（一）人际信任的中介效应检验

目前，学术界普遍采用Baron和Kenny（1986）提出的方法，来进行模型的中介效应检验，该方法具体包括四个步骤：第一，自变量（组织伦理气氛）对因变量（员工工作场所无礼行为）具有显著的影响（该步骤在主效应的检验中已经完成）；第二，自变量（组织伦理气氛）对中介变量（人际信任）有显著的影响，即在加入性别、公司规模等控制变量的基础上，将组织伦理气氛放入回归模型中，分析组织伦理气氛各维度对人际信任的影响；第三，中介变量（人际信任）对因变量（员工工作场所无礼行为）有显著影响，即在加入性别、公司规模等控制变量的基础上，将人际信任放入回归模型，分析人际信任各维度对员工工作场所无礼行为的影响；第四，在控制中介变量（人际信任）后，自变量（组织伦理气氛）对因变量（员工工作场所无礼行为）的作用消失，或者明显减小（罗胜强，姜嬿，2008），即在加入控制变量和自变量（组织伦理气氛）的基础上，将中介变量（人际信任）放入回归模型中，分析组织伦理气氛和人际信任对员工工作场所无礼行为的影响。在第四步中，中介变量（人际信任）的回归系数必须显著，同时，当自变量的回归系数变得不显著时，说明存在完全中介效应；当自变量的回归系数仍然显著，但是回归系数减小时，说明存在部分中介效应。

（二）善意的中介效应检验

1.组织伦理气氛对善意的影响

如表5.39所示，从组织伦理气氛对善意影响的层级回归模型（M2）可见，关怀导向、法律与规范导向、规则导向、工具导向和独立导向的方差膨胀因子（VIF）分别为1.159、1.101、1.127、1.101、1.052，可见，其远小于临界值10。所以，本研究可以忽略多重共线性问题的影响。根据模型回归结果，其Durbin-Watson值为1.676，接近于2，表明各个残差项间没有自我相关性。

在回归模型M1中，人口统计学变量对善意的解释力为7.1%。而在回归模型M2中，在加入组织伦理气氛的五个维度之后，回归模型的解释力得到了大幅度的提高，解释力为23.2%，解释力增加了16.1%。并且，模型的F值在P＜0.001的水平下显著。这说明组织伦理气氛的五个维度对善意具有较好的整体解释力，该模型具有较好的拟合效果。

总之，组织伦理气氛对善意具有显著的影响。首先，关怀导向（M2，β=0.148，P＜0.01）、法律与规范导向（M2，β=0.148，P＜0.01）对善意具有显著性正向影响，因此，假设H2.1A、假设2.2A得到支持；工具导向（M2，β=-0.087，P＜0.1）对善意具有显著性负向影响，因此，假设H2.4A得到支持。规则导向（M2，β=-0.016，P＞0.1）、独立导向（M2，β=-0.040，P＞0.1）对善意具有负向影响，但没有达到显著性水平。因此，假设H2.3A、H2.5A没有得到支持。

2.善意对员工工作场所无礼行为的影响

从善意对员工工作场所无礼行为影响的层级回归模型（M5）可见，人口统计学变量、善意的方差膨胀因子（VIF）取值在1.049～4.753之间，可见，其远小于临界值10。所以，本研究可以忽略多重共线性问题的影响。根据模型回归结果，其Durbin-Watson值为1.768，接近于2，表明回归模型的各个残差项之间没有自我相关性。

在回归模型M3中，人口统计学变量对员工工作场所无礼行为的解释力为4.2%。而在回归模型M5中，在加入善意之后，回归模型的解释力得到了大幅度的提高，其解释力为9.3%，其解释力增加了5.1%。并且，模型的F值在P＜0.001的水平下显著。这说明善意对员工工作场所无礼行为具有较好的整体解释力，该模型具有较好的拟合效果。

从表5.39可见，善意（M5，β=-0.207，P＜0.001）对员工工作场所无礼行为具有显著的负向影响，因此假设H3.1得到支持。

3.善意的中介效应

从组织伦理气氛和善意对员工工作场所无礼行为影响的层级回归模型（M6）可见，关怀导向、法律与规范导向、规则导向、工具导向、独立导向、善意的方差膨胀因子（VIF）分别为1.171、1.113、1.127、1.106、1.053、1.115，远小于临界值10，所以，本研究可以忽略多重共线性问题的影响。根据模型回归结果，其Durbin-Watson值为1.652，接近于2，表明回归模型的各个残差项之间没有自我相关性。

在回归模型M3中，人口统计学变量对员工工作场所无礼行为的解释力为4.2%。而在回归模型M6中，在加入组织伦理气氛和善意之后，回归模型的解释力得到了大幅度的提高，其解释力为28.8%，其解释力增加了24.6%。并且，模型的F值在P＜0.001的水平下显著。这说明组织伦理气氛、善意等变量对员工工作场所无礼行为具有较好的整体解释力，该模型具有较好的拟合效果。

根据Baron和Kenny（1986）的中介效应检验方法，首先，作为自变量的组织伦理气氛，应该能够对作为因变量的员工工作场所无礼行为产生显著影响，根据前文的主效应层级回归模型可知，独立导向没有对员工工作场所无礼行为产生显著影响，因此，假设H4.1E没有得到支持。其次，作为自变量的组织伦理气氛，应该能够对作为中介变量的善意产生显著影响，根据中介效应检验的层级回归模型（M2）可知，规则导向和独立导向没有对善意产生显著的影响，因此，假设H4.1C、H4.1E没有得到支持。第三，作为中介变量的善意，应该能够对作为因变量的员工工作场所无礼行为产生显著影响，根据中介效应检验的层级回归分析模型（M5）可知，善意会对员工工作场所无礼行为产生显著影响，因而，该条件得到满足。第四，将作为中介变量的善意和作为自变量的组织伦理气氛的五个维度同时放入回归模型中，自变量对因变量的显著性影响作用消失，或者比较明显的减弱。将表5.39中的M4和M6进行比较，我们发现，关怀导向（M4，β=-0.083，P＜0.05→M6，β=-0.064，P＞0.1）的回归系数由显著变为不显著，法律与规范导向（M4，β=-0.135，P＜0.001→M6，β=-0.125，P＜0.01），工具导向（M4，β=0.119，P＜0.01→M6，β=0.118，P＜0.01）的回归系数减少，规则导向（M4，β=-0.095，P＜0.05→M6，β=-0.114，P＜0.05）的回归系数增大。因此，善意在法律与规范导向、工具导向和员工工作场所无礼行为之间的关系中起部分中介作用，假设H4.1B、H4.1D得到支持。而善意在关怀导向和员工工作场所无礼行为之间的关系中起完全中介的作用，因此，假设H4.1A也得到支持。

表5.39　中介效应检验的层级回归结果（1）

注：N=795，***表示P＜0.001，**表示P＜0.01，*表示P＜0.05，+表示P＜0.10。

虽然学者们普遍采用Baron和Kenny（1986）的中介效应检验方法，然而该方法也有不足之处，即没有对中介效应的显著性进行检验。因此，本书采用Sobel（1982）分析对间接效应的显著性进行检验。研究结果表明，善意在法律与规范导向（Z=-2.668，P＜0.01）、工具导向（Z=2.252，P＜0.05）和员工工作场所无礼行为之间的关系中起部分中介作用是显著的，进一步验证了假设H4.1B、H4.1D。

（三）组织伦理气氛预测善意的优势分析

从表5.40的优势分析结果可以看出，在组织伦理气氛预测善意的回归模型中，从被解释的方差部分来看，法律与规范导向贡献了36.038%的可解释方差，关怀导向贡献了34.284%的可解释方差，工具导向贡献了29.678%的可解释方差。因此，在预测善意时，与其他的两个变量相比，法律与规范导向的贡献最大，其次是关怀导向、工具导向，并且这三者的重要性相差很小。

表5.40　组织伦理气氛预测善意的相对贡献

（四）正直的中介效应检验

1.组织伦理气氛对正直的影响

如表5.41所示，从组织伦理气氛对正直影响的层级回归模型（M2）可见，关怀导向、法律与规范导向、规则导向、工具导向和独立导向的方差膨胀因子（VIF）分别为1.158、1.101、1.127、1.104、1.049，可见，其远小于临界值10。所以，本研究可以忽略多重共线性问题的影响。根据模型回归结果，其Durbin-Watson值为1.677，接近于2，表明回归模型的各个残差项间没有自我相关性。

在回归模型M1中，人口统计学变量对善意的解释力为5.9%。而在回归模型M2中，在加入组织伦理气氛的五个维度之后，回归模型的解释力得到了大幅度的提高，其解释力为20.5%，其解释力增加了14.6%。并且，模型的F值在P＜0.001的水平下显著。这说明组织伦理气氛的五个维度对正直具有较好的整体解释力，该模型具有较好的拟合效果。

总之，组织伦理气氛对正直具有显著的影响。首先，关怀导向（M2，β=0.138，P＜0.01）、法律与规范导向（M2，β=0.096，P＜0.1）、规则导向（M2，β=0.122，P＜0.05）对正直具有显著的正向影响，因此，假设H2.1B、H2.2B、H2.3B得到支持；工具导向（M2，β=0.010，P＞0.1）对正直具有正向影响，但没有达到显著性水平，因此，假设H2.4B没有得到支持；独立导向（M2，β=0.046，P＞0.1）对正直具有正向影响，但没有达到显著性水平，因此，假设H2.5B也没有得到支持。

2.正直对员工工作场所无礼行为的影响

从正直对员工工作场所无礼行为影响的层级回归模型（M5）可见，人口统计学变量、善意的方差膨胀因子（VIF）取值在1.044～4.675之间，可见，其远小于临界值10。所以，本研究可以忽略多重共线性问题的影响。根据模型回归结果，其Durbin-Watson值为1.775，接近于2，表明回归模型的各个残差项之间没有自我相关性。

在回归模型M3中，人口统计学变量对员工工作场所无礼行为的解释力为4.2%。而在回归模型M5中，在加入正直变量之后，回归模型的解释力得到了大幅度的提高，其解释力为6.7%，其解释力增加了2.5%。并且，模型的F值在P＜0.001的水平下显著。这说明正直对员工工作场所无礼行为具有较好的整体解释力，该模型具有较好的拟合效果。

从表5.41可见，正直（M5，β=-0.224，P＜0.001）对员工工作场所无礼行为具有显著的负向影响，因此假设H3.2得到支持。

3.正直的中介效应

从组织伦理气氛和正直对员工工作场所无礼行为影响的层级回归模型（M6）可见，关怀导向、法律与规范导向、规则导向、工具导向、独立导向、正直的方差膨胀因子（VIF）分别为1.170、1.106、1.135、1.101、1.053、1.098，远小于临界值10，所以，本研究可以忽略多重共线性问题的影响。根据模型回归结果，其Durbin-Watson值为1.680，接近于2，表明回归模型的各个残差项之间没有自我相关性。

在回归模型M3中，人口统计学变量对员工工作场所无礼行为的解释力为4.2%。而在回归模型M6中，在加入组织伦理气氛和正直之后，回归模型的解释力得到了大幅度的提高，其解释力为28.1%，其解释力增加了23.9%。并且，模型的F值在P＜0.001的水平下显著。这说明组织伦理气氛、正直等变量对员工工作场所无礼行为具有较好的整体解释力，该模型具有较好的拟合效果。

根据Baron和Kenny（1986）的中介效应检验方法，首先，作为自变量的组织伦理气氛，应该能够对作为因变量的员工工作场所无礼行为产生显著影响，根据前文的主效应层级回归模型可知，独立导向没有对员工工作场所无礼行为产生显著影响，因此，假设H4.2E没有得到支持。其次，作为自变量的组织伦理气氛，应该能够对作为中介变量的正直产生显著影响，根据中介效应检验的层级回归模型（M2）可知，工具导向和独立导向没有对正直产生显著的影响，因此，假设H4.2D、H4.2E没有得到支持。第三，作为中介变量的正直，应该能够对作为因变量的员工工作场所无礼行为产生显著影响，根据中介效应检验的层级回归分析模型（M5）可知，正直会对员工工作场所无礼行为产生显著影响，因而，该条件得到满足。第四，将作为中介变量的正直和作为自变量的组织伦理气氛的五个维度同时放入回归模型中，自变量对因变量的显著性影响作用消失，或者比较明显的减弱。将表5.41中的M4和M6进行比较，我们发现，关怀导向（M4，β=-0.083，P＜0.05→M6，β=-0.058，P＞0.1）的回归系数由显著变为不显著，法律与规范导向（M4，β=-0.135，P＜0.001→M6，β=-0.115，P＜0.01）、规则导向（M4，β=-0.095，P＜0.05→M6，β=-0.072，P＜0.1）、工具导向（M4，β=0.119，P＜0.01→M6，β=0.116，P＜0.01）的回归系数减小。因此，正直在法律与规范导向、规则导向和员工工作场所无礼行为之间的关系中起部分中介作用，假设H4.2B、H4.2C得到支持。而正直在关怀导向和员工工作场所无礼行为之间的关系中起完全中介的作用，因此，假设H4.2A也得到支持。

表5.41　中介效应检验的层级回归结果（2）(www.daowen.com)

注：N=795，***表示P＜0.001，**表示P＜0.01，*表示P＜0.05，+表示P＜0.10。

虽然学者们普遍采用Baron和Kenny（1986）的中介效应检验方法，然而该方法也有不足之处，即没有对中介效应的显著性进行检验。因此，本书采用Sobel（1982）分析对间接效应的显著性进行检验。研究结果表明，正直在法律与规范导向（Z=-2.021，P＜0.05）、规则导向（Z=-2.259，P＜0.05）和员工工作场所无礼行为之间的关系中起部分中介作用是显著的，进一步验证了假设H4.2B、H4.2C。

（五）组织伦理气氛预测正直的优势分析

从表5.42的优势分析结果可以看出，在组织伦理气氛预测正直的回归模型中，从被解释的方差部分来看，关怀导向贡献了34.577%的可解释方差、规则导向贡献了32.836%的可解释方差、法律与规范导向贡献了32.587%的可解释方差。因此，在预测正直时，与其他的两个变量相比，关怀导向的贡献最大，其次是规则导向、法律与规范导向，并且这三者的重要性相差很小。

表5.42　组织伦理气氛预测正直的相对贡献

（六）能力的中介效应检验

1.组织伦理气氛对能力的影响

从组织伦理气氛对能力影响的层级回归模型（M2）可见，关怀导向、法律与规范导向、规则导向、工具导向和独立导向的方差膨胀因子（VIF）分别为1.159、1.102、1.127、1.103、1.053，可见，其远小于临界值10。所以，本研究可以忽略多重共线性问题的影响。根据模型回归结果，其Durbin-Watson值为1.748，接近于2，表明回归模型的各个残差项间没有自我相关性。

在回归模型M1中，人口统计学变量对善意的解释力为6.7%。而在回归模型M2中，在加入组织伦理气氛的五个维度之后，回归模型的解释力得到了大幅度的提高，其解释力为20.3%，其解释力增加了13.6%。并且，模型的F值在P＜0.001的水平下显著。这说明组织伦理气氛的五个维度对能力具有较好的整体解释力，该模型具有较好的拟合效果。

总之，组织伦理气氛对能力具有显著的影响。首先，关怀导向（M2，β=0.168，P＜0.05）、法律与规范导向（M2，β=0.129，P＜0.1）、规则导向（M2，β=0.251，P＜0.001）对能力具有显著的正向影响，因此，假设H2.1C、H2.2C、H2.3C得到支持；工具导向（M2，β=0.063，P＞0.1）对能力具有正向影响，但没有达到显著性水平，因此，假设H2.4C没有得到支持；独立导向（M2，β=-0.064，P＞0.1）对能力具有负向影响，但没有达到显著性水平。因此，假设H2.5C没有得到支持。

2.能力对员工工作场所无礼行为的影响

从能力对员工工作场所无礼行为影响的层级回归模型（M5）可见，人口统计学变量、能力的方差膨胀因子（VIF）取值在1.048～4.726之间，可见，其远小于临界值10。所以，本研究可以忽略多重共线性问题的影响。根据模型回归结果，其Durbin-Watson值为1.740，接近于2，表明回归模型的各个残差项之间没有自我相关性。

在回归模型M3中，人口统计学变量对员工工作场所无礼行为的解释力为4.2%。而在回归模型M5中，在加入能力变量之后，回归模型的解释力得到了大幅度的提高，其解释力为5.4%，其解释力增加了1.2%。并且，模型的F值在P＜0.001的水平下显著。这说明能力对员工工作场所无礼行为具有较好的整体解释力，该模型具有较好的拟合效果。

从表5.43可见，能力（M5，β=-0.186，P＜0.001）对员工工作场所无礼行为具有显著的负向影响，因此假设H3.3得到支持。

3.能力的中介效应

从组织伦理气氛和能力对员工工作场所无礼行为影响的层级回归模型（M6）可见，关怀导向、法律与规范导向、规则导向、工具导向、独立导向、正直的方差膨胀因子（VIF）分别为1.166、1.105、1.142、1.102、1.054、1.102，远小于临界值10，所以，本研究可以忽略多重共线性问题的影响。根据模型回归结果，其Durbin-Watson值为1.758，接近于2，表明回归模型的各个残差项之间没有自我相关性。

在回归模型M3中，人口统计学变量对员工工作场所无礼行为的解释力为4.2%。而在回归模型M6中，在加入组织伦理气氛和能力之后，回归模型的解释力得到了大幅度的提高，其解释力为26.9%，其解释力增加了22.7%。并且，模型的F值在P＜0.001的水平下显著。这说明组织伦理气氛、能力等变量对员工工作场所无礼行为具有较好的整体解释力，该模型具有较好的拟合效果。

根据Baron和Kenny（1986）的中介效应检验方法，首先，作为自变量的组织伦理气氛，应该能够对作为因变量的员工工作场所无礼行为产生显著影响，根据前文的主效应层级回归模型可知，独立导向没有对员工工作场所无礼行为产生显著影响，因此，假设H4.3E没有得到支持。其次，作为自变量的组织伦理气氛，应该能够对作为中介变量的能力产生显著影响，根据中介效应检验的层级回归模型（M2）可知，工具导向和独立导向没有对能力产生显著的影响，因此，假设H4.3D、H4.3E没有得到支持。第三，作为中介变量的能力，应该能够对作为因变量的员工工作场所无礼行为产生显著影响，根据中介效应检验的层级回归分析模型（M5）可知，能力会对员工工作场所无礼行为产生显著影响，因而，该条件得到满足。第四，将作为中介变量的能力和作为自变量的组织伦理气氛的五个维度同时放入回归模型中，自变量对因变量的显著性影响作用消失，或者比较明显的减弱。将表5.43中的M4和M6进行比较，我们发现，关怀导向（M4，β=-0.083，P＜0.05→M6，β=-0.084，P＞0.1）的回归系数由显著变为不显著，法律与规范导向（M4，β=-0.135，P＜0.001→M6，β=-0.129，P＜0.01）、规则导向（M4，β=-0.095，P＜0.05→M6，β=-0.090，P＜0.1）的回归系数减小，工具导向（M4，β=0.119，P＜0.01→M6，β=0.157，P＜0.01）的回归系数增加。因此，能力在法律与规范导向、规则导向和员工工作场所无礼行为之间的关系中起部分中介作用，假设H4.3B、H4.3C得到支持。而能力在关怀导向和员工工作场所无礼行为之间的关系中起完全中介的作用，因此，假设H4.3A也得到支持。

表5.43　中介效应检验的层级回归结果（3）

续表

注：N=795，***表示P＜0.001，**表示P＜0.01，*表示P＜0.05，+表示P＜0.10。

虽然学者们普遍采用Baron和Kenny（1986）的中介效应检验方法，然而该方法也有不足之处，即没有对中介效应的显著性进行检验。因此，本书采用Sobel（1982）分析对间接效应的显著性进行检验。研究结果表明，能力在法律与规范导向（Z=-2.001，P＜0.05）、规则导向（Z=-2.682，P＜0.01）和员工工作场所无礼行为之间的关系中起部分中介作用是显著的，进一步验证了假设H4.3B、H4.3C。

（七）组织伦理气氛预测能力的优势分析

从表5.44的优势分析结果可以看出，在组织伦理气氛预测能力的回归模型中，从被解释的方差部分来看，关怀导向贡献了33.670%的可解释方差、法律与规范导向和规则导向都贡献了33.165%的可解释方差。因此，在预测能力时，与其他的两个变量相比，关怀导向的贡献最大，其次是法律与规范导向、规则导向，并且这三者的重要性相差很小。

表5.44　组织伦理气氛预测能力的相对贡献

续表

（八）人际信任预测员工工作场所无礼行为的优势分析

从表5.45的优势分析结果可以看出，在人际信任各维度预测员工工作场所无礼行为的回归模型中，从被解释的方差部分来看，善意维度贡献了36.283%的可解释方差，正直维度贡献了34.513%的可解释方差，能力维度贡献了29.204%的可解释方差。因此，在预测能力时，与其他的两个变量相比，善意维度的贡献最大，其次是正直维度、能力维度，并且这三者的重要性相差很小。

表5.45　人际信任预测员工工作场所无礼行为的相对贡献