（一）对组织公民行为与组织绩效关系的调节
采用如图5-41所示的模型对工作能力的调节作用（假设H20）进行验证。此模型表示组织公民行为与组织绩效的关系受工作能力的调节。对应的统计关系如图5-42所示（Hayes A F，2008）。该模型可表示为：
式中，OCB、Performance、Capability、k和e分别表示组织公民行为、组织绩效、工作能力、常数项和残差，其余为系数。
图5-41 工作能力对组织公民行为与组织绩效的调节概念图
图5-42 工作能力对组织公民行为与组织绩效的调节统计关系
对上式采用最小二乘法进行回归，若系数b3显著不等于0，则工作能力的调节关系存在，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5-29。表中，交互项系数为正值，且显著不等于0（p=0.003），而且增加交互项后回归方程F检验显著（p=0.003），说明能力的调节效应存在（图5-43），假设H20得到验证。
表5-29 方程（5-17）回归结果（N=280）
图5-43 工作能力对组织公民新与组织绩效关系的调节
（二）对心理授权与组织绩效关系的调节
采用如图5-44所示的模型对工作能力的调节作用（假设H21）进行验证。此模型表示心理授权与组织绩效关系受工作能力的调节。对应的统计关系如图5-45所示（Hayes A F，2008）。该模型可表示为：
式中，Performance、Psyempower、Capbility、k和e分别表示组织绩效、心理授权、工作能力、常数项和残差，其余为系数。
图5-44 工作能力对心理授权与组织绩效关系的调节概念图
图5-45 工作能力对心理授权与组织绩效的调节统计关系
对上式采用最小二乘法进行回归，若系数b3显著不等于0，则工作能力的调节关系存在，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5-30。表中，交互项系数为正值，且显著不等于0（p=0.002），而且增加交互项后回归方程F检验显著（p=0.002），说明工作能力调节效应存在（图5-46），假设H21得到验证。
表5-30 方程（5-18）回归结果（N=280）
图5-46 工作能力对心理授权与组织绩效关系的调节
（三）对组织公民行为与角色超载关系的调节
采用如图5-47所示的模型对工作能力的调节作用（假设H22）进行验证。此模型表示组织公民行为与角色超载的关系受工作能力的调节。对应的统计关系如图5-48所示（Hayes A F，2008）。该模型可表示为：
式中，OCB、Overload、Capbility、k和e分别表示组织公民行为、角色超载、工作能力、常数项和残差，其余为系数。
图5-47 工作能力对组织公民行为和角色超载的调节概念图
图5-48 工作能力对组织公民行为和角色超载的调节统计关系
对上式采用最小二乘法进行回归，若系数b3显著不等于0，则工作能力的调节关系存在，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5-31。表中，交互项系数为正值，且显著不等于0（p=0.002），而且增加交互项后回归方程F检验显著（p=0.002），说明工作能力调节效应存在（图5-49）。假设H22得到验证。
表5-31 方程（5-19）回归结果（N=280）
图5-49 工作能力对组织公民行为与角色超载关系的调节
（四）对组织公民行为与工作干涉家庭冲突关系的调节
采用如图5-50所示的模型对工作能力的调节作用（假设H23）进行验证。对应的统计关系如图5-51所示（Hayes A F，2008）。该模型可表示为：(www.xing528.com)
式中，OCB、WFC、Capability、k和e分别表示组织公民行为、工作干涉家庭冲突、工作能力、常数项和残差，其余为系数。
图5-50 工作能力对组织公民行为和角色超载的调节概念图
图5-51 工作能力对组织公民行为和角色超载的调节统计关系
对上式采用最小二乘法进行回归，若系数b3显著不等于0，则工作能力的调节关系存在，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5-32。表中，交互项系数为正值，且显著不等于0（p=0.002），而且增加交互项后回归方程F检验显著（p=0.002），说明工作能力的调节效应存在（图5-52），假设H23得到验证。
表5-32 方程（5-20）回归结果（N=280）
图5-52 工作能力对组织公民行为与工作干涉家庭冲突关系的调节
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