开放科学(资源服务)标识码(OSID)：
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随着经济全球化和市场竞争日趋激烈，公司创业已成为许多企业繁荣和发展的必由之路[1]，而员工内创业行为被认为是公司创业成功的关键[2]。如何激发员工内创业行为已经成为当前创业研究的一个重要课题[3]。员工内创业行为受到个体因素(如年龄、教育程度和自我效能感)的影响[4],以及所处组织环境尤其是内部环境(如管理层支持或组织支持)的影响[2,4]。Zahra[5]认为，组织内外部因素都会对管理人员的创造行为产生影响。领导作为影响员工内创业行为的重要组织因素之一[6]，通过激发员工内创业行为意愿，以及对创新思想和风险的容忍，促进员工内创业行为(Alpkan等,2010;Ahma等,2012;Sijde等,2013)。随着中西方文化交流的增加，西方个人价值观不断渗入，国内具有自恋型人格的领导不断增多[7]。从目前自恋型领导对员工影响的研究来看，一方面自恋型领导如何影响下属行为的实证研究还相对较少(Owens等,2015)；另一方面，研究负面行为居多，例如，自恋型领导对员工偏差行为(丁志慧等，2018)和沉默行为(廖书迪等，2016)有积极影响，对员工积极行为的影响研究相对较少。因此，开展中国情境下自恋型领导效能研究是非常必要的[8] 。尽管不少研究发现自恋型领导对下属行为有影响，但从不同视角探索自恋型领导的影响机制仍然是相关研究领域的重点话题[9]。
以往研究从4个方面考察了自恋型领导效应的中介变量：对组织或工作团队的感知，如团队氛围、组织氛围和组织公平；员工对自我的认知和行为，如创新自我效能感、心理安全感、组织自尊、创新意愿、道义公平、心理授权和沉默行为；领导对自我的认知和行为，如建言建设性感知与领导冲突管理行为；领导和下属的关系，如领导成员交换关系(LMX)。以往关于自恋型领导影响机制的研究并未涉及员工对自己能否实现创业目标的自我感知在其中的中介作用。Stockmann等[10]指出，提升员工对创业成功的信心也是自恋型领导的积极效果之一。创业自我效能感作为创业领域的重要研究变量，是个人对自己成功完成内创业任务和实现创业目标的主观信心[11]，被认为是影响其内部创业行为的重要因素[12]。因此，创业自我效能感在建设性自恋型领导和员工内创业行为之间可以起到一定的中介作用。
如果建设性自恋型领导对下属内创业行为有影响，那么这种影响是否在所有环境下成立？从领导有效性来看，自恋型领导不仅有积极作用，也存在消极作用，具体起什么作用在一定程度上取决于自恋程度和所处环境[7]，企业所处创业环境在转型经济背景下具有显著不确定的特点，并且会影响创业者的创业行为(魏江等,2014)。本研究关注企业内创业环境的调节作用，试图从环境特征角度探讨建设性自恋型领导影响员工内创业行为的边界条件。
综上所述，本研究构建建设性自恋型领导通过影响员工创业自我效能感，进而作用于员工内创业行为的中介模型，并关注企业内创业环境在其中的权变影响，以识别其中的边界条件，为管理实践提供更加有针对性的意见。
O′Reilly等(2014)在关于CEO的研究中指出，自恋型领导是这样一些CEO，他们的自恋型人格特质行为能够影响公司绩效。廖建桥等[7]指出，自恋型领导就是行为受到自恋型人格影响的领导者。本研究结合O′Reilly、廖建桥等的观点，认为自恋型领导就是表现出自恋型特征行为的领导者。对于自恋型领导的分类，有学者根据自恋型领导给组织带来好或坏的结果，将其分为建设性自恋型领导和破坏性自恋型领导[13-14]。对于建设性自恋型领导的界定，Maccoby[13]指出，建设性自恋型领导是伟大的远见者和创新者，通过激励众多下属试图改变未来；Rosenthal &Pittinsky[15]提出建设性自恋型领导是具有变革能力的CEO，愿意承担风险，对未来有宏大的愿景，对权力、荣耀和财产有强烈的个人需求，具有说服他人的能力；Lubit[14]认为，建设性自恋型领导能够承受每日的挫折和压力甚至批评，具有足够的自信心，不会因为他人成功的影响而自信下降，希望保持个人魅力的健康形象，有较强移情意识，喜欢真友谊和愿意激发他人的自信。综上，本文将建设性自恋型领导界定为：这些领导者是伟大的愿景家，具有安全型自尊感特征，能够在面对挫折、压力和批评，甚至达不到理想目标、看到他人成功导致对自身失望的环境中生存，也不会有损自己作为重要的有价值个体的自信，有较强同情心，喜欢真正的友谊，尊重他人的权利，具有激发他人信心的才能。
从建设性自恋型领导测量来讲，John基于Wink(1992)开发的包括任性、过度敏感和自主三维度量表，把自主维度(积极特质)作为建设性自恋型领导，任性和过度敏感(消极特质)作为破坏性领导测量内容[14,16]。自恋型领导的自主维度与变革型领导比较类似[17]，都是通过构建伟大的愿景，帮助下属把个体目标和组织目标联系起来，让下属充分体会到工作的意义和价值，增强下属的使命感和归属感，提高员工对自身能力的信心，促进员工在自我概念和创造力方面的发展[13,18]。有研究表明，变革型领导对下属内创业行为有积极影响[19]，员工内创业行为是员工为了提升企业应对外部环境变化的能力和开展新业务而实施的主动性创新行为[20]，是一种背离传统的组织内部行为[21]。本研究把员工内创业行为定义为员工为了谋求组织和个人发展而在组织内部开展的主动性创新行为，例如成立于2007年的阿里妈妈，主要成员来自于阿里集团其它部门，其创业行为属于阿里集团内创业行为。换而言之，建设性自恋型领导对下属内创业行为有积极影响。员工受到建设性自恋型领导的影响而激发长远发展需求，根据调节定向理论，个体在寻找目标的自我调节过程中，会根据不同需求表现出不同的自我调节定向，发展需求会带来个体促进定向，个体行为自我调节以“趋利”为主，主要关注正面结果。Reizer[22]基于依恋视角发现，具有较高能力自信的安全依恋个体会更多地采用促进定向的自我调节手段。有研究表明，高促进定向者更有可能采取冒险接近策略，确保“击中目标”而非“遗漏目标”[23]。在建设性自恋型领导的带领下，下属员工更偏向于采取促进定向的自我调节方式，喜欢冒险，展现出很强的创造性行为和水平[24-25]。因此，本文提出以下假设：
H1：建设性自恋型领导对员工内创业行为具有积极影响。
Nancy &George[26]提出，创业自我效能感是创业者相信自己能够胜任不同创业角色或成功完成各项任务的信念；吴建祖和李英博[11]指出，创业自我效能感是个人对自己成功完成内创业任务和实现创业目标的主观信心。本研究在以上学者界定的基础上，提出创业自我效能感是员工对自己能否实现创业目标的信念程度。自我效能感在外在的环境刺激与个体身心反应之间起着很重要的中介作用[27]。领导是组织情境的重要部分[28-29]，员工创业是作为个体的身心反应，因而，本文认为员工的创业自我效能感在建设性自恋型领导与员工内创业行为之间起着一定的中介功能。Redmond等[30]也认为，领导者行为会影响下属的自我效能感，进而影响下属的行为表现。具体而言，建设性自恋型领导关心下属，为下属构建伟大的愿景目标[31]。根据调节定向理论，下属受到领导的影响，为了实现个人远大目标，愿意冒险和创业，具有较强的创业信心，并在领导的“关照”下付诸内部创业活动。因此，提出以下假设：
H2：员工的创业自我效能在建设性自恋型领导与员工内创业行为之间起中介作用。
企业内部情境能够影响企业内创业者的行为规范(角色认知图式)[32]，如李乾文和张玉利[33]实证研究发现改变企业内创业环境能够影响组织内部创业行为。本研究采取Kuratko等[34]的定义，认为企业内创业环境是影响员工内创业行为的组织内部要素集合。根据其定义，企业内创业环境对员工内创业行为具有影响，Barringer等(1998)也实证发现，企业内部创业环境奖励支持维度的合理使用，能够提高员工从事创业有关活动的行为积极性(Barringer等,1998)。当企业内部创业环境较好时，意味着组织内部环境比较支持员工创业，如管理支持和资源支持等[11]，再加上领导的支持，内创业者更愿意冒险，从事创业活动的概率大幅度增加。因此，企业内创业环境强化建设性自恋型领导对下属内创业行为的影响关系，反之亦然。故提出以下假设：
H3：企业内创业环境在建设性自恋型领导对下属内创业行为的影响关系中起正向调节作用。
在H3的基础上，本研究推断创业自我效能感可能中介建设性自恋型领导与企业内创业环境交互对员工内创业行为的影响。即企业内创业环境在建设性自恋型领导与员工创业行为的关系中起正向调节作用，而这种正向调节受到员工创业自我效能感的中介。具体而言，建设性自恋型领导提升了下属员工对未来发展的迫切需求，根据调节定向理论，下属愿意冒险和创业。另外，较好的企业内创业环境会增加企业在管理和资源等方面对员工的支持，也能提高员工对创业成功的信心，进一步强化员工的创业自我效能感，进而促进内创业行为发生概率。因此，提出以下假设：
H4：员工创业自我效能感中介建设性自恋型领导与企业内创业环境交互对员工内创业行为的正向影响，即建设性自恋型领导与企业内创业环境的交互通过创业自我效能感对员工内创业行为产生正向影响。
本文研究模型如图1所示。
图1 研究框架
本文研究数据来自湖北、广东和浙江等地的61家企业，涉及互联网、通讯和生物医药等行业。为了防止共同方法偏差，采取配对的方法，分别从中层管理者(员工)和企业一把手(领导)收集问卷数据。其中，建设性自恋型领导、创业自我效能感和企业内创业环境由中层管理者填写，中层管理者内创业行为由企业一把手填写。在开展调查之前，与企业人力管理部门沟通，确定要调查的人员名单，以便进行编号。在调查时，企业人力资源部门召集研究人员到现场发放问卷，告知仅用于学术研究，问卷结果完全保密，不对外公开，问卷填写完毕马上收回。共收到61名企业一把手和384名中层管理者的问卷，剔除大部分空白或反应倾向一致的问卷以及每个企业中层管理者少于3人的问卷，最后得到53名企业一把手和对应的346份中层管理者问卷。在样本方面，中层管理者中有292人为男性，占84.39%，女性54人，占15.61%；受教育程度以本科和硕士为主(264人，占76.30%)，在目前企业中工作的平均年限为7.18年(SD=4.13)。企业一把手中有45名为男性，占84.91%，女性8人，占15.09%；受教育程度以专科和大学为主(44人，占83.02%)，企业一把手在目前企业平均工作了7.01年(SD=4.54)。
2.2.1 建设性自恋型领导
本文按照John[35]的研究思路，也采用Wink(1992)开发的测量自恋型领导自主维度的量表，共 5个题目。例如，“我的领导有很广泛的兴趣”和“我的领导有很高的自我期望水平”，“1”表示“强烈不同意”，“7”表示“强烈同意”。由于是国外量表，中西方文化存在差异，在国内情境下应用很少。为保证研究的严谨性，首先，进行内容效度检验(以下国外量表也是如此)。邀请外国语学院的2名外语教师翻译英文量表，然后请另外两名外语教师进行回译，以确保中文和英文量表在内容上的一致性。最后，请两位组织行为学领域的学者对该量表测量题项是否覆盖建设性自恋型领导所涉及内容范围进行综合研判，保证本量表的内容效度达到研究要求。其次,对该量表的5个题目进行探索性因子分析，显示该量表为单因子结构，各题项因子载荷均在0.65以上，说明该因子是稳定的；检查该单因子的拟合度，拟合参数为χ2/df=2.615，CFI=0.908，NFI=0.902，RMSEA=0.068，说明建设性自恋型领导量表的单因子拟合度较好。该量表在本研究中的信度系数为0.893。
2.2.2 员工内创业行为
中层管理者内创业行为采用Jong等(2015)研究使用的量表，该量表包括创新、冒险和主动性3个维度，例如“这个员工能够产生创造性想法”和“这个员工搜寻新的技术或新产品创意”，“1”表示“根本不可能发生”，“5”表示“经常发生”。对该量表进行探索性因子分析，显示该量表为三因子结构，各题项因子载荷均在0.58以上，说明该因子是稳定的；检查该单因子的拟合度，拟合参数为χ2/df=2.412，CFI=0.903，NFI=0.905，RMSEA =0.070，说明中层管理者内创业行为量表的单因子拟合度较好。该量表在本研究中的信度系数为0.815。
2.2.3 员工创业效能感
采用Chen等(1998)开发的创业自我效能感量表，包括市场和创新等5个维度，该研究得到很多学者如Baum等(2004)、Markman等(2003)的认可。考虑到中西方文化差异和中英回译量表的复杂性，对量表进行必要的修改，题项包括“在工作中我经常有新的冒险和新的想法”和“能够成功将新产品和新服务销售给顾客”等，“1”表示“完全不确定”，“5”表示“完全确定”。对该量表进行探索性因子分析，显示该量表为五因子结构，各题项因子载荷均在0.6以上，说明五因子是稳定的；检查五因子的拟合度，拟合参数为χ2/df=2.642，CFI=0.903，NFI=0.892，RMSEA =0.065，说明该创业自我效能感量表的五因子拟合度较好。该量表在本研究中的信度系数为0.772。
2.2.4 企业内创业环境
企业内创业环境采用Kuratko等(1990)使用的量表，包括管理支持等3个维度，题项包括“我的工作贡献决定了我的奖励”和“我的上司了解并愿意接受我的建议”等。对该量表进行探索性因子分析，显示该量表为三因子结构，各题项因子载荷均在0.6以上，说明三因子是稳定的；检查三因子的拟合度，拟合参数为χ2/df=2.558，CFI=0.887，NFI=0.893，RMSEA=0.067，说明该企业内创业环境量表的三因子拟合度较好。该量表在本研究中的信度系数为0.722。
2.2.5 控制变量
以往研究表明，教育程度、工作经验、性别与创业行为正相关。因此，取这些变量为控制变量。
尽管建设性自恋型领导和企业内部创新创业环境属于组织层次变量，但来源于个体数据。因此，需要利用一些指标判断建设性自恋型领导和企业内创业环境聚合的可能性。ICC(1)、ICC(2)和Rwg是最常用的判断个体数据加总可靠性的指标。计算并分析发现，建设性自恋型领导和企业内创业环境的ICC(1)分别为0.21和0.16，均高于James提出的标准0.05(James,1982)；建设性自恋型领导和企业内创业环境的ICC(2)分别为0.65和0.55，也高于James提出的ICC(2)>0.5的标准；建设性自恋型领导的Rwg值在0.76～0.85之间，企业内创业环境的Rwg值在0.74～0.82之间，均大于0.7的标准。同时，方差分析结果表明，不同组织对建设性自恋型领导(F(52,312)=2.47,p<0.001)、企业内部创新创业环境(F(52,312)=2.15,p<0.001)的感知均存在显著组间差异，这表明把建设性自恋型领导和企业内创业环境从个体层聚合到组织层构念是可行的。
本文采用SPSS 24.0、Amos 24.0和HLM 7.01进行数据分析。具体而言，使用SPSS 24.0进行描述性统计分析与信效度分析，使用Amos 24.0进行验证性因子分析，使用HLM 7.01对研究假设进行检验。
在建设性自恋型领导和企业内创业环境聚合之前，通过验证性因子分析探究4个变量的区分效度，结果如表1所示，发现四因子模型与数据的匹配最佳，表明建设性自恋型领导、企业内创业环境、创业自我效能感和员工内创业行为确实是4个不同变量。
表1 验证性因子分析结果(N=346)
模型χ2dχ2/dRMSEACFIIFITLI零模型4963.21327四因子模型858.003122.750.0670.930.910.91三因子模型a1007.863223.130.0810.870.860.88三因子模型b1197.843223.720.0990.810.790.81三因子模型c1410.363224.380.1130.780.780.77二因子模型a1756.083245.420.1240.740.730.74二因子模型b2070.363246.390.1360.710.690.70单因子模型2538.253257.810.1710.630.610.62
各变量的均值、标准差与相关系数如表2所示，创业自我效能感和员工内创业行为之间呈显著正相关关系，这为研究假设提供了初步支持，变量之间因果关系如何，将作进一步统计分析。
表2 各主要变量均值、标准差与变量间相关系数
变量平均值(M)标准差(SD)12345第一层变量1.员工性别0.84一12.员工学历2.480.810.0813.员工工作经验7.184.130.06-0.0314.创业自我效能感3.210.780.050.070.0415.员工内创业行为3.570.620.17*0.060.040.42**1第二层变量1.领导性别0.85一12.领导学历1.860.610.0513.领导工作经验7.014.540.040.0614.建设性自恋型领导4.780.920.050.080.0915.企业内创业环境4.170.590.030.050.080.48**1
注：N(第一层)=346，N(第二层)=53，*表示P<0.05;**表示P<0.01，***表示P<0.001(以下同)
3.3.1 主效应与中介效应检验
通过多层线性模型分析建设性自恋型领导对员工内创业行为的跨层影响以及员工创业自我效能在其中所起的中介作用。根据Hofmann &Gavin(1998)的提议，对第一层和第二层的变量进行总中心化处理。以员工内创业行为为因变量进行零模型检验，结果显示员工内创业行为的组内方差、组间方差分别为0.42和0.53，组间方差占总方差的55.79%，而且员工的内创业行为存在显著组间变异，F(52,312)=5.4，p<0.001，可以开展多层线性分析。HLM软件运行结果如表3所示，在M4中，控制了员工性别、学历和工作经验后，建设性自恋型领导对员工的内创业行为具有显著积极影响(γ=0.31,P<0.01)，假设H1得到支持。对于假设H2而言，当创业自我效能感进入M5后，员工创业自我效能感显著正向影响其内创业行为(γ=0.28,P<0.01)，但建设性自恋型领导对员工内创业行为的影响力减弱(γ=0.19,P<0.01)，这表明员工创业自我效能感在建设性自恋型领导和下属内创业行为之间起部分中介作用。为了进一步检验创业自我效能感的中介作用，使用R中介法，相对于Prodclin程序固有的缺陷，R中介参数估计更精确。R中介法显示，创业自我效能感的95%CI区间为[0.03,0.28]，不包括零，说明创业自我效能感所起的中介效应显著，假设H2得到验证。
表3 多层线性模型分析结果
变量模型创业自我效能感M1员工内创业行为M2M3M4M5M6M7截距4.23***5.78***5.78***5.78***5.78***5.78***5.78***(0.04)(0.11)(0.12)(0.10)(0.13)(0.11)(0.12)第一层变量员工性别0.050.060.060.090.090.100.11(0.01)(0.05)(0.05)(0.05)(0.05)(0.05)(0.05)员工学历0.020.030.030.020.020.010.01(0.02)(0.04)(0.04)(0.04)(0.04)(0.04)(0.04)员工工作经验-0.020.000.000.000.000.000.00(0.01)(0.01)(0.01)(0.01)(0.01)(0.01)(0.01)创业自我效能感0.42**0.28**0.22**(0.12)(0.15)(0.13)第二层变量建设性自恋型领导0.39**0.31**0.19**0.21**0.17**(0.14)(0.15)(0.16)(0.13)(0.13)内创业环境0.18**0.16**(0.14)(0.15)建设性自恋型领导*内创业环境0.190.03**(0.12)(0.17)M(创业自我效能感)0.01(0.19)方差分解组内方差(σ2)0.510.580.580.580.580.580.54组间方差(τ00)0.550.610.610.600.620.630.66
注：M(创业自我效能感)表示创业自我效能感的组平均数，回归系数为稳健标准误下的非标准化系数；括号内是回归系数的稳健标准误
四因子模型：建设性自恋型领导，企业内创业环境，创业自我效能感，员工内创业行为；三因子模型a：建设性自恋型领导，企业内创业环境+创业自我效能感，员工内创业行为；三因子模型b：建设性自恋型领导，企业内创业环境，创业自我效能感+员工内创业行为；三因子模型c：建设性自恋型领导，内创业环境+员工内创业行为，创业自我效能感；二因子模型a：建设性自恋型领导+企业内创业环境+创业自我效能感，员工内创业行为；二因子模型b：建设性自恋型领导，内创业环境+创业自我效能感+员工内创业行为；单因子模型：建设性自恋型领导+企业内创业环境+创业自我效能感+员工内创业行为
3.3.2 企业内创业环境的调节作用检验
在M6中，控制了员工性别、学历和工作经验后，建设性自恋型领导与企业内创业环境的交互对员工内创业行为具有显著积极影响(γ=0.19,P<0.01)，假设H3得到验证。为了更清楚地展示企业内创业环境对建设性自恋型领导与员工内创业行为关系的调节效果，遵循Aiken和West的做法，绘制调节效应图，如图2所示，企业建设性自恋型领导越强，员工越会表现出内创业行为。但是，对于处于不同企业内创业环境的员工而言，建设性自恋型领导对于员工内创业行为的影响存在差异。具体而言，在较好的企业内创业环境中，建设性自恋型领导对员工内创业行为具有显著积极影响(simple slope=0.48,t=3.12,p<0.01)；在较差的企业内创业环境中，建设性自恋型领导对员工内创业行为影响不大(simple slope=0.12,t=1.34,ns)。因而，假设H3被验证。
图2 企业内创业环境对建设性自恋型领导与员工内创业行为关系的调节作用
3.3.3 被中介的调节效应检验
当员工创业自我效能感进入M7后，创业自我效能感对员工内创业行为正向影响显著(γ=0.22,P<0.01)，同时，建设性自恋型领导与企业内创业环境交互对员工内创业行为的影响变得不显著(γ=0.03,ns)，表明创业自我效能中介了建设性自恋型领导与企业内创业环境交互对员工内创业行为的影响。进一步采用R中介方法，创业自我效能感的95%CI区间为[0.03,0.31]，不包括零，说明创业自我效能感中介了内创业环境的调节作用，假设H4得到验证。
很多学者认为自恋型领导是一种“黑暗面”居多的领导风格，所带来的消极作用远大于其积极贡献[36]。因此，目前关于自恋型领导对下属负面影响的研究较多，如反生产行为(Lisa 等,2005)、欺骗行为(Blickle等,2006)和偏差行为(丁志慧等,2018)等，从积极视角开展的自恋型领导研究不多。近年来，少数学者研究了自恋型领导对下属产生的积极作用，主要从社会交换理论和社会认知理论等视角展开。本研究另辟蹊径，从调节定向理论视角切入，研究建设性自恋型领导对下属内创业行为的影响机制，丰富了员工内创业行为影响因素的研究领域。本文基于员工内创业行为的影响机理分析，研究员工创业效能在建设性自恋型领导与员工内创业行为关系中的中介作用，结果发现创业效能起到了部分中介作用，假设H2不仅得到验证，也间接支持了社会认知理论的基本观点，即个体自我效能感中介了情境因素与个人行为之间的关系(Tierney等,2004)。目前国内对企业内创业环境研究甚少，本研究发现当企业具有较好的内创业环境时，建设性自恋型领导对下属员工的内创业行为影响更大，这一研究结论直接验证了群体动力学理论的观点，即人的因素和环境因素共同影响人的行为表现(Lewin,1953)。
本研究对中国组织管理活动具有重要的指导意义。首先，企业一把手(建设性自恋型领导)能够促进下属(中层管理者)的内创业行为，例如马云、董明珠和雷军都是建设性自恋型领导的典型代表。典型案例就是马云扶持阿里钉钉成长的故事，阿里巴巴成立之初，马云曾发誓：要建成世界上最大的电子商务公司，进入全球网站排名的前十位。当时很多人认为不可能，时至今日，人们纷纷称赞马云有远见。马云善于自我宣传和鼓舞人心，说服他人的能力极强，曾经说服国际风投公司高管蔡崇信加入月薪只有500元的阿里巴巴，成为公司的CFO。马云的自信心也非常强，他曾经说过：“公司没有人可以制衡我，如果我已经做出了决定，哪怕是错误的也必须执行”，这个回答充分体现了马云非常强势和自信的一面。从前文可以看出，马云是典型的建设性自恋型领导。马云非常支持钉钉的成立和发展，2014年5月，钉钉在阿里巴巴内部悄悄立项，曾经的淘宝搜索负责人陈航带着七八个开发人员搬到了马云的湖畔花园开始研发新产品，2015年1月钉钉首次公开发版，马云还邀请赵薇和高晓松等明星公开为钉钉站台做广告。陈航曾经回忆道：“当我第一次和马云老师谈使命的时候，我说钉钉的使命是把阿里巴巴的工作方式零成本、零门槛分享给中国4 300多万企业，马云老师说这个靠谱，我们阿里巴巴就是让天下没有难做的生意。这是钉钉持续得到集团重大支持的原因，我们要做的事情跟阿里巴巴集团的使命完全匹配，就是帮助中小企业。”时至今日，阿里钉钉的用户数已经超过3亿，超过1 500万家企业组织全面开启数字基建。
目前，国内众多企业一把手或多或少在行为上有些自恋型领导特征，从创业角度而言，需要重点培养一把手的建设性自恋行为特征，提升下属对于创业成功的信心，进而激发下属的创业积极性。如通过培训和参观学习标杆企业(如阿里巴巴)等方式，培养企业一把手构建伟大愿景的能力，增强移情意识，提高说服他人的能力，提升个人魅力，进而增强个人信心。本研究还发现企业内创业环境与建设性自恋型领导的交互能够促进下属的内创业行为。因此，除对一把手进行培训，培养一把手的建设性自恋行为习惯外，还要培育企业内部良好的创业环境，包括对下属内创业活动的扶持，如提供充足资源，给予创业员工充足的工作时间自由度，放权给员工，建立一系列风险保护和容错政策，培育良好的内创业文化，建立适宜的组织结构以配合下属的内创业活动等。
本研究也存在一些不足。首先，采用横截面数据，不能严格检验变量之间的因果关系，未来研究可开展分时间点测量或者纵向追踪，以弥补研究使用横截面数据的固有缺陷。其次，由于资源所限，只调查了浙江、广东和湖北三地的企业，缺乏其它地方企业的数据，难以控制地域和文化等因素的影响，今后研究应充分考虑上述因素，扩大样本范围数量。最后，受研究广度的限制，只考察了建设性自恋型领导对员工内创业行为的影响，关于建设性自恋型领导作用效能的研究可以加强团队和组织层次结果变量的探讨。
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