最后，假设3d假定探索式技术创新在变革型领导行为与市场绩效之间承担部分中介的作用。同理，从表7-5的检验结果可以看出，探索式技术创新在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，这样我们将探索式技术创新，而不是它的平方作为中介变量来检验。从表7-7中可以发现，变革型领导行为与市场绩效之间具有显著的正相关关系（模型M2b∶β=0.14*），符合中介效应检验程序第一步的要求。其与探索式技术创新也具有显著的正相关关系（模型E2b∶β=0.29***），也符合检验程序的第二步要求。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市场绩效之间也具有显著的正相关关系（模型M3b∶β=0.20***），变革型领导行为与市场绩效间的相关程度则由显著变为不显著（由模型M2b的β=0.14*降低为模型M3b的β=0.09，ns），这说明探索式技术创新在变革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3d得到了部分支持。
7.6环境动态性与竞争性在CEO领导行为与技术创新之间的调节作用检验
假设4a假定在环境竞争性高而环境动态性低的外部环境中，CEO交易型领导行为会增强对利用式技术创新的正向影响程度。在统计方法上，也就是检验交易型领导行为、环境动态性和环境竞争性的三维交互与利用式技术创新的关系。从表7-8中可以看出，在控制变量中，中庸思维与利用式技术创新存在显著的正相关关系（模型E1a∶β=0.14*）。从自变量的影响来看，交易型领导行为与利用式技术创新之间具有显著的正相关关系（模型E2a∶β=0.13）。
当将环境动态性和环境竞争性带入回归方程后发现，环境动态性与利用式技术创新的相关关系并不显著（模型E3a∶β=0.02，ns），而环境竞争性与利用式技术创新之间存在显著的正相关关系（模型E3a∶β=0.18**）。从二维交互效应中可以看出，交易型领导行为与环境竞争性的二维交互项与利用式技术创新之间具有显著的正相关关系模型（模型E4a∶β=0.18**），但是其与环境竞争性的二维交互项与利用式技术创新的相关关系并不显著（模型E4a∶β=0.03，ns）。最后，从三维交互效应中可以看出，交易型领导行为、环境动态性和环境竞争性的三维交互项与利用式技术创新的相关关系并不显著（E5a∶β=0.08，ns，△R2＝0.01，ns），从而假设4a没有得到支持。
假设4b假定在环境动态性高而环境竞争性低的外部环境中，CEO变革型领导行为会增强对探索式技术创新的正向影响程度。在统计方法上，也就是检验变革型领导行为、环境动态性和环境竞争性的三维交互与探索式技术创新的关系。从表7-8中可以看出，在控制变量中，CEO教育水平与探索式技术创新之间呈显著的负相关关系（模型E1b∶β=-0.13*），这说明CEO的教育水平越高，越不利于探索式技术创新水平的提高，这与西方已有的研究结论正好相反，一种可能的解释是所受教育程度越高，CEO考虑问题的认知复杂性程度也越高，过高的认知复杂性会妨碍一些风险性高的新方案的选择和实施，而教育程度较低的领导者在决策过程中所受到的认知束缚则较少，更能够承担风险而进行力度较大的创新。同样，中庸思维与探索式技术创新之间也具有显著的正相关关系（模型E1b∶β= 0.26***）。从自变量来看，变革型领导行为与探索式技术创新之间具有显著的正相关关系（模型E2b∶β= 0.29***），这说明CEO展示变革型领导行为有利于企业探索式技术创新水平的提高；当将环境动态性和环境竞争性放入回归方程后发现，环境动态性与探索式技术创新之间具有显著的正相关关系（模型E3b∶β=0.14*），而环境竞争性与探索式技术创新的相关关系并不显著（模型E3b∶β=0.01，ns）；从二维交互效应中可以看出，变革型领导行为与环境动态性的交互项与探索式技术创新之间呈显著的正相关关系（模型E4b∶β=0.16**），这说明在不考虑环境竞争性的情境下，环境动态性能够增强变革型领导行为对探索式技术创新的相关程度。但是变革型领导行为与环境竞争性的交互项与探索式技术创新的相关关系并不显著（模型E4b∶β=-0.05，ns）；最后一步放入变革型领导行为、环境动态性和环境竞争性的三维交互项，发现其三维交互项与探索式技术创新之间具有显著的正相关关系（模型E5b∶β=0.17**，△R2＝0.03**）。为了更清晰的看出三维交互的影响关系，我们画出了具体的交互效果图。由于自变量与调节变量都是连续变量，我们遵循Aiken & West（1991）所建议的方法，以高于和低于自变量一个标准差来代表高水平和低水平的环境动态性和竞争性。从图7-4中可以清楚地看出，在环境动态性高而竞争性低的外部环境中，变革型领导行为能够增强对探索式技术创新的影响程度，从而假设4b得到了实证支持。
但是从图7-4中还可以发现，在环境动态性高且竞争性也高的外部环境中，变革型领导行为对探索式技术创新的影响程度最大，这可能是由于动态性和竞争性都高的外部环境给企业带来了矛盾的需求从而创造了一种极度危机的情境，而之前的研究结论表明，情境中的危机程度越高越容易催始变革型领导者的涌现。而在环境竞争性高但动态性低的情境中，变革型领导行为与探索式技术创新负相关。一个额外的发现在于，在环境动态性和竞争性都低的情境中，变革型领导行为与探索式技术创新也呈正相关关系。根据变革型领导理论，危机的情境是变革型领导者涌现的必要条件，这是基于环境决定主义（environment determinism）的研究视角。但是根据战略选择（strategy choice）视角，组织的高层领导者可以通过采取适当的战略来学习和管理所面临的环境。我们认为变革型领导者并不只是在动态性和竞争性高的危机情境下“被迫”通过变革和创新来带领组织摆脱危机，同时，当组织处于动态性和竞争性都低的极度不危机的情境中，变革型领导者也会“主动”创造某种危机来克服组织的惰性从而实现路径突破，采用风险和收益都较高的探索式技术创新来实施组织变革，以在此过程中塑造和增强自身的领导魅力，我们将前一种变革型领导者叫做“危机诱始”型领导者，后一种革型领导者称作“危机创造”型领导者。因此，危机只是变革型领导者涌现的一个必要条件。
正如在本章7.5节所指出的，本文的概念模型是一个带中介的调节效应模型。近年来有学者提出，在这种模型中，除了调节变量会影响自变量和中介变量之间的关系外，还会通过中介变量来影响到自变量与因变量之间的关系（Muller et al，2005； 温忠麟等，2006； Lam et al， 2007）。所以，本节不仅要检验CEO领导行为、环境动态性和环境竞争性的三维交互与技术创新之间的关系，还需要探讨其三维交互与组织绩效之间的关系。由于在表7-8已经表明交易型领导行为、环境动态性和环境竞争性的三维交互与利用式技术创新之间的相关关系并不显著（β=0.08，ns），这说明其三维交互不能通过利用式技术创新来影响到组织绩效，因此，我们就不再检验交易型领导行为、环境动态性和环境竞争性的三维交互与组织绩效之间的关系。而由于变革型领导行为、环境动态性和环境竞争性的三维交互与探索式技术创新存在显著的正相关关系，他们可能通过探索式技术创新来影响到组织绩效。这样，在接下来的检验中，我们主要验证变革型领导行为、环境动态性和环境竞争性的三维交互与财务绩效、市场绩效之间的关系。
争性的三维交互项与财务绩效之间具有显著的正相关关系（模型F5∶β=0.15**），其三维交互与市场绩效之间也具有显著的正相关关系（模型M5∶β=0.18**）。为了更清晰的看出三维交互的影响关系，我们也遵循Aiken & West（1991）所建议的方法，以高于和低于自变量一个标准差来代表高水平和低水平的环境动态性和竞争性来画出了具体的交互效应图。从图7-5和图7-6中可以看出，在环境动态性高而竞争性低的条件下，变革型领导行为能够增强对财务绩效和市场绩效的影响程度。与图7-4类似，在环境动态性和竞争都高的条件下，变革型领导行为对财务绩效和市场绩效的影响程度最大，在动态性和竞争性程度都低的外部环境中，变革型领导行为与财务绩效、市场绩效也正相关，这进一步印证了之前所提出的“危机诱始”和“危机创造”型领导者的观点。在竞争性高而动态性低的外部环境中，变革型领导行为与财务绩效、市场绩效也呈负相关关系。在此不对数据做过多的讨论，详细的讨论以及与现有研究结果的比较参见本文的结果讨论章节。
7.7二元领导行为与组织绩效的关系
假设5a假设5b分别假定二元领导行为与财务绩效、市场绩效正相关。如前所述的操作性定义，我们以变革型领导行为与交易型领导行为的交互（│变革型×交易型│）表示二元领导行为。从表7-10中可以发现，二元领导行为与财务绩效之间的相关关系并不显著（模型F2∶β=0.10，△R2＝0.01，ns），但是与市场绩效之间具有显著的正相关关系（模型M2∶β=0.12*，△R2＝0.01*），这说明二元领导行为有利于市场绩效的提升。为了进一步看清二元领导行为（能同时表现高水平的变革型和交易型领导行为）与市场绩效之间的关系，我们画出了三维立体视图。从图7-7中可以看出，变革型领导行为和交易型领导行为的值都高的地方，其市场绩效也最高，从而进一步印证了本文的统计检验结果。从而假设5a没有得到支持，假设5b得到了支持。
财务绩效市场绩效F1F2M1M2
（控制变量）
组织规模0.080.070.19**0.18**
所有制0.010.020.060.07
研发强度-0.10-0.11-0.03-0.04
CEO教育水平0.020.030.090.11
中庸思维0.090.090.100.10
（自变量）
│变革型×交易型│0.100.12*
R20.030.040.060.07*
△R20.030.010.060.01*
F0.760.911.671.88*
注：p< 0.10 （双尾）；*p< .05 （双尾）；**p< 0.01 （双尾）；***p< 0.001 （双尾）
7.8协同式技术创新与组织绩效的关系检验
假设6a和假设6b分别假定协同式技术创新（│探索式×利用式│）与财务绩效、市场绩效正相关。从表7-11的统计分析结果来看，协同式技术创新与财务绩效（模型F2∶β=-0.02，ns；△R2＝0.00，ns）的相关关系并不显著，这说明企业采用协同式技术创新对于财务绩效的增长并没有显著的作用。但是协同式技术创新与市场绩效（模型M2∶β=0.16**，△R2＝0.02**）却具有显著的正相关关系，从而假设6a没有得到支持，假设6b得到支持。为了进一步明晰协同式技术创新与市场绩效之间的关系，我们画出了三维立体视图。从图7-8的立体视图的来看，同时从事高水平的探索式技术创新和利用式技术创新的企业（图中后部），其市场绩效是最高的。
7.9协同式技术创新在二元领导行为与组织绩效间的中介作用检验
我们同样按照Baron & Kenny（1986）的中介效应检验程序，第一步做因变量对自变量的回归；第二步，做中介变量对自变量的回归；第三步，当将中介变量放入回归方程后检验自变量对因变量的影响系数是否显著，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）。
假设7假定二元领导行为与协同式技术创新正相关，假设8a和假设8b分别假定协同式技术创新在二元领导行为与财务绩效、市场绩效之间承担中介作用。结合表7-10的检验结果，二元领导行为与财务绩效之间的相关关系并不显著，这已经不符合中介效应检验第一步的要求，据此可以判断，协同式技术创新在二元领导行为与财务绩效之间的中介作用并不存在，从而假设8a没有得到支持。从表7-12中可以看出，二元领导行为与市场绩效之间具有显著的正相关关系（模型M2∶β=0.15*），从而符合中介效应模型检验程序第一步的要求。同时，我们发现二元领导行为与协同式技术创新之间也具有显著的正相关关系（模型A2∶β=0.30***），从而符合中介效应检验的第二步的要求，至此可以得出假设7得到了支持。当将中介变量协同式技术创新放入回归方程后，发现其与市场绩效之间具有显著的正相关关系（模型M3∶β=0.13*），同时发现二元领导行为与市场绩效的相关系数由显著变为不显著（由模型M2∶β=0.15*变为模型M3∶β=0.08），这说明协同式技术创新在二元领导行为与市场绩效之间承担完全中介的作用，从而假设8b得到了支持。
行为的相关关系并不显著（模型A2∶β=-0.07，ns；△R2＝0.01，ns），这说明中庸思维对于领导者同时驾驭高水平的领导角色的能力并没有显著的作用，假设9a没有得到支持；从中庸思维与所有制的交互效应来看，中庸思维与所有制的交互项与二元领导行为之间却具有显著的正相关关系（模型A4∶β=0.12*，△R2＝0.01*），这说明所有制形式在中庸思维与二元领导行为之间起着正向调节效应，即两者之间的相关关系会因所有制形式的不同而发生变化。由于本文中的调节变量“所有制”属于虚拟变量（dummy），不能再按照Aiken & West（1991）所建议的方法以高于和低于1个标准差来代表国有企业和国有企业来作图，因为虚拟变量只有两个数值，我们将其标准化后得到一正一负两个标准化值，分别是2.08和－0.48，然后将这两个值带入回归方程来计算高于均值的点和低于均值的点并作图。图7-9画出了其具体的交互效应图，从图中可以看出，在国有企业中，中庸思维与二元领导行为正相关，从而假设9b得到了支持。
