孫 冰，田勝男

(哈爾濱工程大學 經濟管理學院，哈爾濱 150001)

改革開放以來，一大批優秀企業家在市場競爭中迅速成長，為我國經濟社會發展做出重要貢獻。他們身上閃耀著共同的力量——企業家精神。2019年，中共中央國務院首次以專門文件聚焦企業家精神;2020年7月的企業家座談會更是明確指出，要弘揚企業家精神，推動企業發揮更大作用。企業家精神的重要性與日俱增，儼然成為中國情境下引領技術創新與產業升級的重要動力[1]。企業家在資源配置、生產經營和創新發展中的組織者和領導者地位[2]，決定了其與技術創新擴散存在不可割裂的內在聯系。究其原因，企業作為市場主體，要引入新產品、提供新標準、實行新管理、采用新技術、開辟新市場，無不需要創新實干的企業家精神[3]。因此，如何以企業家精神為推手促進技術創新擴散是適應和引領經濟新常態的迫切需要，更是理論界和實務界亟待解決的關鍵議題。

回顧眾多技術創新的擴散歷程，改進遲緩、變革停滯、甚至新技術遭到抵制等現象屢見不鮮。一些具有明顯的技術和經濟優勢的新技術在取代舊技術的過程中并非一帆風順，其實際擴散成效并不理想。結合熊彼特創新理論中企業家的主觀能動性作用[3]，本文認為，企業間的技術創新擴散形成于企業家基于經驗、知識、信息所做出的認知判斷與策略選擇[4]，主要表現為創新者的率先采用以及跟隨者的“模仿”和“學習”行為[5-8]。在此過程中，知識的共享與學習是企業獲取異質性知識、消除信息不對稱、打破資源約束、適應外部環境變化的最佳方式[9-11]，因此，知識共享是影響企業間技術創新擴散的重要途徑。與此同時，企業作為一個開放系統，無法獨立于環境而存在。特別是在中國情境下，企業的經營活動與戰略決策表現出較強的“環境-戰略”模式，即在不同的環境動蕩性條件下，企業與外界環境之間進行資源、信息或能量交換的效果大相徑庭[12]。企業家是企業的所有者，其對利潤最大化追求的內在動機決定了企業家精神是驅動創新擴散的內生因素。然而，現有研究較少探討企業家精神影響技術創新擴散的作用機制，對其中可能存在的中介、調節變量的深入挖掘更是罕見。

究竟，企業家精神如何影響技術創新擴散?知識共享在企業家精神與技術創新擴散之間起何作用，是否有助于提升技術創新擴散?進一步，日益增加的環境動蕩性是企業間技術創新擴散的機遇還是阻礙?為解決上述問題，本文將企業家精神作為影響技術創新擴散的前因變量，分析企業家精神影響技術創新擴散的作用機制。在此基礎上，進一步引入知識共享的中介作用和環境動蕩性的調節作用，分別探討知識共享和環境動蕩性對上述作用過程的權變影響，明確環境動蕩性與知識共享匹配關系對于推進企業間技術創新擴散的影響，旨在為政府相關部門制定技術發展規劃與政策、企業加速技術創新擴散提供一定的理論參考與決策借鑒。

1 理論基礎與研究假設

1.1 企業家精神與技術創新擴散

企業家精神是企業家進行企業經營管理時所具有的思想意識和基本素質的總體表現[13]，其中承擔風險的創新創業活動是現階段企業家精神最直觀的表現[14-15]。回顧眾多創新成果的擴散歷程，一種新技術的推廣普及總是通過無數企業家的“模仿”來實現的[5-8]。這意味著，企業家精神傳達了企業家對創新成果的采用意愿，從主觀上促進了技術創新擴散[16]。

企業家精神被認為是經濟增長的發動機，是實現創新和聯結各種生產要素的一種極其稀缺的特殊無形資源，為技術創新擴散的產生與持續進行注入了內在動力。Shane等[4]以及Krishnaswamy等[17]一致認為，企業家精神在識別市場機會、尋求創新的技術與方法上發揮了重要作用。唐國華[18]則進一步將企業家精神比作一種知識過濾器，發揮企業家精神的識別和過濾作用可以幫助企業迅速發現外部環境中有價值的創新和潛在的商業機會，進而實現創新的快速擴散。概括而言，企業家精神之于技術創新擴散的作用在于，企業家的創新敏感性和決策能力有利于洞察技術創新成果蘊藏的潛在市場價值[19-20]，其對創新的足夠重視以及對創新活動的大力投入進一步保證了創新成果的及時發現和采用[21]。相反地，企業家精神的缺乏或不足將限制企業對新技術的需求，阻礙企業對技術創新的采用[22]。可見，企業家精神有利于技術創新擴散。基于此，提出假設:

H1企業家精神對技術創新擴散具有正向影響。

1.2 知識共享在企業家精神與技術創新擴散間的中介作用

知識共享是個人知識通過內隱性、外顯化和共同創造等方式，最終轉化為組織知識的過程[23]。在創新擴散過程中，企業與其配套商、供應商、用戶等潛在采用者通過提供中間產品、資源要素、市場信息、項目合作、人員交流等方式進行知識共享。在此過程中，圍繞創新成果相關信息進行的知識共享一方面大大降低了創新不確定性帶來的風險，另一方面提高了創新成果的易獲得性和低成本性，從而促進了創新成果的擴散[24]。

知識共享通過頻繁的相互作用和交流形成互惠互利的雙邊關系，從而加速了信息流動[25]。Zulfiqar等[10]通過優質棉花的擴散研究指出，潛在采用者之間進行技術交流與知識轉移的互動，即通過知識共享獲得信息以做出創新采用決策。這意味著，知識共享實現了創新相關的信息傳遞和經驗分享，減少了創新擴散過程的不確定性，有效縮短了企業接受新技術的時滯，從而顯著提高了后續創新擴散的可能性和效率。Talebian等[11]認為知識共享有利于創新者與潛在采用者之間的信息傳遞，通過加強創新成果的激勵效果、弱化創新擴散的障礙來推動創新擴散。Darko等[26]在建筑業綠色創新擴散的研究中指出，知識的共享和積累對于推動綠色創新擴散至關重要。具體而言，潛在采用者首先通過大眾傳播獲得創新成果的初始信息，進而與其配套商、供應商、用戶等進行信息傳遞，這一階段的知識共享是創新成果得以進一步擴散的主要推進器。相反地，缺乏對創新成果的知識和認識將導致大多數利益相關者缺乏足夠的信心來采用這一創新成果。由此可見，充分的知識共享有利于技術創新擴散。基于此，提出假設:

H2知識共享對技術創新擴散具有正向影響。

已有研究指出，企業家精神是知識共享的前因變量，甚至沒有企業家獨特的個人能力特別是敏銳的洞察力，知識共享本身就不會發生[18，27]。Srivastava等[28]同樣表示，團隊中的知識共享并非自發形成的，企業家行為會顯著影響知識共享的程度。基于企業家精神開展的知識共享是創新成果從采用者向潛在采用者不斷擴散的重要方式，即企業家精神通過知識共享來積累創新相關的人力資本和物質資本，打破信息不對稱與資源約束，從而實現技術創新擴散[18]。這意味著，企業家精神是促進知識共享和技術創新擴散的關鍵前兆[17]。孫雪嬌[29]在關于圣泉集團的縱向案例研究中指出，具有企業家精神的企業家經常通過鼓勵內部研發交流、與高校、科研院所、產業鏈上下游企業合作等方式加強知識共享，實現創新相關信息與資源從創新者向潛在采用者的傳遞，最終促成創新成果的擴散。由此可見，企業家精神通過影響知識共享間接地影響技術創新擴散。基于此，提出假設:

H3企業家通過影響知識共享間接促進技術創新擴散，即知識共享在企業家精神與技術創新擴散之間起中介作用。

1.3 環境動蕩性的調節作用

環境動蕩性是由Duncan[30]在外部環境與組織決策間關系研究中率先提出的，用以描述外部環境特征，主要是指環境的變化速度或不穩定程度[31]。隨后，Jaworski等[32]進一步指出，環境動蕩性來源于技術動蕩性和市場動蕩性兩個方面。其中，技術動蕩性是指技術變革的速度或技術發展的不可預測性，市場動蕩性則表示消費者偏好和需求的變化程度[32-34];兩者共同構成了影響企業采用技術創新的必要外部情境。

具體而言，技術環境動蕩程度越高，企業間知識共享的難度越大[35]，從而阻礙企業間技術創新擴散。其原因在于:一方面，技術環境高度動蕩且難以預測的情境下，企業間通過知識共享獲取的創新成果相關信息容易因缺乏時效性而貶值[33]。為了應對不確定性風險，企業傾向于加強專利與知識產權的保護，減少對不確定性技術創新成果的引進與研發投入[36]。有的企業甚至會由于信息、資源等方面的限制將外部動蕩環境視為威脅而非機會[37]，傾向于保持已有技術優勢，即在技術創新成果采用方面趨于僵化[38]，最終阻礙企業間技術創新擴散。另一方面，技術環境動蕩性的上升往往伴隨著技術生命周期的縮短，企業期望通過采用技術創新成果而形成競爭優勢的時間與機會窗口也相應縮短[39]，擴散的技術創新成果在現有市場中可能已經失去優勢。相反地，技術動蕩性較弱情境下，技術更新換代速度較緩，行業競爭格局較為穩定，企業可以較為從容地與配套商、供應商等產業鏈上下游組織進行知識共享乃至產品的合作研發[12]。由此可見，穩定的技術環境降低了企業接收創新成果的“門檻”，進一步加強了知識共享對技術創新擴散的促進作用。

此外，高度動蕩的市場環境使得企業間關系表現出較強的對抗性和侵略性[40]，組織間合作機制不穩定、知識共享行為難以維持[35]，由此造成知識和信息傳遞的損耗在一定程度上阻礙了知識共享對創新擴散的促進作用。不充分的知識共享難以消除創新采用企業對創新成果的疑慮和不信任，從而在很大程度上限制了以充分知識共享為實現路徑的技術創新擴散。而當市場動蕩性較弱時，技術創新成果的相關資源和產品的市場信息可得性較高，且獲取成本較低。在此情況下，企業通過戰略聯盟、合作研發等方式進一步加強知識共享，以弱化高度動蕩的市場環境對知識共享與創新擴散關系的消極影響[41]。由此可見，在技術創新成果的擴散過程中，市場動蕩性越高，創新成果相關信息的貶值風險越大，知識共享和資源共享過程的損耗與失真越嚴重，從而阻礙了知識共享對創新擴散的促進作用。基于此，提出假設:

H4a技術動蕩性負向調節知識共享與技術創新擴散的關系，即較高的技術動蕩性會抑制知識共享對技術創新擴散的促進作用。

H4b市場動蕩性負向調節知識共享與技術創新擴散的關系，即較高的市場動蕩性會抑制知識共享對技術創新擴散的促進作用。

綜合前述理論推演，環境動蕩性，即技術動蕩性和市場動蕩性分別調節了知識共享與技術創新擴散之間的關系，并且知識共享在企業家精神與技術創新擴散之間起到中介作用。故而，本文進一步推論，環境動蕩性能夠調節知識共享的中介作用，即第2階段有調節的中介作用成立。根據文獻[42-43]中的研究，當中介作用的前半段或后半段受到調節變量的調節時，該中介作用也能夠被調節，即在調節變量的不同條件下，中介作用存在顯著差異。因此，本文構建了一個有調節的中介模型(見圖1)，考察企業家精神、知識共享及環境動蕩性與技術創新擴散的關系，從而明確環境動蕩性對知識共享中介效應的權變影響。基于此，提出假設:

H5技術動蕩性顯著調節知識共享在企業家精神與技術創新擴散之間的中介作用，即在較高技術動蕩性條件下，知識共享的中介作用較弱;而在較低技術動蕩性條件下，知識共享對上述關系的中介作用較強。

H6市場動蕩性顯著調節知識共享在企業家精神與技術創新擴散之間的中介作用，即在較高市場動蕩性條件下，知識共享的中介作用較弱;而在較低市場動蕩性條件下，知識共享對上述關系的中介作用較強。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數據收集

本文面向技術創新活動相對活躍的高新技術產業的中高層管理者進行問卷調研。在正式調查前，邀請校友企業家、MBA和EMBA學員等行業領域內專業人士進行小范圍預調研。根據預調研結果對問卷進行適當調整與優化，去除有歧義、模糊和陌生的術語，形成正式問卷。項目組于2019年3月啟動正式調研，歷時5個多月，通過現場填寫、電話訪談、電子郵件與問卷星平臺等途徑發放問卷550份，收回391份，回收率為71.09%。進一步剔除一般員工問卷、規律填寫問卷、填寫不完整的無效問卷，最終得到279份有效問卷，回收有效率為71.36%。采用普遍的Harman單因素分析方法進行同源偏差檢驗，即針對所有變量進行主成分分析，以提取的公因子數量以及第1個公因子的方差貢獻率為判斷依據。結果顯示，Harman單因素分析共抽取5個因子，其中第1個公因子的方差貢獻率為20.48%，占總體方差解釋量73.28%中的27.95%，未達到總變異量的50%，因此不存在嚴重的同源偏差，可開展后續研究。

2.2 變量測量

本文主要采用國內外已有的成熟量表，根據研究目的和實際調研情境對相關題項進行適應性調整。相關變量的測度與具體題項內容說明如下:

關于企業家精神的測度主要借鑒文獻[4，15]中的研究，綜合考慮企業家對創新的認識和行為，設計了“企業管理者積極開拓新市場的意愿強烈程度”、“企業管理者對前沿新興事物的感知能力強弱”、“企業管理者的風險偏好與風險承擔能力強弱”和“企業管理者投資技術創新的意愿強烈程度”4個題項。

關于知識共享的測度則主要參考Hooff等[23]的研究，設置了“經常從合作伙伴獲得重要的信息和知識”、“經常與合作伙伴進行經驗與技巧交流”和“經常與合作伙伴進行技術合作”3個題項。

關于環境動蕩性的測度主要根據Jaworski等[32]的研究，從影響技術創新擴散的技術動蕩性和市場動蕩性兩個方面入手，在Lyu等[15]以及Bodlaj等[34]開發的量表的基礎上，結合技術創新擴散特征，設計了“所在行業的技術變化速度很快”、“所在行業的替代品出現迅速”和“新產品從研發到投放市場的速度很快”3個題項用于衡量技術動蕩性，同時設計了“所在行業的消費者偏好變化迅速”、“所在行業的消費者傾向于尋找新產品和新服務”和“競爭對手能根據新產品擴散調整競爭策略與行為”3個題項用于反映市場的動蕩性。

關于技術創新擴散的測度則遵循Rogers等[5]的評估維度，設計了“所在行業中采用新技術的企業數量多寡”、“采用新技術的產品市場份額高低”和“新技術的擴散對開發相關衍生產品的帶動情況”3個題項。

上述量表均采用Likert 5級評分方式，其中“1”表示完全不同意，“5”表示完全同意。與此同時，考慮到企業性質、企業規模等企業特征變量對企業采用創新成果的影響，本文將兩者作為控制變量引入后續的實證分析。

3 數據分析

3.1 信度與效度檢驗

在信度檢驗方面，問卷整體的Cronbach’sα為0.933，且刪除任何題項后該數值并未得到提升。與此同時，各個變量的Cronbach’sα值均大于0.7，表明量表具有較高的信度。在效度檢驗方面，采用KMO值、因子載荷值、平均方差提取量和組合信度來檢驗變量的效度。如表1所示，各個變量的KMO值均大于0.6，最小因子載荷為0.740，平均方差提取量(AVE)大于0.6，組合信度(CR)大于0.8，說明量表的效度較高。

表1 信度和效度分析

3.2 描述性統計與相關性分析

由表2可見，企業家精神與技術創新擴散、知識共享顯著相關(β=0.526，p＜0.01;β=0.700，p＜0.01)，知識共享與技術創新擴散顯著相關(β=0.528，p＜0.01)，初步驗證假設H1～H3，同時也為后續實證研究提供了依據。與此同時，表3中各變量的方差膨脹因子(VIF)遠小于10，表明本文的研究變量之間不存在嚴重的多重共線性。

表2 變量的描述性統計和相關系數(n=170)

3.3 假設檢驗

(1)主效應和中介效應檢驗。在變量標準化的基礎上，構建企業家精神對技術創新擴散的直接效應和知識共享的中介效應的層次回歸方程，采用SPSS 19.0進行假設檢驗，實證結果如表3所示。由表3可見，企業家精神與技術創新擴散正相關(模型(2)，β=0.515，p＜0.001)，H1成立。知識共享與技術創新擴散正相關(模型(3)，β=0.502，p＜0.001)，H2成立。在假設2成立的前提下，企業家精神與知識共享正相關(模型(8)，β=0.693，p＜0.001)，企業家精神與知識共享共同正向影響技術創新擴散(模型(4)，β1=0.326，β2=0.273，p＜0.001)，且企業家精神對技術創新擴散的正向影響由于知識共享的存在而顯著減弱(β=0.430＜0.566)。與此同時，模型(4)較之模型(2)引入了知識共享，其擬合優度顯著提高(R2=0.370＞0.333)，即引入知識共享能夠更好地解釋技術創新擴散，表明知識共享在企業家精神與技術創新擴散之間起到有效的部分中介作用，H3成立。

表3 層次回歸分析結果(n=279)

(2)調節效應檢驗。分別引入知識共享與技術動蕩性、市場動蕩性的交互項來考察環境動蕩性在知識共享與技術創新擴散間關系的調節作用。如表3模型(5)所示，交互項“知識共享×技術動蕩性”的回歸系數顯著為負(β=-0.159，p＜0.001)，說明技術動蕩性負向調節知識共享與技術創新擴散間關系，H4a成立。表3模型(6)的回歸結果顯示，知識共享與市場動蕩性的交互項“知識共享×市場動蕩性”系數為負，且通過0.1%的顯著性檢驗(β=-0.167，p＜0.001)。該結果表明，市場動蕩性對知識共享與技術創新擴散間關系的負向調節作用顯著，H4b成立。

為直觀揭示環境動蕩性的調節效應，本文輔以簡單斜率分析，分別檢驗技術動蕩性、市場動蕩性在高于均值和低于均值不同情況下的回歸線性關系。由圖2可知，技術動蕩性較低時，知識共享與技術創新擴散的直線較陡峭且斜率為正;當技術動蕩性較高時，知識共享與技術創新擴散的直線斜率仍為正，但趨勢顯著放緩。這意味著，技術動蕩性負向調節知識共享與技術創新擴散間關系，進一步支持假設H4a。同理，圖3中市場動蕩性調節效應曲線的變化趨勢表明，市場動蕩性對知識共享與技術創新擴散的相關關系具有顯著的負向調節作用，進一步支持假設H4b。

(3)有調節的中介效應檢驗。進一步采用Hayes等[44]開發的PROCESS 3.0中Model 14(Model 14假設中介模型的后半段受到調節，與本文的理論模型一致)對有調節的中介模型進行檢驗。具體而言，將調節變量的均值加減一個標準差分別記為UH、UL，構建95%偏差校正的置信區間，通過Bootstrap法進行5 000次重復取樣，得到調節變量在UH、UL兩種不同取值情況下的條件性中介效應;當且僅當置信區間不包含0時，相應的效應是顯著的[45]。根據本文的理論分析和研究假設，若UH、UL兩種取值情況下的條件中介效應一個顯著、一個不顯著，則說明存在有調節的中介效應。

如表5所示，技術動蕩性較低時，95%無偏置信區間為(0.126，0.472)，不包含0，說明在此情境下，企業家精神經由知識共享影響技術創新擴散的間接效應顯著(β=0.299，p＜0.001);而當技術動蕩性較高時，95%無偏置信區間為(-0.092，0.236)，包含0，此時企業家精神通過知識共享影響技術創新擴散的間接效應不顯著(β=0.072，p＞0.05)。由此可見，不同的技術動蕩性條件下，知識共享的中介作用具有顯著差異，H5成立。同理，知識共享中介效應在較低市場動蕩性和較高市場動蕩性條件下的95%無偏置信區間分別為(0.165，0.484)和(-0.115，0.226)，前者不包含0，后者包含0，說明不同市場動蕩性情境下知識共享的中介效應存在顯著差異，并且較低市場動蕩性條件下企業家精神經由知識共享影響技術創新擴散的間接效應顯著(β=0.324，p＜0.001)，H6成立。綜上所述，技術環境和市場環境趨于穩定的情境下，企業家精神一方面直接促進技術創新擴散，另一方面通過促進知識共享間接地促進技術創新擴散。當外部環境高度動蕩時，知識共享在企業家精神與技術創新擴散間的中介效應不再顯著，即環境動蕩性是影響知識共享中介效應的權變條件。

表5 條件性中介效應的Bootstrap分析

4 結論

本文引入環境動蕩性作為影響技術創新擴散的重要權變因素，探討企業家精神、知識共享對技術創新擴散的內在作用機制，并對不同環境動蕩性條件下知識共享在企業家精神與技術創新擴散之間的中介效應加以檢驗。研究結果表明:企業家精神在直接促進創新擴散的同時，還通過影響知識共享間接地促進創新擴散;環境動蕩性負向調節知識共享與技術創新擴散間的關系，即高度動蕩的技術環境與市場環境在一定程度上阻礙了知識共享對技術創新擴散的促進作用。進一步，環境動蕩性顯著調節知識共享在企業家精神與技術創新擴散之間的中介作用，即在較低的技術動蕩性和市場動蕩性條件下，知識共享在企業家精神與技術創新擴散的關系間起到部分中介作用。隨著技術動蕩性和市場動蕩性的提高，企業家精神通過知識共享促進技術創新擴散的正向作用有所減弱，故而環境動蕩性是影響知識共享中介效應的權變條件，環境動蕩性與知識共享的良好匹配有利于推進企業間技術創新擴散。

本文的理論貢獻體現在兩個方面:一是將企業家精神作為知識共享的前因變量，將環境動蕩性作為影響企業家精神與技術創新擴散、知識共享與技術創新擴散間關系的調節變量，構建了企業家精神對技術創新擴散的影響路徑及其權變影響機制的理論框架，揭示了不同環境動蕩性條件下創新成果在企業群體中擴散的內在機制，為企業有效利用相關因素和條件促進技術創新擴散的實踐提供了理論指導;二是創造性地將環境動蕩性作為調節變量引入技術創新擴散影響因素研究，通過對環境動蕩性影響下知識共享的條件性中介效應進行Bootstrap分析，明確了環境動蕩性對知識共享中介效應的權變影響，拓展了環境動蕩性理論在技術創新擴散研究領域的應用，也為企業應對不同環境動蕩性條件下的技術創新擴散問題提供了決策借鑒。

縱觀我國制造業中技術創新成果的擴散態勢，結合前述理論基礎與實證研究結論，提出如下對策建議:

(1)倡導并培育創新創業的企業家精神，激發其對技術創新擴散的主觀能動性作用。促進技術創新擴散，企業家重任在肩。企業家的成長與企業家精神的培育是一個社會發現的過程，離不開社會制度環境[21]。鑒于此，政府應強化普惠性政策支持，消除由于制度因素對企業家精神造成的阻礙與壓制，促進企業真正成為創新成果轉化的主體，為培養創新創業的企業家精神提供相應的外在支持。與此同時，企業應以營造多元化、包容性和崇尚創新的企業文化為出發點，既要充分發揮企業家精神對技術創新的敏感性，更要做到有意識地創新與接受創新，發揮企業家精神在創新決策與主動變革、引導與整合資源等方面的旗幟性作用。

(2)推進新興技術產業聯盟建設，強化知識共享的中介作用。知識共享存在于企業生產經營活動的方方面面，關乎產業鏈的各個參與主體。為此，政府應引導企業、高校、科研機構、中介機構、金融機構等創新擴散涉及的各類組織或機構組建產業聯盟，推動行業最新知識與技術發展趨勢的共享與流轉，凸顯知識共享在信息傳遞、優勢互補與風險共擔方面的優勢，推動技術創新成果的大規模擴散。

(3)維護產業環境的穩定性，緩解環境動蕩性的抑制作用。外部環境的動蕩與不確定直接影響企業知識共享意愿與創新采用決策。在此背景下，政府可通過與行業協會、產業聯盟聯合搭建技術服務平臺，示范和推廣技術創新成果等方式維持穩定的產業技術發展環境，從而緩解技術動蕩性對技術創新擴散的抑制作用。同時，政府應著力營造知識產權保護有力、市場交易操作規范的良好環境，并對采用新技術的各種行為給予補貼和優惠，釋放市場活力，形成企業競相采用新技術的氛圍，降低市場動蕩性，從而實現創新成果的有效擴散。

本文的研究存在不足。首先，本文通過問卷調查僅獲取了研究變量的靜態截面數據，并未對調查對象采用技術創新的情況進行動態跟蹤，未來的研究可以考慮進一步探討企業家精神與技術創新擴散之間的關系是否存在動態演化趨勢;其次，企業間的創新擴散活動涉及創新采用主體的技術學習與二次創新，后續研究或可嘗試將組織學習與利用式創新作為新的研究視角，探索兩者對企業家精神與創新擴散間關系的權變作用。