会员登录
会员注册2、描述性统计分析
表2提供了各个变量的均值、标准差和相关系数。由表2可见，谦卑型领导与建言效能感(r=0.432，p＜0.01)和员工抑制性建言(r=0.287，p＜0.01)显著正相关；建言效能感与员工抑制性建言显著正相关(r=0.486，p＜0.01)。因此，H1和H2得到了初步支持。
表2 变量的描述性统计分析结果
注：*p＜0.05，**p＜0.01，双尾检验。
3、主效应和中介效应分析
沿用Baron和Kenny[42]推荐的步骤检验建言效能感是否中介谦卑型领导与员工抑制性建言之间的关系，结果如表3所示。H1是检验谦卑型领导与员工抑制性建言之间的关系。从模型4可知，谦卑型领导对员工抑制性建言存在显著正向影响(β=0.266，p＜0.001)，H1得到进一步支持。
H2是检验建言效能感的中介效应。首先将建言效能感作为因变量，控制变量进入回归方程，构建模型1；在模型1的基础上，自变量进入回归方程，构建模型2来检验谦卑型领导与建言效能感之间的关系。从模型2可知，谦卑型领导对建言效能感存在显著正向影响(β=0.427，p＜0.001)。其次将员工抑制性建言作为因变量，控制变量和中介变量同时进入回归方程，构建模型5来检验建言效能感与员工抑制性建言之间的关系。从模型5可知，建言效能感对员工抑制性建言存在显著正向影响(β=0.475，p＜0.001)。最后将员工抑制性建言作为因变量，控制变量、领导-成员交换、谦卑型领导和建言效能感同时进入回归方程，构建模型6来检验建言效能感在谦卑型领导与员工抑制性建言之间的中介作用。从模型6可知，建言效能感对员工抑制性建言仍然存在显著正向影响(β=0.429，p＜0.001)，领导-成员交换对员工抑制性建言也有显著的正向作用(β=0.116，p＜0.05)，但是谦卑型领导对员工抑制性建言的正向影响却不显著(β=0.090，p＞0.05)。由此可以断定，建言效能感在谦卑型领导与员工抑制性建言之间起到了中介作用，H2得到支持。
参考MacKinnon等[43]的建议，采用非参数Bootstrap方法进一步检验谦卑型领导对员工抑制性建言的间接效应。我们使用Mplus软件进行统计分析，并将Bootstrap再抽样的次数设置为2000次。结果显示谦卑型领导经由建言效能感影响员工抑制性建言的间接效应为0.253，间接效应99%的置信区间(CI)为[0.141，0.395]，不包括零点。由此可以断定，谦卑型领导经由建言效能感影响员工抑制性建言的间接效应显著，H2得到进一步支持。
表3 回归分析结果
注：*p＜0.05，**p＜0.01，***p＜0.001。
4、调节效应分析
采用层级回归方法检验中庸思维是否调节谦卑型领导与员工抑制性建言之间的关系，结果如表3所示。将员工抑制性建言作为因变量，控制变量、自变量、调节变量以及自变量和调节变量的交互项进入回归方程，构建模型7来检验中庸思维对谦卑型领导与员工抑制性建言之间关系的调节效应。由模型7可见，谦卑型领导和中庸思维的交互项对员工抑制性建言存在显著负向影响(β=-0.176，p＜0.01)，表明中庸思维显著地调节谦卑型领导与员工抑制性建言之间的关系。
依照Aiken和West[44]的建议，本研究绘制了如图1所示的调节效应图。简单斜率检验结果显示：在低中庸思维条件下，谦卑型领导与员工抑制性建言之间的正向关联性更强(γ=0.422，t=7.026，p＜0.001)；在高中庸思维条件下，谦卑型领导与员工抑制性建言之间的正向关联性更弱(γ=0.070，t=1.056，p＞0.05)，H3得到支持。
图1 中庸思维对谦卑型领导与员工抑制性建言之间关系的调节效应
另外，根据Edwards和Lambert[45]的做法，本研究将中介效应和调节效应纳入同一框架进行总效应调节模型(total effect moderation model)分析。我们使用Mplus软件，采用Bootstrap方法来检验。本研究将Bootstrap再抽样的次数设置为2000次，分析结果如表4所示。当员工的中庸思维较低时，总效应的99%CI不包括0(b=0.313，99%CI=[0.094，0.475])，表明总效应显著；当员工的中庸思维较高时，总效应未达到显著水平(b=0.090，95%CI=[-0.058，0.208])。在中庸思维的不同水平下，总效应差值的95%CI不包括0(b=-0.224，95%CI=[-0.437，-0.031])，表明中庸思维会调节谦卑型领导对员工抑制性建言的总效应，即H3得到进一步的验证。
表4 总效应调节模型分析结果
注：a表示95%的置信区间(CI)，b表示99%的置信区间。*表示p＜0.05，**表示p＜0.01。