吳文嘉

四川開放大學發(fā)展和改革處,四川 成都 610073

0 引言

黨的二十大報告提出,必須堅持科技是第一生產(chǎn)力、人才是第一資源、創(chuàng)新是第一動力,深入實施科教興國戰(zhàn)略、人才強國戰(zhàn)略、創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略,開辟發(fā)展新領域、新賽道,不斷塑造發(fā)展新動能、新優(yōu)勢。隨著“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”熱潮席卷中國大地,各級政府都出臺了鼓勵創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的各類優(yōu)惠政策,我國創(chuàng)業(yè)指數(shù)顯著提升,為中國經(jīng)濟發(fā)展帶來新氣象。但是受激烈的市場競爭和環(huán)境中不確定性因素等影響,僅憑創(chuàng)業(yè)激情遠遠不夠,大多數(shù)創(chuàng)新企業(yè)最終以失敗告終。本文聚焦創(chuàng)業(yè)激情和創(chuàng)業(yè)能力如何協(xié)同發(fā)揮作用以幫助小微企業(yè)提高企業(yè)績效,以新創(chuàng)小微企業(yè)作為研究對象,從創(chuàng)業(yè)激情出發(fā),通過中介變量創(chuàng)業(yè)能力和調節(jié)變量環(huán)境動態(tài)性這2個指標,提出研究假設并建構研究模型,探尋創(chuàng)業(yè)激情、創(chuàng)業(yè)能力、新創(chuàng)企業(yè)績效的關系以及三者相互作用影響機理,驗證了創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)激情、創(chuàng)業(yè)能力對新創(chuàng)小微企業(yè)創(chuàng)業(yè)績效的影響效應[1],解釋了環(huán)境動態(tài)性不同對創(chuàng)業(yè)績效的影響,通過制定完善創(chuàng)業(yè)政策,提高創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)信心和積極性,為提升新創(chuàng)企業(yè)績效提供實證研究依據(jù)。

1 研究假設與理論框架

1.1 創(chuàng)業(yè)激情與新創(chuàng)企業(yè)績效的關系

“激情”最早是一個哲學概念,在心理學定義中解釋為對某種活動的積極的意向[2]。Baum et al.[3]早期致力于創(chuàng)業(yè)激情研究,將其定義為個人對創(chuàng)業(yè)行為活動的一種熱愛。Cardon et al.[4]研究得出,創(chuàng)業(yè)激情是創(chuàng)業(yè)者對參與創(chuàng)業(yè)行為活動的積極認同感,創(chuàng)業(yè)者在競爭激烈和不確定性的商業(yè)環(huán)境中,要想實現(xiàn)企業(yè)長足發(fā)展,必須滿懷激情推進企業(yè)改革創(chuàng)新。創(chuàng)業(yè)激情作為一種內在驅動力能有效提升創(chuàng)業(yè)組織和個人績效。謝雅萍 等[5]指出,滿懷激情的創(chuàng)業(yè)者從組織層面能夠有效提升企業(yè)績效,從個人層面能促進創(chuàng)業(yè)者全力以赴投入創(chuàng)業(yè)活動,提升創(chuàng)業(yè)者的個人績效。創(chuàng)業(yè)激情中的信心、執(zhí)著、樂觀、熱情等為創(chuàng)業(yè)者遇到困難和失敗時提供堅強的支撐,鍥而不舍。不管困難再大,激情始終是創(chuàng)業(yè)者不斷堅持與努力前行的源動力,是創(chuàng)業(yè)成功的制勝法寶。綜上所述,創(chuàng)業(yè)激情使創(chuàng)業(yè)者對自己的目標更堅定、對自己的行為更認同,整合所有資源全身心投入到創(chuàng)業(yè)活動中,歷盡千辛萬苦,最終獲得創(chuàng)業(yè)成功,據(jù)此,提出以下研究假設。

H1:創(chuàng)業(yè)激情對新創(chuàng)企業(yè)(組織、個人)績效均具有顯著正向影響。

1.2 創(chuàng)業(yè)激情與創(chuàng)業(yè)能力的關系

通過研究,有不少學者認為創(chuàng)業(yè)激情和創(chuàng)業(yè)成功、新創(chuàng)企業(yè)績效關聯(lián)性較強。新創(chuàng)企業(yè)激情一般分為發(fā)展、發(fā)明、創(chuàng)建3種激情[6]。充滿激情的創(chuàng)業(yè)者把創(chuàng)業(yè)當作享受人生和商業(yè)價值的過程,充滿激情的企業(yè)家不斷把創(chuàng)業(yè)激情傳導給員工,使其更具激情,提升思維進而提高創(chuàng)造力,助力企業(yè)成功[7]。創(chuàng)業(yè)者通過和員工互動交流,實現(xiàn)激情的傳導,增強員工創(chuàng)業(yè)的信心,產(chǎn)生情緒共鳴,促使其更加熱愛創(chuàng)業(yè)活動[8]。在我國,創(chuàng)業(yè)激情與創(chuàng)業(yè)成功之間的關系研究比較少,更多研究聚焦在創(chuàng)業(yè)激情對新創(chuàng)企業(yè)績效提升的影響方面,謝雅萍 等[5]通過實證研究證明了創(chuàng)業(yè)激情有助于提升創(chuàng)業(yè)績效,并認為創(chuàng)業(yè)激情對創(chuàng)業(yè)績效存在正向的直接效應。因此,本文提出如下假設。

H2:創(chuàng)業(yè)激情對創(chuàng)業(yè)能力有正向影響。

1.3 創(chuàng)業(yè)能力與新創(chuàng)企業(yè)績效的關系

關于創(chuàng)業(yè)能力與績效較為經(jīng)典的研究有:Rahman et al.[9]提出,創(chuàng)業(yè)能力積極會促進企業(yè)績效提升;Teece et al.[10]通過對關系理論層面的深入研究,證明創(chuàng)業(yè)能力與績效之間有正向影響。

Gimeno et al.[11]于2010年指出,企業(yè)家能力提高有助于推動企業(yè)績效提升。以量表的方式從多個視角證實了創(chuàng)業(yè)能力積極影響創(chuàng)業(yè)績效。文章通過對創(chuàng)業(yè)能力量表文獻的研究來找到其中對企業(yè)績效影響的重要指標,借鑒較有代表性的Man et al.[12]的研究,將創(chuàng)業(yè)能力范圍分為關系整合能力、組織運營能力、戰(zhàn)略管理能力、概念構建能力、機會把握能力等?；诖?本文提出如下假設。

H3創(chuàng)業(yè)能力對新創(chuàng)企業(yè)績效正向影響[13]。

H3a:關系整合能力對新創(chuàng)企業(yè)績效有正向影響。

H3b:組織運營能力對新創(chuàng)企業(yè)績效有正向影響。

H3c:機會把握能力對新創(chuàng)企業(yè)績效有正向影響。

H3d:戰(zhàn)略管理能力對新創(chuàng)企業(yè)績效有正向影響。

1.4 創(chuàng)業(yè)能力在創(chuàng)業(yè)激情和企業(yè)績效之間的鏈式中介效應

關于創(chuàng)業(yè)能力與企業(yè)績效的研究,劉井建[14]提出,創(chuàng)業(yè)者的個人能力和新創(chuàng)企業(yè)的動態(tài)能力能夠促進企業(yè)通過學習對新知識、新技術進行存儲,分析企業(yè)存在的問題和失敗原因,幫助企業(yè)解決發(fā)展中的困難和問題,在提高業(yè)績的同時實現(xiàn)盈利。蔡莉 等[15]指出,企業(yè)持續(xù)開展創(chuàng)業(yè)能力培訓,能夠促使員工知識增長,提高經(jīng)營管理能力,從而實現(xiàn)高質量發(fā)展。謝雅萍 等[5]指出,創(chuàng)業(yè)能力具備間接性傳導特征,創(chuàng)業(yè)者通過提升創(chuàng)業(yè)技能而產(chǎn)生的傳導作用,憑借鏈式中介效應對企業(yè)的績效產(chǎn)生積極影響,幫助企業(yè)提高創(chuàng)業(yè)成功率?；诖?本文提出如下假設。

H4:創(chuàng)業(yè)能力在創(chuàng)業(yè)激情和新創(chuàng)企業(yè)績效關系具有鏈式的中介作用。

1.5 環(huán)境動態(tài)性對創(chuàng)業(yè)能力和績效關系的調節(jié)效應

Thompson[16]在學術界提出了環(huán)境動態(tài)性概念和特征。Miller et al.[17]提出,環(huán)境動態(tài)性源于市場環(huán)境競爭、客戶需求等因素,難以預測。Zahra et al.[18]在基于對大量制造行業(yè)企業(yè)研究后,得出環(huán)境動態(tài)性在企業(yè)創(chuàng)新能力與績效間聯(lián)系密切。丁岳楓[19]研究發(fā)現(xiàn),環(huán)境動態(tài)性在創(chuàng)業(yè)激情與企業(yè)績效中有緩沖效應。由于企業(yè)內外部環(huán)境紛繁多變的不確定因素,不同的企業(yè)內外部環(huán)境變化對企業(yè)績效影響不同,其起到的調節(jié)作用也有強弱差異。需要對環(huán)境動態(tài)性的調節(jié)作用進行細化分析與研究。基于此,本文提出以下假設。

H5:環(huán)境動態(tài)性在創(chuàng)業(yè)激情與新創(chuàng)企業(yè)績效間有正向調節(jié)作用。

H6:環(huán)境動態(tài)性在創(chuàng)業(yè)能力與新創(chuàng)企業(yè)績效間有正向調節(jié)作用。

創(chuàng)業(yè)激情對新創(chuàng)企業(yè)績效影響研究模型如圖1所示。

圖1 創(chuàng)業(yè)激情對新創(chuàng)企業(yè)績效影響研究模型

2 研究方法

2.1 樣本與數(shù)據(jù)收集

本文將新創(chuàng)小微企業(yè)創(chuàng)始人作為研究對象,將創(chuàng)業(yè)能力作為中介變量,在選擇新創(chuàng)企業(yè)年限時以學術界通過標準(8年內),對50名新創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)始人開展預調研。2021年3—7月,以電子問卷方式通過北京、上海、廣州、成都、重慶等城市MBA、EMBA、企業(yè)聯(lián)合會等渠道對新創(chuàng)企業(yè)開展調研。本次研究于正式問卷調查開始之前進行了預調研,為正式問卷調研的量表開發(fā)和作用機制研究提供重要基礎。一共發(fā)放問卷600份,共回收有效問卷465份。在企業(yè)創(chuàng)始人樣本中,男性占64.5%,年齡26～45歲占75%,本科學歷以上占78.5%,其中研究生占22.6%。

2.2 變量測量

本文采用廣泛使用的成熟量表測量研究變量,采用李克特量表(Likert scale)的5級量表,非常不同意為“1”,非常同意為“5”。

1)自變量:在借鑒Breugst et al.[20]、單標安 等[21]研究的基礎上,對Cardon et al.[22]開發(fā)的創(chuàng)業(yè)激情量表進行了微調,共包括 13 個題項,如“能創(chuàng)建自己的企業(yè)很有成就感”“發(fā)現(xiàn)新的市場機會并制定創(chuàng)業(yè)方案且開始實施很高興”。

2)中介變量:通過對Chandler et al.[23]、Chen et al.[24]研究文獻的梳理并參考創(chuàng)業(yè)過程和機會理論,表明企業(yè)創(chuàng)業(yè)能力對績效影響很顯著,將創(chuàng)業(yè)能力量表設置11個小題,分為關系整合、企業(yè)運營、機會把握和戰(zhàn)略管理這4個維度。

3)因變量:新創(chuàng)企業(yè)績效測量參考Cavazos et al.[25]于2012年提出的觀點,將企業(yè)績效量表從成長和盈利 2個維度共設置6個題項。

4)調節(jié)變量:環(huán)境動態(tài)性測量參考Jaworski et al.[26]的量表,并進行適當調整,充分考慮市場環(huán)境的不確定和不可預測性,將環(huán)境動態(tài)性量表設置6個題項。

5)控制變量:根據(jù)Wong[27]的研究將新創(chuàng)企業(yè)年限設定為8年內,采用創(chuàng)業(yè)者性別、年齡、學歷、創(chuàng)建時間、所在地域、經(jīng)營情況、員工人數(shù)、分布行業(yè)設定為控制變量。

3 描述性統(tǒng)計分析

3.1 受訪者個人特征(性別、年齡和學歷)

本文對調查樣本的數(shù)據(jù)開展統(tǒng)計研究,得出了被調查創(chuàng)業(yè)者情況和受訪企業(yè)的特征,這些研究真實客觀。其中均值代表了集中趨勢(各維度變量按順序1～N),標準差代表了變量的波動情況(標準偏差的值越大,說明數(shù)據(jù)的離散程度就越大)。對各變量的頻率進行分析后表明,分布結果較好滿足了抽樣的調查要求。

人口學變量頻率分析如表1所示。通過本次調研數(shù)據(jù)可以看出,關于新創(chuàng)企業(yè)的研究代表對象主要以男性為主;年齡構成偏向于36～45歲的青年和中年;學歷分布偏向于本科學歷。其中年齡構成受訪者波動較大,廣泛分布于各個年齡層。

表1 人口學變量頻率分析(N:465)

樣本總體數(shù)據(jù)不難看出,新創(chuàng)業(yè)者大多數(shù)青中年男性,且近半的受訪者都有創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗,與現(xiàn)實情況大體相吻合。

3.2 受訪企業(yè)特征

本次調研的受訪者企業(yè)特征數(shù)據(jù)(見表2)波動較大,特征種類分布較廣,對研究有很好的客觀支撐作用。企業(yè)經(jīng)營時間、企業(yè)員工規(guī)模、企業(yè)的營業(yè)規(guī)模數(shù)據(jù)分布呈中間小、兩頭大的“U”型分布,新進入企業(yè)與較成熟新創(chuàng)企業(yè)占本調研樣本的比例較大。樣本企業(yè)行業(yè)分布情況較為均勻,調查行業(yè)分布較廣,調研結論具有較強的普遍意義。受本文作者所屬地區(qū)因素的影響,受訪企業(yè)所屬地區(qū)主要集中在川渝地區(qū),結論對川渝地區(qū)更具研究意義,但隨著經(jīng)濟流通對地緣的沖擊作用,總體研究結論對全國仍具有普遍借鑒意義。

表2 受訪企業(yè)特征描述(N:465)

4 實證分析

本調研問卷主體內容根據(jù)李克特量表(Likert scale)的5級量表,結合該領域前人的權威量表,基于本研究所探究的具體目標改良設計。各維度均滿足近似正態(tài)分布。

4.1 信度檢驗

將本次調研的問卷中的所有量表類題目結果導入SPSS26.0中進行可靠性分析,得出統(tǒng)計分析結果如表3所示,總體標準化信度α系數(shù)為0.965(信度系數(shù)為0～1,越接近1,信度越高),由此可知本次調研所用的問卷信度極好。

表3 可靠性統(tǒng)計

4.2 效度檢驗

本效度檢驗見表4,通過探索性因子分析的方法實現(xiàn)檢驗過程,分析的結果可以看出KMO檢驗的系數(shù)為0.854(KMO檢驗的系數(shù)為0～1,越接近1,問卷結構效度越好)。顯著性指標通過巴特利檢驗結果近似于0,表示原來假設不成立,證明本問卷的效度是非常好的。

表4 KMO和巴特利特檢驗

4.3 假設檢驗

4.3.1 創(chuàng)業(yè)激情對新創(chuàng)企業(yè)績效的作用檢驗

本文通過對數(shù)據(jù)進行深入分析,對提出的 10個假設進行了檢驗。本次采用SPSS26.0相關分析板塊實現(xiàn)分析過程。

根據(jù)相關分析結果(見表5)可以看出,各個變量在99%的顯著水平上均存在顯著的相關性,而且相關系數(shù)都大于0,所以創(chuàng)業(yè)激情、新創(chuàng)企業(yè)績效、創(chuàng)業(yè)機會識別、創(chuàng)業(yè)能力、環(huán)境動態(tài)性描述等相互之間都是正相關關系。

例如創(chuàng)業(yè)激情和新創(chuàng)企業(yè)績效之間的相關系數(shù)為0.444,為正相關關系。由此類推可以解釋其他所有變量之間的相關性。

表5 各維度之間相關性分析(創(chuàng)業(yè)激情為因變量)

4.3.2 創(chuàng)業(yè)能力對新創(chuàng)企業(yè)績效的作用檢驗

本次研究運用SPSS26.0軟件通過統(tǒng)計學里面最常用的相關性分析方法來實現(xiàn)分析過程。

根據(jù)相關分析結果(見表6)可以看出,各個變量在99%的顯著水平上均存在顯著的相關性,而且相關系數(shù)都大于0,所以H3a(資源整合能力)、H3b(組織運營能力)、H3c(機會把握能力)、H3d(戰(zhàn)略管理能力)與新創(chuàng)企業(yè)績效之間都是正相關關系。

例如資源整合能力和新創(chuàng)企業(yè)績效之間的相關系數(shù)為0.558,為正向影響關系,由此類推可以解釋其他所有變量之間的相關性。

表6 “四項關鍵能力”與企業(yè)績效相關性分析(新創(chuàng)企業(yè)績效為因變量)

4.3.3 創(chuàng)業(yè)能力在創(chuàng)業(yè)激情與新創(chuàng)企業(yè)績效之間的中介效應檢驗

使用SPSS26.0版本,對3個變量依次回歸的方法實現(xiàn)對創(chuàng)業(yè)能力中介效應的檢驗分析(見圖2)。

圖2 中介效應模型圖

通過對3個變量的逐步檢驗(見表7)可以得知,創(chuàng)業(yè)激情、創(chuàng)業(yè)能力、新創(chuàng)企業(yè)績效互相均呈現(xiàn)顯著性關系,使中介變量的前提條件得到滿足,進而證實創(chuàng)業(yè)激情—創(chuàng)業(yè)能力、創(chuàng)業(yè)能力—企業(yè)績效互為顯著性關系。

因此創(chuàng)業(yè)能力在創(chuàng)業(yè)激情與新創(chuàng)企業(yè)績效間起到部分中介的作用,即新創(chuàng)企業(yè)績效一部分受創(chuàng)業(yè)激情的直接影響,一部分受創(chuàng)業(yè)能力的中介影響。

表7 創(chuàng)業(yè)能力中介效應檢驗(N:465)

4.4.4 調節(jié)效應檢驗

本文的研究利用SPSS26.0和PROCESS插件實現(xiàn)環(huán)境動態(tài)性調節(jié)效應檢驗過程,由于自變量和調節(jié)變量都為連續(xù)型變量,通過對相應變量中心化處理來有效減少多重共線性對結果的影響,做層次回歸模型對交互項回歸系數(shù)進行檢驗。為了更加科學客觀地檢驗樣本數(shù)據(jù),本次檢驗根據(jù)樣本量的結構特征,采取均衡抽樣的方法樣本數(shù)據(jù)進行科學驗證。

本文通過構建3個模型來對調節(jié)效應進行分析,第1個模型包含自變量。第2個模型在1的基礎上引入調節(jié)變量,第3個模型在2的基礎上再引入交互項(自變量×調節(jié)變量)。

本次以查看模型3中創(chuàng)業(yè)能力和環(huán)境動態(tài)性的交互項的顯著性方式分析調節(jié)效應。

1)環(huán)境動態(tài)性在創(chuàng)業(yè)能力與企業(yè)績效間的調節(jié)效應檢驗。

表8中的第1個模型的構建目的是在不考慮環(huán)境動態(tài)性這個調節(jié)變量的影響時,自變量(創(chuàng)業(yè)能力)影響因變量(企業(yè)績效)的情況。從表8可知,自變量(創(chuàng)業(yè)能力)對企業(yè)績效呈現(xiàn)顯著性影響(β=0.372,t=4.556,p=0.000<0.05)。

從表8可知,創(chuàng)業(yè)能力與環(huán)境動態(tài)的交互項呈現(xiàn)出顯著性(β=0.059,t=2.668,p=0.010<0.05)。意味著創(chuàng)業(yè)能力對企業(yè)績效影響時,環(huán)境動態(tài)性在不同水平時,影響幅度具有顯著性差異(正向調節(jié)作用),如圖3所示。

表8 調節(jié)效應分析結果(H5)

圖3 調節(jié)斜率圖(H5)

根據(jù)PROCESS的結果構建回歸方程:Y=16.770+0.413X-0.238W+0.059X×W(Y:企業(yè)績效;X:創(chuàng)業(yè)能力;W:環(huán)境動態(tài)性;X×W:交互項)

乘積項X×W有統(tǒng)計學意義(p<0.05),故確定企業(yè)績效與創(chuàng)業(yè)能力之間的關系受到環(huán)境動態(tài)性的影響,環(huán)境動態(tài)性起到正向的調節(jié)效應。根據(jù)交互項引起回歸模型R2的變化估計可以得知變化量為0.093 6,即環(huán)境動態(tài)性調節(jié)效應對創(chuàng)業(yè)能力與企業(yè)績效的貢獻接近9%。

2)環(huán)境動態(tài)性在創(chuàng)業(yè)激情與企業(yè)績效間的調節(jié)效應檢驗。

表9中模型1構建的目的是在不考慮環(huán)境動態(tài)性這個調節(jié)變量的影響時,自變量(創(chuàng)業(yè)激情)影響因變量(企業(yè)績效)的情況。由表9可知,自變量(創(chuàng)業(yè)激情) 對企業(yè)績效呈現(xiàn)顯著性影響(β=0.336,t=3.352,p=0.002<0.05)。

從表9可知,創(chuàng)業(yè)激情與環(huán)境動態(tài)的交互項呈現(xiàn)出顯著性(β=0.070,t=2.210,p=0.032<0.05)。意味著創(chuàng)業(yè)激情對企業(yè)績效影響時,環(huán)境動態(tài)性在不同水平時,影響幅度具有顯著性差異(正向調節(jié)作用),如圖4所示。

表9 調節(jié)效應分析結果(H6)

圖4 調節(jié)斜率圖(H6)

根據(jù)PROCESS的結果構建回歸方程:Y=16.787+0.388X-0.142W+0.070X×W(Y:企業(yè)績效;X:創(chuàng)業(yè)激情;W:環(huán)境動態(tài)性;X×W:交互項)

乘積項X×W有統(tǒng)計學意義(p<0.05),故確定企業(yè)績效與創(chuàng)業(yè)激情之間的關系受到環(huán)境動態(tài)性的影響,環(huán)境動態(tài)性起到正向的調節(jié)效應。根據(jù)交互項引起回歸模型R2的變化估計可以得知變化量為0.032 1,即環(huán)境動態(tài)性調節(jié)效應對創(chuàng)業(yè)激情與企業(yè)績效的貢獻接近3%。

5 結論與展望

5.1 研究結論

本文通過構建 “創(chuàng)業(yè)激情-創(chuàng)業(yè)能力-新創(chuàng)企業(yè)績效”研究框架,探究了其相互影響作用的機制,研究結果如表10所示。

表10 研究結果匯總

①創(chuàng)業(yè)激情是提高新創(chuàng)企業(yè)績效的重要前因變量,即在創(chuàng)業(yè)過程中擁有激情的創(chuàng)業(yè)者更可能實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)成功并提高企業(yè)績效。②創(chuàng)業(yè)激情能夠通過影響創(chuàng)業(yè)能力,進而提升創(chuàng)業(yè)成功的可能性并提高企業(yè)績效,創(chuàng)業(yè)能力對新創(chuàng)企業(yè)的利潤和績效有顯著的促進作用,組織運營、關系整合、機會把握、戰(zhàn)略管理4個維度對新創(chuàng)企業(yè)的績效水平也顯現(xiàn)出明顯的積極作用。③創(chuàng)業(yè)能力在創(chuàng)業(yè)激情和企業(yè)績效間呈現(xiàn)鏈式中介作用。④通過回歸分析證明了環(huán)境動態(tài)性的調節(jié)作用,研究表明,新創(chuàng)企業(yè)必須隨時關注環(huán)境影響,對企業(yè)戰(zhàn)略和經(jīng)營策略進行及時調整以適應環(huán)境的不確定性變化,確保企業(yè)能提升績效,實現(xiàn)良性發(fā)展。

5.2 實踐啟示

1)構建了“創(chuàng)業(yè)激情-新創(chuàng)企業(yè)績效”研究框架,引入創(chuàng)業(yè)能力作為中介變量,引入環(huán)境動態(tài)性作為調節(jié)變量,充分運用統(tǒng)計軟件進行相關性分析,驗證兩者之間的關系,對研究探尋新創(chuàng)小微企業(yè)績效的提升策略有較高的實證價值。

2)證明了創(chuàng)業(yè)激情在影響創(chuàng)業(yè)成功和提升企業(yè)績效中的核心作用。對于高校來說,應該著重引導學生、創(chuàng)業(yè)者識別并擁有激情,通過創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育提升創(chuàng)業(yè)者的能力。政府可以加強創(chuàng)業(yè)宣傳,出臺鼓勵創(chuàng)業(yè)的政策,營造創(chuàng)業(yè)的良好環(huán)境,進而激發(fā)民眾創(chuàng)業(yè)激情。

3)本文將環(huán)境動態(tài)性納入研究模型,探索了環(huán)境動態(tài)性在創(chuàng)業(yè)激情和新創(chuàng)企業(yè)績效關系間的調節(jié)作用,突出了外部環(huán)境對創(chuàng)業(yè)成功并提升企業(yè)績效的重要性。

5.3 不足與展望

調查具有階段性、局限性,僅通過面談和問卷的方式,未能通過新創(chuàng)企業(yè)的年限時間開展深入細致分析。

創(chuàng)業(yè)激情影響創(chuàng)業(yè)企業(yè)績效是一個復雜的動態(tài)過程,下一步還可以采用動態(tài)追蹤的方式探究創(chuàng)業(yè)激情對企業(yè)績效的動態(tài)影響過程。

由于研究時間和經(jīng)費所限,研究區(qū)域范圍覆蓋不夠,未能綜合考慮區(qū)域省會城市、計劃單列市的經(jīng)濟差異性,每個區(qū)域回收數(shù)據(jù)不均等,在下一步研究中可以增加樣本容量、擴大調研范圍。