建設性自戀型領導對員工內創業行為影響的跨層機制研究

張海濤，肖 嵐，張建軍

(1.湖北第二師范學院 管理學院，湖北 武漢 430205；2.江西農業大學 外國語學院，江西 南昌 330045；3.湖北科技學院 經濟與管理學院，湖北 咸寧 437100)

0 引言

隨著經濟全球化和市場競爭日趨激烈，公司創業已成為許多企業繁榮和發展的必由之路[1]，而員工內創業行為被認為是公司創業成功的關鍵[2]。如何激發員工內創業行為已經成為當前創業研究的一個重要課題[3]。員工內創業行為受到個體因素(如年齡、教育程度和自我效能感)的影響[4],以及所處組織環境尤其是內部環境(如管理層支持或組織支持)的影響[2,4]。Zahra[5]認為，組織內外部因素都會對管理人員的創造行為產生影響。領導作為影響員工內創業行為的重要組織因素之一[6]，通過激發員工內創業行為意愿，以及對創新思想和風險的容忍，促進員工內創業行為(Alpkan等,2010;Ahma等,2012;Sijde等,2013)。隨著中西方文化交流的增加，西方個人價值觀不斷滲入，國內具有自戀型人格的領導不斷增多[7]。從目前自戀型領導對員工影響的研究來看，一方面自戀型領導如何影響下屬行為的實證研究還相對較少(Owens等,2015)；另一方面，研究負面行為居多，例如，自戀型領導對員工偏差行為(丁志慧等，2018)和沉默行為(廖書迪等，2016)有積極影響，對員工積極行為的影響研究相對較少。因此，開展中國情境下自戀型領導效能研究是非常必要的[8]。盡管不少研究發現自戀型領導對下屬行為有影響，但從不同視角探索自戀型領導的影響機制仍然是相關研究領域的重點話題[9]。

以往研究從4個方面考察了自戀型領導效應的中介變量：對組織或工作團隊的感知，如團隊氛圍、組織氛圍和組織公平；員工對自我的認知和行為，如創新自我效能感、心理安全感、組織自尊、創新意愿、道義公平、心理授權和沉默行為；領導對自我的認知和行為，如建言建設性感知與領導沖突管理行為；領導和下屬的關系，如領導成員交換關系(LMX)。以往關于自戀型領導影響機制的研究并未涉及員工對自己能否實現創業目標的自我感知在其中的中介作用。Stockmann等[10]指出，提升員工對創業成功的信心也是自戀型領導的積極效果之一。創業自我效能感作為創業領域的重要研究變量，是個人對自己成功完成內創業任務和實現創業目標的主觀信心[11]，被認為是影響其內部創業行為的重要因素[12]。因此，創業自我效能感在建設性自戀型領導和員工內創業行為之間可以起到一定的中介作用。

如果建設性自戀型領導對下屬內創業行為有影響，那么這種影響是否在所有環境下成立？從領導有效性來看，自戀型領導不僅有積極作用，也存在消極作用，具體起什么作用在一定程度上取決于自戀程度和所處環境[7]，企業所處創業環境在轉型經濟背景下具有顯著不確定的特點，并且會影響創業者的創業行為(魏江等,2014)。本研究關注企業內創業環境的調節作用，試圖從環境特征角度探討建設性自戀型領導影響員工內創業行為的邊界條件。

綜上所述，本研究構建建設性自戀型領導通過影響員工創業自我效能感，進而作用于員工內創業行為的中介模型，并關注企業內創業環境在其中的權變影響，以識別其中的邊界條件，為管理實踐提供更加有針對性的意見。

1 理論基礎與研究假設

1.1 建設性自戀型領導與員工內創業行為

O′Reilly等(2014)在關于CEO的研究中指出，自戀型領導是這樣一些CEO，他們的自戀型人格特質行為能夠影響公司績效。廖建橋等[7]指出，自戀型領導就是行為受到自戀型人格影響的領導者。本研究結合O′Reilly、廖建橋等的觀點，認為自戀型領導就是表現出自戀型特征行為的領導者。對于自戀型領導的分類，有學者根據自戀型領導給組織帶來好或壞的結果，將其分為建設性自戀型領導和破壞性自戀型領導[13-14]。對于建設性自戀型領導的界定，Maccoby[13]指出，建設性自戀型領導是偉大的遠見者和創新者，通過激勵眾多下屬試圖改變未來；Rosenthal &Pittinsky[15]提出建設性自戀型領導是具有變革能力的CEO，愿意承擔風險，對未來有宏大的愿景，對權力、榮耀和財產有強烈的個人需求，具有說服他人的能力；Lubit[14]認為，建設性自戀型領導能夠承受每日的挫折和壓力甚至批評，具有足夠的自信心，不會因為他人成功的影響而自信下降，希望保持個人魅力的健康形象，有較強移情意識，喜歡真友誼和愿意激發他人的自信。綜上，本文將建設性自戀型領導界定為：這些領導者是偉大的愿景家，具有安全型自尊感特征，能夠在面對挫折、壓力和批評，甚至達不到理想目標、看到他人成功導致對自身失望的環境中生存，也不會有損自己作為重要的有價值個體的自信，有較強同情心，喜歡真正的友誼，尊重他人的權利，具有激發他人信心的才能。

從建設性自戀型領導測量來講，John基于Wink(1992)開發的包括任性、過度敏感和自主三維度量表，把自主維度(積極特質)作為建設性自戀型領導，任性和過度敏感(消極特質)作為破壞性領導測量內容[14,16]。自戀型領導的自主維度與變革型領導比較類似[17]，都是通過構建偉大的愿景，幫助下屬把個體目標和組織目標聯系起來，讓下屬充分體會到工作的意義和價值，增強下屬的使命感和歸屬感，提高員工對自身能力的信心，促進員工在自我概念和創造力方面的發展[13,18]。有研究表明，變革型領導對下屬內創業行為有積極影響[19]，員工內創業行為是員工為了提升企業應對外部環境變化的能力和開展新業務而實施的主動性創新行為[20]，是一種背離傳統的組織內部行為[21]。本研究把員工內創業行為定義為員工為了謀求組織和個人發展而在組織內部開展的主動性創新行為，例如成立于2007年的阿里媽媽，主要成員來自于阿里集團其它部門，其創業行為屬于阿里集團內創業行為。換而言之，建設性自戀型領導對下屬內創業行為有積極影響。員工受到建設性自戀型領導的影響而激發長遠發展需求，根據調節定向理論，個體在尋找目標的自我調節過程中，會根據不同需求表現出不同的自我調節定向，發展需求會帶來個體促進定向，個體行為自我調節以“趨利”為主，主要關注正面結果。Reizer[22]基于依戀視角發現，具有較高能力自信的安全依戀個體會更多地采用促進定向的自我調節手段。有研究表明，高促進定向者更有可能采取冒險接近策略，確保“擊中目標”而非“遺漏目標”[23]。在建設性自戀型領導的帶領下，下屬員工更偏向于采取促進定向的自我調節方式，喜歡冒險，展現出很強的創造性行為和水平[24-25]。因此，本文提出以下假設：

H1：建設性自戀型領導對員工內創業行為具有積極影響。

1.2 創業自我效能感的中介作用

Nancy &George[26]提出，創業自我效能感是創業者相信自己能夠勝任不同創業角色或成功完成各項任務的信念；吳建祖和李英博[11]指出，創業自我效能感是個人對自己成功完成內創業任務和實現創業目標的主觀信心。本研究在以上學者界定的基礎上，提出創業自我效能感是員工對自己能否實現創業目標的信念程度。自我效能感在外在的環境刺激與個體身心反應之間起著很重要的中介作用[27]。領導是組織情境的重要部分[28-29]，員工創業是作為個體的身心反應，因而，本文認為員工的創業自我效能感在建設性自戀型領導與員工內創業行為之間起著一定的中介功能。Redmond等[30]也認為，領導者行為會影響下屬的自我效能感，進而影響下屬的行為表現。具體而言，建設性自戀型領導關心下屬，為下屬構建偉大的愿景目標[31]。根據調節定向理論，下屬受到領導的影響，為了實現個人遠大目標，愿意冒險和創業，具有較強的創業信心，并在領導的“關照”下付諸內部創業活動。因此，提出以下假設：

H2：員工的創業自我效能在建設性自戀型領導與員工內創業行為之間起中介作用。

1.3 企業內創業環境的調節作用

企業內部情境能夠影響企業內創業者的行為規范(角色認知圖式)[32]，如李乾文和張玉利[33]實證研究發現改變企業內創業環境能夠影響組織內部創業行為。本研究采取Kuratko等[34]的定義，認為企業內創業環境是影響員工內創業行為的組織內部要素集合。根據其定義，企業內創業環境對員工內創業行為具有影響，Barringer等(1998)也實證發現，企業內部創業環境獎勵支持維度的合理使用，能夠提高員工從事創業有關活動的行為積極性(Barringer等,1998)。當企業內部創業環境較好時，意味著組織內部環境比較支持員工創業，如管理支持和資源支持等[11]，再加上領導的支持，內創業者更愿意冒險，從事創業活動的概率大幅度增加。因此，企業內創業環境強化建設性自戀型領導對下屬內創業行為的影響關系，反之亦然。故提出以下假設：

H3：企業內創業環境在建設性自戀型領導對下屬內創業行為的影響關系中起正向調節作用。

在H3的基礎上，本研究推斷創業自我效能感可能中介建設性自戀型領導與企業內創業環境交互對員工內創業行為的影響。即企業內創業環境在建設性自戀型領導與員工創業行為的關系中起正向調節作用，而這種正向調節受到員工創業自我效能感的中介。具體而言，建設性自戀型領導提升了下屬員工對未來發展的迫切需求，根據調節定向理論，下屬愿意冒險和創業。另外，較好的企業內創業環境會增加企業在管理和資源等方面對員工的支持，也能提高員工對創業成功的信心，進一步強化員工的創業自我效能感，進而促進內創業行為發生概率。因此，提出以下假設：

H4：員工創業自我效能感中介建設性自戀型領導與企業內創業環境交互對員工內創業行為的正向影響，即建設性自戀型領導與企業內創業環境的交互通過創業自我效能感對員工內創業行為產生正向影響。

本文研究模型如圖1所示。

圖1 研究框架

2 研究方法

2.1 研究對象

本文研究數據來自湖北、廣東和浙江等地的61家企業，涉及互聯網、通訊和生物醫藥等行業。為了防止共同方法偏差，采取配對的方法，分別從中層管理者(員工)和企業一把手(領導)收集問卷數據。其中，建設性自戀型領導、創業自我效能感和企業內創業環境由中層管理者填寫，中層管理者內創業行為由企業一把手填寫。在開展調查之前，與企業人力管理部門溝通，確定要調查的人員名單，以便進行編號。在調查時，企業人力資源部門召集研究人員到現場發放問卷，告知僅用于學術研究，問卷結果完全保密，不對外公開，問卷填寫完畢馬上收回。共收到61名企業一把手和384名中層管理者的問卷，剔除大部分空白或反應傾向一致的問卷以及每個企業中層管理者少于3人的問卷，最后得到53名企業一把手和對應的346份中層管理者問卷。在樣本方面，中層管理者中有292人為男性，占84.39%，女性54人，占15.61%；受教育程度以本科和碩士為主(264人，占76.30%)，在目前企業中工作的平均年限為7.18年(SD=4.13)。企業一把手中有45名為男性，占84.91%，女性8人，占15.09%；受教育程度以專科和大學為主(44人，占83.02%)，企業一把手在目前企業平均工作了7.01年(SD=4.54)。

2.2 測量工具

2.2.1 建設性自戀型領導

本文按照John[35]的研究思路，也采用Wink(1992)開發的測量自戀型領導自主維度的量表，共 5個題目。例如，“我的領導有很廣泛的興趣”和“我的領導有很高的自我期望水平”，“1”表示“強烈不同意”，“7”表示“強烈同意”。由于是國外量表，中西方文化存在差異，在國內情境下應用很少。為保證研究的嚴謹性，首先，進行內容效度檢驗(以下國外量表也是如此)。邀請外國語學院的2名外語教師翻譯英文量表，然后請另外兩名外語教師進行回譯，以確保中文和英文量表在內容上的一致性。最后，請兩位組織行為學領域的學者對該量表測量題項是否覆蓋建設性自戀型領導所涉及內容范圍進行綜合研判，保證本量表的內容效度達到研究要求。其次,對該量表的5個題目進行探索性因子分析，顯示該量表為單因子結構，各題項因子載荷均在0.65以上，說明該因子是穩定的；檢查該單因子的擬合度，擬合參數為χ2/df=2.615，CFI=0.908，NFI=0.902，RMSEA=0.068，說明建設性自戀型領導量表的單因子擬合度較好。該量表在本研究中的信度系數為0.893。

2.2.2 員工內創業行為

中層管理者內創業行為采用Jong等(2015)研究使用的量表，該量表包括創新、冒險和主動性3個維度，例如“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”，“1”表示“根本不可能發生”，“5”表示“經常發生”。對該量表進行探索性因子分析，顯示該量表為三因子結構，各題項因子載荷均在0.58以上，說明該因子是穩定的；檢查該單因子的擬合度，擬合參數為χ2/df=2.412，CFI=0.903，NFI=0.905，RMSEA =0.070，說明中層管理者內創業行為量表的單因子擬合度較好。該量表在本研究中的信度系數為0.815。

2.2.3 員工創業效能感

采用Chen等(1998)開發的創業自我效能感量表，包括市場和創新等5個維度，該研究得到很多學者如Baum等(2004)、Markman等(2003)的認可。考慮到中西方文化差異和中英回譯量表的復雜性，對量表進行必要的修改，題項包括“在工作中我經常有新的冒險和新的想法”和“能夠成功將新產品和新服務銷售給顧客”等，“1”表示“完全不確定”，“5”表示“完全確定”。對該量表進行探索性因子分析，顯示該量表為五因子結構，各題項因子載荷均在0.6以上，說明五因子是穩定的；檢查五因子的擬合度，擬合參數為χ2/df=2.642，CFI=0.903，NFI=0.892，RMSEA =0.065，說明該創業自我效能感量表的五因子擬合度較好。該量表在本研究中的信度系數為0.772。

2.2.4 企業內創業環境

企業內創業環境采用Kuratko等(1990)使用的量表，包括管理支持等3個維度，題項包括“我的工作貢獻決定了我的獎勵”和“我的上司了解并愿意接受我的建議”等。對該量表進行探索性因子分析，顯示該量表為三因子結構，各題項因子載荷均在0.6以上，說明三因子是穩定的；檢查三因子的擬合度，擬合參數為χ2/df=2.558，CFI=0.887，NFI=0.893，RMSEA=0.067，說明該企業內創業環境量表的三因子擬合度較好。該量表在本研究中的信度系數為0.722。

2.2.5 控制變量

以往研究表明，教育程度、工作經驗、性別與創業行為正相關。因此，取這些變量為控制變量。

2.3 初步分析與分析技術

盡管建設性自戀型領導和企業內部創新創業環境屬于組織層次變量，但來源于個體數據。因此，需要利用一些指標判斷建設性自戀型領導和企業內創業環境聚合的可能性。ICC(1)、ICC(2)和Rwg是最常用的判斷個體數據加總可靠性的指標。計算并分析發現，建設性自戀型領導和企業內創業環境的ICC(1)分別為0.21和0.16，均高于James提出的標準0.05(James,1982)；建設性自戀型領導和企業內創業環境的ICC(2)分別為0.65和0.55，也高于James提出的ICC(2)>0.5的標準；建設性自戀型領導的Rwg值在0.76～0.85之間，企業內創業環境的Rwg值在0.74～0.82之間，均大于0.7的標準。同時，方差分析結果表明，不同組織對建設性自戀型領導(F(52,312)=2.47,p<0.001)、企業內部創新創業環境(F(52,312)=2.15,p<0.001)的感知均存在顯著組間差異，這表明把建設性自戀型領導和企業內創業環境從個體層聚合到組織層構念是可行的。

本文采用SPSS 24.0、Amos 24.0和HLM 7.01進行數據分析。具體而言，使用SPSS 24.0進行描述性統計分析與信效度分析，使用Amos 24.0進行驗證性因子分析，使用HLM 7.01對研究假設進行檢驗。

3 研究結果

3.1 構念區分效度驗證性因子分析

在建設性自戀型領導和企業內創業環境聚合之前，通過驗證性因子分析探究4個變量的區分效度，結果如表1所示，發現四因子模型與數據的匹配最佳，表明建設性自戀型領導、企業內創業環境、創業自我效能感和員工內創業行為確實是4個不同變量。

表1 驗證性因子分析結果(N=346)

3.2 相關分析

各變量的均值、標準差與相關系數如表2所示，創業自我效能感和員工內創業行為之間呈顯著正相關關系，這為研究假設提供了初步支持，變量之間因果關系如何，將作進一步統計分析。

表2 各主要變量均值、標準差與變量間相關系數

3.3 假設檢驗

3.3.1 主效應與中介效應檢驗

通過多層線性模型分析建設性自戀型領導對員工內創業行為的跨層影響以及員工創業自我效能在其中所起的中介作用。根據Hofmann &Gavin(1998)的提議，對第一層和第二層的變量進行總中心化處理。以員工內創業行為為因變量進行零模型檢驗，結果顯示員工內創業行為的組內方差、組間方差分別為0.42和0.53，組間方差占總方差的55.79%，而且員工的內創業行為存在顯著組間變異，F(52,312)=5.4，p<0.001，可以開展多層線性分析。HLM軟件運行結果如表3所示，在M4中，控制了員工性別、學歷和工作經驗后，建設性自戀型領導對員工的內創業行為具有顯著積極影響(γ=0.31,P<0.01)，假設H1得到支持。對于假設H2而言，當創業自我效能感進入M5后，員工創業自我效能感顯著正向影響其內創業行為(γ=0.28,P<0.01)，但建設性自戀型領導對員工內創業行為的影響力減弱(γ=0.19,P<0.01)，這表明員工創業自我效能感在建設性自戀型領導和下屬內創業行為之間起部分中介作用。為了進一步檢驗創業自我效能感的中介作用，使用R中介法，相對于Prodclin程序固有的缺陷，R中介參數估計更精確。R中介法顯示，創業自我效能感的95%CI區間為[0.03,0.28]，不包括零，說明創業自我效能感所起的中介效應顯著，假設H2得到驗證。

表3 多層線性模型分析結果

四因子模型：建設性自戀型領導，企業內創業環境，創業自我效能感，員工內創業行為；三因子模型a：建設性自戀型領導，企業內創業環境+創業自我效能感，員工內創業行為；三因子模型b：建設性自戀型領導，企業內創業環境，創業自我效能感+員工內創業行為；三因子模型c：建設性自戀型領導，內創業環境+員工內創業行為，創業自我效能感；二因子模型a：建設性自戀型領導+企業內創業環境+創業自我效能感，員工內創業行為；二因子模型b：建設性自戀型領導，內創業環境+創業自我效能感+員工內創業行為；單因子模型：建設性自戀型領導+企業內創業環境+創業自我效能感+員工內創業行為

3.3.2 企業內創業環境的調節作用檢驗

在M6中，控制了員工性別、學歷和工作經驗后，建設性自戀型領導與企業內創業環境的交互對員工內創業行為具有顯著積極影響(γ=0.19,P<0.01)，假設H3得到驗證。為了更清楚地展示企業內創業環境對建設性自戀型領導與員工內創業行為關系的調節效果，遵循Aiken和West的做法，繪制調節效應圖，如圖2所示，企業建設性自戀型領導越強，員工越會表現出內創業行為。但是，對于處于不同企業內創業環境的員工而言，建設性自戀型領導對于員工內創業行為的影響存在差異。具體而言，在較好的企業內創業環境中，建設性自戀型領導對員工內創業行為具有顯著積極影響(simple slope=0.48,t=3.12,p<0.01)；在較差的企業內創業環境中，建設性自戀型領導對員工內創業行為影響不大(simple slope=0.12,t=1.34,ns)。因而，假設H3被驗證。

圖2 企業內創業環境對建設性自戀型領導與員工內創業行為關系的調節作用

3.3.3 被中介的調節效應檢驗

當員工創業自我效能感進入M7后，創業自我效能感對員工內創業行為正向影響顯著(γ=0.22,P<0.01)，同時，建設性自戀型領導與企業內創業環境交互對員工內創業行為的影響變得不顯著(γ=0.03,ns)，表明創業自我效能中介了建設性自戀型領導與企業內創業環境交互對員工內創業行為的影響。進一步采用R中介方法，創業自我效能感的95%CI區間為[0.03,0.31]，不包括零，說明創業自我效能感中介了內創業環境的調節作用，假設H4得到驗證。

4 意義與啟示

4.1 理論意義

很多學者認為自戀型領導是一種“黑暗面”居多的領導風格，所帶來的消極作用遠大于其積極貢獻[36]。因此，目前關于自戀型領導對下屬負面影響的研究較多，如反生產行為(Lisa 等,2005)、欺騙行為(Blickle等,2006)和偏差行為(丁志慧等,2018)等，從積極視角開展的自戀型領導研究不多。近年來，少數學者研究了自戀型領導對下屬產生的積極作用，主要從社會交換理論和社會認知理論等視角展開。本研究另辟蹊徑，從調節定向理論視角切入，研究建設性自戀型領導對下屬內創業行為的影響機制，豐富了員工內創業行為影響因素的研究領域。本文基于員工內創業行為的影響機理分析，研究員工創業效能在建設性自戀型領導與員工內創業行為關系中的中介作用，結果發現創業效能起到了部分中介作用，假設H2不僅得到驗證，也間接支持了社會認知理論的基本觀點，即個體自我效能感中介了情境因素與個人行為之間的關系(Tierney等,2004)。目前國內對企業內創業環境研究甚少，本研究發現當企業具有較好的內創業環境時，建設性自戀型領導對下屬員工的內創業行為影響更大，這一研究結論直接驗證了群體動力學理論的觀點，即人的因素和環境因素共同影響人的行為表現(Lewin,1953)。

4.2 管理啟示

本研究對中國組織管理活動具有重要的指導意義。首先，企業一把手(建設性自戀型領導)能夠促進下屬(中層管理者)的內創業行為，例如馬云、董明珠和雷軍都是建設性自戀型領導的典型代表。典型案例就是馬云扶持阿里釘釘成長的故事，阿里巴巴成立之初，馬云曾發誓：要建成世界上最大的電子商務公司，進入全球網站排名的前十位。當時很多人認為不可能，時至今日，人們紛紛稱贊馬云有遠見。馬云善于自我宣傳和鼓舞人心，說服他人的能力極強，曾經說服國際風投公司高管蔡崇信加入月薪只有500元的阿里巴巴，成為公司的CFO。馬云的自信心也非常強，他曾經說過：“公司沒有人可以制衡我，如果我已經做出了決定，哪怕是錯誤的也必須執行”，這個回答充分體現了馬云非常強勢和自信的一面。從前文可以看出，馬云是典型的建設性自戀型領導。馬云非常支持釘釘的成立和發展，2014年5月，釘釘在阿里巴巴內部悄悄立項，曾經的淘寶搜索負責人陳航帶著七八個開發人員搬到了馬云的湖畔花園開始研發新產品，2015年1月釘釘首次公開發版，馬云還邀請趙薇和高曉松等明星公開為釘釘站臺做廣告。陳航曾經回憶道：“當我第一次和馬云老師談使命的時候，我說釘釘的使命是把阿里巴巴的工作方式零成本、零門檻分享給中國4 300多萬企業，馬云老師說這個靠譜，我們阿里巴巴就是讓天下沒有難做的生意。這是釘釘持續得到集團重大支持的原因，我們要做的事情跟阿里巴巴集團的使命完全匹配，就是幫助中小企業。”時至今日，阿里釘釘的用戶數已經超過3億，超過1 500萬家企業組織全面開啟數字基建。

目前，國內眾多企業一把手或多或少在行為上有些自戀型領導特征，從創業角度而言，需要重點培養一把手的建設性自戀行為特征，提升下屬對于創業成功的信心，進而激發下屬的創業積極性。如通過培訓和參觀學習標桿企業(如阿里巴巴)等方式，培養企業一把手構建偉大愿景的能力，增強移情意識，提高說服他人的能力，提升個人魅力，進而增強個人信心。本研究還發現企業內創業環境與建設性自戀型領導的交互能夠促進下屬的內創業行為。因此，除對一把手進行培訓，培養一把手的建設性自戀行為習慣外，還要培育企業內部良好的創業環境，包括對下屬內創業活動的扶持，如提供充足資源，給予創業員工充足的工作時間自由度，放權給員工，建立一系列風險保護和容錯政策，培育良好的內創業文化，建立適宜的組織結構以配合下屬的內創業活動等。

4.3 研究不足與展望

本研究也存在一些不足。首先，采用橫截面數據，不能嚴格檢驗變量之間的因果關系，未來研究可開展分時間點測量或者縱向追蹤，以彌補研究使用橫截面數據的固有缺陷。其次，由于資源所限，只調查了浙江、廣東和湖北三地的企業，缺乏其它地方企業的數據，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，擴大樣本范圍數量。最后，受研究廣度的限制，只考察了建設性自戀型領導對員工內創業行為的影響，關于建設性自戀型領導作用效能的研究可以加強團隊和組織層次結果變量的探討。