-PAGE49-魅力型領(lǐng)導(dǎo)、員工敬業(yè)度以及組織支持感的關(guān)系實證研究目錄TOC\o"1-3"\h\u189971引言 3166162研究模型與研究假設(shè) 6243742.1研究模型 6253232.2研究假設(shè)提出 6186562.2.1魅力型領(lǐng)導(dǎo)與員工敬業(yè)度的關(guān)系 6237962.2.2魅力型領(lǐng)導(dǎo)與組織支持感的關(guān)系 7172332.2.3組織支持感和員工敬業(yè)度的關(guān)系 828482.2.4組織支持感的中介作用 9232823研究設(shè)計 10281393.1研究對象 1013163.2研究工具 1122403.2.1魅力型領(lǐng)導(dǎo)量表 11135723.2.2員工敬業(yè)度量表 1146393.2.3組織支持感量表 12326463.3統(tǒng)計分析方法 12270964實證分析 1344154.1樣本結(jié)果描述 13118134.1.1魅力型領(lǐng)導(dǎo)的描述統(tǒng)計分析 1329574.1.2敬業(yè)度變量的描述統(tǒng)計分析 14201514.1.3組織支持感變量的描述統(tǒng)計分析 14194624.2量表的信度與效度分析 15135414.2.1信度分析 15308024.2.2效度分析 1547704.3個體特征變量的影響差異分析 18148094.3.1性別狀況對員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)以及組織支持感的效用 19138054.3.2婚姻狀況對員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)以及組織支持感的效用 19122764.3.3學(xué)歷狀況對員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)以及組織支持感的效用 20278494.3.4年齡狀況對員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)以及組織支持感的效用 2052424.3.5職務(wù)狀況對員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)以及組織支持感的效用 2197394.4相關(guān)分析 22117444.5回歸分析 2475464.5.1魅力型領(lǐng)導(dǎo)與員工敬業(yè)度的回歸分析 24172304.5.2魅力型領(lǐng)導(dǎo)與組織支持感的回歸分析 2956584.5.3組織支持感與員工敬業(yè)度的回歸分析 34108314.5.4中介作用檢驗 37316374.6假設(shè)檢驗結(jié)果匯總 387735研究結(jié)論與展望 40194845.1研究結(jié)論 4079525.2研究結(jié)果討論 40302725.2.1魅力型領(lǐng)導(dǎo)與員工敬業(yè)度 40124145.2.2魅力型領(lǐng)導(dǎo)與組織支持感 41293215.2.3組織支持感與員工敬業(yè)度 4124395.2.4組織支持感的中介作用 41242835.3研究對管理實踐的意義 41150765.4研究局限與展望 4220967參考文獻(xiàn) 4318587附錄A領(lǐng)導(dǎo)行為與敬業(yè)度問卷 48引言我國的衛(wèi)生類事業(yè)單位工作人員選拔制度對于學(xué)歷和綜合素質(zhì)要求較高，而擁有高學(xué)歷高素質(zhì)的工作者對工作的期望值也較高。然而，衛(wèi)生類事業(yè)單位工作人員的工作內(nèi)容往往重復(fù)且繁雜，同等學(xué)歷條件下，薪資待遇較企業(yè)相比存在一定的差距。同時，受崗位性質(zhì)影響，衛(wèi)生類事業(yè)單位工作人員職級晉升困難，組織氛圍也更沉悶，一些部門仍難避免“官大一級壓死人”的現(xiàn)象。凡此種種，極易降低衛(wèi)生類事業(yè)單位員工的敬業(yè)度，從而滋生職業(yè)倦怠等消極負(fù)面情緒，影響工作效率。同時，由于被喻為“鐵飯碗”的衛(wèi)生類事業(yè)單位性質(zhì)特殊，存在績效考核制度與激勵機(jī)制缺乏、人員老齡化嚴(yán)重、人才管理觀念落后等問題，這在很大程度上為單位的人力資源管理帶來了一定挑戰(zhàn)。因此，對于公共部門人力資源管理實踐，在衛(wèi)生類事業(yè)單位的運(yùn)行管理過程中，如何最大限度的提高員工敬業(yè)度從而提高單位效率和績效水平就顯得尤為關(guān)鍵。本論文通過本文通過對國內(nèi)外魅力型領(lǐng)導(dǎo)、員工敬業(yè)度以及組織支持感相關(guān)文獻(xiàn)的搜集梳理，確定研究主題。分析總結(jié)魅力型領(lǐng)導(dǎo)、員工敬業(yè)度以及組織支持感的關(guān)系，提出研究假設(shè)、構(gòu)建魅力型領(lǐng)導(dǎo)對員工敬業(yè)度的影響理論模型。通過問卷調(diào)查收集數(shù)據(jù)，在此基礎(chǔ)上利用SPSS進(jìn)行數(shù)據(jù)分析、相關(guān)分析、回歸分析。以及驗證研究假設(shè)。通過數(shù)據(jù)統(tǒng)計和實證分析，獲得最終研究結(jié)論。在此基礎(chǔ)上對提升衛(wèi)生類事業(yè)單位管理者領(lǐng)導(dǎo)能力和提高員工敬業(yè)度提出建議。最后客觀總結(jié)歸納了本次研究的局限與展望、基于以上研究思路，確定本文結(jié)構(gòu)。（見圖1-1）實證實證分析研究模型與研究假設(shè)研究結(jié)論與展望文獻(xiàn)綜述研究設(shè)計利用統(tǒng)計分析軟件SPSS26.0對回收問卷進(jìn)行信度分析、效度分析、獨(dú)立樣本T檢驗、單因素方差分析、相關(guān)性分析、回歸分析對魅力型領(lǐng)導(dǎo)、員工敬業(yè)度、組織支持感三個變量的研究現(xiàn)狀進(jìn)行梳理和總結(jié)提出具體理論模型與研究假設(shè)對研究對象、研究工具及統(tǒng)計分析方法進(jìn)行說明問題的提出闡述假設(shè)檢驗結(jié)果、研究結(jié)論，為單位提供相應(yīng)的改善措施和建議，客觀總結(jié)研究的不足并對未來研究進(jìn)行展望圖1-SEQ圖1-\*ARABIC1論文結(jié)構(gòu)圖本研究的特色與創(chuàng)新之處第一，目前對領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與員工敬業(yè)度之間研究，關(guān)于魅力型領(lǐng)導(dǎo)與員工敬業(yè)度的研究雖然也受到了關(guān)注，但仍舊較為缺乏。本研究在己有的研究基礎(chǔ)上對三者進(jìn)行了概念界定，以及進(jìn)一步的關(guān)系建立，并且以量化分析的手段進(jìn)行驗證。不僅從整體上探討了魅力型領(lǐng)導(dǎo)與員工敬業(yè)度間的關(guān)系，而且深入分析了魅力型領(lǐng)導(dǎo)各維度與員工敬業(yè)度之間的關(guān)系，以及魅力型領(lǐng)導(dǎo)對員工敬業(yè)度各維度的關(guān)系，并引入了組織支持感作為中間變量，計劃通過方程模型驗證魅力型領(lǐng)導(dǎo)的作用機(jī)理，以及魅力型領(lǐng)導(dǎo)各維度對員工敬業(yè)度存在的影響和組織支持感在魅力型領(lǐng)導(dǎo)與員工敬業(yè)度之間發(fā)揮中介作用。進(jìn)一步豐富員工敬業(yè)度領(lǐng)域的研究成果。第二，定量分析魅力型領(lǐng)導(dǎo)的評價體系，將魅力型領(lǐng)導(dǎo)的概念與我國國情結(jié)合，由一般涵義推廣到我國衛(wèi)生類事業(yè)單位員工，提升了評價體系適用的細(xì)分度，便于衛(wèi)生類事業(yè)單位針對管理者的魅力型領(lǐng)導(dǎo)水平建立基于魅力型領(lǐng)導(dǎo)的員工組織支持理論體系，為其提升管理水平提供策略支持。第三，選擇衛(wèi)生類事業(yè)單位員工作為調(diào)查對象，從衛(wèi)生類事業(yè)單位層面和管理者兩個層面為提高衛(wèi)生類事業(yè)單位員工敬業(yè)度提出針對性建議。研究模型與研究假設(shè)研究模型本研究以社會交換理論和組織支持理論為基礎(chǔ)，以國內(nèi)外現(xiàn)有的研究成果為支撐，實證研究魅力型領(lǐng)導(dǎo)與員工敬業(yè)度之間的影響機(jī)理，并引入組織支持感為中介變量，具體理論模型如下。（見圖3-1）活力活力專注奉獻(xiàn)愿景激勵環(huán)境感知關(guān)心下屬個人冒險非常規(guī)行為魅力型領(lǐng)導(dǎo)工作支持價值認(rèn)同利益關(guān)心組織支持感員工敬業(yè)度圖3-SEQ圖3-\*ARABIC1研究模型圖研究假設(shè)提出魅力型領(lǐng)導(dǎo)與員工敬業(yè)度的關(guān)系從魅力型領(lǐng)導(dǎo)與員工敬業(yè)度的關(guān)系來看，目前相關(guān)專家更多將注意力放在探索魅力型領(lǐng)導(dǎo)與員工的創(chuàng)造力和工作績效的正向積極影響上，少有魅力型領(lǐng)導(dǎo)對員工敬業(yè)度的影響進(jìn)行研究。魅力型領(lǐng)導(dǎo)通過杰出的品德、才能等等個人特質(zhì)通過愿景激勵、對下屬和環(huán)境的關(guān)心、冒險行為等手段來對員工進(jìn)行感染和影響，統(tǒng)一員工價值觀與單位目標(biāo)保持一致，賦予員工責(zé)任感與使命感，使員工內(nèi)心高度認(rèn)可，提升員工敬業(yè)度。在此狀況下，把員工敬業(yè)度當(dāng)做結(jié)果變量，以檢測魅力型領(lǐng)導(dǎo)的使用效果。依照對魅力型領(lǐng)導(dǎo)的文獻(xiàn)回顧和理論基礎(chǔ)，本文假設(shè)魅力型領(lǐng)導(dǎo)對員工的敬業(yè)度存在正向影響。因此本文提出以下假設(shè)：假設(shè)H1：魅力型領(lǐng)導(dǎo)對員工敬業(yè)度有顯著正向影響；假設(shè)H1a1：愿景激勵對活力有顯著正向影響；假設(shè)H1a2：愿景激勵對專注有顯著正向影響；假設(shè)H1a3：愿景激勵對奉獻(xiàn)有顯著正向影響；假設(shè)H1b1：環(huán)境感知對活力有顯著正向影響；假設(shè)H1b2：環(huán)境感知對專注有顯著正向影響；假設(shè)H1b3：環(huán)境感知對奉獻(xiàn)有顯著正向影響；假設(shè)H1c1：關(guān)心下屬對活力有顯著正向影響；假設(shè)H1c2：關(guān)心下屬對專注有顯著正向影響；假設(shè)H1c3：關(guān)心下屬對奉獻(xiàn)有顯著正向影響；假設(shè)H1d1：個人冒險對活力有顯著正向影響；假設(shè)H1d2：個人冒險對專注有顯著正向影響；假設(shè)H1d3：個人冒險對奉獻(xiàn)有顯著正向影響；假設(shè)H1e1：非常規(guī)行為對活力有顯著正向影響；假設(shè)H1e2：非常規(guī)行為對專注有顯著正向影響；假設(shè)H1e3：非常規(guī)行為對奉獻(xiàn)有顯著正向影響。魅力型領(lǐng)導(dǎo)與組織支持感的關(guān)系從魅力型領(lǐng)導(dǎo)與組織支持感的關(guān)系來看，根據(jù)組織支持理論，員工將組織人格化，將組織的管理者看成組織的化身與代表，管理者對員工的態(tài)度，也就是員工對管理者的態(tài)度會直接或間接的對員工自身的態(tài)度和行為造成影響。在員工獲得領(lǐng)導(dǎo)尊重的狀況下，員工的組織支持感增強(qiáng)。本文假設(shè)魅力型領(lǐng)導(dǎo)對組織支持感存在正向影響。因此本文提出以下假設(shè)：假設(shè)H2：魅力型領(lǐng)導(dǎo)對組織支持感有顯著正向影響；假設(shè)H2a1：愿景激勵對工作支持有顯著正向影響；假設(shè)H2a2：愿景激勵對價值認(rèn)同有顯著正向影響；假設(shè)H2a3：愿景激勵對利益關(guān)心有顯著正向影響；假設(shè)H2b1：環(huán)境感知對工作支持有顯著正向影響；假設(shè)H2b2：環(huán)境感知對價值認(rèn)同有顯著正向影響；假設(shè)H2b3：環(huán)境感知對利益關(guān)心有顯著正向影響；假設(shè)H2c1：關(guān)心下屬對工作支持有顯著正向影響；假設(shè)H2c2：關(guān)心下屬對價值認(rèn)同有顯著正向影響；假設(shè)H2c3：關(guān)心下屬對利益關(guān)心有顯著正向影響；假設(shè)H2d1：個人冒險對工作支持有顯著正向影響；假設(shè)H2d2：個人冒險對價值認(rèn)同有顯著正向影響；假設(shè)H2d3：個人冒險對利益關(guān)心有顯著正向影響；假設(shè)H2e1：非常規(guī)行為對工作支持有顯著正向影響；假設(shè)H2e2：非常規(guī)行為對價值認(rèn)同有顯著正向影響；假設(shè)H2e3：非常規(guī)行為對利益關(guān)心有顯著正向影響。組織支持感和員工敬業(yè)度的關(guān)系從組織支持感與員工敬業(yè)度的關(guān)系研究來看，孫衛(wèi)敏等人認(rèn)為組織支持感及其前因變量都與員工敬業(yè)度呈正相關(guān)，并且可以有效地預(yù)測員工敬業(yè)度。對員工而言，組織支持關(guān)心員工的進(jìn)步，員工會獲得職業(yè)發(fā)展提供情感、工具支持以及人文關(guān)懷。對組織而言，組織會獲得一批忠心耿耿，愿意付出的員工。所以，對組織支持感和員工敬業(yè)度相關(guān)的行為作進(jìn)一步分析。一方面，組織的支持可讓員工體會到組織對自身的尊重與信任，對員工個體能力的信任會讓員工更加自信，不斷追求提升個體的自我價值，進(jìn)而對組織環(huán)境更有歸屬感與安全感。另一方面，組織的支持感對組織自身發(fā)展的作用極大，能夠用實際行動推動組織早日實現(xiàn)目標(biāo)，直接影響員工對工作的投入程度。員工越多的體會到組織的支持與關(guān)懷，對工作就會越敬業(yè)。因此，本文假設(shè)組織支持感能夠極大提升員工敬業(yè)度。因此本文提出以下假設(shè)：假設(shè)H3：組織支持感對員工敬業(yè)度有顯著正向影響；假設(shè)H3a1：工作支持對活力有顯著正向影響；假設(shè)H3a2：工作支持對專注有顯著正向影響；假設(shè)H3a3：工作支持對奉獻(xiàn)有顯著正向影響；假設(shè)H3b1：價值認(rèn)同對活力有顯著正向影響；假設(shè)H3b2：價值認(rèn)同對專注有顯著正向影響；假設(shè)H3b3：價值認(rèn)同對奉獻(xiàn)有顯著正向影響；假設(shè)H3c1：利益關(guān)心對活力有顯著正向影響；假設(shè)H3c2：利益關(guān)心對專注有顯著正向影響；假設(shè)H3c3：利益關(guān)心對奉獻(xiàn)有顯著正向影響。組織支持感的中介作用從組織支持感的作用來看，根據(jù)社會交換理論，單位若想獲得員工較高的敬業(yè)度，就需要對員工進(jìn)行關(guān)愛。組織支持感是員工用來評判組織對自身關(guān)心程度的主觀感受的重要因素。本文希望借助實證研究，引入組織支持感這一中介變量，進(jìn)一步探討魅力型領(lǐng)導(dǎo)，對員工敬業(yè)度影響機(jī)制，驗證組織支持感是否在二者相互影響機(jī)制中起到了中介作用。本文假設(shè)組織支持感在魅力型領(lǐng)導(dǎo)對員工敬業(yè)度的影響中發(fā)揮著中介效用。因此本文提出以下假設(shè)：假設(shè)H4：組織支持感在魅力型領(lǐng)導(dǎo)對員工敬業(yè)度的影響中發(fā)揮著中介作用。研究設(shè)計研究對象本研究選擇衛(wèi)生類事業(yè)單位的員工作為研究樣本。本研究主要通過線上網(wǎng)絡(luò)平臺方式收集數(shù)據(jù)，通過向周圍在衛(wèi)生類事業(yè)單位工作的親朋好友發(fā)放問卷鏈接進(jìn)行發(fā)放并回收。本次問卷調(diào)查將所有題目設(shè)定為必答題，共收回問卷432份，將問題答案均為同一選項的問卷視為無效問卷，其中有效問卷401份，問卷有效回收率為92.82%。（見表3-1）表3-1樣本描述統(tǒng)計分析行標(biāo)簽計數(shù)占比性別狀況男18646.38%女21553.62%總計401100.00%婚姻狀況未婚5914.71%已婚34285.29%總計401100.00%學(xué)歷狀況大專及以下133.24%本科14836.91%碩士21553.62%博士及以上256.23%總計401100.00%年齡狀況18-2582.00%26-305914.71%31-359222.94%36-409122.69%41-456917.21%46-506014.96%51-55204.99%56-6020.50%總計401100.00%職務(wù)狀況普通職員35087.28%中層管理人員4511.22%高層管理人員61.50%總計401100.00%從測試樣本的性別狀況來看，女性數(shù)量較男性數(shù)量多，占總體的53.62%，此特征與我國衛(wèi)生類事業(yè)單位從業(yè)人員性別構(gòu)成相符。從測試樣本的婚姻狀況來看，已婚數(shù)量多，占到總體測試樣本的85.29%。從學(xué)歷狀況來看，測試樣本中學(xué)歷為碩士的占比最高，后為本科和博士及以上，大專及以下占比最少。這與衛(wèi)生類事業(yè)單位對從業(yè)人員的學(xué)歷要求有關(guān)。從年齡狀況來看，占比居多的為31-35、36-40，分別占到測試樣本總體的22.94%、22.69%，后依次為41-45、46-50、26-30、51-55、18-25，年齡段在56-60的占比最少，僅為0.50%。從測試樣本的職務(wù)狀況來看，占比最多的為普通職員，占比高達(dá)87.28%，占比最少的為高層管理人員，占比僅為1.5%。研究工具為保證本研究所使用的測量工具的信度和效度達(dá)到良好，本論文采用的量表參考國內(nèi)外學(xué)者已有研究成果中的經(jīng)典量表。問卷共涉及四個部分，第一部分是調(diào)查問卷聲明及個人基本情況，包括性別狀況、婚姻狀況、學(xué)歷狀況、年齡狀況、職務(wù)狀況。第二部分是員工敬業(yè)度測量，第三部分是魅力型領(lǐng)導(dǎo)測量，第四部分是組織支持感測量。調(diào)查問卷中每個選項采用的是李克特發(fā)明的五點(diǎn)尺度法，其中：“1”代表著非常不贊同，“2”代表不贊同，“3”代表一般，“4”代表贊同，“5”代表非常贊同。本調(diào)查問卷根據(jù)本次的調(diào)查人群，將經(jīng)典量表部分語句稍作修改，使受調(diào)查人群更易理解調(diào)查題目以選擇準(zhǔn)確的選項。魅力型領(lǐng)導(dǎo)量表本研究采用Conger和Kanuago的CK量表，該量表主要從員工角度出發(fā)，測量下屬感受到的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格。該量表是經(jīng)過成熟的研究后才投入使用，經(jīng)過了眾多國內(nèi)外學(xué)者的檢驗，在國內(nèi)的相應(yīng)研究中也表現(xiàn)出了良好的適應(yīng)性。CK量表主要由五個分量表組成，包括愿景激勵的項目表、環(huán)境感知的項目表、關(guān)心下屬的項目表、冒險精神的項目表以及非常規(guī)行為的項目表。愿景激勵維度共包含3個題目，題目編號為A1-A3。環(huán)境感知維度共包含3個題目，題目編號為A4-A6。關(guān)心下屬維度共包含3個題目，題目編號為A7-A9。冒險精神維度共包含3個題目，題目編號為A10-A12。非常規(guī)行為維度共包含3個題目，題目編號為A13-A15。員工敬業(yè)度量表本研究采用Schaufelic等提出UWES量表來研究魅力型領(lǐng)導(dǎo)及其各維度對員工敬業(yè)度的影響，該量表經(jīng)過中國等國的施測，具有較好的信度、效度以及跨文化穩(wěn)定性。UWES量表主要由三個分量表組成，包括活力維度的項目表、奉獻(xiàn)維度的項目表、專注維度的項目表?；盍S度共包含6個題目，題目編號為B1-B6。奉獻(xiàn)維度共包含5個題目，題目編號為B7-B11。專注維度共包含6個題目，題目編號B12-B17。組織支持感量表本研究采用國內(nèi)學(xué)者凌文輇研究的組織支持感三維結(jié)構(gòu)量表，主要由三個分量表組成，包括工作支持的項目表、價值認(rèn)同的項目表、利益關(guān)心的項目表。本研究根據(jù)實際情況選取了其中的16個題目進(jìn)行問卷調(diào)查。工作支持維度共包含7個題目，題目編號為C1-C7。價值認(rèn)同維度共包含5個題目，題目編號為C8-C12。利益關(guān)心維度共包含4個題，題目編號為C13-C16。統(tǒng)計分析方法研究通過SPSS26.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計分析，對401分回收的調(diào)查問卷樣本進(jìn)行整理、統(tǒng)計、分析。（1）信度、效度分析：本研究利用Cronbach’Alpha系數(shù)來對量表的信度進(jìn)行信度檢驗，通過使用KMO和Bartlett球形度檢驗量表效度，并用探索性因子分析構(gòu)建效度。（2）本研究采用獨(dú)立樣本T檢驗和單因素方差分析來檢驗性別狀況、婚姻狀況、學(xué)歷狀況、年齡狀況、職務(wù)狀況等對其他因素變量的影響。（3）相關(guān)性分析：根據(jù)Pearson相關(guān)系數(shù)對每一個變量進(jìn)行描述性的統(tǒng)計量分析，并對他們之前的相關(guān)性作出分析、（4）回歸分析：構(gòu)建方程模型，檢驗研究提出來的研究假設(shè)是否成立。實證分析樣本結(jié)果描述本研究通過運(yùn)用軟件SPSS26.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計分析，對員工敬業(yè)度量表、魅力型領(lǐng)導(dǎo)量表、組織支持感量表中的所有題目進(jìn)行分類匯總并描述性統(tǒng)計分析，總結(jié)歸納出變量的基本特征，從而揭示衛(wèi)生類事業(yè)單位敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)以及組織支持感的綜合特。相關(guān)的描述性統(tǒng)計量包括最小值、最大值、均值、標(biāo)準(zhǔn)差等。魅力型領(lǐng)導(dǎo)的描述統(tǒng)計分析對魅力型領(lǐng)導(dǎo)量表的數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計，得到魅力型領(lǐng)導(dǎo)的15個題目答案統(tǒng)計分析結(jié)果。（見表5-1）通過表51分析得出，魅力型領(lǐng)導(dǎo)的各個維度下，每道題目都大于3.91，說明我國衛(wèi)生類事業(yè)單位魅力型領(lǐng)導(dǎo)已基本形成，呈中等以上水平。五個維度的題目的標(biāo)準(zhǔn)差都維持在1附近，觀測值波動較小。表5-SEQ表5-\*ARABIC1魅力型領(lǐng)導(dǎo)的描述統(tǒng)計量表（N=401）維度題目編號最小值最大值均值標(biāo)準(zhǔn)偏差愿景激勵A(yù)1153.971.228A2153.971.195A3153.971.209環(huán)境感知A4153.981.211A5153.951.191A6153.951.186關(guān)心下屬A7154.011.162A8153.991.194A9153.971.202個人冒險A10153.961.203A11153.941.215A12153.961.230非常規(guī)行為A13153.911.239A14153.931.240A15153.921.258敬業(yè)度變量的描述統(tǒng)計分析對員工敬業(yè)度量表的數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計，得到員工敬業(yè)度的17個題目答案統(tǒng)計分析結(jié)果。（見表5-2）通過表5-2分析得出，活力維度的平均值最高，其次是奉獻(xiàn)維度，平均值最低的為專注維度。三個維度的題目的標(biāo)準(zhǔn)差都維持在1附近，觀測值波動較小。表5-SEQ表5-\*ARABIC2員工敬業(yè)度的描述統(tǒng)計量表（N=401）維度題目編號最小值最大值均值標(biāo)準(zhǔn)偏差活力B1154.171.185B2154.101.191B3154.021.284B4154.101.212B5154.061.246B6154.101.215奉獻(xiàn)B7154.051.255B8154.041.263B9154.011.247B10154.041.228B11154.031.239專注B12154.081.221B13154.011.211B14154.051.208B15154.021.213B16154.001.230B17153.941.304組織支持感變量的描述統(tǒng)計分析對組織支持感量表的數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計，得到組織支持感的16個題目答案統(tǒng)計分析結(jié)果。（見表5-3）通過表5-3分析得出，組織支持感的各個維度下，C16均值最大，為4.00。C6均值最小，為3.91。三個維度的題目的標(biāo)準(zhǔn)差都維持在1附近，觀測值波動較小。表5-SEQ表5-\*ARABIC3組織支持感的描述統(tǒng)計量表（N=401）維度題目編號最小值最大值均值標(biāo)準(zhǔn)偏差工作支持C1153.971.188C2153.961.190C3153.961.183C4153.961.184C5153.921.193C6153.911.207C7153.941.202價值認(rèn)同C8153.971.175C9153.961.170C10153.971.163C11153.991.183C12153.921.235利益關(guān)心C13153.921.230C14153.941.183C15153.901.182C16154.001.247量表的信度與效度分析信度分析本研究通過利用Crohch'sAlpha信度系數(shù)去檢驗量表的信度。Hinkin的研究表明Crohch'sAlpha的可靠度達(dá)到0.7及以上就表明該測量工具具有較好的信度。本調(diào)查問卷的Crohch'sAlpha信度系數(shù)見下表。（見表5-4）根據(jù)各分量表的信度分析，員工敬業(yè)度量表的Crohch'sAlpha信度系數(shù)為0.991，魅力型領(lǐng)導(dǎo)量表的Crohch'sAlpha信度系數(shù)為0.988，組織支持感的Crohch'sAlpha信度系數(shù)為0.990，本研究中三個量表的信度系數(shù)值均大于0.7，因此認(rèn)為本次研究中使用的三個量表的信度方面能夠滿足研究需求。表5-SEQ表5-\*ARABIC4量表的信度情況分析（N=401）量表名稱維度分量表Crohch'sAlpha系數(shù)總量表Crohch'sAlpha系數(shù)員工敬業(yè)度活力0.9820.991奉獻(xiàn)0.981專注0.975魅力型領(lǐng)導(dǎo)愿景激勵0.9620.988環(huán)境感知0.962關(guān)心下屬0.962個人冒險0.957非常規(guī)行為0.970組織支持感工作支持0.9820.990價值認(rèn)同0.971利益關(guān)心0.965效度分析本研究的在調(diào)查問卷中所使用的魅力型領(lǐng)導(dǎo)量表、員工敬業(yè)度量表和組織支持感量表都是借鑒的成熟的量表。本研究使用KMO和Bartlett檢驗進(jìn)行魅力型領(lǐng)導(dǎo)量表效度驗證，從上表可以看出：KMO值為0.974，KMO值大于0.8，研究數(shù)據(jù)效度非常好。（見表5-5）表5-SEQ表5-\*ARABIC5魅力型領(lǐng)導(dǎo)量表KMO和Bartlet的檢驗KMO值0.974Bartlett球形度檢驗近似卡方10461.23df105p

值0魅力型領(lǐng)導(dǎo)題目因子載荷系數(shù)均大于0.4，且與維度設(shè)置相同，效度較好。（見表5-6）表5-SEQ表5-\*ARABIC6魅力型領(lǐng)導(dǎo)量表各題目因子載荷系數(shù)名稱因子載荷系數(shù)A10.931A20.932A30.928A40.933A50.936A60.932A70.936A80.939A90.931A100.93A110.911A120.933A130.909A140.916A150.912使用KMO和Bartlett檢驗進(jìn)行員工敬業(yè)度量表效度驗證，從上表可以看出：KMO值為0.975，KMO值大于0.8，研究數(shù)據(jù)效度非常好。（見表5-7）表5-SEQ表5-\*ARABIC7員工敬業(yè)度量表KMO和Bartlet的檢驗KMO值0.975Bartlett球形度檢驗近似卡方13091.56df136p

值0員工敬業(yè)度題目因子載荷系數(shù)均大于0.4，且與維度設(shè)置相同，效度較好。（見表5-8）表5-SEQ表5-\*ARABIC8員工敬業(yè)度量表各題目因子載荷系數(shù)名稱因子載荷系數(shù)B10.932B20.93B30.932B40.947B50.947B60.959B70.952B80.956B90.948B100.941B110.933B120.931B130.93B140.921B150.928B160.932B170.912使用KMO和Bartlett檢驗進(jìn)行組織支持感量表效度驗證，從上表可以看出：KMO值為0.978，KMO值大于0.8，研究數(shù)據(jù)效度非常好。（見表5-9）5-SEQ表5-\*ARABIC9組織支持感量表KMO和Bartlet的檢驗KMO值0.978Bartlett球形度檢驗近似卡方11289.79df120p

值0員工敬業(yè)度題目因子載荷系數(shù)均大于0.4，且與維度設(shè)置相同，效度較好。（見表5-10）表5-SEQ表5-\*ARABIC10組織支持感量表各題目因子載荷系數(shù)名稱因子載荷系數(shù)C10.933C20.942C30.942C40.94C50.943C60.934C70.945C80.942C90.939C100.915C110.926C120.916C130.92C140.929C150.917C160.918本研究采用驗證性因子分析，以此選取擬合效果較好的模型。選取的擬合指標(biāo)有卡方自由度比χ2/df、近似誤差均方根RMSEA、擬合優(yōu)度指數(shù)GFI、規(guī)范擬合指數(shù)NFI,非規(guī)范擬合指數(shù)NNFI。結(jié)果顯示，十一因子模型擬合效果最好，說明此模型區(qū)分效度較好。（見表5-11）其中，十一因子模型：活力、奉獻(xiàn)、專注、愿景激勵、環(huán)境感知、關(guān)心下屬、個人冒險、非常規(guī)行為、工作支持、價值認(rèn)同、利益關(guān)心；九因子模型1：員工敬業(yè)度、愿景激勵、環(huán)境感知、關(guān)心下屬、個人冒險、非常規(guī)行為、工作支持、價值認(rèn)同、利益關(guān)心；七因子模型：活力、奉獻(xiàn)、專注、魅力型領(lǐng)導(dǎo)、工作支持、價值認(rèn)同、利益關(guān)心；九因子模型2：活力、奉獻(xiàn)、專注、愿景激勵、環(huán)境感知、關(guān)心下屬、個人冒險、非常規(guī)行為、組織支持感；三因子模型：員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)、組織支持感。表5-SEQ表5-\*ARABIC11驗證性因子區(qū)分效度匯總表常用指標(biāo)卡方自由度比χ2/dfRMSEARMRCFINFINNFI判斷標(biāo)準(zhǔn)<3<0.10<0.05>0.9>0.9>0.9十一因子模型2.5460.0620.020.9580.9330.954九因子模型12.9690.070.0210.9460.920.941七因子模型3.1660.0730.0230.9390.9140.935九因子模型22.7760.0670.020.9510.9260.947三因子模型3.8090.0840.0250.920.8950.916個體特征變量的影響差異分析本研究選用獨(dú)立樣本T檢驗來分析性別狀況以及婚姻狀況對其他因素變量的影響，采用單因素方差分析的方法來檢驗學(xué)歷狀況、年齡狀況以及職務(wù)狀況對其他因素變量的影響。性別狀況對員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)以及組織支持感的效用將性別狀況作為自變量，對員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)和組織支持感選用獨(dú)立樣本T檢驗。分析結(jié)果顯示，男性個體及女性個體在員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)和組織支持感的分布差異不顯著，男性個體及女性個體在員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)和組織支持感方面的表現(xiàn)不明顯。（見表5-12）表5-SEQ表5-\*ARABIC12性別狀況對員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)以及組織支持感的獨(dú)立樣本T檢驗（N=401）量表名稱性別均值標(biāo)準(zhǔn)偏差T值Sig.（雙尾）員工敬業(yè)度男4.1451.0791.5810.115女3.9641.214魅力型領(lǐng)導(dǎo)男4.071.0421.9110.057女3.8581.182組織支持感男4.0491.0281.7160.087女3.861.176婚姻狀況對員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)以及組織支持感的效用將婚姻狀況作為自變量，對員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)和組織支持感選用獨(dú)立樣本T檢驗。分析結(jié)果顯示，婚姻狀況對員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)以及組織支持感的獨(dú)立樣本T檢驗中，p值均小于0.05，員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)和組織支持感中已婚的平均值全部大于未婚。已婚個體及未婚個體在員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)和組織支持感的分布差異非常顯著。這意味著已婚個體及未婚個體對員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)和組織支持感方面造成較大影響?？赡苁怯捎趥€體在婚后擔(dān)任更多的家庭責(zé)任，并隨之逐步成熟，工作對其變得尤為重要。（見表5-13）表5-SEQ表5-\*ARABIC13婚姻狀況對員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)以及組織支持感的獨(dú)立樣本T檢驗（N=401）量表名稱性別均值標(biāo)準(zhǔn)偏差T值Sig.（雙尾）員工敬業(yè)度已婚4.2750.9448.260.000未婚2.7331.379魅力型領(lǐng)導(dǎo)已婚4.1760.9017.8780.000未婚2.6821.407組織支持感已婚4.1640.8917.7610.000未婚2.6921.41學(xué)歷狀況對員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)以及組織支持感的效用采用單因素方差分析方法，分析研究不同學(xué)歷層次的員工在員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)和組織支持感表現(xiàn)的差異。分析結(jié)果顯示，學(xué)歷狀況對員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)以及組織支持感的單因素方差分析中，p值均小于0.05，學(xué)歷層次在員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)和組織支持感的分布差異非常顯著。同時，學(xué)歷層次越高，員工在員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)和組織支持感上的平均值就越高，學(xué)歷為博士及以上的平均值最高，學(xué)歷為大專及以下的平均值最低。這也表明，學(xué)歷不但能夠表示員工知識文化水平的層次，而且，在高等教育信號模型下，學(xué)歷也同時影響著員工對魅力型領(lǐng)導(dǎo)的感知水平、對組織的敬業(yè)程度以及對組織的支持程度。（見表5-14）表5-SEQ表5-\*ARABIC14學(xué)歷狀況對員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)以及組織支持感的單因素方差分析（N=401）量表名稱學(xué)歷均值標(biāo)準(zhǔn)偏差F值Sig.員工敬業(yè)度大專及以下3.6380.924.1630.006本科3.851.172碩士4.1531.173博士及以上4.5340.672魅力型領(lǐng)導(dǎo)大專及以下3.5440.9033.2420.022本科3.791.127碩士4.0511.152博士及以上4.3470.707組織支持感大專及以下3.5050.8783.5520.015本科3.7791.146碩士4.0431.125博士及以上4.3580.606年齡狀況對員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)以及組織支持感的效用采用單因素方差分析方法，分析研究不同年齡段的員工在員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)和組織支持感表現(xiàn)的差異。分析結(jié)果顯示，年齡段對員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)以及組織支持感的單因素方差分析中，p值均小于0.05，年齡狀況在員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)和組織支持感的分布差異非常顯著。年齡越大，員工在員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)和組織支持感上的平均值就越高，年齡為56-60員工的平均值最高，年齡為18-25的員工平均值最低。這可能是由于第一，年齡為18-25歲的為90后及00后，他們大多享受了完備的素質(zhì)教育以及富足的生活條件，個體意識極強(qiáng)，對事物有獨(dú)到的見解，并很可能將此類見解運(yùn)用到工作上。第二，年齡越小，承擔(dān)的家庭責(zé)任越輕，工作對其生活質(zhì)量影響程度越小。第三，年齡越大，承擔(dān)的家庭責(zé)任越重，往往在多個小家庭擔(dān)任著重要角色，且在單位的工作崗位大多定型，工作對其生活質(zhì)量影響程度極大。（見表5-15）表5-SEQ表5-\*ARABIC15年齡狀況對員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)以及組織支持感的單因素方差分析（N=401）量表名稱年齡均值標(biāo)準(zhǔn)偏差F值Sig.員工敬業(yè)度18-253.251.3577.8560.00026-303.2141.52531-354.0011.12236-404.1391.08541-454.370.79346-504.4140.78851-554.3291.03656-604.9710.042魅力型領(lǐng)導(dǎo)18-253.4671.4177.6490.00026-303.1481.47731-353.8641.11736-404.0431.01741-454.2560.8246-504.3290.81451-554.3430.7856-604.6670.471組織支持感18-253.4381.4476.8320.00026-303.2071.45831-353.8441.12736-404.0151.02641-454.2610.77146-504.3090.81851-554.2660.82856-604.7190.398職務(wù)狀況對員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)以及組織支持感的效用采用單因素方差分析方法，分析研究職務(wù)狀況在員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)和組織支持感表現(xiàn)的差異。分析結(jié)果顯示，職務(wù)狀況對員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)以及組織支持感的單因素方差分析中，p值均小于0.05，職務(wù)狀況在員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)和組織支持感的分布差異顯著。中層管理人員及高層管理人員的平均值比普通職員的平均值高。這說明，擔(dān)任管理職務(wù)的員工與普通員工相比，擔(dān)任管理職務(wù)的員工對魅力型領(lǐng)導(dǎo)的感知水平高、對組織的敬業(yè)程度高以及對組織的支持程度高。（見表5-16）表5-SEQ表5-\*ARABIC16年齡狀況對員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)以及組織支持感的單因素方差分析（N=401）量表名稱職務(wù)均值標(biāo)準(zhǔn)偏差F值Sig.員工敬業(yè)度普通職員3.9591.1968.4660.000中層管理人員4.6560.508高層管理人員4.6760.536魅力型領(lǐng)導(dǎo)普通職員3.881.1556.5230.002中層管理人員4.4831.16高層管理人員4.4560.61組織支持感普通職員3.8751.1516.070.003中層管理人員4.4610.559高層管理人員4.3440.899相關(guān)分析相關(guān)分析是研究兩個或兩個以上處于同樣地位的隨機(jī)變量間的相關(guān)關(guān)系的統(tǒng)計分析方法。本研究使用Pearson相關(guān)系數(shù)來與分析研究員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)以及組織支持感三者的相關(guān)性。本研究的員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)和組織支持感的Pearson相關(guān)關(guān)系如下表。衛(wèi)生類事業(yè)單位的員工敬業(yè)度及各維度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)及各維度、組織支持感及其各維度的Pearson值全部在0.01水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)，表明這些維度存在相關(guān)關(guān)系，且是正向相關(guān)關(guān)系，初步驗證了假設(shè)。員工敬業(yè)度與魅力型領(lǐng)導(dǎo)兩者之間的相關(guān)系數(shù)為0.948，員工敬業(yè)度與組織支持感兩者之間的相關(guān)系數(shù)為0.937，魅力型領(lǐng)導(dǎo)與組織支持感兩者之間的相關(guān)系數(shù)為0.979。分析結(jié)果顯示，員工敬業(yè)度與魅力型領(lǐng)導(dǎo)兩者之間高度相關(guān)，員工敬業(yè)度與組織支持感兩者之間高度相關(guān)，魅力型領(lǐng)導(dǎo)與組織支持感兩者之間高度相關(guān)。（見表5-17）表5-SEQ表5-\*ARABIC17員工敬業(yè)度、魅力型領(lǐng)導(dǎo)以及組織支持感及其各維度的Pearson相關(guān)分析活力奉獻(xiàn)專注敬業(yè)度愿景激勵環(huán)境感知關(guān)心下屬個人冒險非常規(guī)行為魅力型工作支持價值認(rèn)同利益關(guān)心組織支持活力1.949**.940**.982**.890**.896**.884**.897**.865**.922**.905**.892**.876**.911**奉獻(xiàn).949**1.949**.982**.907**.907**.901**.903**.876**.935**.923**.906**.890**.927**專注.940**.949**1.981**.907**.907**.902**.895**.883**.935**.917**.907**.885**.923**敬業(yè)度.982**.982**.981**1.918**.920**.912**.915**.891**.948**.931**.918**.900**.937**愿景激勵.890**.907**.907**.918**1.938**.935**.899**.864**.964**.941**.931**.903**.946**環(huán)境感知.896**.907**.907**.920**.938**1.934**.911**.872**.968**.943**.932**.903**.948**關(guān)心下屬.884**.901**.902**.912**.935**.934**1.920**.876**.970**.938**.933**.900**.945**個人冒險.897**.903**.895**.915**.899**.911**.920**1.907**.965**.933**.920**.907**.940**非常規(guī)行為.865**.876**.883**.891**.864**.872**.876**.907**1.941**.916**.905**.904**.927**魅力型.922**.935**.935**.948**.964**.968**.970**.965**.941**1.972**.961**.940**.979**工作支持.905**.923**.917**.931**.941**.943**.938**.933**.916**.972**1.955**.939**.990**價值認(rèn)同.892**.906**.907**.918**.931**.932**.933**.920**.905**.961**.955**1.922**.979**利益關(guān)心.876**.890**.885**.900**.903**.903**.900**.907**.904**.940**.939**.922**1.968**組織支持.911**.927**.923**.937**.946**.948**.945**.940**.927**.979**.990**.979**.968**1回歸分析前文對文本所研究變量之前的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行分析，從結(jié)果分析兩兩變量之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。但是如果僅以相關(guān)分析的結(jié)果說明變量之間的因果關(guān)系是不足的，相關(guān)分析只能確定變量間的相互影響關(guān)系和影響度高低，無法確定變量之間的具體關(guān)系，因此，本文采用多元回歸分析來研究變量及其每個維度之前存在的因果效應(yīng)，以及該變量受其他變量多大的影響，為后續(xù)的中介效應(yīng)驗證提供理論分析的依據(jù)。魅力型領(lǐng)導(dǎo)與員工敬業(yè)度的回歸分析（1）在員工敬業(yè)度的活力維度，以活力作為因變量，加入自變量魅力型領(lǐng)導(dǎo)各維度進(jìn)行回歸分析，建立模型M1、M2、M3、M4、M5。（見表5-18）將愿景激勵作為自變量，將活力作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.793，意味著愿景激勵可以解釋活力的79.3%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=1524.926，p=0.000<0.05)，也即說明愿景激勵一定會對活力產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：活力=0.549+0.893*愿景激勵。愿景激勵的回歸系數(shù)值為0.893(t=39.050，p=0.000<0.01)，意味著愿景激勵會對活力產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系?？偨Y(jié)分析可知：愿景激勵全部均會對活力產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。將環(huán)境感知作為自變量，將活力作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.804，意味著環(huán)境感知可以解釋活力的80.4%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=1632.829，p=0.000<0.05)，也即說明環(huán)境感知一定會對活力產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：活力=0.488+0.911*環(huán)境感知。環(huán)境感知的回歸系數(shù)值為0.911(t=40.408，p=0.000<0.01)，意味著環(huán)境感知會對活力產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系?？偨Y(jié)分析可知：環(huán)境感知全部均會對活力產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。將關(guān)心下屬作為自變量，將活力作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.782，意味著關(guān)心下屬可以解釋活力的78.2%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=1430.419，p=0.000<0.05)，也即說明關(guān)心下屬一定會對活力產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：活力=0.478+0.906*關(guān)心下屬。關(guān)心下屬的回歸系數(shù)值為0.906(t=37.821，p=0.000<0.01)，意味著關(guān)心下屬會對活力產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系?？偨Y(jié)分析可知：關(guān)心下屬全部均會對活力產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。將非常規(guī)行為作為自變量，將活力作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.748，意味著非常規(guī)行為可以解釋活力的74.8%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=1184.663，p=0.000<0.05)，也即說明非常規(guī)行為一定會對活力產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：活力=0.810+0.838*非常規(guī)行為。非常規(guī)行為的回歸系數(shù)值為0.838(t=34.419，p=0.000<0.01)，意味著非常規(guī)行為會對活力產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系?？偨Y(jié)分析可知：非常規(guī)行為全部均會對活力產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。表5-SEQ表5-\*ARABIC18魅力型領(lǐng)導(dǎo)各維度與活力的回歸分析非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)tpVIFR

2調(diào)整R

2FB標(biāo)準(zhǔn)誤Beta常數(shù)0.5490.095-5.8030.000**-0.7930.792F

(1,399)=1524.926,p=0.000愿景激勵0.8930.0230.8939.050.000**1常數(shù)0.4880.093-5.2530.000**-0.8040.803F

(1,399)=1632.829,p=0.000環(huán)境感知0.9110.0230.89640.4080.000**1常數(shù)0.4780.099-4.8080.000**-0.7820.781F

(1,399)=1430.419,p=0.000關(guān)心下屬0.9060.0240.88437.8210.000**1常數(shù)0.5360.092-5.8420.000**-0.8040.804F

(1,399)=1636.842,p=0.000個人冒險0.9010.0220.89740.4580.000**1常數(shù)0.810.1-8.120.000**-0.7480.747F

(1,399)=1184.663,p=0.000非常規(guī)行為0.8380.0240.86534.4190.000**1（2）在員工敬業(yè)度的專注維度，以專注作為因變量，加入自變量魅力型領(lǐng)導(dǎo)各維度進(jìn)行回歸分析，建立模型M11、M12、M13、M14、M15。（見表5-19）將愿景激勵作為自變量，將專注作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.822，意味著愿景激勵可以解釋專注的82.2%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=1840.443，p=0.000<0.05)，也即說明愿景激勵一定會對專注產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：專注=0.437+0.902*愿景激勵。愿景激勵的回歸系數(shù)值為0.902(t=42.900，p=0.000<0.01)，意味著愿景激勵會對專注產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系?？偨Y(jié)分析可知：愿景激勵全部均會對專注產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。將環(huán)境感知作為自變量，將專注作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.823，意味著環(huán)境感知可以解釋專注的82.3%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=1858.032，p=0.000<0.05)，也即說明環(huán)境感知一定會對專注產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：專注=0.397+0.914*環(huán)境感知。環(huán)境感知的回歸系數(shù)值為0.914(t=43.105，p=0.000<0.01)，意味著環(huán)境感知會對專注產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系?？偨Y(jié)分析可知：環(huán)境感知全部均會對專注產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。將關(guān)心下屬作為自變量，將專注作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.814，意味著關(guān)心下屬可以解釋專注的81.4%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=1749.795，p=0.000<0.05)，也即說明關(guān)心下屬一定會對專注產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：專注=0.357+0.917*關(guān)心下屬。關(guān)心下屬的回歸系數(shù)值為0.917(t=41.831，p=0.000<0.01)，意味著關(guān)心下屬會對專注產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系?？偨Y(jié)分析可知：關(guān)心下屬全部均會對專注產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。將個人冒險作為自變量，將專注作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.802，意味著個人冒險可以解釋專注的80.2%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=1614.990，p=0.000<0.05)，也即說明個人冒險一定會對專注產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：專注=0.492+0.892*個人冒險。個人冒險的回歸系數(shù)值為0.892(t=40.187，p=0.000<0.01)，意味著個人冒險會對專注產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系?？偨Y(jié)分析可知：個人冒險全部均會對專注產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。將非常規(guī)行為作為自變量，將專注作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.779，意味著非常規(guī)行為可以解釋專注的77.9%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=1409.952，p=0.000<0.05)，也即說明非常規(guī)行為一定會對專注產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：專注=0.693+0.848*非常規(guī)行為。非常規(guī)行為的回歸系數(shù)值為0.848(t=37.549，p=0.000<0.01)，意味著非常規(guī)行為會對專注產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系?？偨Y(jié)分析可知：非常規(guī)行為全部均會對專注產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。表5-SEQ表5-\*ARABIC19魅力型領(lǐng)導(dǎo)各維度與專注的回歸分析非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)tpVIFR

2調(diào)整R

2FB標(biāo)準(zhǔn)誤Beta常數(shù)0.4370.087-5.0270.000**-0.8220.821F

(1,399)=1840.443,p=0.000愿景激勵0.9020.0210.90742.90.000**1常數(shù)0.3970.087-4.5470.000**-0.8230.823F

(1,399)=1858.032,p=0.000環(huán)境感知0.9140.0210.90743.1050.000**1常數(shù)0.3570.091-3.9280.000**-0.8140.814F

(1,399)=1749.795,p=0.000關(guān)心下屬0.9170.0220.90241.8310.000**1常數(shù)0.4920.091-5.390.000**-0.8020.801F

(1,399)=1614.990,p=0.000個人冒險0.8920.0220.89540.1870.000**1常數(shù)0.6930.093-7.4830.000**-0.7790.779F

(1,399)=1409.952,p=0.000非常規(guī)行為0.8480.0230.88337.5490.000**1（3）在員工敬業(yè)度的奉獻(xiàn)維度，以奉獻(xiàn)作為因變量，加入自變量魅力型領(lǐng)導(dǎo)各維度進(jìn)行回歸分析，建立模型M6、M7、M8、M9、M10。（見表5-20）將愿景激勵作為自變量，將奉獻(xiàn)作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.822，意味著愿景激勵可以解釋奉獻(xiàn)的82.2%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=1848.605，p=0.000<0.05)，也即說明愿景激勵一定會對奉獻(xiàn)產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：奉獻(xiàn)=0.336+0.932*愿景激勵。愿景激勵的回歸系數(shù)值為0.932(t=42.995，p=0.000<0.01)，意味著愿景激勵會對奉獻(xiàn)產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。總結(jié)分析可知：愿景激勵全部均會對奉獻(xiàn)產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。將環(huán)境感知作為自變量，將奉獻(xiàn)作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.823，意味著環(huán)境感知可以解釋奉獻(xiàn)的82.3%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=1857.013，p=0.000<0.05)，也即說明環(huán)境感知一定會對奉獻(xiàn)產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：奉獻(xiàn)=0.296+0.945*環(huán)境感知。環(huán)境感知的回歸系數(shù)值為0.945(t=43.093，p=0.000<0.01)，意味著環(huán)境感知會對奉獻(xiàn)產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。總結(jié)分析可知：環(huán)境感知全部均會對奉獻(xiàn)產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。將關(guān)心下屬作為自變量，將奉獻(xiàn)作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.811，意味著關(guān)心下屬可以解釋奉獻(xiàn)的81.1%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=1715.674，p=0.000<0.05)，也即說明關(guān)心下屬一定會對奉獻(xiàn)產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：奉獻(xiàn)=0.262+0.946*關(guān)心下屬。關(guān)心下屬的回歸系數(shù)值為0.946(t=41.421，p=0.000<0.01)，意味著關(guān)心下屬會對奉獻(xiàn)產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系?？偨Y(jié)分析可知：關(guān)心下屬全部均會對奉獻(xiàn)產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。將個人冒險作為自變量，將奉獻(xiàn)作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.815，意味著個人冒險可以解釋奉獻(xiàn)的81.5%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=1763.548，p=0.000<0.05)，也即說明個人冒險一定會對奉獻(xiàn)產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：奉獻(xiàn)=0.364+0.929*個人冒險。個人冒險的回歸系數(shù)值為0.929(t=41.995，p=0.000<0.01)，意味著個人冒險會對奉獻(xiàn)產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系?？偨Y(jié)分析可知：個人冒險全部均會對奉獻(xiàn)產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。將非常規(guī)行為作為自變量，將奉獻(xiàn)作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.767，意味著非常規(guī)行為可以解釋奉獻(xiàn)的76.7%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=1311.348，p=0.000<0.05)，也即說明非常規(guī)行為一定會對奉獻(xiàn)產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：奉獻(xiàn)=0.630+0.869*非常規(guī)行為。非常規(guī)行為的回歸系數(shù)值為0.869(t=36.213，p=0.000<0.01)，意味著非常規(guī)行為會對奉獻(xiàn)產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系?？偨Y(jié)分析可知：非常規(guī)行為全部均會對奉獻(xiàn)產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。表5-SEQ表5-\*ARABIC20魅力型領(lǐng)導(dǎo)各維度與奉獻(xiàn)的回歸分析非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)tpVIFR

2調(diào)整R

2FB標(biāo)準(zhǔn)誤Beta常數(shù)0.3360.09-3.7420.000**-0.8220.822F

(1,399)=1848.605,p=0.000愿景激勵0.9320.0220.90742.9950.000**1常數(shù)0.2960.09-3.280.001**-0.8230.823F

(1,399)=1857.013,p=0.000環(huán)境感知0.9450.0220.90743.0930.000**1常數(shù)0.2620.095-2.7610.006**-0.8110.811F

(1,399)=1715.674,p=0.000關(guān)心下屬0.9460.0230.90141.4210.000**1常數(shù)0.3640.091-3.9910.000**-0.8150.815F

(1,399)=1763.548,p=0.000個人冒險0.9290.0220.90341.9950.000**1常數(shù)0.630.098-6.3980.000**-0.7670.766F

(1,399)=1311.348,p=0.000非常規(guī)行為0.8690.0240.87636.2130.000**1魅力型領(lǐng)導(dǎo)與組織支持感的回歸分析（1）在組織支持感的工作支持維度，以工作支持作為因變量，加入自變量魅力型領(lǐng)導(dǎo)各維度進(jìn)行回歸分析，建立模型M16、M17、M18、M19、M20。（見表5-21）將愿景激勵作為自變量，將工作支持作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.885，意味著愿景激勵可以解釋工作支持的88.5%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=3068.387，p=0.000<0.05)，也即說明愿景激勵一定會對工作支持產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：工作支持=0.323+0.912*愿景激勵。愿景激勵的回歸系數(shù)值為0.912(t=55.393，p=0.000<0.01)，意味著愿景激勵會對工作支持產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。總結(jié)分析可知：愿景激勵全部均會對工作支持產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。將環(huán)境感知作為自變量，將工作支持作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.890，意味著環(huán)境感知可以解釋工作支持的89.0%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=3217.059，p=0.000<0.05)，也即說明環(huán)境感知一定會對工作支持產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：工作支持=0.277+0.926*環(huán)境感知。環(huán)境感知的回歸系數(shù)值為0.926(t=56.719，p=0.000<0.01)，意味著環(huán)境感知會對工作支持產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系?？偨Y(jié)分析可知：環(huán)境感知全部均會對工作支持產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。將關(guān)心下屬作為自變量，將工作支持作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.880，意味著關(guān)心下屬可以解釋工作支持的88.0%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=2915.738，p=0.000<0.05)，也即說明關(guān)心下屬一定會對工作支持產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：工作支持=0.237+0.929*關(guān)心下屬。關(guān)心下屬的回歸系數(shù)值為0.929(t=53.998，p=0.000<0.01)，意味著關(guān)心下屬會對工作支持產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系?？偨Y(jié)分析可知：關(guān)心下屬全部均會對工作支持產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。將個人冒險作為自變量，將工作支持作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.870，意味著個人冒險可以解釋工作支持的87.0%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=2677.265，p=0.000<0.05)，也即說明個人冒險一定會對工作支持產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：工作支持=0.365+0.905*個人冒險。個人冒險的回歸系數(shù)值為0.905(t=51.742，p=0.000<0.01)，意味著個人冒險會對工作支持產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。總結(jié)分析可知：個人冒險全部均會對工作支持產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。將非常規(guī)行為作為自變量，將工作支持作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.840，意味著非常規(guī)行為可以解釋工作支持的84.0%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=2088.229，p=0.000<0.05)，也即說明非常規(guī)行為一定會對工作支持產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：工作支持=0.582+0.858*非常規(guī)行為。非常規(guī)行為的回歸系數(shù)值為0.858(t=45.697，p=0.000<0.01)，意味著非常規(guī)行為會對工作支持產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系?？偨Y(jié)分析可知：非常規(guī)行為全部均會對工作支持產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。表5-SEQ表5-\*ARABIC21魅力型領(lǐng)導(dǎo)各維度與工作支持的回歸分析非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)tpVIFR

2調(diào)整R

2FB標(biāo)準(zhǔn)誤Beta常數(shù)0.3230.068-4.7480.000**-0.8850.885F

(1,399)=3068.387,p=0.000愿景激勵0.9120.0160.94155.3930.000**1常數(shù)0.2770.067-4.1110.000**-0.890.889F

(1,399)=3217.059,p=0.000環(huán)境感知0.9260.0160.94356.7190.000**1常數(shù)0.2370.071-3.3180.001**-0.880.879F

(1,399)=2915.738,p=0.000關(guān)心下屬0.9290.0170.93853.9980.000**1常數(shù)0.3650.072-5.0710.000**-0.870.87F

(1,399)=2677.265,p=0.000個人冒險0.9050.0180.93351.7420.000**1常數(shù)0.5820.077-7.5560.000**-0.840.839F

(1,399)=2088.229,p=0.000非常規(guī)行為0.8580.0190.91645.6970.000**1（2）在組織支持感的價值認(rèn)同維度，以價值認(rèn)同作為因變量，加入自變量魅力型領(lǐng)導(dǎo)各維度進(jìn)行回歸分析，建立模型M21、M22、M23、M24、M25。（見表5-22）將愿景激勵作為自變量，將價值認(rèn)同作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.866，意味著愿景激勵可以解釋價值認(rèn)同的86.6%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=2578.933，p=0.000<0.05)，也即說明愿景激勵一定會對價值認(rèn)同產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：價值認(rèn)同=0.413+0.894*愿景激勵。愿景激勵的回歸系數(shù)值為0.894(t=50.783，p=0.000<0.01)，意味著愿景激勵會對價值認(rèn)同產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。總結(jié)分析可知：愿景激勵全部均會對價值認(rèn)同產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。將環(huán)境感知作為自變量，將價值認(rèn)同作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，從上表可以看出，模型R方值為0.869，意味著環(huán)境感知可以解釋價值認(rèn)同的86.9%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=2642.802，p=0.000<0.05)，也即說明環(huán)境感知一定會對價值認(rèn)同產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：價值認(rèn)同=0.371+0.907*環(huán)境感知。環(huán)境感知的回歸系數(shù)值為0.907(t=51.408，p=0.000<0.01)，意味著環(huán)境感知會對價值認(rèn)同產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系?？偨Y(jié)分析可知：環(huán)境感知全部均會對價值認(rèn)同產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。將關(guān)心下屬作為自變量，將價值認(rèn)同作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.870，意味著關(guān)心下屬可以解釋價值認(rèn)同的87.0%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=2671.942，p=0.000<0.05)，也即說明關(guān)心下屬一定會對價值認(rèn)同產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：價值認(rèn)同=0.308+0.916*關(guān)心下屬。關(guān)心下屬的回歸系數(shù)值為0.916(t=51.691，p=0.000<0.01)，意味著關(guān)心下屬會對價值認(rèn)同產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系?？偨Y(jié)分析可知：關(guān)心下屬全部均會對價值認(rèn)同產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。將個人冒險作為自變量，將價值認(rèn)同作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.846，意味著個人冒險可以解釋價值認(rèn)同的84.6%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=2190.091，p=0.000<0.05)，也即說明個人冒險一定會對價值認(rèn)同產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：價值認(rèn)同=0.466+0.885*個人冒險。個人冒險的回歸系數(shù)值為0.885(t=46.798，p=0.000<0.01)，意味著個人冒險會對價值認(rèn)同產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。總結(jié)分析可知：個人冒險全部均會對價值認(rèn)同產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。將非常規(guī)行為作為自變量，將價值認(rèn)同作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.818，意味著非常規(guī)行為可以解釋價值認(rèn)同的81.8%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=1796.179，p=0.000<0.05)，也即說明非常規(guī)行為一定會對價值認(rèn)同產(chǎn)生影響關(guān)系，價值認(rèn)同=0.673+0.839*非常規(guī)行為。非常規(guī)行為的回歸系數(shù)值為0.839(t=42.381，p=0.000<0.01)，意味著非常規(guī)行為會對價值認(rèn)同產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系?？偨Y(jié)分析可知：非常規(guī)行為全部均會對價值認(rèn)同產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。表5-SEQ表5-\*ARABIC22魅力型領(lǐng)導(dǎo)各維度與價值認(rèn)同的回歸分析非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)tpVIFR

2調(diào)整R

2FB標(biāo)準(zhǔn)誤Beta常數(shù)0.4130.073-5.6660.000**-0.8660.866F

(1,399)=2578.933,p=0.000愿景激勵0.8940.0180.93150.7830.000**1常數(shù)0.3710.073-5.0970.000**-0.8690.868F

(1,399)=2642.802,p=0.000環(huán)境感知0.9070.0180.93251.4080.000**1常數(shù)0.3080.074-4.1960.000**-0.870.87F

(1,399)=2671.942,p=0.000關(guān)心下屬0.9160.0180.93351.6910.000**1常數(shù)0.4660.078-5.9840.000**-0.8460.846F

(1,399)=2190.091,p=0.000個人冒險0.8850.0190.9246.7980.000**1常數(shù)0.6730.081-8.2840.000**-0.8180.818F

(1,399)=1796.179,p=0.000非常規(guī)行為0.8390.020.90542.3810.000**1（3）在組織支持感的利益關(guān)心維度，以利益關(guān)心作為因變量，加入自變量魅力型領(lǐng)導(dǎo)各維度進(jìn)行回歸分析，建立模型M26、M27、M28、M29、M30。（見表5-23）將愿景激勵作為自變量，將利益關(guān)心作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.816，意味著愿景激勵可以解釋利益關(guān)心的81.6%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=1770.691，p=0.000<0.05)，也即說明愿景激勵一定會對利益關(guān)心產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：利益關(guān)心=0.402+0.892*愿景激勵。愿景激勵的回歸系數(shù)值為0.892(t=42.080，p=0.000<0.01)，意味著愿景激勵會對利益關(guān)心產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。總結(jié)分析可知：愿景激勵全部均會對利益關(guān)心產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。將環(huán)境感知作為自變量，將利益關(guān)心作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.816，意味著環(huán)境感知可以解釋利益關(guān)心的81.6%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=1772.446，p=0.000<0.05)，也即說明環(huán)境感知一定會對利益關(guān)心產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：利益關(guān)心=0.366+0.903*環(huán)境感知。環(huán)境感知的回歸系數(shù)值為0.903(t=42.100，p=0.000<0.01)，意味著環(huán)境感知會對利益關(guān)心產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系?？偨Y(jié)分析可知：環(huán)境感知全部均會對利益關(guān)心產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。將關(guān)心下屬作為自變量，將利益關(guān)心作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.810，意味著關(guān)心下屬可以解釋利益關(guān)心的81.0%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=1700.914，p=0.000<0.05)，也即說明關(guān)心下屬一定會對利益關(guān)心產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：利益關(guān)心=0.320+0.908*關(guān)心下屬。關(guān)心下屬的回歸系數(shù)值為0.908(t=41.242，p=0.000<0.01)，意味著關(guān)心下屬會對利益關(guān)心產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系?？偨Y(jié)分析可知：關(guān)心下屬全部均會對利益關(guān)心產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。將個人冒險作為自變量，將利益關(guān)心作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.823，意味著個人冒險可以解釋利益關(guān)心的82.3%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=1856.826，p=0.000<0.05)，也即說明個人冒險一定會對利益關(guān)心產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：利益關(guān)心=0.399+0.896*個人冒險。個人冒險的回歸系數(shù)值為0.896(t=43.091，p=0.000<0.01)，意味著個人冒險會對利益關(guān)心產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。

總結(jié)分析可知：個人冒險全部均會對利益關(guān)心產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。將非常規(guī)行為作為自變量，將利益關(guān)心作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.817，意味著非常規(guī)行為可以解釋利益關(guān)心的81.7%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=1778.104，p=0.000<0.05)，也即說明非常規(guī)行為一定會對利益關(guān)心產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：利益關(guān)心=0.566+0.861*非常規(guī)行為。非常規(guī)行為的回歸系數(shù)值為0.861(t=42.168，p=0.000<0.01)，意味著非常規(guī)行為會對利益關(guān)心產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系?？偨Y(jié)分析可知：非常規(guī)行為全部均會對利益關(guān)心產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。表5-SEQ表5-\*ARABIC23魅力型領(lǐng)導(dǎo)各維度與利益關(guān)心的回歸分析非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)tpVIFR

2調(diào)整R

2FB標(biāo)準(zhǔn)誤Beta常數(shù)0.4020.088-4.5910.000**-0.8160.816F

(1,399)=1770.691,p=0.000愿景激勵0.8920.0210.90342.080.000**1常數(shù)0.3660.088-4.1380.000**-0.8160.816F

(1,399)=1772.446,p=0.000環(huán)境感知0.9030.0210.90342.10.000**1常數(shù)0.320.091-3.510.000**-0.810.81F

(1,399)=1700.914,p=0.000關(guān)心下屬0.9080.0220.941.2420.000**1常數(shù)0.3990.086-4.6580.000**-0.8230.823F

(1,399)=1856.826,p=0.000個人冒險0.8960.0210.90743.0910.000**1常數(shù)0.5660.084-6.7570.000**-0.8170.816F

(1,399)=1778.104,p=0.000非常規(guī)行為0.8610.020.90442.1680.000**1組織支持感與員工敬業(yè)度的回歸分析（1）在員工敬業(yè)度的活力維度，以活力作為因變量，加入自變量組織支持感各維度進(jìn)行回歸分析，建立模型M31、M32、M33。（見表5-24）將工作支持作為自變量，將活力作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，模型R方值為0.818，意味著工作支持可以解釋活力的81.8%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=1795.156，p=0.000<0.05)，也即說明工作支持一定會對活力產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：活力=0.403+0.936*工作支持。工作支持的回歸系數(shù)值為0.936(t=42.369，p=0.000<0.01)，