研发强度-0.10-0.09-0.10-0.10-0.03-0.03-0.03-0.03
CEO教育水平0.020.02-0.01-0.010.090.090.080.08
中庸思维0.090.01-0.04-0.060.100.050.020.01
（自变量）
交易型领导行为0.17*0.090.110.06
变革型领导行为0.25***0.21**0.14*0.12
R20.030.050.07*0.08*0.060.07*0.07*0.08*
△R20.030.02*0.04***0.05**0.060.010.01*0.02
F0.761.241.80*1.78*1.671.751.90*1.81*
注：p< 0.10 （双尾）；*p< .05 （双尾）；**p< 0.01 （双尾）；***p< 0.001 （双尾）
型领导行为与财务绩效（模型F2a∶β=0.17*，△R2＝0.02*）和市场绩效（模型M2a∶β=0.11，△R2＝0.01）均具有显著的正相关关系，这说明CEO交易型领导行为有利于财务绩效和市场绩效的增长，从而假设1a和假设1b都得到了支持；
其次，假设1c和假设1d分别假定CEO变革型领导行为与财务绩效、市场绩效之间存在正相关关系。在表7-4中发现变革型领导行为与财务绩效（模型F2b∶β=0.25***，△R2＝0.04***）、市场绩效（模型M2b∶β=0.14*，△R2＝0.01*）均具有显著的正相关关系，从而假设1c和假设1d得到了支持；
最后，当我们将交易型领导行为和变革型领导行为“同时”放入回归方程中，以检验两种领导行为“共存”于一个领导者身上时是否能够提升组织绩效，这样做的目的有两个：一方面是与单独展现一种领导行为的领导者进行对比分析，另一方面也可以为后续的二元领导行为研究做铺垫。从表7-4中发现当将交易型和变革型领导行为“同时”放入回归模型时，模型发生了显著的变化（模型F2c∶△R2＝0.05**），这说明两种领导行为共存也能够提升财务绩效，并不会因为可能的相互冲突而降低绩效水平。但是在分析两种领导行为之间的作用动因时发现，交易型领导行为与财务绩效的相关系数由之前的显著变为不显著（由模型F2b∶β=0.17*变为模型F2c∶β=0.09，ns），变革型领导行为与财务绩效的相关系数的显著性程度和系数值都有所下降（由模型F2b∶β=0.25***降为模型F2c∶β=0.21**），这说明当领导者同时展现两种领导行为也可以提升财务绩效，但是这主要来自于变革型领导行为的“贡献”，而不是交易型领导行为的作用。
同样，当我们将交易型和变革型领导行为“同时”放入回归方程来检验其与市场绩效的关系时，发现模型也发生了显著的变化（模型M2c∶△R2＝0.02），这说明两种领导行为“共存”时也可以提升市场绩效。进一步分析发现，交易型、变革型领导行为与市场绩效的相关系数都由之前的显著变为不显著（分别由模型M2a∶β=0.11变为模型M2c∶β=0.06，ns；由模型M2b∶β=0.14*变为模型M2c∶β=0.12，ns），这说明当领导者同时展现这两种领导行为来提升市场绩效时，变革型和交易型领导行为都单独无法起到提升作用，但是两种领导行为的协同配合却有利于市场绩效的提升，这也说明变革型和交易型领导行为之间可能存在协同互补效应而不是相互排斥作用，可能单独某种领导行为无法达到的效果，如果借助于另外一种领导行为的互补作用则可能实现更好的效果。
需要说明的是，在相关程度的比较分析上，我们采用△R2而不是R2是因为R2反映的是包括控制变量和自变量的“综合”影响效应，而△R2则反映了在排除了控制变量影响的基础上，自变量对因变量的“纯”影响效应，这样采用△R2更有利于变量间相关程度的比较。
7.4利用式技术创新、探索式技术创新与组织绩效间的倒U型关系检验
对于利用式技术创新、探索式技术创新与组织绩效之间的倒U型关系检验，按照国际上的一般做法（Brown et al， 2003；McFadyen et al， 2004；Katz-Navon et al，2005），第一步先做因变量对自变量的回归，第二步做因变量对自变量平方的回归，如果自变量的平方对因变量的影响显著，则说明两个变量之间存在倒U型关系。
首先，假设2a和假设2b分别假定利用式技术创新与财务绩效、市场绩效存在倒U型关系。从表7-5中可以看出，在第二步中，利用式技术创新与财务绩效（模型F2a∶β=0.18**，△R2＝0.03**）、市场绩效（模型M2a∶β=0.22***，△R2＝0.05***）之间均具有显著的正相关关系；在第三步中，当将利用式技术创新的平方引入回归方程后，发现利用式技术创新的平方与财务绩效（F3a∶β=-0.10，△R2＝0.01）具有显著的负相关关系，而其与市场绩效。
（M3a∶β=-0.05，△R2＝0.00，ns）的相关关系并不显著，这说明过多的利用式技术创新会带来财务绩效的降低，即利用式技术创新与财务绩效之间存在倒U型关系，但是其与市场绩效之间却不存在倒U型关系，而只存在线性正相关关系，从而假设2a得到了支持，假设2b没有得到支持。
其次，假设2c和假设2d分别假定探索式技术创新与财务绩效、市场绩效存在倒U型关系。从表7-5中可以看出，在第二步中，探索式技术创新与财务绩效模型F2b∶（β=0.23**，△R2＝0.05***）、市场绩效（模型M2b∶β=0.22***，△R2＝0.05***）间均具有显著的正相关关系；在第三步中，当将探索式技术创新的平方引入回归方程后，发现探索式技术创新的平方与财务绩效（F3b∶β=-0.14*，△R2＝0.02*）具有显著的负相关关系，而其与市场绩效（M3b∶β=-0.04，△R2＝0.00，ns）之间的相关关系则不显著，这说明过多的探索式技术创新会降低财务绩效水平，但是却不会带来市场绩效水平的下降，即探索式技术创新与财务绩效之间呈倒U型关系，但是其与市场绩效之间并不存在倒U型关系，而只存在线性正相关关系。从而假设2c得到了支持，假设2d没有得到支持。为了完整表现利用式技术创新、探索式技术创新与财务绩效之间的倒U型关系，图7-2、图7-3画出了具体的图形。
探索式技术创新、利用式技术创新与财务绩效之间呈倒U型形状，进一步印证了统计验证结果。
最后，作为一种事后分析，我们想了解企业同时从事探索式技术创新和利用式技术创新是否也能够提升财务绩效和市场绩效，以便为后续的协同式技术创新研究提供铺垫。从表7-5中可以看出，当我们将利用式技术创新和探索式技术创新“同时”放入回归方程后发现，模型发生了显著的变化（模型F2c∶△R2＝0.07***），这说明企业同时从事探索式技术创新和利用式技术创新也能够提升财务绩效。但是进一步分析发现，相对于模型F2a和模型F2b中利用式技术创新、探索式技术创新与财务绩效之间的相关关系，新的模型中利用式技术创新与财务绩效的相关系数有所下降（由模型F2a∶β=0.18**降为模型F2c∶β=0.15**），探索式技术创新与财务绩效的相关系数也有所下降（由模型F2b∶β=0.23***降为模型F2c∶β=0.21***），这说明企业同时采取探索式和利用式技术创新可以提升财务绩效，并且两种创新方式都可以提升财务绩效。
同样，当我们将利用式技术创新和探索式技术创新同时放入回归方程来检验其与市场绩效的关系时，发现模型发生了显著的变化（模型M2c∶△R2＝0.08***），这说明企业同时从事两种不同类型的技术创新也并不会降低市场绩效。进一步分析发现，相对于模型M2a和模型M2b中利用式技术创新、探索式技术创新与财务绩效之间的相关关系，新的模型中利用式技术创新与市场绩效的相关系数有所下降（由模型M2a∶β=0.22***降为模型M2c∶β=0.19***），探索式技术创新与市场绩效的相关系数和显著性都有所下降（由模型M2b∶β=0.22***降为模型M2c∶β=0.19**），这说明当企业同时从事两种不同类型的创新，即探索式和利用式技术创新也可以提高市场绩效，并且这两种创新方式都可以提升市场绩效。
7.5利用式、探索式技术创新在CEO领导行为与组织绩效间的中介作用检验
由于本文的概念模型是一个带有中介的调节效应（mediated moderation）模型，即调节变量、调节自变量和中介变量之间的关系，并通过中介效应影响到结果变量。针对这一模型，目前学术界实证文章的大部分统计做法是：按照传统的方法，将中介效应和调节效应分开来做，通常是先做中介变量在自变量与因变量之间的中介效应，然后分开再做调节变量在自变量与中介变量之间的调节效应。关于中介效应的检验，Baron & Kenny（1986）提出的中介效应检验程序包括以下三个步骤：第一步，首先做因变量对自变量的回归，检验自变量与因变量的相关系数是否显著，如果显著则继续进行下一步，如果不显著则停止检验；第二步，做中介变量对自变量的回归，检验自变量与中介变量的相关系数是否显著；第三步，当将中介变量放入回归方程后检验自变量与因变量的相关系数是否仍显著，如果不显著则说明存在完全中介效应，如果显著但是系数有所下降则说明存在部分中介效应（Juddy & Kenny，1981）。
从表7-5的检验结果可以看出，探索式技术创新和利用式技术创新与财务绩效之间存在倒U型关系，而不是普通的线性关系，而目前国际上和实证研究中还没有成熟的关于这个模型的检验方法，这样，在检验其中介效应的过程中，其中介变量严格来说不是探索式技术创新和利用式技术创新，而是探索式技术创新的平方和利用式技术创新的平方在承担中介变量。并且由于本文假设他们在CEO领导行为与财务绩效之间只承担部分中介的作用，这样，CEO的领导行为与财务绩效之间仍然存在线性的相关关系，所以我们仍然可以按照传统的中介效应检验程序来进行验证，唯一不同的是，在第三步中，除了需要将探索式技术创新和利用式技术创新带入回归方程后，还需要在其基础上将他们的平方引入回归方程后，来检验此后CEO变革型和交易型领导行为与财务绩效之间的相关系数是否依然显著或者下降。表7-5的检验结果还表明，探索式技术创新和利用式技术创新与市场绩效之间并不存在倒U型关系，而只存在线性相关关系，因此，对于探索式技术创新、利用式技术创新与CEO领导行为与市场绩效之间的中介效应检验，我们仍然采用传统的检验方法。
结合之前结构方程模型的检验结果，由于变革型领导行为与利用式技术创新之间的相关关系并不显著，交易型领导行为与探索式技术创新之间的相关关系也不显著，所以，在接下来的中介效应检验中，我们验证以下两个中介效应：第一，利用式技术创新在交易型领导行为与组织绩效（财务和市场）之间的中介作用；第二，探索式技术创新在变革型领导行为与组织绩效（财务和市场）之间的中介作用。
首先，假设3a假定利用式技术创新在CEO交易型领导行为与财务绩效之间承担部分中介的作用。按照中介效应检验步骤，从表7-6中可以看出，交易型领导行为与财务绩效之间具有显著的正相关关系（模型F2a∶β=0.17**），从而符合中介效应检验程序第一步的要求。也发现其与利用式技术创新之间也具有显著的正相关关系（模型E2a∶β=0.13），也符合检验程序第二步的要求。当将中介变量利用式技术创新带入回归方程后，发现利用式技术创新与财务绩效之间呈显著的正相关关系（模型F3a∶β=0.17**），并且，利用式技术创新的平方与财务绩效之间也呈显著的正相关关系（模型F4a∶β= -0.10），而交易型领导行为与财务绩效的相关程度有所下降（由模型F2a∶β=0.17**降低为模型F4a∶β=0.14*），系数和显著性程度都有所下降，这说明利用式技术创新在交易型领导行为与财务绩效之间只承担部分中介的作用，从而假设3a得到了支持；
其次，假设3b假定利用式技术创新在CEO交易型领导行为与市场绩效之间承担部分中介的作用。从表7-5的检验结果可以看出，利用式技术创新与市场绩效之间并不存在倒U型关系，而只存在线性相关关系，这样，在中介效应的检验过程中，我们仍然按照传统的检验程序，以利用式技术创新，而不是它的平方作为中介变量来检验了。从表7-6中可以看出，交易型领导行为与市场绩效之间也具有显著的正相关关系（模型M2a∶β=0.11），符合中介效应检验程序第一步的要求。其与利用式技术创新也具有显著的正相关关系（模型E2a∶β=0.13），也符合中介效应检验程序第二步的要求。当将中介变量利用式技术创新引入回归方程后，发现利用式技术创新与市场绩效之间具有显著的正相关关系（模型M3a∶β=0.21***），而交易型领导行为与市场绩效间的相关程度由显著变为不显著（由模型M2a的β=0.11变为模型M3a的β=0.08，ns），这说明利用式创新在交易型领导行为与市场绩效之间承担完全中介的作用，从而假设3b只得到部分支持；
再次，假设3c假定探索式技术创新在变革型领导行为与财务绩效之间承担部分中介的作用。从表7-7中可以看出，变革型领导行为与财务绩效之间具有显著的正相关关系（模型F2b∶β=0.25***），从而符合中介效应检验程序第一步的要求。同时也发现其与探索式技术创新之间也具有显著的正相关关系（模型E2b∶β=0.29***），符合中介效应检验程序第二步的要求。当将中介变量探索式技术创新引入回归方程后，发现探索式技术创新与财务绩效之间也具有显著的正相关关系（模型F3b∶β=0.19**），并且，探索式技术创新的平方与财务绩效之间也具有显著的相关关系（模型F4b∶β=-0.11），而变革型领导行为与财务绩效之间的相关程度有所下降（由模型F2b∶β=0.25***降低为模型F4b∶β=0.17*），系数和显著性程度都有所降低，这说明探索式技术创新在变革型领导行为与财务绩效之间只承担部分中介的作用，从而假设3c得到了支持；
