本研究采用层级回归的方法，检验支持性组织氛围在前因因素对员工积极前摄行为影响过程中的调节作用。根据本研究的设计要求，在回归分析的第一步首先放入控制变量（性别、年龄、教育程度与工作年限）；第二步放入相应假设中的自变量（主动性人格、任务自主性、任务复杂性）；第三步放入调节变量（支持性组织氛围）；第四步放入调节变量与各个自变量的交叉项，并将构成交叉项的自变量与调节变量进行中心化，即将每个变量观测值减去均值，使得到的数据样本均值为0，目的是为了克服回归方程的多重共线性问题。

（一）支持性组织氛围对主动性人格与员工积极前摄行为关系的调节作用检验

如表5-30所示，控制变量解释了员工积极前摄行为方差的13.4％（F=3.259，p<0.05），但是控制变量对员工积极前摄行为的影响均不显著。在第二步的回归分析中，结果显示模型对员工积极前摄行为方差的解释能力增加了63.1％，其中，主动性人格对员工积极前摄行为整体具有显著正向影响（β=0.641，p<0.05）。为了检验调节作用之前滤除支持性组织氛围本身可能对因变量的影响，在第三步中将其放入回归方程，结果显示支持性组织氛围对员工积极前摄行为方差的解释能力显著地增加了1.8％（β=0.219，p<0.05）。在第四步中，将主动性人格与员工积极前摄行为的交叉项放入回归方程后发现，模型4对因变量方差的解释能力增加了1.7％，并且交叉项对因变量的影响显著（β=0.268，p<0.05），意味着员工感知到的支持性组织氛围越强（弱），主动性人格对员工积极前摄行为的影响就会相应变得更强（弱）。表5-30的最后一列报告的是模型4中的方差膨胀指数（VIF），所有VIF都小于10，说明不存在多重共线性问题。D-W检验值为1.957，说明不存在序列相关问题。

表5-30　支持性组织氛围对主动性人格与员工积极前摄行为关系的调节作用统计结果

注：* p<0.05。
资料来源：作者整理。

（二）支持性组织氛围对任务自主性与员工积极前摄行为关系的调节作用检验

如表5-31所示，控制变量解释了员工积极前摄行为方差的13.4％（F=3.259，p<0.05），但是控制变量对员工积极前摄行为的影响均不显著。在第二步的回归分析中，结果显示模型对员工积极前摄行为方差的解释能力增加了35.5％，其中，任务自主性对员工积极前摄行为整体具有显著正向影响（β=0.652，p<0.05）。为了检验调节作用之前滤除支持性组织氛围本身可能对因变量的影响，在第三步中将其放入回归方程，结果显示支持性组织氛围对员工积极前摄行为方差的解释能力显著地增加了12.4％（β=0.547，p<0.05）。在第四步中，将任务自主性与员工积极前摄行为的交叉项放入回归方程后，发现模型4对因变量方差的解释能力增加了2.5％，并且交叉项对因变量的影响显著（β=0.434，p<0.05），意味支持性组织氛围对任务自主性与员工积极前摄行为之间关系的调节作用显著。表5-31的最后一列报告的是模型4中的方差膨胀指数（VIF），所有VIF都小于10，说明不存在多重共线性问题。D-W检验值为1.867，说明不存在序列相关问题。

表5-31　支持性组织氛围对任务自主性与员工积极前摄行为关系的调节作用统计结果(www.daowen.com)

续表

注：* p<0.05。
资料来源：作者整理。

（三）支持性组织氛围对任务复杂性与任务性积极前摄行为关系的调节作用检验

如表5-32所示，控制变量解释了任务性积极前摄行为方差的9.1％（F=2.465，p<0.05），但是控制变量对任务性积极前摄行为的影响均不显著。在第二步的回归分析中，结果模型对任务性积极前摄行为方差的解释能力增加了40.5％，其中，任务复杂性对员工积极前摄行为整体具有显著正向影响（β=0.667，p<0.05）。为了检验调节作用之前滤除支持性组织氛围本身可能对因变量的影响，在第三步中将其放入回归方程，结果显示支持性组织氛围对任务性积极前摄行为方差的解释能力显著地增加了10.5％（β=0.499，p<0.05）。在第四步中，将任务复杂性与员工积极前摄行为的交叉项放入回归方程后，发现模型4对因变量方差的解释能力增加了6.4％，但交叉项对因变量的影响不显著（β=0.449），假设H4c未能得到支持，此问题将在后续部分进行解释说明。表5-32的最后一列报告的是模型4中的方差膨胀指数（VIF），所有VIF都小于10，说明不存在多重共线性问题。D-W检验值为1.949，说明不存在序列相关问题。

表5-32　支持性组织氛围对任务复杂性与员工积极前摄行为关系的调节作用统计结果

注：* p<0.05。
资料来源：作者整理。