不确定环境下创业型领导如何提升组织创新绩效

林 芹，易凌峰

(华东师范大学 经济与管理学部工商管理学院，上海 200062)

0 引言

高度不确定环境对企业适应能力提出一定要求。面对动态复杂的市场，企业需要发掘创业机会，主动变革创新，从而构建竞争优势并创造战略价值。而创业型领导正是识别与开发创业机会以适应不确定环境的有效领导力[1]。通过创建愿景、发挥创业能力获得追随者认同和参与，引导其识别和利用机会，将创业机会转化为价值创造，最终实现组织目标[2,3]。创业型领导有助于企业变革创新，保持核心竞争力并实现可持续发展，尤其在不确定环境下，利用创业型领导推动组织创新、提升创新绩效对于企业生存和发展极为重要，因此有必要深入探究创业型领导如何影响组织创新绩效这一现实问题。

创业型领导对组织创新绩效的影响可能始于该领导力对组织行动的改善。在不确定环境下，环境动荡导致企业决策环境更为复杂、模糊化。根据效果推理理论，以行动或手段而非目标为导向更有利于企业在不确定环境下生存和发展[4]，即在动荡的市场环境下，目标导向战略远不及迅速决策以创造性利用机会的组织战略行动对绩效的影响大。Crossan等[5]将上述战略行动诠释为“组织即兴”，是指组织即时响应环境变化的一种行动，其两个主要特征——立即反应与意图创造对组织创新绩效产生重要影响。创业型领导的本质是引导组织应对动态复杂环境，强化组织即兴活动，从而实现组织变革创新。因此，组织即兴可能是创业型领导提高组织创新绩效的重要传导路径。本研究试图探讨创业型领导如何通过组织即兴这一中介机制影响组织创新绩效。

此外，领导本身是一个复杂过程，情境因素会影响领导效能发挥，因此研究创业型领导对组织创新绩效的影响还需考虑边界条件。如前所述，创业型领导与组织即兴行动能够有效应对不确定环境，环境动态性是组织开展即兴活动的催化剂，也是组织变革创新的重要因素和先决条件。全球经济与技术环境变幻多端，固守原有战略目标和经营模式将成为企业发展桎梏，根据环境变化进行调整才能维持企业竞争力[6]。据此，环境动态性可能在一定程度上影响创业型领导、组织即兴与组织创新绩效的关系。本研究尝试厘清三者关系的调节机制，考察环境动态性是否调节创业型领导对组织即兴的直接作用以及对组织创新绩效的间接影响。

综上所述，本研究以战略创业理论与效果推理理论为基础，探索不确定环境下创业型领导对组织创新绩效的作用机制及边界条件，解析创业型领导如何在动态复杂环境下推动组织即兴活动进而提升创新绩效，以及环境动态性对该过程的影响，从而有助于拓展和深化创业型领导效能研究。同时，为企业在不确定环境和创新创业背景下发挥创业型领导有效性、开展即兴的适应性创新提供依据。

1 理论与假设

1.1 创业型领导与组织创新绩效

战略创业理论认为，创业型领导是创造财富的关键驱动因素，创业型领导能有效整合与杠杆化利用资源，通过战略性的资源管理强化机会搜索和优势追寻行为，实施创造性应用与创新性开发活动。创新是组织为把握机会而采取行动或作出反应的过程，以此构建组织竞争优势，为组织创造价值并获得高绩效[7]。创业型领导具备构建挑战、吸收不确定性、厘清路径、建立承诺和阐明约束五大能力特质[3]，并通过上述5种方式对组织创新绩效产生影响。

具体为：①构建挑战。创业型领导以战略性创业为导向，建立较高绩效期望，鼓励组织成员识别和开发创业机会，通过创新，将机会转化为组织价值[8]。目标设定理论认为，目标任务难度在一定程度上与绩效表现正相关[9]，创业型领导通过构建挑战性目标促使成员共同创新，从而提高组织创新绩效；②吸收不确定性。创业型领导为组织创建美好发展愿景，能够感召组织成员认同和追随，同时注重预测市场变化趋势并及时洞察先机，为组织变革创新与机会开发奠定重要基础[3]。此外，创业型领导的风险承担精神激励员工在不确定环境中勇于尝试和创新，通过充分授权、营造创新氛围，调动员工创新积极性并树立信心，激发个体创新行为[10]，由此增强组织创新能力、改善创新绩效；③厘清路径。创业型领导通过与外部关系主体沟通，消除影响企业发展的潜在阻力，获得关键性知识信息与重要资源支持[3]。同时，通过阐明组织战略方向与发展路线，使员工明确目标实现路径，赋予个体清晰的工作动机和意义[11]，激发员工主观能动性，促使其积极变革创新以及实现自我价值；④建立承诺。创业型领导通过设置激励性共同目标，引导员工进行团队合作以获得持续的绩效改善[12]。由于个体会有意识或无意识地受到他人情绪状态、行为态度的感染，且这种情绪体验具有溢出效应，会有效影响个体态度与行为[13]，因此创业型领导强烈的创新创业热情能够在组织中蔓延并调动员工积极情感，激发个体内在动机，促使其从事挑战性工作以及变革创新；⑤阐明约束。创业型领导善于分析影响组织成长的资源限制和能力桎梏，通过有机整合人力、物力资源，进行资源的高效利用和优化重组，以创造新价值[14]。此外，创业型领导鼓励员工挑战现状、创造性解决问题，这有助于增强员工创造力进而提升组织创新能力[15]。基于以上论述，本研究提出研究假设。

H1：创业型领导对组织创新绩效具有正向影响。

1.2 组织即兴的中介作用

组织即兴是指组织自发性、创造性地以新方式，及时迅速地应对突发事项的行为活动[5]。创业型领导追求持续创新，通过愿景激励与角色示范，促使组织成员调动个人自主性[16]，激发即兴创造动机和创新灵感，强化组织即兴活动。在动态竞争环境中，创业型领导还会营造勇于冒险、创新进取的组织氛围，支持和包容员工的即兴创新行为，承担相应风险，以创造性开发机会和解决问题，从而推动组织变革创新。此外，创业型领导善于分析市场变化与预测发展趋势，通过洞察环境、顺应趋势和开展活动及时把握机遇[3]，这也为组织即兴活动创造了一定条件。因此，创业型领导有助于引发和强化组织即兴。

根据效果推理理论，在不确定环境中以快速决策行动为导向的组织即兴活动对利用创造性机会和实现绩效转化的影响较突出[4]。组织即兴具有立即反应与意图创造两大重要特征[17]，二者能够影响组织创新绩效。具体而言，立即反应可以加快组织在动荡经济环境中应对危机和挑战的反应速度[18]，针对市场变化快速制定或调整策略，及时缓解市场冲击并抓住机遇提高新产品、新技术开发效率，进而提升组织创新绩效。此外，意图创造能够促使组织有目的地开展创新活动。在创新意图的指引下，组织可以有效整合、利用资源，以此推动组织创新过程并实现创新目标[19]。换言之，组织即兴帮助组织增强外界响应能力，进行有目的的创新，开发新产品或服务、新技术流程或商业模式，促进组织创新绩效提升。因此，组织即兴对于提高组织创新绩效具有重要作用。

基于以上分析，本研究认为在不确定环境中，创业型领导通过强化组织即兴活动实现组织创新绩效改善。创业型领导的创业导向和创新精神在较大程度上激发了组织成员的创新智力与积极性，接纳个体创新构想并承担即兴创新的失败风险，促使组织成员敢于迎接即时挑战和应对突发状况，强化创新自我效能感，充分调动自主性和即兴潜力[20,21]。因此，创业型领导能有效促进组织即兴，同时，在组织创新过程中发挥重要作用，除增强组织反应能力外，引导组织有意识地进行创新，从而提高创新效率和质量，最终产生可观的组织创新绩效。总而言之，创业型领导通过推动组织即兴进而提升组织创新绩效，由此得出研究假设。

H2：组织即兴在创业型领导与组织创新绩效之间具有中介作用。

1.3 环境动态性的调节作用

环境动态性是指组织外部环境各要素如消费者偏好、产品或服务技术以及竞争模式等的变化程度与不可预见性[22]。环境动态性会加剧环境要素关系复杂度，导致不确定结果[23,24]。本研究认为，不同的环境动态程度将造成组织领导能力、行为活动与发展状况存在差异，即环境动态性影响创业型领导对组织即兴活动的有效性，最终对组织创新绩效产生影响。

创业型领导具备动态适应高度不确定环境的能力以及挑战极限、突破创新的魄力，能够敏锐洞察环境发展态势，准确分析市场趋势，根据外部环境变化转变经营策略、变革组织模式、创新组织产品、技术和服务[12]。尤其是当环境动态性较高时，创业型领导能够及时捕捉外界变化，即时采取管理措施、快速灵活地应对组织发展中的各种危机和挑战，提高组织即兴能力和战略柔性。相反，在相对稳定的环境中，组织外部环境的不确定性和动荡性较低，领导者将减少为应对动态环境的变革行为，通常引导组织延续原有经营模式以实现既定组织目标[25]，相应地，组织变革实践和即兴创新表现不明显，因此该环境导致创业型领导对组织即兴的实施力减弱。由此可见，高动态环境促使组织有效发挥创新价值[6]，且创业型领导对组织即兴的促进作用较突出。因此，作为一个重要边界条件，环境动态性会影响创业型领导与组织即兴关系。基于此，本研究提出研究假设。

H3：环境动态性在创业型领导与组织即兴关系中具有正向调节作用，环境动态性越高，创业型领导对组织即兴的积极影响越强。

结合组织即兴的中介作用以及环境动态性的调节效应，本研究进一步认为环境动态性除影响创业型领导对组织即兴的发挥外，还影响组织即兴在创业型领导与组织创新绩效之间的中介作用，即组织即兴的中介效应在一定程度上取决于环境动态性。环境动态性是组织即兴与变革创新的催化剂，若创业型领导能力得到有效发挥，将会极大激发组织即兴潜力与创新活力并提高创新绩效[26]。由于环境动态性有助于强化组织即兴活动效用，因此高动态环境有利于创业型领导通过组织即兴提升组织创新绩效，据此提出研究假设。

H4：环境动态性正向调节组织即兴在创业型领导与组织创新绩效间的中介作用，表现为被调节的中介作用。具体地，环境动态性越高，创业型领导通过组织即兴对组织创新绩效的间接影响越强。

综上所述，构建理论模型，如图1所示。

图1 理论模型

2 研究设计

2.1 样本选择与研究方法

本研究采用问卷调查方法进行数据收集，具体包括实地调研与网络途径发放问卷，样本数据来源于中国长三角地区高科技企业，调查对象为企业高层管理者及员工。为避免变量名称对被试人员造成心理暗示，将问卷变量名称进行隐蔽式处理。同时，为提高问卷调查质量，在调研之前向被试者说明本次调查的学术目的与问卷填答的注意事项，并向其确保问卷的匿名性、保密性以及调研结果仅用于学术研究而非商业用途，以此减少问卷填答者顾虑。此外，为降低共同方法偏差的影响，采取多来源配对与分阶段调查相结合的方式收集不同企业高管、员工的匹配问卷数据。其中，第一阶段由员工报告个人基本信息以及测评企业高层创业型领导力，第二阶段由高管报告个人背景和企业信息，并对组织即兴、环境动态性与组织创新绩效作出评价，两个阶段间隔2个月。本研究共发放412份嵌套问卷，剔除内容不完整、逻辑矛盾和无法匹配等存在质量问题的问卷，最终获得有效嵌套问卷356份，有效回收率为86.41%。在企业高管样本中，56.90%为男性，平均年龄为37.69岁，51.72%的人获得硕士及以上学历；在企业员工样本中，55.10%为男性，平均年龄为26.77岁，96.07%的人获得本科及以上学历。

2.2 变量测量

本研究利用国内外广泛应用的成熟量表对变量进行测量，并且通过Likert 5点法进行计分。

(1)创业型领导。采用Huang等[12]基于Gupta等[3]改编的量表，包含5个维度、26个题项：①构建挑战，如“企业领导倾向于设定高绩效标准”；②吸收不确定性，如“企业领导主动承担风险以降低员工对工作不确定性的担忧”；③厘清路径，如“企业领导擅长人际关系”；④建立承诺，如“企业领导在工作中展现和传递出强烈的积极情绪”；⑤阐明约束，如“企业领导鼓励员工进行自我思考并勇于挑战一成不变的事情”。该量表的Cronbach′s α值为0.922。

(2)组织创新绩效。采用Jiménez-Jiménez & Sanz-Valle[27]的量表，将组织创新绩效与行业竞争对手比较，包含3个维度、9个题项：①产品创新绩效，如“企业推出新产品/服务的数量”；②流程创新绩效，如“企业在组织流程上的变革程度”；③管理创新绩效，如“企业组织管理系统的新颖性”。该量表的Cronbach′s α值为0.871。

(3)组织即兴。借鉴Vera & Crossan[28]的量表，包含2个维度、7个题项：①即时性，如“企业当场处理意外事件”；②创造性，如“企业尝试新方法解决问题”。该量表的Cronbach′s α值为0.763。

(4)环境动态性。借鉴Dess & Beard[29]，Indrawati等[30]的量表，最终获得5个题项，如“企业必须经常转变营销方式”，“企业难以预测消费者需求偏好和消费倾向”。该量表的Cronbach′s α值为0.858。

(5)控制变量。以往的领导效能研究通常对领导性别、年龄、学历以及企业规模等变量进行控制，本研究认为这些变量同样会对组织即兴与组织创新绩效造成一定影响，因此将其作为控制变量以降低对研究结果的影响，从而更加准确地反映核心变量关系。

3 分析与结果

3.1 同源方差检验与区分效度分析

为了减少共同方法偏差，本研究采用不同被试来源，在问卷编制、发放过程中采取匿名方式，并在变量测量中设置反向题目以削弱同源变异的影响。同时，运用Harman单因子法对共同方法偏差问题进行检验。具体地，通过SPSS软件对样本数据进行因子分析，根据未旋转主成份方法提取一个因子。结果表明，该因子仅解释总变异量的21.354%，解释度未达到半数变异量[31]，由此可认为本研究数据不存在严重的共同方法偏差问题。

为检验创业型领导、组织即兴、组织创新绩效、环境动态性4个变量间的区分效度，应用Mplus软件，分别构建四因子、三因子、二因子和单因子模型，对数据进行验证性因子分析，结果如表1所示。其中，四因子模型的各项拟合指标(χ2/df=2.264, RMSEA=0.071, SRMR=0.052, CFI=0.955, TLI=0.944)均优于其它因子模型，即其拟合效果最佳，进一步说明本研究的共同方法偏差问题不明显，同时表明上述四个变量之间具有较高的区分效度。

3.2 描述性统计与相关性分析

为初步明确变量关系，本研究对变量进行描述性统计和相关性分析，结果见表2。从该表可以看出：创业型领导与组织即兴(r=0.418,p<0.01)、组织创新绩效(r=0.323,p<0.01)显著正相关；组织即兴与组织创新绩效之间也存在显著的正向关系(r=0.430,p<0.01)；环境动态性与创业型领导(r=0.294,p<0.01)、组织即兴(r=0.365,p<0.01)、组织创新绩效(r=0.261, p<0.01)均为正相关。

3.3 假设检验

3.3.1 主效应检验

本研究通过SPSS层次回归分析检验理论模型及假设关系。表3报告了创业型领导影响组织创新绩效的主效应、中介效应和调节效应的层次回归结果。其中，模型M1、M2、M3和M4以组织即兴为被解释变量，模型M5、M6、M7和M8以组织创新绩效为被解释变量。由M5和M6可知，在控制领导性别、年龄、学历和企业规模后，创业型领导对组织创新绩效具有显著的积极影响(β=0.338, p<0.01)。因此，假设H1得到支持。

表1 验证性因子分析结果

3.3.2 中介效应检验

本研究根据Baron & Kenny[32]提出的方法检验组织即兴在创业型领导与组织创新绩效之间的中介效应。从表3的层次回归结果可知，创业型领导对组织创新绩效产生显著正向影响，满足中介作用存在的第一个条件；通过模型M5和M7的回归分析发现，在控制变量的基础上，组织即兴对组织创新绩效的正向影响显著(β=0.278,p<0.01)；模型M2在M1的基础上引入创业型领导变量，结果发现，创业型领导对组织即兴具有显著的正向作用(β=0.593,p<0.001)，符合中介作用存在的第二个条件；模型M8同时引入创业型领导与组织即兴两个变量，二者对组织创新绩效存在正向影响，创业型领导(β=0.216,p<0.05)与组织即兴(β=0.250,p<0.01)的回归系数均显著，比较模型M6和M8可发现，引入组织即兴变量后，创业型领导对组织创新绩效的作用系数显著减小。综合以上分析并根据中介作用存在的第三个条件可知，组织即兴在创业型领导与组织创新绩效之间具有部分中介作用，假设H2成立。

表2 变量描述性统计结果与相关矩阵

表3 层次回归结果

在此基础上，利用Mplus 的bootstrap方法和路径分析，进一步探究组织即兴的中介效应。中介模型的路径关系如图2所示，可以发现，各路径系数均显著，并且运行5 000次 bootstrap的结果显示，组织即兴的间接效应估计值为0.148，95%的置信区间为[0.019, 0.288]，说明组织即兴的中介效应显著，假设H2再次得到验证。

图2 组织即兴的中介效应

3.3.3 调节效应检验

为考察环境动态性在创业型领导与组织即兴之间的调节效应，本研究根据Aiken 等[33]的方法对相关变量进行层次回归，结果见表3。模型M3在M2包含创业型领导变量的基础上加入环境动态性调节变量，根据回归结果可知，创业型领导(β=0.472, p<0.01)与环境动态性(β=0.253, p<0.01)均对组织即兴具有显著正向作用。为分析创业型领导与环境动态性的交互作用，对二者变量进行中心化处理并构建交互项以降低回归模型M4中变量间的多重共线性。模型M4在M3的基础上增加一个交互项，创业型领导(β=0.307, p<0.01)与环境动态性(β=0.396, p<0.01)仍对组织即兴产生显著的积极影响，并且创业型领导与环境动态性交互项的回归系数显著(β=0.146, p<0.05)，即二者对组织即兴的交互作用显著为正。因此，环境动态性正向调节创业型领导对组织即兴的积极影响，假设H3成立。

此外，本研究将环境动态性按变量均值加减一个标准差分为高、低两组，通过简单斜率分析直观体现环境动态性对创业型领导与组织即兴关系的调节效应，如图3所示。从该图可以看出，高环境动态性下的简单斜率值(β =0.449)明显大于低环境动态性下的简单斜率值(β=0.165)。换言之，相较于低环境动态性，高环境动态性更有助于强化创业型领导对组织即兴的积极作用，假设H3进一步得到验证。

为检验环境动态性对组织即兴中介效应的调节作用，本研究根据Edwards等[34]的观点，运用Mplus bootstrap方法对被调节的中介效应进行分析，结果如表4所示。创业型领导通过组织即兴对组织创新绩效的间接效应在高环境动态性(β=0.236, 95% CI=[0.058, 0.339])与低环境动态性(β=0.127, 95% CI=[0.034, 0.276])条件下均显著，但前者的效应值大于后者，且二者的间接效应存在显著差异(β=0.109, 95% CI=[0.018, 0.242])。因此，环境动态性越高，组织即兴在创业型领导与组织创新绩效之间的中介效应越显著，假设H4获得支持。

图3 环境动态性的调节效应

表4 被调节的中介效应分析结果

4 结论与讨论

4.1 研究结论

本研究以具有创造力的高科技企业为调查对象，探讨不确定环境下创业型领导如何提高组织创新绩效，重点考察组织即兴的中介作用与环境动态性的调节作用。通过对长三角地区高科技企业高管和员工问卷数据的统计分析，研究发现：①创业型领导对组织创新绩效产生正向影响，即创业型领导能够有效提升组织创新绩效；②组织即兴在创业型领导与组织创新绩效的关系中具有部分中介作用，创业型领导可以通过组织即兴，加强组织对外界环境不确定性、多变性的快速响应进而提高组织创新绩效；③环境动态性正向调节创业型领导与组织即兴的关系，环境动态性越高，创业型领导对组织即兴的强化作用越大；④环境动态性正向调节组织即兴在创业型领导与组织创新绩效之间的中介效应，环境动态性越高，创业型领导通过组织即兴对组织创新绩效的积极影响也越强。

4.2 理论意义

首先，本研究基于不确定环境和创新创业背景探究创业型领导对组织创新绩效的影响机制，有助于深化创业型领导效能研究。此外，以往研究通常以新创企业或创业组织为对象考察创业型领导有效性，研究结论存在一定局限性。鉴于创业型领导适用于任何需要变革创新的组织[8]，本研究聚焦有明显创造力和创新性的高科技企业，以此扩展创业型领导企业研究样本，获得更加普适的创业型领导效能研究结果。

其次，本研究为组织层面的创业型领导效能研究提供了新理论视角。以往研究主要关注创业型领导效能的心理认知机制，多数将心理授权、心理安全、创新自我效能、组织承诺等作为中介变量，分析创业型领导在个体、团队或组织层面的效能[20,35,36]。本研究则关注组织活动过程，根据效果推理理论，从组织行为活动角度提出创业型领导影响组织创新绩效的中介机制——组织即兴，有助于丰富组织层面创业型领导效能研究的理论基础。

最后，本研究从外部环境因素视角发掘创业型领导、组织即兴与组织创新绩效关系的边界条件。现有创业型领导效能研究鲜少探讨创业型领导对组织即兴的影响问题，对二者作用机制和边界条件的关注更少。本研究引入环境动态性作为调节变量，不仅考察其对创业型领导与组织即兴关系的影响，还分析创业型领导与环境动态性的交互作用如何通过组织即兴影响组织创新绩效，从而通过理论模型诠释组织创新的内部和外部驱动机制。相比于单一中介或调节模型，本研究的被调节中介模型具有更好解释力，能够揭示组织即兴在创业型领导与组织创新绩效之间发挥中介作用的边界条件，进一步深化相关研究变量关系。

4.3 实践启示

第一，企业需要升级领导力，充分发挥创业型领导有效性，以在不确定环境下积极变革创新、构建竞争优势并实现可持续发展。企业高层管理者除了通过构建美好愿景和设置挑战性目标感召、动员组织成员，获得其认同及追随，还要具备风险承担精神，促使员工勇于尝试和创新，并且能在不确定环境中审时度势、顺势而为，即利用敏锐的洞察力和准确的预测分析能力把握市场新机遇，通过建构关系网络获取最新信息和资源，将机会转化为组织价值，从而改善组织创新绩效。

第二，企业高层管理者有必要引导组织成员加大组织即兴活动，促进组织对外界变化作出快速调整和反应。组织即兴是企业应对高度不确定环境和进行有效危机管理的重要途径，企业高管作为组织与员工间的纽带，应当利用这种领导力获得员工支持和信任，合理授权员工以调动个体工作积极性，激发员工智力或灵感，进而促使个体主动变革和即兴创新，从而推动组织创新并转化为可观绩效。

第三，企业高层管理者应密切关注外部动态变化，以在不确定环境下充分调动组织即兴创新积极性。在创新创业和知识经济背景下，企业面临的市场竞争日趋激烈，为了应对瞬息万变的技术发展，企业高管需要迅速决策与行动，充分发挥组织即兴能力，及时调整和转变策略，引导组织成员发挥主观能动性与开展创新活动，以应对挑战、把握机遇，最终实现组织创新能力和绩效提升。

4.4 不足与展望

本研究通过实证分析得出不确定环境下创业型领导对组织创新发展的理论意义和实践价值，但仍存在一定局限。具体地，本研究将组织即兴视为创业型领导影响组织创新绩效的重要中介，并证实了组织即兴对二者关系的部分中介作用，这意味着在创业型领导与组织创新绩效之间可能存在其它重要的中介变量，未来需要深入挖掘这些潜在中介机制，以更加全面地揭示创业型领导与组织创新绩效的内在作用路径。另外，本研究考察了组织外部环境动态性的调节效应，对于组织内部情境因素是否影响创业型领导、组织即兴与组织创新绩效关系还有待进一步探索。并且，领导效能具有跨文化差异性，未来有必要开发和采用创业型领导的本土化量表分析中国情境下的创业型领导问题。