創(chuàng)客資本對創(chuàng)新績效的影響機制研究

王 軍 李燕萍

伴隨著現(xiàn)代技術(shù)的快速發(fā)展，世界即將迎來第三次工業(yè)革命［1］。第三次工業(yè)革命將使全世界的要素市場的配置發(fā)生革命性的變化，促進創(chuàng)新發(fā)展的驅(qū)動因素也會隨之發(fā)生根本性的變化，以大眾創(chuàng)新、開放式創(chuàng)新為主的創(chuàng)新模式將逐漸替代傳統(tǒng)的組織創(chuàng)新和封閉式創(chuàng)新，創(chuàng)客創(chuàng)新將成為未來社會創(chuàng)新的主要動力［2］。近來年我國的創(chuàng)客運動日益繁盛，創(chuàng)客創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)在全國范圍內(nèi)得到快速發(fā)展，對我國的社會經(jīng)濟轉(zhuǎn)型將會帶來重要意義。反觀目前我國關(guān)于創(chuàng)客理論的研究現(xiàn)狀，整體上還不成熟，大多數(shù)研究仍還處于對創(chuàng)客概念的主觀描述性階段，更缺乏基于我國本土構(gòu)建的創(chuàng)客相關(guān)概念的實證探索，創(chuàng)客相關(guān)研究尚未形成系統(tǒng)的理論研究體系，對于創(chuàng)客資本的相關(guān)研究和討論更是缺乏［3］。

創(chuàng)客資本是指創(chuàng)客個人所擁有的知識、能力、技能以及其它能夠創(chuàng)造個人、社會和經(jīng)濟財富的屬性，是創(chuàng)客在實現(xiàn)產(chǎn)品制造過程中，基于創(chuàng)客的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)行為而集聚的各種資源和能力的總和［4］，是創(chuàng)客實現(xiàn)創(chuàng)新績效的內(nèi)部驅(qū)動力。盡管目前已經(jīng)開展了諸多對于創(chuàng)新績效的研究，但對于創(chuàng)客創(chuàng)新績效的影響機制尚不明確，尤其是基于個體因素層面對創(chuàng)客創(chuàng)新績效的影響機制有待進一步的挖掘。

1 文獻回顧

1.1 創(chuàng)客資本

資本的概念來自于經(jīng)濟學，歐文·費雪［5］提出，任何可以帶來收入的資產(chǎn)都是資本。廣義上，資本也可作為人類創(chuàng)造物質(zhì)和精神財富的各種社會經(jīng)濟資源的總稱［6］。傳統(tǒng)經(jīng)濟學認為物質(zhì)資本是決定經(jīng)濟增長的主要因素。隨著社會的發(fā)展，人力資本的價值逐漸被人們所發(fā)現(xiàn)，并被認為是推動經(jīng)濟發(fā)展的重要力量。舒爾茨認為人力資本主要指凝集在勞動者本身的技能、知識及其所表現(xiàn)出來的勞動能力，是現(xiàn)代經(jīng)濟增長的主要因素［7］。隨著研究的不斷深入人力資本的內(nèi)涵也在不斷的擴展，特別是在新技術(shù)革命時代的背景下，人力資本的積累方式、人力資本與勞動力市場的關(guān)系、人力資本的內(nèi)涵與測量、人力資本與經(jīng)濟增長、人力資本與收入分配的關(guān)系的關(guān)系以及人力資本投資決策理論可能都會出現(xiàn)新的發(fā)展和變化［8］。對于人力資本內(nèi)涵的研究也應(yīng)該結(jié)合時代背景，結(jié)合不同人群的特質(zhì)進行系統(tǒng)分析。創(chuàng)客是當代最具有創(chuàng)新意識和創(chuàng)新能力的人［9］，是第三次工業(yè)革命背景中推動社會創(chuàng)新發(fā)展的重要力量［10］，創(chuàng)客已經(jīng)成為中國創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的核心動力。創(chuàng)客所擁有的創(chuàng)客資本是驅(qū)動創(chuàng)客創(chuàng)新的重要因素，也是進一步探討創(chuàng)客驅(qū)動社會創(chuàng)新發(fā)展的關(guān)鍵。

但縱觀目前國內(nèi)關(guān)于創(chuàng)客的相關(guān)研究文獻，目前關(guān)于創(chuàng)客的研究主要關(guān)注于“創(chuàng)客空間”、“創(chuàng)客文化”和“創(chuàng)客教育”等領(lǐng)域［11］。目前國內(nèi)外關(guān)于創(chuàng)客資本的研究也尚不成熟，目前的研究主要還是對創(chuàng)客資本的概念和結(jié)構(gòu)內(nèi)涵進行探索，如王軍、李燕萍等［12］提出了創(chuàng)客資本的結(jié)構(gòu)維度應(yīng)包括：創(chuàng)意能力、個性特質(zhì)、知識經(jīng)驗、資源整合等四個因子。陳武、李燕萍等［13］提出了創(chuàng)客資本的主要特征，體現(xiàn)在：創(chuàng)意制造、開放協(xié)同、網(wǎng)絡(luò)共生、邊際非稀缺等四個方面。創(chuàng)客資本對于深化和發(fā)展上述資本理論具有極為重要的作用［14］，相關(guān)研究有待進一步的深入。

1.2 創(chuàng)新效能感

Tierney & Farmer（2002）［15］提出了“創(chuàng)新（自我）效能感”的概念，認為創(chuàng)新效能感是個體對自己是否能夠取得創(chuàng)新行為和創(chuàng)新成果的信念，是個體對自己創(chuàng)新自信程度的心理感知。楊晶照等研究將創(chuàng)新效能感的內(nèi)容概括為四個部分：個體相信自己能夠產(chǎn)生創(chuàng)新想法、個體對實現(xiàn)創(chuàng)新想法有信心；個體會有幫助其他人實現(xiàn)創(chuàng)新想法的沖動；個體相信自己能夠提出解決問題的方法等［16］。以往的研究還表明，個體在實施創(chuàng)新行為實現(xiàn)創(chuàng)新績效的過程中會從外部環(huán)境和個體因素中獲取信息來構(gòu)建自己的創(chuàng)新效能感，根據(jù)相關(guān)信息評價和調(diào)整自身的創(chuàng)新行為，個體創(chuàng)新效能感是各種因素綜合作用的結(jié)果，這些因素主要表現(xiàn)為個體因素［17］［18］和組織環(huán)境因素［19］［20］。通常情況下，個體的創(chuàng)新效能感越高，越可能選擇挑戰(zhàn)性大的創(chuàng)新活動，并獲得更高的績效（Bandura，2003）［21］。

對于創(chuàng)客而言，創(chuàng)客創(chuàng)新具有較高的不確定性和高風險性，在創(chuàng)新行為的實施過程中，創(chuàng)客需要具有較強的創(chuàng)新效能感，才能支撐其實現(xiàn)創(chuàng)新績效，創(chuàng)新效能感對于創(chuàng)客的創(chuàng)新行為具有積極的促進作用［22］。但由于目前理論界對創(chuàng)客的研究總體不足，是什么因素對創(chuàng)客的創(chuàng)新效能感以及創(chuàng)客的創(chuàng)績效產(chǎn)生作用，以及作用機理是什么都有待進一步的探究。

1.3 知識分享

知識分享行為是知識擁有方和接受方的互動結(jié)果，即“一方自愿傳送，另一方主動吸收”［23］。知識分享是一個錯綜復雜不斷變化的過程，在不同環(huán)境和外界因素的影響下，知識分享的主體和客體會表現(xiàn)出不同的意愿、能力或行為，從而對知識分享的途徑、數(shù)量質(zhì)量和進行不同的選擇，最終產(chǎn)生不同的分享效果［24］。以往的研究認為，知識分享的主要影響因素包含知識本身、個體和組織三個方面。其中知識本身是指知識分享的難易程度會知識的復雜性不同而有所不同；個體方面主要考慮到知識分享會受到個體的認知、心理和能力的限制；而組織方面，主要包含組織系統(tǒng)的影響、組織文化的影響等［25］［26］［27］。

知識分享行為在實現(xiàn)創(chuàng)客創(chuàng)新績效中同樣起到了積極的作用。創(chuàng)客在擁有想法和實現(xiàn)想法的過程中，需要不斷的進行學習和交流分享，創(chuàng)客在分享過程中不斷的豐富自己的想法，不斷的提升自己的技能，而且通過分享也能夠獲得很多正面的反饋促進自己目標的實現(xiàn)，因此創(chuàng)客大多都喜歡進行分享并參與分享。分享是自我實現(xiàn)的重要途徑［28］，也是創(chuàng)客的一大特征［29］。對于創(chuàng)客而言，創(chuàng)客把分享和傳播知識作為每個人應(yīng)盡的義務(wù)，分享也強化了他們開放、參與的精神，通過分享也促使創(chuàng)客能夠更好的與他人合作、共同將創(chuàng)意變?yōu)楝F(xiàn)實［30］。知識分享也成為創(chuàng)客實現(xiàn)創(chuàng)新績效的重要影響因素。

1.4 創(chuàng)新績效

目前國內(nèi)外的學者們已經(jīng)對創(chuàng)新績效的概念和內(nèi)涵的進行了廣泛的探索和研究，盡管存在一定的差異，但總體上可以歸為三類：結(jié)果論、過程論和綜合論［31］,結(jié)果論重視對創(chuàng)新結(jié)果的討論，認為創(chuàng)新績效是組織或個人通過對新穎又切實可行的創(chuàng)新思想吸收利用，最終獲得的客觀成果，是衡量創(chuàng)新活動有效性的關(guān)鍵指標［32］。過程論關(guān)注創(chuàng)新績效實現(xiàn)的整個過程。認為創(chuàng)新績效是組織或個人在解決問題的過程中產(chǎn)生了新的想法、并將這些創(chuàng)新想法應(yīng)用于解決問題的動態(tài)過程集合［33］。Janssen［34］認為創(chuàng)新績效是員工通過創(chuàng)造、引入和實施創(chuàng)新想法提升角色績效或工作績效的一系列行為過程。綜合論將結(jié)果論和過程論的觀點進行了整合，提出創(chuàng)新績效不僅應(yīng)該關(guān)注創(chuàng)新結(jié)果，也應(yīng)該關(guān)注創(chuàng)新的過程。認為創(chuàng)新績效是員工的一系列創(chuàng)新活動，以及由此形成的各種有價值的成果，創(chuàng)新績效是員工有計劃、有意識的將其創(chuàng)意想法和設(shè)計加以施行，并最終獲得實際創(chuàng)新成果的過程［35］［36］［37］。目前對個體創(chuàng)新績效的影響因素的討論主要集中在兩個方面：組織因素和個人因素。在組織因素方面，諸多學者從組織支持、組織氛圍、領(lǐng)導因素和企業(yè)特性等方面對員工個體的創(chuàng)新績效展開研究，結(jié)論顯示組織對員工的支持程度越高，員工創(chuàng)新績效則提升的越快［38］［39］［40］。在個體因素方面，個體的積極情緒、主動性人格、資本能力等對創(chuàng)新績效有顯著正向作用［41］［42］［43］［44］。

創(chuàng)客的創(chuàng)新績效是創(chuàng)客將個人的創(chuàng)新想法付諸于實現(xiàn)，并最終獲得創(chuàng)新產(chǎn)品的過程，創(chuàng)客的創(chuàng)新績效對于探究創(chuàng)客驅(qū)動創(chuàng)新具有重要的價值和作用。目前關(guān)于創(chuàng)新績效的研究更多的關(guān)注于組織情境下對（員工）個體創(chuàng)新績效的研究，而針對于個體獨立進行的創(chuàng)新行為和創(chuàng)新績效的研究尚不多見。隨著社會的發(fā)展，創(chuàng)新的主體正在向大眾化主體發(fā)展［45］，尤其是在第三次工業(yè)革命進程中，創(chuàng)客成為社會創(chuàng)新的主體，而創(chuàng)客創(chuàng)新往往是以獨立個體的形式存在而非依賴于組織的形式存在，如何引導創(chuàng)客持續(xù)的產(chǎn)生創(chuàng)新績效成為推動創(chuàng)客創(chuàng)新的關(guān)鍵。

2 研究假設(shè)與研究模型

2.1 創(chuàng)客資本對創(chuàng)新績效的直接影響

創(chuàng)客資本是指創(chuàng)客個人所擁有的知識、能力、技能以及其它能夠創(chuàng)造個人、社會和經(jīng)濟財富的屬性，是創(chuàng)客在實現(xiàn)產(chǎn)品制造過程中，基于創(chuàng)客的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)行為而集聚的各種資源和能力的總和，創(chuàng)客資本包含了創(chuàng)意能力、個性特質(zhì)、知識經(jīng)驗、資源能力等四個因子結(jié)構(gòu)［46］。由于創(chuàng)客資本是一個全新的概念，針對于創(chuàng)客資本對創(chuàng)新績效的研究尚屬空白，但現(xiàn)有文獻中對于創(chuàng)客資本所包含的相關(guān)類似因子對創(chuàng)新績效的影響有大量的研究。

如在創(chuàng)意能力方面，大量學者的研究表明：個體的創(chuàng)新意識和能力能夠?qū)?chuàng)新績效產(chǎn)生積極的促進作用［47］［48］［49］。在個性特質(zhì)方面，相關(guān)研究認為個體的積極心理因素和性格特征對創(chuàng)新績效具有顯著的正向影響［50］［51］。知識經(jīng)驗作為人力資本的重要的代理變量［52］，以往的大量研究顯示知識經(jīng)驗對創(chuàng)新績效有著重要的影響［53］［54］。創(chuàng)客資本的資源能力，更多的體現(xiàn)為對個體、社會和社區(qū)（空間）的各種資源的獲取和整合能力。以往的研究證明了資源能力對創(chuàng)新績效具有的正向影響［55］［56］。

根據(jù)上述討論，以往的研究已經(jīng)驗證了與創(chuàng)客資本類似的因子在不同的情景下對創(chuàng)新績效都用顯著的影響作用，但創(chuàng)客資本作為一個全新的概念，創(chuàng)客資本對創(chuàng)客創(chuàng)新績效的影響，以及在創(chuàng)客資本的概念下各個因子對創(chuàng)客創(chuàng)新績效的作用機制仍有待檢驗。

綜上，本研究提出如下假設(shè)：

H1：創(chuàng)客資本對創(chuàng)新績效具有正向作用

H1a：創(chuàng)客資本中創(chuàng)意能力對創(chuàng)新績效具有正向作用

H1b：創(chuàng)客資本中個性特質(zhì)對創(chuàng)新績效具有正向作用

H1c：創(chuàng)客資本中知識經(jīng)驗對創(chuàng)新績效具有正向作用

H1d：創(chuàng)客資本中資源能力對創(chuàng)新績效具有正向作用

2.2 創(chuàng)新效能感的中介作用

（1）創(chuàng)客資本與創(chuàng)新效能感

創(chuàng)客資本是創(chuàng)客聚集的各種資源能力的總和，是個體能力和資源水平的綜合表現(xiàn)。創(chuàng)新效能感是個體對自身能否實現(xiàn)創(chuàng)新的主觀評價。創(chuàng)客資本價值高，則表示創(chuàng)客個人綜合能力較強，實現(xiàn)創(chuàng)新的可能性就越高。王倩等［57］認為當個體對自己所具備的創(chuàng)新能力和創(chuàng)新意識評價越高時，創(chuàng)新自我效能感就越強，從而在工作過程中表現(xiàn)出更強的創(chuàng)造力。王端旭認為個體受教育程度越高、網(wǎng)絡(luò)知識獲取渠道越好，擁有和能夠獲取的創(chuàng)新資本越多，使其對創(chuàng)新成功的把握和信心也越大［58］。較高的知識技能水平能夠增強個體的信心和驅(qū)動力，通過工作經(jīng)驗的積累能使個體掌握更高的技能和更豐富的知識，從而提升個體人力資本價值并提升個體對自身實現(xiàn)創(chuàng)新的自信程度，進而提高創(chuàng)新效能感［59］。以往的相關(guān)研究都認為，創(chuàng)客資本的相關(guān)因子都可能對創(chuàng)新效能感產(chǎn)生積極的影響。

基于上述分析，提出如下假設(shè)：

H2：創(chuàng)客資本對創(chuàng)新效能感具有正向作用

H2a：創(chuàng)客資本中創(chuàng)意能力對創(chuàng)新效能感具有正向作用

H2b：創(chuàng)客資本中個性特質(zhì)對創(chuàng)新效能感具有正向作用

H2c：創(chuàng)客資本中知識經(jīng)驗對創(chuàng)新效能感具有正向作用

H2d：創(chuàng)客資本中資源能力對創(chuàng)新效能感具有正向作用

（2）創(chuàng)新效能感與創(chuàng)新績效

Gist &Mitehell（1992 ）［60］將自我效能感引入績效模型，構(gòu)建了“自我效能感—績效”的模型。社會認知理論認為，創(chuàng)新效能感源于自我效能感，是個體對自己是否有能力取得創(chuàng)新成果的一種信念，Tierney和Farmer（2002）［61］驗證了創(chuàng)新效能感對員工創(chuàng)新績效的正向作用。大量研究也驗證了創(chuàng)新效能感與創(chuàng)新績效有重要關(guān)系［62］。李永周等對269份來自不同區(qū)域的調(diào)查數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新效能感對創(chuàng)新結(jié)果和過程都具有顯著正向影響［63］。創(chuàng)新效能感是個體對自己創(chuàng)新能力的主觀判斷，會引導個體做出創(chuàng)新行為，實現(xiàn)創(chuàng)新績效［64］。創(chuàng)新效能感能夠為個體提持續(xù)的、供內(nèi)在的心理力量，幫助個體面對創(chuàng)新工作中可能出現(xiàn)的各種挑戰(zhàn)和困難，促進個體實現(xiàn)創(chuàng)新績效［65］。由于創(chuàng)客在創(chuàng)新活動過程中的復雜性和不確定性，對于創(chuàng)客而言參與創(chuàng)客創(chuàng)新活動也需要強大的內(nèi)在心理支撐，需要能夠?qū)€體的創(chuàng)新能力具有足夠的自信，在面對困難和挑戰(zhàn)時，能夠敢于面對和堅持，創(chuàng)客的創(chuàng)新效能感越高，創(chuàng)客就能夠更積極的面對創(chuàng)新中的困境，從而促進創(chuàng)新績效的實現(xiàn)。對此，提出如下假設(shè)：

H3：創(chuàng)新效能感對創(chuàng)新績效具有正向作用

（3）創(chuàng)新效能感的中介作用

創(chuàng)新效能感是個體對自己能否取得創(chuàng)新行為與成果的信念，是創(chuàng)新自信程度的心理感知［66］，是個體對實現(xiàn)創(chuàng)新結(jié)果的預判。作為一個心理意識范疇的概念，效能感在以往研究中多以中介變量的形式出現(xiàn)，并對個體行為、決策和情緒產(chǎn)生影響［67］。郭云貴等的研究也顯示目前關(guān)于創(chuàng)新自我效能感中介效應(yīng)的研究較多，創(chuàng)新效能感在組織因素、領(lǐng)導行為、工作相關(guān)因素和個人因素等方面對個體創(chuàng)新行為或創(chuàng)新績效都能夠起到中介的作用［68］［69］［70］［71］。

創(chuàng)客資本是基于創(chuàng)客創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)行為而集聚的各種資源和能力的總和，創(chuàng)新效能感則是個體對自身實現(xiàn)創(chuàng)新可能性的主觀判斷，創(chuàng)客的創(chuàng)新效能感的強弱來源于個體對自身資本價值的評價，創(chuàng)客資本對于個體的創(chuàng)新效能感具有積極的影響。創(chuàng)客資本作為創(chuàng)客的一種較為穩(wěn)定的特質(zhì)狀態(tài)，將通過對具有較強情境性的創(chuàng)新效能感的影響，影響創(chuàng)客對自身的評價，進而形成創(chuàng)客創(chuàng)新績效的影響。具體而言，創(chuàng)客資本中創(chuàng)意能力、個性特質(zhì)、知識經(jīng)驗和資源能力等都能夠?qū)?chuàng)客的創(chuàng)新績效感產(chǎn)生影響，受到影響的創(chuàng)新效能感會對個體的行為產(chǎn)生刺激，并直接體現(xiàn)為對創(chuàng)客創(chuàng)新績效的影響。所以本研究提出如下假設(shè)：

H4：創(chuàng)新效能感對創(chuàng)客資本與創(chuàng)新績效的關(guān)系起中介作用

2.3 知識分享的調(diào)節(jié)作用

Kogut& Zander早在1992年就提出知識分享對創(chuàng)新的重要作用［72］。知識分享行為是個體主動、自愿的將自己所掌握的經(jīng)驗、知識、技能和信息等傳遞給他人的行為。知識分享有助于快速獲取、吸收和轉(zhuǎn)化其他人的知識、技能和經(jīng)驗，也有助于知識的碰撞、和交流，促進新的思考，對創(chuàng)新行為和創(chuàng)新績效會產(chǎn)生積極的影響［73］。知識分享行為對個體創(chuàng)新績效的影響也已經(jīng)得到大量驗證。鄭馨怡等對15家企業(yè)的209份主管-員工配對問卷進行了調(diào)查，研究結(jié)果顯示：知識分享對員工創(chuàng)新行為有顯著正效應(yīng)［74］。屠興勇等對上海、廈門、銀川和哈爾濱等地47家企業(yè)的451份員工問卷進行了研究，發(fā)現(xiàn)知識分享在批判性反思與創(chuàng)新行為之間起部分中介作用［75］。張伶通過采集中國內(nèi)地30個地區(qū)505名知識型員工的調(diào)查數(shù)據(jù)研究，驗證了知識分享行為在組織學習與員工信息素養(yǎng)之間的調(diào)節(jié)作用［76］；李廣培等探討了知識分享在綠色創(chuàng)新意愿與綠色創(chuàng)新行為之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)［77］。

知識分享行為是個體通過與外部交流進行分享知識的過程，個體通過主動分享、交換自己的知識，凝聚不同的知識，通過互動分享，可以充分利用個體知識積累的差異化來繁榮自身知識體系，從而創(chuàng)造更高的創(chuàng)新績效［78］。對于創(chuàng)客而言，樂于分享是創(chuàng)客的一大特點。通過分享可以更好的完善創(chuàng)客產(chǎn)品的創(chuàng)意（提升創(chuàng)客的創(chuàng)意能力）、進一步的提升自身對創(chuàng)意的知識和技能（提升創(chuàng)客的知識經(jīng)驗），同時分享行為也能吸引更多的外部資源（提升創(chuàng)客的資源能力），聚合形成自身的資本力量，提升最終實現(xiàn)創(chuàng)新績效的可能性（提升創(chuàng)客的自我效能感）［79］。創(chuàng)客的分享行為一方面能夠吸引外部資源聚合為創(chuàng)客資本，進而提升實現(xiàn)創(chuàng)新績效的可能性；另一方面，通過分享也讓創(chuàng)客更加自信，更加堅定自己成功的方向，創(chuàng)客的分享行為大大提升了創(chuàng)客的創(chuàng)新效能感。因此，創(chuàng)客分享行為可能在創(chuàng)客資本對創(chuàng)客創(chuàng)新績效的過程中存在調(diào)節(jié)作用。即當知識分享行為越高時候，將增強創(chuàng)客資本對創(chuàng)新績效之間的正向關(guān)系，反之亦然。因此，提出假設(shè)：

H5：知識分享正向調(diào)節(jié)了創(chuàng)客資本與創(chuàng)新績效之間的關(guān)系

2.4 研究假設(shè)模型

綜合目前已有的研究成果，基于社會認知理論，本研究認為創(chuàng)客資本是創(chuàng)客實現(xiàn)創(chuàng)客創(chuàng)新績效的前提；而創(chuàng)客的創(chuàng)新效能感是創(chuàng)客對自身能否實現(xiàn)創(chuàng)客創(chuàng)新績效的一種評價，可能在創(chuàng)客資本對創(chuàng)客創(chuàng)新績效中起到中介作用；而創(chuàng)客的知識分享則可能在創(chuàng)客資對創(chuàng)新績效之間起到調(diào)節(jié)作用。根據(jù)上述的分析，研究構(gòu)建了相關(guān)研究模型，對創(chuàng)客資本對創(chuàng)客創(chuàng)新績效的影響機制進行研究，具體研究模型如圖1所示。

圖1 創(chuàng)客資本對其創(chuàng)新績效的影響模型圖

3 研究方法與測量工具

本研究主要采用問卷調(diào)查法進行研究。首先，在文獻研究和訪談的基礎(chǔ)上，編制了初始問卷；然后采用小樣本調(diào)查，對初始問卷進行了測試，并進行了探索性分析以及量表的修訂后，確定正式問卷；最后通過大樣本數(shù)據(jù)的調(diào)查，進行因子分析和假設(shè)模型的驗證。

3.1 研究樣本

在2019年6-8月期間，研究對北京、上海、廣州、蘇州、成都、深圳等地的多家眾創(chuàng)空間的在園創(chuàng)客進行了問卷調(diào)查。問卷的收集過程包括兩種方式，一是通過事先聯(lián)系并說明調(diào)研目的，隨后調(diào)研人員到達眾創(chuàng)空間現(xiàn)場發(fā)放、回收調(diào)研問卷。二是通過相關(guān)眾創(chuàng)空間的負責人，請他們通過網(wǎng)絡(luò)問卷的形式對眾創(chuàng)空間的創(chuàng)客進行填寫。整個研究回收486份問卷，剔除反饋內(nèi)容明顯不符合、空白過多的問卷后，得到有效問卷428份（有效問卷回收率為89.17%）。

測試對象中男性274人，占比64.02%，女性154人，占比35.98%。平均年齡29.82歲，最大年齡53歲，最小年齡18歲。具有高中及中專學歷以下的16人，占比3.74%；大專學歷的120人，占比28.04%，本科學歷212人，占比49.53%，碩士以上學歷80人，占比18.69%。被試者對創(chuàng)客身份的定位為：只是參與創(chuàng)客活動的創(chuàng)客72人，占比16.82%；正在完成項目和產(chǎn)品的初創(chuàng)過程的創(chuàng)客135人，占比31.54%；已經(jīng)在創(chuàng)業(yè)的創(chuàng)客221人，占比51.64%。被試人的基本情況如表1所示。

表1 樣本基本情況統(tǒng)計表

3.2 變量的測量

本研究問卷共涉及5個主要變量，包括：創(chuàng)客資本、創(chuàng)新效能感、知識分享、創(chuàng)新績效等，相關(guān)變量的測量量表都采用Linker 5點量表形式計分。

其中創(chuàng)客資本采用王軍等（2020）開發(fā)的創(chuàng)客資本量表，共包括創(chuàng)意能力、個性特質(zhì)、知識經(jīng)驗、資源能力等四個維度18個條目，如：“您做事總希望能夠有所創(chuàng)新，不墨守成規(guī)”、“您做事積極主動”、“您具有一定的知識能力和背景”、“您的個人資源能力很強”等，該量表在本研究中的信度系數(shù)Cronbach’s α 值為0.952，各個題項的 loading 值均高于 0.8，AVE 值為 0.722，組合信度為0.912。

創(chuàng)新效能感的測量以Carmeli（2007）編制的量表為基礎(chǔ)，結(jié)合創(chuàng)客的實際特點進行了必要的修正，調(diào)整后形成了創(chuàng)客的創(chuàng)新效能感測量量表，量表共8個題項，如：“大多數(shù)目標您都能創(chuàng)造性的完成”、“您的創(chuàng)造性努力大多數(shù)時候都能獲得成功”、“您比其他人能夠更好的創(chuàng)造性的完成任務(wù)”等，在本研究中的信度系數(shù)Cronbach’s α 值為0.926，各個題項的 loading 值均高于 0.6，AVE 值為 0.603，組合信度為0.924。

知識分享行為借鑒Abraham Carmeli（2013）的思想，對創(chuàng)客的知識分享行為展開研究，對創(chuàng)客的知識分享行為形成了4個題項的量表，如：“您經(jīng)常會和別人交流創(chuàng)意想法”、“您會實施與別人交流而得到的想法”、“您會與別人交流項目實施中的建議”、“您會與別人交流彼此的工作經(jīng)驗”等，該量表在本研究中的信度系數(shù)Cronbach’s α 值為0.904，各個題項的 loading 值均高于0.7，AVE 值為 0.694，組合信度為0.900。

創(chuàng)新績效借鑒了韓翼（2007）的觀點，結(jié)合創(chuàng)客的特點形成了9個題項的擦航科創(chuàng)新績效測量量表，如：“您會努力尋求新的工作方法、技術(shù)和工具”、“您會努力讓新的創(chuàng)意獲得認可”、“您能夠把新的創(chuàng)新性想法轉(zhuǎn)化為實際的應(yīng)用”等，量表在本研究的信度系數(shù)Cronbach’s α 值為0.915，各個題項的 loading 值均高于 0.6，AVE 值為 0.543，組合信度為0.914。上述變量的測量結(jié)果顯示，各個變量題項之間聚合效度良好，量表的信度較高。

控制變量：本研究參考前人有關(guān)創(chuàng)新績效的研究［41］［44］，選取了性別、年齡及學歷等三項人口統(tǒng)計學變量及（組織）類型作為控制變量。其中年齡均以年數(shù)來測量；性別進行虛擬變量處理，男性為“1”，女性為“2"；學歷分為分為6個級別，1為初中及以下，2為高中/中專，3為大專，4為本科，5為碩士，6為博士；類型表示創(chuàng)客的三種類別為，1只是參與創(chuàng)客活動，2正在完成項目和產(chǎn)品的初創(chuàng)過程，3已經(jīng)在創(chuàng)業(yè)。

4 假設(shè)的檢驗

本研究采用測量項目的數(shù)據(jù)濃縮法，使用SPSS24.0軟件對各變量進行了描述性統(tǒng)計分析。從表2的數(shù)據(jù)顯示，研究中的變量之間存在著相互的關(guān)聯(lián)，創(chuàng)客資本與創(chuàng)新效能感呈顯著正相關(guān)（r=0.367，p＜0.01）；創(chuàng)客資本與創(chuàng)新績效也呈顯著正相關(guān)（r=0.323，p＜0.01）；創(chuàng)新效能感與創(chuàng)新績效呈顯著正相關(guān)（r=0.460，p＜0.01）;知識分享與創(chuàng)客資本、創(chuàng)新效能感和創(chuàng)新績效之間無顯著性相關(guān)關(guān)系（p＞0.05）。統(tǒng)計結(jié)果也初步證明了研究模型和假設(shè)的合理性，各個變量之間表現(xiàn)出來的相互關(guān)系與理論模型及研究假設(shè)基本一致。

表2 描述性統(tǒng)計分析結(jié)果

4.1 創(chuàng)客資本對創(chuàng)新績效的影響

本研究采用層級回歸的方法來驗證創(chuàng)客資本對創(chuàng)新績效的效應(yīng)關(guān)系。研究設(shè)置了6個回歸模型對創(chuàng)客資本對創(chuàng)新績效的不同的路徑進行回歸分析，分別為模型S11-S16。其中模型S11中只包含了被測創(chuàng)客的性別、年齡、學歷和類型等控制變量；模型S12在S11的基礎(chǔ)上加入創(chuàng)客資本，用于驗證創(chuàng)客資本對創(chuàng)新績效的作用關(guān)系；模型S13在S11的基礎(chǔ)上加入創(chuàng)意能力，用于驗證創(chuàng)意能力對創(chuàng)新績效的作用關(guān)系；模型S14在S11的基礎(chǔ)上加入個性特質(zhì)，用于驗證個性特質(zhì)對創(chuàng)新績效的作用關(guān)系；模型S15在S11的基礎(chǔ)上加入知識經(jīng)驗，用于驗證知識經(jīng)驗對創(chuàng)新績效的作用關(guān)系；模型S16在S11的基礎(chǔ)上加入資源能力，用于驗證資源能力對創(chuàng)新績效的作用關(guān)系。

在控制人口特征變量的情況下，使用SPSS24.0對數(shù)據(jù)模型進行回歸分析，分別進行創(chuàng)客資本及相關(guān)因子對創(chuàng)新績效的回歸。由表3可知，創(chuàng)客資本對創(chuàng)新績效（r=0.367，p＜0.001）、創(chuàng)客的創(chuàng)意能力對創(chuàng)新績效（r=0.264，p＜0.001）、創(chuàng)客的個性特質(zhì)對創(chuàng)新績效（r=0.354，p＜0.001）、創(chuàng)客的知識經(jīng)驗對創(chuàng)新績效（r=0.239，p＜0.001）、創(chuàng)客的資源能力對創(chuàng)新績效（r=0.268，p＜0.001），結(jié)果顯示創(chuàng)客資本及其四個因子對創(chuàng)新績效均具有顯著的正向作用。另外，模型S12-S16分別與模型S11進行比較，各個模型的回歸方程的R2均有顯著提升，因此，假設(shè)H1、假設(shè)H1a、假設(shè)H1b、假設(shè)H1c、假設(shè)H1d得到驗證。

表3 創(chuàng)客資本及各因子對創(chuàng)新績效回歸分析結(jié)果

4.2 創(chuàng)客資本對創(chuàng)新效能感的影響

本研究采用層級回歸的方法來驗證創(chuàng)客資本及其相關(guān)因子對創(chuàng)新效能感的作用關(guān)系。研究設(shè)置了6個回歸模型針對創(chuàng)客資本及其相關(guān)因子對創(chuàng)新效能感的不同路徑進行回歸分析，分別為模型S11- S16。其中模型S11中只包含了被測創(chuàng)客的性別、年齡、學歷和類型等控制變量；模型S12在S11的基礎(chǔ)上加入創(chuàng)客資本，用于驗證創(chuàng)客資本對創(chuàng)新效能感的作用關(guān)系；模型S13在S11的基礎(chǔ)上加入創(chuàng)意能力，用于驗證創(chuàng)意能力對創(chuàng)新效能感的作用關(guān)系；模型S14在S11的基礎(chǔ)上加入個性特質(zhì)，用于驗證個性特質(zhì)對創(chuàng)新效能感的作用關(guān)系；模型S15在S11的基礎(chǔ)上加入知識經(jīng)驗，用于驗證知識經(jīng)驗對創(chuàng)新效能感的作用關(guān)系；模型S16在S11的基礎(chǔ)上加入資源能力，用于驗證資源能力對創(chuàng)新效能感的作用關(guān)系。

在控制人口特征變量的情況下，使用SPSS24.0對數(shù)據(jù)模型進行回歸分析，分別進行創(chuàng)客資本及相關(guān)因子對創(chuàng)新效能感的回歸。由表4可知，創(chuàng)客資本對創(chuàng)新效能感（r=0.308，p＜0.001）、創(chuàng)意能力對創(chuàng)新效能感（r=0.264，p＜0.001）、個性特質(zhì)對創(chuàng)新效能感（r=0.295，p＜0.001）、知識經(jīng)驗對創(chuàng)新效能感（r=0.143，p＜0.001）、資源能力對創(chuàng)新效能感（r=0.259，p＜0.001），數(shù)據(jù)顯示創(chuàng)客資本及其各個因子對創(chuàng)新效能感均具有顯著的正向影響。另外，模型S12-S16分別與模型S11之間相互比較發(fā)現(xiàn)，其回歸方程的R2均有顯著提升，因此，假設(shè)H2、假設(shè)H2a、假設(shè)H2b、假設(shè)H2c、假設(shè)H2d得到驗證。

表4 創(chuàng)客資本及各因子對創(chuàng)新效能感回歸分析結(jié)果

4.3 創(chuàng)新效能感對創(chuàng)新績效的影響

本研究采用層級回歸的方法來驗證創(chuàng)新效能感對創(chuàng)客創(chuàng)新績效的作用關(guān)系。研究設(shè)置了2個回歸模型針對創(chuàng)新效能感對創(chuàng)新績效的不同路徑進行回歸分析，分別為模型S11，模型S12。其中模型S11表示只有控制變量，包括被測人員的性別、年齡、學歷和類型，對創(chuàng)新績效的效應(yīng)；模型S12在S11的基礎(chǔ)上加入創(chuàng)新效能感，用于驗證創(chuàng)新效能感對創(chuàng)新績效的作用關(guān)系。

在控制人口特征變量的情況下，使用SPSS24.0對數(shù)據(jù)模型進行回歸分析，分別進行創(chuàng)新效能感對創(chuàng)新績效及其相關(guān)因子的回歸。由表5可知，創(chuàng)新效能感對創(chuàng)新績效具有顯著的正向作用（r=0.649，p＜0.001）。通過模型S12與模型S11比較發(fā)現(xiàn)，S12的回歸方程的R2有顯著提升，因此，假設(shè)H3得到驗證。

表5 創(chuàng)新效能感對創(chuàng)新績效回歸分析結(jié)果

4.4 創(chuàng)新效能感對創(chuàng)客資本與創(chuàng)新績效中介作用檢驗

研究運用AMOS21.0軟件，參照創(chuàng)客資本、創(chuàng)新效能感和創(chuàng)新績效之間的相互關(guān)系模型，構(gòu)建了創(chuàng)客資本-創(chuàng)新效能感-創(chuàng)新績效的結(jié)構(gòu)方程模型，并對樣本數(shù)據(jù)進行擬合運算，擬合指標顯示x 2/df值為3.356，小于參考值5 ；NFI值為0.900，CFI值為0.928，GFI值為0.879，都大于參考值0.8；PGFI值為0.700，大于參考值0.5；RMSEA值為0.074，小于參考值0.08。數(shù)據(jù)顯示各項指標均符合要求，說明數(shù)據(jù)的擬合程度較好。同時，創(chuàng)客資本—→創(chuàng)新績效、創(chuàng)客資本—→創(chuàng)新效能感、創(chuàng)新效能感—→創(chuàng)新績效等3條回歸路徑的P值均小于0.001，達到統(tǒng)計顯著性水平。殘差變量分析數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，殘差變量的P值都小于參考值0.001，表明具有統(tǒng)計顯著性。上述結(jié)果證明研究模型設(shè)置合理。

表6 SEM擬合指標結(jié)果

研究進一步對變量之間的影響效應(yīng)進行了驗證，主要包括：創(chuàng)客資本對創(chuàng)新績效的直接效應(yīng)，創(chuàng)新效能感的間接效應(yīng)，以及創(chuàng)客資本通過創(chuàng)新效能感對創(chuàng)新績效的總效應(yīng)，具體的效應(yīng)結(jié)果如表7所示。從表中可知，創(chuàng)客資本對創(chuàng)新績效的直接效應(yīng)為0.186，創(chuàng)新效能感對創(chuàng)新績效的中介效應(yīng)為0.162，創(chuàng)客資本通過創(chuàng)新效能感對創(chuàng)新績效的總效應(yīng)為0.348。結(jié)果顯示，創(chuàng)新效能感在創(chuàng)客資本對創(chuàng)新績效之間存在著中介作用。

表7 結(jié)構(gòu)方程模型中各變量間的影響效應(yīng)

綜上，本研究假設(shè)H4得到驗證。

4.5 知識分享的調(diào)節(jié)作用

首先，在第一步的回歸分析中放入控制變量，包括創(chuàng)客的性別、年齡、學歷和類型；其次，在第二步的回歸分析中加入自變量創(chuàng)客資本和調(diào)節(jié)變量知識分享，測量它們之間的主效應(yīng)；最后，在第三步的回歸加入創(chuàng)客資本和知識分享的交互項，測量變量之間的交互效應(yīng)。為減少交互項可能出現(xiàn)的多重共線性，本研究對交互項的兩個變量采用了“中心轉(zhuǎn)換”方式進行處理。

運用SPSS24.0軟件進行運算，得到知識分享對創(chuàng)客資本與創(chuàng)新績效關(guān)系的層級回歸結(jié)果，如表8所示。

表8 知識分享對創(chuàng)客資本與創(chuàng)新績效關(guān)系的層級回歸結(jié)果

從回歸結(jié)果可以看到，模型S1沒有達到顯著性水平，也就是說控制變量對創(chuàng)新績效沒有顯著影響。在S1的基礎(chǔ)上，加入創(chuàng)客資本和知識分享形成模型S2，分析結(jié)果顯示其回歸方程調(diào)整后的R2有顯著提升，同時創(chuàng)客資本的回歸系數(shù)為0.357，通過了T檢驗（ P＜0.001 ），結(jié)果表明創(chuàng)客資本對創(chuàng)新績效具有顯著正向影響。在S1的基礎(chǔ)上，加入創(chuàng)客資本和知識分享的交互項，形成模型S3，分析結(jié)果顯示回歸方程的R2有顯著提高，創(chuàng)客資本和知識分享的交互項回歸系數(shù)為0.175，并通過T檢驗（P＜0.05 ），這說明知識分享對創(chuàng)客資本與創(chuàng)新績效具有調(diào)節(jié)作用，對于經(jīng)常進行知識分享的創(chuàng)客，創(chuàng)客資本將對創(chuàng)新績效產(chǎn)生更強的正向影響。

因此，本研究的假設(shè)H5得到驗證。

為了進一步檢測知識分享在創(chuàng)客資本與創(chuàng)新績效之間的調(diào)節(jié)作用，本研究進一步畫了調(diào)節(jié)作用趨勢圖（圖2），結(jié)果可以看到知識分享的調(diào)節(jié)作用顯著。

圖2 知識分享對創(chuàng)客資本與創(chuàng)新績效的調(diào)節(jié)作用趨勢圖

5 檢驗結(jié)果與討論

本章以北京、上海、廣州、蘇州、成都、深圳等地的多家眾創(chuàng)空間的在園創(chuàng)客為調(diào)查對象，通過問卷調(diào)查的方式獲取了428份有效問卷的數(shù)據(jù)，通過數(shù)據(jù)分析對本研究各項假設(shè)及模型進行驗證。結(jié)果顯示，本研究所提出的13項假設(shè)都通過了驗證，具體結(jié)果如表9所示。

表9 研究假設(shè)的檢驗結(jié)果匯總表

上述數(shù)據(jù)結(jié)果表明，本研究基于社會認知理論提出的創(chuàng)客資本對創(chuàng)客創(chuàng)新績效影響機制模型設(shè)計合理，揭示了創(chuàng)客資本對創(chuàng)新績效的實施路徑，對相關(guān)理論和實踐具有一定的指導意義。同時，研究假設(shè)的檢驗結(jié)果反映出以下幾個方面的結(jié)論：

第一，創(chuàng)客資本對創(chuàng)新績效存在直接影響效應(yīng)。這說明創(chuàng)客資本對創(chuàng)客創(chuàng)新績效具有積極的推動作用，同時創(chuàng)客資本的不同維度，包括創(chuàng)意能力、個性特質(zhì)、知識經(jīng)驗和資源能力對創(chuàng)客創(chuàng)新績效都具有顯著的積極影響，通過有針對性的提升創(chuàng)客資本的價值和能力能夠有效的提升創(chuàng)客實現(xiàn)創(chuàng)新績效的可能性，進而推動社會整體創(chuàng)新的發(fā)展。

第二，創(chuàng)新效能感在創(chuàng)客資本對創(chuàng)新績效的作用中起中介作用。這說明創(chuàng)客資本能夠提升創(chuàng)客對自我創(chuàng)新可能性的認知，從而提升創(chuàng)客的創(chuàng)新效能感，而創(chuàng)客創(chuàng)新效能感的提升有助于創(chuàng)客實現(xiàn)創(chuàng)新績效。進一步的分析也表明，創(chuàng)客資本中的各個因子，包括創(chuàng)意能力、個性特質(zhì)、知識經(jīng)驗和資源能力等，都對創(chuàng)新效能感的提升都起到了積極的作用。

第三，知識分享在創(chuàng)客資本與創(chuàng)新績效之間的關(guān)系中起到正向調(diào)節(jié)作用，說明知識分享有助于提升創(chuàng)客資本對創(chuàng)新績效的影響。