chuàng)業(yè)領域，焦慮情緒的積極作用也引起了廣泛關注。Thompson等（2020）訪談了77位創(chuàng)業(yè)者，發(fā)現創(chuàng)業(yè)焦慮伴隨整個創(chuàng)業(yè)過程，表現為對創(chuàng)業(yè)過程中不確定結果的緊張、擔憂和不安情緒，能夠鞭策創(chuàng)業(yè)者更努力地解決問題。張慧等（2022）在開發(fā)創(chuàng)業(yè)焦慮量表時，發(fā)現了創(chuàng)業(yè)焦慮促進創(chuàng)業(yè)努力的初步證據。最新的研究表明，過高的創(chuàng)業(yè)社會成本會帶來外源性失敗恐懼，喚醒了創(chuàng)業(yè)者高強度的焦慮情緒，進而強烈地激發(fā)了創(chuàng)業(yè)者的努力強度（郝喜玲等，2022）。綜上，初步證據表明焦慮情緒可以激勵創(chuàng)業(yè)者付出更大強度的努力，但兩者間的作用過程仍是一個“黑箱”。學者們尚未提供系統(tǒng)的理論框架揭示創(chuàng)業(yè)焦慮影響創(chuàng)業(yè)努力的路徑過程，缺乏對創(chuàng)業(yè)焦慮影響創(chuàng)業(yè)努力的底層邏輯的探討。創(chuàng)業(yè)焦慮路徑機制研究的缺乏不僅限制了焦慮情緒動力學的發(fā)展，也不利于科學認識創(chuàng)業(yè)焦慮現象。

為打開創(chuàng)業(yè)焦慮與創(chuàng)業(yè)努力間關系的“黑箱”，基于能量變化視角構建了理論框架。創(chuàng)業(yè)活動具有自主性強、工作過載的特點，創(chuàng)業(yè)努力的強度嚴重依賴創(chuàng)業(yè)者的能量水平（Cole等，2012；Quinn等，2012）。文獻界定了兩種類型的能量：潛在能量（potential energy）和使用中能量（in-use energy）。潛在能量是指為執(zhí)行創(chuàng)業(yè)任務儲備的動機類能量，由興趣、積極性等精神動力表征，外顯為動力十足的狀態(tài)；使用中能量是執(zhí)行創(chuàng)業(yè)任務過程中使用的能量，由葡萄糖水平、工作記憶系統(tǒng)等物理體能表征，外顯為精力十足的狀態(tài)（Christian等，2015）。兩類能量的消耗和補充均會影響創(chuàng)業(yè)者的努力強度。盡管兩者的作用效果相似，但它們獨屬不同的路徑機制具有不同的理論含義。

在能量解釋框架下，研究承認創(chuàng)業(yè)焦慮的“黑暗面”，即通過喚醒負面情緒、加劇睡眠剝奪、引發(fā)不自主擔憂從而消耗使用中能量（Wolfe和Patel，2020）。同時，本文也兼顧了現實中普遍觀察到的“光明面”，即創(chuàng)業(yè)焦慮可以發(fā)揮動力作用激發(fā)更大強度的創(chuàng)業(yè)努力。從能量變化視角來看，創(chuàng)業(yè)焦慮帶來的緊迫感增強了創(chuàng)業(yè)者的目標實現動機（Eysenck和Calvo，1992），提升了創(chuàng)業(yè)者的潛在能量水平。創(chuàng)業(yè)者得以將更多的潛在能量分配給創(chuàng)業(yè)任務，提升了創(chuàng)業(yè)者的努力強度（Quinn等，2012）。基于以上兩種形式的能量變化，研究確定了創(chuàng)業(yè)焦慮與創(chuàng)業(yè)努力間的雙中介作用路徑。一是創(chuàng)業(yè)焦慮通過引發(fā)情緒耗竭消耗使用中能量，降低創(chuàng)業(yè)努力強度。二是創(chuàng)業(yè)焦慮通過促進自我調節(jié)機制增加潛在能量，促進創(chuàng)業(yè)努力強度。基于能量解釋框架，高質量的社會互動可以補充能量資源，使創(chuàng)業(yè)者感到精力充沛和動力十足（McCarthy等，2016）。研究將團隊信任作為關鍵邊界條件納入理論框架，認為高水平的團隊信任可以補充創(chuàng)業(yè)者的使用中能量和潛在能量，進而影響雙中介作用過程。

借助問卷調查法，基于兩個時間點從創(chuàng)業(yè)者和團隊成員兩方收集數據，最終樣本包含259份創(chuàng)業(yè)者數據和749份團隊成員數據。研究結論具一定的理論貢獻。第一，另辟蹊徑地從能量變化視角解讀創(chuàng)業(yè)焦慮與創(chuàng)業(yè)努力的關系，拓寬了情緒—行為間路徑機制的研究思路。第二，驗證了創(chuàng)業(yè)焦慮與創(chuàng)業(yè)努力間“雙面性”作用機制，豐富了焦慮情緒動力學研究成果。第三，明晰了創(chuàng)業(yè)焦慮“雙面性”路徑的關鍵邊界條件，深化了對創(chuàng)業(yè)者能量消耗和補充的理解，為科學管理創(chuàng)業(yè)焦慮做出貢獻。

二、概念界定與文獻回顧

（一）組織中自主性行為和能量研究

自主性行為是個體自愿為組織執(zhí)行任務的行為。由于自主性行為較少受外界因素限制，又高度依賴個體能量水平，能量理論被廣泛用于解釋自主性行為的波動變化。能量指可以用于執(zhí)行任務的任何資源，包含以葡萄糖或三磷酸腺苷儲存的物理體能、以意志力和動機表現的精神能量等（Cole等，2012）。組織中自主性行為與能量研究分為兩類。第一類研究將能量視為一種理論視角，解釋自主性行為的前置影響因素。比如，Sonnentag（2003）基于能量框架解釋日間休憩與主動性學習的關系，認為日間休憩可以提高能量水平進而促進主動性行為。Schippers和Hogenes（2011）基于能量框架解釋領導風格與員工自主性行為關系，認為變革型領導者通過增強團隊凝聚力提高團隊潛在能量水平，進而影響成員的自主性行為。第二類研究則直接將能量變量納入理論模型，測量能量波動與行為的關系。比如，Yang等（2019）發(fā)現精神領導通過增強關系型能量進而影響績效水平，實證檢驗了關系型能量水平的中介作用。

創(chuàng)業(yè)活動沒有固定的時間限制和任務分工約束，是一項典型的自主性行為。同時，創(chuàng)業(yè)者面臨著強烈的工作過載，他們的精力和能量水平尤其重要。創(chuàng)業(yè)領域中的能量研究尚處于早期階段，文獻中包含了能量變化的思想，但并未直接測量創(chuàng)業(yè)者能量水平。比如，大多數研究關注創(chuàng)業(yè)者睡眠質量對創(chuàng)新行為（Williamson等，2019）、創(chuàng)造性想法（Gish等，2019）、認知和決策能力（Murnieks等，2020）、創(chuàng)業(yè)投入（Yu等，2022）的影響。這類文獻的基本邏輯是睡眠質量直接關系到創(chuàng)業(yè)者第二天的能量水平，進而影響了后續(xù)的創(chuàng)業(yè)行為表現。Williamson等（2021）指出創(chuàng)業(yè)者不可避免地接觸創(chuàng)業(yè)壓力源，這些壓力源阻礙了能量的恢復補充，并提出喘息、重新評估和康養(yǎng)是恢復能量資源的重要手段。綜上，創(chuàng)業(yè)領域的文獻已經注意到了創(chuàng)業(yè)者能量的重要性，但沒有將能量作為變量直接納入模型，也沒有從能量視角解釋創(chuàng)業(yè)情緒的影響。

Quinn等（2012）區(qū)別了兩種不同的能量：“潛在能量”和“使用中能量”。“潛在能量”是指未使用的能量儲備可以被未來的任務激活，表現為動機和興趣（Quinn等，2012）。高水平的潛在能量表現為強烈的自主性行動動機，具有動力十足的特點（Quinn和Dutton，2005）?！笆褂弥心芰俊笔侵笀?zhí)行特定行動所需要的能量資源，包括葡萄糖水平、工作記憶系統(tǒng)資源。高水平的“使用中能量”表現為精力充沛和活力十足，而低水平的“使用中能量”則表現為精疲力竭?！皾撛谀芰俊焙汀笆褂弥心芰俊蓖ㄟ^不同路徑影響自主性行為。Christian等（2015）基于能量視角，研究了慢性疼痛與促進型角色外行為間的關系，指出慢性疼痛通過消耗“使用中能量”和“潛在能量”，進而減少了自主性的促進型角色外行為。

本文基于“潛在能量”和“使用中能量”框架，解釋創(chuàng)業(yè)焦慮對創(chuàng)業(yè)努力的影響。進化心理學認為人類情緒是高階協(xié)調系統(tǒng)，它可以調動包括知覺、注意力和生理能量等在內的12項子程序（Tooby和Cosmides，2008）。據此，研究預計創(chuàng)業(yè)焦慮通過影響創(chuàng)業(yè)者能量進而影響創(chuàng)業(yè)努力，且使用中能量和潛在能量的影響機制完全相反。一方面，創(chuàng)業(yè)焦慮引發(fā)的負面情緒體驗和睡眠剝奪會消耗使用中能量，進而降低創(chuàng)業(yè)努力。另一方面，焦慮情緒引發(fā)的緊迫感和目標動機會增加潛在能量，進而提高創(chuàng)業(yè)努力。圖1繪制了創(chuàng)業(yè)焦慮的能量增加和消耗框架，具體作用過程展示在假設推導中。

圖1 創(chuàng)業(yè)焦慮的能量消耗和激活框架

（二）創(chuàng)業(yè)努力前因文獻回顧

創(chuàng)業(yè)努力是創(chuàng)業(yè)者分配在創(chuàng)業(yè)任務上的工作強度（Foo等，2009；Uy等，2015）。創(chuàng)業(yè)努力可以顯著提高新創(chuàng)企業(yè)的生存概率，因此學者們對創(chuàng)業(yè)努力前因研究十分感興趣。已有研究從企業(yè)因素、制度環(huán)境、創(chuàng)業(yè)者認知、創(chuàng)業(yè)者資源和創(chuàng)業(yè)者情緒五個方面識別創(chuàng)業(yè)努力的前因。

第一，從企業(yè)因素來看，企業(yè)所有權份額（Bitler等，2005）、企業(yè)融資類型（De Bettignies和Brander，2007；Wu等，2010）、創(chuàng)業(yè)型工作資源（Dijkhuizen等，2016）以及先前職業(yè)特征（Laffineur等，2020）均會影響創(chuàng)業(yè)努力。企業(yè)因素研究將創(chuàng)業(yè)努力視作創(chuàng)業(yè)者的經濟性決策，創(chuàng)業(yè)者的努力程度取決于創(chuàng)業(yè)活動收益與替代性工作收益間的權衡和比較。研究認為，創(chuàng)業(yè)企業(yè)所有權和創(chuàng)業(yè)型工作資源是激勵創(chuàng)業(yè)努力的“拉力因素”，而先前職業(yè)特征中的任務艱巨性和低自我成就感則是推動創(chuàng)業(yè)者增強創(chuàng)業(yè)努力的“推力因素”。

第二，從制度環(huán)境來看，國家制度（Bowen和De Clercq，2008）、創(chuàng)業(yè)環(huán)境（Edelman和Yli-Renko，2010）、地區(qū)生活節(jié)奏（Vedula和Kim，2018）以及國家脆弱性（Amorós等，2019）會影響創(chuàng)業(yè)努力。制度環(huán)境研究認為機會多寡及機會類別是決定創(chuàng)業(yè)努力的關鍵前因。此類研究不再關注創(chuàng)業(yè)者個體特征產生的影響，而將創(chuàng)業(yè)者無差異地視為制度環(huán)境與創(chuàng)業(yè)機會間的聯(lián)結，即創(chuàng)業(yè)者基于不同的制度環(huán)境發(fā)現和構建創(chuàng)業(yè)機會，并投入努力開辦創(chuàng)業(yè)企業(yè)。因此，不同的制度環(huán)境是決定創(chuàng)業(yè)努力的宏觀前因。

第三，從創(chuàng)業(yè)者認知來看，個人信念/態(tài)度/主觀規(guī)范（Kolvereid和Isaksen，2006）、調節(jié)焦點與自我效能（Trevelyan，2011）、創(chuàng)業(yè)動機（Hudson，2012；Hechavarria等，2012）、進步感知（Uy等，2015）、過度自信（Everett和Fairchild，2015）、創(chuàng)業(yè)壓力（李寧等，2017；李紀珍和李論，2018）以及創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)呼喚（陳建安等，2021）是影響創(chuàng)業(yè)努力的關鍵因素。認知因素研究將創(chuàng)業(yè)努力歸因于創(chuàng)業(yè)者個人因素，認為創(chuàng)業(yè)者的內在動機、創(chuàng)業(yè)認知和價值觀驅動了創(chuàng)業(yè)活動的發(fā)生。

第四，從創(chuàng)業(yè)者資源來看，創(chuàng)業(yè)者人力資本（Lee，2019）顯著影響了創(chuàng)業(yè)努力。資源因素研究認為，創(chuàng)業(yè)者投入創(chuàng)業(yè)努力是為了取得創(chuàng)業(yè)成功。那些擁有豐富資源的創(chuàng)業(yè)者獲得成功的概率更大，因此他們會投入更多的創(chuàng)業(yè)努力。

第五，從創(chuàng)業(yè)者情緒來看，消極情緒（Foo等，2009）、積極情緒（Uy和Foo，2010；Jia和Zhang，2018）、創(chuàng)業(yè)激情（Murnieks等，2014）以及創(chuàng)業(yè)焦慮（張慧等，2022）是影響創(chuàng)業(yè)努力的重要情緒前因。創(chuàng)業(yè)情緒研究關注情緒波動對日常創(chuàng)業(yè)努力的影響。研究認為創(chuàng)業(yè)者依賴啟發(fā)式思維，情緒在該思維模式中發(fā)揮關鍵作用，進而影響到日常的創(chuàng)業(yè)努力強度（詳見Baron，2008）。

綜上發(fā)現，創(chuàng)業(yè)情緒是影響創(chuàng)業(yè)努力的重要前因，并基于“情緒—認知—行為”框架展開解釋?；诟拍顔永碚摚╟oncept-priming theory）以及情緒作為信息模型（emotion-asinformation），研究者認為創(chuàng)業(yè)情緒激活了與情緒效價（積極情緒vs.消極情緒）相一致的記憶，這些記憶成為決策的信息基礎影響了創(chuàng)業(yè)努力。比如，消極情緒觸發(fā)了與狀況不佳相關的記憶，進而形成“可能會失敗”的直覺判斷，強化了他們的創(chuàng)業(yè)努力（Foo等，2009）。

該觀念為理解創(chuàng)業(yè)情緒的作用過程做出了貢獻，但可能是不全面的。第一，從邏輯上來講，情緒的影響并不僅限于塑造認知這一單一路徑，情緒喚醒過程也與能量變化緊密相關。比如，進化心理學強調情緒喚醒伴隨著個體生理能量的激活和消耗（Tooby和Cosmides，2008）。第二，“情緒—認知—行為”框架只能刻畫情緒與行為間的單一關系，無法解釋創(chuàng)業(yè)情緒與創(chuàng)業(yè)努力間更為復雜的關系。因此，研究試圖基于能量視角解釋創(chuàng)業(yè)焦慮與創(chuàng)業(yè)努力的關系，為精確刻畫創(chuàng)業(yè)焦慮的雙中介過程做出貢獻。

三、假設提出

（一）創(chuàng)業(yè)焦慮、自我調節(jié)和創(chuàng)業(yè)努力的關系假設

自我調節(jié)指個體通過調整注意力、改變認知和調整情感狀態(tài)重新解釋現狀，該解釋方式是朝著目標實現的方向發(fā)展（Keith和Frese，2005）。情緒功能觀指出，焦慮情緒使個體對負面進度反饋更加敏感，進而開展更頻繁的反思性活動（Eysenck和Calvo，1992）。在創(chuàng)業(yè)情境中，創(chuàng)業(yè)焦慮能夠促進自我調節(jié)。Thompson等（2020）訪談發(fā)現了創(chuàng)業(yè)焦慮增強自我調節(jié)的例子，比如部分創(chuàng)業(yè)者提及“（焦慮情緒）加速了我的思考，使我可以從不同的角度看待事物”?！坝袝r（焦慮）讓我很煩惱，有時（焦慮）也強迫我繼續(xù)投入創(chuàng)業(yè)活動”。我們認為創(chuàng)業(yè)焦慮的喚醒給創(chuàng)業(yè)者帶來了強烈的緊迫感，這種緊迫感是天然的內在動力，促使創(chuàng)業(yè)者朝著目標實現方向積極開展自我調節(jié)活動（Mogg和Bradley，2018）。

從個體能量視角看來，自我調節(jié)的過程與潛在能量提升積極相關，因為自我調節(jié)中包含強烈的克服困難和實現目標的動機和意愿。也就是說，創(chuàng)業(yè)焦慮中夾帶的緊迫感促使創(chuàng)業(yè)者開展自我調節(jié)機制尋找問題解決方案，提升了創(chuàng)業(yè)者的問題解決動機，增加了潛在能量資源，使創(chuàng)業(yè)者呈現出動力十足的狀態(tài)。

研究推測創(chuàng)業(yè)焦慮通過引發(fā)自我調節(jié)，提升了創(chuàng)業(yè)者的潛在能量，進而增強了創(chuàng)業(yè)努力強度。具體而言，低焦慮水平的創(chuàng)業(yè)者不太可能主動開展自我調節(jié)行為，他們沒有強烈的解決潛在問題的動機，面向未來創(chuàng)業(yè)活動的潛在能量水平也比較低，進而表現出低強度的創(chuàng)業(yè)努力（Quinn等，2012）。相反，高焦慮水平的創(chuàng)業(yè)者感受到了強烈的緊迫感并積極開展自我調節(jié)機制，在不斷調整狀態(tài)和部署策略中增強了他們解決問題的動機，潛在能量也在不斷積累增加（Cheng和McCarthy，2018）。這些潛在能量被分配到創(chuàng)業(yè)任務中，表現出更大強度的創(chuàng)業(yè)努力。據此，提出如下假設：

假設H1a：創(chuàng)業(yè)焦慮積極促進自我調節(jié)。

假設H1b：創(chuàng)業(yè)焦慮會通過引發(fā)自我調節(jié)增強創(chuàng)業(yè)努力。

（二）創(chuàng)業(yè)焦慮、情緒耗竭和創(chuàng)業(yè)努力的關系假設

情緒耗竭是個體生理資源消耗殆盡的狀態(tài)，表現為身心俱疲、精力耗盡以及缺乏活力（Murnieks等，2020）。高水平的焦慮情緒喚醒與情緒耗竭緊密相關。焦慮情緒往往與不自主擔憂、睡眠剝奪甚至抑郁相關（Kouchaki和Desai，2015），這些負面情感和認知活動消耗了個體大量的生理資源，進而加速了情緒耗竭。創(chuàng)業(yè)者常常面臨創(chuàng)新型任務和工作過載，他們的能量消耗水平普遍較高。在這種情況下，創(chuàng)業(yè)焦慮不僅通過引發(fā)情緒反芻和認知干擾加劇生理資源的消耗（張慧等，2022），而且通過降低睡眠質量阻礙能量資源的恢復和補充（Wolfe和Patel，2020），最終造成情緒耗竭。

從個體能量視角來看，創(chuàng)業(yè)焦慮的喚醒會消耗創(chuàng)業(yè)者的大量能量資源，且這種情緒類能量需求天然優(yōu)先于其它任務的能量需求。進化視角的研究表明為保證生物的適應性進化，不舒適生理情緒需求將優(yōu)先于其它任何競爭性需求（Crombez等，1999）。也就是說創(chuàng)業(yè)者的使用中能量被優(yōu)先分配至創(chuàng)業(yè)焦慮，減少了創(chuàng)業(yè)任務的可使用能量。

研究推測創(chuàng)業(yè)焦慮通過引發(fā)情緒耗竭，消耗了創(chuàng)業(yè)者的使用中能量，進而削弱了創(chuàng)業(yè)努力強度。具體而言，低焦慮水平的創(chuàng)業(yè)者不需要在創(chuàng)業(yè)焦慮上消耗能量，更多的使用中能量資源被分配至創(chuàng)業(yè)任務中，進而表現出更大強度的創(chuàng)業(yè)努力。相反，隨著焦慮水平的提升，創(chuàng)業(yè)焦慮會優(yōu)先消耗大量能量加速創(chuàng)業(yè)者的情緒耗竭，創(chuàng)業(yè)者分配到創(chuàng)業(yè)任務中的使用中能量被減少，進而表現出低強度的創(chuàng)業(yè)努力（Murnieks等，2020）。據此，提出如下假設：

假設H2a：創(chuàng)業(yè)焦慮積極促進情緒耗竭。

假設H2b：創(chuàng)業(yè)焦慮會通過引發(fā)情緒耗竭降低創(chuàng)業(yè)努力。

（三）團隊信任的調節(jié)作用

創(chuàng)業(yè)焦慮與創(chuàng)業(yè)努力間關系受團隊信任水平的影響。團隊信任是特定成員對其它成員積極意圖和積極行為的正面預期（Fulmer和Gelfand，2012）。創(chuàng)業(yè)初期團隊成員間會共同經歷很多風險事件，良好的信任氛圍可以為創(chuàng)始人提供支持進而影響情緒的行為后果。因此創(chuàng)業(yè)焦慮對創(chuàng)業(yè)努力的影響應考慮團隊信任水平。

研究的主效應建立在能量分析框架上，我們繼續(xù)基于能量視角闡釋團隊信任的調節(jié)作用。一方面，高水平的團隊信任能夠增強團隊凝聚力，增加創(chuàng)業(yè)者潛在能量，進而強化創(chuàng)業(yè)焦慮對自我調節(jié)的促進作用。當創(chuàng)業(yè)團隊的信任水平高時，成員間可以共同承擔創(chuàng)業(yè)風險和不確定的后果（Grossman和Feitosa，2018）。創(chuàng)業(yè)者相信團隊成員能夠支持自己的決策，更可能將挫折視為一種挑戰(zhàn)，相信可以通過努力克服當前困難（Edmond和Brannon，2016）。受團隊信任氛圍鼓舞，創(chuàng)業(yè)者不太可能被焦慮情緒困擾，他們更愿意相信當前的困難是可以克服的，進而感到擁有無限的潛在能量。在潛在能量的支持下，創(chuàng)業(yè)者更容易受創(chuàng)業(yè)焦慮的激勵，調動潛在能量積極調整狀態(tài)開展自我調節(jié)。因此，研究預測當團隊信任水平比較高時，創(chuàng)業(yè)者擁有更多的潛在能量，創(chuàng)業(yè)焦慮對自我調節(jié)的積極作用更強。

另一方面，高水平的團隊信任可以提供情感支持，增加使用中能量，削弱創(chuàng)業(yè)焦慮帶來的情緒耗竭。當團隊信任水平較高時，成員間通過高質量互動提供情感支持（Grossman和Feitosa，2018），比如共同分擔焦慮、真誠相待和相互鼓勵。高質量的情感互動過程可以幫助創(chuàng)業(yè)者擺脫焦慮情緒帶來的睡眠剝奪、情感反芻和認知干擾，減少了使用中能量的無效消耗。同時，高質量的情感互動還能夠直接提供能量補充，增加使用中能量使創(chuàng)業(yè)者感到精神滿滿。因此，當團隊信任水平高時，創(chuàng)業(yè)者能夠得到團隊成員的情感支持，順利擺脫焦慮情緒的困擾，進而弱化了創(chuàng)業(yè)焦慮導致情緒耗竭的可能性。比如，McCarthy等（2016）發(fā)現高質量同事交換關系可以緩和工作場所焦慮帶來的情緒耗竭問題。據此，提出以下假設：

假設H3a：團隊信任在創(chuàng)業(yè)焦慮和自我調節(jié)之間起調節(jié)作用；隨著創(chuàng)業(yè)團隊信任程度增加，創(chuàng)業(yè)焦慮對自我調節(jié)的積極影響效果越強。

假設H3b：團隊信任在創(chuàng)業(yè)焦慮和情緒耗竭之間起調節(jié)作用；隨著創(chuàng)業(yè)團隊信任程度增加，創(chuàng)業(yè)焦慮積極影響情緒耗竭的效果越弱。

綜上所述，本文構建了如圖2所示的論文研究模型圖。

圖2 研究模型圖

四、數據與實證方法

（一）研究設計與數據采集

本文對江蘇省276家蘇青C空間展開調研。數據具有兩個優(yōu)勢：第一，樣本具有代表性。蘇青C空間是綜合型創(chuàng)客空間，2019年空間中存活創(chuàng)業(yè)項目8 161個，涉及教育和文化創(chuàng)意、農業(yè)、節(jié)能環(huán)保等13個行業(yè)。第二，與團省委合作調研，數據質量有保證。追蹤創(chuàng)業(yè)者數據極具挑戰(zhàn)，通過電話或電子郵件聯(lián)系的最終有效回復率只能達到5%—10%（Cardon等，2013），且數據質量無法得到保證。研究團隊在江蘇省團委的背書下，通過實地發(fā)放和郵件方法兩種方式收集數據，確保了數據質量。

團隊共開展了2輪數據收集。第一輪數據收集了控制變量、自變量、中介變量和調節(jié)變量。問卷被設置了AB兩種版本，A版本問卷由創(chuàng)業(yè)者填寫（包含人口統(tǒng)計學變量、控制變量、自變量、中介變量）；B版本問卷由創(chuàng)業(yè)團隊成員填寫（包括人口統(tǒng)計學變量、調節(jié)變量），使用創(chuàng)業(yè)企業(yè)名稱作為匹配依據。在南京、蘇州、無錫和徐州的實地調研中，向創(chuàng)業(yè)者發(fā)放問卷390份，向創(chuàng)業(yè)者所在團隊成員（成員在1—5人不等）發(fā)放問卷917份。創(chuàng)業(yè)者問卷中，剔除了66份答案缺失（25%以上）的問卷、7份匹配失敗的問卷，共得到317份有效樣本，問卷有效回收率為84.87%。向創(chuàng)業(yè)者所在團隊成員發(fā)放問卷917份，團隊成員在1—5人不等。剔除127份未能與創(chuàng)業(yè)者匹配的數據，得到790份有效樣本。

第二輪數據面向創(chuàng)業(yè)者收集了因變量信息。一個星期之后，通過郵件聯(lián)系317位創(chuàng)業(yè)者并每隔一周發(fā)送后續(xù)提醒。經過為期三個星期的調查收回問卷283份，剔除了24份存在缺失的無效問卷，最終共得到259份有效樣本，創(chuàng)業(yè)者樣本有效回收率81.70%。同時，剔除與創(chuàng)業(yè)者匹配的41位團隊成員數據，最終得到團隊成員749份有效問卷，員工樣本最終有效回收率為81.68%。最終的創(chuàng)業(yè)者樣本集中在36—50歲之間，占總樣本57.53%；男性創(chuàng)業(yè)者占比為64.86%；61.39%的樣本具有創(chuàng)業(yè)相關經驗；25.48%的創(chuàng)業(yè)者具有碩士及以上經驗；樣本分布在軟件業(yè)、文化創(chuàng)意、制造業(yè)、生物技術等行業(yè)。

（二）變量測量

因變量：創(chuàng)業(yè)努力采用Foo等（2009）改編的2題項量表，“您在需要即刻處理的創(chuàng)業(yè)任務中投入多少精力？”和“您在非即刻處理類創(chuàng)業(yè)任務中投入多少精力？”（1=非常少，5=非常多）。

自變量：創(chuàng)業(yè)焦慮采用張慧等（2022）開發(fā)的9題項量表測量。示例題項為“在創(chuàng)建新公司的過程中，我時常感到不安”“我時常懷疑自己無法勝任創(chuàng)辦企業(yè)這項任務”“我時常為創(chuàng)業(yè)企業(yè)不明朗的發(fā)展前景而憂慮”（1=非常不同意，5=非常同意）。

中介變量：自我調節(jié)采用Chen等（2005）開發(fā)的5題項量表，并改編部分表述使之適應創(chuàng)業(yè)情境，示例題項為；“我一直密切注意創(chuàng)業(yè)每個階段需要做的事情”“我將注意力放在可利用的資源上”“我密切監(jiān)督即將實現的主要和次要目標”（1=非常不同意，5=非常同意）。

情緒耗竭采用Murnieks等（2020）的改編量表，包含3個題項“創(chuàng)業(yè)使我筋疲力盡”“結束了一天的創(chuàng)業(yè)活動，我感到疲憊無力”和“一想到不得不面臨整日創(chuàng)業(yè)工作，早晨起床我就感到很疲倦”（1=非常不同意，5=非常同意）。

調節(jié)變量：團隊信任采用Jarvenpaa和Leidner（1999）開發(fā)的5題項量表，并改編部分表述使之適應創(chuàng)業(yè)情境，示例題項為“總體而言，創(chuàng)業(yè)團隊的成員值得信任”“創(chuàng)業(yè)團隊成員間通常能夠相互照顧對方感受”“團隊成員間十分友好”（1=非常不同意，5=非常同意）。

控制變量：考慮企業(yè)層面、創(chuàng)業(yè)者層面和團隊層面因素作為控制變量。由于情緒影響存在性別效應（Murnieks等，2020）和年齡效應（Levenson等，1991），在創(chuàng)業(yè)者層面的控制變量選取了性別（男性=1；女性=0）、年齡、創(chuàng)業(yè)經驗（先前創(chuàng)辦企業(yè)的次數）、創(chuàng)業(yè)自我效能（α=0.901）；創(chuàng)業(yè)者的努力程度與行業(yè)類型、企業(yè)資源、公司規(guī)模等因素緊密相關（Bitler等，2005），選擇企業(yè)所在行業(yè)（啞變量處理）、企業(yè)規(guī)模（公司員工人數）、企業(yè)年齡、創(chuàng)業(yè)融資（企業(yè)上一年獲得融資總額）和政治聯(lián)系（企業(yè)參與各級團組織舉辦活動次數）作為控制變量；最后，創(chuàng)業(yè)團隊特征深刻影響創(chuàng)業(yè)者行為（Klotz等，2014），控制了團隊規(guī)模和團隊性別比例（女性所占比例）。

五、實證結果

（一）聚合統(tǒng)計分析

團隊信任數據來自創(chuàng)業(yè)成員，將個體變量歸集到團隊層面之前需要檢驗聚合的可行性，采用組內一致性系數（rWG（J））、組內相關系數（ICC（1）和ICC（2））來檢驗。Biemann等（2012）對報告rWG值提出了兩點規(guī)范化建議：（1）rWG依據單個樣本數據計算而成，當無法逐一報告各樣本rWG值時，應完整報告其均值、中位數和方差。（2）rWG值計算中默認樣本符合均等分布，所獲得結果會略大于實際情況。建議將均等分布計算值作為rWG值的上限，再根據樣本情況選擇合適的分布計算rWG值的下限，并在論文中報告rWG值區(qū)間。本研究的數據收集過程受到團省委背書支持，答案可能存在社會贊許性反應偏差，因此選擇輕度偏態(tài)分布計算rWG值的下限（朱海騰，2020）。表1報告了團隊信任的聚合結果。團隊信任的組內均方差異達到統(tǒng)計顯著性（F=4.78，p＜0.001）。組內相關系數顯示ICC（1）為0.57高于0.12閾值，ICC（2）為0.79高于0.6閾值，均達到了團隊聚合要求。團隊信任的rWG(J)值的置信區(qū)間為[0.86，0.96]高于0.7閾值，符合團隊內評價一致性的標準。據此，個體層面上的數據聚合到團隊層面具有良好的有效性。

表1 團隊信任變量的聚合結果

（二）共同方法偏差檢驗和遺漏變量檢驗

研究使用了兩種方法避免共同方法偏差。第一，從程序上避免共同方法偏差。在數據收集階段，基于兩個時間點從創(chuàng)業(yè)者和團隊成員兩個來源收集數據，減小了共同方法偏差的可能性。第二，采用控制未測量潛在因子法檢驗共同方法偏差（湯丹丹和溫忠麟，2020）。在五因子驗證性因子模型（χ2/df=1.470；CFI=0.983；GFI=0.922；TLI=0.979，IFI=0.983；RMSEA=0.043）的基礎上，構建包含全部測量題項的方法因子模型（χ2/df=1.407；CFI=0.987；GFI=0.935；TLI=0.982；IFI=0.987；RMSEA=0.040），兩個模型間的主要擬合指數未得到顯著改善（△CFI=0.004＜0.1；△TLI=0.003＜0.1；△RMSEA=0.003＜0.05）。因此，潛在的共同方法偏差問題不會對研究結果產生顯著的影響。

盡管研究充分考慮了可能的控制變量，但仍可能存在一些被忽略的遺漏變量。Busenbark等（2022）針對管理學領域遺漏變量問題提出了混雜變量影響閾值（impact threshold of a confounding variable，ITCV）檢驗法。該方法的思想是計算混雜變量的影響閾值，估計遺漏變量必須要造成的多大的偏差才能使實證結果無效（Busenbark等，2022）。具體的操作步驟為：（1）計算ITCV值；（2）將ITCV值與控制變量的相關系數相比較①控制變量相關系數是指控制變量與自變量/因變量的相關系數，即corr [control,x]或corr [control,y]。，若ITCV值大于相關系數則遺漏變量不會顯著影響實證結果。如果某個控制變量的相關系數大于ITCV值，則觀察該控制變量與自變量和因變量的偏相關系數的乘積是否大于ITCV值的平方，若偏相關系數乘積依然大于ICTV值平方，則遺漏變量會顯著影響實證結果。本研究兩個調節(jié)模型的ICTV值分別為0.517和0.621，均大于最大相關系數（創(chuàng)業(yè)努力和自我效能；r=0.497，p＜0.001）。因此，潛在的遺漏變量問題不會影響實證結果。

（三）信效度分析

研究采用Cronbach’s α值和組合信度CR值來衡量量表的信度。表2中結果顯示Cronbach’s α值大于0.9，組合信度CR值均大于0.8，說明變量具有較好的內部一致信度。同時，研究采用因子載荷值和平均提取方差值（AVE）來衡量量表的效度。表2中結果顯示變量的因子載荷值均大于0.6，且平均提取方差值（AVE）均大于0.5，證明量表具有良好的內部效度。

表2 變量信效度檢驗結果

（四）描述性統(tǒng)計與相關性分析

表3為變量的描述性統(tǒng)計分析和相關分析結果，包含了各變量的均值、標準差和相關系數。團隊信任數據來自成員數據的聚合，后續(xù)的回歸分析中也同樣采用聚合后的數據。表3結果顯示，創(chuàng)業(yè)焦慮、自我調節(jié)、情緒耗竭、創(chuàng)業(yè)努力等變量間存在顯著的相關關系，為回歸分析奠定了基礎。值得注意的是，創(chuàng)業(yè)經驗與情緒耗竭顯著負相關（r=- 0.126，p＜0.05），說明初生創(chuàng)業(yè)者可能比連續(xù)創(chuàng)業(yè)者更容易體驗到情緒耗竭；性別與創(chuàng)業(yè)努力顯著正相關（r=0.284，p＜0.001），說明男性創(chuàng)業(yè)者比女性創(chuàng)業(yè)者的努力強度更高；性別與創(chuàng)業(yè)融資顯著正相關（r=0.198，p＜0.001），說明男性創(chuàng)業(yè)者獲得融資總額顯著高于女性創(chuàng)業(yè)者。

表3 描述性統(tǒng)計和相關分析

（五）回歸分析

表4報告了回歸模型檢驗結果。為避免多重共線性影響結果，先對數據進行中心化處理然后再計算交乘項。本論文中所有模型的VIF值均不超過10（VIFmax=4.47），說明潛在的多重共線性不會影響實證結果。

表4 主效應和中介效應分析結果

1.主效應與中介效應檢驗

假設1a關注了創(chuàng)業(yè)焦慮與自我調節(jié)之間的關系。表4中的模型2結果顯示，創(chuàng)業(yè)焦慮與自我調節(jié)之間呈現顯著的正向關系（β=0.351，p＜0.001），支持了假設1a。假設2a關注了創(chuàng)業(yè)焦慮與情緒耗竭之間的關系。表4中的模型4結果顯示，創(chuàng)業(yè)焦慮與情緒耗竭之間呈現顯著的正向關系（β=0.531，p＜0.001），支持了假設2a。

假設1b和假設2b關注了創(chuàng)業(yè)焦慮與創(chuàng)業(yè)努力間的中介路徑。表4中的模型6顯示創(chuàng)業(yè)焦慮與創(chuàng)業(yè)努力間的主效應不顯著（β=-0.063，n.s.）。根據溫忠麟和葉寶娟（2014），當主效應不顯著時先按照遮掩效應立論，介紹了中介效應和遮掩效應的檢驗流程。本文遵循這一流程檢驗兩條中介路徑。首先，觀察自變量與中介變量間關系系數（a），結果顯示均為顯著正向關系。其次，觀察中介變量與因變量間系數（b）。表4中的模型7和模型8顯示，自我調節(jié)（β=0.374，p＜0.001）、情緒耗竭（β=-0.278，p＜0.001）能夠顯著影響創(chuàng)業(yè)努力。最后，同時考慮自變量和中介變量，觀察自變量的間接效應系數（c’）。模型9同時考慮了創(chuàng)業(yè)焦慮和自我調節(jié)對創(chuàng)業(yè)努力的影響，結果表明創(chuàng)業(yè)焦慮的間接效應系數（c’）顯著為負（β=-0.218，p＜0.001），該系數方向與ab之積相反。因此，自我調節(jié)在創(chuàng)業(yè)焦慮和創(chuàng)業(yè)努力間發(fā)揮遮掩效應，初步支持了假設1b。模型10同時考慮了創(chuàng)業(yè)焦慮和情緒耗竭對創(chuàng)業(yè)努力的影響，結果表明創(chuàng)業(yè)焦慮的間接效應系數（c’）不顯著（β=0.105，n.s.）。因此，情緒耗竭在創(chuàng)業(yè)焦慮和創(chuàng)業(yè)努力間起到中介效應，初步支持了假設2b。

為了進一步檢驗自我調節(jié)的遮掩效應和情緒耗竭的中介效應，研究采用Bootstrap方法再次檢驗結果。基于SPSS中嵌入的PROCESS程序，選擇95%的置信區(qū)間，重復抽樣5 000次。表5結果顯示，創(chuàng)業(yè)焦慮→自我調節(jié)→創(chuàng)業(yè)努力的間接效應達到顯著水平（β=0.154，置信區(qū)間為[0.087，0.232]），再次證明了自我調節(jié)的遮掩效應，因此假設1b得到支持。表5結果顯示，創(chuàng)業(yè)焦慮→情緒耗竭→創(chuàng)業(yè)努力的間接效應達到顯著水平（β=- 0.164，置信區(qū)間為[ -0.250， -0.098]），再次證明了情緒耗竭的中介效應，因此假設2b得到支持。

表5 創(chuàng)業(yè)焦慮與創(chuàng)業(yè)努力間中介效應Bootstrap檢驗

2.調節(jié)效應檢驗

假設3關注了團隊信任的調節(jié)作用。表6的模型12結果顯示，創(chuàng)業(yè)焦慮與團隊信任的交互項與自我調節(jié)之間呈現顯著的正向關系（β=0.207，p＜0.05），支持了假設3a。表6的模型14結果顯示，創(chuàng)業(yè)焦慮與團隊信任的交互項與情緒耗竭之間呈現顯著的負向關系（β= -0.188，p＜0.05），支持了假設3b。

表6 調節(jié)效應分析結果

為了便于理解，繪制了團隊信任的調節(jié)效應圖，分別采用均值加（減）一個標準差表示變量水平的高低。由圖3可知，當團隊信任水平較高時，創(chuàng)業(yè)焦慮與自我調節(jié)之間斜率更大，說明團隊信任水平強化了創(chuàng)業(yè)焦慮對自我調節(jié)的促進作用。由圖4可以看出，當團隊信任水平高時，情緒耗竭水平普遍較低且創(chuàng)業(yè)焦慮與情緒耗竭之間的斜率更小，說明團隊信任弱化了創(chuàng)業(yè)焦慮對情緒耗竭的促進作用。

圖3 團隊信任在創(chuàng)業(yè)焦慮與自我調節(jié)間的調節(jié)作用

圖4 團隊信任在創(chuàng)業(yè)焦慮與情緒耗竭間的調節(jié)作用

3.被調節(jié)的中介效應檢驗

研究檢驗了團隊信任的被調節(jié)中介效應。表7顯示了創(chuàng)業(yè)焦慮與創(chuàng)業(yè)努力的間接效應置信區(qū)間。在創(chuàng)業(yè)焦慮→自我調節(jié)→創(chuàng)業(yè)努力路徑中，間接效應在低團隊信任組顯著（β=0.094，置信區(qū)間為[0.002，0.192]），在高團隊信任組顯著（β=0.225，置信區(qū)間為[0.130，0.333]），且間接效應的差值達到顯著水平（TTD=0.131，p＜ 0.01），說明隨著團隊信任水平提高，自我調節(jié)的中介效應越大。因此，團隊信任在該路徑中的有調節(jié)中介效應顯著。在創(chuàng)業(yè)焦慮→情緒耗竭→創(chuàng)業(yè)努力路徑中，間接效應在低團隊信任組顯著（β=-0.203，置信區(qū)間為[-0.309，-0.118]），在高團隊信任組顯著（β=-0.123，置信區(qū)間為[-0.200，-0.062]），且間接效應的差值達到顯著水平（TTD=0.080，p＜ 0.01），因此團隊信任在該路徑中的有調節(jié)中介效應顯著。

表7 團隊信任被調節(jié)的中介效應檢驗

六、結論與討論

學者們一直致力于探索創(chuàng)業(yè)努力的情感前因，鮮少有文獻關注廣泛而顯著的焦慮情緒對創(chuàng)業(yè)努力的影響?；谀芰孔兓暯?，研究構建了創(chuàng)業(yè)焦慮影響創(chuàng)業(yè)努力的雙重路徑模型，強調焦慮對創(chuàng)業(yè)努力的“雙面性”影響?；趧?chuàng)業(yè)者和團隊成員的兩波數據進行實證檢驗，結果表明：（1）創(chuàng)業(yè)焦慮通過自我調節(jié)路徑積極促進創(chuàng)業(yè)努力。（2）創(chuàng)業(yè)焦慮通過情緒耗竭路徑消極削弱創(chuàng)業(yè)努力。（3）團隊信任水平調節(jié)放大了創(chuàng)業(yè)焦慮的積極影響作用，而削弱了其消極影響作用。研究結論具有一定的理論和現實價值。

（一）理論貢獻

第一，研究另辟蹊徑地從能量變化視角解讀了創(chuàng)業(yè)焦慮與創(chuàng)業(yè)努力關系，促進了對創(chuàng)業(yè)情緒如何塑造創(chuàng)業(yè)行為的復雜過程的理解。已有文獻表明積極情緒、消極情緒和創(chuàng)業(yè)激情對創(chuàng)業(yè)努力有顯著影響，主張情緒通過塑造創(chuàng)業(yè)者認知影響創(chuàng)業(yè)努力（Foo等，2009；Uy和Foo，2010；Murnieks等，2014）。雖然“情緒—認知—行為”解釋框架被廣為接受，但主要被用于解釋創(chuàng)業(yè)情緒—創(chuàng)業(yè)努力間的單一的積極/消極關系，難以刻畫“喜憂參半”的復雜關系。進化心理學認為人類情緒是高階協(xié)調系統(tǒng)，情緒喚醒不僅帶來知覺、注意力、動機等認知因素的改變，也伴隨著生理能量的激活和消耗（Tooby和Cosmides，2008）。據此，研究基于能量理論框架，區(qū)分使用中能量和潛在能量兩種路徑，強調創(chuàng)業(yè)焦慮通過消耗使用中能量、激發(fā)潛在能量對創(chuàng)業(yè)努力產生“雙面性”影響。本文提出的情緒—能量—行為解釋框架可以揭示創(chuàng)業(yè)情緒更復雜的影響過程，是對傳統(tǒng)認知解釋框架的豐富和補充。因此，能量變化解釋框架的提出深化了理論界對創(chuàng)業(yè)情緒—創(chuàng)業(yè)行為作用過程的理解，為未來的研究拓寬了思路。

第二，研究證實了創(chuàng)業(yè)焦慮的“雙面性”影響，豐富了焦慮情緒的動力學證據。學者們一直關注焦慮情緒的負面影響，近年來焦慮情緒的動力作用引發(fā)了學者們的極大興趣。在創(chuàng)業(yè)領域，Thompson等（2020）基于訪談資料，發(fā)現焦慮情緒能夠促進創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)新思維、推進創(chuàng)業(yè)任務完成。張慧等（2022）發(fā)現了創(chuàng)業(yè)焦慮促進創(chuàng)業(yè)努力的初步證據。然而創(chuàng)業(yè)焦慮的作用過程仍是一個“黑箱”，限制了學者對其動力作用的理解。本文基于能量分析框架，驗證了自我調節(jié)和情緒耗竭兩條方向相反的作用路徑，揭示了創(chuàng)業(yè)焦慮對創(chuàng)業(yè)努力的“雙面性”作用過程。研究結論證實了創(chuàng)業(yè)焦慮可以通過激發(fā)自我調節(jié)機制增強創(chuàng)業(yè)者努力強度，支持了焦慮情緒的動力學觀點，為科學管理創(chuàng)業(yè)焦慮情緒做出貢獻。

第三，研究驗證了團隊信任在創(chuàng)業(yè)焦慮—能量變化—創(chuàng)業(yè)行為間的調節(jié)作用，加深了學術界對能量解釋框架邊界條件的理解。在能量理論框架下，焦慮情緒會影響創(chuàng)業(yè)者的能量水平，進而影響其努力強度（Quinn等，2012；Thompson等，2020）。我們的研究結論強調團隊信任是影響創(chuàng)業(yè)者能量水平的關鍵外在因素，高質量的信任關系能夠帶來情感關懷和物質支持，起到補充能量資源弱化創(chuàng)業(yè)焦慮負面影響的作用。學者們不斷強調創(chuàng)業(yè)團隊的重要性，本研究進一步支持了團隊信任氛圍在幫助創(chuàng)業(yè)者駕馭焦慮情緒方面的重要作用。因此，論文整合了能量研究和創(chuàng)業(yè)團隊研究兩類獨立的文獻，更細致地刻畫了創(chuàng)業(yè)團隊信任氛圍對焦慮創(chuàng)業(yè)者能量波動的影響，深化了學者對能量理論框架邊界條件的理解。

（二）實踐意義

研究對創(chuàng)業(yè)和管理實踐具有重要指導意義。其一，投資機構在篩選創(chuàng)業(yè)項目時可以考察創(chuàng)業(yè)團隊的信任水平，以此判斷創(chuàng)業(yè)者能否成功駕馭焦慮情緒并作出更好的行為反饋。這種考察尤其適用于高競爭、高動態(tài)變化的平臺創(chuàng)業(yè)和互聯(lián)網創(chuàng)業(yè)項目中，因為他們會體驗更強烈的創(chuàng)業(yè)焦慮。其二，創(chuàng)業(yè)者需要更加重視團隊建設和團隊成員篩選，以往研究強調創(chuàng)業(yè)團隊人員結構、組織結構等因素的重要性。本研究建議創(chuàng)業(yè)者積極開展愿景溝通和團隊建設活動，強化團隊凝聚力加強成員間信任，最大限度發(fā)揮創(chuàng)業(yè)焦慮的積極作用。

（三）局限性與未來展望

本研究具有一定的局限性。第一，理論推導基于能量理論框架展開，但受限于能量的測量方式，本研究未能直接測量使用中能量和潛在能量的水平。未來研究可以考慮采用多種方法直接測量創(chuàng)業(yè)焦慮對能量水平的影響。第二，樣本公司來自于蘇青C空間，入駐空間的創(chuàng)業(yè)者來自全國各省市，成立的創(chuàng)業(yè)公司集中設立在江蘇省。未來的研究可以考慮在更大范圍內開展調查，減小區(qū)域文化因素對創(chuàng)業(yè)努力的影響，進一步驗證模型的穩(wěn)健性。第三，研究樣本中僅包含了創(chuàng)業(yè)成功的創(chuàng)業(yè)者和團隊成員，尚不確定研究結論能否同樣適用于未創(chuàng)業(yè)群體或創(chuàng)業(yè)失敗群體。未來的研究可考慮選擇不同樣本進一步明確研究結論的適用范圍。