1.同源方差的检验
本书的数据收集来源于两个层次：第一层的数据来自于员工自我评价，第二层的数据来自于领导评价，但在第一层或第二层的自变量、中介变量和结果变量之间仍然是同源评价。因此，假设1到假设4的主效应和中介效应检验可能受到同源误差的干扰。为了检验潜在的同源误差，本书通过被广泛运用的检测同源误差的方法来进行检验：Harman's单因子检验，它是四种常用的检测同源误差的方法之一（Podsakoff，et al.，2003；Malhotra，Kim＆Patil，2006）。通过验证性因子分析（CFA）来实现Harman's单因子检验的方法，通过合并理论构念来检验模型的拟合程度的变化，如果模型拟合显著变差，则表明同源方差不严重；反之，则表明同源方差可能严重。值得说明的是，上述方法虽然能够有效地检验同源误差对因果推断的干扰的大小，但是并不能够消除或者降低这种干扰，因此，同源误差仍然存在。
本书的同源误差的检验结果如表4-11所示，5因子模型到1因子模型是Harman's单因子检验的模型的结果。Harman's单因子检验的结果表明，5因子模型的结果最优（χ2＝228.2，df＝125，CFI＝0.966，GFI＝0.924，NFI＝0.928，RMSEA＝0.052，AIC＝320.2），这也表明5个理论构念具有良好的区分效度。
2.假设检验
（1）相关系数。
个人层次和团队层次的变量的平均值、标准差以及各层次内的变量的相关系数如表4-12所示，在个人层次，各理论构念之间的相关系数均符合假设，在团队层次，各变量的相关系数较好地符合了假设，但组织支持氛围与群体公民行为的相关系数与假设不一致（r＝0.279，p＝0.11），但表现出很强的正相关趋势。
（2）分析策略。
由于本书从员工和团队两个层次来研究员工-组织间的社会交换、社会认同和产出，适用多层线性模型来研究。本书采用多层线性模型（Hierarchical Linear Modeling，HLM，Bryk＆Raudenbush，1992）来进行假设检验。假设1和假设2属于简单的跨层次回归，假设3a和假设3b、假设4a和假设4b属于第一层次内和第二层次内的中介效应，其中假设3a和假设3b属于2-2-2模型，本书采用SPSS的多元回归来进行验证。中介检验程序依据Baron和Kenny（1986）的程序。假设4a和假设4b是“低层级中介模型”（Lowerlevel Mediation），简称1-1-1模型。假设5a和假设5b属于跨层级中介效应低层中介变量模型（Cross-level Mediation-lower Mediator），简称2-1-1模型。假设6a和假设6b属于跨层级中介效应高层中介变量模型（Cross-Level Mediation-upper Mediator），简称2-2-1模型（Krull＆Mackinnon，2001；Mathieu＆Tayor，2007；Zhang，Zyphur＆Preacher，2009；方杰，张敏强＆邱皓政，2010）。假设7属于跨层次调节效应，本书采用Hofmann，Morgeson和Gerras（2003）的程序来进行检验，采用“截距和斜率作为结果的模型”（Intercepts-and Slopes-as-outcomes Model）来估计调节效应的跨层次模型。所有的跨层次计算中（包括跨层中介效应和跨层调节效应），作者依据Zhang，Zyphur和Preacher（2009）的建议，将个人层次的所有变量采用组均值中心化，同时将组平均值加入到第二层截距方程中（“Group-mean Centering and Adding the Group Mean at Level 2”）；所有的第二层次变量采用总体平均值中心化（Grand-mean Centering）。所有的参数估计都是在最大似然法（Full Maximum Likelihood）的条件下进行估计。
表4-11 个人层次变量的验证性因子分析结果表
表4-12 个人层次和团队层次变量的相关分析
（3）假设检验。
假设1和假设2的验证结果如表4-13所示，假设3a和假设3b的验证结果如表4-14所示，假设4a和假设4b的验证结果如表4-15所示，假设5a和假设5b、假设6a和假设6b的验证结果如表4-16所示，中介模型的间接效应计算结果如表4-17和表4-18所示，其中，Sobel检验的结果如表4-17所示，MCMAM检验的结果如表4-18所示，MCMAM计算的中介效应分布图如图4-9至图4-12所示，假设7的验证结果如表4-19所示，调节效应图如图4-13所示。
假设1假设组织支持氛围与组织支持感显著正向相关，在表4-13的M0到M2验证了这一假设，结果表明，当控制了第一层的领导-部属交换和第二层的工作设置以后[2]，组织支持氛围对组织支持感有显著正向的影响（γ＝0.214，p＜0.01），这就支持了假设1成立。假设2假设组织认同氛围与组织认同显著正向相关，在表4-13的M00，M3和M4中验证了这一假设，结果表明，当控制了第一层的组织支持感、领导认同和第二层的工作设置以及组织支持氛围以后[3]，组织认同氛围对组织认同没有显著正向影响（γ＝0.069，n.s），这表明假设2不成立。
表4-13 组织支持氛围、组织认同氛围对组织支持感及组织认同的主效应
表4-14 组织认同氛围在组织支持氛围与群体公民行为及团队生产率间的中介作用
表4-15 组织认同在组织支持感与员工工作投入及创新行为间的中介作用
表4-16 组织认同和组织认同氛围在组织支持氛围与员工工作投入及创新行为间的中介作用
假设3a和假设3b假设组织认同氛围中介了组织支持氛围与群体公民行为及团队生产率间的作用，本书依据Baron和Kenny（1986）的中介效应的检验方法来进行。在表4-14中列出了运用SPSS的多元回归的检验结果，M2的结果表明组织支持氛围对群体公民行为有显著正向作用（β＝0.209，p＜0.05），M4的结果表明组织认同氛围对群体公民行为有显著正向作用（β＝0.363，p＜0.01），当在M3中加入中介变量组织认同氛围后，组织支持氛围对群体公民行为的作用消失了（β＝0.025，n.s），同时，组织认同氛围对群体公民行为的作用边沿显著（β＝0.338，p＜0.1），这表明组织认同氛围的中介作用边沿成立，由此基本支持了假设3a成立。M6的结果表明组织支持氛围对团队生产率有正向作用且边沿显著（β＝0.167，p＜0.1），M8的结果表明组织认同氛围对团队生产率有显著正向作用（β＝0.330，p＜0.01），当在M7中加入中介变量组织认同氛围后，组织支持氛围对团队生产率的作用消失了（β＝-0.027，n.s），同时，组织认同氛围对团队生产率的作用显著（β＝0.356，p＜0.05），这表明组织认同氛围的中介作用基本成立，由此基本支持了假设3b成立。综上所述，组织认同氛围完全中介了组织支持氛围与群体公民行为和团队生产率间的作用。
假设4a和假设4b假设组织认同在组织支持感与员工工作投入及创新行为中起着中介作用。在表4-15中列出了HLM的多层次回归结果，M2的结果表明，控制了工作要求的作用以后，组织支持感对员工工作投入有显著正向作用（γ＝0.323，p＜0.001）。进一步地，当在M3中加入中介变量组织认同后，组织支持感对员工工作投入的作用降低了（从γ＝0.323，p＜0.001降为γ＝0.223，p＜0.01）。同时，组织认同显著正向影响员工工作投入（γ＝0.210，p＜0.001），这表明组织认同的中介作用成立，由此支持了假设4a成立。M5的结果表明，控制了工作要求的作用以后，组织支持感对员工创新行为有显著正向作用（γ＝0.131，p＜0.05），进一步地，当在M6中加入中介变量组织认同后，组织支持感对员工创新行为的作用消失了（从γ＝0.131，p＜0.05变为γ＝0.051，n.s），同时，组织认同显著正向影响员工创新行为（γ＝0.194，p＜0.01），这表明组织认同的中介作用成立，由此支持了假设4b成立。从上述结果可以看出，组织认同在组织支持感与员工工作投入及创新行为间的中介作用得到支持，不过组织认同在组织支持感与员工工作投入间起着部分中介作用，在组织支持感与员工创新行为间起着完全中介作用。
假设5a和5b假设组织认同在组织支持氛围与员工工作投入及创新行为中起着中介作用。假设6b和6b假设组织认同氛围在组织支持氛围与员工工作投入及创新行为中起着中介作用。表4-16报告了组织认同和组织认同氛围在组织支持氛围与员工工作投入及创新行为间的中介作用效应的结果。M0，M1，M2，M3表示的是组织支持氛围通过组织认同影响员工工作投入的模型（2-1-1模型），M0，M1，M2，M4表示的是组织支持氛围通过组织认同氛围影响员工工作投入的模型（2-2-1模型），M00，M5，M6，M7表示的是组织支持氛围通过组织认同影响员工创新行为的模型（2-1-1模型），M00，M5，M6，M8表示的是组织支持氛围通过组织认同氛围影响员工创新行为的模型（2-2-1模型）。从M2和M6的结果可以看出，组织支持氛围对员工工作投入和创新行为的作用均不显著，同时，从M4和M8的结果可以看出，组织认同氛围对员工工作投入和创新行为的作用也均不显著。因此，假设5a、假设5b、假设6a、假设6b均不成立。(www.xing528.com)
和子研究1一样，本书仍然采用了乘积法和MCMAM法来检验子研究2的中介效应（方杰＆张敏强，2012）。乘积法中介效应的检验结果在表4-17中，主要采用Sobel检验计算中介效应及其显著性。MCMAM法的结果如表4-18所示，并进一步将间接效应的分布频次表现在图4-9至图4-12中。
Sobel检验采用Preacher和Hayes（2008）的程序来进行计算，从表4-17中可以看出“组织支持氛围—组织认同氛围—团队生产率”间接效应为0.193（t＝1.915，p＜0.1）。“组织支持氛围—组织认同氛围—群体公民行为”间接效应为0.184（t＝1.779，p＜0.1）。“组织支持感—组织认同—工作投入”间接效应为0.058（t＝3.523，p＜0.001）。“组织支持感—组织认同—创新行为”间接效应为0.053（t＝2.839，p＜0.01）。上述运用Sobel检验结果表明，各中介模型的间接效应为正向并在统计上显著，从而进一步验证了各项中介假设成立。
MCMAM法采用Selig和Preacher（2008）的程序来进行计算。通过计算中介效应在95%置信区间效应量的分布状况来检验中介效应范围。表4-18列明了中介效应在95%置信区间（也就是p＜0.05的概率）的最低值和最高值。从表4-18可以看出，“组织支持氛围—组织认同氛围—团队生产率”间接效应分布区间为[0.004，0.404]。“组织支持氛围—组织认同氛围—群体公民行为”间接效应分布区间为[-0.009，0.398][4]。“组织支持感—组织认同—工作投入”间接效应分布区间为[0.029，0.092]。“组织支持感—组织认同—创新行为”间接效应分布区间为[0.020，0.094]。本书还在图4-9至图4-12中进一步画出了中介效应的分布状况。
表4-17 子研究2的间接效应的Sobel检验
表4-18 研究2的间接效应的MCMAM检验
图4-9 模型7运用MCMAM计算的间接效应分布
图4-10 模型8运用MCMAM计算的间接效应分布
图4-11 模型9运用MCMAM计算的间接效应分布
图4-12 模型10运用MCMAM计算的间接效应分布
表4-19 调节效应分析结果
在假设7中，假设组织支持氛围调节了组织支持感对组织认同的作用。如表4-19所示调节效应的检验结果，模型1是假设7的调节效应模型。
跟随Hofmann等人（2003）的建议，本书采用的是“截距和斜率作为结果模型”，在模型1中，组织支持氛围不能调节组织支持感对组织认同的回归截距项（γ02＝-0.703，n.s），但组织支持氛围能够调节组织支持感对组织认同的斜率（γ21＝0.145，p＜0.05），由此认为假设7的成立获得了支持。
为了画出上述调节效应的作用图，本书依据Aiken，West和Reno（1991）的建议将个体层次的样本分为高低两个样本，划分阀值是调节变量的均值加减一个标准差：高样本是大于调节变量均值加一个标准差，低样本是小于调节变量均值减一个标准差。在此条件下，分别对自变量和因变量进行回归并画出其作用图，结果如图4-13所示。从图4-13中可以看出，在高的组织支持氛围条件下，组织支持感对组织认同的作用得到强化。
图4-13 组织支持氛围在组织支持感与组织认同间的调节作用图
子研究2的研究假设和检验结果如表4-20所示，本书的部分研究假设被支持，部分假设被拒绝，部分研究假设基本支持。
表4-20 子研究2假设检验结果
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