摘 要 本研究基于身份控制理論， 通過兩項內(nèi)容接續(xù)的子研究， 深入探究創(chuàng)業(yè)激情的兩個組成部分： 創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的不同匹配狀態(tài)， 分別對創(chuàng)業(yè)努力和創(chuàng)業(yè)成癮的影響， 以及其中的潛在機(jī)制。在研究1中， 對145名新創(chuàng)業(yè)者進(jìn)行間隔6周， 連續(xù)8次的追蹤調(diào)查。研究2使用來自不同背景的不同樣本， 在再次驗(yàn)證研究1結(jié)果的同時， 引入自滿感和焦慮感這兩種成就情緒作為中介變量， 探究其潛在機(jī)制。（1）相較于身份中心性?積極情緒不匹配， 二者匹配時的創(chuàng)業(yè)努力較高， 創(chuàng)業(yè)成癮較低。（2）相較于低身份中心性?低積極情緒， 高身份中心性?高積極情緒創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)努力較高， 創(chuàng)業(yè)成癮也較高。（3）相較于低身份中心性?高積極情緒， 高身份中心性?低積極情緒的創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)努力較高， 創(chuàng)業(yè)成癮也較高。（4）身份中心性?積極情緒不匹配會通過自滿感降低創(chuàng)業(yè)努力， 而通過焦慮感增強(qiáng)創(chuàng)業(yè)成癮。結(jié)果回應(yīng)了過往學(xué)者對創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒二者間存在錯位關(guān)系的呼吁， 對于理解創(chuàng)業(yè)努力和創(chuàng)業(yè)成癮具有一定的理論借鑒意義。

關(guān)鍵詞 創(chuàng)業(yè)身份中心性， 強(qiáng)烈積極情緒， 創(chuàng)業(yè)努力， 創(chuàng)業(yè)成癮， 成就情緒

分類號 B849： C93

1 問題提出

創(chuàng)業(yè)激情由創(chuàng)業(yè)身份中心性（即創(chuàng)業(yè)者對其創(chuàng)業(yè)身份重視程度的主觀評價）和強(qiáng)烈積極情緒（即以創(chuàng)業(yè)者身份參與創(chuàng)業(yè)活動時所體驗(yàn)到的積極性情緒反饋）組成（Cardon et al.， 2009）， 一直以來被認(rèn)為是推動創(chuàng)業(yè)活動的核心要素。并且， 創(chuàng)業(yè)激情已被過往學(xué)者驗(yàn)證會隨時間的推移而發(fā)生變動（Newman et al.， 2021）。其中， 強(qiáng)烈積極情緒更容易在短期內(nèi)發(fā)生改變（Collewaert et al.， 2016）， 而創(chuàng)業(yè)身份中心性在短期則處于一種相對穩(wěn)定的狀態(tài)（Tripathi et al.， 2020）。由于二者的變動速度不同， 創(chuàng)業(yè)者的強(qiáng)烈積極情緒和創(chuàng)業(yè)身份中心性間會根據(jù)其高低程度形成不匹配的“錯位”狀態(tài)（Misfit）， 即高身份中心性?低積極情緒或低身份中心性?高積極情緒。中國古語有云“貌是情非”， 在現(xiàn)實(shí)情境中創(chuàng)業(yè)者對自身身份的重視和其通過參與創(chuàng)業(yè)活動所體驗(yàn)到的積極情緒感受也常常存在著“錯位”狀態(tài)。例如： 對于保護(hù)非遺文化的創(chuàng)業(yè)者周靜秋而言， 相較于營銷公司總經(jīng)理的身份， 她更在意的是在創(chuàng)業(yè)過程中對指南村古文化的推廣， 并且， 在此期間她也從村民處感受到較多的積極情緒反饋， 從而形成了低身份中心性?高積極情緒的“錯位”狀態(tài)。而對于放棄城市生活， 選擇扎根農(nóng)村并創(chuàng)辦“彩色森林”的巫艾玲而言， 創(chuàng)業(yè)是她所追求的夢想， 因而她更重視自己的創(chuàng)業(yè)者身份。盡管在創(chuàng)業(yè)過程中面對諸多困難和挑戰(zhàn)， 她仍堅持開荒拓土， 從而形成了高身份中心性?低積極情緒的“錯位”狀態(tài)。為此， 本研究有必要探究創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的不同匹配狀態(tài)， 對于把握創(chuàng)業(yè)激情的內(nèi)涵具有重要意義。

值得注意的是， 創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒在不同匹配狀態(tài)下， 對后續(xù)創(chuàng)業(yè)行為的影響效應(yīng)是否不同仍值得商榷?，F(xiàn)有關(guān)于創(chuàng)業(yè)者身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的研究或?qū)⒍咭暈楠?dú)立構(gòu)念， 分別對其效應(yīng)進(jìn)行探索（如： Murnieks et al.， 2014）; 或?qū)⒍咭暈榻M成創(chuàng)業(yè)激情的子維度， 對其整體效應(yīng)進(jìn)行分析（如： Cardon et al.， 2013）， 但上述研究忽視了二者間可能存在的“錯位”狀態(tài)。特別是， 過往Cardon等（2009）的研究呼吁聯(lián)合考量創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒， 并且已有少量研究依據(jù)此探究二者的交互作用對創(chuàng)業(yè)行為的影響（如： Newman et al.， 2021）。但上述研究的局限性在于無法有效地區(qū)分創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的不同匹配狀態(tài)， 也無法為創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的“錯位”對創(chuàng)業(yè)者后續(xù)行為的影響提供合理解釋。本研究認(rèn)為， 身份控制理論的觀點(diǎn)似乎能夠?yàn)榻忉寗?chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的不同匹配狀態(tài)對后續(xù)創(chuàng)業(yè)行為的影響提供一種潛在思路。根據(jù)身份控制理論的觀點(diǎn)， 個體輸入其從角色活動中所獲得的反饋和線索， 將其與自我定義的角色標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行比較驗(yàn)證， 從而調(diào)整和輸出個體的角色行為和表現(xiàn)（Burke & Stets， 2009）。為此， 本研究結(jié)合身份控制理論的觀點(diǎn)， 更深入地剖析創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的不同匹配狀態(tài)對后續(xù)創(chuàng)業(yè)行為的復(fù)雜影響機(jī)理。

進(jìn)一步地， 本研究認(rèn)為在創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的不同匹配狀態(tài)下， 創(chuàng)業(yè)者后續(xù)的行為和表現(xiàn)也很可能存在著積極和消極兩個方面。由于現(xiàn)有創(chuàng)業(yè)研究更多強(qiáng)調(diào)參與創(chuàng)業(yè)活動為經(jīng)濟(jì)發(fā)展和創(chuàng)業(yè)者帶來的積極作用， 而忽視了創(chuàng)業(yè)的“陰暗面” （Lee & Wang， 2017）。因此， 本研究試圖選取在外在表現(xiàn)上具有相似性， 但對后續(xù)創(chuàng)業(yè)行為表現(xiàn)影響不同的兩個變量， 以此分別代表創(chuàng)業(yè)者后續(xù)行為的積極和消極方面。創(chuàng)業(yè)努力和創(chuàng)業(yè)成癮都能夠表現(xiàn)出對創(chuàng)業(yè)活動投入時間、金錢等資源， 但由于二者對創(chuàng)業(yè)動機(jī)的期望不同， 其對后續(xù)創(chuàng)業(yè)行為和表現(xiàn)的影響效果也有所不同（郝喜玲 等， 2022）。創(chuàng)業(yè)努力即創(chuàng)業(yè)者為實(shí)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)目標(biāo)而在行為上的投入， 是驅(qū)動創(chuàng)業(yè)活動推進(jìn)的關(guān)鍵（Uy et al.， 2015）， 通常關(guān)聯(lián)著積極的創(chuàng)業(yè)結(jié)果， 如創(chuàng)業(yè)幸福感等（Wiklund et al.， 2019）。而創(chuàng)業(yè)成癮是個體對創(chuàng)業(yè)活動的過度投入或強(qiáng)迫參與（Spivack et al.， 2014）。相較于創(chuàng)業(yè)努力， 其對追求創(chuàng)業(yè)成功有著更高的動機(jī)期望（Gottschalk et al.， 2017）， 也更易將自身置于高壓下， 帶來身體亞健康和家庭關(guān)系緊張等一系列負(fù)面后果（郝喜玲 等， 2022; Newman et al.， 2021）。因此， 本研究選取創(chuàng)業(yè)努力和創(chuàng)業(yè)成癮分別代表后續(xù)創(chuàng)業(yè)行為與表現(xiàn)的積極和消極方面， 以期更完整地探究創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的不同匹配狀態(tài)下對后續(xù)創(chuàng)業(yè)行為和表現(xiàn)的影響。

鑒于上述相關(guān)研究和問題， 本研究擬開展內(nèi)容接續(xù)、邏輯自洽且相互印證的兩項研究， 采用多項式回歸與響應(yīng)面分析來探究創(chuàng)業(yè)身份中心性與強(qiáng)烈積極情緒的4種不同匹配狀態(tài)對隨后創(chuàng)業(yè)努力、創(chuàng)業(yè)成癮的影響。多項式回歸與響應(yīng)面分析可以深入詳細(xì)地展示兩個變量間的匹配或不匹配關(guān)系， 多見于組織行為與人力資源管理領(lǐng)域研究， 已得到國內(nèi)外學(xué)者的認(rèn)可和支持（如： 胡義秋 等， 2023; Vogel et al.， 2020）。相較于傳統(tǒng)的差異分?jǐn)?shù)法， 多項式回歸與響應(yīng)面分析的結(jié)合能夠允許對兩個測量變量本身及其之間的各種關(guān)系進(jìn)行直接且未加限定的全面測量（Edwards， 2008）， 更直觀地反映出創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的不同匹配狀態(tài)對隨后創(chuàng)業(yè)努力、創(chuàng)業(yè)成癮的不同影響。

2 研究1： 創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的錯位狀態(tài)與創(chuàng)業(yè)努力、創(chuàng)業(yè)成癮的關(guān)系

2.1 文獻(xiàn)回顧與假設(shè)提出

根據(jù)身份控制理論的觀點(diǎn)， 本研究認(rèn)為創(chuàng)業(yè)者會經(jīng)常地比較強(qiáng)烈積極情緒與其創(chuàng)業(yè)身份中心性之間是否匹配， 并根據(jù)身份驗(yàn)證（Identity verification）的評估結(jié)果對后續(xù)創(chuàng)業(yè)行為進(jìn)行調(diào)整。身份是個體在扮演社會角色的過程中， 自我定義的角色標(biāo)準(zhǔn)（Burke & Tully， 1977）。在扮演某一社會角色的過程中， 個體會根據(jù)自身參與該角色活動產(chǎn)生的反饋和線索做出相應(yīng)的反應(yīng)（Burke & Stets， 2009）。身份控制理論的核心是“輸入?身份驗(yàn)證?輸出” （Input? Identity verification?Output）這一連續(xù)循環(huán)的過程（Burke & Stets， 2009）。根據(jù)身份控制理論的觀點(diǎn)， 個體輸入其從角色活動中所獲得的反饋和線索， 將其與自我定義的角色標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行比較以驗(yàn)證身份（Burke & Stets， 2009）。而后， 根據(jù)身份驗(yàn)證的結(jié)果， 再調(diào)整和輸出個體的角色行為和表現(xiàn)。

創(chuàng)業(yè)激TpyLei9iqbMn1N4Ud25Sfw==情由創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒組成， 其中強(qiáng)烈積極情緒是個體以創(chuàng)業(yè)者身份參與創(chuàng)業(yè)活動時所體驗(yàn)到的積極情緒反饋（Cardon et al.， 2009）， 而創(chuàng)業(yè)身份中心性則是創(chuàng)業(yè)者對于自身身份的一種主觀偏向選擇， 是與持有的其他身份相比， 個體賦予創(chuàng)業(yè)身份的相對重要性（Murnieks et al.， 2014）?；谏矸菘刂评碚摰挠^點(diǎn)， 在開展創(chuàng)業(yè)活動的過程中， 創(chuàng)業(yè)者會因面臨的挑戰(zhàn)、威脅或失敗恐懼等， 影響到創(chuàng)業(yè)者所體驗(yàn)到的積極情緒水平（Cardon et al.， 2009）。創(chuàng)業(yè)者輸入其以創(chuàng)業(yè)者身份參與活動所獲得的積極情緒反饋， 反復(fù)比較和核實(shí)輸入的情緒反饋與其創(chuàng)業(yè)者身份定位是否匹配。而根據(jù)創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的高低程度， 會形成如圖1所示的4種配對情況： 二者在不同水平匹配（①高身份中心性?高積極情緒和③低身份中心性?低積極情緒）和不匹配（②高身份中心性?低積極情緒和④低身份中心性?高積極情緒）， 對創(chuàng)業(yè)后續(xù)投入可能產(chǎn)生不同方向的影響。

2.1.1 創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒匹配對創(chuàng)業(yè)努力的影響

創(chuàng)業(yè)努力表現(xiàn)為創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)過程中投入的精力， 包括時間、金錢等物質(zhì)投入和情感等精神投入（Gielnik et al.， 2015）。基于身份控制理論的觀點(diǎn)， 創(chuàng)業(yè)者將其在參與創(chuàng)業(yè)活動中所體驗(yàn)到的愉悅、幸福等積極的心理狀態(tài)與其自身對創(chuàng)業(yè)者角色的重視和內(nèi)在期望進(jìn)行比較驗(yàn)證， 并根據(jù)輸出的驗(yàn)證結(jié)果調(diào)整自身行為和表現(xiàn)。相較于創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的不匹配狀態(tài)， 二者的匹配狀態(tài)使創(chuàng)業(yè)者更加順利地驗(yàn)證自身身份， 為實(shí)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)目標(biāo)而積極推進(jìn)創(chuàng)業(yè)活動（Wiklund et al.， 2019）。并且， 過往創(chuàng)業(yè)領(lǐng)域的相關(guān)研究已經(jīng)指出， 強(qiáng)烈的積極情緒和其創(chuàng)業(yè)身份中心性二者共同發(fā)揮作用， 與在創(chuàng)業(yè)活動中投入物質(zhì)及精神資源的努力有密切的相關(guān)性（如： Cardon et al.， 2013）。因此， 相較于創(chuàng)業(yè)身份中心性與強(qiáng)烈積極情緒匹配的創(chuàng)業(yè)者， 無論是缺乏從創(chuàng)業(yè)活動中獲取正面積極情緒反饋， 還是缺乏對創(chuàng)業(yè)身份的認(rèn)同感都會限制創(chuàng)業(yè)者對創(chuàng)業(yè)活動繼續(xù)投入更多的資源和努力（Hoang & Gimeno， 2010; 張慧 等， 2024）。為此， 本研究提出如下假設(shè)：

H1： 相較于創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒不匹配， 創(chuàng)業(yè)身份中心性與強(qiáng)烈積極情緒匹配時的創(chuàng)業(yè)努力較高。

進(jìn)一步地， 在高身份中心性?高積極情緒狀態(tài)下， 創(chuàng)業(yè)者從外部獲取的積極情緒反饋與其自身的角色標(biāo)準(zhǔn)在進(jìn)行比較驗(yàn)證后， 高度一致。創(chuàng)業(yè)者對于以創(chuàng)業(yè)者身份實(shí)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)目標(biāo)的意識十分強(qiáng)烈， 認(rèn)為“從事創(chuàng)業(yè)活動是有意義的、令人自豪的” （Hoang & Gimeno， 2010）， 并能夠從創(chuàng)業(yè)活動中獲得較多的積極反饋， 驅(qū)動其后續(xù)不斷地向創(chuàng)業(yè)活動投入更多的努力（Hoang & Gimeno， 2010）。而在低身份中心性?低積極情緒狀態(tài)下， 雖然創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)過程中所獲取的積極情緒反饋與其內(nèi)在認(rèn)同的角色標(biāo)準(zhǔn)在比較后也達(dá)成了匹配， 但這是一種較低水平的匹配狀態(tài)。在這種狀態(tài)下， 創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)活動中既不在意是否以創(chuàng)業(yè)者身份參與創(chuàng)業(yè)活動、實(shí)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)目標(biāo)， 同時也很難感受到以創(chuàng)業(yè)者身份參與創(chuàng)業(yè)活動而獲得的愉悅、幸福等積極感受， 這無疑會降低創(chuàng)業(yè)者對創(chuàng)業(yè)活動的參與度和持久性（Cardon et al.， 2013）， 進(jìn)而表現(xiàn)出更低的創(chuàng)業(yè)努力。為此， 本研究提出如下假設(shè)：

H2： 創(chuàng)業(yè)身份中心性與強(qiáng)烈積極情緒匹配時， 相較于低創(chuàng)業(yè)身份中心性且低強(qiáng)烈積極情緒的創(chuàng)業(yè)者， 高創(chuàng)業(yè)身份中心性且高強(qiáng)烈積極情緒的創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)努力較高。

此外， 根據(jù)身份控制理論的觀點(diǎn)， 創(chuàng)業(yè)者會將創(chuàng)業(yè)活動中所獲取的線索和情緒反饋與其自我定義的角色標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行比較， 但在比較的過程中二者不匹配可能會形成低身份中心性?高積極情緒和高身份中心性?低積極情緒兩種不同的“錯位”狀態(tài)。本研究推測相較于高身份中心性?低積極情緒的創(chuàng)業(yè)者， 低身份中心性?高積極情緒的創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)努力更低。具體而言， 在低身份中心性?高積極情緒的狀態(tài)下， 盡管創(chuàng)業(yè)者能夠在參與創(chuàng)業(yè)活動的過程中獲得較多的積極情緒反饋從而試圖投入更多努力， 但其相比于創(chuàng)業(yè)者這一身份可能有著更為看重的其他身份（Murnieks et al.， 2014）， 因而他們?nèi)狈?qiáng)烈的創(chuàng)業(yè)內(nèi)驅(qū)力（Hoang & Gimeno， 2010）， 不會將其所擁有的有限資源更多地投入到創(chuàng)業(yè)活動中。而在高身份中心性?低積極情緒的狀態(tài)下， 盡管創(chuàng)業(yè)者在參與創(chuàng)業(yè)活動中并未感受到較多的愉悅感、幸福感等積極反饋從而影響其向創(chuàng)業(yè)活動投入資源， 但由于對自身創(chuàng)業(yè)者身份的強(qiáng)烈認(rèn)同和重視（Murnieks et al.， 2014）， 創(chuàng)業(yè)者會努力維系創(chuàng)業(yè)活動并盡可能地投入自身所擁有的時間、金錢和精力等資源來推進(jìn)創(chuàng)業(yè)活動（Hoang & Gimeno， 2010; 張慧 等， 2024）。為此， 本研究提出如下假設(shè)：

H3： 創(chuàng)業(yè)身份中心性與強(qiáng)烈積極情緒不匹配時， 相較于高創(chuàng)業(yè)身份中心性但低強(qiáng)烈積極情緒的創(chuàng)業(yè)者， 低創(chuàng)業(yè)身份中心性但高強(qiáng)烈積極情緒的創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)努力較低。

2.1.2 創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒匹配對創(chuàng)業(yè)成癮的影響

Spivack等（2014）將創(chuàng)業(yè)成癮定義為個體過度或強(qiáng)迫性地參與創(chuàng)業(yè)活動， 聚焦于創(chuàng)業(yè)者過度投入和無法自控地參與創(chuàng)業(yè)活動而引發(fā)的社會、情感或生理問題。其中， 創(chuàng)業(yè)成癮的重要表現(xiàn)之一為個體不斷地、無法自控地使自己思考創(chuàng)業(yè)活動（Spivack et al.， 2014; Spivack & McKelvie， 2021）。

已有學(xué)者關(guān)注到創(chuàng)業(yè)激情可能是創(chuàng)業(yè)成癮的重要前因變量（Sinha， 2022）， 這意味著創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的匹配（或不匹配）也有可能對創(chuàng)業(yè)成癮產(chǎn)生一定的影響?；谏矸菘刂评碚摰挠^點(diǎn)， 當(dāng)創(chuàng)業(yè)者從創(chuàng)業(yè)活動中體驗(yàn)到強(qiáng)烈的積極情感反饋與其對創(chuàng)業(yè)者角色的內(nèi)在期望不匹配時， 創(chuàng)業(yè)者無法成功地驗(yàn)證其身份， 會不自覺地反復(fù)比較并不斷地思考如何采取行動進(jìn)行調(diào)整（Tripathi et al.， 2020）。相較于創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒匹配的創(chuàng)業(yè)者， 無論是從創(chuàng)業(yè)活動中獲取正面積極情緒反饋過多還是內(nèi)心對創(chuàng)業(yè)身份的認(rèn)同水平過高， 都會促使創(chuàng)業(yè)者為了持續(xù)地尋求正面積極反饋或維護(hù)自己的創(chuàng)業(yè)者身份而不自覺地、無法自控地持續(xù)投入創(chuàng)業(yè)活動中， 從而對參與創(chuàng)業(yè)活動表現(xiàn)出更加強(qiáng)烈的成癮傾向（Spivack et al.， 2014）。為此， 本研究提出如下假設(shè)：

H4： 相較于創(chuàng)業(yè)身份中心性與強(qiáng)烈積極情緒匹配， 創(chuàng)業(yè)身份中心性與強(qiáng)烈積極情緒不匹配時的創(chuàng)業(yè)成癮較高。

進(jìn)一步地， 當(dāng)創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒均處于較高水平的匹配狀態(tài)下， 高水平的強(qiáng)烈積極情緒反饋能夠滿足個體的感官和心理需求， 會刺激個體產(chǎn)生多巴胺（郝喜玲 等， 2022）， 從而促使創(chuàng)業(yè)者選擇反復(fù)地從事創(chuàng)業(yè)活動（Spivack & McKelvie， 2021）。同時， 創(chuàng)業(yè)者對其創(chuàng)業(yè)者身份的高度重視也會使自己不斷地參與和投入到創(chuàng)業(yè)活動中（Spivack & McKelvie， 2021）。在不斷強(qiáng)化和驗(yàn)證其身份的同時也強(qiáng)化了創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)動機(jī)， 并驅(qū)動其反復(fù)參與創(chuàng)業(yè)活動， 這可能伴隨著行為不可控（Spivack & McKelvie， 2021）， 從而更易產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)成癮。但結(jié)合前文所述， 在低身份中心性?低積極情緒匹配狀態(tài)下， 低水平的匹配狀態(tài)會降低創(chuàng)業(yè)者參與創(chuàng)業(yè)活動的動力。這種狀態(tài)下的創(chuàng)業(yè)者很難陷入到無法控制自己投入和參與創(chuàng)業(yè)活動的困境中， 故而不易產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)成癮。為此， 本研究提出如下假設(shè)：

H5： 創(chuàng)業(yè)身份中心性與強(qiáng)烈積極情緒匹配時， 相較于低創(chuàng)業(yè)身份中心性且低強(qiáng)烈積極情緒的創(chuàng)業(yè)者， 高創(chuàng)業(yè)身份中心性且高強(qiáng)烈積極情緒的創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)成癮較高。

依照前文思路， 本研究推斷創(chuàng)業(yè)身份中心性與強(qiáng)烈積極情緒的“錯位”狀態(tài)對創(chuàng)業(yè)成癮的影響也可能同樣存在著差異： 高身份中心性?低積極情緒的創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)成癮更高。這是因?yàn)椋?高身份中心性的創(chuàng)業(yè)者為了維持其所重視的創(chuàng)業(yè)者身份， 空暇時間可能也常常思考創(chuàng)業(yè)活動以提升創(chuàng)業(yè)績效（Ucbasaran et al.， 2010）。這種頻繁地思考不斷強(qiáng)化其對創(chuàng)業(yè)活動的認(rèn)知， 可能使其無法控制創(chuàng)業(yè)的沖動（Ucbasaran et al.， 2010）。特別是對那些本身從創(chuàng)業(yè)活動中獲得的強(qiáng)烈積極情緒較少， 但創(chuàng)業(yè)身份中心性較高的創(chuàng)業(yè)者來說， 這種影響更甚。與此相反， 盡管低身份中心性?高積極情緒的創(chuàng)業(yè)者能夠從創(chuàng)業(yè)活動中獲取較多的快樂、積極的情緒， 但其對其他身份（如： 父母角色、夫妻角色等）的重視（Teoh et al.， 2016）， 會使得他們轉(zhuǎn)移部分注意力。在參與創(chuàng)業(yè)活動外， 他們可能會更關(guān)注并去思考以其他身份參與的活動， 而減少對創(chuàng)業(yè)相關(guān)工作和任務(wù)的關(guān)注（Teoh et al.， 2016）， 其創(chuàng)業(yè)成癮水平也相對較低。為此， 本研究提出如下假設(shè)：

H6： 創(chuàng)業(yè)身份中心性與強(qiáng)烈積極情緒不匹配時， 相較于低創(chuàng)業(yè)身份中心性但高強(qiáng)烈積極情緒的創(chuàng)業(yè)者， 高創(chuàng)業(yè)身份中心性但低強(qiáng)烈積極情緒的創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)成癮較高。

2.2 研究方法

2.2.1 研究樣本與程序

本研究通過在吉林、山東、河南、遼寧四省創(chuàng)業(yè)產(chǎn)業(yè)園區(qū)中舉辦的創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)， 邀請364名正在進(jìn)行創(chuàng)業(yè)且企業(yè)處于初創(chuàng)期的初創(chuàng)業(yè)者參與調(diào)查， 并對其進(jìn)行連續(xù)8次， 每次間隔6周的追蹤調(diào)查。過往創(chuàng)業(yè)研究中使用的時間間隔各不相同， 從一周（如： Gielnik et al.， 2015）再到12個月（如： Laffineur et al.， 2020）不等。由于初創(chuàng)企業(yè)缺乏資源、經(jīng)驗(yàn)和聲譽(yù)， 更容易受到風(fēng)險和挑戰(zhàn)， 這要求初創(chuàng)企業(yè)團(tuán)隊需在盡可能短的時間內(nèi)（一般為6周至3個月內(nèi)）推進(jìn)創(chuàng)業(yè)進(jìn)展， 并及時調(diào)整戰(zhàn)略方向（Brattstr?m et al.， 2020）。另外， 本研究通過訪談的方式訪談21名新創(chuàng)業(yè)者， 并綜合訪談?wù)叩慕?jīng)驗(yàn)以6周作為一個合適的時間間隔來開展縱向創(chuàng)業(yè)激情研究。

在調(diào)查開始前， 我們先向這些參與者介紹我們的研究流程和目的， 重點(diǎn)強(qiáng)調(diào)了調(diào)查的保密性原則， 并邀請他們填寫一份注冊問卷收集其個人信息， 同時對其創(chuàng)業(yè)者地位進(jìn)行問詢。剔除錯答、漏答和未保留個人可供追蹤的有效信息問卷（即“無效問卷”）， 有205名被試?yán)^續(xù)參與接下來的跟蹤調(diào)查。在完成基線調(diào)查6周后（T1時間點(diǎn)）， 向被試發(fā)放一份調(diào)查問卷， 包含對創(chuàng)業(yè)身份中心性、強(qiáng)烈積極情緒、創(chuàng)業(yè)努力和創(chuàng)業(yè)成癮的測量問卷， 共回收問卷193份。隨后， 每隔6周向被試發(fā)放一次問卷， 剔除無效問卷后， 最終共有145人完成完整8期調(diào)查。

本研究向每位完成完整追蹤調(diào)查的新創(chuàng)業(yè)者提供U盤、名片夾等紀(jì)念品， 同時承諾在研究獲得肯定后， 及時將研究結(jié)論反饋并為其提供相應(yīng)的管理咨詢建議。最終有效樣本中， 從性別分布來看， 女性44人， 占比30%; 從年齡分布來看， 樣本的年齡范圍在23歲～32歲之間， 平均年齡27.57歲（SD = 2.62）; 從教育水平分布來看， 本科以下學(xué)歷42人（29%）， 本科學(xué)歷64人（44%）， 研究生及以上學(xué)歷39人（27%）。

為避免樣本偏誤問題， 參照李其容等（2023）的研究對樣本進(jìn)行差異性檢驗(yàn)。首先， 比較了最終有效樣本和僅參與基線調(diào)查的樣本在基線測量上是否存在差異， 然后再比較了最終有效樣本和參與首期調(diào)查的樣本在關(guān)鍵變量上是否存在差異。t檢驗(yàn)和卡方檢驗(yàn)結(jié)果顯示， 兩組樣本在性別、年齡、教育水平和創(chuàng)業(yè)者地位上無顯著差異的同時， 在創(chuàng)業(yè)身份中心性、強(qiáng)烈積極情緒、創(chuàng)業(yè)努力和創(chuàng)業(yè)成癮上也均無顯著差異， 說明樣本不存在明顯偏誤問題。

2.2.2 測量工具

本研究使用的量表均為經(jīng)過廣泛認(rèn)可且具有較高信效度的國外成熟量表， 并采用標(biāo)準(zhǔn)的“翻譯?回譯”程序?qū)α勘磉M(jìn)行翻譯， 以確保測量工具的準(zhǔn)確性、有效性和文化適用性。本研究各變量的測量均采用李克特7點(diǎn)計分法， 數(shù)字越大代表認(rèn)同度越高。

創(chuàng)業(yè)身份中心性。采用Tripathi等（2020）開發(fā)的量表對創(chuàng)業(yè)身份中心性進(jìn)行測量， 共4個題項。示例問題如： “在過去一段時間內(nèi)， 我非常在意他人如何看待我成為一名創(chuàng)業(yè)者?！?。量表在8期調(diào)查中Cronbach α 系數(shù)范圍為0.86 ～ 0.88。

強(qiáng)烈積極情緒。采用Lex等（2022）開發(fā)的量表對創(chuàng)業(yè)者的強(qiáng)烈積極情緒進(jìn)行測量， 共4個題項。示例問題如： “我致力于如何能夠使現(xiàn)有的產(chǎn)品或服務(wù)更好?！薄Ａ勘碓?期調(diào)查中Cronbach α 系數(shù)范圍為0.85 ～ 0.87。

創(chuàng)業(yè)努力。采納Gielnik等（2015）的觀點(diǎn)， 將時間特征整合進(jìn)Morris等（2009）開發(fā)的創(chuàng)業(yè)努力量表對創(chuàng)業(yè)努力進(jìn)行測量， 共4個題項。示例問題如： “在過去一段時間內(nèi)， 您在需要立刻完成的管理任務(wù)上付出了多少努力？”。量表在8期調(diào)查中Cronbach α 系數(shù)范圍為0.87 ～ 0.88。

創(chuàng)業(yè)成癮。采用Spivack和McKelvie （2021）開發(fā)的量表對創(chuàng)業(yè)成癮進(jìn)行測量， 共5個題項。示例問題如： “在過去一段時間內(nèi)， 我常常感覺自己無法停止對創(chuàng)業(yè)的思考?！薄Ａ勘碓?期調(diào)查中Cronbach α 系數(shù)范圍為0.88 ～ 0.89。

控制變量。先前的研究表明人口統(tǒng)計學(xué)變量會影響創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)認(rèn)知與行為（Hechavarria & Ingram， 2016）。因此， 本研究選取樣本的性別（男性 = 0、女性 = 1）、年齡（實(shí)際值）、教育水平（本科以下 = 1、本科 = 2、研究生及以上 = 3）、創(chuàng)業(yè)者地位（自我雇傭 = 0、雇傭員工 = 1）作為控制變量。此外， 本研究還控制了創(chuàng)業(yè)身份中心性平均值， 強(qiáng)烈積極情緒平均值， 前一期的創(chuàng)業(yè)努力（Tn）和前一期的創(chuàng)業(yè)成癮（Tn）， 用以排除可能存在的影響假設(shè)分析結(jié)論的變量對結(jié)果的干擾。

2.3 結(jié)果

2.3.1 驗(yàn)證性因子分析

在進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)前， 對創(chuàng)業(yè)身份中心性、強(qiáng)烈積極情緒、創(chuàng)業(yè)努力、創(chuàng)業(yè)成癮4個潛變量進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析， 來檢驗(yàn)變量的區(qū)分效度。所有時點(diǎn)的4因子模型擬合較好， 均處于臨界值范圍內(nèi)（χ2/ df < 3.00， CFI > 0.90， TLI > 0.90， RMSEA < 0.05， SRMR < 0.10）， 說明測量具有良好的區(qū)分效度。此外， 對創(chuàng)業(yè)身份中心性、強(qiáng)烈積極情緒、創(chuàng)業(yè)努力、創(chuàng)業(yè)成癮4個潛變量的所有時點(diǎn)數(shù)據(jù)進(jìn)一步進(jìn)行多層次驗(yàn)證性因子分析， 結(jié)果顯示， 因子結(jié)合和預(yù)期相符（χ2/df = 0.82， CFI = 1.00， TLI = 1.01， RMSEA = 0.00， SRMR_within = 0.02， SRMR_between = 0.05）， 進(jìn)一步說明量表的區(qū)分效度較高， 符合研究需要可進(jìn)一步開展研究。

2.3.2 共同方法偏差檢驗(yàn)

由于本研究使用自陳報告進(jìn)行數(shù)據(jù)收集， 因此可能存在共同方法偏差問題。在數(shù)據(jù)收集過程中， 通過向被試解釋所得數(shù)據(jù)僅用于科學(xué)研究、保護(hù)被試的匿名性等方式盡量避免出現(xiàn)嚴(yán)重的共同方法偏差問題。在數(shù)據(jù)收集完成后， 本研究使用兩個步驟控制并檢驗(yàn)共同方法偏差問題。首先， 借助Harman單因子檢驗(yàn)法對8個時間點(diǎn)的研究數(shù)據(jù)進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)（湯丹丹， 溫忠麟， 2020）。結(jié)果顯示， 第一個公因子解釋的總方差分別為T1： 21%; T2： 20%; T3： 20%; T4： 22%; T5： 21%; T6： 21%; T7： 21%; T8： 21%， 均小于臨界值40%。其次， 進(jìn)行共同方法潛因子模型檢驗(yàn)， 相比于控制前的模型， 加入共同方法潛因子模型的CFI、TLI、RMSEA、SRMR改善程度均在0.02以下， 說明模型擬合度未得到顯著改善。綜上所述， 本研究不存在嚴(yán)重的樣本偏差問題。

2.3.3 描述統(tǒng)計與相關(guān)分析

表1顯示了各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)。其中， 年齡與創(chuàng)業(yè)努力顯著相關(guān)（r = 0.08， p < 0.05）， 教育水平分別與創(chuàng)業(yè)努力（r = ?0.11， p < 0.001）和創(chuàng)業(yè)成癮（r = 0.06， p < 0.05）顯著相關(guān)， 表明有必要將其控制， 避免其對于研究結(jié)果的影響。

2.3.4 測量不變性

由于本研究對被試者進(jìn)行多時點(diǎn)的追蹤調(diào)查， 使用縱向測量等值性檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)各量表的重復(fù)測量不變性。形態(tài)等值、弱等值、強(qiáng)等值和嚴(yán)格等值之間的模型擬合度差異結(jié)果如表2所示。參照Cheung和Rensvold （2002）的研究， 各指標(biāo)均在臨界值內(nèi)（RMSEA < 0.08、TLI > 0.90且SRMR < 0.08）， 測量等值性檢驗(yàn)成立。這意味著創(chuàng)業(yè)身份中心性、強(qiáng)烈積極情緒、創(chuàng)業(yè)努力和創(chuàng)業(yè)成癮量表的重復(fù)測量結(jié)果可靠。

2.3.5 假設(shè)檢驗(yàn)

多項式回歸與響應(yīng)面分析結(jié)果如表3顯示， 沿不匹配線（C = ?P）， 橫截面的斜率顯著為正（斜率 = 0.27， p < 0.01）， 且其曲率顯著（曲率 = ?0.53， p < 0.05）。進(jìn)一步構(gòu)建響應(yīng)面分析圖可知（圖2）， “高身份中心性?高積極情緒”情景下的創(chuàng)業(yè)努力最高， 且二者匹配情境下的創(chuàng)業(yè)努力均高于二者不匹配情境下的創(chuàng)業(yè)努力。綜上， H1得到支持。沿匹配線 （C = P）， 橫截面的斜率顯著為正（斜率 = 0.26， p < 0.01）， 且曲率不顯著（曲率 = 0.15， n.s）， H2得到支持。沿不匹配線（C = ?P）， 橫截面的斜率顯著為正（斜率 = 0.27， p < 0.01）， 且曲率顯著（斜率 = ?0.53，p < 0.05）， 進(jìn)一步檢驗(yàn)橫向位移量， 該值顯著為正（橫向位移量= 0.25， p < 0.05）， H3得到支持。身份中心性?積極情緒對創(chuàng)業(yè)努力的作用結(jié)果如圖2可見， 后角（高?高）的創(chuàng)業(yè)努力比前角（低?低）更高， 右角（高?低）比左角（低?高）的創(chuàng)業(yè)努力更高， 這進(jìn)一步支持了H2和H3。

如表3顯示， 沿不匹配線（C = ?P）， 橫截面的斜率顯著為正（斜率 = 0.18， p < 0.05）， 曲率不顯著（曲率 = 0.39， n.s）， H4， H6得到支持。沿匹配線（C = P）， 橫截面的斜率邊緣顯著為正（斜率 = 0.15， p = 0.06）， 曲率不顯著（曲率 = 0.12， n.s）， H5得到支持。身份中心性?積極情緒對創(chuàng)業(yè)成癮的作用結(jié)果如圖3所示， 進(jìn)一步支持了H4、H5和H6。

3 研究2： 成就情緒的中介作用

研究1初步檢驗(yàn)了創(chuàng)業(yè)身份中心性與強(qiáng)烈積極情緒二者間“錯位”狀態(tài)對創(chuàng)業(yè)努力和創(chuàng)業(yè)成癮的影響作用， 但未對其中的潛在機(jī)制進(jìn)一步探究。成就情緒被認(rèn)為是與成就結(jié)果直接相關(guān)的情緒（Pekrun， 2006）。基于Artino等（2012）的觀點(diǎn)， 創(chuàng)業(yè)者在反復(fù)比較其從參與創(chuàng)業(yè)活動中得到的反饋與自我定義的角色標(biāo)準(zhǔn)來驗(yàn)證其身份的過程中， 會下意識地對創(chuàng)業(yè)活動的預(yù)期成果進(jìn)行評價， 從而影響成就情緒的產(chǎn)生。并且， 過往已有研究證實(shí)成就情緒與個體的行為密切相關(guān)（Artino et al.， 2012）。因此， 成就情緒可能在創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的不匹配與后續(xù)的創(chuàng)業(yè)努力和創(chuàng)業(yè)成癮間扮演著中介角色。

Pekrun （2006）的研究指出， 個體對自身生理系統(tǒng)（如心率、呼吸頻率）的激活與否， 會反應(yīng)在個體對事物的感覺和情緒上。例如面試前的恐慌會使個體的心率加快、呼吸急促， 從而激活情緒， 而在工作中的無聊則使個體生理狀態(tài)保持平穩(wěn)， 從而降低情緒的活躍度。因此， 根據(jù)個體的生理系統(tǒng)喚醒程度， 將成就情緒分為焦慮感、恐慌等激活情緒（Activating emotion）和自滿感、輕松（Relief）等失活情緒（Deactivating emotion） （Artino et al.， 2012）。其中， 考慮到自滿感已經(jīng)被不少研究證明與創(chuàng)業(yè)努力密切相關(guān)（Hechavarria et al.， 2012）， 并且焦慮感是創(chuàng)業(yè)成癮的重要特征表現(xiàn)（Spivack et al.， 2014）。因此， 本研究選擇自滿感和焦慮感分別代表失活情緒和激活情緒， 深入探索創(chuàng)業(yè)身份中心性與強(qiáng)烈積極情緒的錯位關(guān)系對隨后創(chuàng)業(yè)努力、隨后創(chuàng)業(yè)成癮的作用機(jī)制，理論模型圖見圖4。一方面能夠更細(xì)致地剖析創(chuàng)業(yè)身份中心性與強(qiáng)烈積極情緒的錯位關(guān)系是否會通過成就情緒影響隨后的創(chuàng)業(yè)努力和創(chuàng)業(yè)成癮。另一方面， 通過使用不同背景的樣本， 再次驗(yàn)證研究1的結(jié)論， 增強(qiáng)了研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

3.1 假設(shè)提出

自滿感是對未來成就結(jié)果預(yù)期滿意的一種積極的、失活的成就情緒（Pekrun & Stephens 2010）。根據(jù)身份控制理論的觀點(diǎn)， 在創(chuàng)業(yè)活動中創(chuàng)業(yè)者的身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的反復(fù)比較能夠影響創(chuàng)業(yè)者對其創(chuàng)業(yè)活動預(yù)期結(jié)果的評價（Artino et al.， 2012）， 從而產(chǎn)生相應(yīng)的成就情緒。并且， 過往研究已指出參與創(chuàng)業(yè)活動所獲取的積極情緒反饋是創(chuàng)業(yè)自我效能的重要來源之一（Cardon & Kirk， 2015）。因此， 在低身份中心性?高積極情緒的狀態(tài)下， 一方面， 從創(chuàng)業(yè)活動中感受到的較多積極情緒反饋使創(chuàng)業(yè)者對自身能力有著較高的評價和信心（Fuller et al.， 2018）。他們自信且樂觀地預(yù)測其創(chuàng)業(yè)成果， 并相信自己能夠控制創(chuàng)業(yè)進(jìn)展并獲得預(yù)期的積極成果（Fuller et al.， 2018）。另一方面， 由于他們并不在意自己的創(chuàng)業(yè)者身份， 因此當(dāng)其表現(xiàn)的比多數(shù)創(chuàng)業(yè)者更好時（即能夠從中獲取較多的積極情緒反饋時）， 他們對未來的創(chuàng)業(yè)預(yù)期持積極的態(tài)度， 也容易對自身的創(chuàng)業(yè)成就預(yù)期滿意。反之， 在高身份中心性?低積極情緒的狀態(tài)下， 盡管創(chuàng)業(yè)者在意其身份但很難從創(chuàng)業(yè)活動中獲取較多的積極情緒反饋， 這使他們對取得預(yù)期創(chuàng)業(yè)成就的信心不足（Cardon & Kirk， 2015; Fuller et al.， 2018）， 從而很難產(chǎn)生自滿感。因此， 在創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒不匹配的狀態(tài)下， 相較于高身份中心性?低積極情緒的創(chuàng)業(yè)者而言， 低身份中心性?高積極情緒的創(chuàng)業(yè)者更容易產(chǎn)生自滿感。并且， 過往不少研究已經(jīng)證實(shí)創(chuàng)業(yè)者的自滿感和其創(chuàng)業(yè)努力密切相關(guān)（Hechavarria et al.， 2012）。自滿水平較高的創(chuàng)業(yè)者堅信自己能夠獲得創(chuàng)業(yè)成就， 所以會拒絕在創(chuàng)業(yè)活動中繼續(xù)投入更多的資源和努力（Hechavarria et al.， 2012）。為此， 本研究提出如下假設(shè)：

H7： 創(chuàng)業(yè)身份中心性與強(qiáng)烈積極情緒不匹配時， 相較于高創(chuàng)業(yè)身份中心性但低強(qiáng)烈積極情緒的創(chuàng)業(yè)者， 低創(chuàng)業(yè)身份中心性但高強(qiáng)烈積極情緒的創(chuàng)業(yè)者會通過較高的自滿感， 降低其創(chuàng)業(yè)努力。

焦慮感被認(rèn)為是一種對未來成就結(jié)果持有消極態(tài)度的、激活的成就情緒（Pekrun & Stephens， 2010）。結(jié)合上述， 根據(jù)身份控制理論的觀點(diǎn)， 創(chuàng)業(yè)者的身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的反復(fù)比較能夠激發(fā)創(chuàng)業(yè)者產(chǎn)生相應(yīng)的成就情緒。在高身份中心性?低積極情緒的狀態(tài)下， 創(chuàng)業(yè)者很難從參與創(chuàng)業(yè)活動中獲得較多的積極情緒反饋， 但他們對創(chuàng)業(yè)者身份的重視又促使其需要繼續(xù)推進(jìn)創(chuàng)業(yè)活動。面對復(fù)雜多變的創(chuàng)業(yè)風(fēng)險， 不確定的前景可能使其擔(dān)心自己無法獲得預(yù)期的創(chuàng)業(yè)績效， 從而產(chǎn)生緊張不安的焦慮情緒（Bélanger et al.， 2013）。例如， 當(dāng)創(chuàng)業(yè)者反復(fù)面對自己即將遭遇破產(chǎn)的困境， 會自動開始為未來的前景感到焦慮。而為了確保能夠獲得預(yù)期成就（Pekrun & Stephens， 2010）， 處于焦慮情緒下的創(chuàng)業(yè)者會不停地思考與創(chuàng)業(yè)活動相關(guān)的工作， 并不斷強(qiáng)迫自己投入更多的努力從而增強(qiáng)創(chuàng)業(yè)成癮（Bélanger et al.， 2013）。而相較于高身份中心性?低積極情緒的創(chuàng)業(yè)者， 低身份中心性?高積極情緒的創(chuàng)業(yè)者并不在意是否失去創(chuàng)業(yè)者這一身份， 他們在感知到威脅后會更可能放棄當(dāng)前不確定的任務(wù)， 以減小潛在的風(fēng)險和損失（張慧 等， 2024）， 從而降低其焦慮情緒。并且， 焦慮、不安和緊張感會強(qiáng)化創(chuàng)業(yè)者的行為動機(jī)， 通過要求自己反復(fù)思考創(chuàng)業(yè)活動來尋求改變， 努力達(dá)到預(yù)期的創(chuàng)業(yè)成就（Bélanger et al.， 2013）。因此， 在創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒不匹配時， 相較于低創(chuàng)業(yè)身份中心性但高強(qiáng)烈積極情緒的創(chuàng)業(yè)者， 高創(chuàng)業(yè)身份中心性但低強(qiáng)烈積極情緒的創(chuàng)業(yè)者會通過較高的焦慮感， 增強(qiáng)其創(chuàng)業(yè)成癮。為此， 本研究提出如下假設(shè)：

H8： 創(chuàng)業(yè)身份中心性與強(qiáng)烈積極情緒不匹配時， 相較于低創(chuàng)業(yè)身份中心性但高強(qiáng)烈積極情緒的創(chuàng)業(yè)者， 高創(chuàng)業(yè)身份中心性但低強(qiáng)烈積極情緒的創(chuàng)業(yè)者會通過較高的焦慮感， 增強(qiáng)其創(chuàng)業(yè)成癮。

3.2 研究方法

3.2.1 研究樣本與程序

本研究在浙江、上海、江蘇、北京四?。ㄊ校﹦?chuàng)業(yè)產(chǎn)業(yè)園區(qū)中， 再次招募被試， 并按照研究1的被試選取原則與操作流程進(jìn)行問卷調(diào)查。共邀請375名正在進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動的初創(chuàng)業(yè)者參與基線調(diào)查， 在剔除無效問卷后共有334人參與后續(xù)的追蹤調(diào)查。

同研究1一致， 在基線調(diào)查結(jié)束后， 每間隔6周進(jìn)行一次追蹤調(diào)查。調(diào)查問卷在研究1問卷的基礎(chǔ)上， 加入對創(chuàng)業(yè)者自滿感和焦慮感的測量問卷。在剔除無效問卷后， 最終共有157人完成完整8期調(diào)查。在最終的被試中， 從性別分布來看， 女性47人， 占比30%; 從年齡分布來看， 樣本的年齡范圍在23歲 ～ 32歲之間， 平均年齡27.52歲（SD = 2.59）; 從教育水平分布來看， 本科以下學(xué)歷42人（27%）， 本科學(xué)歷80人（51%）， 研究生及以上學(xué)歷35人（22%）。

同研究1一致， 對流失樣本進(jìn)行差異化檢驗(yàn)， 卡方和t檢驗(yàn)結(jié)果顯示， 僅參與基線調(diào)查的樣本與最終有效樣本在性別、年齡、教育水平和創(chuàng)業(yè)者地位上無顯著差異。并且， 僅參與首期調(diào)查的樣本與最終有效樣本在人口統(tǒng)計學(xué)變量和關(guān)鍵變量上也均無顯著差異。

3.2.2 測量工具

創(chuàng)業(yè)身份中心性、強(qiáng)烈積極情緒、創(chuàng)業(yè)努力和創(chuàng)業(yè)成癮均采用和研究1相同的測量量表。創(chuàng)業(yè)身份中心性8次測量的Cronbach’s α范圍為0.80 ～ 0.83， 強(qiáng)烈積極情緒8次測量的Cronbach’s α范圍為0.74 ～ 0.79， 創(chuàng)業(yè)努力8次測量的Cronbach’s α范圍為0.78 ～ 0.85， 創(chuàng)業(yè)成癮8次測量的Cronbach’s α范圍為0.81 ～ 0.88。

自滿感。本研究改編Bieleke等（2021）修訂的成就情緒量表（Achievement Emotions Questionnaire， AEQ）以適用于本研究的研究情境， 共4個題項。示例問題如： “在過去一段時間內(nèi)， 我滿意于自己的創(chuàng)業(yè)成果?！薄２捎美羁颂?點(diǎn)計分法， 1 = “完全不同意”， 7 = “完全同意”， 數(shù)字越大代表認(rèn)同度越高。量表在8期調(diào)查中Cronbach α系數(shù)范圍為0.78 ～ 0.84。

焦慮感。本研究改編Bieleke等（2021）修訂的成就情緒量表（Achievement Emotions Questionnaire， AEQ）以適用于本研究的研究情境， 共4個題項。示例問題如： “在過去一段時間內(nèi)， 對于創(chuàng)建新企業(yè)這件事我感到緊張和不安?！薄２捎美羁颂?點(diǎn)計分法， 1 = “完全不同意”， 7 = “完全同意”， 數(shù)字越大代表認(rèn)同度越高。量表在8期調(diào)查中Cronbach α系數(shù)范圍為0.79 ～ 0.83。

控制變量。同研究1一致， 本研究控制了創(chuàng)業(yè)者的性別（男性 = 0、女性 = 1）、年齡（實(shí)際值）、教育水平（本科以下 = 1、本科 = 2、研究生及以上 = 3）、創(chuàng)業(yè)者地位（自我雇傭 = 0、雇傭員工 = 1）、創(chuàng)業(yè)身份中心性平均值、強(qiáng)烈積極情緒的平均值、前一期的創(chuàng)業(yè)努力（Tn）和前一期的創(chuàng)業(yè)成癮（Tn）。

3.3 結(jié)果

3.3.1 驗(yàn)證性因子分析

在進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)前， 對創(chuàng)業(yè)身份中心性、強(qiáng)烈積極情緒、創(chuàng)業(yè)努力、創(chuàng)業(yè)成癮、自滿感和焦慮感6個潛變量進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析， 來檢驗(yàn)變量的區(qū)分效度。所有時點(diǎn)的6因子模型擬合較好， 均處于臨界值范圍內(nèi)（χ2/ df < 3.00， CFI > 0.90， TLI > 0.90， RMSEA < 0.05， SRMR < 0.10）， 說明測量具有良好的區(qū)分效度。此外， 對創(chuàng)業(yè)身份中心性、強(qiáng)烈積極情緒、創(chuàng)業(yè)努力、創(chuàng)業(yè)成癮、自滿感和焦慮感6個潛變量的所有時點(diǎn)數(shù)據(jù)進(jìn)一步進(jìn)行多層次驗(yàn)證性因子分析， 結(jié)果顯示， 因子結(jié)合和預(yù)期相符， χ2/df = 0.72， CFI = 1.00， TLI = 1.02， RMSEA = 0.00， SRMR_within = 0.02， SRMR_between = 0.08， 進(jìn)一步說明量表的區(qū)分效度較高， 符合本研究需要。

3.3.2 共同方法偏差檢驗(yàn)

與研究1相同， 研究2也采用了Harman單因子檢驗(yàn)法和共同方法潛因子模型檢驗(yàn)對8個時間點(diǎn)的研究數(shù)據(jù)進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。結(jié)果顯示， 第一個公因子解釋的總方差分別為T1： 15%; T2： 13%; T3： 14%; T4： 14%; T5： 14%; T6： 15%; T7： 13%; T8： 13%， 均小于臨界值40%。共同方法潛因子模型檢驗(yàn)結(jié)果表明， 相比于控制前的模型， 加入共同方法潛因子模型的CFI、TLI、RMSEA、SRMR改善程度也均在0.02以下， 說明模型擬合度未得到顯著改善。

3.3.3 描述統(tǒng)計與相關(guān)分析

見表4， 自滿感與創(chuàng)業(yè)努力顯著相關(guān)（r = ?0.17， p < 0.001）， 焦慮感與創(chuàng)業(yè)成癮顯著相關(guān)（r = 0.54， p < 0.001）。并且， 整體來看， 這兩種成就情緒都與創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒相關(guān)性較高。

3.3.4 測量不變性

同研究1一致， 檢驗(yàn)各量表的重復(fù)測量不變性。結(jié)果如表5所示， 相鄰形態(tài)模型間的卡方差異檢驗(yàn)表現(xiàn)均不顯著， 且擬合指標(biāo)差異值檢驗(yàn)結(jié)果小于臨界值。說明測量等值性檢驗(yàn)成立， 各量表的重復(fù)測量結(jié)果可靠。

3.3.5 假設(shè)檢驗(yàn)

同研究1一致， 根據(jù)多項式回歸和響應(yīng)面分析結(jié)果檢驗(yàn)假設(shè)。在再次驗(yàn)證研究1結(jié)果的基礎(chǔ)上， 分析兩種成就情緒在身份中心性?積極情緒的錯位和隨后創(chuàng)業(yè)努力、隨后創(chuàng)業(yè)成癮間所起到的中介作用。首先分析身份中心性?積極情緒的錯位與自滿感的關(guān)系。如表6所示， 沿不匹配線（C = ?P）， 橫截面的斜率顯著為負(fù)（斜率 = ?0.19， p < 0.05）， 曲率顯著（曲率 = 0.57， p < 0.05）， 但橫向位移量為正且邊緣顯著（橫向位移量： 0.16， p = 0.06）。結(jié)合響應(yīng)面分析圖（見圖5）， 創(chuàng)業(yè)身份中心性與強(qiáng)烈積極情緒在“高?低”情景下， 左角（低?高）比右角（高?低）的自滿感更高。進(jìn)一步地， 將自滿感納入創(chuàng)業(yè)身份中心性?強(qiáng)烈積極情緒的錯位與創(chuàng)業(yè)努力二者關(guān)系中。如表6所示， 橫截面的斜率顯著為正（斜率 = 0.04， p < 0.05）， 且其曲率不顯著（曲率 = ?0.09， n.s）。結(jié)合自滿感對創(chuàng)業(yè)努力的影響（y = ?0.20， p < 0.001），說明創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的錯位會通過自滿感對創(chuàng)業(yè)努力起到間接的負(fù)向影響。身份中心性?積極情緒的不匹配通過自滿感對創(chuàng)業(yè)努力的作用結(jié)果如圖6可見， 綜上， H7得到支持。

隨后分析身份中心性?積極情緒的錯位與焦慮感的關(guān)系。根據(jù)表7所示結(jié)果， 沿不匹配線（C = ?P）， 橫截面的斜率邊緣顯著為正（斜率 = 0.10， p = 0.06）， 曲率顯著（曲率 = 0.51， p < 0.05）， 橫向位移量為負(fù)且邊緣顯著（橫向位移量： ?0.10， p = 0.06）。結(jié)合響應(yīng)面分析圖（見圖7）， 創(chuàng)業(yè)身份中心性與強(qiáng)烈積極情緒在“高?低”情景下， 右角（高?低）比左角（低?高）的焦慮感更高。根據(jù)表7所示， 在納入焦慮感后， 沿不匹配線（C = ?P）， 橫截面的斜率邊緣顯著為正（斜率 = 0.02， p = 0.06）， 曲率顯著（曲率 = 0.11， p < 0.05）， 橫向位移量為負(fù)且邊緣顯著（橫向位移量： ?0.02， p = 0.06）。結(jié)合焦慮感對創(chuàng)業(yè)成癮的影響（y = 0.22， p < 0.05）， 創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的錯位會通過焦慮感對創(chuàng)業(yè)成癮起到間接的正向影響。身份中心性?積極情緒的不匹配通過焦慮感對創(chuàng)業(yè)成癮的作用結(jié)果如圖8可見， 綜上， H8得到支持。

4 討論

基于身份控制理論的觀點(diǎn)， 研究1先探討了創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的不同匹配狀態(tài)分別對創(chuàng)業(yè)努力和創(chuàng)業(yè)成癮的影響。結(jié)果與假設(shè)一致，

（1）相較于創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒不匹配， 創(chuàng)業(yè)身份中心性與強(qiáng)烈積極情緒匹配時的創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)努力更高， 創(chuàng)業(yè)成癮更低。（2）在創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒匹配的狀態(tài)下， 與低身份中心性?低積極情緒的創(chuàng)業(yè)者相比， 高身份中心性?高積極情緒創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)努力較高， 創(chuàng)業(yè)成癮也較高。（3）在創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒不匹配的狀態(tài)下， 與低身份中心性?高積極情緒的創(chuàng)業(yè)者相比， 高身份中心性?低積極情緒的創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)努力更高， 創(chuàng)業(yè)成癮也更高。

研究2使用來自不同背景的樣本， 將自滿感和焦慮感這兩種典型的成就情緒引入研究模型中， 在再次驗(yàn)證研究1結(jié)果的同時， 深入探究其中的潛在機(jī)制。結(jié)果與假設(shè)一致， 即在創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒“錯位”時， 相較于高身份中心性?低積極情緒的創(chuàng)業(yè)者， 低身份中心性?高積極情緒的創(chuàng)業(yè)者會通過較高的自滿感， 降低其創(chuàng)業(yè)努力; 而相較于低身份中心性?高積極情緒的創(chuàng)業(yè)者， 高身份中心性?低積極情緒的創(chuàng)業(yè)者會通過較高的焦慮感，

增強(qiáng)其創(chuàng)業(yè)成癮。此外， 本研究還意外地發(fā)現(xiàn)， 從創(chuàng)業(yè)活動中所體驗(yàn)到的積極情緒反饋并不能夠直接影響其對成果的預(yù)期。其中， 強(qiáng)烈積極情緒對自滿感（β = 0.03， p > 0.05）和焦慮感（β = 0.02， p > 0.05）的直接影響都不顯著。這與過往學(xué)者直覺地認(rèn)為創(chuàng)業(yè)者強(qiáng)烈的積極情緒能夠使個體更加樂觀（Grichnik et al.， 2010）， 更容易產(chǎn)生自我滿足感的猜想有所不同。但從創(chuàng)業(yè)身份中心性的視角來看， 創(chuàng)業(yè)身份中心性對自滿感有顯著的負(fù)向影響（β = ?0.15， p < 0.01）; 對焦慮感有顯著的正向影響（β = 0.13， p < 0.01）， 這一結(jié)果也側(cè)面證實(shí)了創(chuàng)業(yè)者會因自身身份而調(diào)整后續(xù)的情緒和創(chuàng)業(yè)行為。

4.1 理論意義

首先， 本研究結(jié)合身份控制理論和匹配的觀點(diǎn)檢驗(yàn)了創(chuàng)業(yè)激情兩個組成部分的“錯位”會影響創(chuàng)業(yè)努力的變化方向這一猜想， 回應(yīng)了Cardon等（2009）學(xué)者對于需要聯(lián)合考量創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的呼吁。既有研究多單獨(dú)強(qiáng)調(diào)創(chuàng)業(yè)身份中心性或強(qiáng)烈積極情緒的積極影響， 如創(chuàng)業(yè)者身份中心性能夠提升創(chuàng)業(yè)者自我效能（Lex et al.， 2022）， 創(chuàng)業(yè)強(qiáng)烈積極情緒的變化對提升創(chuàng)業(yè)績效起到關(guān)鍵作用（Collewaert et al.， 2016）。本研究的結(jié)果一定程度上彌補(bǔ)了過往單獨(dú)分析創(chuàng)業(yè)身份中心性或強(qiáng)烈積極情緒作用的局限性。另外， 過往傳統(tǒng)研究多認(rèn)為創(chuàng)業(yè)努力的強(qiáng)度嚴(yán)重依賴于創(chuàng)業(yè)者積極情緒等精神動力（Quinn et al.， 2012）， 然而本研究的結(jié)果表明如果創(chuàng)業(yè)身份中心性水平較低， 即使其強(qiáng)烈積極情緒水平較高， 創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)努力水平仍然較低。這也提示未來研究者在分析如何提升創(chuàng)業(yè)努力時， 不能忽略創(chuàng)業(yè)身份中心性在其中的重要作用， 需將創(chuàng)業(yè)身份中心性與強(qiáng)烈積極情緒的匹配關(guān)系作為重要的前因要素。

其次， 本研究關(guān)注到創(chuàng)業(yè)成癮這一創(chuàng)業(yè)的“陰暗面”， 并驗(yàn)證了創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的錯位是創(chuàng)業(yè)成癮產(chǎn)生的重要前因。過往研究多將創(chuàng)業(yè)成癮視為創(chuàng)業(yè)者為實(shí)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)目標(biāo)而過度投入或強(qiáng)迫性地參與創(chuàng)業(yè)活動所帶來的一系列生理、心理上的負(fù)面后果（郝喜玲 等， 2022; Newman et al.， 2021）。然而本研究結(jié)果表明， 相較于身份中心性?積極情緒匹配， 在身份中心性?積極情緒不匹配的狀態(tài)下， 創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)成癮水平較高， 但創(chuàng)業(yè)努力水平較低。這側(cè)面反映出創(chuàng)業(yè)努力和創(chuàng)業(yè)成癮的影響前因存在著差異， 過往將創(chuàng)業(yè)成癮簡單地視為過度創(chuàng)業(yè)努力存在著一定的局限性。另外， 研究結(jié)果呼應(yīng)了過往Murnieks等（2014）關(guān)于激情能夠激發(fā)和強(qiáng)化創(chuàng)業(yè)者的行為和動機(jī)使其形成創(chuàng)業(yè)成癮的觀點(diǎn)， 填補(bǔ)該部分研究的空白， 還對于理解創(chuàng)業(yè)成癮的產(chǎn)生具有一定的理論借鑒意義。

最后， 本研究的另一重要理論貢獻(xiàn)是加深了對于創(chuàng)業(yè)努力和創(chuàng)業(yè)成癮變化過程中內(nèi)在機(jī)理的認(rèn)識， 提出并檢驗(yàn)自滿感和焦慮感分別在創(chuàng)業(yè)激情兩個組成部分的不匹配狀態(tài)與隨后創(chuàng)業(yè)努力、隨后創(chuàng)業(yè)激情之間扮演的中介角色， 豐富了身份控制理論框架的具體運(yùn)用與理論內(nèi)涵?，F(xiàn)有成就情緒領(lǐng)域的研究多關(guān)注不同成就情緒對行為表現(xiàn)所產(chǎn)生的不同影響， 如愉快感能夠幫助個體調(diào)整自身行為， 獲得自我滿足等（Pekrun， 2006）。然而， 對于成就情緒的影響前因問題， 過往僅從認(rèn)知性評價的視角進(jìn)行概念性的評述（Artino et al.， 2012）。本研究不僅拓展了成就情緒的相關(guān)研究， 還回應(yīng)了Artino等（2012）的研究， 為身份驗(yàn)證環(huán)節(jié)可能會觸發(fā)成就情緒進(jìn)而影響到后續(xù)的行為調(diào)整的觀點(diǎn)提供實(shí)證支持。此外， 過往創(chuàng)業(yè)激情領(lǐng)域的研究多認(rèn)為激情可能使創(chuàng)業(yè)者向創(chuàng)業(yè)活動投入較高的熱情（Newman et al.， 2021）。但本研究的結(jié)果顯示， 創(chuàng)業(yè)激情兩個組成部分的不匹配可能會產(chǎn)生失活的成就情緒（即自滿感）， 與過往研究的觀點(diǎn)有所出入。這可能是因?yàn)閯?chuàng)業(yè)激情所帶來的“亢奮”狀態(tài)僅僅是激活情緒（如焦慮）的外在體現(xiàn)， 這一結(jié)果進(jìn)一步延伸了創(chuàng)業(yè)激情和成就情緒的相關(guān)研究。

4.2 實(shí)踐啟示

第一， 本研究結(jié)論為現(xiàn)有創(chuàng)業(yè)教育領(lǐng)域?qū)τ趧?chuàng)業(yè)激情培育項目的應(yīng)用提供有益的指導(dǎo)。以往大多數(shù)創(chuàng)業(yè)激情研究和教育實(shí)踐中都以一種積極觀點(diǎn)看待創(chuàng)業(yè)激情， 鼓勵和引導(dǎo)初創(chuàng)業(yè)者通過參與創(chuàng)業(yè)活動體驗(yàn)到積極情緒， 從而激發(fā)創(chuàng)業(yè)激情以增加創(chuàng)業(yè)行為。然而， 這忽視了強(qiáng)烈積極情緒與創(chuàng)業(yè)身份中心性間可能存在著的不匹配狀態(tài)， 相較于創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈情緒的匹配狀態(tài)， 創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的不匹配狀態(tài)下創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)努力更低。因此， 盡管刺激初創(chuàng)業(yè)者從創(chuàng)業(yè)活動中感受到積極情緒是促進(jìn)其投入創(chuàng)業(yè)努力的關(guān)鍵要素（Cardon et al.， 2013）， 但教育工作者在不斷激發(fā)學(xué)生對創(chuàng)業(yè)保持高水平的強(qiáng)烈積極情緒時， 還需引導(dǎo)并加強(qiáng)初創(chuàng)業(yè)者對于自身創(chuàng)業(yè)身份的重視程度， 避免創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒不匹配狀態(tài)可能帶來的負(fù)面效果， 使其保持高水平匹配， 進(jìn)而促使其提升創(chuàng)業(yè)努力。

第二， 本研究還提示創(chuàng)業(yè)教育領(lǐng)域需要監(jiān)控初創(chuàng)業(yè)者的焦慮情緒， 預(yù)防初創(chuàng)業(yè)者因焦慮而過度投入創(chuàng)業(yè)活動， 從而造成創(chuàng)業(yè)成癮。過往研究已經(jīng)指出睡眠障礙是創(chuàng)業(yè)成癮所導(dǎo)致的典型生理健康問題之一（Kollmann et al.， 2019）。特別是， 初創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)初期面臨較大的壓力， 在非工作時間也可能無法自控地， 反復(fù)思考與其創(chuàng)業(yè)任務(wù)相關(guān)的內(nèi)容， 以至于難以入睡。因此， 在創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)的過程中教育工作者需要關(guān)注并監(jiān)控初創(chuàng)業(yè)者的焦慮感， 及時干預(yù)避免其陷入反復(fù)思考、強(qiáng)迫參與創(chuàng)業(yè)活動的惡性循環(huán)中， 打破創(chuàng)業(yè)成癮的困局。此外， 還可以考慮培養(yǎng)創(chuàng)業(yè)者的移情能力， 幫助創(chuàng)業(yè)者管理和調(diào)節(jié)自身的焦慮感， 使其能夠從強(qiáng)迫思考創(chuàng)業(yè)活動中脫離出來， 有效地預(yù)防創(chuàng)業(yè)者陷入創(chuàng)業(yè)成癮的狀態(tài)中， 避免初創(chuàng)業(yè)者出現(xiàn)睡眠障礙等一系列生理和心理問題。

4.3 研究不足與展望

盡管本研究取得了一些有價值的研究結(jié)果， 但不可避免存在一些研究局限， 未來研究可以考慮進(jìn)一步深入探討。

首先， 盡管本研究采用重復(fù)測量數(shù)據(jù)和縱向分析方法對變量間關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)， 但仍無法全面理解創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的不匹配狀態(tài)與行為間復(fù)雜的因果關(guān)系。Feng和Chen （2020）的實(shí)證研究指出， 創(chuàng)業(yè)者的認(rèn)知、行為與創(chuàng)業(yè)激情間存在著復(fù)雜的遞回關(guān)系。未來研究可設(shè)計相似且符合研究情境的實(shí)驗(yàn)來對研究結(jié)果進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)， 在檢驗(yàn)結(jié)論穩(wěn)健性的同時， 進(jìn)一步得出變量間的因果關(guān)系。

其次， 盡管本研究參考相關(guān)文獻(xiàn)并綜合訪談?wù)叩慕?jīng)驗(yàn)確立了6周作為一個合適的時間間隔， 但正如Ancona等（2001）的研究發(fā)現(xiàn)， 不同時間間隔和總時間框架下變量的關(guān)系將會存在差異。本研究所得出的結(jié)論在較長周期內(nèi)， 或更細(xì)微的時間顆粒下， 是否依然穩(wěn)健仍待考察。未來研究可以采用不同的間隔和總時間框架對本研究內(nèi)容再次驗(yàn)證。

最后， 盡管本研究基于身份控制理論， 分析了創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的不匹配狀態(tài)對創(chuàng)業(yè)努力和創(chuàng)業(yè)成癮的影響及其內(nèi)在機(jī)制。但值得注意的是， 在創(chuàng)業(yè)身份中心性和強(qiáng)烈積極情緒的匹配或不匹配狀態(tài)下， 也可能會產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)退出等其他后續(xù)創(chuàng)業(yè)行為。未來研究可以考慮充分借鑒現(xiàn)有創(chuàng)業(yè)激情的相關(guān)結(jié)論， 拓展考慮創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊成員間對其他創(chuàng)業(yè)行為的影響， 以豐富相關(guān)研究。

參 考 文 獻(xiàn)

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The mechanism underlying the effects of a “misfit” in terms of entrepreneurialpassion on entrepreneurial effort and entrepreneurial addiction

Abstract

Entrepreneurial passion has always been an important topic of research in the field of entrepreneurship. Such passion consists of entrepreneurial identity centrality and intense positive feelings resulting from entrepreneurial experiences. Previous studies have reported that entrepreneurial identity centrality and intense positive feelings may not change synchronously over time， which may lead to either a state of fit or a state of misfit. Such a state of misfit may influence entrepreneurial efforts in different directions. Although a great deal of research has reported that both entrepreneurial identity centrality and intense positive feelings can enhance entrepreneurs' engagement and persistence in entrepreneurial activities， scholars have highlighted the potential negative effects of excessive commitment in the context of entrepreneurship， such as entrepreneurial addiction. Thus， this study， which is based on identity control theory and involves response surface analysis， aimed to elucidate the impacts of a misfit between entrepreneurial identity centrality and intense positive feelings on both entrepreneurial efforts and entrepreneurial addiction. Additionally， this study proposes and tests the possibility that contentment and anxiety mediate the relationships between a misfit between entrepreneurial identity centrality and intense positive feelings and both entrepreneurial efforts and entrepreneurial addiction， thus extending our understanding of this topic. Study 1 employed 8 consecutive measurements to investigate 364 entrepreneurs who were in the process of starting their own businesses; these entrepreneurs were recruited from four provinces， i.e.， Jilin， Shandong， Henan， and Liaoning， and a total of 145 people ultimately completed all the surveys. After the participants completed the baseline survey （which included questions regarding their personal information and entrepreneurial status）， a follow-up questionnaire was distributed to the participants to measure their entrepreneurial identity centrality， intense positive feelings， entrepreneurial effort， and entrepreneurial addiction over the past 6 weeks. The effects of a misfit between entrepreneurial identity centrality and intense positive feelings on both entrepreneurial effort and entrepreneurial addiction were analysed via polynomial regression and response surface analysis， respectively. Study 2 focused on different sample of participants recruited from the four provinces （cities） of Zhejiang， Shanghai， Jiangsu， and Beijing; like Study 1， this study featured eight consecutive measurements， although it included additional measures of contentment and anxiety. In Study 2， we collected data from a total of 157 participants. In both studies， we used the same well-established scales to measure each variable. Moreover， some variables， such as sex， were controlled for in this study to mitigate their potential influence on the results of the study. On the basis of identity control theory， Study 1 first explored the effects of a misfit between entrepreneurial identity centrality and intense positive feelings on both entrepreneurial effort and entrepreneurial addiction. The results of this study were consistent with our hypotheses， revealing that （1） entrepreneurial effort is higher and entrepreneurial addiction is lower in cases involving a fit between entrepreneurial identity centrality and intense positive feelings than in cases involving a misfit between these factors. （2） In cases involving a fit between entrepreneurial identity centrality and intense positive feelings， entrepreneurs who exhibit high identity centrality and high positive feelings report higher levels of entrepreneurial effort and entrepreneurial addiction than do entrepreneurs who exhibit low identity centrality and low positive feelings. （3） In situations involving a misfit between entrepreneurial identity centrality and intense positive feelings， entrepreneurs who exhibit high identity centrality and low positive feelings report higher levels of entrepreneurial effort and entrepreneurial addiction than do entrepreneurs who exhibit low identity centrality and high positive feelings. Study 2 investigated samples with different backgrounds and introduced two types of achievement emotions， i.e.， contentment and anxiety， with the goal of exploring the underlying mechanisms in further detail while revalidating the results of Study 1. In addition， we tested a mediating hypothesis that proposes that a misfit between entrepreneurial identity centrality and intense positive feelings reduces entrepreneurial effort via contentment and enhances entrepreneurial addiction via anxiety. Our study enhances our understanding of the complex relationships between two components of entrepreneurial passion （entrepreneurial identity centrality and intense positive feelings） and two components of entrepreneurial behaviour （entrepreneurial effort and entrepreneurial addiction）. First， this research not only responds to calls for an understanding of the fit between the two components of entrepreneurial identity centrality and intense positive feelings but also integrates the fit perspective and identity control theory to highlight additional explanatory paths for changes in entrepreneurial effort. Second， this study focuses on the "dark side" of entrepreneurial behaviour and verifies that the centrality of entrepreneurial identity and the dislocation of strong positive emotions are important themes pertaining to entrepreneurial addiction. Finally， this investigation of outcome-oriented achievement emotions deepens our understanding of the relationships between a misfit between entrepreneurial identity centrality and intense positive feelings and both entrepreneurial efforts and entrepreneurial addiction.

Keywords entrepreneurial identity centrality， intense positive feelings， entrepreneurial effort， entrepreneurial addiction， achievement emotion