李 朔，易凌峰，尹軼帥

（1.華東師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)部 工商管理學(xué)院，上海 200062；2.江南大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 無錫 214122）

引言

企業(yè)創(chuàng)新不僅是競爭優(yōu)勢的內(nèi)生性源泉，同時(shí)也是提升企業(yè)應(yīng)對不確定性的重要策略，[1](p109-128)同時(shí)，在企業(yè)的創(chuàng)新過程中，員工的創(chuàng)新行為極其關(guān)鍵，直接影響企業(yè)的創(chuàng)新能力。[2](p123-167)相關(guān)的研究證實(shí)，企業(yè)高層管理者的領(lǐng)導(dǎo)力是影響員工創(chuàng)新行為的關(guān)鍵因素，[3](p154-160)新創(chuàng)企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者的創(chuàng)業(yè)領(lǐng)導(dǎo)力正向影響員工創(chuàng)新行為，對新創(chuàng)企業(yè)成長有著重要影響。[4](p61-71)

創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)是指企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者在不確定情境下動(dòng)態(tài)性的創(chuàng)業(yè)行為和能力，強(qiáng)調(diào)在不確定環(huán)境中的動(dòng)態(tài)適應(yīng)，以及資源的整合與變革創(chuàng)新，[5](p54-74)高科技企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新中的不確定性制約著企業(yè)員工的創(chuàng)新行為和績效。Bagheri（2017）以伊朗高科技中小企業(yè)為研究對象，研究證實(shí)創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)新行為的促進(jìn)作用；[6](p159-166)本土企業(yè)相關(guān)研究顯示，創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)在不確定情境下可以促進(jìn)員工的持續(xù)變革與創(chuàng)新；[7](p102-117)柯江林和丁群（2020）研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)顯著影響員工創(chuàng)新績效和工作投入。[8](p91-103)一些研究涉及了這種影響的中介效應(yīng)，例如Cai、Lysova和Khapova（2018）發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)通過團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感和員工創(chuàng)新自我效能感的中介影響團(tuán)隊(duì)和個(gè)體的創(chuàng)造力；[9](p203-217)郭衍宏、高英和李思志（2019）以心理脫離和工作激情為中介變量，探究了創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對下屬創(chuàng)造力的影響機(jī)制。[10](p145-152)但在創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)——員工創(chuàng)新范式研究中，創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)何以激發(fā)員工創(chuàng)新行為，其中間影響機(jī)制應(yīng)更為復(fù)雜，但實(shí)證研究并不多見，新的研究近年開始受到關(guān)注，如Li（2020）和宋婕（2020）分別以創(chuàng)業(yè)自我效能感和挑戰(zhàn)性壓力源為中介變量研究其影響機(jī)制；[11](p105-118)[12]而陳文沛（2015）則是將心理授權(quán)、組織創(chuàng)新氛圍和領(lǐng)導(dǎo)成員交換在兩者間的個(gè)別中介效應(yīng)進(jìn)行了比較分析。[13](p32-36)類似的研究涌現(xiàn)同時(shí)也提出了另一個(gè)問題，建構(gòu)影響路徑更為復(fù)雜的研究模型，是否有助于理解復(fù)雜的中間機(jī)制？

因此，本研究發(fā)展一個(gè)以創(chuàng)新自我效能感和組織認(rèn)同雙中介變量，以團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍作為調(diào)節(jié)變量的研究模型：一是依據(jù)社會(huì)認(rèn)知理論，創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)的個(gè)人特質(zhì)可以激勵(lì)發(fā)員工自我效能感，并有效激發(fā)員工創(chuàng)新動(dòng)機(jī)和行為；二是根據(jù)社會(huì)認(rèn)同理論，創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)的個(gè)人特質(zhì)通過激發(fā)承諾，可以促進(jìn)員工行為目標(biāo)與新創(chuàng)企業(yè)的發(fā)展目標(biāo)一致，激發(fā)員工的認(rèn)同感和敬業(yè)度。同時(shí)，還引入團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍作為調(diào)節(jié)變量，以厘清創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)影響員工創(chuàng)新行為的邊界條件。

一、研究假設(shè)

（一）創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為。

Gupta等（2004）認(rèn)為，創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)是一種通過主動(dòng)創(chuàng)設(shè)愿景來號(hào)召和動(dòng)員下屬，使其承諾探索和發(fā)現(xiàn)戰(zhàn)略價(jià)值的新型領(lǐng)導(dǎo)。[14](p241-260)高科技企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新過程中充滿著風(fēng)險(xiǎn)與不確定性，創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)面臨的首要挑戰(zhàn)就是在有限資源下創(chuàng)設(shè)可以把握的機(jī)會(huì)，并通過構(gòu)建組織愿景感召員工，促使其理解并認(rèn)可組織愿景，而這些愿景可以激勵(lì)員工為企業(yè)創(chuàng)造價(jià)值，進(jìn)而激發(fā)員工的創(chuàng)新動(dòng)力。[15](p84-95)其次，創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)特別強(qiáng)調(diào)在不確定環(huán)境下對機(jī)會(huì)的識(shí)別和利用，提出合理化建議。[10](p145-152)創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)面臨的另外一項(xiàng)挑戰(zhàn)就是說服下屬和利益相關(guān)者，通過明確約束讓下屬知道哪些事情可以做、哪些事情不可以做，因而可以激發(fā)下屬創(chuàng)新。[16](p774-777)再次，創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)勇于承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)、保持求異思維、抗壓性強(qiáng)、自信堅(jiān)定，敢于支持下屬突破和創(chuàng)新。[17](p264-270)因此，基于以上闡述做出如下假設(shè)：

H1：創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對創(chuàng)新行為有正向顯著作用。

（二）創(chuàng)新自我效能感的中介作用。

創(chuàng)新自我效能感可以反映出創(chuàng)新活動(dòng)中員工對自己的信心以及期望度，具體是指個(gè)體對于所從事的特定任務(wù)是否具備產(chǎn)生創(chuàng)新行為的信心。[18](p1363-1370)首先，創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)充分利用創(chuàng)新和變化來尋找機(jī)會(huì)，身體力行地去推動(dòng)創(chuàng)新，最終實(shí)現(xiàn)績效提升，[15](p84-95)下屬往往將創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)作為學(xué)習(xí)榜樣，吸收其創(chuàng)新的間接經(jīng)驗(yàn)，因此，員工會(huì)通過學(xué)習(xí)和觀察創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)的行為特征所獲取的間接經(jīng)驗(yàn)來增強(qiáng)其創(chuàng)新自我效能感。其次，技術(shù)創(chuàng)新的過程充滿著不確定性，下屬會(huì)被喚起諸如焦慮或挫折等負(fù)面生理情緒，而創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)則強(qiáng)調(diào)對不確定環(huán)境的適應(yīng)，并且勇于承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，[7](p102-117)對于創(chuàng)新失敗的承擔(dān)極大地提升了下屬的創(chuàng)新自我效能感。最后，創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)擁有說服和感召下屬的魅力，其通過鼓勵(lì)能夠給予下屬自信和希望，[14](p241-260)使其突破思維限制，增強(qiáng)解決問題的能力，進(jìn)而提升了創(chuàng)新自我效能感。

以往研究證實(shí)，創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為具有顯著影響。[18](p1363-1370)創(chuàng)新自我效能感是創(chuàng)新行為生成的重要因素，為了促進(jìn)員工的創(chuàng)新行為，他們需要擁有創(chuàng)新的期望和自信。[19](p28-30)[20](p41-47)在高科技新創(chuàng)企業(yè)中，員工的創(chuàng)新自我效能感能夠激發(fā)個(gè)體創(chuàng)新行為，具體表現(xiàn)為員工擁有創(chuàng)造性完成特定工作任務(wù)的信念和信心。因此，基于以上闡述做出如下假設(shè)：

H2：創(chuàng)新自我效能感在創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為之間起中介作用。

（三）組織認(rèn)同的中介作用。

社會(huì)認(rèn)同理論認(rèn)為，組織認(rèn)同是指組織成員進(jìn)行自我定義的一種結(jié)果和過程，它不僅體現(xiàn)出員工對組織的歸屬感和忠誠度，同時(shí)也是對組織使命、愿景、價(jià)值觀與目標(biāo)的認(rèn)可程度，[21](p20-39)[22](p626-658)反映了個(gè)體對所屬組織的認(rèn)可程度。已有研究證明，領(lǐng)導(dǎo)行為會(huì)通過員工的認(rèn)知和情緒間接影響員工的行為。[23](p101-110)[24](p102-110)一方面，創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)構(gòu)建極具吸引力的愿景并對未來富有想象力，同時(shí)還擅長說服下屬相信他的遠(yuǎn)見，使下屬愿與組織發(fā)展緊密聯(lián)系在一起。另一方面，積極、樂觀、熱忱、有鼓舞力的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格使下屬不斷加深認(rèn)可組織的使命、愿景和價(jià)值觀，進(jìn)而提升其組織認(rèn)同。

當(dāng)前已有研究證實(shí)，組織認(rèn)同對員工的創(chuàng)新行為具有顯著影響。[25](p39-45)員工對組織的認(rèn)同感越高，員工便越將組織利益看作自身的利益，將自己的命運(yùn)與組織聯(lián)系在一起，積極地改進(jìn)工作，努力提升工作建言和創(chuàng)新設(shè)想。[26](p241-248)因此，基于以上闡述做出如下假設(shè)：

H3：組織認(rèn)同在創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為之間起中介作用。

（四）團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍的調(diào)節(jié)作用。

團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍是影響員工態(tài)度與行為的一項(xiàng)重要情境變量，它是其團(tuán)隊(duì)成員對影響其創(chuàng)新能力發(fā)揮的工作環(huán)境和氛圍的一種共享認(rèn)知。[27](p235-258)[28](p1-13)個(gè)體情境互動(dòng)理論認(rèn)為，創(chuàng)新氛圍為員工創(chuàng)新創(chuàng)造了良好的環(huán)境，在創(chuàng)新氛圍更佳的團(tuán)隊(duì)里，員工的創(chuàng)新意愿和動(dòng)機(jī)也更高。[29](p9-16)同時(shí)，這種創(chuàng)新氛圍使得團(tuán)隊(duì)成員之間愿意及時(shí)有效地溝通創(chuàng)意和想法，為創(chuàng)意的落地提供支持，并且承擔(dān)為此可能帶來的風(fēng)險(xiǎn)。[30](p1-13)而在創(chuàng)新氛圍差的團(tuán)隊(duì)，員工就會(huì)因?yàn)閾?dān)心風(fēng)險(xiǎn)而選擇相對保守的應(yīng)對策略，這勢必會(huì)削弱創(chuàng)新。因此，當(dāng)創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)通過創(chuàng)新自我效能感促進(jìn)創(chuàng)新行為的過程中，團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍越高，員工創(chuàng)新自我效能感相對應(yīng)也會(huì)更高，進(jìn)而促進(jìn)創(chuàng)新行為的發(fā)生。由此提出假設(shè)：

H4a：團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍正向調(diào)節(jié)創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新自我效能感之間的關(guān)系；

H4b：團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍正向調(diào)節(jié)創(chuàng)新自我效能感對創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為之間的中介作用；

整合本研究理論推導(dǎo)并遵循上述假設(shè)的邏輯，很可能在團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍高的情況下，創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)更好促進(jìn)員工對組織價(jià)值觀、愿景等方面的認(rèn)可，進(jìn)而推進(jìn)員工對組織的認(rèn)可，即組織認(rèn)同不僅調(diào)節(jié)創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)與組織認(rèn)同之間的關(guān)系，還調(diào)節(jié)了組織認(rèn)同對創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為之間的中介作用。由此提出假設(shè)：

H5a：團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍在創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)與組織認(rèn)同之間具有正向調(diào)節(jié)作用；

H5b：團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍正向調(diào)節(jié)了組織認(rèn)同對創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新行為之間的中介作用。

綜上，本研究構(gòu)建理論模型如圖1所示。

二、研究方法

（一）樣本來源與問卷收集。

采取問卷調(diào)查的方法在長三角區(qū)域的高科技新創(chuàng)企業(yè)收集數(shù)據(jù)。為減少同源誤差，采用三時(shí)點(diǎn)收集數(shù)據(jù)，間隔時(shí)間為兩周。第一次問卷填寫創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)行為和控制變量，第二次填寫創(chuàng)新自我效能感和組織支持感，第三次填寫員工創(chuàng)新行為和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍。將不合格問卷剔除后，最終有效樣本數(shù)據(jù)共291份。其中，女性174人（58%），男性117人（42%）；年齡以36—40歲95人（38%）和41歲以上63人（31%）為主；教育程度以本科及以下學(xué)歷219人（75%）為主。

（二）測量工具。

創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)采用黃勝蘭（2015）[31]在Gupta等（2004）[14](p241-260)開發(fā)的量表基礎(chǔ)上修訂的26題項(xiàng)量表，樣本題目如“公司領(lǐng)導(dǎo)能有效地說服他人接受自己的觀點(diǎn)，并獲得支持”。該量表的α系數(shù)為0.985。創(chuàng)新自我效能感采用Tierney和Farmer（2002）[32](p1137-1148)所編制的問卷，共包括3個(gè)題項(xiàng)，樣本題目如“我自信我有創(chuàng)造性解決問題的能力”。該量表的α系數(shù)為0.957。組織認(rèn)同采用Mael和Ashforth（1992）[33](p103-123)編制的 6 題項(xiàng)量表，樣本題目如“我對別人如何評價(jià)我們公司很感興趣”。該量表的α系數(shù)為0.937。團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍量表采用Kivimaki和 Elovainio（1999）[34](p241-246)在 Anderson 和West（1998）[27](p235-258)開發(fā)的量表，樣本題目如“團(tuán)隊(duì)成員認(rèn)同所在工作團(tuán)隊(duì)的目標(biāo)”。該量表的α系數(shù)為0.974。員工創(chuàng)新行為采用Scott和Bruce（1994）[35](p580-607)所編制的員工創(chuàng)新行為量表，樣本題目如“我經(jīng)常會(huì)產(chǎn)生一些有創(chuàng)意的點(diǎn)子和創(chuàng)新性的想法”。該量表的α系數(shù)為0.934。以往研究表明，不同年齡、性別、規(guī)模和受教育程度等對創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)和創(chuàng)新行為有顯著影響，因此將它們作為控制變量。

圖1 理論模型

三、數(shù)據(jù)分析和結(jié)果

（一）信度與效度分析。

本研究以Cronbach’α和組合信度（CR）作為信度評價(jià)指標(biāo)，同時(shí)以平均變異萃取量（AVE值）作為收斂效度指標(biāo)。首先由可靠性分析可知，各個(gè)變量的Cronbach’α值均大于0.70，具有良好的內(nèi)部一致性。其次，所得的各題項(xiàng)因子載荷量均大于0.60。在解釋總變異量上，各變量方差貢獻(xiàn)率均超過50%，說明量表具有較好的建構(gòu)效度。最后，根據(jù)計(jì)算所得的因子載荷量，求得各變量的CR值均大于可接受的最小閾值0.6；AVE值均大于可接受的最低閾值0.5。由此可知，本研究所有變量具有較高的組合信度和收斂效度。

（二）描述性統(tǒng)計(jì)。

各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)見表1。由表1可知，創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)分別與創(chuàng)新自我效能感（r=0.512，p＜0.01）、組織認(rèn)同（r=0.642，p＜0.01）、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍（r=0.729，p＜0.01）以及與員工創(chuàng)新行為顯著正相關(guān)（r=0.434，p＜0.01）；創(chuàng)新自我效能感與組織認(rèn)同顯著正相關(guān)（r=0.504，p＜0.01），與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍顯著正相關(guān)（r=0.485，p＜0.01），同樣，與員工創(chuàng)新行為顯著正相關(guān)（r=0.753，p＜0.01）；組織認(rèn)同分別與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍（r=0.652，p＜0.01）、員工創(chuàng)新行為（r=0.464，p＜0.01）呈顯著正相關(guān)關(guān)系；最后，團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍與員工創(chuàng)新行為也同樣呈顯著正相關(guān)（r=0.491，p＜0.01）。因此，各變量間關(guān)系得到了初步驗(yàn)證，為下一步的假設(shè)驗(yàn)證提供初步證據(jù)。

（三）假設(shè)檢驗(yàn)。

首先，自變量創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)新行為（β=0.442，p＜0.001）具有顯著正向影響，主效應(yīng)H1得到驗(yàn)證；其次，在將中介變量創(chuàng)新自我效能感和組織認(rèn)同同時(shí)納入回歸方程后，自變量創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)新行為的直接路徑變得不顯著，由此可知模型中的雙中介效應(yīng)是完全的，H2、H3得到驗(yàn)證。

如表2所示，由模型M5和模型M8可知交互項(xiàng)（創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍）對創(chuàng)新自我效能感的回歸系數(shù)顯著（β=0.396，p＜0.001），而交互項(xiàng)對組織認(rèn)同的回歸結(jié)果不顯著（β=0.034，p＞0.05）。由此可知假設(shè)H4a得以驗(yàn)證；回歸結(jié)果表明團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍在創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)與組織認(rèn)同之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著，假設(shè)H4b未得到支持。

從表2的模型5和圖2可以看出，團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍在創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對創(chuàng)新自我效能感的效應(yīng)中具有正向調(diào)節(jié)作用（β=0.396，p＜0.001），而團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍在創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)與組織認(rèn)同之間的調(diào)節(jié)作用不顯著，假設(shè)H5a得以驗(yàn)證。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示（如表3所示），創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)通過組織認(rèn)同對員工創(chuàng)新行為的間接影響不顯著，即團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍無法調(diào)節(jié)組織認(rèn)同在創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)和員工創(chuàng)新行為之間的中介作用，假設(shè)H5b依舊未得到數(shù)據(jù)支持。

表1 各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)

表2 回歸分析結(jié)果

表3 創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為之間的雙重中介效應(yīng)分析結(jié)果

圖2 團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍在創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新自我效能感之間的調(diào)節(jié)作用

四、結(jié)論與討論

（一）研究結(jié)論。

研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)新行為有積極影響作用；組織認(rèn)同與創(chuàng)新自我效能感分別中介了創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新行為之間的關(guān)系。團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍正向調(diào)節(jié)創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新自我效能感之間的關(guān)系，同時(shí)還正向調(diào)節(jié)了員工創(chuàng)新自我效能感的中介作用，但是團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍在創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)與組織認(rèn)同之間正向調(diào)節(jié)作用不顯著，同樣對組織認(rèn)同在中介過程中的調(diào)節(jié)作用不顯著，反映出團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新范圍內(nèi)并非創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)影響組織認(rèn)同的主要調(diào)節(jié)作用，其過程可能還受到個(gè)體和情境等特征的影響。對此，本研究從如下兩個(gè)角度進(jìn)行解釋：1.以往研究證明，領(lǐng)導(dǎo)行為對組織認(rèn)同的影響作用還會(huì)受到成就動(dòng)機(jī)、領(lǐng)導(dǎo)組織化身等因素的調(diào)節(jié)，[36](p97-104)[37](p34-40)未來可以考慮其他個(gè)體或情境因素的調(diào)節(jié)作用。2.創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對組織認(rèn)同的影響效應(yīng)很強(qiáng)，不管團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍高低與否，組織認(rèn)同都會(huì)提升。要厘清創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)和組織認(rèn)同之間的調(diào)節(jié)機(jī)制，還需進(jìn)一步研究。

（二）理論意義。

首先，拓展和豐富了創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)的研究層面和情境。國外個(gè)體層面的創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)影響效應(yīng)實(shí)證研究比較罕見，國內(nèi)也只有少部分學(xué)者進(jìn)行了嘗試。目前尚缺乏員工個(gè)體層面尤其是高科技新創(chuàng)企業(yè)員工這一特殊群體情境下創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)有效性問題的探討。其次，本研究以社會(huì)認(rèn)知理論和社會(huì)認(rèn)同感理論為基礎(chǔ)，將綜合創(chuàng)新自我效能感和組織認(rèn)同的雙重路徑統(tǒng)一到一個(gè)理論框架中，考察創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)新行為的內(nèi)在作用機(jī)制，有利于更加全面回答“創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)何以激發(fā)員工創(chuàng)新行為”這一重要問題。最后，本研究還將影響員工創(chuàng)新過程中的情境因素“團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍”納入進(jìn)來，進(jìn)一步拓展創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)影響員工創(chuàng)新行為的邊界條件。

（三）實(shí)踐啟示。

本研究為高科技新創(chuàng)企業(yè)的管理實(shí)踐提供一些啟示，主要體現(xiàn)在以下兩方面：

第一，高科技新創(chuàng)企業(yè)面臨的外部環(huán)境更具不確定性，如何有效促進(jìn)員工創(chuàng)新行為是高科技新創(chuàng)企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者面臨的重要現(xiàn)實(shí)問題。本研究證實(shí)創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)通過創(chuàng)新自我效能感和組織認(rèn)同的雙路徑對創(chuàng)新行為有積極作用。因此，領(lǐng)導(dǎo)者們要學(xué)會(huì)如何有效地實(shí)施創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)行為，積極構(gòu)建企業(yè)愿景，并與下屬分享愿景，從而讓員工認(rèn)同企業(yè)，同時(shí)還要增強(qiáng)員工創(chuàng)新的信心，形成容錯(cuò)的創(chuàng)新氛圍，為員工創(chuàng)新行為提供支持，進(jìn)而充分發(fā)揮創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)的實(shí)踐作用。

第二，高科技企業(yè)的創(chuàng)業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者在激發(fā)員工創(chuàng)新時(shí)容易忽略其特殊性，本研究的實(shí)踐意義在于為有效激發(fā)高科技新創(chuàng)企業(yè)員工創(chuàng)新行為提供了現(xiàn)實(shí)可操作的路徑。首先，創(chuàng)業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者要設(shè)法提升員工的創(chuàng)新自我效能感使其“能”創(chuàng)新，并且要通過增強(qiáng)組織認(rèn)同使其“愿”創(chuàng)新，還要營造創(chuàng)新氛圍使員工們“敢”去創(chuàng)新。其次，只有讓員工更加認(rèn)同企業(yè)的價(jià)值觀，使他們“愿意”創(chuàng)新，最終才能推動(dòng)員工創(chuàng)新行為的不斷涌現(xiàn)。

（四）研究局限和展望。

本研究仍存在一些不足：第一，本研究雖然收集了多時(shí)點(diǎn)數(shù)據(jù)，但都是員工數(shù)據(jù)。未來研究可以加入領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)新行為的評價(jià)，減少同源誤差。第二，在現(xiàn)有關(guān)于創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)的相關(guān)實(shí)證研究中所使用的量表缺少針對性，后續(xù)研究可以開發(fā)適用于中國高科技新創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)的本土化量表。第三，創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)和組織認(rèn)同之間的調(diào)節(jié)作用機(jī)制還需進(jìn)一步研究檢驗(yàn)。未來研究可以引入領(lǐng)導(dǎo)組織化身等因素的調(diào)節(jié)作用以豐富相關(guān)研究。