不確定環境下創業型領導如何提升組織創新績效

林 芹，易凌峰

(華東師范大學 經濟與管理學部工商管理學院，上海 200062)

0 引言

高度不確定環境對企業適應能力提出一定要求。面對動態復雜的市場，企業需要發掘創業機會，主動變革創新，從而構建競爭優勢并創造戰略價值。而創業型領導正是識別與開發創業機會以適應不確定環境的有效領導力[1]。通過創建愿景、發揮創業能力獲得追隨者認同和參與，引導其識別和利用機會，將創業機會轉化為價值創造，最終實現組織目標[2,3]。創業型領導有助于企業變革創新，保持核心競爭力并實現可持續發展，尤其在不確定環境下，利用創業型領導推動組織創新、提升創新績效對于企業生存和發展極為重要，因此有必要深入探究創業型領導如何影響組織創新績效這一現實問題。

創業型領導對組織創新績效的影響可能始于該領導力對組織行動的改善。在不確定環境下，環境動蕩導致企業決策環境更為復雜、模糊化。根據效果推理理論，以行動或手段而非目標為導向更有利于企業在不確定環境下生存和發展[4]，即在動蕩的市場環境下，目標導向戰略遠不及迅速決策以創造性利用機會的組織戰略行動對績效的影響大。Crossan等[5]將上述戰略行動詮釋為“組織即興”，是指組織即時響應環境變化的一種行動，其兩個主要特征——立即反應與意圖創造對組織創新績效產生重要影響。創業型領導的本質是引導組織應對動態復雜環境，強化組織即興活動，從而實現組織變革創新。因此，組織即興可能是創業型領導提高組織創新績效的重要傳導路徑。本研究試圖探討創業型領導如何通過組織即興這一中介機制影響組織創新績效。

此外，領導本身是一個復雜過程，情境因素會影響領導效能發揮，因此研究創業型領導對組織創新績效的影響還需考慮邊界條件。如前所述，創業型領導與組織即興行動能夠有效應對不確定環境，環境動態性是組織開展即興活動的催化劑，也是組織變革創新的重要因素和先決條件。全球經濟與技術環境變幻多端，固守原有戰略目標和經營模式將成為企業發展桎梏，根據環境變化進行調整才能維持企業競爭力[6]。據此，環境動態性可能在一定程度上影響創業型領導、組織即興與組織創新績效的關系。本研究嘗試厘清三者關系的調節機制，考察環境動態性是否調節創業型領導對組織即興的直接作用以及對組織創新績效的間接影響。

綜上所述，本研究以戰略創業理論與效果推理理論為基礎，探索不確定環境下創業型領導對組織創新績效的作用機制及邊界條件，解析創業型領導如何在動態復雜環境下推動組織即興活動進而提升創新績效，以及環境動態性對該過程的影響，從而有助于拓展和深化創業型領導效能研究。同時，為企業在不確定環境和創新創業背景下發揮創業型領導有效性、開展即興的適應性創新提供依據。

1 理論與假設

1.1 創業型領導與組織創新績效

戰略創業理論認為，創業型領導是創造財富的關鍵驅動因素，創業型領導能有效整合與杠桿化利用資源，通過戰略性的資源管理強化機會搜索和優勢追尋行為，實施創造性應用與創新性開發活動。創新是組織為把握機會而采取行動或作出反應的過程，以此構建組織競爭優勢，為組織創造價值并獲得高績效[7]。創業型領導具備構建挑戰、吸收不確定性、厘清路徑、建立承諾和闡明約束五大能力特質[3]，并通過上述5種方式對組織創新績效產生影響。

具體為：①構建挑戰。創業型領導以戰略性創業為導向，建立較高績效期望，鼓勵組織成員識別和開發創業機會，通過創新，將機會轉化為組織價值[8]。目標設定理論認為，目標任務難度在一定程度上與績效表現正相關[9]，創業型領導通過構建挑戰性目標促使成員共同創新，從而提高組織創新績效；②吸收不確定性。創業型領導為組織創建美好發展愿景，能夠感召組織成員認同和追隨，同時注重預測市場變化趨勢并及時洞察先機，為組織變革創新與機會開發奠定重要基礎[3]。此外，創業型領導的風險承擔精神激勵員工在不確定環境中勇于嘗試和創新，通過充分授權、營造創新氛圍，調動員工創新積極性并樹立信心，激發個體創新行為[10]，由此增強組織創新能力、改善創新績效；③厘清路徑。創業型領導通過與外部關系主體溝通，消除影響企業發展的潛在阻力，獲得關鍵性知識信息與重要資源支持[3]。同時，通過闡明組織戰略方向與發展路線，使員工明確目標實現路徑，賦予個體清晰的工作動機和意義[11]，激發員工主觀能動性，促使其積極變革創新以及實現自我價值；④建立承諾。創業型領導通過設置激勵性共同目標，引導員工進行團隊合作以獲得持續的績效改善[12]。由于個體會有意識或無意識地受到他人情緒狀態、行為態度的感染，且這種情緒體驗具有溢出效應，會有效影響個體態度與行為[13]，因此創業型領導強烈的創新創業熱情能夠在組織中蔓延并調動員工積極情感，激發個體內在動機，促使其從事挑戰性工作以及變革創新；⑤闡明約束。創業型領導善于分析影響組織成長的資源限制和能力桎梏，通過有機整合人力、物力資源，進行資源的高效利用和優化重組，以創造新價值[14]。此外，創業型領導鼓勵員工挑戰現狀、創造性解決問題，這有助于增強員工創造力進而提升組織創新能力[15]。基于以上論述，本研究提出研究假設。

H1：創業型領導對組織創新績效具有正向影響。

1.2 組織即興的中介作用

組織即興是指組織自發性、創造性地以新方式，及時迅速地應對突發事項的行為活動[5]。創業型領導追求持續創新，通過愿景激勵與角色示范，促使組織成員調動個人自主性[16]，激發即興創造動機和創新靈感，強化組織即興活動。在動態競爭環境中，創業型領導還會營造勇于冒險、創新進取的組織氛圍，支持和包容員工的即興創新行為，承擔相應風險，以創造性開發機會和解決問題，從而推動組織變革創新。此外，創業型領導善于分析市場變化與預測發展趨勢，通過洞察環境、順應趨勢和開展活動及時把握機遇[3]，這也為組織即興活動創造了一定條件。因此，創業型領導有助于引發和強化組織即興。

根據效果推理理論，在不確定環境中以快速決策行動為導向的組織即興活動對利用創造性機會和實現績效轉化的影響較突出[4]。組織即興具有立即反應與意圖創造兩大重要特征[17]，二者能夠影響組織創新績效。具體而言，立即反應可以加快組織在動蕩經濟環境中應對危機和挑戰的反應速度[18]，針對市場變化快速制定或調整策略，及時緩解市場沖擊并抓住機遇提高新產品、新技術開發效率，進而提升組織創新績效。此外，意圖創造能夠促使組織有目的地開展創新活動。在創新意圖的指引下，組織可以有效整合、利用資源，以此推動組織創新過程并實現創新目標[19]。換言之，組織即興幫助組織增強外界響應能力，進行有目的的創新，開發新產品或服務、新技術流程或商業模式，促進組織創新績效提升。因此，組織即興對于提高組織創新績效具有重要作用。

基于以上分析，本研究認為在不確定環境中，創業型領導通過強化組織即興活動實現組織創新績效改善。創業型領導的創業導向和創新精神在較大程度上激發了組織成員的創新智力與積極性，接納個體創新構想并承擔即興創新的失敗風險，促使組織成員敢于迎接即時挑戰和應對突發狀況，強化創新自我效能感，充分調動自主性和即興潛力[20,21]。因此，創業型領導能有效促進組織即興，同時，在組織創新過程中發揮重要作用，除增強組織反應能力外，引導組織有意識地進行創新，從而提高創新效率和質量，最終產生可觀的組織創新績效。總而言之，創業型領導通過推動組織即興進而提升組織創新績效，由此得出研究假設。

H2：組織即興在創業型領導與組織創新績效之間具有中介作用。

1.3 環境動態性的調節作用

環境動態性是指組織外部環境各要素如消費者偏好、產品或服務技術以及競爭模式等的變化程度與不可預見性[22]。環境動態性會加劇環境要素關系復雜度，導致不確定結果[23,24]。本研究認為，不同的環境動態程度將造成組織領導能力、行為活動與發展狀況存在差異，即環境動態性影響創業型領導對組織即興活動的有效性，最終對組織創新績效產生影響。

創業型領導具備動態適應高度不確定環境的能力以及挑戰極限、突破創新的魄力，能夠敏銳洞察環境發展態勢，準確分析市場趨勢，根據外部環境變化轉變經營策略、變革組織模式、創新組織產品、技術和服務[12]。尤其是當環境動態性較高時，創業型領導能夠及時捕捉外界變化，即時采取管理措施、快速靈活地應對組織發展中的各種危機和挑戰，提高組織即興能力和戰略柔性。相反，在相對穩定的環境中，組織外部環境的不確定性和動蕩性較低，領導者將減少為應對動態環境的變革行為，通常引導組織延續原有經營模式以實現既定組織目標[25]，相應地，組織變革實踐和即興創新表現不明顯，因此該環境導致創業型領導對組織即興的實施力減弱。由此可見，高動態環境促使組織有效發揮創新價值[6]，且創業型領導對組織即興的促進作用較突出。因此，作為一個重要邊界條件，環境動態性會影響創業型領導與組織即興關系。基于此，本研究提出研究假設。

H3：環境動態性在創業型領導與組織即興關系中具有正向調節作用，環境動態性越高，創業型領導對組織即興的積極影響越強。

結合組織即興的中介作用以及環境動態性的調節效應，本研究進一步認為環境動態性除影響創業型領導對組織即興的發揮外，還影響組織即興在創業型領導與組織創新績效之間的中介作用，即組織即興的中介效應在一定程度上取決于環境動態性。環境動態性是組織即興與變革創新的催化劑，若創業型領導能力得到有效發揮，將會極大激發組織即興潛力與創新活力并提高創新績效[26]。由于環境動態性有助于強化組織即興活動效用，因此高動態環境有利于創業型領導通過組織即興提升組織創新績效，據此提出研究假設。

H4：環境動態性正向調節組織即興在創業型領導與組織創新績效間的中介作用，表現為被調節的中介作用。具體地，環境動態性越高，創業型領導通過組織即興對組織創新績效的間接影響越強。

綜上所述，構建理論模型，如圖1所示。

圖1 理論模型

2 研究設計

2.1 樣本選擇與研究方法

本研究采用問卷調查方法進行數據收集，具體包括實地調研與網絡途徑發放問卷，樣本數據來源于中國長三角地區高科技企業，調查對象為企業高層管理者及員工。為避免變量名稱對被試人員造成心理暗示，將問卷變量名稱進行隱蔽式處理。同時，為提高問卷調查質量，在調研之前向被試者說明本次調查的學術目的與問卷填答的注意事項，并向其確保問卷的匿名性、保密性以及調研結果僅用于學術研究而非商業用途，以此減少問卷填答者顧慮。此外，為降低共同方法偏差的影響，采取多來源配對與分階段調查相結合的方式收集不同企業高管、員工的匹配問卷數據。其中，第一階段由員工報告個人基本信息以及測評企業高層創業型領導力，第二階段由高管報告個人背景和企業信息，并對組織即興、環境動態性與組織創新績效作出評價，兩個階段間隔2個月。本研究共發放412份嵌套問卷，剔除內容不完整、邏輯矛盾和無法匹配等存在質量問題的問卷，最終獲得有效嵌套問卷356份，有效回收率為86.41%。在企業高管樣本中，56.90%為男性，平均年齡為37.69歲，51.72%的人獲得碩士及以上學歷；在企業員工樣本中，55.10%為男性，平均年齡為26.77歲，96.07%的人獲得本科及以上學歷。

2.2 變量測量

本研究利用國內外廣泛應用的成熟量表對變量進行測量，并且通過Likert 5點法進行計分。

(1)創業型領導。采用Huang等[12]基于Gupta等[3]改編的量表，包含5個維度、26個題項：①構建挑戰，如“企業領導傾向于設定高績效標準”；②吸收不確定性，如“企業領導主動承擔風險以降低員工對工作不確定性的擔憂”；③厘清路徑，如“企業領導擅長人際關系”；④建立承諾，如“企業領導在工作中展現和傳遞出強烈的積極情緒”；⑤闡明約束，如“企業領導鼓勵員工進行自我思考并勇于挑戰一成不變的事情”。該量表的Cronbach′s α值為0.922。

(2)組織創新績效。采用Jiménez-Jiménez & Sanz-Valle[27]的量表，將組織創新績效與行業競爭對手比較，包含3個維度、9個題項：①產品創新績效，如“企業推出新產品/服務的數量”；②流程創新績效，如“企業在組織流程上的變革程度”；③管理創新績效，如“企業組織管理系統的新穎性”。該量表的Cronbach′s α值為0.871。

(3)組織即興。借鑒Vera & Crossan[28]的量表，包含2個維度、7個題項：①即時性，如“企業當場處理意外事件”；②創造性，如“企業嘗試新方法解決問題”。該量表的Cronbach′s α值為0.763。

(4)環境動態性。借鑒Dess & Beard[29]，Indrawati等[30]的量表，最終獲得5個題項，如“企業必須經常轉變營銷方式”，“企業難以預測消費者需求偏好和消費傾向”。該量表的Cronbach′s α值為0.858。

(5)控制變量。以往的領導效能研究通常對領導性別、年齡、學歷以及企業規模等變量進行控制，本研究認為這些變量同樣會對組織即興與組織創新績效造成一定影響，因此將其作為控制變量以降低對研究結果的影響，從而更加準確地反映核心變量關系。

3 分析與結果

3.1 同源方差檢驗與區分效度分析

為了減少共同方法偏差，本研究采用不同被試來源，在問卷編制、發放過程中采取匿名方式，并在變量測量中設置反向題目以削弱同源變異的影響。同時，運用Harman單因子法對共同方法偏差問題進行檢驗。具體地，通過SPSS軟件對樣本數據進行因子分析，根據未旋轉主成份方法提取一個因子。結果表明，該因子僅解釋總變異量的21.354%，解釋度未達到半數變異量[31]，由此可認為本研究數據不存在嚴重的共同方法偏差問題。

為檢驗創業型領導、組織即興、組織創新績效、環境動態性4個變量間的區分效度，應用Mplus軟件，分別構建四因子、三因子、二因子和單因子模型，對數據進行驗證性因子分析，結果如表1所示。其中，四因子模型的各項擬合指標(χ2/df=2.264, RMSEA=0.071, SRMR=0.052, CFI=0.955, TLI=0.944)均優于其它因子模型，即其擬合效果最佳，進一步說明本研究的共同方法偏差問題不明顯，同時表明上述四個變量之間具有較高的區分效度。

3.2 描述性統計與相關性分析

為初步明確變量關系，本研究對變量進行描述性統計和相關性分析，結果見表2。從該表可以看出：創業型領導與組織即興(r=0.418,p<0.01)、組織創新績效(r=0.323,p<0.01)顯著正相關；組織即興與組織創新績效之間也存在顯著的正向關系(r=0.430,p<0.01)；環境動態性與創業型領導(r=0.294,p<0.01)、組織即興(r=0.365,p<0.01)、組織創新績效(r=0.261, p<0.01)均為正相關。

3.3 假設檢驗

3.3.1 主效應檢驗

本研究通過SPSS層次回歸分析檢驗理論模型及假設關系。表3報告了創業型領導影響組織創新績效的主效應、中介效應和調節效應的層次回歸結果。其中，模型M1、M2、M3和M4以組織即興為被解釋變量，模型M5、M6、M7和M8以組織創新績效為被解釋變量。由M5和M6可知，在控制領導性別、年齡、學歷和企業規模后，創業型領導對組織創新績效具有顯著的積極影響(β=0.338, p<0.01)。因此，假設H1得到支持。

表1 驗證性因子分析結果

3.3.2 中介效應檢驗

本研究根據Baron & Kenny[32]提出的方法檢驗組織即興在創業型領導與組織創新績效之間的中介效應。從表3的層次回歸結果可知，創業型領導對組織創新績效產生顯著正向影響，滿足中介作用存在的第一個條件；通過模型M5和M7的回歸分析發現，在控制變量的基礎上，組織即興對組織創新績效的正向影響顯著(β=0.278,p<0.01)；模型M2在M1的基礎上引入創業型領導變量，結果發現，創業型領導對組織即興具有顯著的正向作用(β=0.593,p<0.001)，符合中介作用存在的第二個條件；模型M8同時引入創業型領導與組織即興兩個變量，二者對組織創新績效存在正向影響，創業型領導(β=0.216,p<0.05)與組織即興(β=0.250,p<0.01)的回歸系數均顯著，比較模型M6和M8可發現，引入組織即興變量后，創業型領導對組織創新績效的作用系數顯著減小。綜合以上分析并根據中介作用存在的第三個條件可知，組織即興在創業型領導與組織創新績效之間具有部分中介作用，假設H2成立。

表2 變量描述性統計結果與相關矩陣

表3 層次回歸結果

在此基礎上，利用Mplus 的bootstrap方法和路徑分析，進一步探究組織即興的中介效應。中介模型的路徑關系如圖2所示，可以發現，各路徑系數均顯著，并且運行5 000次 bootstrap的結果顯示，組織即興的間接效應估計值為0.148，95%的置信區間為[0.019, 0.288]，說明組織即興的中介效應顯著，假設H2再次得到驗證。

圖2 組織即興的中介效應

3.3.3 調節效應檢驗

為考察環境動態性在創業型領導與組織即興之間的調節效應，本研究根據Aiken 等[33]的方法對相關變量進行層次回歸，結果見表3。模型M3在M2包含創業型領導變量的基礎上加入環境動態性調節變量，根據回歸結果可知，創業型領導(β=0.472, p<0.01)與環境動態性(β=0.253, p<0.01)均對組織即興具有顯著正向作用。為分析創業型領導與環境動態性的交互作用，對二者變量進行中心化處理并構建交互項以降低回歸模型M4中變量間的多重共線性。模型M4在M3的基礎上增加一個交互項，創業型領導(β=0.307, p<0.01)與環境動態性(β=0.396, p<0.01)仍對組織即興產生顯著的積極影響，并且創業型領導與環境動態性交互項的回歸系數顯著(β=0.146, p<0.05)，即二者對組織即興的交互作用顯著為正。因此，環境動態性正向調節創業型領導對組織即興的積極影響，假設H3成立。

此外，本研究將環境動態性按變量均值加減一個標準差分為高、低兩組，通過簡單斜率分析直觀體現環境動態性對創業型領導與組織即興關系的調節效應，如圖3所示。從該圖可以看出，高環境動態性下的簡單斜率值(β =0.449)明顯大于低環境動態性下的簡單斜率值(β=0.165)。換言之，相較于低環境動態性，高環境動態性更有助于強化創業型領導對組織即興的積極作用，假設H3進一步得到驗證。

為檢驗環境動態性對組織即興中介效應的調節作用，本研究根據Edwards等[34]的觀點，運用Mplus bootstrap方法對被調節的中介效應進行分析，結果如表4所示。創業型領導通過組織即興對組織創新績效的間接效應在高環境動態性(β=0.236, 95% CI=[0.058, 0.339])與低環境動態性(β=0.127, 95% CI=[0.034, 0.276])條件下均顯著，但前者的效應值大于后者，且二者的間接效應存在顯著差異(β=0.109, 95% CI=[0.018, 0.242])。因此，環境動態性越高，組織即興在創業型領導與組織創新績效之間的中介效應越顯著，假設H4獲得支持。

圖3 環境動態性的調節效應

表4 被調節的中介效應分析結果

4 結論與討論

4.1 研究結論

本研究以具有創造力的高科技企業為調查對象，探討不確定環境下創業型領導如何提高組織創新績效，重點考察組織即興的中介作用與環境動態性的調節作用。通過對長三角地區高科技企業高管和員工問卷數據的統計分析，研究發現：①創業型領導對組織創新績效產生正向影響，即創業型領導能夠有效提升組織創新績效；②組織即興在創業型領導與組織創新績效的關系中具有部分中介作用，創業型領導可以通過組織即興，加強組織對外界環境不確定性、多變性的快速響應進而提高組織創新績效；③環境動態性正向調節創業型領導與組織即興的關系，環境動態性越高，創業型領導對組織即興的強化作用越大；④環境動態性正向調節組織即興在創業型領導與組織創新績效之間的中介效應，環境動態性越高，創業型領導通過組織即興對組織創新績效的積極影響也越強。

4.2 理論意義

首先，本研究基于不確定環境和創新創業背景探究創業型領導對組織創新績效的影響機制，有助于深化創業型領導效能研究。此外，以往研究通常以新創企業或創業組織為對象考察創業型領導有效性，研究結論存在一定局限性。鑒于創業型領導適用于任何需要變革創新的組織[8]，本研究聚焦有明顯創造力和創新性的高科技企業，以此擴展創業型領導企業研究樣本，獲得更加普適的創業型領導效能研究結果。

其次，本研究為組織層面的創業型領導效能研究提供了新理論視角。以往研究主要關注創業型領導效能的心理認知機制，多數將心理授權、心理安全、創新自我效能、組織承諾等作為中介變量，分析創業型領導在個體、團隊或組織層面的效能[20,35,36]。本研究則關注組織活動過程，根據效果推理理論，從組織行為活動角度提出創業型領導影響組織創新績效的中介機制——組織即興，有助于豐富組織層面創業型領導效能研究的理論基礎。

最后，本研究從外部環境因素視角發掘創業型領導、組織即興與組織創新績效關系的邊界條件。現有創業型領導效能研究鮮少探討創業型領導對組織即興的影響問題，對二者作用機制和邊界條件的關注更少。本研究引入環境動態性作為調節變量，不僅考察其對創業型領導與組織即興關系的影響，還分析創業型領導與環境動態性的交互作用如何通過組織即興影響組織創新績效，從而通過理論模型詮釋組織創新的內部和外部驅動機制。相比于單一中介或調節模型，本研究的被調節中介模型具有更好解釋力，能夠揭示組織即興在創業型領導與組織創新績效之間發揮中介作用的邊界條件，進一步深化相關研究變量關系。

4.3 實踐啟示

第一，企業需要升級領導力，充分發揮創業型領導有效性，以在不確定環境下積極變革創新、構建競爭優勢并實現可持續發展。企業高層管理者除了通過構建美好愿景和設置挑戰性目標感召、動員組織成員，獲得其認同及追隨，還要具備風險承擔精神，促使員工勇于嘗試和創新，并且能在不確定環境中審時度勢、順勢而為，即利用敏銳的洞察力和準確的預測分析能力把握市場新機遇，通過建構關系網絡獲取最新信息和資源，將機會轉化為組織價值，從而改善組織創新績效。

第二，企業高層管理者有必要引導組織成員加大組織即興活動，促進組織對外界變化作出快速調整和反應。組織即興是企業應對高度不確定環境和進行有效危機管理的重要途徑，企業高管作為組織與員工間的紐帶，應當利用這種領導力獲得員工支持和信任，合理授權員工以調動個體工作積極性，激發員工智力或靈感，進而促使個體主動變革和即興創新，從而推動組織創新并轉化為可觀績效。

第三，企業高層管理者應密切關注外部動態變化，以在不確定環境下充分調動組織即興創新積極性。在創新創業和知識經濟背景下，企業面臨的市場競爭日趨激烈，為了應對瞬息萬變的技術發展，企業高管需要迅速決策與行動，充分發揮組織即興能力，及時調整和轉變策略，引導組織成員發揮主觀能動性與開展創新活動，以應對挑戰、把握機遇，最終實現組織創新能力和績效提升。

4.4 不足與展望

本研究通過實證分析得出不確定環境下創業型領導對組織創新發展的理論意義和實踐價值，但仍存在一定局限。具體地，本研究將組織即興視為創業型領導影響組織創新績效的重要中介，并證實了組織即興對二者關系的部分中介作用，這意味著在創業型領導與組織創新績效之間可能存在其它重要的中介變量，未來需要深入挖掘這些潛在中介機制，以更加全面地揭示創業型領導與組織創新績效的內在作用路徑。另外，本研究考察了組織外部環境動態性的調節效應，對于組織內部情境因素是否影響創業型領導、組織即興與組織創新績效關系還有待進一步探索。并且，領導效能具有跨文化差異性，未來有必要開發和采用創業型領導的本土化量表分析中國情境下的創業型領導問題。