創業焦慮對創新績效的“兩面性”影響研究*

陳 曦，冉 霞，劉選會

(1.西安工業大學 經濟管理學院,西安 710021;2.陜西省兵工科技創新發展軟科學研究基地,西安 710021;3.陜西高校軍民融合科技創新研究中心,西安 710021)

創業活動是創業者在風險和不確定中把握機會、謀求成長并獲取利潤的過程,在此過程中創業者要面對機遇與挑戰,尤其是在創業初期或發展遇到瓶頸時,創業者往往都會出現焦慮情緒。焦慮是關于完成工作任務的不安和憂慮感[1]。已有研究主要集中于探究焦慮的負面影響,如工作績效下降、出現職場不道德行為以及冒險行為增多等[2-3],忽略了焦慮的正面作用。焦慮作為一種警示信號,可以提醒人們期望的目標和現實目標之間存在差距,這種警示促使人們付出更多的努力,更積極地參與到工作中,從而在一定程度上有助于績效的提升。雖然過度的焦慮會阻礙個體的行動,但適度的焦慮能提醒人們重視眼前的問題,避免可能發生的糟糕后果。

在創業過程中,創業者面對環境中的機遇和挑戰無可避免地會產生焦慮情緒。創業焦慮反映了創業者面對創業過程中的挑戰和困難時的擔憂和不安。適當的創業焦慮可提高創業者的警覺性,使其更加積極主動地應對環境中的潛在風險,在一定程度上有助于創新績效的取得?？梢哉f,對創業者而言,創業焦慮對創新績效的影響是存在“兩面性”的。因此,文中全面分析創業焦慮對創業者的創新績效的“兩面性”影響作用,識別二者之間的曲線關系,并基于認知調節視角引入反饋尋求行為作為中介變量,把情緒智力作為調節變量,深入探究創業焦慮影響創新績效的內在機制和邊界條件,從而幫助創業者有效應對創業焦慮,做好情緒管理,實現創業事業的可持續發展。

1 研究假設

焦焦慮被視作是人們行事背后的主要驅動力之一[4],有學者指出要必要進一步在工作情境下探究焦慮的影響作用[5]。有學者研究發現員工感知到的組織政治通過工作焦慮影響離職傾向,員工的政治技能會弱化這一作用關系[6]。有人研究發現抑郁、焦慮和壓力會隨著員工的流動而在不同組織間傳播[7]。有人提出狀態焦慮使得人們更關注于自身利益,從而誘發自利的不道德行為,如欺騙[8]。新冠疫情使得員工在工作中的焦慮情緒受到更多的關注。有人關注新冠疫情背景下焦慮情緒對員工的影響,發現由新冠疫情引發的健康焦慮會導致員工壓抑情感、心理需求得不到滿足,繼而影響工作目標的實現[9]。

焦慮可以促使個體調整行為上的投入,增加控制性的努力[10],個體可以搜集信息、謹慎決策并預測行動后可能產生的結果。隨著焦慮水平的上升,個體的警覺程度也會上升,這種警覺促使個體去監控目標的進展情況。在創業情景下,創業焦慮干擾創業者對環境中的刺激的解讀,導致注意力被分散,不利于創新績效;創業焦慮促使創業者調整行為上的投入,增加監控目標進展情況的行為,例如更主動地搜集反饋信息、謹慎決策并預測行動后可能產生的結果,為特殊的行動分配資源并監控行動的結果,評估現實結果與理想目標之間的差距,留心失誤并從中學習,這些均有助于創新績效的提升?？梢哉f,創業焦慮對創新績效有“兩面性”的影響作用,二者之間呈“倒U型”的作用關系。中等程度的創業焦慮促使創業者對創業過程保持適度的警覺,調整行為上的投入從而有助于創新績效的實現;過低的焦慮不足以喚醒創業者的警惕之心,過高的焦慮干擾創業者的信息處理過程,均不利于創新績效的實現。綜合提出假設1(H1)。

H1:創業焦慮對創新績效的影響作用呈倒U型,即中等程度的創業焦慮有助于創業者取得較高水平的創新績效;過高或過低的創業焦慮均不利于創新績效的實現。

焦慮作為一種令人不愉快的感受,促使個體采取行動去減弱或消除這種感受,表現為對事件和環境施加更多的控制,有更多的自主調控行為,以確?？冃繕说膶崿F。反饋尋求行為被視為個體主動與環境進行匹配的一種策略,通過監測和觀察環境來獲取有關自身績效的線索,是個體用以主動設立自身目標并不斷進行改變和創新的手段[11]。反饋作為績效信息的交換渠道與載體,是組織成員之間以及組織成員與組織之間互動的重要方式之一,與創新績效有密切關系。組織中的個體獲得工作情況的反饋可滿足其對自身績效相關信息的需求,有助于個體提高工作有效性。個體主動尋求反饋更能幫助其更好地適應持續變化的工作目標與角色期望,增加在工作中所需信息的數量及多樣性。工作相關信息的輸入不僅是組織成員提出新方法、新點子的重要驅動之一,更影響創新想法的實用性與可行性,從而最大化創新績效。

創業者通過直接口頭詢問所得到的反饋可以使其看到自身事業的進展情況,不斷地向不同的人獲取不同視角的信息與觀點有助于創業者多樣化思考,促使其挖掘出獨特、新穎的工作方法和發展方式,進而提升其事業的創新績效。創業者亦可通過觀察周圍其他創業者的創新典范以及收集間接的環境線索來促使自身在思維與實踐上更加多元、更具創造性,從而有助其提高創新績效。創業焦慮促使創業者警覺創業過程,并主動進行反饋尋求行為以監控績效的實現情況。當焦慮程度中等時,創業者的警覺程度適中,表現出的反饋尋求行為水平最高從而能夠極大地有助于創新績效的實現。較低的焦慮感不足以喚醒創業者的警覺心去監控工作進展,而焦慮程度過高時,過度警覺會使得創業者難以有效掌控工作,無法取得創新性的結果。綜合提出假設2(H2a,H2b,H2c)。

H2a:創業者的反饋尋求行為對創新績效有正向的影響作用。

H2b:創業焦慮與反饋尋求行為之間呈倒U型的曲線關系,即,在中等程度的創業焦慮水平下,創業者會表現出較多的反饋尋求行為。

H2c:創業焦慮與創新績效之間的作用關系以創業者的反饋尋求行為為中介。

從認知的視角可知,焦慮情緒與工作結果的關系會受到個體自身特征的影響。情緒智力屬個體的認知調節資源,是用于控制和修正自身情緒、行為和精神狀態的心智能力,反映了個體準確理解情緒并運用情緒及相關知識來促進思考的能力[12]。高情緒智力的個體能夠更好地識別情緒及背后的含義,并把這些信息運用到解決問題的過程當中。他們對自身情緒狀態更敏感、判斷更準確,能夠免于陷入到對情緒不自覺地反復評估、喚起和反芻的過程中,一定程度上避免了認知資源的持續消耗。即便體會到較高水平負性情緒,高情緒智力個體也可通過多種方式和渠道來進行調節。

當焦慮個體的情緒智力較高時,他們能夠有效地調節情緒,從而更好地進行認知調節行為,比如對目標的實現進行監控。而且,高情緒智力的焦慮個體能夠更好地理解焦慮狀態下的不安和擔憂會分散他們的注意力,他們會重新進行自我調整,將精力聚焦于當下的工作。對于創業者而言,高情緒智力水平能夠幫助創業者更好地調節自身所經歷的創業焦慮情緒,認知到創業焦慮所傳遞的信息,不易被創業焦慮所伴有的緊張和擔憂而干擾,對創業焦慮的接受和容忍程度更高,并且會主動地加強對創業過程的信息監控并尋求反饋。綜合提出假設3(H3)。

H3:創業者的情緒智力調節創業焦慮與反饋尋求行為之間倒U型曲線關系。

情緒智力還會進一步影響創業焦慮通過反饋尋求行為實現創新績效的作用路徑。善于進行情緒調節的創業者,在經歷創業焦慮時會更為準確地解讀創業焦慮所傳遞的信息,警惕地意識到有必要更加全面細致地監控事業進展情況,從而更為主動地尋求反饋,掃描風險和漏洞并積極采取措施,提升了創新績效實現的可能性。與此相反,那些情緒智力水平較低的創業者往往難以恰當處理或低或高程度的創業焦慮。低程度的創業焦慮不足以喚醒對情緒信息號不敏感的創業者的警覺之心,忽略或無視可能潛在的風險導致績效不佳;過高的創業焦慮會使不善于調節情緒的創業者被緊張和不安所淹沒,無法尋求到有效的反饋,亦不利于創新績效的實現。

綜上,情緒智力對創業焦慮和反饋尋求行為與創新績效之間的關系構成有條件的中介作用,提出假設4(H4)。

H4:創業焦慮通過反饋尋求行為影響創新績效的作用關系受到創業者的情緒智力的影響。

文中的理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型

2 研究設計

文中調研對象為陜西省創業企業,涉及高新科技、電子商務、服務業等行業,企業創立年限均不超過5年,企業人員規模大多為10～50人,調研對象為企業創業團隊成員。共發放問卷300份,回收252份,有效問卷227份(回收率75.7%)。從人口統計學特征來看,有效樣本中男性與女性分別占比為55.5%與44.5%,年齡主要分布在20～29歲之間,占比54.6%,受教育程度主要集中在本科學歷,占比67.8%,在當前企業的工作年限平均為2.78年。

選取國際權威期刊公開發布并得到中國學者廣泛使用的成熟問卷進行變量測量。問卷均采用李克特7點量表進行評價(1代表“完全不符合”,2代表“不符合”,3代表“有點不符合”,4代表“不確定”,5代表“有點符合”,6代表“符合”,7代表“完全符合”)。

① 創業焦慮。借鑒職場焦慮量表測量創業焦慮[1],包括6個題項,比如“創業過程中我會覺得緊張或不安”。該量表的克朗巴哈系數(Cronbach’sα)為0.800。

② 饋尋求行為。采用量表[13],從過程和結果兩個方面反映個體的尋求反饋行為,包括5個題項,比如“我會詢問他人,我的工作方法是否有效”。該量表的Cronbach’sα系數為0.893。

③ 情緒智力?；谥袊榫诚虑榫w智力量表[14],采用其中的自我情緒評估和情緒調節兩個維度,包括8個題項,比如“我很了解自己的情緒”。該量表的Cronbach’sα系數為0.911。

④ 創新績效。借鑒創新量表[15],包括7個題項,比如“我能夠針對問題提出有創意的解決辦法”。該量表的Cronbach’sα系數為0.921。

⑤ 控制變量。結合以往關于創新績效的研究,將創業者的年齡、性別、受教育程度以及創業企業的年限作為本研究的控制變量。

文中采用SPSS22和Mplus8軟件進行統計分析。通過驗證性因子分析與計算平均方差提取值(Average Variance Extracted,AVE)進行共同方法偏差檢驗及變量的信效度檢驗,運用SPSS軟件及PROCESS插件進行描述性統計、相關分析、分層回歸分析及中介作用和有條件的中介作用的拔靴法(Bootstrap)檢驗。

3 數據分析與假設檢驗

采用Mplus8軟件進行驗證性因子分析檢驗數據與預期模型中變量個數的符合程度,結果見表1。四因子模型在卡方(χ2)、自由度(df)、卡方/自由度(χ2/df)、比較擬合指數(Comparative Fit Index,CFI)、塔克-劉易斯指數(Tucker-Lewis Index,TLI)、近似均方根誤差(Root Mean Square Error of Approximation,RMSEA)和標準化均方根殘差(Standardized Root Mean Square Residual,SRMR)等擬合指數上最優(χ2=573.88,df=289,χ2/df=1.98,CFI=0.91,TLI=0.90,RMSEA=0.071,SRMR=0.06)。此外,由于本研究四個變量均為創業者自評,可能存在共同方法偏差。在驗證性因子分析時發現單因子模型擬合不收斂,表明測量中不存在嚴重的同源誤差。

表1 驗證性因子分析結果

可靠性分析結果表明研究模型中各變量的Cronbach’α系數均大于0.7,說明量表信度良好。所有測量題項在其潛變量上的因子載荷均大于0.6,AVE的計算結果見表2,各變量的AVE值均大于0.4,表明各變量的收斂效度較好;各變量AVE值的平方根均大于該變量與其他變量間的相關系數,表明變量間具有良好的區分效度。

表2 描述性統計與相關性分析結果

文中各變量的均值、標準差和變量間相關系數見表2,其中,創業焦慮與創新績效之間的相關性不顯著(相關系數r=-0.033,顯著性p=0.622),反饋尋求行為與創新績效存在顯著正相關關系(r=0.209,p=0.002),這些結果符合模型預期,為本研究的假設提供了初步支持。然而創業焦慮與反饋尋求行為顯著正相關(r=0.344,p<0.01)不符合模型預期,有待后續進一步討論。

文中采用分層回歸分析,在控制性別、年齡、受教育程度和在當前企業的工作年限的影響之后,分別研究創業焦慮對創新績效和反饋尋求行為的影響、反饋尋求行為對創新績效的影響以及情緒智力對創業焦慮與反饋尋求行為關系的調節作用。由于假設中提出變量間存在倒U型曲線關系,在回歸模型中需引入創業焦慮的平方項及其與情緒智力的交互項,為避免共線性問題造成模型估計失真,對變量進行標準化處理;并且,對納入回歸模型的所有自變量進行方差膨脹因子(Variance Inflation Factor,VIF)診斷,結果顯示所有模型的VIF值均小于3.5,即多重共線性問題得到了有效控制。分層回歸分析結果見表3。

表3 分層回歸分析結果

模型1中包含控制變量對創新績效的影響,模型2在模型1的基礎上加入創業焦慮的一次項,創業焦慮對創新績效的影響不顯著(回歸系數β=-0.020,顯著性p>0.05),模型3在模型2的基礎上加入了創業焦慮的平方項,其系數顯著為負(β=-0.159,p<0.01)。根據學者Haans提出的倒U型曲線檢驗判斷標準[16],進一步計算解釋變量取值最大值/最小值處的曲線斜率,并計算拐點。在創業焦慮取值范圍的左端點(最小值)處曲線斜率為正值(0.632),右端點(最大值)處曲線斜率為負值(-0.888),拐點(-0.217)在創業焦慮的取值范圍內,且與模型2相比,模型3的R2顯著增加,解釋力明顯增強。由此可知,創業焦慮對創新績效存在倒U型影響,假設H1得到驗證。模型4在模型1的基礎上加入反饋尋求行為,反饋尋求行為對創新績效有顯著正向影響(β=0.261,p<0.001),表明反饋尋求行為對創新績效有正向影響作用,假設H2a得到驗證。模型5中只包含控制變量對反饋尋求行為的影響,模型6在模型5的基礎上加入創業焦慮的一次項,系數顯著為正(β=0.365,p<0.001),模型7在模型6的基礎上加入創業焦慮的平方項,創業焦慮的一次項系數顯著為正(β=0.333,p<0.001),其平方項系數顯著為負(β=-0.103,p<0.05),計算在創業焦慮取值范圍左端點(最小值)處曲線斜率為正值(0.787),右端點(最大值)處曲線斜率為負值(-0.197),拐點(1.617)在創業焦慮的取值范圍內,且與模型6相比,模型7的R2顯著增加,模型解釋力顯著增強,表明創業焦慮對反饋尋求行為有倒U型的影響作用,假設H2b得到支持。為驗證情緒智力對創業焦慮與反饋尋求行為之間曲線關系的調節作用,模型8在模型7的基礎上加入情緒智力以及情緒智力與創業焦慮和創業焦慮的平方的交互項。相比模型7,模型8的R2顯著增加,模型解釋力顯著增強。創業焦慮平方項的系數顯著為負(β=-0.068,p<0.05),且創業焦慮與情緒智力的交互項(β=-0.095,p<0.05)以及創業焦慮的平方與情緒智力的交互項(β=0.058,p<0.05)的回歸系數均顯著,表明情緒智力調節了創業焦慮與反饋尋求行為的倒U型關系。進一步根據學者Haans的檢驗標準判斷調節作用的具體情況。首先計算拐點,判斷拐點位置變化,對調節變量情緒智力分別取高值(均值+1個標準差)和低值(均值-1個標準差)兩種情況,計算得到高情緒智力水平下的拐點為(15.3)、低情緒智力水平時的拐點為(1.968),表明隨著情緒智力水平的增高,拐點向右移動,且當高情緒智力時,曲線呈單調遞增狀態。其次,創業焦慮的平方與情緒智力的交互項的系數為0.058,與創業焦慮平方項的系數方向不一致,表明當調節變量情緒智力為高水平時,創業焦慮與反饋尋求行為之間的曲線會變得平緩。綜上,情緒智力調節創業焦慮與反饋尋求行為之間倒U型曲線關系,假設H3得到驗證。

為進一步檢驗反饋尋求行為對創業焦慮與創新績效之間關系的中介作用,以及情緒智力對這一作用過程的調節效應,采用PROCESS插件進行Bootstrap分析,并設定重復抽樣次數為5 000次。反饋尋求行為對創業焦慮與創新績效之間關系的中介效應分析結果見表4,模型擬合指標良好,間接效應值為0.112 7,置信區間為(0.058 9,0.186 4),不包含0,表明反饋尋求行為中介了創業焦慮與創新績效之間的關系,假設H2c得到驗證。

表4 中介效應分析結果

情緒智力對創業焦慮通過反饋尋求行為影響創新績效的有條件的中介效應分析結果見表5。高情緒智力情況下創業焦慮通過反饋尋求行為對創新績效的間接效應顯著,置信區間(0.036 6,0.188 0)不包含0,但是與低情緒智力情況下的差異不顯著,置信區間(-0.070 9,0.008 6)包含0,表明情緒智力水平的高低未能對創業焦慮通過反饋尋求行為與創新績效之間的關系產生顯著的影響作用,假設H4未得到驗證。

表5 有條件的中介效應分析結果Tab.5 Results of conditional mediation

4 結 語

文中探討了創業者的創業焦慮對創新績效的“兩面性”影響作用,揭示出二者之間存在倒U型曲線關系,驗證了反饋尋求行為中介創業焦慮和創新績效之間的關系,以及情緒智力對創業焦慮與反饋尋求行為之間關系的調節作用。研究結果表明,在中等程度的創業焦慮下創業者會表現出較多的反饋尋求行為,有助于較高水平創新績效的取得,高情緒智力的創業者對創業焦慮的接受和容忍度更高,可以將焦慮情緒作為一種警醒信號去充分解讀焦慮背后所隱含的暗示和價值,采取措施應對創業焦慮所帶來的緊張和擔憂。分析了創業焦慮影響創新績效的作用機制和邊界條件,打開二者之間關系的“黑箱”。在管理實踐中,創業者應當正確解讀創業過程中所感受到的焦慮情緒,避免注意力被緊張和不安的感受過度分散。當焦慮情緒出現時創業者應主動搜集信息增加反饋,為異常情況調配資源并監控進展,有意識地提升自身準確理解情緒并利用情緒促進思考和行動的能力,將有限的精力聚焦于創業事業本身,最大化地促進創新績效的取得,最終實現創業的成功。