DOI：10.6049/kjjbydc.2024010541中圖分類號(hào)：F272.2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A開放科學(xué)（資源服務(wù)）標(biāo)識(shí)碼（OSID）：文章編號(hào)：1001-7348（2025）11-0064-10

0 引言

市場需求不斷變化，初創(chuàng)企業(yè)可能面臨產(chǎn)品適配度不足等問題。應(yīng)對(duì)此類風(fēng)險(xiǎn)，創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)揮重要作用[1-2]。創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型被視為一種激進(jìn)的創(chuàng)業(yè)決策，強(qiáng)調(diào)通過引入新產(chǎn)品、服務(wù)或技術(shù)替代舊有的，實(shí)現(xiàn)對(duì)現(xiàn)有業(yè)務(wù)和商業(yè)模式的重新評(píng)估與調(diào)整[3-4]，從而幫助初創(chuàng)企業(yè)解決問題、發(fā)掘新機(jī)會(huì)，并提升創(chuàng)新能力[]。例如，Airbnb從充氣床墊出租到成為民宿平臺(tái)的轉(zhuǎn)型，以及京東從光磁產(chǎn)品到電子商務(wù)平臺(tái)的轉(zhuǎn)變，成功的創(chuàng)業(yè)公司都在不斷重塑自己的業(yè)務(wù)模式。然而，創(chuàng)業(yè)者很難在一次嘗試中找到絕對(duì)正確的路徑，現(xiàn)實(shí)中也可能面臨進(jìn)退兩難的困境。因此，為何轉(zhuǎn)型、何時(shí)轉(zhuǎn)型是擺在創(chuàng)業(yè)者和研究者面前的重要問題[5]

創(chuàng)業(yè)者往往需要不斷權(quán)衡風(fēng)險(xiǎn)和機(jī)會(huì)，并作出是否轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵決策[5]。既有研究主要探討客戶反饋[4]、績效落差[1]、組織承諾[等對(duì)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策的影響，對(duì)于創(chuàng)業(yè)者情緒影響創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型作用機(jī)制探討較少。情緒作為創(chuàng)業(yè)者的一種心理特征，對(duì)企業(yè)戰(zhàn)略決策和組織結(jié)果具有重要影響[。不同類型情緒的信息處理方式和關(guān)注點(diǎn)不同，焦慮作為一種負(fù)面情緒，往往出現(xiàn)在個(gè)體遇到壓力時(shí)，其可能引起認(rèn)知偏差，影響個(gè)體風(fēng)險(xiǎn)感知[8]。隨著經(jīng)濟(jì)下行、國際貿(mào)易摩擦等全球性事件的出現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)者面臨的不確定性與組織內(nèi)外部壓力不斷增加，創(chuàng)業(yè)者焦慮的問題逐漸引發(fā)學(xué)界關(guān)注。因此，探究創(chuàng)業(yè)者焦慮對(duì)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策的影響具有重要理論與現(xiàn)實(shí)意義。

創(chuàng)業(yè)者焦慮對(duì)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型的影響通過什么中介機(jī)制傳遞？認(rèn)知失調(diào)理論認(rèn)為，當(dāng)個(gè)體行為與自我認(rèn)知產(chǎn)生分歧時(shí)會(huì)產(chǎn)生不適感，此過程受到個(gè)體情緒的調(diào)節(jié)。相較于積極情緒，負(fù)面情緒更容易讓創(chuàng)業(yè)者感受到與其期望或價(jià)值觀的偏離，進(jìn)而產(chǎn)生認(rèn)知失調(diào)。同時(shí)，認(rèn)知失調(diào)會(huì)驅(qū)動(dòng)個(gè)體進(jìn)行認(rèn)知調(diào)整或作出改變，從而達(dá)到減少或消除失調(diào)的目的[9。據(jù)此推斷，處于焦慮狀態(tài)下的創(chuàng)業(yè)者由于認(rèn)知偏差或過度關(guān)注負(fù)面信息，更容易出現(xiàn)認(rèn)知失調(diào)，更有可能尋求改變，從而作出激進(jìn)決策。因此，本文探究創(chuàng)業(yè)者焦慮通過認(rèn)知失調(diào)的中介作用對(duì)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策的響應(yīng)，有助于揭示創(chuàng)業(yè)者焦慮對(duì)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策的作用機(jī)制。

創(chuàng)業(yè)者焦慮影響創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型的邊界條件是什么？自我決定理論認(rèn)為，情緒對(duì)行為與決策的響應(yīng)受到自我動(dòng)機(jī)的影響，而動(dòng)機(jī)源于自主、勝任和關(guān)系三大基本需要的滿足[10]。有研究表明，家庭的角色尤為重要（ Xu 等，2020），當(dāng)工作與家庭產(chǎn)生沖突時(shí)，會(huì)影響個(gè)體的自主、勝任感和社會(huì)歸屬感等需求的滿足[1]，從而加劇其焦慮水平和對(duì)認(rèn)知失調(diào)的感知。此外，在解決角色責(zé)任不相容所導(dǎo)致的認(rèn)知失調(diào)過程中，往往涉及自我認(rèn)同的重構(gòu)與雙重身份的取舍[12]，那些將創(chuàng)業(yè)者身份視為自己核心身份的人，更可能采取積極甚至激進(jìn)的策略應(yīng)對(duì)失調(diào)，以滿足自主、勝任感和社會(huì)歸屬感需求[13]?；诖?，本文考量創(chuàng)業(yè)者的心理需求特性，重點(diǎn)研究家庭工作沖突和創(chuàng)業(yè)身份中心性這兩大內(nèi)部動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)作用。

此外，根據(jù)自我決定理論，決策動(dòng)機(jī)可以是內(nèi)部的或外部的，也可以是情緒上或認(rèn)知上的[10.13]。因此，為進(jìn)一步厘清創(chuàng)業(yè)者焦慮與創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策的關(guān)系，本研究在實(shí)證研究的基礎(chǔ)上通過模糊集定性比較方法對(duì)觸發(fā)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型的前因進(jìn)行組態(tài)分析。

綜上，本研究基于認(rèn)知失調(diào)理論和自我決定理論，以239名創(chuàng)業(yè)者作為研究對(duì)象，嘗試解答以下問題：第一，創(chuàng)業(yè)者焦慮情緒能否影響創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策？第二，認(rèn)知失調(diào)作為情緒影響行為的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，是否是創(chuàng)業(yè)者焦慮推進(jìn)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策的中介機(jī)制？第三，創(chuàng)業(yè)者不同的內(nèi)部動(dòng)機(jī)在驅(qū)動(dòng)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策方面是否存在差異？

本文邊際貢獻(xiàn)主要在于從主觀情緒視角解讀創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型的動(dòng)因，識(shí)別認(rèn)知失調(diào)的作用機(jī)制，并從社會(huì)身份與身份認(rèn)同兩個(gè)視角探究“焦慮情緒一認(rèn)知失調(diào)一創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型\"的邊界條件，彌補(bǔ)相關(guān)研究較少關(guān)注創(chuàng)業(yè)者焦慮與創(chuàng)業(yè)決策關(guān)系的不足，完善創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型的誘發(fā)因素和響應(yīng)機(jī)制研究。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 創(chuàng)業(yè)者焦慮與創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型

情緒是影響個(gè)體決策的重要因素[8]。研究表明，焦慮情緒會(huì)提高個(gè)體對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的敏感度，導(dǎo)致其在認(rèn)知上偏向于保守，忽視解決問題和探索新機(jī)會(huì)的可能性[]。相對(duì)而言，創(chuàng)業(yè)者由于其天生的高風(fēng)險(xiǎn)偏好、強(qiáng)烈的目標(biāo)導(dǎo)向和追求成功的動(dòng)機(jī)[3]、需要投入大量精力與情感[14]等特征，可能在焦慮情緒下作出激進(jìn)的決策路徑，如創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型。具體來說，第一，創(chuàng)業(yè)者的高風(fēng)險(xiǎn)偏好促使他們在面對(duì)不確定性和挑戰(zhàn)時(shí)更傾向于尋求機(jī)遇，在焦慮情緒驅(qū)動(dòng)下，更愿意探索新的、創(chuàng)新的解決方案[15]。第二，創(chuàng)業(yè)者通常具有強(qiáng)烈的目標(biāo)導(dǎo)向和追求成功的動(dòng)機(jī)。在焦慮情感的驅(qū)動(dòng)下，他們可能將焦點(diǎn)集中在克服障礙、實(shí)現(xiàn)目標(biāo)上，因此更容易采取積極主動(dòng)的行動(dòng)，如創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型。第三，創(chuàng)業(yè)者投入的精力與情感成本使其“騎虎難下”。由于投入了大量精力與情感，創(chuàng)業(yè)者更擔(dān)心失敗，在面臨資源短缺和時(shí)間有限的情況下，面對(duì)既定損失和可能獲利兩種結(jié)果，創(chuàng)業(yè)者更傾向于承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)選擇改變以求獲利[16]，從而作出創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策。因此，本文提出如下假設(shè)：

H₁ ：創(chuàng)業(yè)者焦慮推動(dòng)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策。

1.2 認(rèn)知失調(diào)的中介作用

應(yīng)用心理學(xué)指出，情緒不僅是人類的核心心理功能，還與認(rèn)知加工密切相關(guān)，影響個(gè)體行為決策。情緒通過激活特定腦區(qū)，如前扣帶回（ACC）、背外側(cè)前額葉、杏仁核等，影響信息選擇（Pyszczynski等，1993）、編碼與解碼，進(jìn)而影響其加工速度和準(zhǔn)確性（Teas-dale，1983）。同時(shí)，個(gè)體認(rèn)知模式也決定決策制定、行為選擇和問題解決能力[9]。研究表明，創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)端于與創(chuàng)業(yè)者信念沖突的新信息。但也有學(xué)者指出，在絕大多數(shù)情況下，創(chuàng)業(yè)者會(huì)傾向于回避質(zhì)疑并拒絕進(jìn)行調(diào)整[1]。在此基礎(chǔ)上，本文基于認(rèn)知失調(diào)理論推斷，當(dāng)與既有創(chuàng)業(yè)信念產(chǎn)生沖突的新信息導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)者產(chǎn)生認(rèn)知失調(diào)時(shí)，他們會(huì)作出創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型的決策。

創(chuàng)業(yè)者焦慮對(duì)認(rèn)知失調(diào)具有催化作用。首先，相較于積極情緒，在焦慮或悲傷狀態(tài)下，個(gè)體可能更加傾向于注意負(fù)面信息，而忽略與認(rèn)知一致性相關(guān)的信息，這種認(rèn)知偏差將導(dǎo)致認(rèn)知失調(diào)更為顯著[17]。其次，從生理機(jī)制上講，失調(diào)的喚起與負(fù)責(zé)情緒調(diào)節(jié)的腦區(qū)（尤其是腦島等）的激活程度存在顯著正相關(guān)關(guān)系[18]。同時(shí)，焦慮和悲傷等情緒通常伴隨情感投人，使個(gè)體更加關(guān)注和深入思考與認(rèn)知沖突相關(guān)的信息及情境，更易感知到認(rèn)知失調(diào)。

創(chuàng)業(yè)者處于認(rèn)知失調(diào)時(shí)，更有可能作出創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型等相對(duì)激進(jìn)的決策。個(gè)體處于認(rèn)知失調(diào)時(shí)會(huì)產(chǎn)生不適感，通常會(huì)采取行動(dòng)緩解這種不適感，如改變行為、改變既有信念、尋找認(rèn)知支持等[9]。基于創(chuàng)業(yè)情境，創(chuàng)業(yè)者通常選擇改變行為。一方面，由于資源或能力有限，創(chuàng)業(yè)者無力改變外部客觀條件，所以，通常會(huì)選擇改變自身信念或?qū)ふ艺J(rèn)知支持（即坦然接受這種不一致）。另一方面，創(chuàng)業(yè)的特點(diǎn)決定了在焦慮情緒下創(chuàng)業(yè)者很難做到面對(duì)認(rèn)知失調(diào)時(shí)依舊堅(jiān)持自我。由于在創(chuàng)業(yè)過程中投入了大量情感與精力，在焦慮情緒的影響下，再小的決策，創(chuàng)業(yè)者都可能認(rèn)為其對(duì)企業(yè)的生存和成功至關(guān)重要。

綜上，創(chuàng)業(yè)者焦慮會(huì)加劇創(chuàng)業(yè)者對(duì)認(rèn)知失調(diào)的感知，而處于認(rèn)知失調(diào)狀態(tài)下的創(chuàng)業(yè)者會(huì)尋求降低不適感的方法，從而作出創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策。因此，本文提出如下假設(shè)：

H₂ ：認(rèn)知失調(diào)在創(chuàng)業(yè)者焦慮與創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型之間發(fā)揮中介作用。

1.3家庭工作沖突對(duì)創(chuàng)業(yè)者焦慮與認(rèn)知失調(diào)間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

家庭工作沖突本質(zhì)上是一種角色間或時(shí)間上的沖突，體現(xiàn)家庭和工作領(lǐng)域的角色責(zé)任不相容程度以及時(shí)間分配上的不平衡[19]。一方面，家庭工作沖突對(duì)創(chuàng)業(yè)者的態(tài)度、行為和幸福感均會(huì)產(chǎn)生不利影響，包括工作滿意度、退出意向以及工作焦慮等[20]。另一方面，認(rèn)知失調(diào)經(jīng)常出現(xiàn)在需要對(duì)工作和家庭進(jìn)行權(quán)衡的個(gè)體身上[11]。由此可知，家庭工作沖突會(huì)影響創(chuàng)業(yè)者焦慮與認(rèn)知失調(diào)之間的關(guān)系。

自我決定理論認(rèn)為，每個(gè)個(gè)體都具有3種基本心理需求（自主性、能力、歸屬感）[21]。首先，由于家庭工作沖突，創(chuàng)業(yè)者無法自由決定如何分配時(shí)間和精力，創(chuàng)業(yè)者自主性降低，缺乏控制感，自我認(rèn)同受到威脅[11]，進(jìn)而增加認(rèn)知失調(diào)的可能性。其次，創(chuàng)業(yè)者通常將他們的自我價(jià)值、身份與其工作及創(chuàng)業(yè)身份緊密聯(lián)系在一起。由于時(shí)間和精力有限，創(chuàng)業(yè)者可能難以在工作和家庭兩個(gè)領(lǐng)域都表現(xiàn)出很強(qiáng)的能力，使得他們質(zhì)疑自己的價(jià)值和能力，進(jìn)而對(duì)自我認(rèn)同產(chǎn)生負(fù)面影響[20]，而自我認(rèn)同受損會(huì)增加認(rèn)知失調(diào)程度。最后，家庭工作沖突會(huì)使得他們在社會(huì)關(guān)系方面感到不安全和不滿足，從而降低歸屬感，而歸屬感的缺乏會(huì)使創(chuàng)業(yè)者更容易陷入負(fù)面情緒的循環(huán)，進(jìn)一步干擾個(gè)體認(rèn)知功能[21]，增加認(rèn)知失調(diào)程度。相反地，在家庭工作沖突水平較低時(shí)，創(chuàng)業(yè)者擁有更多自主性，能夠更自由地決定如何分配他們的時(shí)間和精力，使其更容易專注于工作，提高能力表現(xiàn)，也增強(qiáng)歸屬感[22]。因此，本文提出如下假設(shè)：

H₃ ：家庭工作沖突強(qiáng)化創(chuàng)業(yè)者焦慮與認(rèn)知失調(diào)之間的正相關(guān)關(guān)系。

1.4創(chuàng)業(yè)身份中心性對(duì)認(rèn)知失調(diào)與創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

家庭工作沖突體現(xiàn)家庭身份與工作身份的沖突，因此，本文分析創(chuàng)業(yè)者由于焦慮情緒與角色身份沖突認(rèn)知失調(diào)后，特定角色身份（創(chuàng)業(yè)者身份中心性）在創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策中的邊界作用。創(chuàng)業(yè)身份中心性是指個(gè)體在自我認(rèn)同中將創(chuàng)業(yè)者身份視為核心和重要組成部分的程度[23]。身份中心性具有“雙刃劍\"性質(zhì)，也可能促使創(chuàng)業(yè)者采取盲目激進(jìn)的行動(dòng)[24]。自我決定理論認(rèn)為，個(gè)體在心理需要無法得到滿足時(shí)可能激發(fā)更強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)[13]。當(dāng)認(rèn)知失調(diào)發(fā)生時(shí)，個(gè)體內(nèi)在動(dòng)機(jī)和自主性受到威脅，視創(chuàng)業(yè)為自我核心的創(chuàng)業(yè)者可能更主動(dòng)尋求解決方案（張浩，2022），以保護(hù)其創(chuàng)業(yè)身份和實(shí)現(xiàn)自主性、能力、歸屬感的目標(biāo)。當(dāng)創(chuàng)業(yè)身份中心性處于低水平時(shí)，創(chuàng)業(yè)者可能更傾向于采取保守策略，不愿冒險(xiǎn)去解決認(rèn)知失調(diào)，因?yàn)樗麄兊膬?nèi)在動(dòng)機(jī)不如高度認(rèn)同創(chuàng)業(yè)身份的創(chuàng)業(yè)者強(qiáng)烈。因此，本文提出如下假設(shè)：

H₄ ：創(chuàng)業(yè)身份中心性強(qiáng)化認(rèn)知失調(diào)與創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型之間的正相關(guān)關(guān)系。

1.5家庭工作沖突與創(chuàng)業(yè)身份中心性對(duì)認(rèn)知失調(diào)中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用

根據(jù)上述假設(shè)，認(rèn)知失調(diào)在創(chuàng)業(yè)者焦慮與創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型之間發(fā)揮中介作用 （H₂ ）；家庭工作沖突調(diào)節(jié)創(chuàng)業(yè)者焦慮與認(rèn)知失調(diào)之間的正向關(guān)系（ H₃ ）；創(chuàng)業(yè)身份中心性調(diào)節(jié)認(rèn)知失調(diào)與創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型之間的正向關(guān)系（ H₄ ）。其背后的理論基礎(chǔ)暗示了一個(gè)被調(diào)節(jié)的中介模型，即家庭工作沖突和創(chuàng)業(yè)身份中心性可能調(diào)節(jié)創(chuàng)業(yè)者焦慮通過認(rèn)知失調(diào)對(duì)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型的間接作用。具體來說，當(dāng)家庭工作沖突較顯著時(shí)，創(chuàng)業(yè)者焦慮對(duì)認(rèn)知失調(diào)的影響較大，創(chuàng)業(yè)者在面對(duì)各種不確定性的同時(shí)還需要應(yīng)對(duì)家庭與工作角色責(zé)任不相容以及時(shí)間分配不平衡。此時(shí)，會(huì)加劇認(rèn)知失調(diào)感知，使創(chuàng)業(yè)者更傾向于作出創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策。當(dāng)創(chuàng)業(yè)身份中心性較顯著時(shí)，創(chuàng)業(yè)者視創(chuàng)業(yè)為自身重要組成部分，可能會(huì)更加積極甚至激進(jìn)地尋找突破，以解決認(rèn)知失調(diào)并維護(hù)其創(chuàng)業(yè)身份。因此，本文提出以下假設(shè)：

H_5a ：在家庭工作沖突水平較高的情況下，認(rèn)知失調(diào)對(duì)創(chuàng)業(yè)者焦慮和創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型的中介作用更強(qiáng)；

H_5b ：在創(chuàng)業(yè)身份中心性較高的情況下，認(rèn)知失調(diào)對(duì)創(chuàng)業(yè)者焦慮和創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型的中介作用更強(qiáng)。

綜上，本文構(gòu)建理論框架，如圖1所示。

2 研究方法

2.1樣本與數(shù)據(jù)收集

本研究的參與者是通過在中國舉辦的關(guān)于培養(yǎng)企業(yè)家領(lǐng)導(dǎo)力的研討會(huì)和湖南省、廣東省當(dāng)?shù)氐膭?chuàng)業(yè)孵化基地招募的。首先，研討會(huì)由一家咨詢公司組織，旨在向參與者介紹促進(jìn)新創(chuàng)企業(yè)發(fā)展所需要的各種資源和企業(yè)家技能，其作為一個(gè)聚集了大量創(chuàng)業(yè)者的平臺(tái)，參與的創(chuàng)業(yè)者來自不同行業(yè)，擁有豐富的創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗(yàn)，因此，能夠提供多樣化的數(shù)據(jù)樣本。其次，由某研究院牽頭，通過聯(lián)系創(chuàng)業(yè)孵化基地，能夠接觸到對(duì)創(chuàng)業(yè)過程擁有深入理解并且具有一定共性的調(diào)查對(duì)象，可以確保樣本的廣泛性與代表性。

調(diào)查分為4個(gè)階段： ① 采用回譯法，并邀請英語專業(yè)的學(xué)者檢查譯文準(zhǔn)確性； ② 以湖南省創(chuàng)業(yè)孵化基地30家創(chuàng)業(yè)企業(yè)為樣本對(duì)調(diào)查問卷進(jìn)行預(yù)測試，根據(jù)反饋建議修訂調(diào)查問卷； ③ 通過研討會(huì)及創(chuàng)業(yè)孵化基地管理者獲取創(chuàng)業(yè)企業(yè)名單； ④ 通過電子郵件與短信等方式收集樣本數(shù)據(jù)。

該研討會(huì)分兩次舉辦，培訓(xùn)內(nèi)容不同，間隔1個(gè)月。在研討會(huì)開始之前，引導(dǎo)創(chuàng)業(yè)者完成在線調(diào)查。參與者橫跨多個(gè)行業(yè)（例如社交媒體運(yùn)營及營銷、互聯(lián)網(wǎng)內(nèi)容制作、餐飲管理、教育培訓(xùn)、金融服務(wù)等）。在兩次研討會(huì)上發(fā)放問卷，第一次發(fā)放的問卷涉及自變量、中介變量以及調(diào)節(jié)變量家庭工作沖突的題項(xiàng)（共17項(xiàng)）；第二次發(fā)放的問卷涉及因變量、調(diào)節(jié)變量創(chuàng)業(yè)身份中心性和控制變量的題項(xiàng)（共14項(xiàng)）。通過在線調(diào)查中的特殊標(biāo)記篩選兩次研討會(huì)均參加且填答了在線調(diào)查的企業(yè)家，共計(jì)得到問卷95份，其中84份有效。

通過各創(chuàng)業(yè)孵化基地的管理人員獲取基地內(nèi)各創(chuàng)業(yè)企業(yè)創(chuàng)始人的電子郵箱和電話等聯(lián)系方式，共計(jì)得到860家企業(yè)信息，并通過郵箱和短信聯(lián)系這些公司，了解他們是否有興趣參與調(diào)查。同意參與調(diào)查的公司有363家，隨后分兩次（間隔1月），通過郵箱和短信鏈接等方式發(fā)送正式調(diào)查問卷，其中，第一次發(fā)放的問卷涉及自變量、中介變量以及調(diào)節(jié)變量家庭工作沖突的題項(xiàng)（共17項(xiàng)）；第二次發(fā)放的問卷涉及因變量、調(diào)節(jié)變量創(chuàng)業(yè)身份中心性和控制變量的題項(xiàng)（共14項(xiàng)）。共計(jì)186家公司填寫了問卷，其中155份有效。

最終樣本量為239份，其中，女性111人（46.44%） ，男性128人（53. 56% ；已婚201人（84.10%） ；平均年齡、員工人數(shù)以及家庭成員人數(shù)分別為31.36歲、35.22人和3.95人；取得本科及以上學(xué)歷的有149人 （62.34%） ；創(chuàng)業(yè)企業(yè)分布情況，湖南省85家 35.56% ）、廣東省76家 （31.80% ）、北京市27家（11. 30% ）、上海市18家 （7.53% ）、其他地區(qū)33家（13.81%） 。

2.2 研究方法

本文采用結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）與模糊集定性比較分析（fsQCA）相結(jié)合的研究方法，兩種研究方法基于不同原理，具有不同側(cè)重點(diǎn)。結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）適用于檢驗(yàn)探索性模型與假設(shè)，并能評(píng)估預(yù)測模型；模糊集定性比較分析方法（fsQCA）適用于探究組合效應(yīng)。因此，本文采用結(jié)構(gòu)方程模型分析前因變量對(duì)結(jié)果變量的凈效應(yīng)，采用模糊集定性比較分析方法（fsQCA）探索導(dǎo)致結(jié)果變量的前因條件組合。

2.3 變量測量

鑒于與焦慮、認(rèn)知失調(diào)和家庭工作沖突變量相關(guān)的內(nèi)容較為敏感，被調(diào)查者可能傾向于將他們的回答置于量表中心附近，因此，本研究所有變量均選擇使用Likert六級(jí)量表（控制變量除外），其中，1表示“非常不同意”，6表示“非常同意”。所有量表均遵循回譯法，以確保準(zhǔn)確性和內(nèi)容效度。

創(chuàng)業(yè)者焦慮：使用Spitzer等[25]開發(fā)的7題項(xiàng)量表，并修改表述使之適應(yīng)創(chuàng)業(yè)情境，代表題項(xiàng)如“過去2周在處理與創(chuàng)業(yè)相關(guān)的事務(wù)時(shí)，我會(huì)時(shí)常擔(dān)心有什么不好的事情發(fā)生”。Cronbach'sα為O.94，CR值為0.94，AVE為0.73。

認(rèn)知失調(diào)：使用Metzger等[26]開發(fā)的5題項(xiàng)量表，參考Vaghefi等[27]的做法，使其題項(xiàng)更符合創(chuàng)業(yè)情境，代表題項(xiàng)如“當(dāng)新獲取的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目信息與原來預(yù)想的不一致時(shí)，我會(huì)因此覺得不舒服”。Cronbach'sα為0.87，CR值為0.88，AVE為0.66。

創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型：使用Wood等[3]開發(fā)的4題項(xiàng)量表，代表題項(xiàng)如“鑒于公司正面臨的財(cái)務(wù)收支情況等內(nèi)部環(huán)境，我可能徹底改變現(xiàn)在創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目的戰(zhàn)略方向”。Cron-bach's α 為0.91，CR值為0.92，AVE為0.79。

家庭工作沖突：使用Netemeyer等[19]開發(fā)的5題項(xiàng)量表，代表題項(xiàng)如“我的家庭生活影響了我在創(chuàng)業(yè)過程中履行工作職責(zé)，例如按時(shí)上班、完成日常任務(wù)和加班”。Cronbach's α 為0.94，CR值為0.94，AVE為0.79。

創(chuàng)業(yè)身份中心性：使用Murnieks等[23]開發(fā)的4題項(xiàng)量表，代表題項(xiàng)如“成為一名創(chuàng)業(yè)者是我人生的重要組成部分”。Cronbach'sα為0.79，CR值為0.82，AVE為0.61。

基于以往研究，本文控制創(chuàng)業(yè)者性別、年齡、教育背景、員工數(shù)量、財(cái)務(wù)資源可獲取性等變量，這些變量可能對(duì)焦慮和轉(zhuǎn)型產(chǎn)生潛在影響[3，24]。在現(xiàn)實(shí)中，創(chuàng)業(yè)者也承擔(dān)著一定的家庭責(zé)任，可能會(huì)將工作時(shí)間用于處理家庭事務(wù)，因此，本文將婚姻狀況和家庭成員數(shù)量作為控制變量[28]。此外，采用SPSS26.0軟件對(duì)各變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)如表1所示。結(jié)果顯示，除家庭工作沖突和創(chuàng)業(yè)身份中心性二者不相關(guān)外，其他變量間均存在顯著相關(guān)關(guān)系，因而適

合進(jìn)行實(shí)證分析。

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 信效度分析

對(duì)于量表的信度檢驗(yàn)，通常使用Cronbach's α 系數(shù)和CR值兩個(gè)指標(biāo)。本研究采用SPSS26.0軟件進(jìn)行分析，各變量的Cronbach's α 系數(shù)和CR值均超過O.7，表明所使用的量表信度較高。

效度分析包括內(nèi)容效度、結(jié)構(gòu)效度、聚合效度和區(qū)分效度。在內(nèi)容效度方面，所采用的量表來自已被驗(yàn)證過的成熟量表，并經(jīng)過回譯法，以確保準(zhǔn)確性和內(nèi)容效度。在結(jié)構(gòu)效度、聚合效度和區(qū)分效度方面，本文首先使用SPSS26.0軟件進(jìn)行KMO和Bartlett球形度檢驗(yàn)，結(jié)果顯示KMO值為 0.733gt;0.50 ，Bartlett球形度檢驗(yàn)顯著 （p=0.000lt;0.05） ，表明樣本數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因子分析。其次，借助SmartPLS4軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。結(jié)果顯示： x²=742.21 ， x²/df=1.90 ： CFI= 0.93; TLI=0.92 ； IFI=0.93 ； RMSEA=0. 06lt;0. 08 SRMR=0.05 ，表明模型整體擬合良好，量表結(jié)構(gòu)效度較高。此外，各題項(xiàng)的因子載荷為 0.61～0.89 ，均大于0.5，各因子的平均萃取變異值A(chǔ)VE均大于0.5，組合信度CR均大于0.8，表明量表具有較高的聚合效度。最后，各變量的AVE平方根均大于該變量與其余變量的相關(guān)系數(shù)，表明所使用的量表具有較高的區(qū)分效度（見表1）。

3.2共同方法偏差檢驗(yàn)

為確保研究不受共同方法偏差（CMV）影響，本研究進(jìn)行哈曼單因子測試，并檢查解釋性因子分析的未旋轉(zhuǎn)因子解，以確定在變量中占 50% 方差的因子數(shù)量。結(jié)果顯示，單一因子提取的總方差為 37.96% ，低于50% 的閾值。使用方差膨脹因子（VIF）進(jìn)行多重共線性測試，所有VIF都低于2.7，表明模型沒有嚴(yán)重的共同方法偏差。檢查構(gòu)念之間的雙變量相關(guān)性，發(fā)現(xiàn)在模型中沒有一對(duì)構(gòu)念具有高相關(guān)性（ _rgt;0.70） ，表明研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題（見表1）。

3.3結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）檢驗(yàn)結(jié)果

在模型擬合程度較好的基礎(chǔ)上，本研究利用SmartPLS4軟件進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)者焦慮與創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型呈正相關(guān)關(guān)系 ?β=0，29，t= 4.36，plt;0.001） ，因此，支持假設(shè) H₁ ；創(chuàng)業(yè)者焦慮與認(rèn)知失調(diào)呈正相關(guān)關(guān)系 ?{β=0.62，t=10.24，plt;0.001） 認(rèn)知失調(diào)與創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型呈正相關(guān)關(guān)系 （β=0，34，t=4. 63 plt;0.001） ，認(rèn)知失調(diào)在創(chuàng)業(yè)者焦慮與創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型中存在中介效應(yīng) R=0.21，[0.11，0.32]，plt;0.001） ，因此，假設(shè) H₂ 得到支持；家庭工作沖突對(duì)創(chuàng)業(yè)者焦慮與認(rèn)知失調(diào)之間的關(guān)系發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用（ R=0.16，t=2，57，p lt;0.05） ，因此，支持假設(shè) H₃ 。

如圖2所示，在家庭工作沖突水平較高 （1+SD） 的情況下，創(chuàng)業(yè)者焦慮與認(rèn)知失調(diào)之間的正相關(guān)關(guān)系更顯著。創(chuàng)業(yè)身份中心性對(duì)認(rèn)知失調(diào)與創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型之間的關(guān)系發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用（ ?{3=0.17，t=2.59，plt;0.01） ，因此，假設(shè) H₄ 得到支持。如圖3所示，在創(chuàng)業(yè)身份中心性較高 （1+SD） 時(shí)，認(rèn)知失調(diào)與創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型的正相關(guān)關(guān)系更顯著。

為檢驗(yàn)假設(shè) H_5a 和 H_5b ，本研究采用bootstrap 法進(jìn)一步驗(yàn)證有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型。由表2可知，在低水平家庭工作沖突下，中介效應(yīng)不顯著，但在高水平家庭工作沖突下， 95% 置信區(qū)間為[0.29，0.65]，不包含0，中介效應(yīng)顯著。結(jié)果表明，隨著家庭工作沖突水平的提升，認(rèn)知失調(diào)在創(chuàng)業(yè)者焦慮與創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型之間的中介效應(yīng)顯著增強(qiáng)，因此，假設(shè) H_5a 得到支持。在低水平創(chuàng)業(yè)身份中心性下，中介效應(yīng)不顯著，但在高水平創(chuàng)業(yè)身份中心性下， 95% 的置信區(qū)間為[0.08，0.25]，不包含0，中介效應(yīng)顯著。結(jié)果表明，隨著創(chuàng)業(yè)身份中心性水平的提升，認(rèn)知失調(diào)在創(chuàng)業(yè)者焦慮與創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型之間的中介效應(yīng)顯著增強(qiáng)，因此，假設(shè) H_5b 得到支持。

3.4 fsQCA檢驗(yàn)

模糊集定性比較分析（fsQCA）是一種非對(duì)稱的數(shù)據(jù)分析技術(shù)，其結(jié)合具有豐富情境信息的定性方法，以及能夠處理大量案例且比對(duì)稱理論和工具更具普遍性的定量方法的邏輯及經(jīng)驗(yàn)強(qiáng)度（杜運(yùn)周等，2022）。為進(jìn)一步理清創(chuàng)業(yè)者焦慮與創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策間關(guān)系，本研究在結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）的基礎(chǔ)上通過模糊集定性比較分析（fsQCA）方法，對(duì)觸發(fā)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型的前因進(jìn)行組態(tài)分析。

（1）變量校準(zhǔn)。fsQCA分析的第一步是對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行校準(zhǔn)，本研究根據(jù)完全隸屬（0.95）、交叉點(diǎn)（0.5）、完全不隸屬（0.05）3個(gè)錨點(diǎn)進(jìn)行數(shù)據(jù)校準(zhǔn)。對(duì)于隸屬度為0.500的數(shù)據(jù)，系統(tǒng)不會(huì)納入真值表進(jìn)行分析，因此，參考Fiss[29]的研究進(jìn)行 +0.001 處理。

（2）單因素必要條件分析。在變量校準(zhǔn)的基礎(chǔ)上，開展必要性分析，檢驗(yàn)單一條件是否構(gòu)成結(jié)果的必要條件。通常來說，認(rèn)定必要性條件需要達(dá)到0.9的一致性分?jǐn)?shù)，并具有足夠的覆蓋度。由表3可知，四組要素的一致性均低于0.9，因此，創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型不是由單個(gè)因素決定的，需要進(jìn)行多因素組態(tài)分析。

（3）創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型的組態(tài)充分性分析。組態(tài)分析是為了研究由多個(gè)前因條件構(gòu)成的不同組態(tài)對(duì)結(jié)果產(chǎn)生的充分性。本研究將一致性門檻值設(shè)置為0.8，RPI值設(shè)置為 0.6^[30] ，選擇以中間解進(jìn)行組態(tài)分析，簡單解區(qū)分核心和輔助條件，得到2條觸發(fā)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型和2條非創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型的前因組態(tài)。由此可見，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型的組態(tài)并非唯一。同時(shí)，根據(jù)Fiss[29]提出的QCA分析結(jié)果呈現(xiàn)形式，繪制表4。

由表4可知，導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型的模型解的一致性水平為0.889，解的覆蓋度為 0.628gt;0.5 ，這2條路徑可以解釋 62.8% 的創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型樣本，具有較強(qiáng)解釋力。基于QCA方法的因果非對(duì)稱性假設(shè)，不同條件組態(tài)可以對(duì)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型進(jìn)行解釋，因此，本研究進(jìn)一步分析非創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型路徑，如表4所示。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，導(dǎo)致非創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型的模型解的一致性水平為0.808，解的覆蓋度為 0.652gt; 0.5，這2條路徑可以解釋 65.2% 的非創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型樣本，具有較強(qiáng)解釋力。

基于組態(tài)分析結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)：心理因素和社會(huì)因素“多重并發(fā)”形成創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型的兩條路徑，即“創(chuàng)業(yè)身份驅(qū)動(dòng)型”和“認(rèn)知失調(diào)驅(qū)動(dòng)型”。 ① “創(chuàng)業(yè)身份驅(qū)動(dòng)型”，無論認(rèn)知失調(diào)是否存在，當(dāng)創(chuàng)業(yè)者面臨焦慮和家庭工作沖突，并具有創(chuàng)業(yè)身份中心性時(shí)，就可能作出創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策。這說明創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策是在創(chuàng)業(yè)者身份中心性（自主性動(dòng)機(jī)和內(nèi)在動(dòng)機(jī)）、家庭工作沖突（外部動(dòng)機(jī)）的共同推動(dòng)下實(shí)現(xiàn)的。一方面，該結(jié)論進(jìn)一步驗(yàn)證了家庭工作沖突和創(chuàng)業(yè)身份中心性對(duì)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型的推動(dòng)作用；另一方面，強(qiáng)調(diào)了創(chuàng)業(yè)者家庭狀況和心理因素對(duì)其創(chuàng)業(yè)決策的核心作用。作為一名創(chuàng)業(yè)者，在以自身創(chuàng)業(yè)身份為中心時(shí)，也要意識(shí)到家庭和工作之間的沖突與創(chuàng)業(yè)過程中的焦慮情緒是普遍存在的，并且可能會(huì)對(duì)創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生重要影響，所以不應(yīng)忽視它們。 ② “認(rèn)知失調(diào)驅(qū)動(dòng)型”，無論是否具有創(chuàng)業(yè)身份中心性，當(dāng)創(chuàng)業(yè)者同時(shí)面臨家庭工作沖突、焦慮與認(rèn)知失調(diào)時(shí)，也會(huì)作出創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策，這說明焦慮和認(rèn)知失調(diào)可以獨(dú)立于創(chuàng)業(yè)身份中心性影響創(chuàng)業(yè)者決策，尤其是在面臨家庭工作沖突的情況下。一方面，該結(jié)論進(jìn)一步驗(yàn)證了創(chuàng)業(yè)者焦慮與認(rèn)知失調(diào)對(duì)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型的促進(jìn)作用；另一方面，強(qiáng)調(diào)了創(chuàng)業(yè)者情緒和認(rèn)知因素對(duì)其創(chuàng)業(yè)決策的核心作用。由于諸多不確定性與內(nèi)外部壓力，創(chuàng)業(yè)者可能長期處于焦慮與認(rèn)知失調(diào)狀態(tài)，而在這種狀態(tài)下更易作出創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型等激進(jìn)決策，但出于這一動(dòng)因作出的激進(jìn)決策可能讓創(chuàng)業(yè)者為了應(yīng)對(duì)不確定性而陷入另外一種不確定性中，所以，創(chuàng)業(yè)者可以采取一系列措施管理焦慮和認(rèn)知失調(diào)，以減少潛在沖突對(duì)決策產(chǎn)生的負(fù)面影響。

基于QCA組態(tài)思維，本研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型影響因素具有非對(duì)稱性，也有兩組組態(tài)能引發(fā)低創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型響應(yīng)。 ① 無論認(rèn)知失調(diào)、家庭工作沖突存在與否，創(chuàng)業(yè)者焦慮與創(chuàng)業(yè)身份中心性的缺失都會(huì)導(dǎo)致非創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策。創(chuàng)業(yè)者焦慮和創(chuàng)業(yè)身份中心性缺乏可能意味著創(chuàng)業(yè)者沒有將創(chuàng)業(yè)作為自己的核心特征或認(rèn)同，因此，可能不會(huì)全身心地投入創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，或者滿足于現(xiàn)狀，從而不會(huì)主動(dòng)選擇創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型。 ② 無論創(chuàng)業(yè)者焦慮存在與否，認(rèn)知失調(diào)、家庭工作沖突和創(chuàng)業(yè)身份中心性的缺失都會(huì)導(dǎo)致非創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策。當(dāng)創(chuàng)業(yè)者缺少認(rèn)知失調(diào)時(shí)，會(huì)缺乏作出改變的動(dòng)力，此時(shí)如果加上創(chuàng)業(yè)身份中心性的缺乏，即使其它條件（缺乏家庭工作沖突）有利，創(chuàng)業(yè)者也可能不會(huì)積極追求，因?yàn)閯?chuàng)業(yè)者對(duì)于他們來說不是核心身份。

4結(jié)論與討論

本研究試圖闡明創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策的過程機(jī)制，一些激進(jìn)的決策是在創(chuàng)業(yè)者感到焦慮的情況下作出的，創(chuàng)業(yè)者在焦慮時(shí)會(huì)加劇認(rèn)知失調(diào)感知，從而推動(dòng)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型。放棄初始產(chǎn)品并替換為全新替代品的決策是具有風(fēng)險(xiǎn)和挑戰(zhàn)性的，是一種更激進(jìn)的創(chuàng)業(yè)決策，其影響因素尚未得到充分討論。本文基于認(rèn)知失調(diào)理論以及創(chuàng)業(yè)管理相關(guān)研究，采用結(jié)構(gòu)方程模型（SEM研究發(fā)現(xiàn)：

① 創(chuàng)業(yè)者焦慮能夠推動(dòng)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型； ② 創(chuàng)業(yè)者焦慮可以通過加劇認(rèn)知失調(diào)感知，促進(jìn)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型； ③ 家庭工作沖突越高，創(chuàng)業(yè)者的焦慮情緒越能加劇認(rèn)知失調(diào)感知； ④ 創(chuàng)業(yè)身份中心性越高，認(rèn)知失調(diào)越能推動(dòng)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型。

本研究以創(chuàng)業(yè)者焦慮、認(rèn)知失調(diào)、家庭工作沖突和創(chuàng)業(yè)身份中心性為前因條件，應(yīng)用組態(tài)思維和fsQCA方法探討創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策差異的多重并發(fā)因素和復(fù)雜機(jī)制，結(jié)果發(fā)現(xiàn)： ① 創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型響應(yīng)路徑表現(xiàn)出“多重并發(fā)”和“殊途同歸\"的特點(diǎn)，并不存在單一因素構(gòu)成實(shí)現(xiàn)高、低程度創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型的必要條件； ② 高程度創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型和低程度創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型各有2種組態(tài)。

4.1 理論貢獻(xiàn)

（1）本研究揭示了創(chuàng)業(yè)者焦慮也是創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策的重要前因。既有研究多聚焦于績效差異[1]、信息反饋[31]等外部客觀因素的影響，而對(duì)主觀視角前因的研究較為欠缺。本文從創(chuàng)業(yè)者自身主觀情緒出發(fā)，探討了焦慮情緒在創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策過程中的作用，是對(duì)現(xiàn)有創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策領(lǐng)域的補(bǔ)充和拓展。從研究結(jié)論來看，焦慮情緒對(duì)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型的作用受多重因素影響，對(duì)進(jìn)一步理解創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策機(jī)制豐富了視野。

（2）本文識(shí)別了認(rèn)知失調(diào)這個(gè)重要機(jī)制，利用實(shí)證研究方法解釋了為什么具有與回避傾向相關(guān)的特質(zhì)（如特質(zhì)焦慮）的個(gè)體也可能決定主動(dòng)出擊[8]。對(duì)于創(chuàng)業(yè)企業(yè)而言，企業(yè)運(yùn)作更多地圍繞創(chuàng)業(yè)者或創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)的決策進(jìn)行[5]，從認(rèn)知失調(diào)視角來看，創(chuàng)業(yè)者選擇主動(dòng)出擊決策的動(dòng)因可能不是為了追求績效或成功，而是為了緩解自己內(nèi)心的不適感。如果信息差異沖突不能喚起創(chuàng)業(yè)者的認(rèn)知失調(diào)，創(chuàng)業(yè)者就可能缺少緩解認(rèn)知失調(diào)帶來不適感的動(dòng)力，即便存在績效落差等客觀因素，創(chuàng)業(yè)者仍可能拒絕創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型。

（3）本文通過自我決定理論揭示家庭工作沖突和創(chuàng)業(yè)身份中心性在創(chuàng)業(yè)者焦慮影響創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策中的邊界作用，加深對(duì)于創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型邊界條件的理解。家庭工作沖突會(huì)加劇創(chuàng)業(yè)者的心理負(fù)擔(dān)和認(rèn)知失調(diào)感知，從而影響創(chuàng)業(yè)決策。同時(shí)，本文研究發(fā)現(xiàn)，在創(chuàng)業(yè)者處于負(fù)面狀態(tài)時(shí)，創(chuàng)業(yè)者身份中心性反而會(huì)成為創(chuàng)業(yè)者的一種“負(fù)債”。因?yàn)閯?chuàng)業(yè)者將創(chuàng)業(yè)視為生命的重要組成部分，所以在認(rèn)知失調(diào)時(shí)，其更容易作出承諾升級(jí)的行為[24]，拓展了創(chuàng)業(yè)者身份中心性相關(guān)研究的多元性。此外，本文通過被調(diào)節(jié)的中介模型為自我決定理論提供了證據(jù)，過去關(guān)于創(chuàng)業(yè)決策前因的研究證實(shí)了創(chuàng)業(yè)者心理的重要作用[31]，但對(duì)認(rèn)知失調(diào)的中介效應(yīng)被放大或減弱的條件未作充分討論。因此，本研究通過構(gòu)建一個(gè)被調(diào)節(jié)的中介模型，為檢驗(yàn)“情緒一認(rèn)知一行為”傳染效應(yīng)及其邊界條件提供了新見解。

（4）本研究基于QCA組態(tài)思維識(shí)別情緒因素和認(rèn)知因素引致創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型響應(yīng)的多重作用路徑，豐富了創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型的前因組合模型。已有研究多從單一視角出發(fā)探索創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型的動(dòng)因，但創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型并不是由單一因素決定的，而是涉及多個(gè)動(dòng)因的復(fù)雜響應(yīng)過程。因此，本研究采用fsQCA進(jìn)行分析，不僅有利于驗(yàn)證理論模型和實(shí)證結(jié)果的可靠性，而且使研究結(jié)論更加具體、完善，有助于企業(yè)管理實(shí)踐參考。

4.2 實(shí)踐意義

本研究強(qiáng)調(diào)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型作為應(yīng)對(duì)創(chuàng)業(yè)挑戰(zhàn)的一種積極策略，不僅是對(duì)外部環(huán)境變化的反應(yīng)，更是創(chuàng)業(yè)者內(nèi)在情緒狀態(tài)和心理認(rèn)知的直接體現(xiàn)。其實(shí)踐意義主要體現(xiàn)為以下3個(gè)方面：

（1）為創(chuàng)業(yè)者理解和管理焦慮情緒導(dǎo)致的后果提供理論依據(jù)與實(shí)踐參考。面對(duì)創(chuàng)業(yè)的高失敗率，堅(jiān)持或放棄創(chuàng)業(yè)是創(chuàng)業(yè)者們在創(chuàng)業(yè)過程中經(jīng)常面臨的艱難選擇，但也存在第三條路，即創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型。與傳統(tǒng)認(rèn)知不同的是，具有與回避傾向相關(guān)特質(zhì)的創(chuàng)業(yè)者也可能決定主動(dòng)采取創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型，即創(chuàng)業(yè)者在焦慮情緒下也會(huì)采取創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策。為此，在創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策過程中，創(chuàng)業(yè)者需要清楚地認(rèn)識(shí)到創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策的實(shí)施是基于外部客觀環(huán)境差異，還是自身焦慮情緒等主觀感受所導(dǎo)致，確保決策的制定更符合自身與創(chuàng)業(yè)企業(yè)的需要，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)成功。

（2）創(chuàng)業(yè)者需更加重視團(tuán)隊(duì)建設(shè)和團(tuán)隊(duì)成員篩選。以往研究表明客觀差異（如績效落差、客戶反饋等）會(huì)導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)者采取創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策，本研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)者自身的焦慮情緒、認(rèn)知失調(diào)等主觀感受也會(huì)導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型。因此，創(chuàng)業(yè)者可以通過創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)成員多元化、定期對(duì)團(tuán)隊(duì)成員進(jìn)行日常情緒處理能力評(píng)估等措施，最小化焦慮與認(rèn)知失調(diào)對(duì)決策的負(fù)面影響。

（3）創(chuàng)業(yè)者需更加重視家庭工作關(guān)系的協(xié)調(diào)與自我身份認(rèn)同的構(gòu)建。家庭工作沖突與創(chuàng)業(yè)身份中心性在創(chuàng)業(yè)者處于負(fù)面情緒時(shí)，均會(huì)成為創(chuàng)業(yè)者采取創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策的“催化劑”，但其作用不盡相同。因此，創(chuàng)業(yè)者可以通過與家庭成員溝通、制定日程安排、設(shè)定工作優(yōu)先級(jí)、委派家庭和工作任務(wù)等方式，在家庭與工作之間找到平衡。此外，創(chuàng)業(yè)者不應(yīng)排斥家庭、創(chuàng)業(yè)者等多重身份，減輕創(chuàng)業(yè)者對(duì)創(chuàng)業(yè)身份的過度依賴，同時(shí)獲取更多外部反饋與建議，更加平衡和全面地看待自己，從而更加理性地作出創(chuàng)業(yè)決策，提升創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目成功率和可持續(xù)發(fā)展能力。

4.3研究局限與未來展望

本研究具有一定局限性。第一，盡管本研究分時(shí)點(diǎn)進(jìn)行數(shù)據(jù)收集，并通過Harman單因素、偏相關(guān)分析以及方差膨脹因子等方法發(fā)現(xiàn)共同方法偏差問題并不顯著，但問卷調(diào)查法仍難以完全規(guī)避此問題。未來可采用情境實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)或混合研究方法，多元測量數(shù)據(jù)并厘清變量間的因果關(guān)系，降低內(nèi)生性對(duì)結(jié)論的影響。第二，本研究樣本主要來自湖南、廣東等地創(chuàng)業(yè)孵化基地與多場研討會(huì)的參會(huì)企業(yè)家，這些創(chuàng)業(yè)者可能在認(rèn)知、資源等方面存在一定共性，可能在一定程度上影響結(jié)論的普適性。未來研究可將樣本范圍擴(kuò)大至不同行業(yè)、不同地區(qū)的創(chuàng)業(yè)者群體做橫向?qū)Ρ确治觥５谌?，本研究雖證實(shí)了創(chuàng)業(yè)者焦慮對(duì)創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型決策的驅(qū)動(dòng)作用，但在此情境下作出的決策對(duì)創(chuàng)業(yè)企業(yè)的影響是有利還是不利，能否促進(jìn)創(chuàng)業(yè)績效等結(jié)論均尚不可知。未來可結(jié)合案例研究等方法，探討這類在負(fù)面情緒或者為減輕心理不適感等動(dòng)機(jī)驅(qū)動(dòng)下所做決策的最終績效后果，進(jìn)一步豐富研究結(jié)論。

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Could Entrepreneurial Anxiety Induce Pivot Decision-Making？ A Study Based on SEM and fsQCA

Yi Rui1，F(xiàn)an Junhao'，Zhang Yuelang2 （1. School of Business，Xiangtan University; 2. School of Innovation and Entrepreneurship，Xiangtan University，Xiangtan 4lllo5，China）

Abstract：Thecomplexityanduncertaintyinherentintheentrepreneurialprocessoftencausesignificantanxietyforentrepreneurs， profoundy influencigtheirdecision-making.This studyexplores therelationshipbetweenentrepreneurialanxietyandpivotdecision-making，grounded in cognitive dissonance theory. Startups frequently adjust or transform their products，business practices，or even entire businessmodels in response to customer fedback，performance gaps，and organizational commitments.However，finding thecorrect path inoneatemptischallenging.Entrepreneursface the dilemmathat transformationcanbe risky，butavoiding transformation can also be detrimental.Thus，understanding whyand when entrepreneurs pivotremainsacrucialquestion.Followingcognitive disonance andself-determination theories，this study examines 239 entrepreneurs toaddress thefollowing keyquestions：First，does entrepreneurial anxietyafect pivotdecisions？Second， does cognitive dissonance serve asan intermediary mechanism through which anxiety influences these decisions？Third， are there differences in how entrepreneurs internal motivations drive pivot decisions？

This study uses structural equation modeling to analyze the net impact of antecedent variables on outcome variables， andtests thehypothesized relationshipsbetween entrepreneurialanxiety，cognitive dissonance，and pivotdecision-making. Allvariablesinthis studyare selected touse the Likert-6scale（excluding control variables）toenable the239 entrepreneurs to make unbiased choices，ranging from1（strongly disagree）to 6（strongly agree）.All scales follw the backtranslation method toensure acuracyand content validity.In addition，this articleuses SPSS 26.O to conduct descriptive statisticsoneach variable.Tofurtherclarifytherelationshipbetweenentrepreneurialanxietyandentrepreneurial pivotdecision-making，this studyconductsaconfigurationanalysis of the antecedents triggering entrepreneurial pivot using the fuzzy set qualitative comparison method （fsQCA） based on the structural equation model （SEM）.

Theresults indicate that entrepreneurial anxietytriggers pivot decisions.Entrepreneurs often experience anxiety due to thehigh stakes and uncertaintiesof their ventures，leading tocognitivedisonance—a psychological stateof discomfort fromconflictingcognitions—which inturn drives radical decisions likepivoting.Moreover，highlevels of work-familyconflictintensifytheimpactofanxietyoncognitivedisonance.Entrepreneurs balancingtheirprofessonalandpersonal lives mayfind that added stress amplifies theiranxiety，exacerbating cognitive dissonance.Additionally，astrong entrepreneurial identitycentrality，inwhichentrepreneurscloselyassociatetheiridentitywiththeirentrepreneurialrole，makescognitive dissonance more likely to drive pivots.These entrepreneurs are more prone toradical decision-making toresolve the discomfortcaused by cognitive dissonance.The fsQCA analysis reveals that no single factor is suficient to cause pivots. Instead，various factorscolectivelyinfluence thedecision-making process indistinct ways，underscoringthenon-linearand complex nature of entrepreneurial decision-making.

This research contributes tothe theoretical understanding of entrepreneurial pivots byintegrating psychological factors，specificallyanxietyandcognitivedissonance，intotheanalysis.Itchalenges thecommonassumptionthatanxiety leads to conservative decision-making bydemonstrating thatentrepreneurial anxietycan drive radical pivot decisions.The study also expands oncognitive dissonancetheory by applying it to entrepreneurship，ofering a novel perspectiveon the psychological mechanisms behind strategic pivots.Furthermore，these findings have significant practical implications for entrepreneurs and startupadvisors.The study highlights the importance of managing anxietyand cognitivedisonance to make informed strategicdecisions.Entrepreneurs should recognizethe potential impact of their emotional states on decision-making and develop strategies to mitigate these effects， such as stressmanagement techniques，seking support from mentors，orbalancing workandfamilyresponsibilities moreefectively.Inadition，understanding theroleof entrepreneurial dentitycentralitycan help entrepreneurs navigate their psychological responses to businesschallenges moreffectively.Itis worth noting thatthis study isa preliminary investigationof entrepreneurial pivotdecisions and futureresearchers are warranted to explore other influencing factors.Theycouldalsoconsider conductingresearchonalarger scale to reduce the noiseefects ofregional culture，demographic geography，and other factors on the relationship between entrepreneurial emotions and entrepreneurial decision-making.

KeyWords：Entrepreneurial Anxiety;Cognitive Disonance;；Pivot；Family-work Conflicts；Entrepreneurial IdentityCen trality