中國企業內部創新創業環境量表的建構與驗證

張海濤，肖 嵐，李 鵬，陳古鵬

（1.湖北第二師范學院 管理學院，武漢 430205；2.江西農業大學 外國語學院，南昌 330045；3.武昌職業學院 商學院，武漢 430202）

隨著中國經濟發展進入新常態時期，大眾創業、萬眾創新已成為時代熱潮和中國經濟發展的新引擎。企業是創新活動的主要承擔者，是創新創業人才高度集中的地方，存在著日益增長的創新和創業需求［1］。企業開展創業活動有利于企業創造和維持競爭優勢，推動企業快速發展。例如，長壽公司模式的創造者Arie de Geus 在《長壽公司》中對30 家100 歷史以上的長壽公司進行研究，發現這些公司關注學習和創新，但從形式或途徑來看，這些長壽公司都是采取了有效的創業活動使企業從一個成長周期上升到另外一個更高層次的成長周期，進而延續了企業壽命［2］。

企業創業可以分為企業內創業和企業外部創業［3］。以往的創業理論認為創業就是企業組織的正式成立［4］，一旦企業正式形成，意味著企業外部的創業活動也就停止了。企業必須不斷發揮自己獨特的競爭優勢作為企業持續發展的基礎，由于企業外部環境的不斷變化，已經成立的企業為了適應外部環境變化，需要不斷實施創業活動來創造性破壞自身體系，并在這一破壞過程中提高企業核心競爭力，從而推動企業的不斷成長與發展［5］，這一破壞過程就是企業內部創業。

一、文獻回顧

Anokhin 等［6］從企業家發現機會視角將創業分為套利型創業和創新型創業，其中創新型創業是通過引入新產品、引進新的生產方式、發現新的市場等，打破現有均衡狀態，推動生產可能性曲線外移，即通過技術進步推動經濟增長。套利型創業利用價格差異機會，通過低買高賣獲得利潤，屬于傳統型創業模式。創新型創業需要先創新再創業，創業活動表現為某個焦點創新或多方面創新，體現了創業活動開拓性和原創性的特點，而傳統創業則不具備類似性質［7］。

某些學者認為企業內部創業主要體現了創新的特點，因此提出企業內部創業是發生在組織內部，員工為了取得創新收益，通過資源支持和組織支持等而展開的自發性創新行為［5，8-9］。百度則界定企業內部創業是由一些有創業意愿的企業員工發起，在獲得企業支持的前提下，通過承擔本企業內部一些項目或工作進行創業，并與本企業共同分享收益的一種創業形式。因此，目前學界對企業內創業的界定還存在著分歧。基于此，本文把企業內部創業的不同定義歸納，見表1。

表1 企業內部創業概念匯總

通過以上歸納，我們可以發現企業內創業可以是個體行為、團隊行為甚至是組織行為，但有研究者認為，公司內創業更多用來描述公司中的個體行為［18］。本文將以陳龍和梁鍔［18］的觀點為主，認為公司內創業體現更多的是個體行為。隨著研究的深入，越來越多的學者認為內部創業不僅包括組織內新業務創造活動（如套利型創業），而且包括各種創新活動乃至企業文化建設和企業精神培育及升華［19］，Hisrich 和Antoncic［19］特別指出組織內部更新及創新活動都是企業的內創業活動，因此，企業內創業有可能是創新型創業，也有可能是套利型創業。例如，美國硅谷和華爾街存在的最大區別在于，硅谷企業家主要在做創新，華爾街的商人忙著套利，主要通過股票市場、債權市場和貨幣市場利用金融資產套利［20］。這意味著華爾街上成熟的大公司也可以在企業內部開展套利型創業。因此，受到不同行業因素的影響，公司內創業不僅有可能是套利型創業，也有可能是創新型創業，而以往的創業形式大多是套利型創業，中國過去30 多年的經濟快速增長主要取決于改革開的后發優勢所形成的企業套利型創業活動［20-21］。因此，創新創業的支持環境盡管屬于創業環境，但必然和傳統的創業環境存在一些差異，創新創業環境相對傳統創業環境的差異主要在創新特質更明顯。企業創業環境一般分為企業內部創業環境和企業外部創業環境，相對可控的內部創業環境而言，企業外部創業環境往往是難以控制的［22］。目前對企業創業環境的研究主要基于宏觀和中觀層面展開，而且研究對象是企業外部創業環境，對微觀的企業內部創業環境研究相對較少。因此，開展對企業內部創新創業環境研究，首先有助于從學術規范上嚴格它的概念和范圍大小；其次，由于可以控制內部創業環境［22］。通過對企業內部創新型創業的環境塑造和改進，將有助于鼓勵企業內部員工開展創新型的創業，獲得比傳統創業更好的經濟利益和社會利益［7］，這也正好呼應了目前大眾創業、萬眾創新的發展形勢。可見，開展對企業內部創新創業環境研究無疑具有重要的理論和現實意義。

目前在創新領域有一些企業內部創業環境的量表，如李乾文和張玉利［23］編制的企業內部創業環境量表，但該量表在編制時，問卷來源未選定行業和企業規模，只是確定生存期超過42 個月的企業。為確保本研究的嚴謹性，本文在區別企業內部傳統創業環境的同時，會在對企業內部創新創業環境的問卷調查時選擇創新特質明顯的研發企業和高科技企業，且這些企業表現出一定數量的內部創業活動。

對于企業內部創新創業環境的定義，清華大學啟迪創新研究院提出創新創業環境就是一種動態系統，表現為能為企業不斷創新或創業提供全方位的支持，是一種適合于創新與創業的組織環境。熊麗敏和張康光［24］從人才發展視角出發，認為創新創業環境是指與科技人才的創新創業活動有關并對科技人才創新創業思想的形成和創新創業活動的開展產生影響和發生作用的直接或間接的內外部影響因素的總和。本文也認為企業內部創新創業環境就是支持員工創新型創業的組織環境（簡稱企業內部創新創業環境），而非指適合于創新的創業環境或者是適合于創新或創業的組織環境；從員工角度出發，企業內部創新創業環境就是與企業員工的內創新型創業活動有關、并對員工創新型創業思想的形成和創新型創業活動的開展產生影響和發生作用的直接或間接的內部影響因素的總和。內部因素主要是員工創業意愿和個體特征等。本文把相關學者對于企業內部創業環境概念的界定歸納見表2。

表2 企業內部創業環境概念匯總

由于目前國內企業創新創業活動如火如荼，企業內部創業主要體現的是創新型創業。因此，國內有一些學者定義企業內創業就是創新型創業。但從科學的嚴格性來說，企業內部創新創業環境僅僅是企業內部創業環境的一部分，企業內部創業的環境包括內部創新型創業的環境，企業內部創新創業環境主要指扶持和培育企業內部創新型創業活動的組織環境總稱。企業內部創新創業環境的基礎是創業環境，但與一般的創業環境區別在于它的創新性。一般創業環境的維度劃分見表3。

表3 一般創業環境維度劃分匯總

通過對表3 分析發現，企業內部創業環境可能的維度主要包括薪酬激勵、管理支持、資源支持、組織結構、創業者素質、企業內部文化等，工作自由度和時間可獲得性都可歸納到管理支持或資源支持維度中去，組織邊界與組織結構有關。為此，首先需要在企業內部創業環境量表的基礎上編制企業內部創新創業環境量表，用以衡量普通創業的環境量表沒有突出的創新成分。量表的編制主要包括以下4 個方面的工作。

（1）理論分析。主要目的為明確企業內部創新創業環境的概念及內涵，區分它與普通企業內部創業的環境不同。

（2）開放式問卷調查。我們對60 名某985 高校的MBA 學員進行了開放式問卷調查，首先告訴學員們創新創業環境是一種支持創新型創業的組織環境，然后請學員告訴我們心目當中的企業內部創新型創業的環境到底是什么一種環境，以區別于傳統的企業內部創業環境。通過總結發現，MBA 學員對企業內部創新創業環境理解主要包括如下幾個方面：管理支持、資源支持、報酬支持、組織文化（創新創業、知識產權保護）、組織結（架）構。

（3）編碼和收集企業內部創新創業環境量表項目。將訪談錄音整理成文字材料，請兩位人力資源專家進行編碼分析，同時參照李乾文和張玉利［23］編制的企業內部創業環境問卷，最后得到24 個題目，然后請第三位人力資源專家對項目的合理性、文字、意義等方面進行了修改，形成了企業內部創新創業環境預測問卷。

（4）預備性測試與討論。在得到初始問卷后，選擇湖北兩家科技型企業的員工（有效問卷50 份）作為被試，進行小樣本測試。根據施測結果，對表達不清楚、有歧義或不容易理解的題項進行了修改或刪除，最后得到了18 個項目的企業內部創新型創業的環境正式問卷，見表4。

二、企業內部創新創業環境模型的建構

（一）被試

數據收集過程中，選擇的被試主要是大型科技型企業的普通員工，包括阿里巴巴、小米、華為和騰訊等大型科技公司，適合于企業內部創新型創業。發放問卷500 余份，有效回收問卷212 份，有效回收率42.4%。男性占78.1%，女性占21.9%；40 歲以上的占10%，30～40 歲的占27.8%，25～30 歲占56%，25 歲以下占6.2%；其中互聯網行業113 人，占53.4%，電子通訊業72 人，占34.1%，其他行業27 人，占12.7%；所收集數據的對象企業性質全部為民營企業；300～500 人規模的企業1 家，占17%，500 人以上規模的企業5 家，占83%。

表4 預試問卷項目的篩選結果

（二）結果

1.探索性因子分析的有條件檢驗

研究者根據有關文獻，針對企業內部創新創業環境制定了某些題項的問卷，因此，首先要對此量表展開探索性因子分析。問卷數據是否可以做探索性因子分析，很重要的一個前提是量表題項之間是否具有較強的相關度。因此，研究者可以對問卷數據進行KMO和巴克利球形檢驗。一般而言，當KMO大于0.5 以上時，是適合做因子分析的；當KMO在0.5 以下時不適合做因子分析。本研究通過使用SPSS20.0 軟件，軟件分析結果顯示該問卷的KMO值為0.762，根據以上標準，說明樣本充足度滿足標準；巴克利球形檢驗獲得的相伴概率為0.000，巴克利球形檢驗零假設被拒絕。根據以上結果分析，本文認為該問卷及其各因子組成項目的構建效度良好，做探索性因子分析比較適合。

2.探索性因子分析結果

在探索性因子抽取的過程中，我們依據以下原則：第一，選取特征值大于1 的因子；使用方差最大正交旋轉法，剔除因子雙重負荷都超過0.5 或因子載荷絕對值小于0.5 的題項；第二，如果一個題項在各個因子上的載荷都相差不大，也要剔除，主要原因可能是概念的模糊性造成的；最后，如果一個因子只有一個題項，在本研究中也需要刪除。根據以上原則，最后探索性分析抽取到5 個因子，每個題項的因子負荷見表5。企業內部創新創業環境包括5 個因子，F1（管理支持）、F2（資源支持）、F3（報酬支持）、F4（組織文化）和F5（組織結構），5 個因子可以解釋總變異的74.120%。信度是評價問卷質量好壞的最主要指標，本文采用內部一致性α系數對量表信度進行測量，這是當前管理學研究最常用的檢測方法。當α越大，表明量表的可靠性越高。α一般大于0.5 即在可接受范圍。問卷信度檢驗的結果為管理支持的α=0.830，資源支持的α=0.843，報酬支持的α=0.778，組織文化的α=0.771，組織結構的α=0.743，表明問卷具有很高的內部一致性。綜合分析發現，探索性因子分析的結果和本研究理論部分預想結果相一致，得到了比較清晰的企業內部創新創業環境五因素結構模型。5 個因素分別為管理支持、資源支持、報酬支持、組織文化和組織結構。

三、企業內部創新創業環境模型的驗證

（一）被試

在企業內部創新創業環境問卷驗證階段，我們又重新對阿里巴巴和小米等公司進行了隨機問卷調查，發放問卷300 余份，剔除大部分空白或反應傾向一致的問卷以及同一企業員工數量低于3 人的問卷，最后得到了213 份合格問卷，利用AMOS20.0 軟件進行驗證性因素分析。樣本構成如下：男性占80.2%，女性占19.8%；40 歲以上的占8%，30～40 歲的占37.8%，25～30 歲占48.4%，25 歲以下占5.8%；其中互聯網行業128 人，占60.1%，電子通訊業55 人，占25.8%，其他行業30 人，占14.1%。

（二）結果

驗證結果見表6。這里虛模型是指各變量之間均無相關的模型；單因子模型是指所有項目均屬于一個總的企業內部創新創業環境的模型；雙因子模型指管理支持+資源支持+報酬支持、組織文化+組織結構；三因子模型a：管理支持+資源支持、報酬支持、組織文化+組織結構；三因子模型b：管理支持+資源支持+報酬支持、組織文化、組織結構；四因子模型指管理支持、資源支持、報酬支持、組織文化+組織結構；五因子模型指探索性因素分析結果為管理支持、資源支持、報酬支持、組織文化、組織結構。χ2/df（卡方自由度比）代表了結構方程假設模型的觀察矩陣與導出矩陣的差異程度大小，χ2/df＜3，意味著模型擬合度較好，當樣本量比較大時，χ2/df＜5 也可以接受；GFI代表了模型擬合指數，體現了觀測變量被假設模型解釋的變異與共變異的比例大小，一般GFI＞0.9 較好，也有學者提出大于0.8 或0.85 都可以；RMSEA代表了近似均方根殘差，該指標體現了理論模型與完美擬合的飽和模型的不同程度，RMSEA＜0.05 被認為較好，但也有其他學者指出小于0.08也可以被接受；NNFI（非正態擬合指數）比較適合用于比較嵌套模型，使用最大似然估計方法的時候表現出很好的穩定性，能正確區分不同的模型，一般建議大于0.9 比較好；CFI代表了比較擬合指數，反映出假設模型與獨立模型的差異程度，一般而言比較擬合指數不容易受樣本量大小影響，CFI越靠近1 就越好，CFI≥0.9比較好；IFI代表了增長性擬合指數，也是要求越接近1 越好，一般要求IFI≥0.9 較好；AGFI指標體現了模型的可解釋變異量大小，一般要求越接近1 越好，大于等于0.9 比較好。

從表6 的結果可知，企業內部創新創業環境單因子、雙因子、三因子和四因子模型在各項指標上都要低于五因子模型，而且五因子模型的每個擬合指標都更加滿足各項指標要求，五因子模型的GFI=0.94＞0.9，NNFI=0.95＞0.9，CFI=0.97＞0.9，AGFI＞0.9 都滿足研究的需要。因此，研究結論認為企業內部創新創業環境五因子模型更加合理，驗證了探索性分析得到的五因子模型。

表6 企業內部創新創業環境各模型驗證性因子分析的擬合指數（N=213）

（三）企業內部創新創業環境量表的信度和效度

1.內部一致性信度

信度表明了測量數據、資料與續集的可靠程度，量表的信度檢測見表7。

表7 企業內部創新創業環境量表各維度的內部一致性信度

企業內部創新創業環境的5 個維度內部一致性系數的計算均超過了0.7，表明量表信度較好，處于可以接受范圍。

2.量表的效度分析

效度指衡量測驗數據距離真值的遠近程度，距離真值越遠代表著效度越低，一般而言效度可以分為建構效度、內容效度和效標相關效度。

（1）內容效度介紹。內容效度（content validity）又被稱為邏輯效度，代表了項目對所測內容或行為范圍取樣的合適程度。例如，教師希望了解學生對某門課程知識的掌握程度，從常理來說，老師出的測驗題目應該覆蓋這門課教材的所有知識點，但這顯然行不通。于是，老師選擇這門課最重要的知識點來進行考試，通過選取合適的知識范圍來判斷學生掌握這門課程的程度，如果涵蓋程度越高，則內容效度就越好。由于這種測驗的效度主要與測驗內容有關，所以叫內容效度。

內容效度是一種質性的效度，對理論依賴性很強，選取內容的指標時需要有理論支撐。內容效度的高低主要看問卷測量的內容是否與概念的內容或內涵匹配，匹配程度越高，則表明問卷的內容效度就比較高。本研究在量表構建過程中，嚴格遵守謝家琳［33］提出的量表有效性原則：選用在好期刊上發表的量表，注意使用在多個研究中反復出現的量表，這些量表往往具有較高的信效度；同時，參照了在國際權威期刊上使用的量表，嚴格遵循雙向互譯的模式，保證了語句準確性，對自行設計的量表，也完全按照有關流程，進行了預測。通過對以上流程的把關，能夠保證本問卷具有良好的信效度。

（2）建構效度介紹。建構效度（construct validity）重點在于對理論上的假設進行考驗，其實質就是指變量是否能真正代表所要研究的概念。建構效度一般分為收斂效度和區分效度，收斂效度又被稱為聚合效度，體現了構念中的各測量題項的負載是否具有統計顯著性。區分效度指采用不同方法測量不同構念時，觀測不同的潛變量是否存在差異。本研究中問卷的驗證性因子分析結果如圖1 所示，各題項在因子上的負荷較高，而在誤差上的負荷較低，說明每個題項對相應潛變量的解釋率較大而誤差較小。結合前面表6 的驗證性因子分析，這說明問卷數據擬合度較好，問卷具有較好的建構效度。

圖1 五因子驗證性分析模型

（3）效標相關效度介紹。效標關聯效度是衡量效度的主要指標。如果一個事件有其他客觀標準，該標準稱可被稱為效標，可以拿效度調查結果與該效標作相關分析來確定效標關聯效度大小，相關性高則意味著效度調查結果效度好。效標關聯效度分為預測效度和同時效度，同時效度需要你找一個成熟或權威的問卷（效標）和你的問卷進行相關分析，相關度高，就可以判斷你的問卷具有較高的同時效度；預測效度保留調查結果一段時間后，與同一對象的調查結果進行相關分析，如果相關度高，則預測效度就高。例如，招聘需要對應聘者進行能力測試，可以等試用一段時間后，以其實際工作業績作為效標，如果當初的能力檢測很好地預測了這個人后來的工作能力，就說明這項能力測驗的預測效度很高［34］。我們首先分析同時效度，采用Kuratko［32］提出的內部創業環境測量問卷，它測量對象選取的是企業高層的原因在于他們了解企業創業環境。本文開發的企業創新創業環境問卷的調查對象是企業普通員工，問卷填寫的前提是他們熟悉企業創新創業環境，因此，調查對象的差異性對本文研究影響不大。按照本文研究的調查對象也進行了調整，問卷發放對象是企業普通員工（本研究的α系數是0.82，大于0.7 的標準），作為檢驗企業創新創業環境的同時效度。表8的相關矩陣表明，企業創新創業環境各維度與創業環境都有中等程度的顯著相關，這說明本問卷的同時效度是較好的。對于預測效度的測量，對正式施測中的213 個樣本進行了跟蹤調查，在對正式施測的調查結果保留1 個月以后，重新對這213 個樣本數進行了再次問卷調查，重新得到一套調查數據，通過相關分析，得到相關矩陣結果（表9）。結果發現，兩次測量結果具有較高的相關性，相關系數最低是0.51（p＜0.05），最高達到0.61（p＜0.01），表明企業內部創新創業環境測量問卷具有較高的預測效度。

表8 企業內部創新創業環境各維度與創業環境的相關矩陣

表9 企業內部創新創業環境各維度兩次測量的相關矩陣

三、企業內部創新創業環境的效用研究

有研究表明，感知到的創業環境對公司內創業行為具有影響［1］，吳建祖和李英博［35］實證研究發現企業內創業環境感知對中層管理者的內創業行為具有積極的作用。大量實證研究表明，心理授權是企業環境影響員工態度和行為的一個重要中介變量，對預測員工行為具有較高的準確性［36］。因此，本文基于環境-認知-行為的理論框架，把心理授權作為企業內部創新創業環境影響員工內創新創業行為的一個重要中介變量。

（一）研究假設

Harun［37］認為高校的創業環境會顯著正向影響學生的創業行為。Dickson 等［38］發現創業環境會積極影響創業行為。國內學者吳建祖和李英博［35］實證研究也發現企業創業環境感知對中層管理者的內創業行為有著顯著的正向影響。結合本文研究，我們認為有著良好的企業內部創新創業環境支持，企業員工的內創新創業動機會更強烈，更容易產生內創新創業行為。因此，提出以下假設：

企業內部創新創業環境管理支持維度對員工的內部創新創業行為具有正向作用（H1a）；

企業內部創新創業環境資源支持維度對員工的內部創新創業行為具有正向作用（H1b）；

企業內部創新創業環境報酬支持維度對員工的內部創新創業行為具有正向作用（H1c）；

企業內部創新創業環境組織文化維度對員工的內部創新創業行為具有正向作用（H1d）；

企業內部創新創業環境組織結構維度對員工的內部創新創業行為具有正向作用（H1e）。

心理授權是個體感知到的工作意義、自我效能以及自主性等體驗的統一體［39］。心理授權很容易受到組織環境因素的影響，如組織氣氛、組織文化和組織支持等［40］。Thomas 和Velthouse［39］提出組織環境特點會顯著影響心理授權，Spreitzer 和Grethchen［41］發現社會政治支持和組織參與氣氛與心理授權顯著正相關。Seibert 等［42］發現組織層面的授權氣氛有助于積極提升員工的心理授權水平，謝禮珊和楊瑩［43］實證研究發現企業文化決定了員工是否能夠感知到心理授權。因此，本研究認為員工對企業內部創新創業環境的感知對員工的心理授權具有一定的影響。具體而言，心理授權反映了員工對于工作支持的感知程度，體現了員工對于資源可獲得性的認知［44］。根據資源保存理論，個體主要通過與周邊的環境要素進行互動而獲得或損失心理資源［45］。當員工獲得的管理支持和資源支持越多時，他就更有可能獲得工作順利完成的各種資源［46］，員工在心理上認為組織對他是信任的，更加感受到工作的意義，愿意積極主動工作。這表明領導對員工的管理支持和資源支持越大，員工的心理授權水平就越高，企業內部創新創業環境的管理支持和資源支持維度對員工的心理授權具有積極影響。報酬支持主要指因工作付出所得到了各種貨幣和非貨幣的回報力度，報酬支持越高，員工的報酬滿意度就越高，就會更加努力地工作［47］，可見報酬支持增加了員工的心理資本。因此，我們推斷報酬支持維度對員工心理授權也具有正面影響。謝禮珊和楊瑩［43］認為企業文化才能夠讓員工真正感受到是否心理授權，這種觀點也得到了美國學者Fisher［48］的支持，他們認為心理授權需要企業文化作為支撐，否則心理授權就會失敗。因此，本研究推測組織文化維度正向影響員工的心理授權。Spreitzer 和Grethchen［41］實證研究證明主管控制幅度與員工心理授權顯著正相關，主管管理幅度體現了組織的橫向結構，管理層次體現了組織結構的縱向結構。管理層次越多，表明企業等級森嚴，是典型的金字塔式結構，不利于員工自主性和主動性的發揮，會讓員工損失心理資源。因此，本研究推測組織結構維度對員工的心理授權沒有影響。

過去的大部分研究表明，心理授權對員工的態度和行為具有一定的影響［39］。心理授權是員工感知到的工作意義、自主性、勝任力和影響力的混合體［39］。工作的意義有助于鼓舞員工甘于奉獻［49］，增強員工積極參與創新創業活動的意愿；員工自主性越強，他們的自我效能感就越高［50］，就越愿意為實現目標而努力［51］。因此，員工的自主性越高，就越能促進創業行為的產生。工作影響力意味著在工作中或決策中對其他同仁的影響，工作的影響力越強，意味著員工的地位和價值就越高，就會提升員工對企業的忠誠度和認同感［52］，愿意為組織作出犧牲和奉獻，組織是基于利益關聯的，提高了員工創新創業活動的意愿和行為發生。有研究表明勝任力是影響創業活動的重要因素［53］。因此，提出以下假設：

心理授權在企業內部創新創業環境感知管理支持維度對員工的內部創新創業行為影響關系中具有中介作用（H2a）；

心理授權在企業內部創新創業環境感知資源支持維度對員工的內部創新創業行為影響關系中具有中介作用（H2b）；

心理授權在企業內部創新創業環境感知報酬支持維度對員工的內部創新創業行為影響關系中具有中介作用（H2c）；

心理授權在企業內部創新創業環境感知組織文化維度對員工的內部創新創業行為影響關系中具有中介作用（H2d）；

心理授權在企業內部創新創業環境感知組織結構維度對員工的內部創新創業行為影響關系中具有中介作用（H2e）。

研究框架如圖2 所示。

圖2 研究框架

（二）樣本概況和量表選擇

本次研究所使用的樣本與前文第二大節第一小節使用的數據相同，人口學變量相同。以往研究表明，教育程度、工作經驗、性別與創業行為正相關［54］，本研究選取這些作為控制變量。因此，我們取這些變量為控制變量。除了企業內部創新創業環境以外，其他量表均為成熟量表。在本次測量中，企業內部創新創業環境的內部一致性信度為0.82。心理授權測量采用Spreitzer 和Grethchen［44］所使用的心理授權量表，共12 個題項，代表性題目有“我有較大自主權去決定如何完成工作”等，使用李克特7 分量表形式，該量表的內部一致性信度為0.79。員工內創新創業行為測量采用Jong 等［55］研究使用的量表，該量表分為3 個維度：創新、冒險和主動性。抽取其中的創新維度，共計3 個題項，代表題項是“這個員工能夠產生創造性想法”和“這個員工搜尋新的技術或新產品創意”等，使用李克特5 分量表形式，該量表的內部一致性信度為0.84。

（三）數據分析與結果

由于企業內部創新創業環境感知變量需要由個體層聚合到組織層，通過分析發現Rwg值處在0.73～0.82 之間，大于0.70，說明組內一致性達到要求。而ICC（1）的值為0.07～0.13，滿足了0～0.5 的范圍要求［56］。ICC（2）的值介于0.78～0.82，大于0.70，表明調查問卷數據在組間穩定性和差異性方面達到了要求。

1.驗證性因子分析

通過驗證性因子分析驗證3 個變量的區分效度，發現三因子模型與數據擬合最好，χ2/df=2.56，RMSEA=0.063，CFI=0.91，TLI=0.92，說明企業內部創新創業環境感知、心理授權和內創新創業行為確實是3 個不同的變量。

2.共同方法偏差檢驗

在本研究中，各個量表均由員工來填寫，存在共同方法偏差。使用Harman 單因子檢驗法和控制非可測潛在方法因子法檢驗共同方法偏差。Harman 單因子檢驗結果顯示，第一個因子解釋的變異量為31.42%，未占到總變異量（68.12%）的一半［57］。控制非可測潛在方法因子的檢驗結果也顯示，控制前后模型的擬合指數CFI、TLI、RMSEA的變化值均在0.020 以下，說明控制后模型并不顯著優于控制前模型［58］。從上述兩種方法檢驗結果可以判定，本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題。

3.相關性分析

由表10 可知，企業內部創新創業環境感知、員工心理授權和員工內創新創業行為之間顯著正相關，初步驗證了假設。各變量之間的因果關系有待后續驗證。

表10 各主要變量的均值、標準差和變量間相關系數

4.假設檢驗

我們通過多層線性模型來分析企業內部創新創業環境感知對員工內創新創業行為的跨層影響。根據Hofmann 和Gavin［59］的提議，對第一層和第二層的變量進行總中心化處理。我們進行了以員工內創新創業行為為因變量的零模型檢驗，檢查員工內創新創業行為的組內方差和組間方差分別為0.44 和0.52，組間方差占總方差的52.45%，而且員工的內創新創業行為存在顯著的組間變異，可以開展以下的多層線性分析。HLM 軟件運行結果見表11。在M5 中，控制了員工性別、學歷和工作經驗后，企業內部創新創業環境感知各維度對員工內創新創業行為都具有顯著的積極影響，H1a～H1e 得到了積極的支持。在M6 中，當心理授權進入方程后，企業內部創新創業環境感知各維度對員工內創新創業行為的影響都變得不顯著，表明心理授權完全中介了企業內部創新創業環境感知各維度對員工內創新創業行為的影響，H2a～H2e 都得到了證實。

表11 多層線性模型分析結果

（四）結論與意義

1.理論意義

本研究從創新角度分析了促起企業員工在企業內部創新型創業的關鍵因素——創新創業環境的結構組成，在訪談和預試的基礎上，通過對問卷數據的探索性因子分析和驗證性因子分析，結果表明，企業內部創新創業環境的五因子模型包括管理支持、資源支持、報酬支持、組織文化和組織結構，這也是本文研究的一個理論貢獻，現有研究沒有關于企業內部創新型創業環境的普適概念。本文在已有研究成果的基礎上，對中國背景下的企業內部創新型創業的環境進行了概念界定，明確了其內涵，豐富了現有關于企業創業環境的文獻。開發了具有較高信度和效度的測量量表，為后續研究提供了結構明了的測量手段。基于環境-認知-行為的理論框架，構建了企業內部創新創業環境感知-心理授權-員工內創新創業行為模型，通過提供中國情境下的經驗數據，揭示了企業內部創新創業環境感知對員工內創新創業行為的作用機制，擴寬了理論的適用范圍，并對現有研究中關于“創業環境能夠影響員工創業行為”等定性結論提供了定量支持。

2.管理啟示

為了提高員工的內創新創業行為，企業應該“多管齊下”，本研究的管理啟示在于：孵化和培養支持企業員工內部創新型創業的組織環境，包括建立支持員工內創新型創業行為的管理制度，構建良好的有利于員工創新型創業行為的組織架構，為員工創新型創業提供有挑戰性的薪酬，為員工內創新型創業行為提供技術和資源支持，這些支持可以增加員工對內部創新型創業成功的信心，從而促進員工內創新型創業的行為。

（五）研究不足與未來展望

本研究也存在一些不足和缺陷。首先，本文采用的是橫截面數據，不能嚴格檢驗變量之間的因果關系，建議今后可開展分時間點測量或者縱向追蹤研究以彌補研究使用橫截面數據的固有缺陷。其次，本研究由于受資源所限，只調查了廣東和杭州等地的數據，缺乏其他地方企業的數據，難以控制地域和文化等因素的影響，今后研究應充分考慮上述因素，擴大樣本數量，采用更為嚴謹的設計以避免以上問題的發生。最后，盡管本文通過實證構建了企業內創新創業環境的測量量表，但量表的信度和效度仍需要未來研究進一步檢驗。