企業(yè)家精神、組織創(chuàng)新與企業(yè)動態(tài)能力： 企業(yè)家過度工作的調(diào)節(jié)中介分析

余向前，謝嬌，翁羽

(溫州大學(xué)商學(xué)院，浙江溫州325035)

隨著中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級，民營企業(yè)所處市場和行業(yè)環(huán)境日趨復(fù)雜，動態(tài)性與不確定性日益增強，在動態(tài)環(huán)境下要維系企業(yè)持續(xù)競爭優(yōu)勢變得尤為重要[1]．一直以來，許多國內(nèi)外學(xué)者關(guān)注的是企業(yè)發(fā)展的核心能力，包括技術(shù)因素、技術(shù)的整合與協(xié)調(diào)，強調(diào)靜態(tài)核心能力的綜合技術(shù)特征[2-4]．由于企業(yè)核心能力的剛性存在[5]，使其在面臨復(fù)雜多變的競爭環(huán)境中無法保持動態(tài)戰(zhàn)略適應(yīng)．Teece等學(xué)者率先提出了企業(yè)動態(tài)能力理論，突破核心能力理論的靜態(tài)視角，認為企業(yè)動態(tài)能力是一種與外部環(huán)境相適應(yīng)的持續(xù)不斷的更新能力，這種能力有利于企業(yè)克服核心能力的剛性，從而使企業(yè)形成持續(xù)的競爭優(yōu)勢[6]．

企業(yè)動態(tài)能力的產(chǎn)生源自多方影響，其中企業(yè)家引領(lǐng)不可或缺．企業(yè)家敢于冒風(fēng)險、追求企業(yè)利益的行為稱為企業(yè)家精神[7]，它是促進民營企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新的根本動力，而且只有企業(yè)不斷創(chuàng)新才能使企業(yè)保持動態(tài)的競爭優(yōu)勢．在國內(nèi)，目前鮮有涉及這三者關(guān)系的研究，基本停留在企業(yè)家精神對企業(yè)動態(tài)能力的形成在總體上呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系[8]或者兩者具有正向影響[9]，沒有涉及到其他要素在兩者之間存在的深層復(fù)雜關(guān)系，缺乏系統(tǒng)分析，包括其中作用的機理以及其他變量存在的可能性探討和實證檢驗．因此，企業(yè)家精神、企業(yè)創(chuàng)新以及企業(yè)動態(tài)能力之間的影響機理有待進一步理論提升和研究檢驗．

中國市場經(jīng)濟快速發(fā)展，民營經(jīng)濟對中國經(jīng)濟持續(xù)、穩(wěn)定和健康發(fā)展做出了巨大的貢獻[10]．但是在這個過程中不斷出現(xiàn)企業(yè)家工作過度勞累而導(dǎo)致身體健康問題，甚至英年早逝[11]，比如38歲的均瑤集團董事長王均瑤因過度勞累患病逝世，43歲的南陽通宇集團董事長王慶來工作中突發(fā)腦溢血去世，51歲的山東興民鋼圈董事長王嘉民因病搶救無效逝世等．這些事件對研究企業(yè)家成長與民營企業(yè)持續(xù)發(fā)展提出了嶄新的命題，筆者開始質(zhì)疑企業(yè)家勤奮工作程度對于企業(yè)家精神、企業(yè)創(chuàng)新與企業(yè)動態(tài)能力三者關(guān)系的影響真如傳統(tǒng)觀念那樣呈現(xiàn)正向關(guān)系嗎？很多企業(yè)家早年間工作都很勤奮，但是長期過度工作強度是否會帶來相反的結(jié)果？

1 文獻綜述與研究構(gòu)思

1.1 企業(yè)家精神與企業(yè)動態(tài)能力

熊彼特提出了“創(chuàng)新思想”，即不斷地從內(nèi)部使經(jīng)濟結(jié)構(gòu)革命化，創(chuàng)造出新結(jié)構(gòu)，在“創(chuàng)造性破壞過程”中，企業(yè)家是創(chuàng)新的主體，企業(yè)家精神是主動力[12]．企業(yè)家精神是指在市場中搶先抓住新機會的能力，并認為這種新機會可以“矯正”市場，并把市場帶回平衡狀態(tài)[13]．在激烈的商業(yè)環(huán)境中，企業(yè)家所展現(xiàn)的冒險、創(chuàng)新和積極的精神能夠在企業(yè)長期發(fā)展的市場環(huán)境中創(chuàng)造價值[14]．Lumpkin和Dess則將企業(yè)家精神再進一步地細分為自治能力、創(chuàng)新能力、風(fēng)險承受能力、預(yù)警能力、積極競爭能力五個指標[15]．在國內(nèi)，人們對于企業(yè)家精神的研究顯著遞增[16-17]，李志和曹躍群對企業(yè)家精神研究論文進行統(tǒng)計歸類，累計達114篇，并將企業(yè)家主要特征歸納為創(chuàng)新、冒險、敬業(yè)奉獻、合作[18]．李維安和王輝從微觀的視角指出企業(yè)家精神本質(zhì)上是追求自身利益最大化，這種企業(yè)家精神包括開拓創(chuàng)新、承擔(dān)風(fēng)險和勇于冒險的品質(zhì)[19]．

Teece等學(xué)者指出，企業(yè)動態(tài)能力是在科學(xué)技術(shù)迅速變化的市場環(huán)境下，企業(yè)通過協(xié)調(diào)和整合企業(yè)內(nèi)外部資源來實現(xiàn)企業(yè)的競爭優(yōu)勢[6]．動態(tài)能力和產(chǎn)品開發(fā)一樣，其戰(zhàn)略價值在于它操縱資源以及創(chuàng)造價值的能力[20]．Catherine等認為動態(tài)能力是企業(yè)內(nèi)部的不斷整合，重新配置和更新資源、再創(chuàng)造自身能力的行為取向，并確定了三個組成要素，即創(chuàng)新能力、適應(yīng)能力和吸收能力[21]．這些能力鑲嵌于企業(yè)內(nèi)部并正向地影響企業(yè)的競爭優(yōu)勢[22]．

企業(yè)家特質(zhì)理論認為企業(yè)家因素（如企業(yè)家精神）影響企業(yè)的行為與績效[23]．企業(yè)家精神活動可以幫助中小企業(yè)在成長過程中克服危機[24]，有利于提升公司動態(tài)能力和建立競爭優(yōu)勢[25]．Ierland和Webb研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)家精神可以充分利用現(xiàn)有的競爭優(yōu)勢，又能為未來的機會開發(fā)新的競爭優(yōu)勢[26]．Zahar、陳鴻亭和曠錦云等學(xué)者提出通過組織學(xué)習(xí)、資源與知識的積累、實際能力等內(nèi)部要素變化來影響企業(yè)家精神和企業(yè)動態(tài)能力之間關(guān)系[27-29]．基于上述分析，提出如下假設(shè)：

H1：企業(yè)家精神對企業(yè)動態(tài)能力之間存在正向顯著影響．

1.2 組織創(chuàng)新的中介作用

企業(yè)家精神可以促進員工的創(chuàng)新行為，企業(yè)家惜才、愛才的精神品質(zhì)可以促進員工工作的積極性，進而能提高組織的創(chuàng)新能力[30]；企業(yè)家精神可以幫助企業(yè)形成創(chuàng)新型的企業(yè)文化，從而有利于組織培育積極向上的創(chuàng)新文化[31]．企業(yè)家精神會影響組織創(chuàng)新的兩個方面：一是創(chuàng)新的風(fēng)險特征符合勇于承擔(dān)風(fēng)險的企業(yè)家的偏好[32]，二是具有洞察力的企業(yè)家能夠發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新機遇，這是企業(yè)創(chuàng)新成功的關(guān)鍵[33]．Park的研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)家的知識和精力會促進產(chǎn)品創(chuàng)新，企業(yè)家的動機、機敏和經(jīng)驗也會影響企業(yè)創(chuàng)新活動的開展[34]．Tse也指出企業(yè)家會在機會的發(fā)現(xiàn)和決策中促進組織創(chuàng)新①Tse E. Intelligent Decision Support for Manufacturing Enterprise [C] // IEEE Comput. International Conference on Computer Integrated Manufacturing. USA: Soc. Press, 2002: 44-52.．由此，本研究提出假設(shè)企業(yè)家精神對組織創(chuàng)新有顯著正向影響．

知識創(chuàng)新和組織創(chuàng)新對企業(yè)動態(tài)能力都有直接正向影響[35-36]．Helfat和Peteraf指出企業(yè)快速識別和分解新產(chǎn)品、新知識以及適應(yīng)新游戲規(guī)則，可以提高企業(yè)動態(tài)能力[37]．Zahra等提出企業(yè)快速整合與重組創(chuàng)新團隊的人員、知識及組織結(jié)構(gòu)，完善工作流程等，持續(xù)地為客戶提供適應(yīng)市場需求的新產(chǎn)品，能夠提高企業(yè)動態(tài)能力[38]．Caloghioru等用學(xué)習(xí)能力、協(xié)調(diào)能力與變革能力來測量企業(yè)動態(tài)能力[39]；焦豪等從環(huán)境洞察能力、變革更新能力、技術(shù)柔性能力、組織柔性能力等方面來度量企業(yè)動態(tài)能力[40]；宣燁發(fā)現(xiàn)企業(yè)動態(tài)能力可以由環(huán)境的洞察能力、學(xué)習(xí)的吸收能力以及組織的創(chuàng)新能力來測量[41]．根據(jù)過往研究可知，學(xué)者們在測量企業(yè)動態(tài)能力時，很多都考慮了組織創(chuàng)新這個維度[42-43]．由此，本文認為企業(yè)創(chuàng)新對企業(yè)動態(tài)能力有顯著正向影響．基于上述分析，提出如下假設(shè)：

H2：組織創(chuàng)新在企業(yè)家精神與企業(yè)動態(tài)能力之間起到中介作用．

1.3 企業(yè)家過度工作的調(diào)節(jié)作用

企業(yè)家在個體天賦基數(shù)改變有限的情況下，對于努力工作與事業(yè)成功的因果關(guān)系寄予很大期望．企業(yè)家的工作非常復(fù)雜，既要把握大局，又要把握公司日常運營，所以企業(yè)家工作受到多個要素影響．常規(guī)性工作通常比較簡單，這種工作具有變化率低，重復(fù)率高的特點，所以我們常常可以預(yù)見它的結(jié)果[44]．而非常規(guī)性工作具有復(fù)雜性，幾乎沒有模式化執(zhí)行流程，并且具有非常高的不確定性[45]．組織創(chuàng)新是一項非常規(guī)性工作，F(xiàn)armer認為員工內(nèi)在的動機通常會被具有復(fù)雜性或挑戰(zhàn)性的工作所激發(fā)，這可以提高員工對工作的熱情和激情，從而能提高創(chuàng)新績效[46]．對于企業(yè)家來說他們?nèi)粘９ぷ鲗儆诜浅Ｒ?guī)性工作，往往會激發(fā)企業(yè)家提升內(nèi)在工作動機，激發(fā)他們對工作的興趣和熱情[47-48]．所以企業(yè)家工作時常面臨非模式化問題，而這會促進個體學(xué)習(xí)激情的產(chǎn)生、富有創(chuàng)造性想法的孕育，進而使工作變得更具有效性和創(chuàng)造性．但是基于邊際遞減效應(yīng)的原理[49]，企業(yè)家盲目過度的努力最終可能導(dǎo)致個體對于創(chuàng)造性工作所需精力的枯竭．所以筆者認為企業(yè)家過度工作，最終會負向影響企業(yè)家精神與組織創(chuàng)新之間的關(guān)系．基于上述分析，提出如下假設(shè)：

H3：企業(yè)家過度工作負向調(diào)節(jié)企業(yè)家精神與組織創(chuàng)新之間的關(guān)系，即企業(yè)家過度工作，企業(yè)家精神對組織創(chuàng)新之間關(guān)系正向影響越弱．

H4：組織創(chuàng)新對企業(yè)家精神與企業(yè)動態(tài)能力的中介作用受到企業(yè)家過度工作調(diào)節(jié)，過度工作程度越大，中介效應(yīng)越弱．

2 研究方法

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)收集

本文采取問卷調(diào)查的方式，調(diào)查對象為浙江省內(nèi)民營企業(yè)家，覆蓋制造、金融、教育和零售等行業(yè)，每個地區(qū)按照該地區(qū)民營企業(yè)數(shù)量占全省民營企業(yè)總數(shù)的百分比進行調(diào)查．調(diào)查問卷包括兩部分內(nèi)容：民營企業(yè)、民營企業(yè)家的基本信息，包括企業(yè)規(guī)模、企業(yè)資產(chǎn)、企業(yè)家經(jīng)歷等．主體部分調(diào)查企業(yè)家精神、組織創(chuàng)新、企業(yè)動態(tài)能力相關(guān)題項，并使用李克特（Likert）六點正向計分方式，表示從“極不符合”到“非常符合”．問卷采取現(xiàn)場發(fā)放的方式，發(fā)放時間為2018年7月至9月，共計發(fā)放了300份問卷，成功回收273份，剔除信息缺失嚴重的問卷28份，最終回收有效問卷245份，回收率為91%，有效率為81.7%．企業(yè)家的描述統(tǒng)計信息如下：在245名民營企業(yè)家中，194人為男性，占比79.2%．其中214位企業(yè)家是企業(yè)創(chuàng)始人，占比87.3%，30位是第二代企業(yè)家，占比12.2%．這些民營企業(yè)家的平均年齡是45.22（標準差 = 9.21），其中20―35歲37人，占比15.1%；35―50歲143人，占比58.4%；50―70歲63人，占比25.7%；缺失2人，占比0.8%．平均受教育程度是4.33（標準差 = 1.25），其中小學(xué)學(xué)歷13人，占比5.3%；初中學(xué)歷54人，占比22%；高中學(xué)歷69人，占比28.2%；大專學(xué)歷58人，占比23.7%；本科學(xué)歷45人，占比18.4%；研究生學(xué)歷5人，占比2%；缺失1人，占比0.4%．職工人數(shù)50以下的企業(yè)149家，占比60.8%；50―100人的企業(yè)57家，占比23.3%；100―500人的企業(yè)36家，占比14.7%；500人以上的企業(yè)3家，占比1.2%．企業(yè)資產(chǎn)500萬以下的企業(yè)106家，占比43.3%；500―1 000萬的企業(yè)70家，占比28.6%；0.1―0.5億的企業(yè)54家，占比22%；0.5億以上的企業(yè)15家，占比6.1%．歸屬于第一產(chǎn)業(yè)的企業(yè)有4家，占比1.6%；歸屬于第二產(chǎn)業(yè)的有170家，占比69.4%；歸屬于第三產(chǎn)業(yè)的有71家，占比29%．

2.2 變量測量

測量題項的設(shè)計開發(fā)通過以下步驟完成：第一，閱讀國內(nèi)外已有的成熟量表，初步設(shè)計問卷；第二，征求專家意見，對問卷修改完善．本研究的調(diào)查問卷采用李克特（Likert）六級量表，民營企業(yè)家被要求評估每個題項所描述的情況和其自身以及所在企業(yè)實際情況的符合程度，1表示極不符合，6表示非常符合．

因變量：對企業(yè)動態(tài)能力的測量借鑒了Prahalad和Hamel[50]和Lawson和Samson[51]的測量量表，結(jié)合劉磊磊[52]、賀小剛[53]等的研究，共包括4個題項．

自變量：對企業(yè)家精神的測量改編自Covin和Slevin[54]所編制的三維度企業(yè)家精神問卷，該量表共7個題項，其中涉及創(chuàng)新精神有3個題項，涉及冒險精神有2個題項，涉及主動性精神有2個題項．

中介變量：對企業(yè)創(chuàng)新的測量采用Miller和Friesen[55]編制的組織創(chuàng)新問卷，該量表共3個題項．

調(diào)節(jié)變量：De Cooman等[56]認為努力工作是在工作任務(wù)上付出的可以測量的行為，是為了完成工作在單位時間上花費的精力．而對于過度工作的理解，筆者認為可以通過企業(yè)家每周加班的次數(shù)來衡量，企業(yè)家每周加班次數(shù)做標準化處理．

控制變量：選擇企業(yè)職工人數(shù)、企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模作為問卷的控制變量．企業(yè)職工人數(shù)和企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模均做標準化處理．

2.3 信度效度分析

應(yīng)用SPSS 21.0軟件和計算工具對變量進行信度效度分析，表1呈現(xiàn)了各變量題項、因子載荷、組成信度（CR）、平均方差萃取量（AVE）與Cronbach’s α檢驗結(jié)果．本文主要采用Cronbach’s α系數(shù)作為問卷的信度指標，一般來說，Cronbach’s α值大于0.7即為檢驗結(jié)果良好．

2.3.1 企業(yè)家精神

企業(yè)家精神問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.877，具有良好的信度．探索性因素分析結(jié)果顯示：抽取了1個特征根大于1的公共因子，解釋總方差的68.832%，因子載荷在0.412―0.900之間．組合信度（CR）為0.88，AVE為0.53，表明模型收斂效度通過檢驗．綜上，企業(yè)家精神具有良好的信度和效度．

2.3.2 組織創(chuàng)新

組織創(chuàng)新問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.902，具有良好的信度．探索性因素分析結(jié)果顯示：抽取了1個特征根大于1的公共因子，解釋總方差的75.926%，因子載荷在0.815―0.941之間．組合信度（CR）為0.90，AVE為0.76，表明模型收斂效度通過檢驗．綜上，組織創(chuàng)新具有良好的信度和效度．

2.3.3 企業(yè)動態(tài)能力

企業(yè)動態(tài)能力問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.814，具有良好的信度．探索性因素分析結(jié)果顯示：抽取了1個特征根大于1的公共因子，解釋總方差的55.807%，因子載荷在0.662―0.863之間．組合信度（CR）為0.88，AVE為0.66，表明模型收斂效度通過檢驗．綜上，企業(yè)動態(tài)能力具有良好的信度和效度．

表1 信度與收斂效度

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計分析

各研究變量的均值、標準差以及相關(guān)系數(shù)的統(tǒng)計指標分析結(jié)果見表2．從表2可知，企業(yè)家精神與組織創(chuàng)新（R = 0.750，P < 0.01）和企業(yè)動態(tài)能力（R = 0.659，P < 0.01）顯著正相關(guān)；組織創(chuàng)新與企業(yè)動態(tài)能力（R = 0.651，P <0.01）顯著正相關(guān)；企業(yè)家過度努力和組織創(chuàng)新（R = 0.131，P < 0.05）顯著正相關(guān)．

表2 描述性統(tǒng)計與分析結(jié)果

3.2 中介效應(yīng)檢驗

根據(jù)Baron和Kenny[57]提出的步驟來檢驗組織創(chuàng)新的中介效應(yīng)，結(jié)果如表3所示．

表3 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

從表3不難看出，企業(yè)家精神正向促進企業(yè)動態(tài)能力（M4，β = 0.738，P < 0.001），H1得到檢驗．并且根據(jù)林震巖[58]提出的方法來進一步驗證變量是否存在多重共線性和自我相關(guān)性的問題．

表4為各回歸模型中解釋變量的多重共線性與自我相關(guān)性檢驗．

表4 各回歸模型中解釋變量的多重共線性與自我相關(guān)性檢驗

表4 M 4顯示，各變量的容許度最小的是0.613，遠遠大于0.01；最大的VIF是1.632，遠遠低于10，表明變量之間不存在多重共線性；D―W數(shù)值為1.512，比較接近2，變量之間不存在自我相關(guān)性．由此可以判斷M 4的回歸結(jié)果是可靠的，從而再次支持了H1的成立．

從表3還可以看出，企業(yè)家精神對組織創(chuàng)新存在顯著的正向影響（M 2，β = 0.754，P < 0.001）；組織創(chuàng)新對企業(yè)動態(tài)能力存在顯著的正向影響（M 5，β = 0.680，P < 0.001）．自變量和中介變量同時進入回歸方程后，雖然企業(yè)家精神對企業(yè)動態(tài)能力仍然存在顯著的影響（M 6，β = 0.522，P < 0.001），但是由于中介變量的加入，企業(yè)家精神對企業(yè)動態(tài)能力的影響系數(shù)由0.738顯著變小為0.522．由此可以斷定，組織創(chuàng)新部分中介企業(yè)家精神與企業(yè)動態(tài)能力之間的關(guān)系．同時通過表4可以排除多重共線性和自我相關(guān)性問題，假設(shè)H2成立．

3.3 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

利用SPSS 21.0，使用層級回歸方法檢驗企業(yè)家過度努力對于企業(yè)家精神與組織創(chuàng)新之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)．對變量進行中心化處理進而得出交叉項，M 2與M 3的擬合指標良好，結(jié)果如表3所示．由表3可知，模型中標準化的交叉項系數(shù)顯示，企業(yè)家精神與企業(yè)家過度努力的交互項對組織創(chuàng)新存在顯著的負向影響（M 7，β = -0.039，P < 0.05），表明企業(yè)家過度努力負向調(diào)節(jié)企業(yè)家精神與組織創(chuàng)新之間的關(guān)系．

同樣對變量進行自我相關(guān)性檢驗，表4的結(jié)果表明變量間不存在多重共線性．

3.4 被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)

利用Process宏程序進一步考察模型中被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)，表5列出了被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)相關(guān)結(jié)果．以Bootstrapping方法檢驗資源環(huán)境不同水平上（低于一個標準差和高于一個標準差）的中介效應(yīng)．表5顯示，企業(yè)家過度努力時，企業(yè)家精神經(jīng)由組織創(chuàng)新影響企業(yè)動態(tài)能力的間接效應(yīng)更弱（低值β = 0.462 9，高值β = 0.641 2，置信區(qū)間不包含0），差異顯著為負（β = -0.015，置信區(qū)間不包含0），H4得到驗證．

表5 被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)

4 研究結(jié)論與不足

4.1 研究結(jié)論

本文通過對企業(yè)家精神與企業(yè)動態(tài)能力的實證研究，得出以下結(jié)論．首先，企業(yè)家精神正向影響企業(yè)動態(tài)能力．本文證實了企業(yè)家精神和企業(yè)動態(tài)能力存在正向影響，企業(yè)家特質(zhì)是影響企業(yè)動態(tài)能力的重要因素，目前已經(jīng)廣泛受到國內(nèi)外學(xué)者關(guān)注的要素包括企業(yè)家的抱負、高層管理者的承諾、創(chuàng)始人的經(jīng)驗、專業(yè)水平和信仰、創(chuàng)始人的愿景和信仰等，但是對企業(yè)家精神與企業(yè)動態(tài)能力之間的關(guān)系尚未得到充分的重視．這說明為了企業(yè)長期持續(xù)維持競爭優(yōu)勢，企業(yè)家精神的驅(qū)動也不可或缺．其次，組織創(chuàng)新在企業(yè)家精神與企業(yè)動態(tài)能力之間起到中介作用．本文發(fā)現(xiàn)組織創(chuàng)新中介企業(yè)家精神與企業(yè)動態(tài)能力之間的關(guān)系，有效地揭示了企業(yè)家精神通過何種途徑影響企業(yè)動態(tài)能力．這表明企業(yè)動態(tài)能力的先決條件是組織創(chuàng)新，企業(yè)可以通過增強組織創(chuàng)新促進企業(yè)動態(tài)能力的發(fā)展．最后，企業(yè)家過度工作負向調(diào)節(jié)企業(yè)家精神經(jīng)由組織創(chuàng)新影響企業(yè)動態(tài)能力的間接效應(yīng)，即企業(yè)家越過度工作，進行創(chuàng)造性工作的精力越少，最終阻礙企業(yè)家精神與企業(yè)動態(tài)能力之間的關(guān)系．本文選取企業(yè)家過度努力為調(diào)節(jié)變量，界定了企業(yè)家精神影響企業(yè)動態(tài)能力的邊界條件．研究結(jié)果表明，企業(yè)家過度工作顯著地弱化了企業(yè)家精神對企業(yè)動態(tài)能力之間的關(guān)系，即企業(yè)家過度工作程度越弱，企業(yè)家精神更容易促進組織創(chuàng)新．企業(yè)家努力工作需要把握一定的程度，一旦企業(yè)家過度工作有可能導(dǎo)致企業(yè)家健康受到損傷．許多創(chuàng)造性的工作往往需要充沛的體力和健康的身體，所以盲目相信天道酬“勤”，無限度透支身體，最終未必能促進企業(yè)持續(xù)發(fā)展．

4.2 研究局限及未來展望

雖然本文豐富了企業(yè)家精神與企業(yè)動態(tài)能力之間的研究內(nèi)容，但是仍然存在需要改進之處．第一，在研究方法方面，本文采用題項的測量方式來測量變量，最后得到的數(shù)據(jù)是橫截面數(shù)據(jù)，雖然變量之間的因果關(guān)系得到了證實，但是橫截面數(shù)據(jù)所得出的因果邏輯關(guān)系不及縱向的數(shù)據(jù)得出的結(jié)論更加可靠．因此未來可以利用縱向研究的方法對文中提出的因果關(guān)系進行更深入的研究．由于本文變量來自于企業(yè)家自我報告，因此會產(chǎn)生同源方法偏差的問題，在以后的研究中可以采用其他研究方法，比如實驗研究、追蹤研究等．第二，本研究將組織創(chuàng)新這一變量納入企業(yè)家精神對企業(yè)動態(tài)能力影響的研究之中，證實了組織創(chuàng)新在企業(yè)家精神和企業(yè)動態(tài)能力之間的部分中介作用．此外，也許還有其他中介變量存在，如企業(yè)家能力、組織學(xué)習(xí)等．因此，將來可以探索更多的調(diào)節(jié)變量以及中介變量．第三，研究以浙江省內(nèi)的民營企業(yè)為樣本，研究樣本數(shù)量有限，具有地區(qū)局限性，研究結(jié)果是否具有普適性，需要在其他地區(qū)面向更多企業(yè)家進行大規(guī)模的實證研究．