主动进取还是被动规避：企业家精神对企业价值共创的影响研究

孙新波，赵东辉，张大鹏

（1.东北大学工商管理学院，辽宁 沈阳 110169；2.中国矿业大学经济管理学院，江苏 徐州 221116）

传统的商业思维认为价值由企业创造，顾客只是通过与企业进行交易而获得价值[1]。伴随着互联网技术的发展，顾客的个性化需求不断增强，并对产品和服务产生过程的参与欲望不断提升，顾客不再是被动的产品和服务购买者，而转变为价值创造过程的积极参与者。与顾客共同创造价值已经成为企业获取竞争优势的重要来源[2]。在企业价值创造过程中，企业家精神包涵了其追求创新的冲动，企业家精神意味着不断迎接市场挑战、打破市场均衡、在变化中发现新机遇并创造新的生产组合[3]。企业家精神能够承受不确定性，并被运用于所有承受不确定性的情境[4]。与此同时，在企业全员参与管理的组织变革框架下，组织全员而非仅限于领导层成员具备企业家精神，组织成员充分的自主性提高了组织的机会识别能力[5]，且组织成员的自主性能够影响其内在动机并促进创新[6]。已有研究表明，企业家精神能够影响企业创新和价值共创[7-8]，但是相关研究多是从组织层面进行展开，对员工个体参与在其中的影响关注不足。

个体动机、能力、态度和情感等是企业创新研究在个体层面重点关注的影响因素[9]。工作投入强度能够反映出员工为了工作绩效而投入的体力、认知和情绪方面的能量[10]。关于工作投入的研究表明，个体高水平的工作投入能提高其角色内行为绩效，并促使其将更多的角色外行为纳入自身的工作职责中[11]。高水平工作投入的企业成员会更加积极地参与企业的创新活动[12]。此外，有研究表明，激发员工的使命感等参与动机，也能够提高员工的工作投入[13-14]。调节焦点能够揭示人们的参与动机，并经常被用作调节变量，以研究个体自我调节对创新行为的影响。调节焦点理论认为，偏好促进型自我调节的个体在追求目标时关注希望、发展和成功，倾向于采取主动进取的趋近策略以达成目标，而偏好防御型自我调节的个体则关注义务、职责和安全，偏好于利用被动规避策略实现目标[15-16]。换言之，工作投入和调节焦点以及两者的相互作用在探讨企业家精神对企业价值共创的影响过程中发挥着重要的作用。

鉴于此，本研究在企业家精神与价值共创关系的研究中引入工作投入和调节焦点两个变量，考察企业家精神基于工作投入和调节焦点影响价值共创的机制，为企业的价值共创实践提供理论依据。

1 文献回顾及研究假设

1.1 企业家精神与价值共创

企业家精神的关键在于创新，在创新的过程中，开发新产品或新服务的机会被确认、被创造，最后通过开发新产品或新服务提高企业财富创造的能力[17]。广义上，Mises（1949）[4]认为企业家精神适用于所有承受不确定性的情境，员工因其存在在哪工作以及从事什么工作等的不确定性，也具备企业家精神；而狭义上，企业家精神则是要在现实的市场中实现生产结构和商业模式，企业家承受资本在何时以何种方式投入何种生产的风险。换言之，企业家精神主要体现在创新生产技术或生产要素的新组合[18]。企业家精神通常被认为包含创新精神、冒险精神和开创精神三个维度[19]。创新精神指企业家能够不囿于现实条件的拘泥，依靠敏锐的洞察力，在经济发展过程中抓住变化中的机遇进行创新创造。冒险精神指企业家能在不确定环境中超越对未来无知的恐惧，不断尝试，并敢于承担由于决策条件不足而带来的风险。开创精神则是指企业家对现存的机会保持警觉并随时准备发现它，敢于打破现状和传统的条条框框，开创新的事业，通过当前行为创造未来[20]。

企业家精神对企业发展具有重要作用：一方面，企业家精神具有凝聚力，能够团结企业核心力量，激励员工开展工作，发展企业核心竞争优势[21]；另一方面，企业家精神能够推动企业把握时机，创新生产技术或生产要素的新组合并通过竞争对旧组合加以消灭，打破市场的均衡状态，实现创新并获得利润[22]。此外，企业家精神能够正向促进企业现有内外之新组织的创立、更新及创新等活动[23]。而用户参与的企业价值共创行为是企业的创新选择。换言之，企业家精神能够提供消费者参与企业价值创造的机会和条件，并且勇于承担失败带来的风险。据此，本文提出以下假设。

H1：企业家精神与价值共创具有正向关系。

1.2 工作投入的中介作用

工作投入被认为是一种和工作相关的、充实的、积极的情感与认知状态，具有活动、奉献和专注的特征，在工作过程中往往体现为高能量水平和强烈的工作认同感[24]。根据自我决定理论[25]，认为工作对自身和企业有意义的组织成员会提高对工作的认同感、胜任感和控制感，同时还会增加对成长、学习和发展的需求，从而提高工作投入度。具有企业家精神的组织成员往往具有较高的创新意识，热爱事业，坚韧执着，具有高度的敬业精神[3]。同时，具有企业家精神的个体表现出更强的经营精神、创新精神和基于长期生产发展的战略决策精神，对经营目标和自身工作有更强的使命感[26]。因此，具备企业家精神的组织成员会更偏好风险且对预期目标充满热情，对企业经营目标和自身工作更有责任感，更乐于并更专注于工作投入。据此，本文提出以下假设。

H2：企业家精神与工作投入具有正向关系。

目前，已有大量研究证实，工作投入能够正向影响工作满意度、工作绩效、组织公民行为[27-28]。基于动机理论对员工工作绩效的实证研究表明，基于工作完成后的成就感的工作动机越强，工作绩效越高，具有高水平工作投入的员工往往精力充沛且心理健康，能够通过认知、情感等多方面来实现自我价值，提高工作绩效[29]。Rich等（2010）[30]指出，当工作投入水平较高时，组织成员能够全方位地投入工作，与工作建立紧密的情感连接，角色内绩效显著提升。此外，高投入水平的组织成员会超越本职工作，将更多的角色外行为纳入自己的工作范围内。即高水平的工作投入不仅能够促进高绩效产出，还能促进企业创新。因此，本研究认为工作投入能够正向影响价值共创。

工作资源要求模型指出，工作资源可通过激发内在动机、加大工作投入，带来更多的积极行为[31]。工作资源指的是工作中的身体因素、心理因素、社会因素或组织因素，这些因素通常具有实现工作目标、促进个人发展、减少心理消耗的作用[32]，由于同时具有内在和外在的激励作用，工作资源被认为是工作投入的重要前因变量[33]。企业家精神作为组织成员的特质，是组织的稀缺资源，企业家精神的缺失不仅导致组织成员对个人角色和责任的认知不足，而且会使其感到行为失控，工作缺乏自主性，抑制工作投入；反之，具有企业家精神的组织成员会不断开发自我潜力，提高创新创造的能力，并提升自我的胜任感，进而提高工作投入。而工作投入能够使员工在工作场所获得幸福感，触发其内在动机，使其主动求变、积极创新，进而提高组织创新绩效[34-35]。据此，本文提出以下假设。

H3：工作投入与价值共创具有正向关系。

H4：工作投入在企业家精神和价值共创之间起中介作用。

1.3 调节焦点的调节作用

调节焦点理论指出，存在两种自我调节体系使个体趋利避害：一是关注奖励和目标的促进型调节焦点，二是关注惩罚的防御型调节焦点。促进型调节焦点的个体倾向于追求“理想”自我，追求发展和变革，注重创造性优势和新颖性行为；防御型调节焦点的个体倾向于固守“应该”自我，关注安全和保障，注重维持常规和保持现状[36]。具体而言，促进型个体有较强的自我提升导向，渴望实现理想自我，受自身理想和抱负的驱使更愿意承担风险，表现出更多未来导向和变革导向的行为；而防御型个体则相对保守，为保持现有状况而不愿意承担额外风险，表现出更多任务导向和责任导向的行为[37]。偏好促进型调节焦点的个体更乐意承担风险，从而提高其工作投入程度，对企业的创新和变革行为有显著正向影响；偏好防御型调节焦点的个体的创新创造意识更低，工作投入程度相对较低，对企业的创新和变革行为有负向影响[38]。此外，Brockner&Higgins（2001）[39]指出，调节焦点不仅是一个与个性偏好相关的个体特质变量或是一种心理特征，也是个体的一种状态性变量，是可以被影响或引导的。不同个体的企业家精神存在差异，对风险的偏好程度也不同[18]。因此，本研究认为，具备企业家精神的组织成员会受到个体调节焦点的调节，一方面能够影响企业的价值共创，另一方面会造成不同程度的工作投入，最终影响企业的价值共创。据此，本文提出以下假设。

H5a：促进型调节焦点强化工作投入在企业家精神与价值共创之间的中介作用。

H5b：促进型调节焦点正向调节企业家精神对价值共创的影响。

H6a：防御型调节焦点弱化工作投入在企业家精神与价值共创之间的中介作用。

H6b：防御型调节焦点负向调节企业家精神对价值共创的影响。

综上，本研究的主要研究变量关系模型如图1所示。

图1 主要研究变量的关系模型

2 研究设计

2.1 研究样本

本文通过网络问卷平台分两个时段对多家企业人员进行调查，企业来源包括北京、天津、广东、辽宁、四川、内蒙古、江西、湖南、福建、山东、湖北、江苏、上海等地区，调研时间为2019年10月和12月，涉及制造、金融、新兴科技等多个行业。第一次收集问卷256份，第二次收集问卷263份，共计519份，删除填写不完整等无效问卷后得到有效问卷356份，有效回收率为68.59%。其中，男性201人，占比56.46%；21～30岁、31～40岁和41～50岁的人居多，各占30.06%、36.24%和26.40%；本科学历占比50.56%；任职时间以3年以内和10年及以上居多，各占39.61%和36.80%。样本特征如表1所示。

表1 样本特征

2.2 变量测量

本研究采用国内外成熟量表对变量进行测量，问卷具有良好的内容效度，除控制变量外，变量测量都采用Likert-5级评分法。

企业家精神的测量选用Covin和Slevin（1989）[40]编制的量表，该量表包括 9 个题项，如“我总是有许多源源不断的创意”等，总量表的α系数为0.884。工作投入的测量选用张轶文和甘怡群（2005）[41]翻译修订的Utrecht量表，该量表因素结构在不同文化、不同职业群体中保持稳定，信效度良好，是使用最广泛的工作投入测量量表，分为活动、奉献、专注3个维度。其中，活动（5题），如“在工作中，我感到自己迸发出能量”等；奉献（5题），如“早上一起床，我就想要去工作”等；专注（5题），如“我在工作时会达到忘我境界”等，总体α系数为0.960。调节焦点的测量选用Higgins等（2001）[42]开发的RFQ量表，该量表为很多研究调节焦点的学者所使用与证明，并且具有较好的信效度表现。其中，促进型调节焦点量表有6个题项，如“在完成一些对于我很重要的事情时，我总会表现得很好”等，总体α系数为0.812；预防型调节焦点量表有5个题项，如“在成长过程中，我曾做过超出父母容忍范围的事情”等，总体α系数为0.858。价值共创的测量采用Pimentel和Oliveira（2010）[43]整理编制的量表，包含 12 个题项，如“我们公司和顾客一起估算他们下个季度的需求量”等，总体α系数为0.949。

本研究的控制变量包括员工性别、年龄、学历、在目前企业中的任职年限等。

3 数据分析与研究结果

3.1 区分效度与共同方法偏差检验

本研究所用量表的Cronbach's α系数在0.80与0.96之间，均大于0.70的接受标准，表明所用量表均具有良好的信度；运用Amos 23软件对问卷进行验证性因子分析，结果显示，各量表的NFI、CFI值均大于0.9，SRMR、RMSEA值均小于0.08，表明所用量表均具有较好的构念效度。

研究中涉及同一调查对象填写多个量表的情况，可能会出现共同方法偏差的问题。对此，研究运用Harman单因子方法检验数据的同源性变异程度。首先，采用旋转主成分对问卷所有项目进行因子分析；其次，设定因子数为1，根据得到的一个因子判断共同方法偏差程度；最后，检验得到一个因子仅解释整个数据变异的29.86%，低于40%的临界标准，故共同方法偏差问题并不严重。

3.2 描述性统计与相关分析

本文采用SPSS对各变量进行描述性统计分析和相关分析，表2给出了所有研究变量的均值、标准差及变量间的相关系数。企业家精神与工作投入、价值共创显著正相关，工作投入与价值共创显著正相关。综上，H1～H3初步得到验证。

表2 研究变量的描述性统计与相关分析（N=356）

在采用SPSS进行模型检验前，本文先对各变量进行中心化处理，以降低多重共线性的影响。各变量方差膨胀因子（VIF）在2.330～4.618之间，低于临界值10，变量间不存在严重的多重共线性。

3.3 工作投入的中介效应检验

研究构建了嵌套式结构方程模型以验证H4。模型A是完全中介模型，路径是从企业家精神到工作投入的各维度（活动、奉献、专注），再由工作投入各维度到价值共创。模型B是部分中介模型，在模型A的基础上增加从企业家精神到价值共创的直接路径。模型C则是直接作用模型，企业家精神和工作投入都直接作用于价值共创。通过比较各个模型的拟合情况可知，模型B各项指数显示数据与模型匹配良好。据此，H4得到验证，同时H1、H2、H3再次得到证实。检验结果详见表3和图2。

表3 结构方程模型拟合结果（N=356）

图2 工作投入的部分中介效应

3.4 调节焦点的调节效应检验

为了验证 H5a、H5b 和 H6a、H6b，本文采用Aiken和West（1991）[44]检验调节作用的方法对变量进行分层回归。首先，把自变量企业家精神和调节变量调节焦点中心化，然后将控制变量纳入回归模型；其次，将自变量和调节变量一起纳入回归方程考察各自的主效应；最后，将自变量×调节变量（交互项）纳入回归模型考察两者的交互效应。结果表明，企业家精神×促进型调节焦点交互效应显著，如表4所示（β=0.234，P＜0.01；β=0.281，P<0.01）。因此，调节焦点显著调节企业家精神对工作投入和价值共创的影响（交互项分别解释工作投入和价值共创24.5%和33.1%的方差变异量），据此，H5a和H5b得到支持，H6a和H6b被拒绝。

表4 调节焦点的调节效应检验（N=356）

为进一步分析调节焦点的调节作用，本文依据Aiken和West（1991）[44]提出的方法做调节效应图，回归交互结果如图3、图4所示：促进型调节焦点正向调节企业家精神与工作投入、企业家精神与价值共创间的关系，与H5a、H5b结果一致。

图3 促进型调节焦点对企业家精神与工作投入间关系的调节效应图

图4 促进型调节焦点对企业家精神与价值共创间关系的调节效应图

4 结论与讨论

4.1 研究结论

本研究以企业家精神为自变量，以价值共创为因变量，通过引入工作投入，揭示了企业家精神对企业价值共创的影响机制。鉴于个体调节焦点能显著影响其创新行为[37]，通过引入调节焦点作为调节变量，研究构建和验证了一个有调节的中介作用模型，研究结论总结如下。

①企业家精神对企业价值共创有正向促进作用。这表明企业家精神有利于企业的价值共创，印证了Drucker（1985）[17]关于企业家精神促进企业产品或服务创新最终提高企业财富创造能力的论述。具备企业家精神的组织成员在工作过程中更乐于冒险，更积极地投入创新活动，并敢于承担创新失败的风险，进而促进企业价值共创行为。②工作投入部分中介企业家精神对价值共创的正向促进作用。企业家精神不仅对企业价值共创有直接效应，还通过影响组织成员工作投入的活动、奉献和专注维度进而对企业价值共创产生间接效应。③促进型调节焦点调节了企业家精神与工作投入、企业价值共创间的关系。相较于低促进型调节焦点，高促进型调节焦点对企业家精神与工作投入、价值共创间的关系具有更强的正向调节作用。

防御型调节焦点对企业家精神和工作投入、价值共创间的调节作用未被验证，其原因可能在于：①组织内部企业家精神所形成的整体氛围是积极进取的，在鼓励创新和变革的过程中，组织可能出台了一系列允许创新和变革失败的措施，因而就可能降低防御型调节焦点对整个组织的影响。②现阶段的企业运营逻辑，特别是员工与企业之间的关系逐渐发生变化，由雇佣关系向合作关系转化，在企业运营过程中员工不再仅是参与者，而是整个运营体系的拥有者，由于与自身利益直接挂钩，企业惩罚措施所起的作用逐渐降低。

除假设H6a和H6b外，本研究的其他假设均得到验证，得到企业家精神对企业价值共创的影响机理模型，如图5所示。

图5 被验证的理论模型

4.2 理论及实践贡献

本研究的理论贡献包括：①价值共创的过往研究关注企业内部的资源和能力[45-46]，以及与顾客的互动机制和资源整合策略[47-48]，缺乏对价值共创过程的深入探讨，本研究弥补了企业价值共创研究在组织成员个体特质层面探讨的不足。②以往研究对企业家精神的探讨主要聚焦在创新创业层面，在组织扁平化、网格化发展的趋势下，本研究进一步丰富了企业家精神在企业价值共创方面的研究。③基于工作资源要求模型考察了工作投入在企业家精神与价值共创间的中介作用，同时基于调节焦点理论考察了调节焦点在企业家精神与工作投入、价值共创间的调节作用，明晰了企业家精神和企业价值共创两者间的内部关系机制。

本研究的实践管理启示包括：①企业的价值共创活动应该挑选并配备具有企业家精神的组织成员，此外，选用具有促进型调节焦点的组织成员能够进一步提高企业价值共创绩效。②由于个体的调节焦点能够被引导[39]，企业可通过引导组织成员的促进型调节焦点来改变其企业家精神对价值共创的态度及行为，包括企业文化、制度、管理氛围等，推动企业价值共创。③企业价值共创绩效的提升还可以通过恰当的激励手段以及引导教育，激发组织成员的参与动机和积极性，提高其工作投入程度，最终提高价值共创绩效。

4.3 研究不足及未来展望

本研究至少还存在以下不足：首先，研究采用样本调查对象自评的方式收集问卷，虽然验证发现同源偏差不严重，但是未来研究可以考虑采用员工互评的方法，进一步避免同源方差偏差的影响。其次，本研究属于横截面研究，为进一步明确各变量之间的关系，未来可以考虑使用纵向跟踪研究，验证本研究所验证的理论模型。再次，基于 Mises（1979）[4]的研究，本研究将企业家精神的研究范畴从企业家拓展到组织成员范畴，探讨其对企业价值共创的影响，但组织成员的企业家精神的内涵和传统意义的企业家精神的内涵是否一致还有待进一步讨论。未来可以考虑在自管理的组织框架下，结合定性和定量研究深入探讨组织成员企业家精神的内涵，并重新审视传统企业家精神量表在维度划分、题项设计等方面的合理性，进一步推动企业家精神在组织成员范畴的实证测验研究。最后，研究仅探讨了工作投入和调节焦点对企业家精神与价值共创间关系的影响，未来可以考虑从不同的视角、引入其他变量展开进一步的研究，例如，探讨领导者风格（变革型领导）与企业家精神以及二者的交互作用对企业价值共创的影响等，以发现更多有价值的研究结论。