（一）共同方法偏差检验及区分效度分析
由于让员工填写了本研究问卷的所有题目，存在数据结果中出现共同方法偏差的可能，因此使用Harman单因素检验法并使用SPSS 22.0统计分析数据以进行这方面的检验，具体如表5-6所示。数据显示最大特征根的因子方差解释量为26.490%，所有因子总体方差解释量为73.757%，占比小于40%，表明严重共同方法偏差不存在于数据中。
表5-6 总方差解释
另外，本文运用AMOS 22.0进行了验证性因子分析，其分析结果见表5-7，证明五因子模型具有最优的拟合结果（χ2/df=2.476，RMSEA=0.069，CFI=0.914，IFI=0.915，TLI=0.906），进一步表明数据不存在严重的共同方法偏差。这一结果也同时表明五个变量之间的独立性，证明有较好的区分效度。
表5-7 验证性因子分析
注：IL代表包容型领导，PS代表心理安全感，OI代表组织认同，CS代表变革自我效能感，CD代表员工建设性偏差。
（二）描述性统计及相关分析
对本书收集的有效样本（N=313）进行描述性统计分析，见错误！未找到引用源。其中，男性占43.450%、女性占56.550%；年龄方面，以23—28岁最多，占43.131%，23岁以下占7.987%，29—32岁占11.058%，33—38岁占14.696%，39岁及以上占20.128%；学历方面，本科最多占50.160%、本科以下占43.131%、硕士及以上占6.709%；工作年限集中在一年至两年占比为37.380%，一年以下占5.112%，两年至五年占24.601%，五年至十年占18.530%，十年以上占14.377%。
表5-8 样本统计
本研究使用SPSS 22.0对调查问卷数据进行相关分析，由表5-9呈现的相关性分析能够得出以下结论：（1）包容型领导正向预测心理安全感（r=0.115，p＜0.05）；（2）包容型领导正向预测组织认同（r=0.191，p＜0.01）；（3）包容型领导与变革自我效能感有正向关系（r=0.173，p＜0.01）；（4）心理安全感。与组织认同有显著正向关系（r=0.472，p＜0.01）；（5）变革自我效能感与心理安全感有显著正向关系（r=0.405，p＜0.01）；（6）变革自我效能感与组织认同有显著正向关系（r=0.715，p＜0.01）；（7）心理安全感正向预测员工建设性偏差（r=0.140，p＜0.05）；（8）组织认同正向预测员工建设性偏差（r=0.113，p＜0.05）；（9）建设性偏差与变革自我效能感有显著正向关系（r=0.112，p＜0.05）。
表5-9 变量描述及相关分析表（N=313）
注：（1）序号含义：1表示性别，2表示年龄，3表示学历，4表示工作年限，5表示包容型领导，6表示心理安全感，7表示组织认同，8表示变革自我效能感，9表示员工建设性偏差。
（2）**在置信度（双测）为0.01时，相关性是显著的；*在置信度（双测）为0.05时，相关性是显著的。
（三）假设检验
1.主效应
用SPSS 22.0进行线性回归验证包容型领导对员工建设性偏差的总效应结果如表5-10所示，数据结果显示总效应不显著。Y=cX+e，c不显著。
以前，主要的中介效应检验要求总效应的回归系数c在开展每个效应的后续测试之前是显著的。相比之下，温忠麟等研究者指出直接效应（c'）和间接效应（ab）符号相反导致效应抵消，即出现遮掩效应。而温忠麟、叶宝娟两位学者研究提出，即使总效应（c）不显著按遮掩效应立论，也应继续后续检验，因此本研究涉及两个中介变量：心理安全感和组织认同，需要进一步的测试来进一步分析。
表5-10 包容型领导对员工建设性偏差相关分析
中介效应检验使用SPSS 22.0进行逐步回归分析，各模型详细情况见表5-11，用于检验心理安全感在包容型领导与员工建设性偏差间的中介作用。(www.xing528.com)
表5-11显示了心理安全感如何在包容型领导与建设性偏差关系中发挥作用。其中模型1以员工性别、年龄、学历、工作年限等控制变量为自变量，以心理安全感作为因变量；模型2则在模型1的基础上增加了包容型领导作为自变量，心理安全感为因变量，数据显示包容型领导显著影响心理安全感，系数为0.124（p＜0.05）；在模型3中，以员工建设性偏差作为因变量，同时以控制变量作为自变量；在模型4中，增加了包容型领导作为自变量，因变量不变，从而在此基础上，建立了包容型领导与员工建设性偏差的模型，数据表明两者关系不显著；在模型5中，以心理安全感作为自变量，从而建构了其与员工建设性偏差的关系模型，两者间系数达到0.141（p＜0.05）；在模型6中，在基于模型3的前提下，同时加入了包容型领导、心理安全感。由此得出如下结果：心理安全感与员工建设性偏差的回归系数为正，且p值小于0.05；模型6同时加入包容型领导和心理安全感后回归系数达到0.150，p小于0.01，二者之间存在显著的正向关系。所以，综上所述：心理安全感显著中介了包容型领导与员工建设性偏差。因此，假设H5-6成立。
表5-11 心理安全感的中介作用
使用SPSS 22.0进行逐步回归分析，各模型详细情况见表5-12，用以检验组织认同在包容型领导与员工建设性偏差间的中介作用。
表5-12 组织认同的中介作用
表5-12显示了组织认同如何在包容型领导与员工建设性偏差关系中发挥作用。其中模型1以员工性别、年龄、学历、工作年限等控制变量为自变量，以组织认同作为因变量；模型2则在模型1的基础上增加了包容型领导作为自变量，组织认同为因变量，数据显示包容型领导显著影响组织认同，系数为0.188（p＜0.001）；在模型3中，以员工建设性偏差作为因变量，同时以控制变量作为自变量；在模型4中，增加了包容型领导作为自变量，因变量保持不变，从而在此基础上，构成了包容型领导与员工建设性偏差的模型，数据表明两者关系不显著；在模型5中，以组织认同作为自变量，从而建构了其与员工建设性偏差的关系模型，两者间系数达到0.120，p＜0.05；在模型6中，在基于模型3的前提下，同时加入了包容型领导、组织认同。由此得出如下结果：组织认同与员工建设性偏差的回归系数为正，且p值小于0.05；模型6同时加入包容型领导和组织认同后回归系数达到0.134，p＜0.05，二者之间存在较显著的正向关系。所以，综上所述：组织认同显著中介了包容型领导与员工建设性偏差。因此，假设H5-7成立。
2.调节效应检验
（1）变革自我效能感在心理安全感与员工建设性偏差间的调节作用
使用SPSS 22.0检验变革自我效能感是如何调节心理安全感与员工建设性偏差关系的，得到数据如表5-13所示。表中模型2表示心理安全感正向影响员工建设性偏差，回归系数为0.141，效果显著且系数呈现一颗星；表中模型3表示加入调节变量变革自我效能感后，心理安全感对员工建设性偏差影响减弱，回归系数为0.116。表中的交互项表示中心化后的心理安全感与变革自我效能感的乘积。表中模型4表示加入调节变量变革自我效能感后，心理安全感对员工建设性偏差正向影响再次减弱，回归系数为0.102；且交互项不显著，回归系数为0.077。综上，变革自我效能感调节心理安全感与建设性偏差间关系的效果未达到显著性水平，H5-8假设未得到支持。
表5-13 变革自我效能感在心理安全感与员工建设性偏差间的调节作用
使用SPSS插件Process中Model 14（有调节的中介效应模型）对以心理安全感为中介的模型进行检验，用简单斜率分析法作图呈现为图5-4。员工变革自我效能感较低时，简单斜率值不显著（β=0.007，p＞0.05）；员工变革自我效能感较高时，简单斜率值不显著（β=0.021，p＞0.05），表明变革自我效能感在它们两者间未起到调节作用，假设H5-8得到进一步验证。
图5-4 变革自我效能感在心理安全感与员工建设性偏差间调节效应图
（2）变革自我效能感在组织认同与员工建设性偏差间的调节作用
使用SPSS 22.0检验变革自我效能感在组织认同与员工建设性偏差间的调节作用，得到结果如表5-14所示。表中模型2表示组织认同对员工建设性偏差有显著正向影响，回归系数为0.120，显著系数呈现一颗星；表中模型3表示加入调节变量变革自我效能感后，组织认同对员工建设性偏差影响减弱，回归系数为0.085。表中的交互项表示中心化后的组织认同与变革自我效能感的乘积。表中模型4表示加入调节变量变革自我效能感后，组织认同对员工建设性偏差正向影响稍显增强，回归系数为0.086；且交互项不显著，回归系数为0.008。综上，变革自我效能感在组织认同与员工建设性偏差间的调节作用不存在，综上所述，假设H5-9验证未得到支持。
表5-14 变革自我效能感在组织认同与员工建设性偏差间的调节作用
使用SPSS插件Process中Model 14（有调节的中介效应模型）对以组织认同为中介的模型进行检验，得到的结果相同，作图呈现为图5-5。员工变革自我效能感较低时，简单斜率值不显著（β=0.018，p＞0.05）；员工变革自我效能感较高时，简单斜率值不显著（β=0.021，p＞0.05），表明变革自我效能感在它们两者间未起到调节作用，假设H5-9得到进一步验证。
图5-5 变革自我效能感在组织认同与员工建设性偏差间调节效应图
免责声明：以上内容源自网络，版权归原作者所有，如有侵犯您的原创版权请告知，我们将尽快删除相关内容。
