（一）对印象管理与组织公民行为关系的调节
本书对调节效应的检验采用分层回归法（D M et al，2005）。因年龄、性别、工作年限、教育程度对待研究变量之关系影响很小，模型中去掉了这些控制变量，检验的步骤为：自变量和调节变量与因变量作回归，然后增加自变量和调节变量的交互项（相乘之前皆作中性化处理）再与因变量回归，检验交互项的系数和R 2变动的显著性。如果交互项系数显著、R 2变动F检验显著，则调节效应存在。采用Hayes（2008）设计的用于检验中介、调节效应的SPSS扩展包直接得到显著性检验结果。
环境动荡性对印象管理与组织公民行为的关系的调节作用，如图5-12所示。对应的统计关系图如图5-13所示（Hayes A F，2008）。该模型可表示为：
式中，OCB、Impress、Environment、k和e分别表示组织公民行为、印象管理、环境动荡性、常数项和残差，其余为系数；Impress*Environment表示环境动荡性与印象管理相乘。
对上式采用最小二乘法进行回归，若系数b3显著不等于0，则环境动荡性的调节关系存在，否则不存在调节关系。回归时采用Bootstrap（B=5 000）获取系数的95%矫正置信区间。结果见表5-11。表中，交互项系数为负值，且显著不等于0（p=0.049），而且增加交互项后回归方程F检验显著（p=0.049），说明环境动荡性的调节效应存在（参见图5-14，环境动荡性按其均值及高于、低于均值一个标准差界定其中、高、低。下同。），假设H6 a得到验证。
图5-12 环境动荡性调节印象管理与组织公民行为关系概念图
图5-13 环境动荡性调节印象管理与组织公民行为关系统计图
表5-11 方程（5-5）回归结果（N=280）
图5-14 环境动荡性调节印象管理与组织公民行为示意图
注：中表示均值，低、高表示低于、高于均值一个标准差。后同。
（二）对环境动荡性与心理授权关系的调节
假设H6 b表述的是环境动荡性对环境动荡性与心理授权的关系（经组织公民行为中介）有调节作用，环境的动荡性同时是预测变量和调节变量。采用如图5-15所示的模型进行假设验证，其对应的方程为：
图5-15 环境动荡性调节环境动荡性与心理授权（组织公民行为中介）
式中，OCB、Psyempower、Environment、k和e分别表示组织公民行为、心理授权、环境动荡性、常数项和残差，其余为系数。
受环境动荡性调节的环境动荡性对心理授权的间接效应（通过组织公民行为）为a（b+c2'Environment），直接效应为c1′+c2′OCB。基于Hayes（2008）提出的多重中介分析方法，采用SPSS进行回归。回归时采用Bootstrap（B=5 000）获取系数的95%矫正置信区间。结果如表5-12所示。(www.xing528.com)
表5-12 环境动荡性调节效应（N=280）
表5-12显示，方程（5-6）和方程（5-7）拟合效果良好，环境动荡性与组织公民行为乘积的回归系数（c2'）为-0.119，且显著不等于0（p=0.008），说明环境动荡性对环境动荡性与心理授权的关系的调节效应存在，且为负向调节，即在高动荡环境下，组织公民行为对心理授权的影响会变弱。调节效应的具体数值见表5-13。此表中，直接效应和间接效应皆显著不等于0（p＜0.05），且随着环境的动荡性加剧，间接效应减少。方程（5-6）中的系数a回归后其值为正，且显著不等于0（0.221，p＜0.001），故随着环境的动荡性的加剧，组织公民行为也增加，但在组织公民行为增加的同时，直接效应在减少（c2'为-0.119）。所以，总体来看，环境动荡性加剧的情况下，心理授权会降低（图5-16），假设H6 b得到验证。
表5-13 受环境动荡性调节的环境动荡性对心理授权的效应（以OCB为中介）（N=280）
图5-16 环境动荡性调节环境动荡性与心理授权（组织公民行为中介）总效应
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