众创空间赋能、创业导向与新创企业绩效

2021-07-28刘晓莉项国鹏钭帅令

华东经济管理 2021年8期

刘晓莉，项国鹏，钭帅令

（浙江工商大学a.工商管理学院；b.旅游与城乡规划学院，浙江杭州310018）

一、引言

2015年3月，国务院办公厅印发《关于发展众创空间推进大众创新创业的指导意见》，大众创业热潮席卷全国，创业成为拉动经济增长、增加就业的重要引擎。作为新型创业孵化平台，众创空间通过整合创新资源，提供便利化、专业化、个性化服务，显著提升了创新活跃度和创业成功率。《中国创业孵化发展报告2020》显示，截至2019年底，全国共有众创空间8 000家，2019年，众创空间孵化的创业团队和初创企业数量为44.1万个，同比增长7.9%，在孵企业和团队吸纳就业155万人。由此可见，众创空间赋能对新创企业具有重要影响，但众创空间赋能对新创企业绩效的影响机制和效果，尚缺乏实证研究。

创业机会对于创业活动而言至关重要，斯晓夫等［1］认为，建立在创业机会基础上的中国大众创业，有利于创业成功。创业理论认为，在识别了创业机会以后，创业机会开发对于创业活动实施与否至关重要，而创业机会开发的一个重要影响因素就是创业导向［2-4］，拥有强创业导向的创业者或组织重视长远目标、追求创新、愿意冒险，有利于快速构建竞争优势进而实现创业成功［5-6］。可见，创业导向和创业机会开发对于创业绩效具有重要影响。因此，本文基于众创空间赋能视角，以浙江省157家新创企业为样本，探究创业导向和创业机会开发对新创企业绩效的影响，以期促进众创空间和新创企业的发展。

二、文献回顾与研究假设

（一）文献回顾

众创空间是顺应网络时代下创新创业的特点和需求，以专业化服务、市场化机制和资本化途径构建的新型创业孵化平台。“众”是主体，“创”是内容，“空间”是载体［7］，众创空间是一个包含新创企业、创业资源、基础平台与创业政策的复杂创业生态系统［8］。众创空间赋能是指众创空间帮助新创企业获取资源、指导和机会［9］。

然而，为何处于同一众创空间内的新创企业在绩效表现上呈现较大差异？创业导向是企业识别和从事创业活动战略决策的依据［5］，创新性、风险承担性和先动性这三个创业导向因子得到了多数学者的认同［10-12］，本文也将创业导向划分为这三个维度。创业导向会影响创业绩效，但关于影响效果的结论并不一致［13-15］。创业导向影响创业机会开发［4］，可现有文献对这一关系尚缺乏深入探究。

创业机会是指有利于创业的商业机会［16］，创业机会开发是整合全部资源进行生产和运营，以进入或创造新市场的过程［17］。创新程度高低是现有定量研究对于创业机会开发维度的划分标准，创业机会开发可解构为创新型机会开发和模仿型机会开发两个构面［18-20］。由于新创企业做出机会开发决策后，就会投入全部资源，这对创业结果具有关键作用，因此创业机会开发会影响创业绩效。

（二）研究假设

1.创业导向与新创企业绩效

诸多学者基于创业导向探究创业绩效的影响因素，且多数研究结果表明创业导向能够提升创业绩效［6，13，20-21］。创新性是指创业企业对于创新性想法和实践的倾向性和支持力度，是创业导向中最核心的维度，具有创新性的新创企业很可能取得成功。风险承担性是指新创企业愿意承受风险的程度，是创业导向中的一个重要维度。风险承担性越强的新创企业，能够直面风险，抓住宝贵的资源和机会［22］。先动性是指新创企业愿意率先将其产品和服务投入市场的程度，较强的先动性能够帮助新创企业适应市场环境的变化，挖掘资源和机会，进而创造良好的创业绩效［23］。因此，本文提出假设1。

H1：创业导向正向影响新创企业绩效。

2.创业导向与创业机会开发

创新性要求新创企业能够主动开展机会开发行为，创业机会开发包括创新型机会开发与模仿型机会开发这两种模式，两者的区别在于创新程度不同，但这两种开发模式都离不开新创企业创新性的驱动作用。机会往往伴随着风险，但开发不确定的机会可能创造出巨大的利润，这就需要新创企业具备承担风险的特质。在进行创业机会开发时，风险承担能力对新创企业来说尤为重要。先动性反映了新创企业率先开发新产品或新服务的特性，体现了新创企业关注未来的理念［5］。先动性会促使新创企业不断关注市场需求的变化，及时识别并抓住创业机会。因此，本文提出假设2。

H2a：创业导向正向影响创新型机会开发；

H2b：创业导向正向影响模仿型机会开发。

3.创业机会开发与新创企业绩效

新创企业通过开发创新型机会和模仿型机会以实现价值创造［18］，创新型机会开发侧重于打破现有平衡以创造新市场，而模仿型机会开发是对现有市场和资源的进一步挖掘［24］，两种创业机会开发模式都是为了能够连续获得创业租金［19］。创新型机会开发主要通过产生差异化优势、树立勇于变革和创新的形象来吸引投资者和消费者等的注意力，整合新知识与现有知识来提升创业绩效；模仿型机会开发则主要基于现有技术和市场，以对潜在商机进行开发、优化产品质量、压缩成本、新营销手段等方式来实现创业绩效提升［25］。因此，本文提出假设3。

H3a：创新型机会开发正向影响新创企业绩效；

H3b：模仿型机会开发正向影响新创企业绩效。

4.创业机会开发的中介作用

新创企业的创业导向越强，意味着其创新性、风险承担性和先动性越强，有利于新创企业及时识别创业机会，进而开展创业机会开发。无论是通过创新型机会开发为市场提供全新的产品和服务，还是通过模仿型机会开发改进已有的产品和服务，都能够促进新创企业提升竞争能力，最终实现生存和发展。因此，本文提出假设4。

H4a：创新型机会开发在创业导向与新创企业绩效之间具有中介作用；

H4b：模仿型机会开发在创业导向与新创企业绩效之间具有中介作用。

5.众创空间赋能的调节作用

众创空间赋能作用于创业导向转化为创业机会开发行为的过程。当具有强创业导向的新创企业入驻众创空间，受众创空间赋能的影响，这些新创企业更愿意并且敢于去实施机会开发行为。无论是创新型机会开发，还是模仿型机会开发，都受到外界环境因素的影响。作为一个包含创业企业、政府机构、投资机构、科研机构、咨询机构等多种主体的创业生态系统，众创空间能够满足新创企业的多种创业服务需求，众创空间开放、共享、包容的创新创业氛围能够减轻新创企业的创业压力，这些都有利于促进新创企业进行创业机会开发行为［26］。因此，本文提出假设5。

H5a：众创空间赋能在创业导向与创新型机会开发之间具有正向调节作用；

H5b：众创空间赋能在创业导向与模仿型机会开发之间具有正向调节作用。

众创空间赋能也同样作用于创业机会开发转化为创业绩效的过程。创业机会开发行为受外部环境的影响［19］，创新型机会开发和模仿型机会开发模式都需要投入大量资源，而新创企业通常面临着资源缺乏的困境，此时众创空间赋能就能够发挥重要作用。一方面，众创空间可以提供创业指导、技术研发服务、政府创新政策落地、投融资渠道等有利于机会开发的资源和服务［9］；另一方面，众创空间内开放、共享、包容的创新创业氛围，有利于促进新创企业与众创空间内其他利益相关者之间的共享共赢行为，这些都有利于创业机会开发行为顺利地转化为创业绩效。因此，本文提出假设6。

H6a：众创空间赋能在创新型机会开发与新创企业绩效之间具有正向调节作用；

H6b：众创空间赋能在模仿型机会开发与新创企业绩效之间具有正向调节作用。

综上分析，本研究的理论模型如图1所示。

图1 理论模型

三、实证研究设计

本研究使用调研问卷来测量各个变量，题项打分使用李克特5级量表。初始问卷在经过小样本测试和完善后，制定最终的调研问卷。创业导向主要参考Covin和Slevin［27］的量表，包括9个题项；创业机会开发主要参考McGrath［28］、陈海涛和于晓宇［4］的量表，共6个题项；众创空间赋能主要借鉴刘志迎等［26］、胡海波等［29］的研究，设计了7个题项；新创企业绩效主要参考梁巧转等［30］的量表，共9个题项。将众创空间规模、众创空间运行时间、新创企业入驻时长、新创企业员工数量作为控制变量。为提高样本的代表性，根据浙江省孵化器协会提供的浙江省众创空间名录，从11个地级市中都随机选择一家众创空间进行联系，如果不愿意配合数据收集工作，则再随机选择一家众创空间，直到在每个地级市中得到至少一家众创空间的肯定答复。然后在每个众创空间的新创企业（成立5年内）名录中随机选取企业开展问卷调研，共计176家新创企业。共发放问卷176份，回收162份，其中有效问卷157份。

四、实证研究结果

（一）描述性分析

受访创业者男性110人，占比70.1%，女性47人，占比29.9%；创业者本科及以下学历123人，占比78.3%，研究生学历34人，占比21.7%。新创企业所在的众创空间中，入驻企业数量20家以下的有36个，20～29家的有50个，30～49家的有20个，50家及以上的有51个；众创空间运行时间在1年以内的0个，1～3年的有29个，3～5年的有67个，5年以上的有61个。新创企业入驻时长6个月以内的有29家，6个月～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；新创企业员工数量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）共同方法偏差检验

共同方法偏差指的是因为同样的数据来源或评分者、同样的测量环境、项目语境以及项目本身特征所造成的预测变量与效标变量之间人为的共变，是一种系统误差。本研究采用问卷调查法对同一对象进行数据收集，所以存在产生共同方法偏差问题的可能，利用Harman单因素法对共同方法偏差进行检验。通过主成分分析法，将创业导向、创新型创业机会开发、模仿型创业机会开发、众创空间赋能、新创企业绩效这5个潜变量的所有测量题项在未旋转的情况下进行探索性因子分析，结果显示第一主成分解释总方差为38.064%，未占到总变异的40%，说明本研究的共同方法偏差问题不严重。

（三）信度与效度分析

信度是指量表的可靠性，本文使用SPSS 22.0对量表的信度进行检验，结果显示各变量的Cron⁃bach'sα值均大于0.7，说明本研究的信度符合要求。效度即有效性，反映了测量工具或手段能够准确测出所需测量事物的程度。本文量表的KMO值均大于0.7，Bartlett球体检验显著性概率为0.000，通过因子分析，各题项的因子载荷均大于0.6，说明本文结构效度符合要求。

为检验量表的区分效度，使用AMOS 21.0开展验证性因子分析。根据表1，可见五因子模型与数据的拟合度最好，说明各个变量之间具有较好的区分效度。

表1 问卷区分效度分析

（四）相关性分析

本研究使用Pearson相关分析来检验变量间的相关关系，相关系数为正代表正相关，为负代表负相关。相关系数绝对值越接近1，变量间相关性越强；越接近0，相关度则越低。借助SPSS软件对变量作相关分析，根据表2所列，在0.01水平上，创业导向与创新型机会开发、模仿型机会开发和新创企业绩效都有显著的正相关关系，创新型机会开发和模仿型机会开发分别与新创企业绩效呈显著正相关，各变量的相关系数在0.271～0.658之间，呈中低度相关，表明变量之间的相关性符合进一步数据分析的要求。

表2 相关分析

（五）假设检验

1.创业导向影响新创企业绩效、创业机会开发分析

据表3所列，在加入创业导向后，创业导向与新创企业绩效之间的回归系数值为0.808，在0.001水平上正向显著，与模型1相比，模型2的R2提高了40.6%，F值为27.672（p<0.001）。由此，H1得到支持。据表3所列，在加入创业导向后，创业导向与创新型机会开发之间的回归系数值为0.717，在0.001水平上正向显著，与模型3相比，模型4的R2提高了20.4%，F值为13.033（p<0.001）。由此，H2a得到支持。与模型5相比，模型6的R2提高了9%，F值为3.463（p<0.01），创业导向与模仿型机会开发之间的回归系数值为0.416，在0.001水平上正向显著。由此，H2b得到支持。

表3 创业导向影响新创企业绩效、创业机会开发回归分析

续表3

2.创业机会开发影响新创企业绩效分析

据表4所列，在加入创新型机会开发后，创新型机会开发与新创企业绩效之间的回归系数值为0.505，在0.001水平上正向显著，与模型1相比，模型7的R2提高了36.2%，F值为21.103（p<0.001）。由此，H3a得到支持。在加入模仿型机会开发后，模仿型机会开发与新创企业绩效之间的回归系数值为0.438，在0.001水平上正向显著，与模型1相比，模型8的R2提高了22.7%，F值为12.870（p<0.001）。由此，H3b得到支持。

表4 创业机会开发影响创业绩效回归分析

3.创业机会开发的中介效应分析

据表5所列，在加入创新型机会开发后，创业导向与新创企业绩效之间的回归系数值为0.576，在0.001水平上正向显著，与模型2相比，模型9的R2提高了11.5%，F值为36.455（p<0.001），创新型机会开发与新创企业绩效之间的回归系数值为0.324，在0.001水平上正向显著，创新型机会开发具有部分中介效应。由此，H4a得到验证。在加入模仿型机会开发后，创业导向与新创企业绩效之间的回归系数值为0.689，在0.001水平上正向显著，模仿型机会开发与新创企业绩效之间的回归系数值为0.287，在0.001水平上正向显著，与模型2相比，模型10的R2提高了8.9%，F值为32.723（p<0.001），模仿型机会开发具有部分中介效应。由此，H4b得到验证。

表5 创业机会开发中介效应分析

4.众创空间赋能的调节效应分析

（1）众创空间赋能在创业导向与创业机会开发间的调节效应分析。据表6所列，与前一个模型相比，模型4、11和13的R2分别提高了20.3%、2%、0.2%，F值分别为13.033（p<0.001）、11.824（p<0.001）、10.163（p<0.001）。模型11中，创业导向与创新型机会开发之间的回归系数值为0.605，在0.001水平上正向显著，众创空间赋能与创新型机会开发之间的回归系数值为0.171，在0.05水平上正向显著；模型13中，创业导向与众创空间赋能乘积项与创新型机会开发的回归系数值为0.116，但是并不显著。由此，众创空间赋能在创业导向与创新型机会开发之间不存在调节效应，H5a不成立。与前一个模型相比，模型6、12和14的R2分别提高了9%、11.2%、76.2%，F值分别为0.463（p<0.001）、6.853（p<0.001）、930.227（p<0.001）。模型12中，众创空间赋能与模仿型机会开发之间的回归系数值为0.356，在0.001水平上正向显著；模型14中，EO×Em与模仿型机会开发的回归系数值为0.266，在0.001水平上正向显著。由此，调节效应显著，H5b通过验证。

表6 众创空间赋能在创业导向与创业机会开发间的调节效应分析

（2）众创空间赋能在创业机会开发与新创企业绩效间的调节效应分析。据表7所列，与前一个模型相比，模型7、15和17的R2分别提高了36.2%、13.7%、0.5%，F值分别为21.103（p<0.001）、33.224（p<0.001）、28.890（p<0.001）。模型15中，创新型机会开发与新创企业绩效之间的回归系数值为0.390，在0.001水平上正向显著，众创空间赋能与新创企业绩效之间的回归系数值为0.342，在0.001水平上正向显著；模型17中，创新型机会开发与众创空间赋能乘积项与新创企业绩效的回归系数值为0.087，但是并不显著。由此，众创空间赋能在创新型机会开发与新创企业绩效之间不存在调节效应，H6a不成立。与前一个模型相比，模型8、16和18的R2分别提高了22.7%、14.9%、1.9%，F值分别为12.870（p<0.001）、20.288（p<0.001）、18.663（p<0.001）。模型16中，模仿型机会开发与新创企业绩效之间的回归系数值为0.266，在0.001水平上正向显著，众创空间赋能与新创企业绩效之间的回归系数值为0.372，在0.001水平上正向显著；模型18中，模仿型机会开发与众创空间赋能乘积项与新创企业绩效的回归系数值为0.165，在0.05水平上正向显著。由此，众创空间赋能在模仿型机会开发与新创企业绩效之间的调节效应显著，H6b通过验证。

表7 众创空间赋能在创业机会开发与新创企业绩效间的调节效应分析

五、研究结论与实践启示

（一）研究结论

本研究基于众创空间赋能视角，探究创业导向、创业机会开发与新创企业绩效之间的关系，得出以下主要结论：

创业导向能够显著正向影响新创企业绩效［31-34］。创新性、风险承担性和先动性越强的新创企业，其抗压性、方案执行能力和市场敏锐度通常也越好，竞争优势也越明显，创业绩效也越好。

创业机会开发具有中介效应。在创业导向与新创企业绩效的影响关系中，创新型机会开发和模仿型机会开发均具有中介效应。创新型机会开发有利于促进企业的新产品开发和竞争能力提升，进而提升创业绩效［35，36］；模仿型创业机会开发由于降低了创业失误出现的可能和避免了不必要的投入，从而提升创业绩效［37］。

众创空间赋能具有部分调节作用。一方面，在创业导向与创新型机会开发的关系中，众创空间赋能的调节效应不显著，众创空间赋能在创业导向与模仿型机会开发间的正向调节效应显著。另一方面，在创新型机会开发与新创企业绩效间的关系中，众创空间赋能的调节效应不显著，众创空间赋能在模仿型机会开发与新创企业绩效间的正向调节效应显著。说明目前众创空间所拥有的赋能要素不能很好地激励新创企业进行创新型机会开发，只能够满足新创企业模仿型机会开发的需求。这凸显了我国众创空间对于创新型机会开发企业赋能不足的弱势，众创空间应提升赋能能力的投入比例，健全资源供给和服务功能，提高服务层次［9］。

（二）实践启示

基于研究结论，对相关主体提出如下建议：

（1）新创企业应保持较高的创业导向，不断提升创新意识，提高风险承担能力，率先开发新产品或新服务，以增强竞争优势。在识别到创业机会后，应整合资源进行机会开发，以提升企业绩效。要根据自身所缺资源，来选择匹配的众创空间，充分利用众创空间的赋能作用，以更快地克服资源匮乏和合法性缺失的问题。

（2）众创空间应不断完善服务，以满足新创企业的需求。一方面，众创空间要努力构建资源共享平台，集聚更多有用资源到平台上来，营造良好的创新创业氛围，以更好地赋能新创企业进行创业机会开发；另一方面，在新创企业入驻前，应做好筛选工作，重点关注资源的匹配程度，以确保众创空间能够满足新创企业的实际需求，从而更好地为新创企业服务。

（3）政府应为新创企业和众创空间提供更好的制度保障。现实环境中众创空间还存在红利政策落地难等问题，新创企业并未真正享受到创业政策的优惠。政府有关部门可尝试将部分创业政策的执行权下放到众创空间，这样更有利于优惠政策精准地落实到新创企业。政府还应充分发挥优胜劣汰机制的作用，引导众创空间向专业化、精细化方向发展，以促进创新创业平台服务迭代升级，以更好地发挥众创空间的赋能效应。