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[摘 要]企业治理结构中领导权结构的不同安排会改变经理人决策自由和创新意愿，进而导致企业创新活动的效率差异。但相对于股权激励、资本结构等其他机制而言，领导权结构与技术创新的关系是隐性和间接的。文章构建了一个有调节的中介作用模型来研究企业领导权结构对技术创新绩效影响。基于上海证券交易所2009～2011年上市公司的数据，发现对于中国上市公司而言，领导权结构的不同安排确实会对技术创新绩效产生显著影响；私营企业的CEO两职合一会比国有企业带来更好的创新绩效，并且这一关系主要是通过经营者对技术创新决策的支持而实现的。
[关键词]领导权结构；两职合一；技术创新绩效；技术创新决策；所有权性质
[中图分类号]F270；F271.5 [文献标识码]A [文章编号]1673-0461（2014）07-0011-06
一、引 言
企业的制度逻辑对创新能力提升起着深层次的作用。实践表明，公司治理结构作为有关剩余权利分配的制度安排，影响着企业行为主体的激励结构和投入水平，必然会对创新活动产生影响[1]。对于具体的治理机制和技术创新的关系，学者们大多从股权结构、外部董事、人力资本激励角度入手的。由于这些联系比较明显，所以容易引起学者们的关注。但对于领导权结构，即CEO与董事长是否两职合一（CEO duality）与技术创新关系的研究则没有引起重视。
起源于公司控制的领导权结构的不同安排会对导致不同的战略决策，在经营者追求自身利益的前提下，董事长与总经理的两职是否合一必然会改变经营者对待技术创新活动的态度，最终影响技术创新的决策和绩效。基于上述分析，本文对企业的领导权结构与技术创新的关系进行研究。具体地说，有以下问题：首先，二者的逻辑关系是什么？即企业领导权结构的不同安排如何影响了技术创新能力。也许这一作用是间接的，那么找出可能的中介机制就很重要；其次，这一关系有效性的情境因素是什么？特别是在当前转型时期的中国，企业多种所有制并存的现象十分明显。由于所有权性质会对企业的行为和绩效产生重要影响，因此，对于不同类型的企业，领导权结构与技术创新之间的关系有效性是否同样适用？这需要对不同的企业进行比较分析；同时，已有文献大多是基于西方发达国家的经验研究，由于社会经济体制的差异，我国公司治理机制内外部环境也有着特殊的情况。那么在西方成立的管理理论是否对我国同样有效，必须对中国情境下这一关系的有效性进行理论分析并利用样本进行实证检验。
二、 影响机理与研究假设
1. 领导权结构与企业技术创新绩效
公司治理结构主要是通过改变技术创新的资源要素、创新战略以及对技术创新绩效的评价体系，进而对技术创新其产生影响。领导权结构的不同安排能影响总经理等执行层的创新投入水平，必然会导致企业创新能力的差异。如果董事长兼任总经理，那么创新自由度提高，但对经营者缺乏有效监督；如果不兼任，则又损害了总经理的创新自由。因此，董事长与总经理是否两职合一的问题在于董事会的独立性与总经理的创新自由度之间的平衡 [2-3]。董事长与总经理的两职，关键不在于是否分离，而是在多大程度上分离。已有的代理理论和管家理论针对人性假设的不同分别提出了相互对立的观点[4-5]。
Peng等人（2007）[6]基于中国背景下两职合一与绩效关系的研究有力地支持了管家理论。所以，基于管家理论的视角，本文认为在CEO两职合一的情况下，代表股东利益的董事长与总经理之间的信息沟通障碍和决策冲突可以有效减少。这有利于董事长对关系公司盈利能力的创新项目作出科学的评价，从而提高创新活动的成功机会。企业领导者也会积极营造鼓励创新的文化氛围，支持员工对技术创新进行投入，从而提高企业的创新水平[7]。另外，兼任总经理的董事长具有更多关于企业及其行业的知识。相对于外部董事长而言，对公司具有更大的责任感和组织承诺，使得董事长倾向于作出有利于公司长远发展的创新决策。
H1：CEO两职合一与技术创新绩效正相关。
2. 技术创新决策的中介作用
经营者行为是公司治理关注的焦点。如何激发经营者为企业创造财富，减轻代理成本，是治理结构的重要目标。而治理结构的优化与完善能有效地激励经营者，从而影响技术创新战略的选择[8]。在两职分离的情况下，经营者往往不愿意投资于长期性的R&D项目，因为这种投资意味着较高的失败率，从而为企业管理者带来很大的职业风险。相反地，如果CEO两职合一，决策主体变为兼任董事长的总经理的个人决策。当存在很高的外部风险的情况下，两职合一可以有效地减少决策的不确定性，提高技术创造成功的可能性[9]。尤其对于转型时期的中国，在外部要素市场发育不完全，制度供给不足的情况下，单一的领导结构更有利于企业战略的制定与实施 [6]。
企业战略决策一直以来是战略管理领域的重要议题，基于战略形成的视角，产品的创新战略会对企业财务绩效提升有着直接影响。Dooley和Fryxell（1999）认为组织绩效在很大程度上依赖战略决策的制定与执行，作出决策就是企业绩效的关键因素[10]。有的学者甚至认为在应对不确定性和激烈的市场竞争时，创新战略是企业维持生存的唯一手段 [11]。尤其对于中小企业来说，创新战略的实施确实会带来更高的企业创新能力和绩效[12]。因此，企业CEO的两职合一对技术创新绩效和技术创新决策的制定都有正向影响，同时介于创新规划与市场投入中间的决策制定过程与技术创新绩效正相关。
H2：技术创新决策中介了CEO两职合一对技术创新绩效的影响。
3. 所有权性质对中介作用的调节效应
另外，进一步考虑领导权结构对技术创新影响的限制条件也是必要的。尤其在转型时期中国，情境因素甚至是开展中国组织管理研究必须要考虑的问题[13]。已有研究表明，中国市场中的企业所有权的分散和多样化是非常明显的，并且不同的所有制正处于一种缓慢而持续的变化过程中[14]。国有企业和私营企业作为基本的两种类型的企业，纳入到我们的考虑之中。由于二者面临着不同的资源约束、有着不同的经营目标和企业行为，最终会产生不同的绩效。 在企业的领导权结构不同安排的情况下，国有企业和私营企业会因为不同的利益目标，而采取不同的技术创新决策，并且导致了不同的技术创新的效果。具体而言，由于国有企业产权主体虚置和多层级的委托——代理关系，企业的管理者不享有剩余索取权，相比于战略制定与执行，他们更加注重攫取在位时期的控制权收益（如热衷于扩大企业规模和短期盈利项目），而规避需要长期投资才能产生收益的高风险创新活动。有学者认为，政府指派的官员领导与官员董事注重国有企业的多元化目标和社会服务功能，而并非企业的长期价值归属，从而阻碍了绩效的提升[15]；
与之相反，私营企业本身就具有比国有企业更强的创新意愿。Tan（2001）基于转型时期中国不同企业管理者的研究发现，相比于国有企业的管理者，私营企业的企业家更富于创新性、更倾向于承担风险[16]。在领导权合一的情况下，私营企业会具备更强的创新动机。因为CEO两职合一会使经营者与股东的目标尽可能保持一致，使代理问题趋于缓和。经营者的创新自由与创新激励之间的平衡会使其以企业长期价值最大化为决策取向，有利于创新活动的展开；同时私营企业的战略前瞻性和快速反应能力也会使其在两职合一的情况下更好的应对创新过程中的不确定性。
H3：所有权性质调节了技术创新决策对CEO两职合一与技术创新绩效关系的中介作用，即私营企业CEO的两职合一与技术创新绩效的正向关系要强于国有企业。
根据上述假设，本文提出了一个有调节的中介作用模型（the moderated mediator model），如图1所示。
其中所有制对CEO两职合一与技术创新绩效关系的调节作用（至少部分地）是通过技术创新决策的中介作用来实现的。
三、 研究样本与变量测量
1. 样本的选择
由于两职合一或分离对与企业技术创新的影响可能不会在短期内产生效果，考虑到时滞效应，本文采用2009～2011三年的数据作为有效样本点。我们以上海证券交易所2009～2011年所有A股上市公司作为原始样本，根据上市公司中的公司概况、董事会决议等栏目搜集企业基本信息。而有关企业技术创新的决策制定和绩效的信息来源于企业年报栏目、wind数据库和相关企业网站主页；另外，2011年的部分资料来自于《上海证券交易所统计年鉴（2012年卷）》。
我们按照以下方法对企业进行筛选：①凡在2009～2011年企业年度报告与董事会决议、公告中披露有关企业专利、研发、技术购买与转让等相关决策的皆入选，如凤凰化学（600071）、中新药业（600329）、恒生电子（600570）等；②由于并未严格要求上市公司披露研发收入占总销售收入的比重，我们根据董事会报告、开发支出等栏目中选择信息披露的企业，如三一重工（600031）、大连控股（600747）等；③在三年中企业的两职状态保持不变，虽然可能在这其中经历了人事变动，但只要两职状态没有变更，则可以入选。④对于外资企业、合资企业以及集体类企业不予入选。⑤考虑到银行业资产负债表的特殊性，我们剔除金融保险行业的上市公司，如兴业证券（601377）、中国平安（601318）等；同时剔除分行业主营业务中涉及金融保险业的公司，如天科股份（600378）等；⑥同时剔除ST类、主营业务非正以及部分治理数据不完整的公司，这样符合条件的总共有371家企业，为克服样本选择的误差，借鉴Peng等人（2010）的做法[17]，这里随机选取300家企业作为最终样本。
2. 变量及测量
根据研究目的，我们选取上市公司CEO的两职状态作为自变量，其它的自变量还有企业的所有权性质；选择技术创新决策作为外因结果变量；技术创新绩效则为内因（最终）结果变量；另外，控制变量的选择同已有相关文献类似，包括企业规模、企业年限、行业类别、经营者持股水平、企业多元化水平和外部董事比例。
各变量的定义与测量如下：①CEO两职合一：以董事长与总经理的两职状态设置来衡量。针对多数文献二分法的缺陷，本文采用三分名义变量进行划分。若董事长兼任总经理，即两职合一，记为2；若两职分离，记为0；若部分分离（CEO担任董事、副董事长，不包括董事长），记为1。②所有制：对于本文进行比较研究的两种基本类型企业，用虚拟变量来表示，若为私营企业，则记为1；国有企业记为0。在回归分析中，以国有企业作为基准企业，因此不出现在回归模型中。③技术创新决策：由于两职状态的情况会影响技术创新决策，所以将其视为外因结果变量。根据前文的分析，以企业中的领导支持创新的行为和创新决策的制定来表示。即在企业年报、董事会公告与决议中，披露的专利、研发、技术购买与转让等相关决策都属于技术创新决策，如果有记为1，否则为0。④技术创新绩效：由于R&D投入单一指标中比较优良的指标，所以根据已有文献的做法[18-19]，采用研发支出占总销售收入的比重即研销比衡量。
在控制变量测量中，①企业规模：考虑到使用原始数据有可能会夸大异常的企业的总员工数，并且对最终的回归分析结果产生不利影响，所以在衡量企业规模时通常采用员工总数的自然对数（Logarithm），有利于消除异方差性和回归分析 [20]。②企业年限： 以企业登记注册的时间年限为准。③行业：基于样本公司，分为高科技企业（化工、电子、IT等）和非高科技企业（制造、物流、农林业等）。企业属于高科技行业，记为1；属于非高科技行业，记为0。④经营者持股：由于当前我国上市公司中经营者/CEO的持股比例过低，Peng等人（2010）的研究发现经营者持股均仅占总股本的0.04587%[17]，因此经营者持股对企业创新和绩效的影响仍有待进一步观察。这里将经营者持股变量作虚拟变量处理，而并非测算其持股比值。若经营者持股，则为1；否则为0。⑤多元化水平采用熵指数（Entropy Index，EI），EI=■Pi×ln（■），其中，Pi是第i个行业收入比重占总收入的百分比，当公司专业化经营时，EI=0；多元化水平越高，值越大。⑥外部董事比例：我们以公司外部董事人数占董事会人数的比例进行测量。 四、 实证分析与结果
1. 变量的描述性统计
根据样本筛选方法，最终我们对300家上市公司进行实证分析。样本的基本情况基本符合研究的要求：在300家公司中，国有企业略多于私营企业，有167家，占到总数的56%，而私营企业有133家，占比44%。容易理解，由于大部分上市公司都是由国有企业改制、重组而来，因此，国有企业略占多数。按照企业规模进行比较，员工人数多于500人的大中型企业占到了205家，少于500人的小企业只有95家。一般而言，大中企业有充足的人员、生产规模，因而也需要更多资金来源以获得发展，通过上市等方式进行间接融资。
就企业年龄来说，生存期不到5年的新创企业仅有约12%，有35家。6年及6年以上的成熟企业占比约为88%，其中生存期6～10年的企业有26.5%，11～15年的企业有11.2%，16～20年的企业有19.6%，而21年以上的企业数量最多，有30.7%（见表1）。
变量的描述性统计和相关系数见表1。值得注意的是，技术创新绩效即研发支出占销售总收入百分比的均值0.031，与国外相关样本相比仍有较大差距，只是略高于冯根福和温军（2008）[19]的发现，这说明我国上市公司的创新投入强度仍没有得到有效提升。从变量间的相关系数来看，CEO两职合一确实会带来更高的技术创新决策力度和技术创新绩效。从总体上看，初步支持了本文的研究假设。
2. 多重共线性检验
在进行了描述性统计后，为了确保变量之间的共同作用不会对回归分析的结果产生影响，我们在此也做了变量间的共线性检验。结果表明，除了企业规模项在层级回归中的容忍值（tolerance）较低（0.386），其余的容忍值均高于0.7，远大于0.1的临界标准；而方差膨胀系数（VIF）的值，除了最大值2.589之外，全部介于1.034～1.926之间，小于临界值2。上述结果表明各变量之间的共线性问题并不明显。另外，Dubin—Watson检验值为1.760，说明模型也不存在序列相关问题，适合进行多元回归分析。
3. 多元回归分析
如表2所示，通过回归分析结果，从R2与调整后的R2系数看出，整体回归模型的解释力较强。其中，在模型1中，CEO两职合一与研销比正相关（β=0.282，p<0.01），这支持了H1；另外在模型2中，两职合一与技术创新决策正相关（β=0.329，p<0.01）。
对于技术创新决策的中介效应检验，从模型3中可以看出，将CEO两职合一、所有制和技术创新决策都放入模型，发现技术创新决策的系数显著（β=0.225，p<0.01）。另外，CEO两职合一的系数虽有下降，但仍然显著（β=0.177，p<0.10），说明技术创新决策起到了部分中介作用，这支持了H2。
按照温忠麟、刘红云、侯杰泰（2012）[21]的建议，在以 X 为自变量，Y 为因变量，W 为 中介变量，U 为调节变量的基本模型中，检验 U 调节 W 中介路径的前半路径的步骤为：①做 Y 对 X 和 U 的回归，X 的系数显著；②做 W 对 X 和 U 的回归，X 的系数显著；③做 Y 对 X、U 和 W 的回归，W 的系数显著，此时说明 W 的中介效应成立；④做 W 对 X、U 和 UX 的回归，UX 的系数显著，即表明 U 对 W 中介作用的调节效应显著。根据上述分析，结果见表2。
最后，我们把所有变量都放入模型中，模型4的结果显示，两职合一与所有制的交互项显著（β=0.170，p<0.01），说明所有制对中介作用的调节效应显著，支持H3，即私营企业中的CEO两职合一会带来更高的技术创新决策与绩效。从总体上看，本文中的各个假设均得到有力地支持，说明我们的理论预期与中国企业的现实情况较为吻合。
值得注意的是，外部董事项对技术创新绩效和决策的作用均不显著（β分别为0.364、0.107，p>0.10）。或许意味着在当前中国背景下，外部董事制度对企业创新和绩效的影响有待进一步探索。这一结论也表现出于西方已有理论的差异。一个可能的解释是目前我国上市公司中，尤其是国有上市公司，外部董事的任命与CEO一样，在很大程度上都受上级政府的行政指派，缺乏市场化的人事甄选过程。因此，当前外部董事的独立性仍受到质疑。
五、 结论与展望
1. 研究结论与实践价值
针对已有的理论和实践空白，本文提出了企业的领导权结构与技术创新的关系问题。总体上看，本文的理论预期与当前中国企业的发展情形基本吻合。当然，对于模型中的其它变量之间的关系，也有着与西方理论中的差异情形。一个可能的原因在于当前中国的公司治理模式如所有权结构、经理人市场和外部的要素市场仍处于缓慢的、复杂的、持续的变化过程中，许多现象的产生如多层级委托—代理关系、模糊产权、经理人市场失灵以及信任困境等，本身就带有某种阶段性。因此，我们的结论更多是启发性的。公司治理结构与创新和绩效的关系模式是否及如何]变有待进一步探索。另外，研究设计和样本选择也是导致差异产生的一个因素。
根据本文的已有分析，针对我国企业的发展现状与存在的问题，对于未来企业的发展有着一定的实践指导意义。首先，从总体上考虑，要根据企业当前的创新水平和未来的创新潜力，合理地构建企业的治理机制，使组织能在一个平稳的框架内提升技术创新水平[1]。由于领导权问题起源于公司控制，所以要在公司控制的基础上探讨两职设置才更具有效性；特别是在当前中国企业外部治理机制相对无效的情况下，更应该重视内部治理机制的联合作用。如赋予企业更多的自主权、设计合理的融资结构、实现经营者的市场化任免，这样才能很好地发挥领导权结构安排的效果。其次，现阶段要迫切改变上市公司中普遍的“一股独大”现象，适当分散股权，形成有若干控股股东的股权结构；最后，考虑到技术创新决策在促进创新绩效方面的重要作用，企业应更多地重视经理人对创新决策的支持力度；积极完善企业战略执行的路径，提升经营者的执行力；通过增强董事会、经理人等决策主体的决策承诺，提高最终的决策质量。
2. 局限性与展望
由于研究设计和样本等各方面原因，本文尚存在一些局限：例如，首先，从公司治理的角度看，只有各变量之间的相互平衡与协作，才能形成一种有利于技术创新的公司治理结构。因此，董事长和总经理是否合一，只有与其他治理机制的融合与互补，才能发挥其关键的作用。本文实证研究中的控制变量包括的可能的治理机制也只是尽量完善这一整合性框架的初步实践。其次，所有制的准确测量是研究当前中国企业管理问题的一个重要问题。本文根据企业登记注册的类型来定义其所有制类型，这种方法可能忽视了多数企业的所有制一直处于缓慢、复杂的变化过程中的事实。所以，如何更加准确地测量所有制类型也是本文的局限性之未来考虑内部治理机制各变量的联合作用对企业创新能力和绩效的影响路径也是一个有意义的话题。Hu等人（2009）基于中国情境下内部治理机制与企业绩效的关系研究为我们提供了一个很好的例子[22]。另外，本文对于决策的分析是基于战略形成视角，而企业实践的更多例证以表明了研究战略执行路径的重要性。战略形成只是决策分析研究的第一个步骤。尤其是在组织结构高度扁平化的企业中，战略执行在一定意义上起到了更重要的影响。本文从董事会决策视角论述的战略形成，可能与基层员工中的战略执行在实际操作过程中又存在一定的差异。因此，未来可以从中层管理者和基层一线员工的视角，更多的论述战略执行路径这一方面的内容。最后，在研究方法上，也可以运用纵向时间序列的计量方法来研究董事长和总经理两职合一对企业绩效和创新活动的影响。
[关键词]领导权结构；两职合一；技术创新绩效；技术创新决策；所有权性质
[中图分类号]F270；F271.5 [文献标识码]A [文章编号]1673-0461（2014）07-0011-06
一、引 言
企业的制度逻辑对创新能力提升起着深层次的作用。实践表明，公司治理结构作为有关剩余权利分配的制度安排，影响着企业行为主体的激励结构和投入水平，必然会对创新活动产生影响[1]。对于具体的治理机制和技术创新的关系，学者们大多从股权结构、外部董事、人力资本激励角度入手的。由于这些联系比较明显，所以容易引起学者们的关注。但对于领导权结构，即CEO与董事长是否两职合一（CEO duality）与技术创新关系的研究则没有引起重视。
起源于公司控制的领导权结构的不同安排会对导致不同的战略决策，在经营者追求自身利益的前提下，董事长与总经理的两职是否合一必然会改变经营者对待技术创新活动的态度，最终影响技术创新的决策和绩效。基于上述分析，本文对企业的领导权结构与技术创新的关系进行研究。具体地说，有以下问题：首先，二者的逻辑关系是什么？即企业领导权结构的不同安排如何影响了技术创新能力。也许这一作用是间接的，那么找出可能的中介机制就很重要；其次，这一关系有效性的情境因素是什么？特别是在当前转型时期的中国，企业多种所有制并存的现象十分明显。由于所有权性质会对企业的行为和绩效产生重要影响，因此，对于不同类型的企业，领导权结构与技术创新之间的关系有效性是否同样适用？这需要对不同的企业进行比较分析；同时，已有文献大多是基于西方发达国家的经验研究，由于社会经济体制的差异，我国公司治理机制内外部环境也有着特殊的情况。那么在西方成立的管理理论是否对我国同样有效，必须对中国情境下这一关系的有效性进行理论分析并利用样本进行实证检验。
二、 影响机理与研究假设
1. 领导权结构与企业技术创新绩效
公司治理结构主要是通过改变技术创新的资源要素、创新战略以及对技术创新绩效的评价体系，进而对技术创新其产生影响。领导权结构的不同安排能影响总经理等执行层的创新投入水平，必然会导致企业创新能力的差异。如果董事长兼任总经理，那么创新自由度提高，但对经营者缺乏有效监督；如果不兼任，则又损害了总经理的创新自由。因此，董事长与总经理是否两职合一的问题在于董事会的独立性与总经理的创新自由度之间的平衡 [2-3]。董事长与总经理的两职，关键不在于是否分离，而是在多大程度上分离。已有的代理理论和管家理论针对人性假设的不同分别提出了相互对立的观点[4-5]。
Peng等人（2007）[6]基于中国背景下两职合一与绩效关系的研究有力地支持了管家理论。所以，基于管家理论的视角，本文认为在CEO两职合一的情况下，代表股东利益的董事长与总经理之间的信息沟通障碍和决策冲突可以有效减少。这有利于董事长对关系公司盈利能力的创新项目作出科学的评价，从而提高创新活动的成功机会。企业领导者也会积极营造鼓励创新的文化氛围，支持员工对技术创新进行投入，从而提高企业的创新水平[7]。另外，兼任总经理的董事长具有更多关于企业及其行业的知识。相对于外部董事长而言，对公司具有更大的责任感和组织承诺，使得董事长倾向于作出有利于公司长远发展的创新决策。
H1：CEO两职合一与技术创新绩效正相关。
2. 技术创新决策的中介作用
经营者行为是公司治理关注的焦点。如何激发经营者为企业创造财富，减轻代理成本，是治理结构的重要目标。而治理结构的优化与完善能有效地激励经营者，从而影响技术创新战略的选择[8]。在两职分离的情况下，经营者往往不愿意投资于长期性的R&D项目，因为这种投资意味着较高的失败率，从而为企业管理者带来很大的职业风险。相反地，如果CEO两职合一，决策主体变为兼任董事长的总经理的个人决策。当存在很高的外部风险的情况下，两职合一可以有效地减少决策的不确定性，提高技术创造成功的可能性[9]。尤其对于转型时期的中国，在外部要素市场发育不完全，制度供给不足的情况下，单一的领导结构更有利于企业战略的制定与实施 [6]。
企业战略决策一直以来是战略管理领域的重要议题，基于战略形成的视角，产品的创新战略会对企业财务绩效提升有着直接影响。Dooley和Fryxell（1999）认为组织绩效在很大程度上依赖战略决策的制定与执行，作出决策就是企业绩效的关键因素[10]。有的学者甚至认为在应对不确定性和激烈的市场竞争时，创新战略是企业维持生存的唯一手段 [11]。尤其对于中小企业来说，创新战略的实施确实会带来更高的企业创新能力和绩效[12]。因此，企业CEO的两职合一对技术创新绩效和技术创新决策的制定都有正向影响，同时介于创新规划与市场投入中间的决策制定过程与技术创新绩效正相关。
H2：技术创新决策中介了CEO两职合一对技术创新绩效的影响。
3. 所有权性质对中介作用的调节效应
另外，进一步考虑领导权结构对技术创新影响的限制条件也是必要的。尤其在转型时期中国，情境因素甚至是开展中国组织管理研究必须要考虑的问题[13]。已有研究表明，中国市场中的企业所有权的分散和多样化是非常明显的，并且不同的所有制正处于一种缓慢而持续的变化过程中[14]。国有企业和私营企业作为基本的两种类型的企业，纳入到我们的考虑之中。由于二者面临着不同的资源约束、有着不同的经营目标和企业行为，最终会产生不同的绩效。 在企业的领导权结构不同安排的情况下，国有企业和私营企业会因为不同的利益目标，而采取不同的技术创新决策，并且导致了不同的技术创新的效果。具体而言，由于国有企业产权主体虚置和多层级的委托——代理关系，企业的管理者不享有剩余索取权，相比于战略制定与执行，他们更加注重攫取在位时期的控制权收益（如热衷于扩大企业规模和短期盈利项目），而规避需要长期投资才能产生收益的高风险创新活动。有学者认为，政府指派的官员领导与官员董事注重国有企业的多元化目标和社会服务功能，而并非企业的长期价值归属，从而阻碍了绩效的提升[15]；
与之相反，私营企业本身就具有比国有企业更强的创新意愿。Tan（2001）基于转型时期中国不同企业管理者的研究发现，相比于国有企业的管理者，私营企业的企业家更富于创新性、更倾向于承担风险[16]。在领导权合一的情况下，私营企业会具备更强的创新动机。因为CEO两职合一会使经营者与股东的目标尽可能保持一致，使代理问题趋于缓和。经营者的创新自由与创新激励之间的平衡会使其以企业长期价值最大化为决策取向，有利于创新活动的展开；同时私营企业的战略前瞻性和快速反应能力也会使其在两职合一的情况下更好的应对创新过程中的不确定性。
H3：所有权性质调节了技术创新决策对CEO两职合一与技术创新绩效关系的中介作用，即私营企业CEO的两职合一与技术创新绩效的正向关系要强于国有企业。
根据上述假设，本文提出了一个有调节的中介作用模型（the moderated mediator model），如图1所示。
其中所有制对CEO两职合一与技术创新绩效关系的调节作用（至少部分地）是通过技术创新决策的中介作用来实现的。
三、 研究样本与变量测量
1. 样本的选择
由于两职合一或分离对与企业技术创新的影响可能不会在短期内产生效果，考虑到时滞效应，本文采用2009～2011三年的数据作为有效样本点。我们以上海证券交易所2009～2011年所有A股上市公司作为原始样本，根据上市公司中的公司概况、董事会决议等栏目搜集企业基本信息。而有关企业技术创新的决策制定和绩效的信息来源于企业年报栏目、wind数据库和相关企业网站主页；另外，2011年的部分资料来自于《上海证券交易所统计年鉴（2012年卷）》。
我们按照以下方法对企业进行筛选：①凡在2009～2011年企业年度报告与董事会决议、公告中披露有关企业专利、研发、技术购买与转让等相关决策的皆入选，如凤凰化学（600071）、中新药业（600329）、恒生电子（600570）等；②由于并未严格要求上市公司披露研发收入占总销售收入的比重，我们根据董事会报告、开发支出等栏目中选择信息披露的企业，如三一重工（600031）、大连控股（600747）等；③在三年中企业的两职状态保持不变，虽然可能在这其中经历了人事变动，但只要两职状态没有变更，则可以入选。④对于外资企业、合资企业以及集体类企业不予入选。⑤考虑到银行业资产负债表的特殊性，我们剔除金融保险行业的上市公司，如兴业证券（601377）、中国平安（601318）等；同时剔除分行业主营业务中涉及金融保险业的公司，如天科股份（600378）等；⑥同时剔除ST类、主营业务非正以及部分治理数据不完整的公司，这样符合条件的总共有371家企业，为克服样本选择的误差，借鉴Peng等人（2010）的做法[17]，这里随机选取300家企业作为最终样本。
2. 变量及测量
根据研究目的，我们选取上市公司CEO的两职状态作为自变量，其它的自变量还有企业的所有权性质；选择技术创新决策作为外因结果变量；技术创新绩效则为内因（最终）结果变量；另外，控制变量的选择同已有相关文献类似，包括企业规模、企业年限、行业类别、经营者持股水平、企业多元化水平和外部董事比例。
各变量的定义与测量如下：①CEO两职合一：以董事长与总经理的两职状态设置来衡量。针对多数文献二分法的缺陷，本文采用三分名义变量进行划分。若董事长兼任总经理，即两职合一，记为2；若两职分离，记为0；若部分分离（CEO担任董事、副董事长，不包括董事长），记为1。②所有制：对于本文进行比较研究的两种基本类型企业，用虚拟变量来表示，若为私营企业，则记为1；国有企业记为0。在回归分析中，以国有企业作为基准企业，因此不出现在回归模型中。③技术创新决策：由于两职状态的情况会影响技术创新决策，所以将其视为外因结果变量。根据前文的分析，以企业中的领导支持创新的行为和创新决策的制定来表示。即在企业年报、董事会公告与决议中，披露的专利、研发、技术购买与转让等相关决策都属于技术创新决策，如果有记为1，否则为0。④技术创新绩效：由于R&D投入单一指标中比较优良的指标，所以根据已有文献的做法[18-19]，采用研发支出占总销售收入的比重即研销比衡量。
在控制变量测量中，①企业规模：考虑到使用原始数据有可能会夸大异常的企业的总员工数，并且对最终的回归分析结果产生不利影响，所以在衡量企业规模时通常采用员工总数的自然对数（Logarithm），有利于消除异方差性和回归分析 [20]。②企业年限： 以企业登记注册的时间年限为准。③行业：基于样本公司，分为高科技企业（化工、电子、IT等）和非高科技企业（制造、物流、农林业等）。企业属于高科技行业，记为1；属于非高科技行业，记为0。④经营者持股：由于当前我国上市公司中经营者/CEO的持股比例过低，Peng等人（2010）的研究发现经营者持股均仅占总股本的0.04587%[17]，因此经营者持股对企业创新和绩效的影响仍有待进一步观察。这里将经营者持股变量作虚拟变量处理，而并非测算其持股比值。若经营者持股，则为1；否则为0。⑤多元化水平采用熵指数（Entropy Index，EI），EI=■Pi×ln（■），其中，Pi是第i个行业收入比重占总收入的百分比，当公司专业化经营时，EI=0；多元化水平越高，值越大。⑥外部董事比例：我们以公司外部董事人数占董事会人数的比例进行测量。 四、 实证分析与结果
1. 变量的描述性统计
根据样本筛选方法，最终我们对300家上市公司进行实证分析。样本的基本情况基本符合研究的要求：在300家公司中，国有企业略多于私营企业，有167家，占到总数的56%，而私营企业有133家，占比44%。容易理解，由于大部分上市公司都是由国有企业改制、重组而来，因此，国有企业略占多数。按照企业规模进行比较，员工人数多于500人的大中型企业占到了205家，少于500人的小企业只有95家。一般而言，大中企业有充足的人员、生产规模，因而也需要更多资金来源以获得发展，通过上市等方式进行间接融资。
就企业年龄来说，生存期不到5年的新创企业仅有约12%，有35家。6年及6年以上的成熟企业占比约为88%，其中生存期6～10年的企业有26.5%，11～15年的企业有11.2%，16～20年的企业有19.6%，而21年以上的企业数量最多，有30.7%（见表1）。
变量的描述性统计和相关系数见表1。值得注意的是，技术创新绩效即研发支出占销售总收入百分比的均值0.031，与国外相关样本相比仍有较大差距，只是略高于冯根福和温军（2008）[19]的发现，这说明我国上市公司的创新投入强度仍没有得到有效提升。从变量间的相关系数来看，CEO两职合一确实会带来更高的技术创新决策力度和技术创新绩效。从总体上看，初步支持了本文的研究假设。
2. 多重共线性检验
在进行了描述性统计后，为了确保变量之间的共同作用不会对回归分析的结果产生影响，我们在此也做了变量间的共线性检验。结果表明，除了企业规模项在层级回归中的容忍值（tolerance）较低（0.386），其余的容忍值均高于0.7，远大于0.1的临界标准；而方差膨胀系数（VIF）的值，除了最大值2.589之外，全部介于1.034～1.926之间，小于临界值2。上述结果表明各变量之间的共线性问题并不明显。另外，Dubin—Watson检验值为1.760，说明模型也不存在序列相关问题，适合进行多元回归分析。
3. 多元回归分析
如表2所示，通过回归分析结果，从R2与调整后的R2系数看出，整体回归模型的解释力较强。其中，在模型1中，CEO两职合一与研销比正相关（β=0.282，p<0.01），这支持了H1；另外在模型2中，两职合一与技术创新决策正相关（β=0.329，p<0.01）。
对于技术创新决策的中介效应检验，从模型3中可以看出，将CEO两职合一、所有制和技术创新决策都放入模型，发现技术创新决策的系数显著（β=0.225，p<0.01）。另外，CEO两职合一的系数虽有下降，但仍然显著（β=0.177，p<0.10），说明技术创新决策起到了部分中介作用，这支持了H2。
按照温忠麟、刘红云、侯杰泰（2012）[21]的建议，在以 X 为自变量，Y 为因变量，W 为 中介变量，U 为调节变量的基本模型中，检验 U 调节 W 中介路径的前半路径的步骤为：①做 Y 对 X 和 U 的回归，X 的系数显著；②做 W 对 X 和 U 的回归，X 的系数显著；③做 Y 对 X、U 和 W 的回归，W 的系数显著，此时说明 W 的中介效应成立；④做 W 对 X、U 和 UX 的回归，UX 的系数显著，即表明 U 对 W 中介作用的调节效应显著。根据上述分析，结果见表2。
最后，我们把所有变量都放入模型中，模型4的结果显示，两职合一与所有制的交互项显著（β=0.170，p<0.01），说明所有制对中介作用的调节效应显著，支持H3，即私营企业中的CEO两职合一会带来更高的技术创新决策与绩效。从总体上看，本文中的各个假设均得到有力地支持，说明我们的理论预期与中国企业的现实情况较为吻合。
值得注意的是，外部董事项对技术创新绩效和决策的作用均不显著（β分别为0.364、0.107，p>0.10）。或许意味着在当前中国背景下，外部董事制度对企业创新和绩效的影响有待进一步探索。这一结论也表现出于西方已有理论的差异。一个可能的解释是目前我国上市公司中，尤其是国有上市公司，外部董事的任命与CEO一样，在很大程度上都受上级政府的行政指派，缺乏市场化的人事甄选过程。因此，当前外部董事的独立性仍受到质疑。
五、 结论与展望
1. 研究结论与实践价值
针对已有的理论和实践空白，本文提出了企业的领导权结构与技术创新的关系问题。总体上看，本文的理论预期与当前中国企业的发展情形基本吻合。当然，对于模型中的其它变量之间的关系，也有着与西方理论中的差异情形。一个可能的原因在于当前中国的公司治理模式如所有权结构、经理人市场和外部的要素市场仍处于缓慢的、复杂的、持续的变化过程中，许多现象的产生如多层级委托—代理关系、模糊产权、经理人市场失灵以及信任困境等，本身就带有某种阶段性。因此，我们的结论更多是启发性的。公司治理结构与创新和绩效的关系模式是否及如何]变有待进一步探索。另外，研究设计和样本选择也是导致差异产生的一个因素。
根据本文的已有分析，针对我国企业的发展现状与存在的问题，对于未来企业的发展有着一定的实践指导意义。首先，从总体上考虑，要根据企业当前的创新水平和未来的创新潜力，合理地构建企业的治理机制，使组织能在一个平稳的框架内提升技术创新水平[1]。由于领导权问题起源于公司控制，所以要在公司控制的基础上探讨两职设置才更具有效性；特别是在当前中国企业外部治理机制相对无效的情况下，更应该重视内部治理机制的联合作用。如赋予企业更多的自主权、设计合理的融资结构、实现经营者的市场化任免，这样才能很好地发挥领导权结构安排的效果。其次，现阶段要迫切改变上市公司中普遍的“一股独大”现象，适当分散股权，形成有若干控股股东的股权结构；最后，考虑到技术创新决策在促进创新绩效方面的重要作用，企业应更多地重视经理人对创新决策的支持力度；积极完善企业战略执行的路径，提升经营者的执行力；通过增强董事会、经理人等决策主体的决策承诺，提高最终的决策质量。
2. 局限性与展望
由于研究设计和样本等各方面原因，本文尚存在一些局限：例如，首先，从公司治理的角度看，只有各变量之间的相互平衡与协作，才能形成一种有利于技术创新的公司治理结构。因此，董事长和总经理是否合一，只有与其他治理机制的融合与互补，才能发挥其关键的作用。本文实证研究中的控制变量包括的可能的治理机制也只是尽量完善这一整合性框架的初步实践。其次，所有制的准确测量是研究当前中国企业管理问题的一个重要问题。本文根据企业登记注册的类型来定义其所有制类型，这种方法可能忽视了多数企业的所有制一直处于缓慢、复杂的变化过程中的事实。所以，如何更加准确地测量所有制类型也是本文的局限性之未来考虑内部治理机制各变量的联合作用对企业创新能力和绩效的影响路径也是一个有意义的话题。Hu等人（2009）基于中国情境下内部治理机制与企业绩效的关系研究为我们提供了一个很好的例子[22]。另外，本文对于决策的分析是基于战略形成视角，而企业实践的更多例证以表明了研究战略执行路径的重要性。战略形成只是决策分析研究的第一个步骤。尤其是在组织结构高度扁平化的企业中，战略执行在一定意义上起到了更重要的影响。本文从董事会决策视角论述的战略形成，可能与基层员工中的战略执行在实际操作过程中又存在一定的差异。因此，未来可以从中层管理者和基层一线员工的视角，更多的论述战略执行路径这一方面的内容。最后，在研究方法上，也可以运用纵向时间序列的计量方法来研究董事长和总经理两职合一对企业绩效和创新活动的影响。