眾創空間賦能、創業導向與新創企業績效

劉曉莉，項國鵬，鈄帥令

（浙江工商大學a.工商管理學院；b.旅游與城鄉規劃學院，浙江 杭州310018）

一、引言

2015年3月，國務院辦公廳印發《關于發展眾創空間推進大眾創新創業的指導意見》，大眾創業熱潮席卷全國，創業成為拉動經濟增長、增加就業的重要引擎。作為新型創業孵化平臺，眾創空間通過整合創新資源，提供便利化、專業化、個性化服務，顯著提升了創新活躍度和創業成功率。《中國創業孵化發展報告2020》顯示，截至2019年底，全國共有眾創空間8 000家，2019年，眾創空間孵化的創業團隊和初創企業數量為44.1萬個，同比增長7.9%，在孵企業和團隊吸納就業155萬人。由此可見，眾創空間賦能對新創企業具有重要影響，但眾創空間賦能對新創企業績效的影響機制和效果，尚缺乏實證研究。

創業機會對于創業活動而言至關重要，斯曉夫等［1］認為，建立在創業機會基礎上的中國大眾創業，有利于創業成功。創業理論認為，在識別了創業機會以后，創業機會開發對于創業活動實施與否至關重要，而創業機會開發的一個重要影響因素就是創業導向［2-4］，擁有強創業導向的創業者或組織重視長遠目標、追求創新、愿意冒險，有利于快速構建競爭優勢進而實現創業成功［5-6］?？梢姡瑒摌I導向和創業機會開發對于創業績效具有重要影響。因此，本文基于眾創空間賦能視角，以浙江省157家新創企業為樣本，探究創業導向和創業機會開發對新創企業績效的影響，以期促進眾創空間和新創企業的發展。

二、文獻回顧與研究假設

（一）文獻回顧

眾創空間是順應網絡時代下創新創業的特點和需求，以專業化服務、市場化機制和資本化途徑構建的新型創業孵化平臺。“眾”是主體，“創”是內容，“空間”是載體［7］，眾創空間是一個包含新創企業、創業資源、基礎平臺與創業政策的復雜創業生態系統［8］。眾創空間賦能是指眾創空間幫助新創企業獲取資源、指導和機會［9］。

然而，為何處于同一眾創空間內的新創企業在績效表現上呈現較大差異？創業導向是企業識別和從事創業活動戰略決策的依據［5］，創新性、風險承擔性和先動性這三個創業導向因子得到了多數學者的認同［10-12］，本文也將創業導向劃分為這三個維度。創業導向會影響創業績效，但關于影響效果的結論并不一致［13-15］。創業導向影響創業機會開發［4］，可現有文獻對這一關系尚缺乏深入探究。

創業機會是指有利于創業的商業機會［16］，創業機會開發是整合全部資源進行生產和運營，以進入或創造新市場的過程［17］。創新程度高低是現有定量研究對于創業機會開發維度的劃分標準，創業機會開發可解構為創新型機會開發和模仿型機會開發兩個構面［18-20］。由于新創企業做出機會開發決策后，就會投入全部資源，這對創業結果具有關鍵作用，因此創業機會開發會影響創業績效。

（二）研究假設

1.創業導向與新創企業績效

諸多學者基于創業導向探究創業績效的影響因素，且多數研究結果表明創業導向能夠提升創業績效［6，13，20-21］。創新性是指創業企業對于創新性想法和實踐的傾向性和支持力度，是創業導向中最核心的維度，具有創新性的新創企業很可能取得成功。風險承擔性是指新創企業愿意承受風險的程度，是創業導向中的一個重要維度。風險承擔性越強的新創企業，能夠直面風險，抓住寶貴的資源和機會［22］。先動性是指新創企業愿意率先將其產品和服務投入市場的程度，較強的先動性能夠幫助新創企業適應市場環境的變化，挖掘資源和機會，進而創造良好的創業績效［23］。因此，本文提出假設1。

H1：創業導向正向影響新創企業績效。

2.創業導向與創業機會開發

創新性要求新創企業能夠主動開展機會開發行為，創業機會開發包括創新型機會開發與模仿型機會開發這兩種模式，兩者的區別在于創新程度不同，但這兩種開發模式都離不開新創企業創新性的驅動作用。機會往往伴隨著風險，但開發不確定的機會可能創造出巨大的利潤，這就需要新創企業具備承擔風險的特質。在進行創業機會開發時，風險承擔能力對新創企業來說尤為重要。先動性反映了新創企業率先開發新產品或新服務的特性，體現了新創企業關注未來的理念［5］。先動性會促使新創企業不斷關注市場需求的變化，及時識別并抓住創業機會。因此，本文提出假設2。

H2a：創業導向正向影響創新型機會開發；

H2b：創業導向正向影響模仿型機會開發。

3.創業機會開發與新創企業績效

新創企業通過開發創新型機會和模仿型機會以實現價值創造［18］，創新型機會開發側重于打破現有平衡以創造新市場，而模仿型機會開發是對現有市場和資源的進一步挖掘［24］，兩種創業機會開發模式都是為了能夠連續獲得創業租金［19］。創新型機會開發主要通過產生差異化優勢、樹立勇于變革和創新的形象來吸引投資者和消費者等的注意力，整合新知識與現有知識來提升創業績效；模仿型機會開發則主要基于現有技術和市場，以對潛在商機進行開發、優化產品質量、壓縮成本、新營銷手段等方式來實現創業績效提升［25］。因此，本文提出假設3。

H3a：創新型機會開發正向影響新創企業績效；

H3b：模仿型機會開發正向影響新創企業績效。

4.創業機會開發的中介作用

新創企業的創業導向越強，意味著其創新性、風險承擔性和先動性越強，有利于新創企業及時識別創業機會，進而開展創業機會開發。無論是通過創新型機會開發為市場提供全新的產品和服務，還是通過模仿型機會開發改進已有的產品和服務，都能夠促進新創企業提升競爭能力，最終實現生存和發展。因此，本文提出假設4。

H4a：創新型機會開發在創業導向與新創企業績效之間具有中介作用；

H4b：模仿型機會開發在創業導向與新創企業績效之間具有中介作用。

5.眾創空間賦能的調節作用

眾創空間賦能作用于創業導向轉化為創業機會開發行為的過程。當具有強創業導向的新創企業入駐眾創空間，受眾創空間賦能的影響，這些新創企業更愿意并且敢于去實施機會開發行為。無論是創新型機會開發，還是模仿型機會開發，都受到外界環境因素的影響。作為一個包含創業企業、政府機構、投資機構、科研機構、咨詢機構等多種主體的創業生態系統，眾創空間能夠滿足新創企業的多種創業服務需求，眾創空間開放、共享、包容的創新創業氛圍能夠減輕新創企業的創業壓力，這些都有利于促進新創企業進行創業機會開發行為［26］。因此，本文提出假設5。

H5a：眾創空間賦能在創業導向與創新型機會開發之間具有正向調節作用；

H5b：眾創空間賦能在創業導向與模仿型機會開發之間具有正向調節作用。

眾創空間賦能也同樣作用于創業機會開發轉化為創業績效的過程。創業機會開發行為受外部環境的影響［19］，創新型機會開發和模仿型機會開發模式都需要投入大量資源，而新創企業通常面臨著資源缺乏的困境，此時眾創空間賦能就能夠發揮重要作用。一方面，眾創空間可以提供創業指導、技術研發服務、政府創新政策落地、投融資渠道等有利于機會開發的資源和服務［9］；另一方面，眾創空間內開放、共享、包容的創新創業氛圍，有利于促進新創企業與眾創空間內其他利益相關者之間的共享共贏行為，這些都有利于創業機會開發行為順利地轉化為創業績效。因此，本文提出假設6。

H6a：眾創空間賦能在創新型機會開發與新創企業績效之間具有正向調節作用；

H6b：眾創空間賦能在模仿型機會開發與新創企業績效之間具有正向調節作用。

綜上分析，本研究的理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型

三、實證研究設計

本研究使用調研問卷來測量各個變量，題項打分使用李克特5級量表。初始問卷在經過小樣本測試和完善后，制定最終的調研問卷。創業導向主要參考Covin和Slevin［27］的量表，包括9個題項；創業機會開發主要參考McGrath［28］、陳海濤和于曉宇［4］的量表，共6個題項；眾創空間賦能主要借鑒劉志迎等［26］、胡海波等［29］的研究，設計了7個題項；新創企業績效主要參考梁巧轉等［30］的量表，共9個題項。將眾創空間規模、眾創空間運行時間、新創企業入駐時長、新創企業員工數量作為控制變量。為提高樣本的代表性，根據浙江省孵化器協會提供的浙江省眾創空間名錄，從11個地級市中都隨機選擇一家眾創空間進行聯系，如果不愿意配合數據收集工作，則再隨機選擇一家眾創空間，直到在每個地級市中得到至少一家眾創空間的肯定答復。然后在每個眾創空間的新創企業（成立5年內）名錄中隨機選取企業開展問卷調研，共計176家新創企業。共發放問卷176份，回收162份，其中有效問卷157份。

四、實證研究結果

（一）描述性分析

受訪創業者男性110人，占比70.1%，女性47人，占比29.9%；創業者本科及以下學歷123人，占比78.3%，研究生學歷34人，占比21.7%。新創企業所在的眾創空間中，入駐企業數量20家以下的有36個，20～29家的有50個，30～49家的有20個，50家及以上的有51個；眾創空間運行時間在1年以內的0個，1～3年的有29個，3～5年的有67個，5年以上的有61個。新創企業入駐時長6個月以內的有29家，6個月～1年的有34家，1～2年的有65家，2～3年的有14家，3～5年的有15家；新創企業員工數量10人以下的有76家，10～49人的有74家，50～99人的有7家，100人及以上0家。

（二）共同方法偏差檢驗

共同方法偏差指的是因為同樣的數據來源或評分者、同樣的測量環境、項目語境以及項目本身特征所造成的預測變量與效標變量之間人為的共變，是一種系統誤差。本研究采用問卷調查法對同一對象進行數據收集，所以存在產生共同方法偏差問題的可能，利用Harman單因素法對共同方法偏差進行檢驗。通過主成分分析法，將創業導向、創新型創業機會開發、模仿型創業機會開發、眾創空間賦能、新創企業績效這5個潛變量的所有測量題項在未旋轉的情況下進行探索性因子分析，結果顯示第一主成分解釋總方差為38.064%，未占到總變異的40%，說明本研究的共同方法偏差問題不嚴重。

（三）信度與效度分析

信度是指量表的可靠性，本文使用SPSS 22.0對量表的信度進行檢驗，結果顯示各變量的Cron?bach'sα值均大于0.7，說明本研究的信度符合要求。效度即有效性，反映了測量工具或手段能夠準確測出所需測量事物的程度。本文量表的KMO值均大于0.7，Bartlett球體檢驗顯著性概率為0.000，通過因子分析，各題項的因子載荷均大于0.6，說明本文結構效度符合要求。

為檢驗量表的區分效度，使用AMOS 21.0開展驗證性因子分析。根據表1，可見五因子模型與數據的擬合度最好，說明各個變量之間具有較好的區分效度。

表1 問卷區分效度分析

（四）相關性分析

本研究使用Pearson相關分析來檢驗變量間的相關關系，相關系數為正代表正相關，為負代表負相關。相關系數絕對值越接近1，變量間相關性越強；越接近0，相關度則越低。借助SPSS軟件對變量作相關分析，根據表2所列，在0.01水平上，創業導向與創新型機會開發、模仿型機會開發和新創企業績效都有顯著的正相關關系，創新型機會開發和模仿型機會開發分別與新創企業績效呈顯著正相關，各變量的相關系數在0.271～0.658之間，呈中低度相關，表明變量之間的相關性符合進一步數據分析的要求。

表2 相關分析

（五）假設檢驗

1.創業導向影響新創企業績效、創業機會開發分析

據表3所列，在加入創業導向后，創業導向與新創企業績效之間的回歸系數值為0.808，在0.001水平上正向顯著，與模型1相比，模型2的R2提高了40.6%，F值為27.672（p<0.001）。由此，H1得到支持。據表3所列，在加入創業導向后，創業導向與創新型機會開發之間的回歸系數值為0.717，在0.001水平上正向顯著，與模型3相比，模型4的R2提高了20.4%，F值為13.033（p<0.001）。由此，H2a得到支持。與模型5相比，模型6的R2提高了9%，F值為3.463（p<0.01），創業導向與模仿型機會開發之間的回歸系數值為0.416，在0.001水平上正向顯著。由此，H2b得到支持。

表3 創業導向影響新創企業績效、創業機會開發回歸分析

續表3

2.創業機會開發影響新創企業績效分析

據表4所列，在加入創新型機會開發后，創新型機會開發與新創企業績效之間的回歸系數值為0.505，在0.001水平上正向顯著，與模型1相比，模型7的R2提高了36.2%，F值為21.103（p<0.001）。由此，H3a得到支持。在加入模仿型機會開發后，模仿型機會開發與新創企業績效之間的回歸系數值為0.438，在0.001水平上正向顯著，與模型1相比，模型8的R2提高了22.7%，F值為12.870（p<0.001）。由此，H3b得到支持。

表4 創業機會開發影響創業績效回歸分析

3.創業機會開發的中介效應分析

據表5所列，在加入創新型機會開發后，創業導向與新創企業績效之間的回歸系數值為0.576，在0.001水平上正向顯著，與模型2相比，模型9的R2提高了11.5%，F值為36.455（p<0.001），創新型機會開發與新創企業績效之間的回歸系數值為0.324，在0.001水平上正向顯著，創新型機會開發具有部分中介效應。由此，H4a得到驗證。在加入模仿型機會開發后，創業導向與新創企業績效之間的回歸系數值為0.689，在0.001水平上正向顯著，模仿型機會開發與新創企業績效之間的回歸系數值為0.287，在0.001水平上正向顯著，與模型2相比，模型10的R2提高了8.9%，F值為32.723（p<0.001），模仿型機會開發具有部分中介效應。由此，H4b得到驗證。

表5 創業機會開發中介效應分析

4.眾創空間賦能的調節效應分析

（1）眾創空間賦能在創業導向與創業機會開發間的調節效應分析。據表6所列，與前一個模型相比，模型4、11和13的R2分別提高了20.3%、2%、0.2%，F值 分 別 為13.033（p<0.001）、11.824（p<0.001）、10.163（p<0.001）。模型11中，創業導向與創新型機會開發之間的回歸系數值為0.605，在0.001水平上正向顯著，眾創空間賦能與創新型機會開發之間的回歸系數值為0.171，在0.05水平上正向顯著；模型13中，創業導向與眾創空間賦能乘積項與創新型機會開發的回歸系數值為0.116，但是并不顯著。由此，眾創空間賦能在創業導向與創新型機會開發之間不存在調節效應，H5a不成立。與前一個模型相比，模型6、12和14的R2分別提高了9%、11.2%、76.2%，F值分別為0.463（p<0.001）、6.853（p<0.001）、930.227（p<0.001）。模型12中，眾創空間賦能與模仿型機會開發之間的回歸系數值為0.356，在0.001水平上正向顯著；模型14中，EO×Em與模仿型機會開發的回歸系數值為0.266，在0.001水平上正向顯著。由此，調節效應顯著，H5b通過驗證。

表6 眾創空間賦能在創業導向與創業機會開發間的調節效應分析

（2）眾創空間賦能在創業機會開發與新創企業績效間的調節效應分析。據表7所列，與前一個模型相比，模型7、15和17的R2分別提高了36.2%、13.7%、0.5%，F值分別為21.103（p<0.001）、33.224（p<0.001）、28.890（p<0.001）。模型15中，創新型機會開發與新創企業績效之間的回歸系數值為0.390，在0.001水平上正向顯著，眾創空間賦能與新創企業績效之間的回歸系數值為0.342，在0.001水平上正向顯著；模型17中，創新型機會開發與眾創空間賦能乘積項與新創企業績效的回歸系數值為0.087，但是并不顯著。由此，眾創空間賦能在創新型機會開發與新創企業績效之間不存在調節效應，H6a不成立。與前一個模型相比，模型8、16和18的R2分別提高了22.7%、14.9%、1.9%，F值分別為12.870（p<0.001）、20.288（p<0.001）、18.663（p<0.001）。模型16中，模仿型機會開發與新創企業績效之間的回歸系數值為0.266，在0.001水平上正向顯著，眾創空間賦能與新創企業績效之間的回歸系數值為0.372，在0.001水平上正向顯著；模型18中，模仿型機會開發與眾創空間賦能乘積項與新創企業績效的回歸系數值為0.165，在0.05水平上正向顯著。由此，眾創空間賦能在模仿型機會開發與新創企業績效之間的調節效應顯著，H6b通過驗證。

表7 眾創空間賦能在創業機會開發與新創企業績效間的調節效應分析

五、研究結論與實踐啟示

（一）研究結論

本研究基于眾創空間賦能視角，探究創業導向、創業機會開發與新創企業績效之間的關系，得出以下主要結論：

創業導向能夠顯著正向影響新創企業績效［31-34］。創新性、風險承擔性和先動性越強的新創企業，其抗壓性、方案執行能力和市場敏銳度通常也越好，競爭優勢也越明顯，創業績效也越好。

創業機會開發具有中介效應。在創業導向與新創企業績效的影響關系中，創新型機會開發和模仿型機會開發均具有中介效應。創新型機會開發有利于促進企業的新產品開發和競爭能力提升，進而提升創業績效［35，36］；模仿型創業機會開發由于降低了創業失誤出現的可能和避免了不必要的投入，從而提升創業績效［37］。

眾創空間賦能具有部分調節作用。一方面，在創業導向與創新型機會開發的關系中，眾創空間賦能的調節效應不顯著，眾創空間賦能在創業導向與模仿型機會開發間的正向調節效應顯著。另一方面，在創新型機會開發與新創企業績效間的關系中，眾創空間賦能的調節效應不顯著，眾創空間賦能在模仿型機會開發與新創企業績效間的正向調節效應顯著。說明目前眾創空間所擁有的賦能要素不能很好地激勵新創企業進行創新型機會開發，只能夠滿足新創企業模仿型機會開發的需求。這凸顯了我國眾創空間對于創新型機會開發企業賦能不足的弱勢，眾創空間應提升賦能能力的投入比例，健全資源供給和服務功能，提高服務層次［9］。

（二）實踐啟示

基于研究結論，對相關主體提出如下建議：

（1）新創企業應保持較高的創業導向，不斷提升創新意識，提高風險承擔能力，率先開發新產品或新服務，以增強競爭優勢。在識別到創業機會后，應整合資源進行機會開發，以提升企業績效。要根據自身所缺資源，來選擇匹配的眾創空間，充分利用眾創空間的賦能作用，以更快地克服資源匱乏和合法性缺失的問題。

（2）眾創空間應不斷完善服務，以滿足新創企業的需求。一方面，眾創空間要努力構建資源共享平臺，集聚更多有用資源到平臺上來，營造良好的創新創業氛圍，以更好地賦能新創企業進行創業機會開發；另一方面，在新創企業入駐前，應做好篩選工作，重點關注資源的匹配程度，以確保眾創空間能夠滿足新創企業的實際需求，從而更好地為新創企業服務。

（3）政府應為新創企業和眾創空間提供更好的制度保障?，F實環境中眾創空間還存在紅利政策落地難等問題，新創企業并未真正享受到創業政策的優惠。政府有關部門可嘗試將部分創業政策的執行權下放到眾創空間，這樣更有利于優惠政策精準地落實到新創企業。政府還應充分發揮優勝劣汰機制的作用，引導眾創空間向專業化、精細化方向發展，以促進創新創業平臺服務迭代升級，以更好地發揮眾創空間的賦能效應。

（三）研究局限及展望

本研究數據樣本量有限，且均來自浙江省，未來可進一步擴大調研范圍，以拓寬研究理論的適用空間。此外，創業活動是一個動態過程，未來可通過縱向案例研究等方法，對眾創空間賦能視角下創業導向、創業機會開發與新創企業績效之間的關系展開動態演化分析。