許成磊，張 超，趙雅曼，周 歡

（昆明理工大學(xué) 管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)院，昆明 650093）

技術(shù)創(chuàng)業(yè)過程中的情緒影響十分普遍，由于創(chuàng)業(yè)個(gè)體試圖通過利用不確定的市場(chǎng)潛力和技術(shù)組合來創(chuàng)造尚不存在的產(chǎn)品或服務(wù)，所以容易受到諸如希望和恐懼之類面向未來的情緒影響［1］，然而SHEP?HERD 等［2］指出，在相互分離的條件下，個(gè)體層面的主觀感受對(duì)相關(guān)創(chuàng)業(yè)行為影響的研究結(jié)論仍存在矛盾。同時(shí)，VUORI 和HUY［3］也指出，受限于研究視角與分析框架的影響，目前鮮有研究基于團(tuán)隊(duì)或組織層面考察相似情緒及其他因素對(duì)合作行為驅(qū)動(dòng)機(jī)理的影響。實(shí)際上，團(tuán)隊(duì)層面成員間具備的相似心理模式能使他們具有相似的情緒，而共有的情緒已被證實(shí)能夠使群體借助社交過程而呈現(xiàn)類似行動(dòng)傾向［4］，所以，引入相關(guān)進(jìn)展探討團(tuán)隊(duì)層面的創(chuàng)業(yè)情緒影響，可能有助于調(diào)和個(gè)體層面情緒影響行為觀點(diǎn)中存在的矛盾結(jié)論，并進(jìn)一步拓展個(gè)體層面情緒驅(qū)動(dòng)合作行為的機(jī)理研究至團(tuán)隊(duì)/組織層面。特別是在數(shù)字創(chuàng)業(yè)情境下，相對(duì)于采用數(shù)字技術(shù)裝備等產(chǎn)生的硬件適應(yīng)過程，適應(yīng)數(shù)字化在工作流程、工作績(jī)效、知識(shí)行為、社會(huì)關(guān)系等方面對(duì)參與者熟悉并轉(zhuǎn)換情緒偏好的潛在影響［5］，已成為技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)協(xié)調(diào)內(nèi)外部合作關(guān)系、有效應(yīng)對(duì)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動(dòng)面臨的高不確定性和高風(fēng)險(xiǎn)性的重要途徑。然而，目前關(guān)于創(chuàng)業(yè)合作意向的研究總體上都是基于具備產(chǎn)業(yè)集群和集聚效應(yīng)的物理空間開展的，而沒有面向以移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、人工智能、區(qū)塊鏈等為代表的數(shù)字技術(shù)的介入來考慮創(chuàng)業(yè)合作活動(dòng)中空間邏輯向數(shù)字化空間轉(zhuǎn)變的潛在影響，對(duì)豬八戒、GitHub等技術(shù)眾包平臺(tái)興起之后的參與者情緒驅(qū)動(dòng)合作行為機(jī)理仍缺乏關(guān)注。相關(guān)研究進(jìn)展表明，數(shù)字技術(shù)創(chuàng)業(yè)主體間元素能夠在數(shù)字空間中自由的重新組合以及以功能為導(dǎo)向的組裝、擴(kuò)展和重新分配，但其中元素的組合歸因及其內(nèi)在驅(qū)動(dòng)機(jī)制尚待明晰，且未見針對(duì)數(shù)字空間中創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)間合作意向形成機(jī)理的成果。鑒于此，本研究進(jìn)一步探討團(tuán)隊(duì)層面情緒對(duì)數(shù)字空間技術(shù)創(chuàng)業(yè)合作意向的影響機(jī)理，具有重要的理論研究意義。

雖然目前團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)層面的研究日益豐富，但在數(shù)字化轉(zhuǎn)型的背景下，團(tuán)隊(duì)過程研究中有關(guān)誘發(fā)或驅(qū)動(dòng)技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)數(shù)字空間合作意向的具體機(jī)制仍不明晰［6］，對(duì)團(tuán)隊(duì)成員個(gè)體特質(zhì)差異與團(tuán)隊(duì)合作決策的探討還需關(guān)注團(tuán)隊(duì)行為理性與認(rèn)知理性交互過程中的主觀感受影響［7］。為了將個(gè)體研究層次拓展至團(tuán)隊(duì)認(rèn)知與集體決策層面，還需要引入一個(gè)整體框架來分析創(chuàng)業(yè)者特質(zhì)的相對(duì)穩(wěn)定性與群體情境中創(chuàng)業(yè)行為狀態(tài)影響的差異性［8］，以明晰團(tuán)隊(duì)層面“情緒社會(huì)化”帶來的合作行為氛圍導(dǎo)向影響［9］?，F(xiàn)有研究基于信號(hào)理論和計(jì)劃行為理論，從團(tuán)隊(duì)職業(yè)背景、社會(huì)責(zé)任感等方面對(duì)特質(zhì)角度的獨(dú)立意向行為進(jìn)行了較為全面的分析，但尚未有研究面向團(tuán)隊(duì)固有的群體影響效應(yīng)和情境作用系統(tǒng)思考團(tuán)隊(duì)層面的行為驅(qū)動(dòng)機(jī)理。相關(guān)實(shí)務(wù)現(xiàn)象也表明，影響合作意向的因素不僅包含創(chuàng)業(yè)者自身特質(zhì)，還包含創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目特征、社會(huì)相似性以及創(chuàng)業(yè)故事等情境互動(dòng)因素。而且，數(shù)字化情境還拓展形成了新的群體行為互動(dòng)場(chǎng)景，使得相較于以往個(gè)人、物理交互條件，數(shù)字空間下的情境要素會(huì)更頻繁地介入團(tuán)隊(duì)間創(chuàng)業(yè)合作意向的構(gòu)建過程。同時(shí)，希望和權(quán)力認(rèn)知（包含權(quán)力識(shí)解水平與權(quán)力趨避取向兩個(gè)維度）已經(jīng)成為描繪多主體交互決策問題中個(gè)體狀態(tài)屬性（側(cè)重個(gè)體對(duì)自我屬性的評(píng)價(jià)）與特質(zhì)屬性（側(cè)重利益相關(guān)者對(duì)個(gè)體屬性的評(píng)價(jià)）的一對(duì)重要概念，對(duì)理解群體中的合作行為、意向驅(qū)動(dòng)機(jī)理具有重要意義?；谠撍伎?，本研究引入了既關(guān)注個(gè)體特質(zhì)又反映情境互動(dòng)影響的跨期選擇理論［10］，構(gòu)建了“希望—權(quán)力”跨期選擇模型，將借助“希望”與“權(quán)力認(rèn)知”的交互影響設(shè)計(jì)，同時(shí)反映情緒內(nèi)涵中的心境與情感層面屬性，完善團(tuán)隊(duì)層面的情緒意向驅(qū)動(dòng)機(jī)理分析框架。

迄今，“希望”作為積極心理學(xué)研究中的重要概念，在創(chuàng)業(yè)行為領(lǐng)域還沒有得到系統(tǒng)探討。盡管心理學(xué)研究中與之匹配的權(quán)力特質(zhì)屬性（包含權(quán)力感、權(quán)力體驗(yàn)、權(quán)力距離等）在領(lǐng)導(dǎo)行為、群體行為的研究中已得到關(guān)注，但在創(chuàng)業(yè)行為研究中尚未引起重視。在應(yīng)用心理學(xué)的前期研究中，“高希望個(gè)體可能并不具備高權(quán)力認(rèn)知，從而削弱該積極情緒的正向行為影響或轉(zhuǎn)化為負(fù)面行為”這一調(diào)節(jié)作用的證實(shí)［11］，在一定程度上能夠回應(yīng)CARDON等［12］、VALLERAND等［13］對(duì)群體創(chuàng)業(yè)情緒負(fù)向影響機(jī)制的思考，表明“希望”所映射的積極情緒狀態(tài)并不一定都能產(chǎn)生預(yù)期屬性的積極合作行為。本研究認(rèn)為，對(duì)該過程中靜態(tài)與動(dòng)態(tài)權(quán)力認(rèn)知變量的考察，有助于認(rèn)識(shí)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)主觀感受的狀態(tài)/特質(zhì)屬性組合狀態(tài)的“雙面性”及其對(duì)創(chuàng)業(yè)合作行為影響的不確定性。

基于上述思考，本研究將以數(shù)字化創(chuàng)業(yè)情境下技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)在眾包平臺(tái)中合作創(chuàng)業(yè)意向的選擇偏好［14］為研究對(duì)象，聚焦“希望”與“權(quán)力認(rèn)知”對(duì)其在數(shù)字空間中合作意向的雙向選擇影響，以期能夠明晰團(tuán)隊(duì)拓展合作關(guān)系、整合協(xié)同策略的合作行為選擇情境匹配屬性，認(rèn)識(shí)數(shù)字化創(chuàng)新環(huán)境中團(tuán)隊(duì)層面“希望”與“權(quán)力認(rèn)知”對(duì)其行為決策影響的復(fù)雜機(jī)理。據(jù)此，研究設(shè)計(jì)和實(shí)證旨在明確“希望”與“權(quán)力認(rèn)知”在多團(tuán)隊(duì)交互的創(chuàng)業(yè)情境中對(duì)團(tuán)隊(duì)間合作行為選擇傾向的影響，進(jìn)而梳理權(quán)力認(rèn)知（包含靜態(tài)權(quán)力識(shí)解水平、動(dòng)態(tài)權(quán)力趨避取向）在希望影響技術(shù)團(tuán)隊(duì)數(shù)字空間合作意向影響過程中的調(diào)節(jié)作用，進(jìn)一步探討它對(duì)希望與權(quán)力認(rèn)知作用機(jī)理的邊界影響條件。

1 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

1.1 希望對(duì)技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)數(shù)字空間合作意向的影響

SNYDER等［15］給出了希望的權(quán)威定義，認(rèn)為“希望是一種來源于意愿（指向目標(biāo)的動(dòng)力）與路徑（達(dá)成目標(biāo)的計(jì)劃）交互作用而產(chǎn)生的成功體驗(yàn)狀態(tài)”。HAASE等［16］進(jìn)而歸納了希望的4個(gè)關(guān)鍵因素，即未來取向（面向長(zhǎng)期需求）、活力行為取向（積極參與）、目標(biāo)導(dǎo)向結(jié)果、不安與不適感的結(jié)果（成功感、優(yōu)勝感等），在表明希望內(nèi)涵的同時(shí)反映了積極情緒的心境和感情特征。據(jù)此，結(jié)合團(tuán)隊(duì)協(xié)同行為特質(zhì)［14，17］的研究，本研究將創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)的希望界定為：創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)通過主觀評(píng)價(jià)產(chǎn)生對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿、能力與合作的成功體驗(yàn)進(jìn)而獲得的積極情緒狀態(tài)。這一概念能有效地刻畫出創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)的情緒和狀態(tài)屬性，前者主要受到團(tuán)隊(duì)主要成員生理特性、情感特質(zhì)的影響，后者主要受到團(tuán)隊(duì)所處決策情境的影響，使得客觀創(chuàng)業(yè)結(jié)果評(píng)價(jià)之外團(tuán)隊(duì)獲取的主觀成功體驗(yàn)是希望產(chǎn)生的重要條件，而它與數(shù)字空間合作意向潛在效果的不同組合水平則代表了技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)對(duì)數(shù)字情境下自身創(chuàng)業(yè)愿景實(shí)現(xiàn)的多層次認(rèn)識(shí)。

合作意向是指雙方均有或僅其中一方在既定合作情境中有想要與對(duì)方合作的打算，創(chuàng)業(yè)領(lǐng)域的研究通常從合作目標(biāo)、合作內(nèi)容、合作過程3個(gè)方面對(duì)滿足合作預(yù)期的情況進(jìn)行測(cè)度。數(shù)字空間合作意向即創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的數(shù)字化載體（如眾包和眾籌系統(tǒng)、數(shù)字制造空間、工作執(zhí)行論壇等）中的合作意向。數(shù)字空間允許具有共同利益的群體在信息技術(shù)和手段的支持下采取更為廣泛和多樣化的創(chuàng)業(yè)舉措，對(duì)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的組織方式具有重要影響［6］，不僅帶來了面向數(shù)字空間的新能力觀，也使得創(chuàng)業(yè)主體在其中的參與和貢獻(xiàn)往往不能獨(dú)立預(yù)測(cè)或單方面創(chuàng)造。雖然在現(xiàn)有研究中沒有針對(duì)數(shù)字空間合作意向形成統(tǒng)一的概念，但相對(duì)于物理空間強(qiáng)調(diào)的集中、聚合、規(guī)模優(yōu)勢(shì)等主要影響，現(xiàn)有成果對(duì)數(shù)字空間合作意向具有的正反兩個(gè)方向交互特征呈現(xiàn)出較為一致的看法：一方面，數(shù)字化提供了更多便捷途徑，為多層次主體參與最終用戶創(chuàng)造價(jià)值的互動(dòng)提供了新的機(jī)會(huì)、連通途徑及其生成條件［6］，形成了大量未經(jīng)協(xié)調(diào)的群體無提示地參與創(chuàng)新的能力及意愿；另一方面，數(shù)字技術(shù)的可編碼性不僅削弱了創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)參與形式和功能之間的耦合，還降低了以往資產(chǎn)專用性的限制，導(dǎo)致的去中介化在減少了創(chuàng)業(yè)主體對(duì)特定位置的價(jià)值鏈資產(chǎn)和資源依賴的同時(shí)，也進(jìn)一步使得合作意愿不再明確或可持續(xù)。此外，眾多研究表明［15-16］，希望在差異化的行為選擇中呈現(xiàn)層次化影響，需要探討不同層次創(chuàng)業(yè)主體希望對(duì)數(shù)字空間中重要合作伙伴、協(xié)作渠道以及創(chuàng)業(yè)氛圍的差異化影響。本文的前期研究［14］發(fā)現(xiàn)眾創(chuàng)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)合作意向的內(nèi)容與途徑反映了團(tuán)隊(duì)視角下的多層次合作策略，據(jù)此，本研究將繼續(xù)從眾創(chuàng)團(tuán)隊(duì)的合伙/協(xié)作/支持合作狀態(tài)考慮數(shù)字空間合作目標(biāo)、內(nèi)容、過程意向的情緒作用情境。

在創(chuàng)業(yè)的技術(shù)變革、不確定的快速發(fā)展與轉(zhuǎn)型階段，團(tuán)隊(duì)層面的希望是以團(tuán)隊(duì)認(rèn)同感為基礎(chǔ)的成員間情緒整合（collective passion）［18］，它通過成員間以交互任務(wù)的方式產(chǎn)生共同心理，促使團(tuán)隊(duì)間的創(chuàng)業(yè)者通過整合強(qiáng)關(guān)系、克服負(fù)面情感、提高自我控制來做出理性創(chuàng)業(yè)決策。具體而言，在技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)數(shù)字空間合作意向的架構(gòu)中表現(xiàn)為如下特點(diǎn)。①就目標(biāo)意向而言，數(shù)字創(chuàng)業(yè)的可負(fù)擔(dān)性特征將數(shù)字技術(shù)的使用視為特定參與者（創(chuàng)新者、創(chuàng)業(yè)者）的“承受能力和約束的集合”［6］，因此，基于合作伙伴意向所反映的創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)間共同績(jī)效導(dǎo)向、知識(shí)位勢(shì)差異，創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向交互下的多主體合作愿景將為創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)與數(shù)字技術(shù)的融合帶來更多的構(gòu)建性互動(dòng)［19］，且在活躍于創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的變革型領(lǐng)導(dǎo)中這種情緒模仿相對(duì)于社會(huì)比較途徑也呈現(xiàn)出易于形成組織認(rèn)同的特征［12］，使得富有激情的技術(shù)創(chuàng)業(yè)者更容易擴(kuò)大團(tuán)隊(duì)間合作范圍與動(dòng)態(tài)關(guān)系的可處置空間。②就內(nèi)容意向而言，多樣化協(xié)作業(yè)務(wù)在數(shù)字技術(shù)的介入下易于形成具有創(chuàng)新性的新合作途徑，可為創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)提供相對(duì)效能感和知識(shí)內(nèi)化的比較評(píng)價(jià)、合作適應(yīng)機(jī)制［20］，有助于改善虛擬平臺(tái)參與者間的同理心與“理想角色形象”，進(jìn)而提高數(shù)字化在社群心理形態(tài)上對(duì)技術(shù)創(chuàng)新工作及其價(jià)值的感知效果。③就過程意向而言，自控、認(rèn)知與記憶等能力將與決策情境交互進(jìn)而影響到個(gè)體對(duì)希望的主觀感受［21］，表現(xiàn)為創(chuàng)始人和創(chuàng)始團(tuán)隊(duì)的數(shù)字創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗(yàn)、動(dòng)態(tài)情境中的創(chuàng)業(yè)認(rèn)同都具有近似于特定合作信號(hào)的隱性信息披露作用，使得他們所呈現(xiàn)的積極合作預(yù)期、創(chuàng)新理念認(rèn)同等能夠改善彼此合作關(guān)系建設(shè)與維護(hù)過程中的角色過載、行為導(dǎo)入策略模糊和價(jià)值預(yù)期失調(diào)等現(xiàn)實(shí)問題［22］，進(jìn)而對(duì)預(yù)測(cè)技術(shù)合作項(xiàng)目潛在支持者的行動(dòng)偏好具有積極作用?；谝陨戏治觯岢鋈缦录僭O(shè)。

H1 團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望正向影響技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)的數(shù)字空間合作意向。

H1a 團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望正向影響技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)的數(shù)字空間目標(biāo)合作意向。

H1b 團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望正向影響技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)的數(shù)字空間內(nèi)容合作意向。

H1c 團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望正向影響技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)的數(shù)字空間過程合作意向。

1.2 權(quán)力識(shí)解水平對(duì)希望影響技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)數(shù)字空間支持意向的作用

權(quán)力感、權(quán)力體驗(yàn)是描述狀態(tài)性心理的重要因素。在社會(huì)心理學(xué)中，權(quán)力被定義為對(duì)他人想獲得的結(jié)果施加影響和控制的能力［23］，權(quán)力認(rèn)知是指?jìng)€(gè)人對(duì)自己權(quán)力大小的心理感知，是對(duì)自己影響他人能力的知覺［23］，它對(duì)領(lǐng)導(dǎo)、決策、社會(huì)知覺、群體行為和群際心理等心理過程具有顯著影響，跨期選擇為理解權(quán)力認(rèn)知過程提供了表征屬性。跨期選擇是指消費(fèi)者力圖使得目前消費(fèi)與未來消費(fèi)的組合能夠帶來最大效用［11］。“權(quán)力—希望”作為跨期選擇中的經(jīng)典理論，已成為描述合作行為中心理決策影響過程的重要基礎(chǔ)，對(duì)梳理權(quán)力認(rèn)知的過程狀態(tài)至關(guān)重要。在該理論框架體系下，識(shí)解水平理論（construal level theory，也稱為解釋水平理論）認(rèn)為不同水平權(quán)力識(shí)解表征可使人們看到權(quán)力的不同側(cè)面；權(quán)力“接近—抑制”理論認(rèn)為不同權(quán)力大小的人以不同的方式建構(gòu)自己的社會(huì)環(huán)境。研究表明，這兩者共同構(gòu)成了權(quán)力認(rèn)知影響的主要內(nèi)容，其中識(shí)解水平和趨避系統(tǒng)作為跨期選擇理論的前置認(rèn)知因素，其變量水平的差異性都對(duì)行為過程具有直接影響［24-25］，對(duì)認(rèn)識(shí)不確定情境中的行為傾向具有重要意義。因此，考慮希望和權(quán)力認(rèn)知（包含靜態(tài)的權(quán)力識(shí)解水平、動(dòng)態(tài)的權(quán)力趨避取向）在不同的行為選擇情境下具有錯(cuò)配影響機(jī)制［26］，本研究認(rèn)為權(quán)力識(shí)解水平和權(quán)力趨避取向可能在希望層次對(duì)技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)數(shù)字空間支持意向影響中發(fā)揮著重要的調(diào)節(jié)作用。

識(shí)解水平理論［27］認(rèn)為獨(dú)立主體對(duì)事物選擇和評(píng)價(jià)的解釋或建構(gòu)水平是層次化的。針對(duì)抽象認(rèn)知過程中高、低權(quán)力識(shí)解主體感受到的社會(huì)距離差異，MAGEE和SMITH［28］發(fā)現(xiàn)權(quán)力識(shí)解水平影響希望體驗(yàn)的獲取偏好，即高權(quán)力識(shí)解更青睞較遠(yuǎn)心理距離的積極愿景，低權(quán)力識(shí)解更關(guān)注較近心理距離的穩(wěn)妥現(xiàn)實(shí)。自我效能感在創(chuàng)業(yè)行為中的應(yīng)用研究即是上述權(quán)力識(shí)解水平對(duì)行為選擇偏好影響最好的驗(yàn)證，它連接了希望與合作關(guān)系協(xié)調(diào)的“理想”和“現(xiàn)實(shí)”兩條路徑。據(jù)此，創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)的高權(quán)力識(shí)解可以界定為團(tuán)隊(duì)更加偏好遠(yuǎn)期創(chuàng)業(yè)前景的合作行為積極認(rèn)識(shí)，使得此類團(tuán)隊(duì)具有更高的環(huán)境感知水平，能夠幫助其緩解創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟(jì)損失的社會(huì)成本和自身心理彈性的負(fù)向關(guān)系［23］，強(qiáng)調(diào)保持較高獨(dú)立、建構(gòu)創(chuàng)業(yè)思維對(duì)整合探索式和開發(fā)式創(chuàng)業(yè)學(xué)習(xí)模式的重要影響。相關(guān)研究表明，更為積極的人際與情感適應(yīng)將獲得更高的韌性（能夠堅(jiān)持不懈）、更強(qiáng)的創(chuàng)業(yè)力量（快速復(fù)原能力）與樂觀心態(tài)，幫助創(chuàng)業(yè)者有更多機(jī)會(huì)分享創(chuàng)業(yè)知識(shí)與創(chuàng)新政策效能評(píng)價(jià)信息，從而在網(wǎng)絡(luò)空間產(chǎn)生更多直接經(jīng)驗(yàn)與情緒喚醒，使創(chuàng)業(yè)者情緒在分散、弱關(guān)系合作中發(fā)揮信息選擇功能［5］，幫助技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)獲取未完成或未經(jīng)驗(yàn)證的有效合作信息［29］，從而推進(jìn)達(dá)成合作共識(shí)。實(shí)踐調(diào)查中也發(fā)現(xiàn)，那些情緒表現(xiàn)更為積極樂觀的創(chuàng)業(yè)者更能夠接納平臺(tái)信息的不對(duì)稱、不完備、缺少有效審核監(jiān)管的問題，主動(dòng)了解和調(diào)用平臺(tái)資源和政策，進(jìn)行更為樂觀的合作預(yù)期判斷，從而更有效地在近似“陌生人”交際的環(huán)境中形成有效“合作經(jīng)驗(yàn)”并獲取更多合作機(jī)遇。

創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)的低權(quán)力識(shí)解可以界定為團(tuán)隊(duì)更加偏好對(duì)短期創(chuàng)業(yè)現(xiàn)實(shí)合作行為的低風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)識(shí)［30］，這使得該狀態(tài)的影響多反映為消極方面。技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)主要成員缺少社會(huì)閱歷、知識(shí)基礎(chǔ)和社會(huì)支持，而且信息來源復(fù)雜且不對(duì)稱，在這種情境下，短期、無規(guī)律、不可比的負(fù)面情緒干擾不利于調(diào)節(jié)團(tuán)隊(duì)的正向認(rèn)知偏差［31］，容易“矯枉過正”或“因噎廢食”。相關(guān)研究表明，過強(qiáng)的合作關(guān)系將為潛在參與者帶來“角色樣板”的逆向選擇作用，而且強(qiáng)調(diào)對(duì)合作者的重視也會(huì)給他們帶來群體壓力以及更高的信息和信任成本［32］。在數(shù)字技術(shù)加速推動(dòng)嶄新工作方式并帶來更多信息不對(duì)稱的情境下，這使得技術(shù)創(chuàng)業(yè)者難以在短時(shí)期內(nèi)適應(yīng)新的創(chuàng)新合作規(guī)則與價(jià)值感知方式，群體在協(xié)作創(chuàng)新時(shí)易于因工作流程和理念偏差而產(chǎn)生沖突，進(jìn)而阻礙合作共識(shí)的達(dá)成。實(shí)踐調(diào)查中也發(fā)現(xiàn)，部分關(guān)注短期境遇變化、對(duì)創(chuàng)業(yè)環(huán)境認(rèn)識(shí)較為“事無巨細(xì)”的創(chuàng)業(yè)者相對(duì)而言更容易夸大平臺(tái)中合作者素質(zhì)良莠不齊等不確定性風(fēng)險(xiǎn)所帶來的損失，以至于陷入“杞人憂天”的困境，進(jìn)而無法繼續(xù)尋找更好的合作者。這種缺乏包容、謹(jǐn)小慎微的態(tài)度致使他們錯(cuò)失了很多潛在合作的機(jī)遇?；谝陨戏治?，提出如下假設(shè)。

H2a 團(tuán)隊(duì)的高權(quán)力識(shí)解會(huì)正向調(diào)節(jié)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望與數(shù)字空間合作意向之間的正相關(guān)關(guān)系。

H2b 團(tuán)隊(duì)的低權(quán)力識(shí)解會(huì)負(fù)向調(diào)節(jié)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望與數(shù)字空間合作意向之間的正相關(guān)關(guān)系。

1.3 權(quán)力趨避取向?qū)οＭ绊懠夹g(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)數(shù)字空間合作意向的作用

權(quán)力的接近—抑制理論（the approach-inhibition theory of power）由KELTNER 等［25］提出，他們認(rèn)為權(quán)力的改變會(huì)激活接近或抑制系統(tǒng)，從而啟動(dòng)與該系統(tǒng)有關(guān)的行為傾向，不同系統(tǒng)的激活將體現(xiàn)在個(gè)體的行為、情緒、認(rèn)知等方面。據(jù)此，將創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)的權(quán)力接近取向界定為團(tuán)隊(duì)更加關(guān)注創(chuàng)業(yè)收益（忽視風(fēng)險(xiǎn)）并易于通過快速、簡(jiǎn)單、啟發(fā)式的自動(dòng)化認(rèn)知體驗(yàn)到積極情緒或情感的特質(zhì)性行為狀態(tài)。對(duì)應(yīng)地，將創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)的權(quán)力抑制取向界定為團(tuán)隊(duì)更加關(guān)注合作創(chuàng)業(yè)環(huán)境中的風(fēng)險(xiǎn)并易于通過謹(jǐn)慎、復(fù)雜化、反復(fù)權(quán)衡的控制性認(rèn)知體驗(yàn)到消極情緒或情感的特質(zhì)性行為狀態(tài)。相關(guān)實(shí)證研究表明，權(quán)力感知或體驗(yàn)導(dǎo)致的權(quán)力趨避取向變化能夠從風(fēng)險(xiǎn)決策、日常決策和價(jià)值判斷3個(gè)方面調(diào)控主觀不確定性和對(duì)未來的不利假設(shè)，有助于進(jìn)一步理解創(chuàng)業(yè)希望與技術(shù)團(tuán)隊(duì)數(shù)字空間合作意向的復(fù)雜情境。

1）權(quán)力趨避取向與創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)決策方面。在技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)公共關(guān)系處理能力普遍偏弱的情境下，控制感越強(qiáng)的團(tuán)隊(duì)越傾向于在競(jìng)爭(zhēng)情境中采取冒險(xiǎn)行動(dòng)［26］，使得集權(quán)式的創(chuàng)業(yè)領(lǐng)導(dǎo)形式有助于淡化團(tuán)隊(duì)成員對(duì)創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目的悲觀前景，更加懂得利用口碑營(yíng)銷、心理戰(zhàn)術(shù)、坦誠(chéng)策略吸引合作創(chuàng)業(yè)者，使他們形成更多指標(biāo)水平在衡量上相對(duì)明確的控制性認(rèn)知，以此回避權(quán)力感的進(jìn)一步降低［33］。技術(shù)、市場(chǎng)與模式層面形成的共享承諾框架可視為多主體間的“項(xiàng)目合作誠(chéng)意”，具有權(quán)力接近取向?qū)傩缘膱F(tuán)隊(duì)更易于將其理解為一種創(chuàng)業(yè)合法性，幫助團(tuán)隊(duì)在數(shù)字化創(chuàng)業(yè)環(huán)境中多維度理解技術(shù)糾紛、合作時(shí)機(jī)、多邊介入成本等［34］，從而為“缺少實(shí)際約束”的數(shù)字創(chuàng)業(yè)合作提供相對(duì)明確的協(xié)同導(dǎo)向。實(shí)踐調(diào)查中也發(fā)現(xiàn)，通過廣泛非正式溝通獲取的有關(guān)技術(shù)前景、合作策略、團(tuán)隊(duì)勝任力等相關(guān)信息，能夠幫助潛在合作者形成和傳遞“投名狀”，更為客觀地評(píng)價(jià)平臺(tái)中海量合作信息的風(fēng)險(xiǎn)水平，為不確定環(huán)境中達(dá)成有效后續(xù)合作提供“大浪淘沙”的門檻。

2）權(quán)力趨避取向與創(chuàng)業(yè)日常決策方面。當(dāng)處置與團(tuán)隊(duì)生存和成長(zhǎng)相關(guān)的關(guān)鍵要素［33］時(shí)，心理需要效應(yīng)顯現(xiàn)。此時(shí)技術(shù)創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)將驅(qū)動(dòng)團(tuán)隊(duì)更加客觀地解讀政府、稅收、資本等方面的變化趨勢(shì)；當(dāng)其處置與自我效能感預(yù)測(cè)相關(guān)的要素［35］時(shí)，心理傾向效應(yīng)成為主導(dǎo)，使得權(quán)力接近取向的團(tuán)隊(duì)易于采取自我促進(jìn)方式并實(shí)施探索式學(xué)習(xí)，從而獲得更多的內(nèi)生動(dòng)力和成長(zhǎng)績(jī)效保障。相關(guān)進(jìn)展也表明，努力克服知識(shí)瓶頸、歸因障礙、心理偏差是創(chuàng)業(yè)者從無效中學(xué)習(xí)、推動(dòng)知識(shí)遷移與應(yīng)用的重要前因，這使得權(quán)力接近取向的技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)更易于推進(jìn)數(shù)字空間中的集群化創(chuàng)業(yè)過程，能夠借助通用內(nèi)容的標(biāo)準(zhǔn)化、模塊化與平臺(tái)化的認(rèn)知基礎(chǔ)建設(shè)［34］，幫助他們建立更具參與優(yōu)勢(shì)的技術(shù)協(xié)作動(dòng)態(tài)關(guān)系。實(shí)踐調(diào)查中也發(fā)現(xiàn)，大部分對(duì)分包、眾包形式持有樂觀認(rèn)識(shí)的創(chuàng)業(yè)者更擅長(zhǎng)于通過在平臺(tái)中主動(dòng)搜索資源來解決技術(shù)問題，他們認(rèn)為線上合作幫助自己突破了以前的“小圈子”，而且相較于解決具體的技術(shù)問題，更重要的是能夠認(rèn)識(shí)到更多優(yōu)秀的創(chuàng)業(yè)者并得到探索、學(xué)習(xí)的機(jī)會(huì)。

3）權(quán)力趨避取向與創(chuàng)業(yè)價(jià)值判斷方面。當(dāng)權(quán)力接近系統(tǒng)被激活時(shí)，技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)傾向于采取基于規(guī)則的價(jià)值評(píng)判方式，將致力于形成“廣為接受（take for granted）”并適用于數(shù)字環(huán)境商業(yè)文化的合作慣例［7］，通過提高對(duì)網(wǎng)絡(luò)空間消費(fèi)者、供應(yīng)商和銀行等的信息透明度，獲取更多企業(yè)合作機(jī)會(huì)。當(dāng)權(quán)力抑制系統(tǒng)被激活時(shí)，技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)傾向于采取基于結(jié)果的價(jià)值評(píng)判方式，為了竭力擺脫創(chuàng)業(yè)資源貧乏的落后處境，團(tuán)隊(duì)更容易將網(wǎng)絡(luò)環(huán)境視為信息獲取的通道，而僅面向控制客觀、排他性、競(jìng)爭(zhēng)性資源的結(jié)果（如補(bǔ)貼、采購指標(biāo)、資質(zhì)認(rèn)定等）形成自動(dòng)化利己決策［14］，從而承擔(dān)更多的創(chuàng)業(yè)不確定性。相關(guān)進(jìn)展也表明，以標(biāo)準(zhǔn)輸出為主要形式的數(shù)字空間協(xié)作過程更易于成為技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)間共享心智的重要載體［36］，在其形成的多主體間知識(shí)與偏好鏈接框架中，他們低強(qiáng)度但更持久的創(chuàng)業(yè)獲得感是激發(fā)其創(chuàng)業(yè)合作外部效應(yīng)的重要因素。實(shí)踐調(diào)查中也發(fā)現(xiàn)，大部分參與網(wǎng)絡(luò)空間技術(shù)創(chuàng)業(yè)的團(tuán)隊(duì)成員雖然抱怨目前平臺(tái)政策的種種漏洞及行業(yè)環(huán)境，但熟悉和接受其中合作“潛規(guī)則”的創(chuàng)業(yè)者能夠更為快速地響應(yīng)潛在任務(wù)需求，在紛繁復(fù)雜的平臺(tái)條件中有效達(dá)成相對(duì)符合自身預(yù)期的合作狀態(tài)。基于以上分析，提出如下假設(shè)。

H3a 團(tuán)隊(duì)的權(quán)力接近取向會(huì)正向調(diào)節(jié)技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)希望與數(shù)字空間合作意向之間的正相關(guān)關(guān)系。

H3b 團(tuán)隊(duì)的權(quán)力抑制取向會(huì)負(fù)向調(diào)節(jié)技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)希望與數(shù)字空間合作意向之間的正相關(guān)關(guān)系。

綜上，本文的研究模型如圖1所示。

圖1 研究模型Fig.1 Research model

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 問卷設(shè)計(jì)

本研究采取分層隨機(jī)的方式收集數(shù)據(jù)。首先，在閱讀文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，對(duì)云南省高層次人才創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)園、昆明國(guó)家高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)、云南省留學(xué)人員創(chuàng)業(yè)園的部分創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)進(jìn)行調(diào)研訪談，訪談對(duì)象均是創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)的主要?jiǎng)?chuàng)始人及管理人員，確定研究所涉及變量的概念和維度。其次，參考已有成熟量表形成本研究的問卷題項(xiàng)，選擇性地加入了與研究目標(biāo)相關(guān)的關(guān)鍵詞。再次，在2019年6月—7月期間組織了2次小規(guī)模訪談檢驗(yàn)題項(xiàng)內(nèi)容的合理性和適應(yīng)性，第一次訪談邀請(qǐng)來自云南省青年企業(yè)家商會(huì)、昆明國(guó)家高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)的13位創(chuàng)業(yè)者填寫問卷，調(diào)整和修正了理解上存在歧義的測(cè)試內(nèi)容；第二次訪談采取小規(guī)模專家訪談形式，探討經(jīng)過修正后的問卷是否能夠達(dá)到研究目的，細(xì)微調(diào)整了問卷的測(cè)試內(nèi)容。最后，在2019年8月—9月期間，對(duì)云南省青年企業(yè)家商會(huì)、昆明國(guó)家高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)內(nèi)的樣本團(tuán)隊(duì)進(jìn)行了問卷預(yù)測(cè)，問卷填寫對(duì)象為具有眾包技術(shù)合作業(yè)務(wù)的團(tuán)隊(duì)核心創(chuàng)業(yè)者。對(duì)35家企業(yè)的70份有效問卷進(jìn)行項(xiàng)目分析和探索性因素分析，經(jīng)過信效度檢測(cè)及調(diào)整，最終形成了本研究的問卷。問卷測(cè)量題項(xiàng)采用Likert 5級(jí)量表，其中“1～5”表示從完全不符合到完全符合。對(duì)確定后問卷的探索性因子分析結(jié)果顯示，團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望、權(quán)力識(shí)解水平、權(quán)力趨避取向、數(shù)字空間合作意向4 個(gè)變量的KMO 值依次是0.821、0.754、0.765、0.816、0.721，KMO值均高于0.7，Bartlett 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均在0.001的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，且各個(gè)變量所有題項(xiàng)的因子載荷均大于0.5，說明問卷的結(jié)構(gòu)是合理的。

2.2 樣本及數(shù)據(jù)收集

從2019 年11 月到2020 年1 月，數(shù)據(jù)收集時(shí)間歷時(shí)3 個(gè)月。樣本抽樣方式為分層隨機(jī)抽樣，從云南省青年企業(yè)家商會(huì)、云南省高層次人才創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)園、昆明國(guó)家高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)、昆明國(guó)家經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)、云南省留學(xué)人員創(chuàng)業(yè)園的企業(yè)中分別提取了55、70、81、53、50個(gè)主要參與眾包技術(shù)合作業(yè)務(wù)的技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)，整體合作情境涉及在豬八戒網(wǎng)、威客網(wǎng)、GitHub 等數(shù)字平臺(tái)的技術(shù)協(xié)同。本研究共調(diào)查了309 個(gè)技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)，為克服共同方法偏差，在每個(gè)團(tuán)隊(duì)中分別選取兩名核心創(chuàng)業(yè)者配對(duì)間隔兩周（回避社會(huì)稱許性和同源偏差對(duì)問卷真實(shí)性的影響）分別測(cè)試“數(shù)字空間創(chuàng)業(yè)意向”和其他題項(xiàng)。研究團(tuán)隊(duì)通過郵件和微信以問卷星（每一份問卷生成其專屬的二維碼或者鏈接，確保問卷的來源和控制填寫過程相互獨(dú)立）的形式共發(fā)放問卷618份（309套），再分別經(jīng)過郵件與電話3輪提醒，剔除未回收的32個(gè)團(tuán)隊(duì)以及成立時(shí)間不足三個(gè)月與問卷無法匹配（團(tuán)隊(duì)內(nèi)兩名調(diào)查對(duì)象在“數(shù)字空間創(chuàng)業(yè)意向”與其他題項(xiàng)的調(diào)查均值差額絕對(duì)值大于2）的45個(gè)團(tuán)隊(duì)，最終收回232個(gè)團(tuán)隊(duì)的464份有效問卷，有效問卷的回收率為75.08%。

2.3 變量測(cè)量

2.3.1 團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望（TH） 根據(jù)創(chuàng)業(yè)者情緒與個(gè)體希望與群體希望的研究進(jìn)展，參考SNYDER 等［15］提出的通過測(cè)查個(gè)體路徑思維和動(dòng)力思維來考察個(gè)體希望水平的“希望量表”，并結(jié)合跨團(tuán)隊(duì)合作創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)實(shí)踐，開發(fā)出團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望量表，包含“我們對(duì)實(shí)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)目標(biāo)有明顯的積極情緒”等6個(gè)題項(xiàng)。

2.3.2 團(tuán)隊(duì)權(quán)力認(rèn)知 本研究參考OVERBECK和PARK［23］提出的權(quán)力內(nèi)涵，從權(quán)力識(shí)解水平和權(quán)力趨避取向來劃分測(cè)量變量。根據(jù)識(shí)解水平理論［27］以及MITCHELL等［37］開發(fā)的對(duì)于創(chuàng)業(yè)認(rèn)知的測(cè)量量表，并結(jié)合跨團(tuán)隊(duì)合作創(chuàng)業(yè)實(shí)踐，總結(jié)出團(tuán)隊(duì)權(quán)力識(shí)解水平（PA）包括“相對(duì)于創(chuàng)業(yè)細(xì)節(jié)問題我們更多考慮宏觀創(chuàng)業(yè)環(huán)境”等5個(gè)題項(xiàng)。根據(jù)KELTNER等［25］提出的權(quán)力趨近—抑制理論和ANDERSON等［38］編制的權(quán)力感知量表，總結(jié)出團(tuán)隊(duì)權(quán)力趨避取向（PO）包括“我們對(duì)主要合作關(guān)系的變化反應(yīng)敏感”等5個(gè)題項(xiàng)。

2.3.3 數(shù)字空間合作意向（DI） 從技術(shù)創(chuàng)業(yè)合作業(yè)務(wù)內(nèi)容角度將合作預(yù)期效果作為測(cè)量導(dǎo)向，參考BADAWY［19］、AYALA和MANZANO［20］對(duì)組織網(wǎng)絡(luò)及創(chuàng)新關(guān)系的研究，再結(jié)合不同團(tuán)隊(duì)管理主體間存在基于合作目標(biāo)、合作內(nèi)容、合作過程等多種合作預(yù)期狀態(tài)，測(cè)量技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)的數(shù)字空間合作意向。目標(biāo)合作意向（OI）、內(nèi)容合作意向（CI）和過程合作意向（PI）分別包括3個(gè)題項(xiàng)，如“我們的多樣化技術(shù)訴求能得到平臺(tái)上合作者的響應(yīng)”“平臺(tái)上的合作者有協(xié)助我們解決具體的技術(shù)裝備問題的意愿”“愿意同我們合作的平臺(tái)上的成員數(shù)量較多”。

2.3.4 控制變量 企業(yè)規(guī)模、所屬行業(yè)、團(tuán)隊(duì)成立年限在一定程度上影響創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)的合作行為決策動(dòng)機(jī)和態(tài)度［2］。此外，團(tuán)隊(duì)中有行業(yè)協(xié)會(huì)任職背景的成員象征著團(tuán)隊(duì)在某一行業(yè)有一定的權(quán)威性，從事該領(lǐng)域的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)時(shí)更容易獲得信任；相對(duì)于男性，團(tuán)隊(duì)中的女性更傾向于考慮他人的處境和內(nèi)心世界，更善于營(yíng)造溝通、合作和信任的管理文化［39］。因此，本研究控制了企業(yè)規(guī)模（SCALE）、所屬行業(yè)（INDUS）、團(tuán)隊(duì)成立年限（YEAR）、團(tuán)隊(duì)成員在協(xié)會(huì)的任職比例（AR）及女性成員比例（WR）等變量。團(tuán)隊(duì)成立年限用數(shù)值1～4 賦值，依次表示小于2 年、3～5 年、6～8 年和超過8 年；企業(yè)規(guī)模（小于20 人、21～50 人、51～100 人和100 人以上）、協(xié)會(huì)任職及女性成員比例（小于0.2、0.2～0.4、0.4～0.6 和0.6 以上）也都是用1～4 賦值；所屬行業(yè)包括電子信息技術(shù)、生物與新醫(yī)藥技術(shù)等8 個(gè)技術(shù)型行業(yè)，分別用1～8賦值。

本文主要變量的測(cè)量題項(xiàng)如表1所示。

表1 變量測(cè)量題項(xiàng)Tab.1 Measuring items of variables

2.4 樣本檢驗(yàn)

2.4.1 信度效度檢驗(yàn) 使用SPSS 22.0 軟件進(jìn)行信度檢驗(yàn)，結(jié)果如表1 所示。自變量團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望的α值為0.904，調(diào)節(jié)變量權(quán)力識(shí)解水平與權(quán)力趨避取向的α 值為0.866、0.846，因變量數(shù)字空間合作意向各維度的α 值最低為0.891。以0.7 作為Cronbach’s α 信度系數(shù)的臨界值，信度檢驗(yàn)符合要求。此外，在驗(yàn)證性因子分析方面，本研究運(yùn)用Amos 21.0 對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望、權(quán)力識(shí)解水平、權(quán)力趨避取向、數(shù)字空間合作意向這4 個(gè)變量的25 個(gè)觀測(cè)變量進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，所有因素負(fù)荷量均大于0.5，最低為0.721，且均在p ＜0.001 水平上顯著。變量各維度的組合信度（CR）均大于0.8，平均變異量抽取值（AVE）均大于0.5，說明變量具有良好的聚合效度。模型的擬合指標(biāo)包括：χ2/df=2.53，CFI、GFI、IFI 指標(biāo)均大于0.9，RMSEA=0.067 ＜0.1，說明變量之間具有較好的區(qū)分效度。所有指標(biāo)取值均滿足要求，說明本研究采用的測(cè)量量表具有較好的信度和效度。

2.4.2 共同方法偏差檢驗(yàn) 由于本研究所收集的樣本數(shù)據(jù)均來自創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)核心創(chuàng)業(yè)者對(duì)本團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)情況的自我報(bào)告，因此可能存在共同方法偏差的風(fēng)險(xiǎn)。因此，本研究采用程序和統(tǒng)計(jì)兩種手段控制共同方法偏差。①程序控制。在正式填寫問卷前，明確告知被試問卷的保密性，以降低他們?cè)u(píng)價(jià)時(shí)受到社會(huì)稱許性的影響；同時(shí)，將一個(gè)變量用多個(gè)題項(xiàng)測(cè)量，將測(cè)試模塊標(biāo)題簡(jiǎn)明通俗處理，并在問卷中把預(yù)測(cè)變量和效標(biāo)變量分開設(shè)置；此外，還采用組內(nèi)配對(duì)測(cè)試的方法，請(qǐng)一位被試單獨(dú)填寫因變量相關(guān)測(cè)項(xiàng)，另一位被試隔兩周填寫其余測(cè)項(xiàng)。②統(tǒng)計(jì)控制。采用Harman 單因素檢驗(yàn)，結(jié)果表明在未轉(zhuǎn)軸時(shí)第一個(gè)因子解釋了35.21%（＜40%）的變異，所以不存在單一因子解釋大部分變異的情況，表明同源偏差不顯著。

3 實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

如表2 所示，各變量的相關(guān)關(guān)系數(shù)的大小比較合理，能夠初步支持本研究的假設(shè)，且各變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)均小于0.5，說明本研究回歸模型中存在嚴(yán)重多重共線性問題的可能較小。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析Tab.2 Descriptive statistics and correlation coefficients

3.2 主效應(yīng)回歸分析

首先對(duì)納入回歸模型的所有變量進(jìn)行方差膨脹因子（VIF）診斷，結(jié)果顯示各模型中團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望、數(shù)字空間合作意向、權(quán)力識(shí)解水平、權(quán)力趨避取向和數(shù)字空間合作意向的VIF值在1.010～2.535之間，均小于3，即不存在多重共線性問題。在此基礎(chǔ)上，本研究采用層級(jí)回歸分析的方法對(duì)主效應(yīng)的各個(gè)假設(shè)進(jìn)行了檢驗(yàn)，表3中的M1～M5主要用于檢驗(yàn)主效用，其中，M1、M2的因變量均為技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)數(shù)字空間合作意向，逐步添加控制變量和自變量用于檢驗(yàn)H1；M3～M5的因變量分別為目標(biāo)合作意向、內(nèi)容合作意向、過程合作意向，加入控制變量和自變量團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望用以檢驗(yàn)H1a～H1c。

如表3 所示，M1 為控制變量對(duì)技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)數(shù)字空間合作意向的回歸模型，回歸結(jié)果表明團(tuán)隊(duì)成立年限（β=0.089，p ＜0.01）、協(xié)會(huì)任職比例（β=0.090，p ＜0.01）和女性成員比例（β=0.056，p ＜0.05）均與技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)數(shù)字空間合作意向顯著正相關(guān)。M2 在M1 的基礎(chǔ)上加入自變量團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望，回歸結(jié)果表明團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望顯著正向影響技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)的數(shù)字空間合作意向（β=0.292，p ＜0.001），H1 得到驗(yàn)證。M3是團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望對(duì)目標(biāo)合作意向的回歸模型，回歸結(jié)果表明團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望顯著正向影響技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)在數(shù)字空間的目標(biāo)合作意向（β=0.221，p ＜0.001），H1a 得到驗(yàn)證。M4 是團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望對(duì)內(nèi)容合作意向的回歸模型，回歸結(jié)果表明團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望顯著正向影響技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)在數(shù)字空間的內(nèi)容合作意向（β=0.254，p ＜0.001），H1b得到驗(yàn)證。M5是團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望對(duì)過程合作意向的回歸模型，回歸結(jié)果表明團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望顯著正向影響技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)在數(shù)字空間的過程合作意向（β=0.400，p ＜0.001），H1c得到驗(yàn)證。

表3 回歸分析結(jié)果Tab.3 Regression analysis results

3.3 調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸分析

表3中的M2、M6～M9主要用于檢驗(yàn)調(diào)節(jié)作用，依據(jù)調(diào)節(jié)作用層級(jí)回歸的檢測(cè)順序，先檢驗(yàn)團(tuán)隊(duì)希望對(duì)技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)數(shù)字空間合作意向的作用（M2），再依次檢驗(yàn)添加了調(diào)節(jié)變量（M6、M8）、調(diào)節(jié)變量與自變量的交互項(xiàng)（M7、M9）以判斷其是否起到調(diào)節(jié)作用，結(jié)果如表3所示。M2已經(jīng)在上文中得到證實(shí)；M6、M8中團(tuán)隊(duì)的權(quán)力識(shí)解水平與技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)的數(shù)字空間合作意向顯著正相關(guān)（β=0.066，p ＜0.1），團(tuán)隊(duì)的權(quán)力趨避取向與技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)的數(shù)字空間合作意向不相關(guān)（β=0.034，p ＞0.1）；M7、M9中團(tuán)隊(duì)的權(quán)力識(shí)解水平及權(quán)力趨避取向與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望的交互項(xiàng)均與技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)數(shù)字空間合作意向顯著正相關(guān)（β=0.258，p ＜0.001；β=0.137，p ＜0.001）。

參考郝喜玲等［40］針對(duì)調(diào)節(jié)作用的分析方法，通過對(duì)權(quán)力認(rèn)知調(diào)節(jié)效用進(jìn)行簡(jiǎn)單斜率分析（見圖2）。圖2（a）表明，高權(quán)力識(shí)解水平下（均值+1標(biāo)準(zhǔn)差），團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望對(duì)技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)數(shù)字空間合作意向的正向影響增強(qiáng)（β=0.581，p ＜0.001），在低權(quán)力識(shí)解水平下（均值-1標(biāo)準(zhǔn)差），團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望對(duì)技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)數(shù)字空間合作意向的正向影響削弱（β=0.065，p ＞0.1），H2a和H2b得到支持；圖2（b）表明，權(quán)力接近取向的情況下（均值+1 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差），團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望對(duì)技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)數(shù)字空間合作意向的正向影響增強(qiáng)（β=0.365，p ＜0.001），在權(quán)力抑制取向的情況下（均值-1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差），團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望對(duì)技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)數(shù)字空間合作意向的正向影響削弱（β=0.091，p ＜0.1），H3a和H3b得到支持。

圖2 權(quán)力認(rèn)知的調(diào)節(jié)效應(yīng)Fig.2 Moderating effect of power cognition

4 研究結(jié)論與討論

4.1 主要結(jié)論

現(xiàn)有研究尚未針對(duì)團(tuán)隊(duì)/組織層面的意向驅(qū)動(dòng)機(jī)理形成系統(tǒng)研究成果，特別是未見針對(duì)數(shù)字空間合作意向的實(shí)證研究。鑒于此，本研究將跨期選擇理論中的“希望—權(quán)力”辯證分析模型引入創(chuàng)業(yè)行為研究中，針對(duì)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)情緒與多主體合作創(chuàng)業(yè)行為選擇的不確定影響，梳理歸納了團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望、數(shù)字空間合作意向、創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)高/低權(quán)力識(shí)解、團(tuán)隊(duì)權(quán)力接近/抑制取向等概念和特質(zhì)。本研究梳理了團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望對(duì)技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)數(shù)字空間合作意向的主要作用，并探討了權(quán)力識(shí)解水平、權(quán)力趨避取向?qū)υ撟饔玫臐撛谡{(diào)節(jié)影響，以232個(gè)在豬八戒網(wǎng)、威客網(wǎng)、GitHub等主要參與眾包技術(shù)合作業(yè)務(wù)的技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)為樣本開展了實(shí)證分析。結(jié)果表明：團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望對(duì)技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)的數(shù)字空間合作意向（包括目標(biāo)合作意向、內(nèi)容合作意向、過程合作意向）具有顯著正向作用，團(tuán)隊(duì)的高權(quán)力識(shí)解會(huì)增強(qiáng)希望與技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)數(shù)字空間合作意向之間的正相關(guān)關(guān)系，而團(tuán)隊(duì)的權(quán)力接近取向會(huì)增強(qiáng)希望與技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)數(shù)字空間合作意向之間的正相關(guān)（權(quán)力抑制取向具有反向影響）。

4.2 理論貢獻(xiàn)

針對(duì)創(chuàng)業(yè)情緒在個(gè)體層面作用觀點(diǎn)不一致且缺少團(tuán)隊(duì)/組織層面研究的理論問題與研究需求，整合創(chuàng)業(yè)個(gè)體情緒特質(zhì)及希望情緒的分析視角提出團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望概念，H1的證實(shí)也表明借助此概念及實(shí)證設(shè)計(jì)能夠有效調(diào)和SHEPHERD等［2］指出的主觀感受對(duì)相關(guān)創(chuàng)業(yè)行為影響結(jié)論的不一致問題。

數(shù)字創(chuàng)業(yè)研究尚處于起步階段，缺乏對(duì)技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)數(shù)字空間合作意向驅(qū)動(dòng)機(jī)制［6］及其團(tuán)隊(duì)行為理性/認(rèn)知理性交互影響［7］的分析，針對(duì)這一理論研究需求，借助許成磊等［14］提出的動(dòng)態(tài)情境中團(tuán)隊(duì)合作內(nèi)容與途徑的多層次策略，解析評(píng)述并實(shí)證檢驗(yàn)了團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望與數(shù)字空間不同層次創(chuàng)業(yè)合作意向的正向作用機(jī)理，H1a、H1b、H1c的證實(shí)也有助于回應(yīng)NAMBISAN等［6］、AUTIO等［7］的呼吁，為從集體情緒層面系統(tǒng)認(rèn)識(shí)數(shù)字空間運(yùn)作特質(zhì)對(duì)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)合作意向形成與演化帶來的不確定影響，提供了直接理論基礎(chǔ)。

借助跨期選擇理論中研討特質(zhì)屬性與狀態(tài)屬性的“希望—權(quán)力”分析構(gòu)念，面向權(quán)力識(shí)解水平和權(quán)力趨避取向的影響，進(jìn)一步探究了團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望影響其數(shù)字空間合作意向的邊界條件，H2a/H2b 與H3a/H3b的證實(shí)在一定程度上驗(yàn)證了CARDON 等［12］、VALLERAND 等［13］在前期研究中關(guān)注但并未探明的“積極情緒負(fù)面影響”的內(nèi)在機(jī)理，能夠?yàn)檫M(jìn)一步辨析團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望與其數(shù)字空間合作意向的不確定作用關(guān)系提供理論支持。

4.3 管理啟示

在創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的特殊情境下，創(chuàng)業(yè)合作關(guān)聯(lián)受到平臺(tái)資源的作用將愈加開放和松散，由于技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)在知識(shí)、市場(chǎng)和資金等方面的依賴正在逐漸降低，因此借助團(tuán)隊(duì)希望調(diào)控群體層面創(chuàng)業(yè)情緒及其獨(dú)特認(rèn)知能力的相互依賴感，對(duì)改善數(shù)字空間中的技術(shù)合作意愿而言至關(guān)重要。

從創(chuàng)業(yè)者個(gè)體情緒特質(zhì)及群體希望情緒狀態(tài)兩個(gè)方面共同考慮情緒的心境與情感變化，有助于面向不同的合作目標(biāo)、內(nèi)容與過程辨析數(shù)字創(chuàng)業(yè)群體中合作情緒的價(jià)值實(shí)現(xiàn)路徑差異，即群體積極情緒更易于聚集具有相似創(chuàng)業(yè)承受能力或約束條件的分散個(gè)體，群體的積極價(jià)值感知能夠衍生共同心理并促進(jìn)多樣化協(xié)作任務(wù)，參與群體的有效角色入位能夠提升數(shù)字創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗(yàn)分享并預(yù)測(cè)和調(diào)控集體合作偏好。

權(quán)力識(shí)解水平、權(quán)力趨避取向是理解不確定情境中合作行為傾向的兩個(gè)重要因素，其中前者的提高能夠幫助創(chuàng)業(yè)者和團(tuán)隊(duì)關(guān)注更為宏大的合作意義，從而主動(dòng)適應(yīng)數(shù)字空間的短期非預(yù)期干擾，而后者向接近取向的轉(zhuǎn)變則反映出創(chuàng)業(yè)者及其團(tuán)隊(duì)在風(fēng)險(xiǎn)決策、日常決策與價(jià)值判斷等方面將更加主動(dòng)和內(nèi)生式地改善數(shù)字創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的認(rèn)知體驗(yàn)。通過有效的培訓(xùn)、引導(dǎo)和介入來改善創(chuàng)業(yè)者的這兩種情緒環(huán)境屬性，能夠有效地促進(jìn)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)合作并營(yíng)造更為包容和有序的數(shù)字創(chuàng)業(yè)環(huán)境。

4.4 研究局限和展望

囿于客觀條件，本研究存在以下局限。①研究?jī)?nèi)容涉及大量主觀感受測(cè)度，為了統(tǒng)一主觀評(píng)價(jià)的參照體系，選定的調(diào)研區(qū)域集中在云南省內(nèi)，盡管受訪者在籍貫、行業(yè)與職務(wù)特征等特征的分布上較為分散，但仍有可能降低研究設(shè)計(jì)的外部效度，后續(xù)研究中可拓展調(diào)查區(qū)域以增強(qiáng)樣本的代表性。②考慮研究的時(shí)效性以及成本因素，僅采用靜態(tài)的團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望與權(quán)力認(rèn)知的截面數(shù)據(jù)，尚未關(guān)注希望和權(quán)力認(rèn)知的周期性匹配關(guān)系，在后續(xù)研究中可以考慮縱向追蹤的方法關(guān)注技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)數(shù)字空間合作意向內(nèi)涵的多層次變化，進(jìn)一步探究權(quán)力識(shí)解水平與權(quán)力趨避取向隨合作內(nèi)涵變化對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)業(yè)希望影響技術(shù)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)數(shù)字空間合作意向的作用。③跨期選擇研究中眾多與“違背期望效用理論不變性原則”相關(guān)的多層次“框架效應(yīng)”研究成果也有助于進(jìn)一步解讀“希望—權(quán)力”影響多主體合作意向的前因變量及作用路徑，權(quán)力識(shí)解水平與權(quán)力趨避取向也具有潛在的交互匹配影響，特別是不同意向內(nèi)涵維度的差異化影響也具有重要研究?jī)r(jià)值，但目前并未探討這些內(nèi)容，在后續(xù)研究中可進(jìn)一步挖掘相關(guān)前因變量、多路徑作用、組合調(diào)節(jié)影響與中介效應(yīng)。