1、企業自我監控變量的回歸分析        通過以上進行的相關分析，我們對文中第三章所提出的假設1-5進行了驗證分析，同時又用方差分析的方法分析驗證了控制變量與員工自我監控間的關系。下面我們將通過回歸分析進一步驗證假設關系6-13。1、上司領導風格在自我監控對組織公民行為影響中的調節效應驗證特別指出的是，以下各表中都沒有出現支持型領導風格。因為在所收集的數據中，根據所設標準，我們只得到了一個人的上司領導風格為支持型，所以我們無法對其進行同類比較，這也是本文的一個不足之處。    

2、0;           表4-23  回歸模型的總體情況                    領導風格    類型          &

3、#160; 模型            R            R 方            調整    R 方      &#

4、160;     標準估計的誤差            更改統計量                    R 方更改         

5、60;  F 更改            df1            df2            Sig. F 更改        &#

6、160;           成就指導型            1            .049a            .00

7、2            -.036            .527            .002           

8、0;.061            1            26            .806            

9、;        指導型            1            .459a            .211   

10、0;        .167            .408            .211            4.800   

11、;         1            18            .042               

12、0;    參與型            1            .187a            .035       

13、60;    -.019            .515            .035            .650      

14、0;     1            18            .431                   

15、60; a. 預測變量：（常量），自我監控類型。表4-23的數據顯示，統計量未達到顯著性水平0.01，表明上司領導風格這一變量對自我監控與組織公民行為間關系的調節作用并不顯著。表4-24 上司領導風格在自我監控對組織公民行為作用過程中的影響的回歸分析                領導風格類型           &#

16、160;模型            非標準化系數            標準系數            t           &

17、#160;Sig.                    B            標準誤差            試用版   &

18、#160;                成就指導型            1            (常量)       

19、60;    2.295            .206                         11.131      

20、      .000                    自我監控類型            -.023         

21、60;  .092            -.049            -.248            .806        

22、60;           指導型            1            (常量)            1.667&#

23、160;           .218                         7.651            

24、;.000                    自我監控類型            .167            .076   

25、;         .459            2.191            .042              

26、0;     參與型            1            (常量)            1.679      

27、60;     .355                         4.723            .000     &#

28、160;              自我監控類型            .099            .122         

29、   .187            .806            .431                     a. 因變

30、量：組織公民行為程度。表4-24的數據顯示，各項的Sig.值均比較大，未達到顯著性水平，因此表明上司領導風格這一變量對自我監控與組織公民行為間關系的調節作用并不顯著。綜上，領導風格對自我監控與組織公民行為之間關系的調節作用并不明顯。2、領導風格在自我監控對組織政治行為影響中的調節效應驗證表4-25 回歸模型的總體情況                領導風格類型     

31、0;      模型            R            R 方            調整 R 方     

32、0;      標準估計的誤差            更改統計量                    R 方更改         

33、;   F 更改            df1            df2            Sig. F 更改       

34、0;            成就指導型            1            .101a            

35、;.010            -.028            .515            .010           

36、 .270            1            26            .608           &

37、#160;        指導型            1            .236a            .056   

38、         .003            .469            .056            1.065  &

39、#160;         1            18            .316               

40、     參與型            1            .102a            .010       

41、;     -.045            .819            .010            .189      

42、      1            18            .669                   

43、;   a. 預測變量：（常量），自我監控類型。表4-25是回歸模型的總體情況，因為未達到顯著性水平p<.001，所以表明上司領導風格這一變量對自我監控與組織政治行為間關系的調節作用并不顯著。表4-26 上司領導風格在自我監控對組織政治行為作用過程中的影響的回歸分析                領導風格類型        

44、0;   模型            非標準化系數            標準系數            t        

45、60;   Sig.                    B            標準誤差            試用版

46、60;                   成就指導型            1            (常量)     

47、;       2.556            .201                         12.700   &#

48、160;        .000                    自我監控類型            -.047       

49、;     .090            -.101            -.519            .608      

50、;              指導型            1            (常量)          

51、60; 2.535            .250                         10.121            .000                    自我監控類型            -.090        &