【《魅力型领导、员工敬业度以及组织支持感的关系实证研究》25000字】

-PAGE49-魅力型领导、员工敬业度以及组织支持感的关系实证研究目录TOC\o"1-3"\h\u189971引言 3166162研究模型与研究假设 6243742.1研究模型 6253232.2研究假设提出 6186562.2.1魅力型领导与员工敬业度的关系 6237962.2.2魅力型领导与组织支持感的关系 7172332.2.3组织支持感和员工敬业度的关系 828482.2.4组织支持感的中介作用 9232823研究设计 10281393.1研究对象 1013163.2研究工具 1122403.2.1魅力型领导量表 11135723.2.2员工敬业度量表 1146393.2.3组织支持感量表 12326463.3统计分析方法 12270964实证分析 1344154.1样本结果描述 13118134.1.1魅力型领导的描述统计分析 1329574.1.2敬业度变量的描述统计分析 14201514.1.3组织支持感变量的描述统计分析 14194624.2量表的信度与效度分析 15135414.2.1信度分析 15308024.2.2效度分析 1547704.3个体特征变量的影响差异分析 18148094.3.1性别状况对员工敬业度、魅力型领导以及组织支持感的效用 19138054.3.2婚姻状况对员工敬业度、魅力型领导以及组织支持感的效用 19122764.3.3学历状况对员工敬业度、魅力型领导以及组织支持感的效用 20278494.3.4年龄状况对员工敬业度、魅力型领导以及组织支持感的效用 2052424.3.5职务状况对员工敬业度、魅力型领导以及组织支持感的效用 2197394.4相关分析 22117444.5回归分析 2475464.5.1魅力型领导与员工敬业度的回归分析 24172304.5.2魅力型领导与组织支持感的回归分析 2956584.5.3组织支持感与员工敬业度的回归分析 34108314.5.4中介作用检验 37316374.6假设检验结果汇总 387735研究结论与展望 40194845.1研究结论 4079525.2研究结果讨论 40302725.2.1魅力型领导与员工敬业度 40124145.2.2魅力型领导与组织支持感 41293215.2.3组织支持感与员工敬业度 4124395.2.4组织支持感的中介作用 41242835.3研究对管理实践的意义 41150765.4研究局限与展望 4220967参考文献 4318587附录A领导行为与敬业度问卷 48引言我国的卫生类事业单位工作人员选拔制度对于学历和综合素质要求较高，而拥有高学历高素质的工作者对工作的期望值也较高。然而，卫生类事业单位工作人员的工作内容往往重复且繁杂，同等学历条件下，薪资待遇较企业相比存在一定的差距。同时，受岗位性质影响，卫生类事业单位工作人员职级晋升困难，组织氛围也更沉闷，一些部门仍难避免“官大一级压死人”的现象。凡此种种，极易降低卫生类事业单位员工的敬业度，从而滋生职业倦怠等消极负面情绪，影响工作效率。同时，由于被喻为“铁饭碗”的卫生类事业单位性质特殊，存在绩效考核制度与激励机制缺乏、人员老龄化严重、人才管理观念落后等问题，这在很大程度上为单位的人力资源管理带来了一定挑战。因此，对于公共部门人力资源管理实践，在卫生类事业单位的运行管理过程中，如何最大限度的提高员工敬业度从而提高单位效率和绩效水平就显得尤为关键。本论文通过本文通过对国内外魅力型领导、员工敬业度以及组织支持感相关文献的搜集梳理，确定研究主题。分析总结魅力型领导、员工敬业度以及组织支持感的关系，提出研究假设、构建魅力型领导对员工敬业度的影响理论模型。通过问卷调查收集数据，在此基础上利用SPSS进行数据分析、相关分析、回归分析。以及验证研究假设。通过数据统计和实证分析，获得最终研究结论。在此基础上对提升卫生类事业单位管理者领导能力和提高员工敬业度提出建议。最后客观总结归纳了本次研究的局限与展望、基于以上研究思路，确定本文结构。（见图1-1）实证实证分析研究模型与研究假设研究结论与展望文献综述研究设计利用统计分析软件SPSS26.0对回收问卷进行信度分析、效度分析、独立样本T检验、单因素方差分析、相关性分析、回归分析对魅力型领导、员工敬业度、组织支持感三个变量的研究现状进行梳理和总结提出具体理论模型与研究假设对研究对象、研究工具及统计分析方法进行说明问题的提出阐述假设检验结果、研究结论，为单位提供相应的改善措施和建议，客观总结研究的不足并对未来研究进行展望图1-SEQ图1-\*ARABIC1论文结构图本研究的特色与创新之处第一，目前对领导风格与员工敬业度之间研究，关于魅力型领导与员工敬业度的研究虽然也受到了关注，但仍旧较为缺乏。本研究在己有的研究基础上对三者进行了概念界定，以及进一步的关系建立，并且以量化分析的手段进行验证。不仅从整体上探讨了魅力型领导与员工敬业度间的关系，而且深入分析了魅力型领导各维度与员工敬业度之间的关系，以及魅力型领导对员工敬业度各维度的关系，并引入了组织支持感作为中间变量，计划通过方程模型验证魅力型领导的作用机理，以及魅力型领导各维度对员工敬业度存在的影响和组织支持感在魅力型领导与员工敬业度之间发挥中介作用。进一步丰富员工敬业度领域的研究成果。第二，定量分析魅力型领导的评价体系，将魅力型领导的概念与我国国情结合，由一般涵义推广到我国卫生类事业单位员工，提升了评价体系适用的细分度，便于卫生类事业单位针对管理者的魅力型领导水平建立基于魅力型领导的员工组织支持理论体系，为其提升管理水平提供策略支持。第三，选择卫生类事业单位员工作为调查对象，从卫生类事业单位层面和管理者两个层面为提高卫生类事业单位员工敬业度提出针对性建议。研究模型与研究假设研究模型本研究以社会交换理论和组织支持理论为基础，以国内外现有的研究成果为支撑，实证研究魅力型领导与员工敬业度之间的影响机理，并引入组织支持感为中介变量，具体理论模型如下。（见图3-1）活力活力专注奉献愿景激励环境感知关心下属个人冒险非常规行为魅力型领导工作支持价值认同利益关心组织支持感员工敬业度图3-SEQ图3-\*ARABIC1研究模型图研究假设提出魅力型领导与员工敬业度的关系从魅力型领导与员工敬业度的关系来看，目前相关专家更多将注意力放在探索魅力型领导与员工的创造力和工作绩效的正向积极影响上，少有魅力型领导对员工敬业度的影响进行研究。魅力型领导通过杰出的品德、才能等等个人特质通过愿景激励、对下属和环境的关心、冒险行为等手段来对员工进行感染和影响，统一员工价值观与单位目标保持一致，赋予员工责任感与使命感，使员工内心高度认可，提升员工敬业度。在此状况下，把员工敬业度当做结果变量，以检测魅力型领导的使用效果。依照对魅力型领导的文献回顾和理论基础，本文假设魅力型领导对员工的敬业度存在正向影响。因此本文提出以下假设：假设H1：魅力型领导对员工敬业度有显著正向影响；假设H1a1：愿景激励对活力有显著正向影响；假设H1a2：愿景激励对专注有显著正向影响；假设H1a3：愿景激励对奉献有显著正向影响；假设H1b1：环境感知对活力有显著正向影响；假设H1b2：环境感知对专注有显著正向影响；假设H1b3：环境感知对奉献有显著正向影响；假设H1c1：关心下属对活力有显著正向影响；假设H1c2：关心下属对专注有显著正向影响；假设H1c3：关心下属对奉献有显著正向影响；假设H1d1：个人冒险对活力有显著正向影响；假设H1d2：个人冒险对专注有显著正向影响；假设H1d3：个人冒险对奉献有显著正向影响；假设H1e1：非常规行为对活力有显著正向影响；假设H1e2：非常规行为对专注有显著正向影响；假设H1e3：非常规行为对奉献有显著正向影响。魅力型领导与组织支持感的关系从魅力型领导与组织支持感的关系来看，根据组织支持理论，员工将组织人格化，将组织的管理者看成组织的化身与代表，管理者对员工的态度，也就是员工对管理者的态度会直接或间接的对员工自身的态度和行为造成影响。在员工获得领导尊重的状况下，员工的组织支持感增强。本文假设魅力型领导对组织支持感存在正向影响。因此本文提出以下假设：假设H2：魅力型领导对组织支持感有显著正向影响；假设H2a1：愿景激励对工作支持有显著正向影响；假设H2a2：愿景激励对价值认同有显著正向影响；假设H2a3：愿景激励对利益关心有显著正向影响；假设H2b1：环境感知对工作支持有显著正向影响；假设H2b2：环境感知对价值认同有显著正向影响；假设H2b3：环境感知对利益关心有显著正向影响；假设H2c1：关心下属对工作支持有显著正向影响；假设H2c2：关心下属对价值认同有显著正向影响；假设H2c3：关心下属对利益关心有显著正向影响；假设H2d1：个人冒险对工作支持有显著正向影响；假设H2d2：个人冒险对价值认同有显著正向影响；假设H2d3：个人冒险对利益关心有显著正向影响；假设H2e1：非常规行为对工作支持有显著正向影响；假设H2e2：非常规行为对价值认同有显著正向影响；假设H2e3：非常规行为对利益关心有显著正向影响。组织支持感和员工敬业度的关系从组织支持感与员工敬业度的关系研究来看，孙卫敏等人认为组织支持感及其前因变量都与员工敬业度呈正相关，并且可以有效地预测员工敬业度。对员工而言，组织支持关心员工的进步，员工会获得职业发展提供情感、工具支持以及人文关怀。对组织而言，组织会获得一批忠心耿耿，愿意付出的员工。所以，对组织支持感和员工敬业度相关的行为作进一步分析。一方面，组织的支持可让员工体会到组织对自身的尊重与信任，对员工个体能力的信任会让员工更加自信，不断追求提升个体的自我价值，进而对组织环境更有归属感与安全感。另一方面，组织的支持感对组织自身发展的作用极大，能够用实际行动推动组织早日实现目标，直接影响员工对工作的投入程度。员工越多的体会到组织的支持与关怀，对工作就会越敬业。因此，本文假设组织支持感能够极大提升员工敬业度。因此本文提出以下假设：假设H3：组织支持感对员工敬业度有显著正向影响；假设H3a1：工作支持对活力有显著正向影响；假设H3a2：工作支持对专注有显著正向影响；假设H3a3：工作支持对奉献有显著正向影响；假设H3b1：价值认同对活力有显著正向影响；假设H3b2：价值认同对专注有显著正向影响；假设H3b3：价值认同对奉献有显著正向影响；假设H3c1：利益关心对活力有显著正向影响；假设H3c2：利益关心对专注有显著正向影响；假设H3c3：利益关心对奉献有显著正向影响。组织支持感的中介作用从组织支持感的作用来看，根据社会交换理论，单位若想获得员工较高的敬业度，就需要对员工进行关爱。组织支持感是员工用来评判组织对自身关心程度的主观感受的重要因素。本文希望借助实证研究，引入组织支持感这一中介变量，进一步探讨魅力型领导，对员工敬业度影响机制，验证组织支持感是否在二者相互影响机制中起到了中介作用。本文假设组织支持感在魅力型领导对员工敬业度的影响中发挥着中介效用。因此本文提出以下假设：假设H4：组织支持感在魅力型领导对员工敬业度的影响中发挥着中介作用。研究设计研究对象本研究选择卫生类事业单位的员工作为研究样本。本研究主要通过线上网络平台方式收集数据，通过向周围在卫生类事业单位工作的亲朋好友发放问卷链接进行发放并回收。本次问卷调查将所有题目设定为必答题，共收回问卷432份，将问题答案均为同一选项的问卷视为无效问卷，其中有效问卷401份，问卷有效回收率为92.82%。（见表3-1）表3-1样本描述统计分析行标签计数占比性别状况男18646.38%女21553.62%总计401100.00%婚姻状况未婚5914.71%已婚34285.29%总计401100.00%学历状况大专及以下133.24%本科14836.91%硕士21553.62%博士及以上256.23%总计401100.00%年龄状况18-2582.00%26-305914.71%31-359222.94%36-409122.69%41-456917.21%46-506014.96%51-55204.99%56-6020.50%总计401100.00%职务状况普通职员35087.28%中层管理人员4511.22%高层管理人员61.50%总计401100.00%从测试样本的性别状况来看，女性数量较男性数量多，占总体的53.62%，此特征与我国卫生类事业单位从业人员性别构成相符。从测试样本的婚姻状况来看，已婚数量多，占到总体测试样本的85.29%。从学历状况来看，测试样本中学历为硕士的占比最高，后为本科和博士及以上，大专及以下占比最少。这与卫生类事业单位对从业人员的学历要求有关。从年龄状况来看，占比居多的为31-35、36-40，分别占到测试样本总体的22.94%、22.69%，后依次为41-45、46-50、26-30、51-55、18-25，年龄段在56-60的占比最少，仅为0.50%。从测试样本的职务状况来看，占比最多的为普通职员，占比高达87.28%，占比最少的为高层管理人员，占比仅为1.5%。研究工具为保证本研究所使用的测量工具的信度和效度达到良好，本论文采用的量表参考国内外学者已有研究成果中的经典量表。问卷共涉及四个部分，第一部分是调查问卷声明及个人基本情况，包括性别状况、婚姻状况、学历状况、年龄状况、职务状况。第二部分是员工敬业度测量，第三部分是魅力型领导测量，第四部分是组织支持感测量。调查问卷中每个选项采用的是李克特发明的五点尺度法，其中：“1”代表着非常不赞同，“2”代表不赞同，“3”代表一般，“4”代表赞同，“5”代表非常赞同。本调查问卷根据本次的调查人群，将经典量表部分语句稍作修改，使受调查人群更易理解调查题目以选择准确的选项。魅力型领导量表本研究采用Conger和Kanuago的CK量表，该量表主要从员工角度出发，测量下属感受到的领导风格。该量表是经过成熟的研究后才投入使用，经过了众多国内外学者的检验，在国内的相应研究中也表现出了良好的适应性。CK量表主要由五个分量表组成，包括愿景激励的项目表、环境感知的项目表、关心下属的项目表、冒险精神的项目表以及非常规行为的项目表。愿景激励维度共包含3个题目，题目编号为A1-A3。环境感知维度共包含3个题目，题目编号为A4-A6。关心下属维度共包含3个题目，题目编号为A7-A9。冒险精神维度共包含3个题目，题目编号为A10-A12。非常规行为维度共包含3个题目，题目编号为A13-A15。员工敬业度量表本研究采用Schaufelic等提出UWES量表来研究魅力型领导及其各维度对员工敬业度的影响，该量表经过中国等国的施测，具有较好的信度、效度以及跨文化稳定性。UWES量表主要由三个分量表组成，包括活力维度的项目表、奉献维度的项目表、专注维度的项目表。活力维度共包含6个题目，题目编号为B1-B6。奉献维度共包含5个题目，题目编号为B7-B11。专注维度共包含6个题目，题目编号B12-B17。组织支持感量表本研究采用国内学者凌文辁研究的组织支持感三维结构量表，主要由三个分量表组成，包括工作支持的项目表、价值认同的项目表、利益关心的项目表。本研究根据实际情况选取了其中的16个题目进行问卷调查。工作支持维度共包含7个题目，题目编号为C1-C7。价值认同维度共包含5个题目，题目编号为C8-C12。利益关心维度共包含4个题，题目编号为C13-C16。统计分析方法研究通过SPSS26.0对数据进行统计分析，对401分回收的调查问卷样本进行整理、统计、分析。（1）信度、效度分析：本研究利用Cronbach’Alpha系数来对量表的信度进行信度检验，通过使用KMO和Bartlett球形度检验量表效度，并用探索性因子分析构建效度。（2）本研究采用独立样本T检验和单因素方差分析来检验性别状况、婚姻状况、学历状况、年龄状况、职务状况等对其他因素变量的影响。（3）相关性分析：根据Pearson相关系数对每一个变量进行描述性的统计量分析，并对他们之前的相关性作出分析、（4）回归分析：构建方程模型，检验研究提出来的研究假设是否成立。实证分析样本结果描述本研究通过运用软件SPSS26.0对数据进行统计分析，对员工敬业度量表、魅力型领导量表、组织支持感量表中的所有题目进行分类汇总并描述性统计分析，总结归纳出变量的基本特征，从而揭示卫生类事业单位敬业度、魅力型领导以及组织支持感的综合特。相关的描述性统计量包括最小值、最大值、均值、标准差等。魅力型领导的描述统计分析对魅力型领导量表的数据进行统计，得到魅力型领导的15个题目答案统计分析结果。（见表5-1）通过表51分析得出，魅力型领导的各个维度下，每道题目都大于3.91，说明我国卫生类事业单位魅力型领导已基本形成，呈中等以上水平。五个维度的题目的标准差都维持在1附近，观测值波动较小。表5-SEQ表5-\*ARABIC1魅力型领导的描述统计量表（N=401）维度题目编号最小值最大值均值标准偏差愿景激励A1153.971.228A2153.971.195A3153.971.209环境感知A4153.981.211A5153.951.191A6153.951.186关心下属A7154.011.162A8153.991.194A9153.971.202个人冒险A10153.961.203A11153.941.215A12153.961.230非常规行为A13153.911.239A14153.931.240A15153.921.258敬业度变量的描述统计分析对员工敬业度量表的数据进行统计，得到员工敬业度的17个题目答案统计分析结果。（见表5-2）通过表5-2分析得出，活力维度的平均值最高，其次是奉献维度，平均值最低的为专注维度。三个维度的题目的标准差都维持在1附近，观测值波动较小。表5-SEQ表5-\*ARABIC2员工敬业度的描述统计量表（N=401）维度题目编号最小值最大值均值标准偏差活力B1154.171.185B2154.101.191B3154.021.284B4154.101.212B5154.061.246B6154.101.215奉献B7154.051.255B8154.041.263B9154.011.247B10154.041.228B11154.031.239专注B12154.081.221B13154.011.211B14154.051.208B15154.021.213B16154.001.230B17153.941.304组织支持感变量的描述统计分析对组织支持感量表的数据进行统计，得到组织支持感的16个题目答案统计分析结果。（见表5-3）通过表5-3分析得出，组织支持感的各个维度下，C16均值最大，为4.00。C6均值最小，为3.91。三个维度的题目的标准差都维持在1附近，观测值波动较小。表5-SEQ表5-\*ARABIC3组织支持感的描述统计量表（N=401）维度题目编号最小值最大值均值标准偏差工作支持C1153.971.188C2153.961.190C3153.961.183C4153.961.184C5153.921.193C6153.911.207C7153.941.202价值认同C8153.971.175C9153.961.170C10153.971.163C11153.991.183C12153.921.235利益关心C13153.921.230C14153.941.183C15153.901.182C16154.001.247量表的信度与效度分析信度分析本研究通过利用Crohch'sAlpha信度系数去检验量表的信度。Hinkin的研究表明Crohch'sAlpha的可靠度达到0.7及以上就表明该测量工具具有较好的信度。本调查问卷的Crohch'sAlpha信度系数见下表。（见表5-4）根据各分量表的信度分析，员工敬业度量表的Crohch'sAlpha信度系数为0.991，魅力型领导量表的Crohch'sAlpha信度系数为0.988，组织支持感的Crohch'sAlpha信度系数为0.990，本研究中三个量表的信度系数值均大于0.7，因此认为本次研究中使用的三个量表的信度方面能够满足研究需求。表5-SEQ表5-\*ARABIC4量表的信度情况分析（N=401）量表名称维度分量表Crohch'sAlpha系数总量表Crohch'sAlpha系数员工敬业度活力0.9820.991奉献0.981专注0.975魅力型领导愿景激励0.9620.988环境感知0.962关心下属0.962个人冒险0.957非常规行为0.970组织支持感工作支持0.9820.990价值认同0.971利益关心0.965效度分析本研究的在调查问卷中所使用的魅力型领导量表、员工敬业度量表和组织支持感量表都是借鉴的成熟的量表。本研究使用KMO和Bartlett检验进行魅力型领导量表效度验证，从上表可以看出：KMO值为0.974，KMO值大于0.8，研究数据效度非常好。（见表5-5）表5-SEQ表5-\*ARABIC5魅力型领导量表KMO和Bartlet的检验KMO值0.974Bartlett球形度检验近似卡方10461.23df105p

值0魅力型领导题目因子载荷系数均大于0.4，且与维度设置相同，效度较好。（见表5-6）表5-SEQ表5-\*ARABIC6魅力型领导量表各题目因子载荷系数名称因子载荷系数A10.931A20.932A30.928A40.933A50.936A60.932A70.936A80.939A90.931A100.93A110.911A120.933A130.909A140.916A150.912使用KMO和Bartlett检验进行员工敬业度量表效度验证，从上表可以看出：KMO值为0.975，KMO值大于0.8，研究数据效度非常好。（见表5-7）表5-SEQ表5-\*ARABIC7员工敬业度量表KMO和Bartlet的检验KMO值0.975Bartlett球形度检验近似卡方13091.56df136p

值0员工敬业度题目因子载荷系数均大于0.4，且与维度设置相同，效度较好。（见表5-8）表5-SEQ表5-\*ARABIC8员工敬业度量表各题目因子载荷系数名称因子载荷系数B10.932B20.93B30.932B40.947B50.947B60.959B70.952B80.956B90.948B100.941B110.933B120.931B130.93B140.921B150.928B160.932B170.912使用KMO和Bartlett检验进行组织支持感量表效度验证，从上表可以看出：KMO值为0.978，KMO值大于0.8，研究数据效度非常好。（见表5-9）5-SEQ表5-\*ARABIC9组织支持感量表KMO和Bartlet的检验KMO值0.978Bartlett球形度检验近似卡方11289.79df120p

值0员工敬业度题目因子载荷系数均大于0.4，且与维度设置相同，效度较好。（见表5-10）表5-SEQ表5-\*ARABIC10组织支持感量表各题目因子载荷系数名称因子载荷系数C10.933C20.942C30.942C40.94C50.943C60.934C70.945C80.942C90.939C100.915C110.926C120.916C130.92C140.929C150.917C160.918本研究采用验证性因子分析，以此选取拟合效果较好的模型。选取的拟合指标有卡方自由度比χ²/df、近似误差均方根RMSEA、拟合优度指数GFI、规范拟合指数NFI,非规范拟合指数NNFI。结果显示，十一因子模型拟合效果最好，说明此模型区分效度较好。（见表5-11）其中，十一因子模型：活力、奉献、专注、愿景激励、环境感知、关心下属、个人冒险、非常规行为、工作支持、价值认同、利益关心；九因子模型1：员工敬业度、愿景激励、环境感知、关心下属、个人冒险、非常规行为、工作支持、价值认同、利益关心；七因子模型：活力、奉献、专注、魅力型领导、工作支持、价值认同、利益关心；九因子模型2：活力、奉献、专注、愿景激励、环境感知、关心下属、个人冒险、非常规行为、组织支持感；三因子模型：员工敬业度、魅力型领导、组织支持感。表5-SEQ表5-\*ARABIC11验证性因子区分效度汇总表常用指标卡方自由度比χ²/dfRMSEARMRCFINFINNFI判断标准<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个体特征变量的影响差异分析本研究选用独立样本T检验来分析性别状况以及婚姻状况对其他因素变量的影响，采用单因素方差分析的方法来检验学历状况、年龄状况以及职务状况对其他因素变量的影响。性别状况对员工敬业度、魅力型领导以及组织支持感的效用将性别状况作为自变量，对员工敬业度、魅力型领导和组织支持感选用独立样本T检验。分析结果显示，男性个体及女性个体在员工敬业度、魅力型领导和组织支持感的分布差异不显著，男性个体及女性个体在员工敬业度、魅力型领导和组织支持感方面的表现不明显。（见表5-12）表5-SEQ表5-\*ARABIC12性别状况对员工敬业度、魅力型领导以及组织支持感的独立样本T检验（N=401）量表名称性别均值标准偏差T值Sig.（双尾）员工敬业度男4.1451.0791.5810.115女3.9641.214魅力型领导男4.071.0421.9110.057女3.8581.182组织支持感男4.0491.0281.7160.087女3.861.176婚姻状况对员工敬业度、魅力型领导以及组织支持感的效用将婚姻状况作为自变量，对员工敬业度、魅力型领导和组织支持感选用独立样本T检验。分析结果显示，婚姻状况对员工敬业度、魅力型领导以及组织支持感的独立样本T检验中，p值均小于0.05，员工敬业度、魅力型领导和组织支持感中已婚的平均值全部大于未婚。已婚个体及未婚个体在员工敬业度、魅力型领导和组织支持感的分布差异非常显著。这意味着已婚个体及未婚个体对员工敬业度、魅力型领导和组织支持感方面造成较大影响。可能是由于个体在婚后担任更多的家庭责任，并随之逐步成熟，工作对其变得尤为重要。（见表5-13）表5-SEQ表5-\*ARABIC13婚姻状况对员工敬业度、魅力型领导以及组织支持感的独立样本T检验（N=401）量表名称性别均值标准偏差T值Sig.（双尾）员工敬业度已婚4.2750.9448.260.000未婚2.7331.379魅力型领导已婚4.1760.9017.8780.000未婚2.6821.407组织支持感已婚4.1640.8917.7610.000未婚2.6921.41学历状况对员工敬业度、魅力型领导以及组织支持感的效用采用单因素方差分析方法，分析研究不同学历层次的员工在员工敬业度、魅力型领导和组织支持感表现的差异。分析结果显示，学历状况对员工敬业度、魅力型领导以及组织支持感的单因素方差分析中，p值均小于0.05，学历层次在员工敬业度、魅力型领导和组织支持感的分布差异非常显著。同时，学历层次越高，员工在员工敬业度、魅力型领导和组织支持感上的平均值就越高，学历为博士及以上的平均值最高，学历为大专及以下的平均值最低。这也表明，学历不但能够表示员工知识文化水平的层次，而且，在高等教育信号模型下，学历也同时影响着员工对魅力型领导的感知水平、对组织的敬业程度以及对组织的支持程度。（见表5-14）表5-SEQ表5-\*ARABIC14学历状况对员工敬业度、魅力型领导以及组织支持感的单因素方差分析（N=401）量表名称学历均值标准偏差F值Sig.员工敬业度大专及以下3.6380.924.1630.006本科3.851.172硕士4.1531.173博士及以上4.5340.672魅力型领导大专及以下3.5440.9033.2420.022本科3.791.127硕士4.0511.152博士及以上4.3470.707组织支持感大专及以下3.5050.8783.5520.015本科3.7791.146硕士4.0431.125博士及以上4.3580.606年龄状况对员工敬业度、魅力型领导以及组织支持感的效用采用单因素方差分析方法，分析研究不同年龄段的员工在员工敬业度、魅力型领导和组织支持感表现的差异。分析结果显示，年龄段对员工敬业度、魅力型领导以及组织支持感的单因素方差分析中，p值均小于0.05，年龄状况在员工敬业度、魅力型领导和组织支持感的分布差异非常显著。年龄越大，员工在员工敬业度、魅力型领导和组织支持感上的平均值就越高，年龄为56-60员工的平均值最高，年龄为18-25的员工平均值最低。这可能是由于第一，年龄为18-25岁的为90后及00后，他们大多享受了完备的素质教育以及富足的生活条件，个体意识极强，对事物有独到的见解，并很可能将此类见解运用到工作上。第二，年龄越小，承担的家庭责任越轻，工作对其生活质量影响程度越小。第三，年龄越大，承担的家庭责任越重，往往在多个小家庭担任着重要角色，且在单位的工作岗位大多定型，工作对其生活质量影响程度极大。（见表5-15）表5-SEQ表5-\*ARABIC15年龄状况对员工敬业度、魅力型领导以及组织支持感的单因素方差分析（N=401）量表名称年龄均值标准偏差F值Sig.员工敬业度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魅力型领导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组织支持感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职务状况对员工敬业度、魅力型领导以及组织支持感的效用采用单因素方差分析方法，分析研究职务状况在员工敬业度、魅力型领导和组织支持感表现的差异。分析结果显示，职务状况对员工敬业度、魅力型领导以及组织支持感的单因素方差分析中，p值均小于0.05，职务状况在员工敬业度、魅力型领导和组织支持感的分布差异显著。中层管理人员及高层管理人员的平均值比普通职员的平均值高。这说明，担任管理职务的员工与普通员工相比，担任管理职务的员工对魅力型领导的感知水平高、对组织的敬业程度高以及对组织的支持程度高。（见表5-16）表5-SEQ表5-\*ARABIC16年龄状况对员工敬业度、魅力型领导以及组织支持感的单因素方差分析（N=401）量表名称职务均值标准偏差F值Sig.员工敬业度普通职员3.9591.1968.4660.000中层管理人员4.6560.508高层管理人员4.6760.536魅力型领导普通职员3.881.1556.5230.002中层管理人员4.4831.16高层管理人员4.4560.61组织支持感普通职员3.8751.1516.070.003中层管理人员4.4610.559高层管理人员4.3440.899相关分析相关分析是研究两个或两个以上处于同样地位的随机变量间的相关关系的统计分析方法。本研究使用Pearson相关系数来与分析研究员工敬业度、魅力型领导以及组织支持感三者的相关性。本研究的员工敬业度、魅力型领导和组织支持感的Pearson相关关系如下表。卫生类事业单位的员工敬业度及各维度、魅力型领导及各维度、组织支持感及其各维度的Pearson值全部在0.01水平（双侧）上显著相关，表明这些维度存在相关关系，且是正向相关关系，初步验证了假设。员工敬业度与魅力型领导两者之间的相关系数为0.948，员工敬业度与组织支持感两者之间的相关系数为0.937，魅力型领导与组织支持感两者之间的相关系数为0.979。分析结果显示，员工敬业度与魅力型领导两者之间高度相关，员工敬业度与组织支持感两者之间高度相关，魅力型领导与组织支持感两者之间高度相关。（见表5-17）表5-SEQ表5-\*ARABIC17员工敬业度、魅力型领导以及组织支持感及其各维度的Pearson相关分析活力奉献专注敬业度愿景激励环境感知关心下属个人冒险非常规行为魅力型工作支持价值认同利益关心组织支持活力1.949**.940**.982**.890**.896**.884**.897**.865**.922**.905**.892**.876**.911**奉献.949**1.949**.982**.907**.907**.901**.903**.876**.935**.923**.906**.890**.927**专注.940**.949**1.981**.907**.907**.902**.895**.883**.935**.917**.907**.885**.923**敬业度.982**.982**.981**1.918**.920**.912**.915**.891**.948**.931**.918**.900**.937**愿景激励.890**.907**.907**.918**1.938**.935**.899**.864**.964**.941**.931**.903**.946**环境感知.896**.907**.907**.920**.938**1.934**.911**.872**.968**.943**.932**.903**.948**关心下属.884**.901**.902**.912**.935**.934**1.920**.876**.970**.938**.933**.900**.945**个人冒险.897**.903**.895**.915**.899**.911**.920**1.907**.965**.933**.920**.907**.940**非常规行为.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**价值认同.892**.906**.907**.918**.931**.932**.933**.920**.905**.961**.955**1.922**.979**利益关心.876**.890**.885**.900**.903**.903**.900**.907**.904**.940**.939**.922**1.968**组织支持.911**.927**.923**.937**.946**.948**.945**.940**.927**.979**.990**.979**.968**1回归分析前文对文本所研究变量之前的相关关系进行分析，从结果分析两两变量之间存在显著正相关关系。但是如果仅以相关分析的结果说明变量之间的因果关系是不足的，相关分析只能确定变量间的相互影响关系和影响度高低，无法确定变量之间的具体关系，因此，本文采用多元回归分析来研究变量及其每个维度之前存在的因果效应，以及该变量受其他变量多大的影响，为后续的中介效应验证提供理论分析的依据。魅力型领导与员工敬业度的回归分析（1）在员工敬业度的活力维度，以活力作为因变量，加入自变量魅力型领导各维度进行回归分析，建立模型M1、M2、M3、M4、M5。（见表5-18）将愿景激励作为自变量，将活力作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.793，意味着愿景激励可以解释活力的79.3%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=1524.926，p=0.000<0.05)，也即说明愿景激励一定会对活力产生影响关系，以及模型公式为：活力=0.549+0.893*愿景激励。愿景激励的回归系数值为0.893(t=39.050，p=0.000<0.01)，意味着愿景激励会对活力产生显著的正向影响关系。总结分析可知：愿景激励全部均会对活力产生显著的正向影响关系。将环境感知作为自变量，将活力作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.804，意味着环境感知可以解释活力的80.4%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=1632.829，p=0.000<0.05)，也即说明环境感知一定会对活力产生影响关系，以及模型公式为：活力=0.488+0.911*环境感知。环境感知的回归系数值为0.911(t=40.408，p=0.000<0.01)，意味着环境感知会对活力产生显著的正向影响关系。总结分析可知：环境感知全部均会对活力产生显著的正向影响关系。将关心下属作为自变量，将活力作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.782，意味着关心下属可以解释活力的78.2%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=1430.419，p=0.000<0.05)，也即说明关心下属一定会对活力产生影响关系，以及模型公式为：活力=0.478+0.906*关心下属。关心下属的回归系数值为0.906(t=37.821，p=0.000<0.01)，意味着关心下属会对活力产生显著的正向影响关系。总结分析可知：关心下属全部均会对活力产生显著的正向影响关系。将非常规行为作为自变量，将活力作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.748，意味着非常规行为可以解释活力的74.8%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=1184.663，p=0.000<0.05)，也即说明非常规行为一定会对活力产生影响关系，以及模型公式为：活力=0.810+0.838*非常规行为。非常规行为的回归系数值为0.838(t=34.419，p=0.000<0.01)，意味着非常规行为会对活力产生显著的正向影响关系。总结分析可知：非常规行为全部均会对活力产生显著的正向影响关系。表5-SEQ表5-\*ARABIC18魅力型领导各维度与活力的回归分析非标准化系数标准化系数tpVIFR

²调整R

²FB标准误Beta常数0.5490.095-5.8030.000**-0.7930.792F

(1,399)=1524.926,p=0.000愿景激励0.8930.0230.8939.050.000**1常数0.4880.093-5.2530.000**-0.8040.803F

(1,399)=1632.829,p=0.000环境感知0.9110.0230.89640.4080.000**1常数0.4780.099-4.8080.000**-0.7820.781F

(1,399)=1430.419,p=0.000关心下属0.9060.0240.88437.8210.000**1常数0.5360.092-5.8420.000**-0.8040.804F

(1,399)=1636.842,p=0.000个人冒险0.9010.0220.89740.4580.000**1常数0.810.1-8.120.000**-0.7480.747F

(1,399)=1184.663,p=0.000非常规行为0.8380.0240.86534.4190.000**1（2）在员工敬业度的专注维度，以专注作为因变量，加入自变量魅力型领导各维度进行回归分析，建立模型M11、M12、M13、M14、M15。（见表5-19）将愿景激励作为自变量，将专注作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.822，意味着愿景激励可以解释专注的82.2%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=1840.443，p=0.000<0.05)，也即说明愿景激励一定会对专注产生影响关系，以及模型公式为：专注=0.437+0.902*愿景激励。愿景激励的回归系数值为0.902(t=42.900，p=0.000<0.01)，意味着愿景激励会对专注产生显著的正向影响关系。总结分析可知：愿景激励全部均会对专注产生显著的正向影响关系。将环境感知作为自变量，将专注作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.823，意味着环境感知可以解释专注的82.3%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=1858.032，p=0.000<0.05)，也即说明环境感知一定会对专注产生影响关系，以及模型公式为：专注=0.397+0.914*环境感知。环境感知的回归系数值为0.914(t=43.105，p=0.000<0.01)，意味着环境感知会对专注产生显著的正向影响关系。总结分析可知：环境感知全部均会对专注产生显著的正向影响关系。将关心下属作为自变量，将专注作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.814，意味着关心下属可以解释专注的81.4%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=1749.795，p=0.000<0.05)，也即说明关心下属一定会对专注产生影响关系，以及模型公式为：专注=0.357+0.917*关心下属。关心下属的回归系数值为0.917(t=41.831，p=0.000<0.01)，意味着关心下属会对专注产生显著的正向影响关系。总结分析可知：关心下属全部均会对专注产生显著的正向影响关系。将个人冒险作为自变量，将专注作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.802，意味着个人冒险可以解释专注的80.2%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=1614.990，p=0.000<0.05)，也即说明个人冒险一定会对专注产生影响关系，以及模型公式为：专注=0.492+0.892*个人冒险。个人冒险的回归系数值为0.892(t=40.187，p=0.000<0.01)，意味着个人冒险会对专注产生显著的正向影响关系。总结分析可知：个人冒险全部均会对专注产生显著的正向影响关系。将非常规行为作为自变量，将专注作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.779，意味着非常规行为可以解释专注的77.9%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=1409.952，p=0.000<0.05)，也即说明非常规行为一定会对专注产生影响关系，以及模型公式为：专注=0.693+0.848*非常规行为。非常规行为的回归系数值为0.848(t=37.549，p=0.000<0.01)，意味着非常规行为会对专注产生显著的正向影响关系。总结分析可知：非常规行为全部均会对专注产生显著的正向影响关系。表5-SEQ表5-\*ARABIC19魅力型领导各维度与专注的回归分析非标准化系数标准化系数tpVIFR

²调整R

²FB标准误Beta常数0.4370.087-5.0270.000**-0.8220.821F

(1,399)=1840.443,p=0.000愿景激励0.9020.0210.90742.90.000**1常数0.3970.087-4.5470.000**-0.8230.823F

(1,399)=1858.032,p=0.000环境感知0.9140.0210.90743.1050.000**1常数0.3570.091-3.9280.000**-0.8140.814F

(1,399)=1749.795,p=0.000关心下属0.9170.0220.90241.8310.000**1常数0.4920.091-5.390.000**-0.8020.801F

(1,399)=1614.990,p=0.000个人冒险0.8920.0220.89540.1870.000**1常数0.6930.093-7.4830.000**-0.7790.779F

(1,399)=1409.952,p=0.000非常规行为0.8480.0230.88337.5490.000**1（3）在员工敬业度的奉献维度，以奉献作为因变量，加入自变量魅力型领导各维度进行回归分析，建立模型M6、M7、M8、M9、M10。（见表5-20）将愿景激励作为自变量，将奉献作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.822，意味着愿景激励可以解释奉献的82.2%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=1848.605，p=0.000<0.05)，也即说明愿景激励一定会对奉献产生影响关系，以及模型公式为：奉献=0.336+0.932*愿景激励。愿景激励的回归系数值为0.932(t=42.995，p=0.000<0.01)，意味着愿景激励会对奉献产生显著的正向影响关系。总结分析可知：愿景激励全部均会对奉献产生显著的正向影响关系。将环境感知作为自变量，将奉献作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.823，意味着环境感知可以解释奉献的82.3%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=1857.013，p=0.000<0.05)，也即说明环境感知一定会对奉献产生影响关系，以及模型公式为：奉献=0.296+0.945*环境感知。环境感知的回归系数值为0.945(t=43.093，p=0.000<0.01)，意味着环境感知会对奉献产生显著的正向影响关系。总结分析可知：环境感知全部均会对奉献产生显著的正向影响关系。将关心下属作为自变量，将奉献作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.811，意味着关心下属可以解释奉献的81.1%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=1715.674，p=0.000<0.05)，也即说明关心下属一定会对奉献产生影响关系，以及模型公式为：奉献=0.262+0.946*关心下属。关心下属的回归系数值为0.946(t=41.421，p=0.000<0.01)，意味着关心下属会对奉献产生显著的正向影响关系。总结分析可知：关心下属全部均会对奉献产生显著的正向影响关系。将个人冒险作为自变量，将奉献作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.815，意味着个人冒险可以解释奉献的81.5%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=1763.548，p=0.000<0.05)，也即说明个人冒险一定会对奉献产生影响关系，以及模型公式为：奉献=0.364+0.929*个人冒险。个人冒险的回归系数值为0.929(t=41.995，p=0.000<0.01)，意味着个人冒险会对奉献产生显著的正向影响关系。总结分析可知：个人冒险全部均会对奉献产生显著的正向影响关系。将非常规行为作为自变量，将奉献作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.767，意味着非常规行为可以解释奉献的76.7%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=1311.348，p=0.000<0.05)，也即说明非常规行为一定会对奉献产生影响关系，以及模型公式为：奉献=0.630+0.869*非常规行为。非常规行为的回归系数值为0.869(t=36.213，p=0.000<0.01)，意味着非常规行为会对奉献产生显著的正向影响关系。总结分析可知：非常规行为全部均会对奉献产生显著的正向影响关系。表5-SEQ表5-\*ARABIC20魅力型领导各维度与奉献的回归分析非标准化系数标准化系数tpVIFR

²调整R

²FB标准误Beta常数0.3360.09-3.7420.000**-0.8220.822F

(1,399)=1848.605,p=0.000愿景激励0.9320.0220.90742.9950.000**1常数0.2960.09-3.280.001**-0.8230.823F

(1,399)=1857.013,p=0.000环境感知0.9450.0220.90743.0930.000**1常数0.2620.095-2.7610.006**-0.8110.811F

(1,399)=1715.674,p=0.000关心下属0.9460.0230.90141.4210.000**1常数0.3640.091-3.9910.000**-0.8150.815F

(1,399)=1763.548,p=0.000个人冒险0.9290.0220.90341.9950.000**1常数0.630.098-6.3980.000**-0.7670.766F

(1,399)=1311.348,p=0.000非常规行为0.8690.0240.87636.2130.000**1魅力型领导与组织支持感的回归分析（1）在组织支持感的工作支持维度，以工作支持作为因变量，加入自变量魅力型领导各维度进行回归分析，建立模型M16、M17、M18、M19、M20。（见表5-21）将愿景激励作为自变量，将工作支持作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.885，意味着愿景激励可以解释工作支持的88.5%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=3068.387，p=0.000<0.05)，也即说明愿景激励一定会对工作支持产生影响关系，以及模型公式为：工作支持=0.323+0.912*愿景激励。愿景激励的回归系数值为0.912(t=55.393，p=0.000<0.01)，意味着愿景激励会对工作支持产生显著的正向影响关系。总结分析可知：愿景激励全部均会对工作支持产生显著的正向影响关系。将环境感知作为自变量，将工作支持作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.890，意味着环境感知可以解释工作支持的89.0%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=3217.059，p=0.000<0.05)，也即说明环境感知一定会对工作支持产生影响关系，以及模型公式为：工作支持=0.277+0.926*环境感知。环境感知的回归系数值为0.926(t=56.719，p=0.000<0.01)，意味着环境感知会对工作支持产生显著的正向影响关系。总结分析可知：环境感知全部均会对工作支持产生显著的正向影响关系。将关心下属作为自变量，将工作支持作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.880，意味着关心下属可以解释工作支持的88.0%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=2915.738，p=0.000<0.05)，也即说明关心下属一定会对工作支持产生影响关系，以及模型公式为：工作支持=0.237+0.929*关心下属。关心下属的回归系数值为0.929(t=53.998，p=0.000<0.01)，意味着关心下属会对工作支持产生显著的正向影响关系。总结分析可知：关心下属全部均会对工作支持产生显著的正向影响关系。将个人冒险作为自变量，将工作支持作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.870，意味着个人冒险可以解释工作支持的87.0%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=2677.265，p=0.000<0.05)，也即说明个人冒险一定会对工作支持产生影响关系，以及模型公式为：工作支持=0.365+0.905*个人冒险。个人冒险的回归系数值为0.905(t=51.742，p=0.000<0.01)，意味着个人冒险会对工作支持产生显著的正向影响关系。总结分析可知：个人冒险全部均会对工作支持产生显著的正向影响关系。将非常规行为作为自变量，将工作支持作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.840，意味着非常规行为可以解释工作支持的84.0%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=2088.229，p=0.000<0.05)，也即说明非常规行为一定会对工作支持产生影响关系，以及模型公式为：工作支持=0.582+0.858*非常规行为。非常规行为的回归系数值为0.858(t=45.697，p=0.000<0.01)，意味着非常规行为会对工作支持产生显著的正向影响关系。总结分析可知：非常规行为全部均会对工作支持产生显著的正向影响关系。表5-SEQ表5-\*ARABIC21魅力型领导各维度与工作支持的回归分析非标准化系数标准化系数tpVIFR

²调整R

²FB标准误Beta常数0.3230.068-4.7480.000**-0.8850.885F

(1,399)=3068.387,p=0.000愿景激励0.9120.0160.94155.3930.000**1常数0.2770.067-4.1110.000**-0.890.889F

(1,399)=3217.059,p=0.000环境感知0.9260.0160.94356.7190.000**1常数0.2370.071-3.3180.001**-0.880.879F

(1,399)=2915.738,p=0.000关心下属0.9290.0170.93853.9980.000**1常数0.3650.072-5.0710.000**-0.870.87F

(1,399)=2677.265,p=0.000个人冒险0.9050.0180.93351.7420.000**1常数0.5820.077-7.5560.000**-0.840.839F

(1,399)=2088.229,p=0.000非常规行为0.8580.0190.91645.6970.000**1（2）在组织支持感的价值认同维度，以价值认同作为因变量，加入自变量魅力型领导各维度进行回归分析，建立模型M21、M22、M23、M24、M25。（见表5-22）将愿景激励作为自变量，将价值认同作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.866，意味着愿景激励可以解释价值认同的86.6%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=2578.933，p=0.000<0.05)，也即说明愿景激励一定会对价值认同产生影响关系，以及模型公式为：价值认同=0.413+0.894*愿景激励。愿景激励的回归系数值为0.894(t=50.783，p=0.000<0.01)，意味着愿景激励会对价值认同产生显著的正向影响关系。总结分析可知：愿景激励全部均会对价值认同产生显著的正向影响关系。将环境感知作为自变量，将价值认同作为因变量进行线性回归分析，从上表可以看出，模型R方值为0.869，意味着环境感知可以解释价值认同的86.9%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=2642.802，p=0.000<0.05)，也即说明环境感知一定会对价值认同产生影响关系，以及模型公式为：价值认同=0.371+0.907*环境感知。环境感知的回归系数值为0.907(t=51.408，p=0.000<0.01)，意味着环境感知会对价值认同产生显著的正向影响关系。总结分析可知：环境感知全部均会对价值认同产生显著的正向影响关系。将关心下属作为自变量，将价值认同作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.870，意味着关心下属可以解释价值认同的87.0%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=2671.942，p=0.000<0.05)，也即说明关心下属一定会对价值认同产生影响关系，以及模型公式为：价值认同=0.308+0.916*关心下属。关心下属的回归系数值为0.916(t=51.691，p=0.000<0.01)，意味着关心下属会对价值认同产生显著的正向影响关系。总结分析可知：关心下属全部均会对价值认同产生显著的正向影响关系。将个人冒险作为自变量，将价值认同作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.846，意味着个人冒险可以解释价值认同的84.6%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=2190.091，p=0.000<0.05)，也即说明个人冒险一定会对价值认同产生影响关系，以及模型公式为：价值认同=0.466+0.885*个人冒险。个人冒险的回归系数值为0.885(t=46.798，p=0.000<0.01)，意味着个人冒险会对价值认同产生显著的正向影响关系。总结分析可知：个人冒险全部均会对价值认同产生显著的正向影响关系。将非常规行为作为自变量，将价值认同作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.818，意味着非常规行为可以解释价值认同的81.8%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=1796.179，p=0.000<0.05)，也即说明非常规行为一定会对价值认同产生影响关系，价值认同=0.673+0.839*非常规行为。非常规行为的回归系数值为0.839(t=42.381，p=0.000<0.01)，意味着非常规行为会对价值认同产生显著的正向影响关系。总结分析可知：非常规行为全部均会对价值认同产生显著的正向影响关系。表5-SEQ表5-\*ARABIC22魅力型领导各维度与价值认同的回归分析非标准化系数标准化系数tpVIFR

²调整R

²FB标准误Beta常数0.4130.073-5.6660.000**-0.8660.866F

(1,399)=2578.933,p=0.000愿景激励0.8940.0180.93150.7830.000**1常数0.3710.073-5.0970.000**-0.8690.868F

(1,399)=2642.802,p=0.000环境感知0.9070.0180.93251.4080.000**1常数0.3080.074-4.1960.000**-0.870.87F

(1,399)=2671.942,p=0.000关心下属0.9160.0180.93351.6910.000**1常数0.4660.078-5.9840.000**-0.8460.846F

(1,399)=2190.091,p=0.000个人冒险0.8850.0190.9246.7980.000**1常数0.6730.081-8.2840.000**-0.8180.818F

(1,399)=1796.179,p=0.000非常规行为0.8390.020.90542.3810.000**1（3）在组织支持感的利益关心维度，以利益关心作为因变量，加入自变量魅力型领导各维度进行回归分析，建立模型M26、M27、M28、M29、M30。（见表5-23）将愿景激励作为自变量，将利益关心作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.816，意味着愿景激励可以解释利益关心的81.6%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=1770.691，p=0.000<0.05)，也即说明愿景激励一定会对利益关心产生影响关系，以及模型公式为：利益关心=0.402+0.892*愿景激励。愿景激励的回归系数值为0.892(t=42.080，p=0.000<0.01)，意味着愿景激励会对利益关心产生显著的正向影响关系。总结分析可知：愿景激励全部均会对利益关心产生显著的正向影响关系。将环境感知作为自变量，将利益关心作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.816，意味着环境感知可以解释利益关心的81.6%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=1772.446，p=0.000<0.05)，也即说明环境感知一定会对利益关心产生影响关系，以及模型公式为：利益关心=0.366+0.903*环境感知。环境感知的回归系数值为0.903(t=42.100，p=0.000<0.01)，意味着环境感知会对利益关心产生显著的正向影响关系。总结分析可知：环境感知全部均会对利益关心产生显著的正向影响关系。将关心下属作为自变量，将利益关心作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.810，意味着关心下属可以解释利益关心的81.0%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=1700.914，p=0.000<0.05)，也即说明关心下属一定会对利益关心产生影响关系，以及模型公式为：利益关心=0.320+0.908*关心下属。关心下属的回归系数值为0.908(t=41.242，p=0.000<0.01)，意味着关心下属会对利益关心产生显著的正向影响关系。总结分析可知：关心下属全部均会对利益关心产生显著的正向影响关系。将个人冒险作为自变量，将利益关心作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.823，意味着个人冒险可以解释利益关心的82.3%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=1856.826，p=0.000<0.05)，也即说明个人冒险一定会对利益关心产生影响关系，以及模型公式为：利益关心=0.399+0.896*个人冒险。个人冒险的回归系数值为0.896(t=43.091，p=0.000<0.01)，意味着个人冒险会对利益关心产生显著的正向影响关系。

总结分析可知：个人冒险全部均会对利益关心产生显著的正向影响关系。将非常规行为作为自变量，将利益关心作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.817，意味着非常规行为可以解释利益关心的81.7%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=1778.104，p=0.000<0.05)，也即说明非常规行为一定会对利益关心产生影响关系，以及模型公式为：利益关心=0.566+0.861*非常规行为。非常规行为的回归系数值为0.861(t=42.168，p=0.000<0.01)，意味着非常规行为会对利益关心产生显著的正向影响关系。总结分析可知：非常规行为全部均会对利益关心产生显著的正向影响关系。表5-SEQ表5-\*ARABIC23魅力型领导各维度与利益关心的回归分析非标准化系数标准化系数tpVIFR

²调整R

²FB标准误Beta常数0.4020.088-4.5910.000**-0.8160.816F

(1,399)=1770.691,p=0.000愿景激励0.8920.0210.90342.080.000**1常数0.3660.088-4.1380.000**-0.8160.816F

(1,399)=1772.446,p=0.000环境感知0.9030.0210.90342.10.000**1常数0.320.091-3.510.000**-0.810.81F

(1,399)=1700.914,p=0.000关心下属0.9080.0220.941.2420.000**1常数0.3990.086-4.6580.000**-0.8230.823F

(1,399)=1856.826,p=0.000个人冒险0.8960.0210.90743.0910.000**1常数0.5660.084-6.7570.000**-0.8170.816F

(1,399)=1778.104,p=0.000非常规行为0.8610.020.90442.1680.000**1组织支持感与员工敬业度的回归分析（1）在员工敬业度的活力维度，以活力作为因变量，加入自变量组织支持感各维度进行回归分析，建立模型M31、M32、M33。（见表5-24）将工作支持作为自变量，将活力作为因变量进行线性回归分析，模型R方值为0.818，意味着工作支持可以解释活力的81.8%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=1795.156，p=0.000<0.05)，也即说明工作支持一定会对活力产生影响关系，以及模型公式为：活力=0.403+0.936*工作支持。工作支持的回归系数值为0.936(t=42.369，p=0.000<0.01)，