主動進取還是被動規避：企業家精神對企業價值共創的影響研究

孫新波，趙東輝，張大鵬

（1.東北大學工商管理學院，遼寧 沈陽 110169；2.中國礦業大學經濟管理學院，江蘇 徐州 221116）

傳統的商業思維認為價值由企業創造，顧客只是通過與企業進行交易而獲得價值[1]。伴隨著互聯網技術的發展，顧客的個性化需求不斷增強，并對產品和服務產生過程的參與欲望不斷提升，顧客不再是被動的產品和服務購買者，而轉變為價值創造過程的積極參與者。與顧客共同創造價值已經成為企業獲取競爭優勢的重要來源[2]。在企業價值創造過程中，企業家精神包涵了其追求創新的沖動，企業家精神意味著不斷迎接市場挑戰、打破市場均衡、在變化中發現新機遇并創造新的生產組合[3]。企業家精神能夠承受不確定性，并被運用于所有承受不確定性的情境[4]。與此同時，在企業全員參與管理的組織變革框架下，組織全員而非僅限于領導層成員具備企業家精神，組織成員充分的自主性提高了組織的機會識別能力[5]，且組織成員的自主性能夠影響其內在動機并促進創新[6]。已有研究表明，企業家精神能夠影響企業創新和價值共創[7-8]，但是相關研究多是從組織層面進行展開，對員工個體參與在其中的影響關注不足。

個體動機、能力、態度和情感等是企業創新研究在個體層面重點關注的影響因素[9]。工作投入強度能夠反映出員工為了工作績效而投入的體力、認知和情緒方面的能量[10]。關于工作投入的研究表明，個體高水平的工作投入能提高其角色內行為績效，并促使其將更多的角色外行為納入自身的工作職責中[11]。高水平工作投入的企業成員會更加積極地參與企業的創新活動[12]。此外，有研究表明，激發員工的使命感等參與動機，也能夠提高員工的工作投入[13-14]。調節焦點能夠揭示人們的參與動機，并經常被用作調節變量，以研究個體自我調節對創新行為的影響。調節焦點理論認為，偏好促進型自我調節的個體在追求目標時關注希望、發展和成功，傾向于采取主動進取的趨近策略以達成目標，而偏好防御型自我調節的個體則關注義務、職責和安全，偏好于利用被動規避策略實現目標[15-16]。換言之，工作投入和調節焦點以及兩者的相互作用在探討企業家精神對企業價值共創的影響過程中發揮著重要的作用。

鑒于此，本研究在企業家精神與價值共創關系的研究中引入工作投入和調節焦點兩個變量，考察企業家精神基于工作投入和調節焦點影響價值共創的機制，為企業的價值共創實踐提供理論依據。

1 文獻回顧及研究假設

1.1 企業家精神與價值共創

企業家精神的關鍵在于創新，在創新的過程中，開發新產品或新服務的機會被確認、被創造，最后通過開發新產品或新服務提高企業財富創造的能力[17]。廣義上，Mises（1949）[4]認為企業家精神適用于所有承受不確定性的情境，員工因其存在在哪工作以及從事什么工作等的不確定性，也具備企業家精神；而狹義上，企業家精神則是要在現實的市場中實現生產結構和商業模式，企業家承受資本在何時以何種方式投入何種生產的風險。換言之，企業家精神主要體現在創新生產技術或生產要素的新組合[18]。企業家精神通常被認為包含創新精神、冒險精神和開創精神三個維度[19]。創新精神指企業家能夠不囿于現實條件的拘泥，依靠敏銳的洞察力，在經濟發展過程中抓住變化中的機遇進行創新創造。冒險精神指企業家能在不確定環境中超越對未來無知的恐懼，不斷嘗試，并敢于承擔由于決策條件不足而帶來的風險。開創精神則是指企業家對現存的機會保持警覺并隨時準備發現它，敢于打破現狀和傳統的條條框框，開創新的事業，通過當前行為創造未來[20]。

企業家精神對企業發展具有重要作用：一方面，企業家精神具有凝聚力，能夠團結企業核心力量，激勵員工開展工作，發展企業核心競爭優勢[21]；另一方面，企業家精神能夠推動企業把握時機，創新生產技術或生產要素的新組合并通過競爭對舊組合加以消滅，打破市場的均衡狀態，實現創新并獲得利潤[22]。此外，企業家精神能夠正向促進企業現有內外之新組織的創立、更新及創新等活動[23]。而用戶參與的企業價值共創行為是企業的創新選擇。換言之，企業家精神能夠提供消費者參與企業價值創造的機會和條件，并且勇于承擔失敗帶來的風險。據此，本文提出以下假設。

H1：企業家精神與價值共創具有正向關系。

1.2 工作投入的中介作用

工作投入被認為是一種和工作相關的、充實的、積極的情感與認知狀態，具有活動、奉獻和專注的特征，在工作過程中往往體現為高能量水平和強烈的工作認同感[24]。根據自我決定理論[25]，認為工作對自身和企業有意義的組織成員會提高對工作的認同感、勝任感和控制感，同時還會增加對成長、學習和發展的需求，從而提高工作投入度。具有企業家精神的組織成員往往具有較高的創新意識，熱愛事業，堅韌執著，具有高度的敬業精神[3]。同時，具有企業家精神的個體表現出更強的經營精神、創新精神和基于長期生產發展的戰略決策精神，對經營目標和自身工作有更強的使命感[26]。因此，具備企業家精神的組織成員會更偏好風險且對預期目標充滿熱情，對企業經營目標和自身工作更有責任感，更樂于并更專注于工作投入。據此，本文提出以下假設。

H2：企業家精神與工作投入具有正向關系。

目前，已有大量研究證實，工作投入能夠正向影響工作滿意度、工作績效、組織公民行為[27-28]。基于動機理論對員工工作績效的實證研究表明，基于工作完成后的成就感的工作動機越強，工作績效越高，具有高水平工作投入的員工往往精力充沛且心理健康，能夠通過認知、情感等多方面來實現自我價值，提高工作績效[29]。Rich等（2010）[30]指出，當工作投入水平較高時，組織成員能夠全方位地投入工作，與工作建立緊密的情感連接，角色內績效顯著提升。此外，高投入水平的組織成員會超越本職工作，將更多的角色外行為納入自己的工作范圍內。即高水平的工作投入不僅能夠促進高績效產出，還能促進企業創新。因此，本研究認為工作投入能夠正向影響價值共創。

工作資源要求模型指出，工作資源可通過激發內在動機、加大工作投入，帶來更多的積極行為[31]。工作資源指的是工作中的身體因素、心理因素、社會因素或組織因素，這些因素通常具有實現工作目標、促進個人發展、減少心理消耗的作用[32]，由于同時具有內在和外在的激勵作用，工作資源被認為是工作投入的重要前因變量[33]。企業家精神作為組織成員的特質，是組織的稀缺資源，企業家精神的缺失不僅導致組織成員對個人角色和責任的認知不足，而且會使其感到行為失控，工作缺乏自主性，抑制工作投入；反之，具有企業家精神的組織成員會不斷開發自我潛力，提高創新創造的能力，并提升自我的勝任感，進而提高工作投入。而工作投入能夠使員工在工作場所獲得幸福感，觸發其內在動機，使其主動求變、積極創新，進而提高組織創新績效[34-35]。據此，本文提出以下假設。

H3：工作投入與價值共創具有正向關系。

H4：工作投入在企業家精神和價值共創之間起中介作用。

1.3 調節焦點的調節作用

調節焦點理論指出，存在兩種自我調節體系使個體趨利避害：一是關注獎勵和目標的促進型調節焦點，二是關注懲罰的防御型調節焦點。促進型調節焦點的個體傾向于追求“理想”自我，追求發展和變革，注重創造性優勢和新穎性行為；防御型調節焦點的個體傾向于固守“應該”自我，關注安全和保障，注重維持常規和保持現狀[36]。具體而言，促進型個體有較強的自我提升導向，渴望實現理想自我，受自身理想和抱負的驅使更愿意承擔風險，表現出更多未來導向和變革導向的行為；而防御型個體則相對保守，為保持現有狀況而不愿意承擔額外風險，表現出更多任務導向和責任導向的行為[37]。偏好促進型調節焦點的個體更樂意承擔風險，從而提高其工作投入程度，對企業的創新和變革行為有顯著正向影響；偏好防御型調節焦點的個體的創新創造意識更低，工作投入程度相對較低，對企業的創新和變革行為有負向影響[38]。此外，Brockner&Higgins（2001）[39]指出，調節焦點不僅是一個與個性偏好相關的個體特質變量或是一種心理特征，也是個體的一種狀態性變量，是可以被影響或引導的。不同個體的企業家精神存在差異，對風險的偏好程度也不同[18]。因此，本研究認為，具備企業家精神的組織成員會受到個體調節焦點的調節，一方面能夠影響企業的價值共創，另一方面會造成不同程度的工作投入，最終影響企業的價值共創。據此，本文提出以下假設。

H5a：促進型調節焦點強化工作投入在企業家精神與價值共創之間的中介作用。

H5b：促進型調節焦點正向調節企業家精神對價值共創的影響。

H6a：防御型調節焦點弱化工作投入在企業家精神與價值共創之間的中介作用。

H6b：防御型調節焦點負向調節企業家精神對價值共創的影響。

綜上，本研究的主要研究變量關系模型如圖1所示。

圖1 主要研究變量的關系模型

2 研究設計

2.1 研究樣本

本文通過網絡問卷平臺分兩個時段對多家企業人員進行調查，企業來源包括北京、天津、廣東、遼寧、四川、內蒙古、江西、湖南、福建、山東、湖北、江蘇、上海等地區，調研時間為2019年10月和12月，涉及制造、金融、新興科技等多個行業。第一次收集問卷256份，第二次收集問卷263份，共計519份，刪除填寫不完整等無效問卷后得到有效問卷356份，有效回收率為68.59%。其中，男性201人，占比56.46%；21～30歲、31～40歲和41～50歲的人居多，各占30.06%、36.24%和26.40%；本科學歷占比50.56%；任職時間以3年以內和10年及以上居多，各占39.61%和36.80%。樣本特征如表1所示。

表1 樣本特征

2.2 變量測量

本研究采用國內外成熟量表對變量進行測量，問卷具有良好的內容效度，除控制變量外，變量測量都采用Likert-5級評分法。

企業家精神的測量選用Covin和Slevin（1989）[40]編制的量表，該量表包括 9 個題項，如“我總是有許多源源不斷的創意”等，總量表的α系數為0.884。工作投入的測量選用張軼文和甘怡群（2005）[41]翻譯修訂的Utrecht量表，該量表因素結構在不同文化、不同職業群體中保持穩定，信效度良好，是使用最廣泛的工作投入測量量表，分為活動、奉獻、專注3個維度。其中，活動（5題），如“在工作中，我感到自己迸發出能量”等；奉獻（5題），如“早上一起床，我就想要去工作”等；專注（5題），如“我在工作時會達到忘我境界”等，總體α系數為0.960。調節焦點的測量選用Higgins等（2001）[42]開發的RFQ量表，該量表為很多研究調節焦點的學者所使用與證明，并且具有較好的信效度表現。其中，促進型調節焦點量表有6個題項，如“在完成一些對于我很重要的事情時，我總會表現得很好”等，總體α系數為0.812；預防型調節焦點量表有5個題項，如“在成長過程中，我曾做過超出父母容忍范圍的事情”等，總體α系數為0.858。價值共創的測量采用Pimentel和Oliveira（2010）[43]整理編制的量表，包含 12 個題項，如“我們公司和顧客一起估算他們下個季度的需求量”等，總體α系數為0.949。

本研究的控制變量包括員工性別、年齡、學歷、在目前企業中的任職年限等。

3 數據分析與研究結果

3.1 區分效度與共同方法偏差檢驗

本研究所用量表的Cronbach's α系數在0.80與0.96之間，均大于0.70的接受標準，表明所用量表均具有良好的信度；運用Amos 23軟件對問卷進行驗證性因子分析，結果顯示，各量表的NFI、CFI值均大于0.9，SRMR、RMSEA值均小于0.08，表明所用量表均具有較好的構念效度。

研究中涉及同一調查對象填寫多個量表的情況，可能會出現共同方法偏差的問題。對此，研究運用Harman單因子方法檢驗數據的同源性變異程度。首先，采用旋轉主成分對問卷所有項目進行因子分析；其次，設定因子數為1，根據得到的一個因子判斷共同方法偏差程度；最后，檢驗得到一個因子僅解釋整個數據變異的29.86%，低于40%的臨界標準，故共同方法偏差問題并不嚴重。

3.2 描述性統計與相關分析

本文采用SPSS對各變量進行描述性統計分析和相關分析，表2給出了所有研究變量的均值、標準差及變量間的相關系數。企業家精神與工作投入、價值共創顯著正相關，工作投入與價值共創顯著正相關。綜上，H1～H3初步得到驗證。

表2 研究變量的描述性統計與相關分析（N=356）

在采用SPSS進行模型檢驗前，本文先對各變量進行中心化處理，以降低多重共線性的影響。各變量方差膨脹因子（VIF）在2.330～4.618之間，低于臨界值10，變量間不存在嚴重的多重共線性。

3.3 工作投入的中介效應檢驗

研究構建了嵌套式結構方程模型以驗證H4。模型A是完全中介模型，路徑是從企業家精神到工作投入的各維度（活動、奉獻、專注），再由工作投入各維度到價值共創。模型B是部分中介模型，在模型A的基礎上增加從企業家精神到價值共創的直接路徑。模型C則是直接作用模型，企業家精神和工作投入都直接作用于價值共創。通過比較各個模型的擬合情況可知，模型B各項指數顯示數據與模型匹配良好。據此，H4得到驗證，同時H1、H2、H3再次得到證實。檢驗結果詳見表3和圖2。

表3 結構方程模型擬合結果（N=356）

圖2 工作投入的部分中介效應

3.4 調節焦點的調節效應檢驗

為了驗證 H5a、H5b 和 H6a、H6b，本文采用Aiken和West（1991）[44]檢驗調節作用的方法對變量進行分層回歸。首先，把自變量企業家精神和調節變量調節焦點中心化，然后將控制變量納入回歸模型；其次，將自變量和調節變量一起納入回歸方程考察各自的主效應；最后，將自變量×調節變量（交互項）納入回歸模型考察兩者的交互效應。結果表明，企業家精神×促進型調節焦點交互效應顯著，如表4所示（β=0.234，P＜0.01；β=0.281，P<0.01）。因此，調節焦點顯著調節企業家精神對工作投入和價值共創的影響（交互項分別解釋工作投入和價值共創24.5%和33.1%的方差變異量），據此，H5a和H5b得到支持，H6a和H6b被拒絕。

表4 調節焦點的調節效應檢驗（N=356）

為進一步分析調節焦點的調節作用，本文依據Aiken和West（1991）[44]提出的方法做調節效應圖，回歸交互結果如圖3、圖4所示：促進型調節焦點正向調節企業家精神與工作投入、企業家精神與價值共創間的關系，與H5a、H5b結果一致。

圖3 促進型調節焦點對企業家精神與工作投入間關系的調節效應圖

圖4 促進型調節焦點對企業家精神與價值共創間關系的調節效應圖

4 結論與討論

4.1 研究結論

本研究以企業家精神為自變量，以價值共創為因變量，通過引入工作投入，揭示了企業家精神對企業價值共創的影響機制。鑒于個體調節焦點能顯著影響其創新行為[37]，通過引入調節焦點作為調節變量，研究構建和驗證了一個有調節的中介作用模型，研究結論總結如下。

①企業家精神對企業價值共創有正向促進作用。這表明企業家精神有利于企業的價值共創，印證了Drucker（1985）[17]關于企業家精神促進企業產品或服務創新最終提高企業財富創造能力的論述。具備企業家精神的組織成員在工作過程中更樂于冒險，更積極地投入創新活動，并敢于承擔創新失敗的風險，進而促進企業價值共創行為。②工作投入部分中介企業家精神對價值共創的正向促進作用。企業家精神不僅對企業價值共創有直接效應，還通過影響組織成員工作投入的活動、奉獻和專注維度進而對企業價值共創產生間接效應。③促進型調節焦點調節了企業家精神與工作投入、企業價值共創間的關系。相較于低促進型調節焦點，高促進型調節焦點對企業家精神與工作投入、價值共創間的關系具有更強的正向調節作用。

防御型調節焦點對企業家精神和工作投入、價值共創間的調節作用未被驗證，其原因可能在于：①組織內部企業家精神所形成的整體氛圍是積極進取的，在鼓勵創新和變革的過程中，組織可能出臺了一系列允許創新和變革失敗的措施，因而就可能降低防御型調節焦點對整個組織的影響。②現階段的企業運營邏輯，特別是員工與企業之間的關系逐漸發生變化，由雇傭關系向合作關系轉化，在企業運營過程中員工不再僅是參與者，而是整個運營體系的擁有者，由于與自身利益直接掛鉤，企業懲罰措施所起的作用逐漸降低。

除假設H6a和H6b外，本研究的其他假設均得到驗證，得到企業家精神對企業價值共創的影響機理模型，如圖5所示。

圖5 被驗證的理論模型

4.2 理論及實踐貢獻

本研究的理論貢獻包括：①價值共創的過往研究關注企業內部的資源和能力[45-46]，以及與顧客的互動機制和資源整合策略[47-48]，缺乏對價值共創過程的深入探討，本研究彌補了企業價值共創研究在組織成員個體特質層面探討的不足。②以往研究對企業家精神的探討主要聚焦在創新創業層面，在組織扁平化、網格化發展的趨勢下，本研究進一步豐富了企業家精神在企業價值共創方面的研究。③基于工作資源要求模型考察了工作投入在企業家精神與價值共創間的中介作用，同時基于調節焦點理論考察了調節焦點在企業家精神與工作投入、價值共創間的調節作用，明晰了企業家精神和企業價值共創兩者間的內部關系機制。

本研究的實踐管理啟示包括：①企業的價值共創活動應該挑選并配備具有企業家精神的組織成員，此外，選用具有促進型調節焦點的組織成員能夠進一步提高企業價值共創績效。②由于個體的調節焦點能夠被引導[39]，企業可通過引導組織成員的促進型調節焦點來改變其企業家精神對價值共創的態度及行為，包括企業文化、制度、管理氛圍等，推動企業價值共創。③企業價值共創績效的提升還可以通過恰當的激勵手段以及引導教育，激發組織成員的參與動機和積極性，提高其工作投入程度，最終提高價值共創績效。

4.3 研究不足及未來展望

本研究至少還存在以下不足：首先，研究采用樣本調查對象自評的方式收集問卷，雖然驗證發現同源偏差不嚴重，但是未來研究可以考慮采用員工互評的方法，進一步避免同源方差偏差的影響。其次，本研究屬于橫截面研究，為進一步明確各變量之間的關系，未來可以考慮使用縱向跟蹤研究，驗證本研究所驗證的理論模型。再次，基于 Mises（1979）[4]的研究，本研究將企業家精神的研究范疇從企業家拓展到組織成員范疇，探討其對企業價值共創的影響，但組織成員的企業家精神的內涵和傳統意義的企業家精神的內涵是否一致還有待進一步討論。未來可以考慮在自管理的組織框架下，結合定性和定量研究深入探討組織成員企業家精神的內涵，并重新審視傳統企業家精神量表在維度劃分、題項設計等方面的合理性，進一步推動企業家精神在組織成員范疇的實證測驗研究。最后，研究僅探討了工作投入和調節焦點對企業家精神與價值共創間關系的影響，未來可以考慮從不同的視角、引入其他變量展開進一步的研究，例如，探討領導者風格（變革型領導）與企業家精神以及二者的交互作用對企業價值共創的影響等，以發現更多有價值的研究結論。