创业型领导何以激发员工创新行为？——论创新自我效能感和组织认同的作用

李 朔，易凌峰，尹轶帅

（1.华东师范大学 经济与管理学部 工商管理学院，上海 200062；2.江南大学 商学院，江苏 无锡 214122）

引言

企业创新不仅是竞争优势的内生性源泉，同时也是提升企业应对不确定性的重要策略，[1](p109-128)同时，在企业的创新过程中，员工的创新行为极其关键，直接影响企业的创新能力。[2](p123-167)相关的研究证实，企业高层管理者的领导力是影响员工创新行为的关键因素，[3](p154-160)新创企业领导者的创业领导力正向影响员工创新行为，对新创企业成长有着重要影响。[4](p61-71)

创业型领导是指企业领导者在不确定情境下动态性的创业行为和能力，强调在不确定环境中的动态适应，以及资源的整合与变革创新，[5](p54-74)高科技企业技术创新中的不确定性制约着企业员工的创新行为和绩效。Bagheri（2017）以伊朗高科技中小企业为研究对象，研究证实创业型领导对员工创新行为的促进作用；[6](p159-166)本土企业相关研究显示，创业型领导在不确定情境下可以促进员工的持续变革与创新；[7](p102-117)柯江林和丁群（2020）研究发现创业型领导显著影响员工创新绩效和工作投入。[8](p91-103)一些研究涉及了这种影响的中介效应，例如Cai、Lysova和Khapova（2018）发现，创业型领导通过团队创新效能感和员工创新自我效能感的中介影响团队和个体的创造力；[9](p203-217)郭衍宏、高英和李思志（2019）以心理脱离和工作激情为中介变量，探究了创业型领导对下属创造力的影响机制。[10](p145-152)但在创业型领导——员工创新范式研究中，创业型领导何以激发员工创新行为，其中间影响机制应更为复杂，但实证研究并不多见，新的研究近年开始受到关注，如Li（2020）和宋婕（2020）分别以创业自我效能感和挑战性压力源为中介变量研究其影响机制；[11](p105-118)[12]而陈文沛（2015）则是将心理授权、组织创新氛围和领导成员交换在两者间的个别中介效应进行了比较分析。[13](p32-36)类似的研究涌现同时也提出了另一个问题，建构影响路径更为复杂的研究模型，是否有助于理解复杂的中间机制？

因此，本研究发展一个以创新自我效能感和组织认同双中介变量，以团队创新氛围作为调节变量的研究模型：一是依据社会认知理论，创业型领导的个人特质可以激励发员工自我效能感，并有效激发员工创新动机和行为；二是根据社会认同理论，创业型领导的个人特质通过激发承诺，可以促进员工行为目标与新创企业的发展目标一致，激发员工的认同感和敬业度。同时，还引入团队创新氛围作为调节变量，以厘清创业型领导影响员工创新行为的边界条件。

一、研究假设

（一）创业型领导与员工创新行为。

Gupta等（2004）认为，创业型领导是一种通过主动创设愿景来号召和动员下属，使其承诺探索和发现战略价值的新型领导。[14](p241-260)高科技企业的技术创新过程中充满着风险与不确定性，创业型领导面临的首要挑战就是在有限资源下创设可以把握的机会，并通过构建组织愿景感召员工，促使其理解并认可组织愿景，而这些愿景可以激励员工为企业创造价值，进而激发员工的创新动力。[15](p84-95)其次，创业型领导特别强调在不确定环境下对机会的识别和利用，提出合理化建议。[10](p145-152)创业型领导面临的另外一项挑战就是说服下属和利益相关者，通过明确约束让下属知道哪些事情可以做、哪些事情不可以做，因而可以激发下属创新。[16](p774-777)再次，创业型领导勇于承担风险、保持求异思维、抗压性强、自信坚定，敢于支持下属突破和创新。[17](p264-270)因此，基于以上阐述做出如下假设：

H1：创业型领导对创新行为有正向显著作用。

（二）创新自我效能感的中介作用。

创新自我效能感可以反映出创新活动中员工对自己的信心以及期望度，具体是指个体对于所从事的特定任务是否具备产生创新行为的信心。[18](p1363-1370)首先，创业型领导会充分利用创新和变化来寻找机会，身体力行地去推动创新，最终实现绩效提升，[15](p84-95)下属往往将创业型领导作为学习榜样，吸收其创新的间接经验，因此，员工会通过学习和观察创业型领导的行为特征所获取的间接经验来增强其创新自我效能感。其次，技术创新的过程充满着不确定性，下属会被唤起诸如焦虑或挫折等负面生理情绪，而创业型领导则强调对不确定环境的适应，并且勇于承担风险，[7](p102-117)对于创新失败的承担极大地提升了下属的创新自我效能感。最后，创业型领导拥有说服和感召下属的魅力，其通过鼓励能够给予下属自信和希望，[14](p241-260)使其突破思维限制，增强解决问题的能力，进而提升了创新自我效能感。

以往研究证实，创新自我效能感对员工创新行为具有显著影响。[18](p1363-1370)创新自我效能感是创新行为生成的重要因素，为了促进员工的创新行为，他们需要拥有创新的期望和自信。[19](p28-30)[20](p41-47)在高科技新创企业中，员工的创新自我效能感能够激发个体创新行为，具体表现为员工拥有创造性完成特定工作任务的信念和信心。因此，基于以上阐述做出如下假设：

H2：创新自我效能感在创业型领导与员工创新行为之间起中介作用。

（三）组织认同的中介作用。

社会认同理论认为，组织认同是指组织成员进行自我定义的一种结果和过程，它不仅体现出员工对组织的归属感和忠诚度，同时也是对组织使命、愿景、价值观与目标的认可程度，[21](p20-39)[22](p626-658)反映了个体对所属组织的认可程度。已有研究证明，领导行为会通过员工的认知和情绪间接影响员工的行为。[23](p101-110)[24](p102-110)一方面，创业型领导构建极具吸引力的愿景并对未来富有想象力，同时还擅长说服下属相信他的远见，使下属愿与组织发展紧密联系在一起。另一方面，积极、乐观、热忱、有鼓舞力的领导风格使下属不断加深认可组织的使命、愿景和价值观，进而提升其组织认同。

当前已有研究证实，组织认同对员工的创新行为具有显著影响。[25](p39-45)员工对组织的认同感越高，员工便越将组织利益看作自身的利益，将自己的命运与组织联系在一起，积极地改进工作，努力提升工作建言和创新设想。[26](p241-248)因此，基于以上阐述做出如下假设：

H3：组织认同在创业型领导与员工创新行为之间起中介作用。

（四）团队创新氛围的调节作用。

团队创新氛围是影响员工态度与行为的一项重要情境变量，它是其团队成员对影响其创新能力发挥的工作环境和氛围的一种共享认知。[27](p235-258)[28](p1-13)个体情境互动理论认为，创新氛围为员工创新创造了良好的环境，在创新氛围更佳的团队里，员工的创新意愿和动机也更高。[29](p9-16)同时，这种创新氛围使得团队成员之间愿意及时有效地沟通创意和想法，为创意的落地提供支持，并且承担为此可能带来的风险。[30](p1-13)而在创新氛围差的团队，员工就会因为担心风险而选择相对保守的应对策略，这势必会削弱创新。因此，当创业型领导通过创新自我效能感促进创新行为的过程中，团队创新氛围越高，员工创新自我效能感相对应也会更高，进而促进创新行为的发生。由此提出假设：

H4a：团队创新氛围正向调节创业型领导与创新自我效能感之间的关系；

H4b：团队创新氛围正向调节创新自我效能感对创业型领导与员工创新行为之间的中介作用；

整合本研究理论推导并遵循上述假设的逻辑，很可能在团队创新氛围高的情况下，创业型领导更好促进员工对组织价值观、愿景等方面的认可，进而推进员工对组织的认可，即组织认同不仅调节创业型领导与组织认同之间的关系，还调节了组织认同对创业型领导与员工创新行为之间的中介作用。由此提出假设：

H5a：团队创新氛围在创业型领导与组织认同之间具有正向调节作用；

H5b：团队创新氛围正向调节了组织认同对创业型领导与创新行为之间的中介作用。

综上，本研究构建理论模型如图1所示。

二、研究方法

（一）样本来源与问卷收集。

采取问卷调查的方法在长三角区域的高科技新创企业收集数据。为减少同源误差，采用三时点收集数据，间隔时间为两周。第一次问卷填写创业型领导行为和控制变量，第二次填写创新自我效能感和组织支持感，第三次填写员工创新行为和团队创新氛围。将不合格问卷剔除后，最终有效样本数据共291份。其中，女性174人（58%），男性117人（42%）；年龄以36—40岁95人（38%）和41岁以上63人（31%）为主；教育程度以本科及以下学历219人（75%）为主。

（二）测量工具。

创业型领导采用黄胜兰（2015）[31]在Gupta等（2004）[14](p241-260)开发的量表基础上修订的26题项量表，样本题目如“公司领导能有效地说服他人接受自己的观点，并获得支持”。该量表的α系数为0.985。创新自我效能感采用Tierney和Farmer（2002）[32](p1137-1148)所编制的问卷，共包括3个题项，样本题目如“我自信我有创造性解决问题的能力”。该量表的α系数为0.957。组织认同采用Mael和Ashforth（1992）[33](p103-123)编制的 6 题项量表，样本题目如“我对别人如何评价我们公司很感兴趣”。该量表的α系数为0.937。团队创新氛围量表采用Kivimaki和 Elovainio（1999）[34](p241-246)在 Anderson 和West（1998）[27](p235-258)开发的量表，样本题目如“团队成员认同所在工作团队的目标”。该量表的α系数为0.974。员工创新行为采用Scott和Bruce（1994）[35](p580-607)所编制的员工创新行为量表，样本题目如“我经常会产生一些有创意的点子和创新性的想法”。该量表的α系数为0.934。以往研究表明，不同年龄、性别、规模和受教育程度等对创业型领导和创新行为有显著影响，因此将它们作为控制变量。

图1 理论模型

三、数据分析和结果

（一）信度与效度分析。

本研究以Cronbach’α和组合信度（CR）作为信度评价指标，同时以平均变异萃取量（AVE值）作为收敛效度指标。首先由可靠性分析可知，各个变量的Cronbach’α值均大于0.70，具有良好的内部一致性。其次，所得的各题项因子载荷量均大于0.60。在解释总变异量上，各变量方差贡献率均超过50%，说明量表具有较好的建构效度。最后，根据计算所得的因子载荷量，求得各变量的CR值均大于可接受的最小阈值0.6；AVE值均大于可接受的最低阈值0.5。由此可知，本研究所有变量具有较高的组合信度和收敛效度。

（二）描述性统计。

各变量的均值、标准差和相关系数见表1。由表1可知，创业型领导分别与创新自我效能感（r=0.512，p＜0.01）、组织认同（r=0.642，p＜0.01）、团队创新氛围（r=0.729，p＜0.01）以及与员工创新行为显著正相关（r=0.434，p＜0.01）；创新自我效能感与组织认同显著正相关（r=0.504，p＜0.01），与团队创新氛围显著正相关（r=0.485，p＜0.01），同样，与员工创新行为显著正相关（r=0.753，p＜0.01）；组织认同分别与团队创新氛围（r=0.652，p＜0.01）、员工创新行为（r=0.464，p＜0.01）呈显著正相关关系；最后，团队创新氛围与员工创新行为也同样呈显著正相关（r=0.491，p＜0.01）。因此，各变量间关系得到了初步验证，为下一步的假设验证提供初步证据。

（三）假设检验。

首先，自变量创业型领导对员工创新行为（β=0.442，p＜0.001）具有显著正向影响，主效应H1得到验证；其次，在将中介变量创新自我效能感和组织认同同时纳入回归方程后，自变量创业型领导对员工创新行为的直接路径变得不显著，由此可知模型中的双中介效应是完全的，H2、H3得到验证。

如表2所示，由模型M5和模型M8可知交互项（创业型领导和团队创新氛围）对创新自我效能感的回归系数显著（β=0.396，p＜0.001），而交互项对组织认同的回归结果不显著（β=0.034，p＞0.05）。由此可知假设H4a得以验证；回归结果表明团队创新氛围在创业型领导与组织认同之间的调节效应不显著，假设H4b未得到支持。

从表2的模型5和图2可以看出，团队创新氛围在创业型领导对创新自我效能感的效应中具有正向调节作用（β=0.396，p＜0.001），而团队创新氛围在创业型领导与组织认同之间的调节作用不显著，假设H5a得以验证。数据结果显示（如表3所示），创业型领导通过组织认同对员工创新行为的间接影响不显著，即团队创新氛围无法调节组织认同在创业型领导和员工创新行为之间的中介作用，假设H5b依旧未得到数据支持。

表1 各变量的均值、标准差及相关系数

表2 回归分析结果

表3 创业型领导与员工创新行为之间的双重中介效应分析结果

图2 团队创新氛围在创业型领导与员工创新自我效能感之间的调节作用

四、结论与讨论

（一）研究结论。

研究发现，创业型领导对员工创新行为有积极影响作用；组织认同与创新自我效能感分别中介了创业型领导与创新行为之间的关系。团队创新氛围正向调节创业型领导与创新自我效能感之间的关系，同时还正向调节了员工创新自我效能感的中介作用，但是团队创新氛围在创业型领导与组织认同之间正向调节作用不显著，同样对组织认同在中介过程中的调节作用不显著，反映出团队创新范围内并非创业型领导影响组织认同的主要调节作用，其过程可能还受到个体和情境等特征的影响。对此，本研究从如下两个角度进行解释：1.以往研究证明，领导行为对组织认同的影响作用还会受到成就动机、领导组织化身等因素的调节，[36](p97-104)[37](p34-40)未来可以考虑其他个体或情境因素的调节作用。2.创业型领导对组织认同的影响效应很强，不管团队创新氛围高低与否，组织认同都会提升。要厘清创业型领导和组织认同之间的调节机制，还需进一步研究。

（二）理论意义。

首先，拓展和丰富了创业型领导的研究层面和情境。国外个体层面的创业型领导影响效应实证研究比较罕见，国内也只有少部分学者进行了尝试。目前尚缺乏员工个体层面尤其是高科技新创企业员工这一特殊群体情境下创业型领导有效性问题的探讨。其次，本研究以社会认知理论和社会认同感理论为基础，将综合创新自我效能感和组织认同的双重路径统一到一个理论框架中，考察创业型领导对员工创新行为的内在作用机制，有利于更加全面回答“创业型领导何以激发员工创新行为”这一重要问题。最后，本研究还将影响员工创新过程中的情境因素“团队创新氛围”纳入进来，进一步拓展创业型领导影响员工创新行为的边界条件。

（三）实践启示。

本研究为高科技新创企业的管理实践提供一些启示，主要体现在以下两方面：

第一，高科技新创企业面临的外部环境更具不确定性，如何有效促进员工创新行为是高科技新创企业领导者面临的重要现实问题。本研究证实创业型领导通过创新自我效能感和组织认同的双路径对创新行为有积极作用。因此，领导者们要学会如何有效地实施创业型领导行为，积极构建企业愿景，并与下属分享愿景，从而让员工认同企业，同时还要增强员工创新的信心，形成容错的创新氛围，为员工创新行为提供支持，进而充分发挥创业型领导的实践作用。

第二，高科技企业的创业领导者在激发员工创新时容易忽略其特殊性，本研究的实践意义在于为有效激发高科技新创企业员工创新行为提供了现实可操作的路径。首先，创业领导者要设法提升员工的创新自我效能感使其“能”创新，并且要通过增强组织认同使其“愿”创新，还要营造创新氛围使员工们“敢”去创新。其次，只有让员工更加认同企业的价值观，使他们“愿意”创新，最终才能推动员工创新行为的不断涌现。

（四）研究局限和展望。

本研究仍存在一些不足：第一，本研究虽然收集了多时点数据，但都是员工数据。未来研究可以加入领导对员工创新行为的评价，减少同源误差。第二，在现有关于创业型领导的相关实证研究中所使用的量表缺少针对性，后续研究可以开发适用于中国高科技新创企业创业型领导的本土化量表。第三，创业型领导和组织认同之间的调节作用机制还需进一步研究检验。未来研究可以引入领导组织化身等因素的调节作用以丰富相关研究。