易華

摘 要：創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)浪潮下，組織創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與員工創(chuàng)新問題已成為學(xué)術(shù)界探討的前沿論題，是提升組織創(chuàng)新能力的關(guān)鍵環(huán)節(jié)?；谝酝墨I(xiàn)回顧，從社會(huì)認(rèn)知視角，探討組織創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向?qū)T工創(chuàng)新行為的作用機(jī)理，并分析個(gè)體創(chuàng)新意愿在作用過程中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。通過問卷調(diào)查獲取湖南省9家企業(yè)264份有效問卷，采用SPSS21.0和AMOS17.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，驗(yàn)證假設(shè)。結(jié)果顯示：創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與員工創(chuàng)新行為存在顯著正向影響，與員工創(chuàng)新意愿具有正向關(guān)系；員工創(chuàng)新意愿與創(chuàng)新行為顯著正相關(guān)；員工創(chuàng)新意愿在創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與創(chuàng)新行為關(guān)系間發(fā)揮中介作用。

關(guān)鍵詞： 創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向；創(chuàng)新意愿；創(chuàng)新行為；組織氛圍

中圖分類號(hào)：F812.7 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A 文章編號(hào)：1003.7217（2018）01.0134.06

一、引 言

當(dāng)前，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展已進(jìn)入深水區(qū)和攻堅(jiān)期，面臨經(jīng)濟(jì)增速放緩、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)等難題，而“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”已成為經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和保增長的“雙引擎”。面對(duì)著國內(nèi)外宏觀和微觀環(huán)境變化，從個(gè)體層面探討如何促進(jìn)員工創(chuàng)新行為及其內(nèi)在機(jī)理是經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下企業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展面臨的關(guān)鍵問題之一。

為能夠在競(jìng)爭白熱化的全球經(jīng)濟(jì)中得以發(fā)展，以創(chuàng)新和變革為主要特征的企業(yè)創(chuàng)業(yè)行為日益得到關(guān)注，成為企業(yè)應(yīng)對(duì)復(fù)雜市場(chǎng)環(huán)境的有力武器[1]。創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向是指一種意在增強(qiáng)企業(yè)挑戰(zhàn)和管理外部環(huán)境不確性的能力的戰(zhàn)略導(dǎo)向，采取創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向戰(zhàn)略的企業(yè)在其產(chǎn)品和市場(chǎng)戰(zhàn)略中不斷地尋求創(chuàng)新，在承擔(dān)一定風(fēng)險(xiǎn)的情況下采取超前行動(dòng)，打敗競(jìng)爭者以在競(jìng)爭格局中占取優(yōu)勢(shì)地位[2]。許多研究表明：組織創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向?qū)M織和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新績效會(huì)產(chǎn)生積極影響[3，4]。因而創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向?qū)€(gè)體創(chuàng)新的影響研究也多集中于組織層面因素的中介作用，對(duì)個(gè)體創(chuàng)新的直接作用機(jī)理以及個(gè)體特質(zhì)中介影響研究尚未深入探討。因此，明晰創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向是否會(huì)對(duì)個(gè)體創(chuàng)新行為產(chǎn)生直接影響，是否個(gè)體特質(zhì)產(chǎn)生中介作用，仍是當(dāng)前組織創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)研究的焦點(diǎn)。

現(xiàn)有創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向研究主要聚焦于對(duì)組織層面產(chǎn)生的影響，如組織績效[5，6]、企業(yè)成長[7]、動(dòng)態(tài)能力[8]，較少從個(gè)體層面探討創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向?qū)€(gè)體工作結(jié)果產(chǎn)生的影響，如創(chuàng)造力、主動(dòng)性、組織承諾、個(gè)體績效等結(jié)果。因此，研究探討創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與員工創(chuàng)新行為間的關(guān)系，有助于豐富創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向結(jié)果變量的研究體系。此外，根據(jù)社會(huì)認(rèn)知理論，個(gè)體態(tài)度和行為反應(yīng)取決于個(gè)體對(duì)輸入信息的認(rèn)知評(píng)價(jià)。已有相關(guān)研究指出，個(gè)體認(rèn)知因素作為行為的驅(qū)動(dòng)因素，與員工的行為和反應(yīng)具有相關(guān)關(guān)系[9]。因此，本研究將創(chuàng)新意愿作為中介變量，分析創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向是否會(huì)通過影響個(gè)體認(rèn)知因素，從而影響創(chuàng)新意愿，導(dǎo)致個(gè)體創(chuàng)新行為發(fā)生變化。

二、理論假設(shè)和模型

（一）創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與員工創(chuàng)新行為的關(guān)系

創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向是指企業(yè)用于識(shí)別和進(jìn)行冒險(xiǎn)活動(dòng)的戰(zhàn)略決策實(shí)踐，代表公司關(guān)于公司創(chuàng)業(yè)的觀念體系和心智模式，反映在企業(yè)的行為過程和公司文化中[2]。Covin和Slevin （1989）認(rèn)為創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向主要包括創(chuàng)新性、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)和超前行動(dòng)三個(gè)維度，體現(xiàn)了組織對(duì)創(chuàng)新行為或舉動(dòng)的扶持力度[10]。盡管以往研究較少涉及創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向?qū)T工創(chuàng)新行為的關(guān)系，但大量研究表明，創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向會(huì)促進(jìn)個(gè)體角色內(nèi)行為，包括建言行為、主動(dòng)提高效率、減少偏差行為等。基于以往研究可知，組織創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與組織創(chuàng)新氛圍具有正相關(guān)關(guān)系，創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向水平較高的組織，不僅會(huì)鼓勵(lì)員工積極創(chuàng)新，敢于冒險(xiǎn)，還會(huì)授予員工更多的工作自主權(quán)，對(duì)創(chuàng)新成果給予更高的激勵(lì)[11]。創(chuàng)新氛圍對(duì)員工創(chuàng)新行為具有促進(jìn)作用，組織內(nèi)部創(chuàng)新氛圍越濃厚，員工創(chuàng)新積極性和主動(dòng)性就越高，越有可能開展創(chuàng)新行為。因此，我們推斷組織創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向能夠有效提升組織創(chuàng)新氛圍，從而促進(jìn)員工實(shí)施創(chuàng)新行為。

當(dāng)組織將創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向作為一種發(fā)展戰(zhàn)略或決策模式時(shí)，往往能夠支持組織成員大膽創(chuàng)新、減少員工風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)責(zé)、激勵(lì)員工超前行為等。Ritter & Gemunden（2003）研究支出創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向組織通常會(huì)給員工提供完善的薪酬福利體系，給予員工更多的工作自主權(quán)，以促進(jìn)員工創(chuàng)新行為[12]；邢蕊等（2015）研究也指出創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向型組織更傾向于招募和吸引具有創(chuàng)新思維和創(chuàng)新能力的個(gè)體，以保障組織形成一致的價(jià)值觀和企業(yè)文化[8]。曹勇等（2016）也認(rèn)為組織創(chuàng)新導(dǎo)向會(huì)提高員工心理安全感，會(huì)使得員工感知工作更具有意義和效能，從而對(duì)員工創(chuàng)新有促進(jìn)作用[13]。因此，創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向能夠有效提升組織創(chuàng)新氛圍，從而提高員工創(chuàng)新行為。有研究表明，創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向會(huì)使員工感知更多組織對(duì)創(chuàng)新行為的組織和鼓勵(lì)，對(duì)創(chuàng)新行為產(chǎn)生積極影響?；谝陨戏治?，提出假設(shè)：

H1：創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與員工創(chuàng)新具有顯著正相關(guān)關(guān)系。

（二）創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與員工創(chuàng)新意愿的關(guān)系

創(chuàng)新意愿是指組織成員為實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新而愿意投入個(gè)人的時(shí)間和精力去從事創(chuàng)新資源的獲取、學(xué)習(xí)和開發(fā)等技術(shù)創(chuàng)新行為的心理狀態(tài)，或是組織成員開展創(chuàng)造、創(chuàng)新活動(dòng)的主觀傾向和態(tài)度[14]。創(chuàng)新意愿受諸多因素影響。以往研究指出，組織文化和組織氛圍與創(chuàng)新意愿存在顯著相關(guān)性。首先，組織文化對(duì)員工思想和行為會(huì)產(chǎn)生影響，而組織創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向提倡的是一種創(chuàng)新文化，因此有助于提升員工的創(chuàng)新意愿。曹勇等（2016）認(rèn)為創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向組織通常會(huì)形成一種鼓勵(lì)員工開展創(chuàng)新活動(dòng)、敢于冒險(xiǎn)的文化價(jià)值觀，吸引和招募更多有創(chuàng)新能力的個(gè)體，并且組織通常任命具有創(chuàng)新傾向個(gè)體擔(dān)任管理者[13]。通過長期的引導(dǎo)和人際交往，在潛移默化中使新進(jìn)員工與保留下的員工對(duì)創(chuàng)新形成相一致的看法，這就在一定程度上會(huì)提升員工創(chuàng)新意愿[15]。其次，基于社會(huì)認(rèn)知理論[16]，個(gè)體態(tài)度和行為取決于個(gè)體的社會(huì)認(rèn)知，根據(jù)上述分析可知，組織創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與創(chuàng)新氛圍存在正相關(guān)關(guān)系。創(chuàng)新氛圍環(huán)境下會(huì)使員工感知到組織會(huì)為創(chuàng)新提供更多的支持，包括資源投入、福利薪酬及職位權(quán)利等，以及通過各方面舉措降低員工創(chuàng)新活動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)性，激發(fā)員工創(chuàng)新意愿。根據(jù)以上分析，提出假設(shè)：endprint

H2：創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與員工創(chuàng)新意愿顯著正相關(guān)。

（三）員工創(chuàng)新意愿與創(chuàng)新行為的關(guān)系

創(chuàng)新意愿是影響創(chuàng)新行為的主觀因素，是用來衡量個(gè)體對(duì)新事物、新行為的認(rèn)可程度。從個(gè)體視角看，現(xiàn)有創(chuàng)新意愿研究多以“行為意向”為基礎(chǔ)，如Ajzen（1985）認(rèn)為影響行為最直接的因素是行為的意向，而組織情境中個(gè)體創(chuàng)新意愿是創(chuàng)新行為的前提條件[17]。如Emami等（2016）[18]研究指出個(gè)體創(chuàng)新意愿能夠驅(qū)動(dòng)個(gè)體實(shí)施創(chuàng)新行為；韓飛認(rèn)為個(gè)體所擁有的創(chuàng)新意愿越強(qiáng)，越傾向于投入更多資源開展創(chuàng)新行為，包括主動(dòng)更深入分析問題、收集創(chuàng)新信息、開展互動(dòng)交流等。Radebe（2015）[19]通過對(duì)科技型企業(yè)員工進(jìn)行調(diào)查發(fā)現(xiàn)，個(gè)體創(chuàng)新意愿對(duì)創(chuàng)新行為和創(chuàng)新能力提升具有顯著正相關(guān)關(guān)系。此外，張文紅等（2014）[20]認(rèn)為個(gè)體創(chuàng)新意愿越強(qiáng)，越傾向于接受新思想、新思路，更愿意在日新月異的動(dòng)態(tài)環(huán)境下成長和發(fā)展，接受挑戰(zhàn)性的任務(wù)，不愿意按部就班。因此，基于以上分析，提出假設(shè)：

H3：員工創(chuàng)新意愿與創(chuàng)新行為顯著正相關(guān)。

（四）員工創(chuàng)新意愿的中介作用

上述假設(shè)分別闡述了創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向到創(chuàng)新行為間變量的正向影響，因此，本研究推測(cè)員工創(chuàng)新意愿在組織創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與員工創(chuàng)新行為關(guān)系間具有中介作用。根據(jù)社會(huì)認(rèn)知理論可知，員工對(duì)上級(jí)行為的回應(yīng)往往依賴于對(duì)行為的心理認(rèn)知和評(píng)價(jià)過程。通常而言，組織成員會(huì)對(duì)組織環(huán)境進(jìn)行判斷和評(píng)價(jià)。創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向的組織情境，會(huì)使員工感知到組織對(duì)個(gè)體創(chuàng)新持有鼓勵(lì)、支持態(tài)度，從而提升個(gè)體創(chuàng)新意愿，促進(jìn)創(chuàng)新行為的產(chǎn)生。同時(shí)，若組織為創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向型企業(yè)，會(huì)使個(gè)體在動(dòng)態(tài)變化的創(chuàng)新氛圍環(huán)境下，產(chǎn)生緊迫感和壓力感，個(gè)體創(chuàng)新意愿會(huì)被動(dòng)式的得到提升和強(qiáng)化，促進(jìn)創(chuàng)新行為的實(shí)施?；谝陨戏治觯岢黾僭O(shè)：

H4：員工創(chuàng)新意愿在創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與創(chuàng)新行為關(guān)系間具有中介作用。

根據(jù)本研究思路，構(gòu)建理論模型如圖1所示：

三、研究方法

（一）測(cè)量工具

1.創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向。組織創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向指企業(yè)用于識(shí)別和進(jìn)行冒險(xiǎn)活動(dòng)的戰(zhàn)略決策實(shí)踐，代表公司關(guān)于公司創(chuàng)業(yè)的觀念體系和心智模式，反映在企業(yè)的行為過程和公司文化中[2]。本文采用Covin & Lumpkin（2006）[10]開發(fā)的創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向量表，并根據(jù)實(shí)際測(cè)量群體進(jìn)行適當(dāng)修改。該量表包含5個(gè)題項(xiàng)，相應(yīng)條目如“公司重視研發(fā)和技術(shù)領(lǐng)先”“公司偏好關(guān)注高風(fēng)險(xiǎn)、高收益項(xiàng)目”等，大量的研究和實(shí)例證實(shí)該量表具有良好的信效度。

2.創(chuàng)新行為。本文采用Scott等（2006）[10]對(duì)員工創(chuàng)新的概念界定，即員工與領(lǐng)導(dǎo)在互動(dòng)過程中產(chǎn)生的切實(shí)可行的方法和思想。并使用其編制的員工創(chuàng)新量表，共包括6個(gè)題項(xiàng)，相應(yīng)條目有“我總是尋求應(yīng)用新的流程、技術(shù)與方法”“我經(jīng)常提出有創(chuàng)意的點(diǎn)子和想法”“我經(jīng)常與別人溝通并推銷自己的新想法”等。本研究中量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.920，信度良好。

3.創(chuàng)新意愿。創(chuàng)新意愿是指組織成員為實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新而愿意投入個(gè)人的時(shí)間和精力去從事創(chuàng)新資源的獲取、學(xué)習(xí)和開發(fā)等技術(shù)創(chuàng)新行為的心理狀態(tài)，或是組織成員開展創(chuàng)造、創(chuàng)新活動(dòng)的主觀傾向和態(tài)度[14]。本研究借鑒Sinkula等（1994）[21]編制的量表，根據(jù)國內(nèi)企業(yè)實(shí)際和測(cè)量群體進(jìn)行適當(dāng)?shù)男抻啠摿勘戆?個(gè)題項(xiàng)，相應(yīng)條目有“大多數(shù)員工認(rèn)知自已能夠成功地克服創(chuàng)新性任務(wù)帶來的困難與挑戰(zhàn)”“通過技術(shù)創(chuàng)新企業(yè)員工可以得到額外報(bào)酬或加薪”等。量表已經(jīng)多次應(yīng)用于國內(nèi)外學(xué)術(shù)研究，被證實(shí)具有良好的信度和效度。

4.控制變量。根據(jù)以往相關(guān)研究，員工的性別、年齡、職業(yè)、學(xué)歷等基本信息變量都會(huì)在不同程度上影響員工行為，為保障本研究結(jié)果的準(zhǔn)確度和科學(xué)性，將這些基本信息變量進(jìn)行控制。

（二）樣本分析

本研究樣本主要來源于湖南地區(qū)9家企業(yè)員工。研究采用現(xiàn)場(chǎng)調(diào)查和電子問卷的形式共發(fā)放309份問卷，回收264份，并將問卷中空白選項(xiàng)較多、選項(xiàng)過于一致的問卷剔除，獲得有效問卷為231份，有效問卷率達(dá)74.7%，有效問卷樣本的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息見表1。

（三）數(shù)據(jù)分析方法

采用SPSS21.0和AMOS21.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。步驟如下：第一，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析；第二，通過探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析，檢驗(yàn)量表信度和效度；第三，檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的共同方法偏差變異，分析數(shù)據(jù)是否存在問題；第四，通過回歸分析和BOOTSTRAP分析，檢驗(yàn)直接效應(yīng)和中介效應(yīng)。

（四）分析和結(jié)果

1.聚合效度和區(qū)分效度。

表2是本研究變量的驗(yàn)證性因子分析結(jié)果，其中，3因子模型（創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向、創(chuàng)新意愿、創(chuàng)新行為）為基準(zhǔn)模型。根據(jù)3因子基準(zhǔn)模型，本研究測(cè)試4個(gè)可代替模型：（1）2因子模型1（將創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與創(chuàng)新行為合為一個(gè)因子）；（2）2因子模型2（將創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與創(chuàng)新意愿合為一個(gè)因子）；（3）2因子模型3（將創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新行為合為一個(gè)因子）；（4）1因子模型（將創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向、創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新行為合為一個(gè)因子）；通過測(cè)量模型擬合度比較，發(fā)現(xiàn)3因子模型擬合優(yōu)度最好（X2/df=3.15<4，RMSEA=0.067<0.08，IFI、TLI、CFI均大于0.9），說明3個(gè)變量具有較好的聚合效度和區(qū)分效度。

根據(jù)驗(yàn)證性因子分析得到變量題項(xiàng)的因子載荷，計(jì)算各變量的平均變異萃取量（AVE）和組合信度（CR）。如表3所示，創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向、創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新行為的AVE值分別為0.614、0.537、0.572。而且各變量CR值分別為0.781、0.854、0.826。從數(shù)據(jù)可看出平均變異萃取量的平方根大于相關(guān)分析表中該變量所在行和列所有相關(guān)系數(shù)。因此，綜合數(shù)據(jù)分析結(jié)果，符合吳明隆教材的推薦值CR>0.6，AVE>0.5的標(biāo)準(zhǔn)，各變量具有較好的聚合效度和區(qū)分效度。

2.共同方法偏差分析。endprint

本文數(shù)據(jù)源于調(diào)查問卷，調(diào)查過程中注重匿名性和保密性，但也可能存在共同體方法偏差問題。因此，為保障研究結(jié)果科學(xué)性，研究采用Harman單因素檢驗(yàn)的方式，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析?；谥芎坪妄埩s的研究結(jié)論，運(yùn)用探索性因素分析法，對(duì)所有變量進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)主成分分析，根據(jù)析出的因子數(shù)或公因子解釋量大小判斷共同方法偏差。本研究數(shù)據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果共析出3個(gè)特征值大于1的公因子，且第一個(gè)因子解釋的變異量為26.12%，低于建議值50%，表明本研究的共同方法偏差問題不嚴(yán)重。

3.描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析。

變量的相關(guān)系數(shù)、均值、標(biāo)準(zhǔn)差如表4所示。創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與創(chuàng)新行為顯著正相關(guān)（γ=0.318， P<0.001），與員工創(chuàng)新意愿顯著正相關(guān)（γ=0.472， P<0.01）。員工創(chuàng)新意愿與創(chuàng)新行為顯著正相關(guān)（γ=0.421， P<0.01）。上述數(shù)據(jù)結(jié)果初步支持本文主效應(yīng)和中介效應(yīng)假設(shè)。

4.創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向?qū)T工創(chuàng)新主效應(yīng)檢驗(yàn)。

采用層級(jí)回歸分析方法對(duì)假設(shè)驗(yàn)證，如表5，將性別、年齡、學(xué)歷和職位作為控制變量放入回歸模型。然后，采用逐步進(jìn)入法將創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向放入回歸模型。創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與員工創(chuàng)新行為顯著正相關(guān)（β=0.451， P<0.01，M2），與創(chuàng)新意愿顯著正相關(guān)（β=0.516， P<0.001，M5）。因此，假設(shè)1和假設(shè)2得到驗(yàn)證。同理，創(chuàng)新意愿與創(chuàng)新行為系數(shù)顯著正相關(guān)（β=0.296， P<0.001，M3），假設(shè)3得到驗(yàn)證。

5.創(chuàng)新意愿的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。

根據(jù)BARON和KENNY的判斷方法，中介效應(yīng)需滿足以下幾個(gè)條件：（1）自變量對(duì)因變量及中介變量存在顯著影響；（2）中介變量對(duì)因變量存在顯著影響；（3）自變量與中介變量同時(shí)代入回歸方程解釋因變量時(shí)，中介變量的效應(yīng)顯著且自變量的效應(yīng)消失（完全中介效應(yīng)）或者減弱（部分中介效應(yīng)）。由M2表明創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向系數(shù)顯著（β=0.451，P<0.001），可知?jiǎng)?chuàng)業(yè)導(dǎo)向?qū)T工創(chuàng)新行為具有顯著正向影響；M5表明在控制其它變量影響后，創(chuàng)新意愿可以解釋員工創(chuàng)新行為2.1%的變異，可知員工創(chuàng)新意愿與員工創(chuàng)新行為具有正相關(guān)關(guān)系（β=0.296，P<0.001）；在M7基礎(chǔ)上，M8同時(shí)加入創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與創(chuàng)新意愿兩個(gè)變量，結(jié)果顯示：創(chuàng)新意愿系數(shù)顯著 （β=0.453，P<0.01），但創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向?qū)T工創(chuàng)新影響的系數(shù)顯著性減弱（β=0.218，P<0.05），由此表明，創(chuàng)新意愿在創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與員工創(chuàng)新行為間具有中介作用，假設(shè)4得到驗(yàn)證。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)本研究中介效應(yīng)，通過Bootstrap方法進(jìn)一步對(duì)所建立的中介模型檢驗(yàn)，在95%置信區(qū)間下樣本量選擇5000，主要檢驗(yàn)創(chuàng)新意愿的中介作用。如圖2，創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向?qū)?chuàng)新意愿（β=0.516， P<0.001）、創(chuàng)新意愿對(duì)創(chuàng)新行為系數(shù)都顯著相關(guān)（β=0.453， P<0.01）。創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向?qū)T工創(chuàng)新行為的直接效應(yīng)為0.218（置信區(qū)間[-0.128，-0.054] ），創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向?qū)T工創(chuàng)新行為的間接效應(yīng)為0.232（置信區(qū)間[-0.208，-0.047] ），都不包括0，所以創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向?qū)T工創(chuàng)新行為的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)都顯著，并且間接效應(yīng)量占總效應(yīng)量為0.233/0.451×100=51.32%。因此，創(chuàng)新意愿在創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與創(chuàng)新行為關(guān)系間具有中介效應(yīng)。

四、研究結(jié)論、啟示與展望

（一）研究結(jié)論

本研究以組織創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向?yàn)橐暯?，分析?chuàng)業(yè)導(dǎo)向?qū)T工創(chuàng)新行為的作用機(jī)理，并將個(gè)體創(chuàng)新意愿作為中介變量構(gòu)建理論模型。通過收集數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)：（1）創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向?qū)T工創(chuàng)新意愿及創(chuàng)新行為具有顯著正向影響；（2）員工創(chuàng)新意愿與創(chuàng)新行為存在顯著正相關(guān)關(guān)系；（3）員工創(chuàng)新意愿在創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與員工創(chuàng)新行為關(guān)系間發(fā)揮部分中介作用。

（二）啟示

1.培育并提升企業(yè)的創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向。

通過研究發(fā)現(xiàn)組織創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與員工創(chuàng)新行為具有顯著正向影響，因此，培育或提升企業(yè)創(chuàng)新導(dǎo)向?qū)ζ髽I(yè)創(chuàng)新發(fā)展至關(guān)重要。從組織視角培育創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向需從三方面入手：（1）培育創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向文化。在內(nèi)部構(gòu)建創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的文化和價(jià)值理念，通過組織文化和價(jià)值觀的引導(dǎo)，提高員工對(duì)組織創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向的認(rèn)識(shí)程度，營造出“爭優(yōu)創(chuàng)新”的組織氛圍環(huán)境和行動(dòng)準(zhǔn)則。（2）落實(shí)組織創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向的政策。在組織內(nèi)部制定一套完善的創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向政策，引導(dǎo)及提供政策保障使組織或員工的創(chuàng)新活動(dòng)順利開展。（3）完善創(chuàng)新獎(jiǎng)懲管理體系。對(duì)于能夠積極主動(dòng)開展創(chuàng)新行為，從新視角為企業(yè)解決難題建言獻(xiàn)策的員工，給予物質(zhì)和精神上的獎(jiǎng)勵(lì)。

2.引導(dǎo)和提高員工創(chuàng)新意愿。

研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向會(huì)部分通過影響員工創(chuàng)新意愿從而影響創(chuàng)新行為。因此，提高員工創(chuàng)新行為可分別從創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向和創(chuàng)新意愿兩個(gè)視角入手：（1）提高員工創(chuàng)新意愿。管理者要向員工傳遞一種創(chuàng)新的正能量，顯示自身對(duì)員工創(chuàng)新的支持態(tài)度。并且在資源方面給予員工創(chuàng)新工作的大力支持。（2）通過組織創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向政策，激發(fā)員工創(chuàng)新熱情和動(dòng)機(jī)。要在人力、物力和財(cái)力方面大力向創(chuàng)新部門或個(gè)體傾斜，讓員工認(rèn)識(shí)到組織對(duì)創(chuàng)新行為的重視和扶持力度。

（三）研究局限性和展望

1.樣本數(shù)據(jù)問題。

本研究數(shù)據(jù)為橫向數(shù)據(jù)，沒有收集縱向數(shù)據(jù)，忽略了創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向?qū)T工創(chuàng)新行為的動(dòng)態(tài)影響，研究結(jié)論的科學(xué)性和權(quán)威性有待進(jìn)一步研究。此外，樣本數(shù)據(jù)僅來源于某市企業(yè)，并且群體的代表性不足，可能會(huì)導(dǎo)致研究結(jié)論權(quán)威性不強(qiáng)。因此，未來樣本選擇必須要考慮縱向數(shù)據(jù)和樣本數(shù)據(jù)來源范圍，提高代表性和減少區(qū)域性特征，以獲取更權(quán)威結(jié)論。

2.測(cè)量量表問題。研究所采用的量表源于國內(nèi)外成熟量表，但多是在西方背景下編制。因此，雖對(duì)量表進(jìn)行多次中英回譯、修訂及測(cè)試，并信效度均達(dá)到要求。但由于中西語言使用存在的差異以及測(cè)量群體的差異，仍可能存在不準(zhǔn)確之處。未來研究應(yīng)該多考慮使用在中國文化背景下開發(fā)的測(cè)量量表，以提高研究結(jié)論的準(zhǔn)確性。endprint

3.變量研究問題。研究僅考慮創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向、創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新行為三個(gè)變量，在模型構(gòu)建過程中沒有加入調(diào)節(jié)變量進(jìn)行研究。但研究表明，組織情境因素或個(gè)體特征很可能會(huì)影響創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向?qū)T工創(chuàng)新的間接影響。因此，未來研究可考慮選擇情境變量或個(gè)體特質(zhì)變量作為模型的調(diào)節(jié)變量。

參考文獻(xiàn)：

[1] 安舜禹，蔡莉，單枯安.新企業(yè)創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向、關(guān)系利用及績效關(guān)系研究[J].科研管理，2014，35（3）：66-74.

[2] Lumpkin G T ，Gregory G D. Clarifying the entrepreneurial orientation construct and linking it to performance[J]. The Academy of Management Review， 1996，21（5）：135-172.

[3] Maatoofi A R， Tajeddini K.Effect of market orientation and entrepreneurial orientation on innovation：evidence from auto parts manufacturing iniran[J]. Journal of Management Research，2011，11（1）：20-30.

[4] 李雪靈，姚一瑋，王利軍.新企業(yè)創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與創(chuàng)新績效關(guān)系研究： 積極型市場(chǎng)導(dǎo)向的中介作用[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2010（6）：116-125.

[5] Wiklund J， Shepherd D. Entrepreneurial orientation and small business performance： a configurational approach[J].Journal of Business Venturing， 2005， 20（2）： 71-91.

[6] 張驍，胡麗娜.創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向?qū)ζ髽I(yè)績效影響關(guān)系的邊界條件研究——基于元分析技術(shù)的探索[J].管理世界，2013，21（6）：105-116.

[7] Ganem B. Strategies for innovation in multicomponent reaction design[J]. Accounts of Chemical Research， 2015， 42（42）：463-472.

[8] 邢蕊，王國紅.創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向、創(chuàng)新意愿與在孵企業(yè)創(chuàng)新績效——孵化環(huán)境的調(diào)節(jié)作用[J].研究與發(fā)展管理，2015，16（1）：100-112.

[9] 顧遠(yuǎn)東，周文莉，彭紀(jì)生.組織支持感對(duì)研發(fā)人員創(chuàng)新行為的影響機(jī)制研究[J].管理科學(xué)，2014，3（1）：109-119.

[10]Covin J G， Green K M， Slevin D P. Strategy process effects on the entrepreneurial orientation-sales growth rate relationships[J].Entrepreneurship Theory and Practice， 2006，30 （1）：57-81.

[11]宋典，袁勇志，張偉煒.創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向?qū)T工創(chuàng)新行為影響的跨層次實(shí)證研究——以創(chuàng)新氛圍和心理授權(quán)為中介變量[J].科學(xué)學(xué)研究，2011，29（8）：1266-1273.

[12]Ritter T， Gemunden H. Network competence：its impact on innovation success and its antecedents[J]. Journal of Business Research，2003，56（9）：745-755.

[13]曹勇，蔣振宇，孫合林等. 知識(shí)溢出效應(yīng)、創(chuàng)新意愿與創(chuàng)新能力——來自戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)的實(shí)證研究[J].科學(xué)學(xué)研究，2016，14（1）：89-98.

[14]楊晶照，楊東濤，趙順娣等.工作場(chǎng)所中員工創(chuàng)新的內(nèi)驅(qū)力：員工創(chuàng)造力自我效能感[J].心理科學(xué)進(jìn)展，2011，19 （9）：1363-130.

[15]王蕊，葉龍.基于人格特質(zhì)的科技人才創(chuàng)新行為研究[J].科學(xué)管理研究，2014，12（4）：100-103.

[16]Bandura A. Self.efficacy： towards a unifying theory of behavioral change[J]. Psychology Review，1997，84（2）：191-215.

[17]Ajzen I. From intentions to actions： a theory of planned behavior[M]. London： Springer，1985：11-39.

[18]Emami A， Dimov D. Degree of innovation and the entrepreneurs intention to create value： a comparative study of experienced and novice entrepreneurs[J]. Eurasian Business Review， 2016，12（4）：1-22.

[19]Radebe P Q ， Dhurup M. Sport and recreation officials' role innovation， job enjoyment and their relationship with job satisfaction and intention to stay in a developing country[J]. Molecular Endocrinology， 2015， 22（2）：403-14.

[20]張文紅，趙亞普，陳愛玲.外部研發(fā)機(jī)構(gòu)聯(lián)系能否提升企業(yè)創(chuàng)新？——跨界搜索的中介作用[J].科學(xué)學(xué)研究，2014（2）：289-296.

[21]Sinkula J M. Market information processing and organizational learning[J].Journal of Marketin，1994，58（1）：35-45.

[22]何天祥，許娟，廖莎.基于知識(shí)溢出環(huán)長株潭城市群創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)演化分析[J].商學(xué)研究，2017，24（4）：120-127.

（責(zé)任編輯：漆玲瓊）endprint