调节聚焦倾向与教师创新工作行为：自主性与控制性动机的中介作用术(3)
使用SPSS 16.0和AMOS 17.0统计软件对采集到的数据进行描述性统计、相关分析、信度分析、验证性因素分析和结构方程模型分析。2.4共同方法偏差检验
采用Harman单因素检验法检验共同方法偏差，探索性因素分析析出9个因子，共解释总方差60.14%的变异，其中第一个因子解释了总体方差23.01%的变异，远小于40%。同时，验证性因素分析结果表明单因子模型的各项拟合指标很差(X2=3312.27， X2/df=10.23， CFI=0.44，TLI=0.42，RMSEA=0.170， 90% C/=0.175-0.225， SRMR=0.170)。因此，变量问不存在严重的共同方法偏差。
3 结果
3.1 教师调节聚焦倾向、自主性与控制性动机及创新工作行为的描述统计
配对样本t检验表明.教师促进聚焦倾向显著高于防御聚焦倾向(t=13.53，p<0.01)，自主性动机水平显著高于控制性动机水平t=6.99，p<0.01)。平均数和标准差分析发现，教师自主性动机(M=3.17)和创新工作行为均值(M=3.45)高于理论平均值3。皮尔逊积差相关统计表明，促进聚焦与自主性动机(r=0.34，p<0.01)、创新工作行为(r=0.30，p<0.01)相关显著，但与控制性动机负相关不显著(r=-0.12，p>0.05)；防御聚焦与控制性动机正相关显著(r=0.41，p<0.01)，与创新丁作行为负相关显著(r=-0.27，p<0.01)，但与自主性动机负相关不显著(r=-0.11，p>0.05)。此外，控制性动机与创新工作行为负相关显著(r=-0.36，p<0.01)，自主性动机与创新丁作行为正相关显著(r=0.38，p<0.01)，具体结果见表1。因此，研究假设1和2得以验证，假设3得到部分验证，这为后续探索自主性与控制性动机在调节聚焦倾向对创新工作行为影响过程中的中介作用提供了必要前提，3.2 教师自主性与控制性动机在调节聚焦倾向对创新工作行为影响中的中介作用检验
采用结构方程建模法检验教师自主性与控制性动机在调节聚焦倾向对创新工作行为影响中的中介作用。根据Anderson和Gerbing (1988)的两阶段分析法.在进行结构模型分析之前.首先要求首先检验测量模型的拟合度。本研究所涉及的五个潜变量是促进聚焦、防御聚焦、自主性动机、控制性动机和创新工作行为，分别对应的观测变量为：按照项目打包处理(item parcelin，g)将促进聚焦的前三项、中间三项和后三项打包所形成的促进聚焦1、促进聚焦2和促进聚焦3：将防御聚焦的前三项、中间三项和后三项打包所形成的防御聚焦1、防御聚焦2和防御聚焦3：将认同调节和内部动机各自的第一项、第二项、第三项、第四项相加打包形成的自主动机l、自主动机2、自主动机3和自主动机4：将外在调节和内摄调节各自的第一项、第二项、第三项、第四项相加打包形成的控制动机1、控制动机2、控制动机3和控制动机4(Gaudreau & Antl， 2008； Jowett， Hill， Hall， & Curran，2013)；创新工作行为的三个维度创新意愿、创新活动和创新行为。验证性因素分析结果显示，测量模型拟合良好(X2=208.57，X2/df=2.17，CFI=0.93，TLI=0.91，RMSEA =0.077，90% Cl=0.063 -0.092，SRMR=0.064)。
其次，进行结构模型分析。根据温忠麟，张雷，侯杰泰和刘红云(2004)所建议的中介效应检验程序，本研究分别构建两个结构模型：(a)不包括中介变量(自主性动机、控制性动机)的直接效应模型与(b)包含中介变量的中介效应模型。如果预测变量(促进聚焦、防御聚焦)到结果变量(教师创新工作行为)的路径系数在直接效应模型和中介效应模型中均显著，但在中介效应模型中有所降低，则中介变量起部分中介作用：如果预测变量到结果变量的路径系数在直接效应模型中显著.而在中介效应模型中不显著.则中介变量起完全中介作用。统计结果表明，促进聚焦和防御聚焦对教师创新工作行为影响的直接效应模型拟合良好(X2=51.44， X2/df=2.82， CFI=0.92， TLI=0.90， RM-SEA=0.079，90% CI=0.065 -0.093， SRMR=0.071).促进聚焦一创新工作行为(β=0.34，t=3.82，p<0.001)及防御聚焦一创新工作行为的标准化路径(β=-0.33，t=-3.43，p<0.001)系数均显著。将自主性和控制性动机作为中介变量纳入上述模型构建中介效应模型，统计结果表明，中介效应模型拟合良好(X2=208.57，X2/df=2.17， CFI=0.93，TLI=0.91，RMSEA=0.077， 90% CI=0.063 -0.092， SRMR=0.064)。具体标准化路径系数见图1。由于促进聚焦一创新工作行为的路径系数在直接效应模型(β =0.34，t=3.82，p<0.001)和中介效应效应模型(β=0.21.t=2.47，p=0.014)中均显著，但在中介效应模型中路径系数值有所降低，因此，自主性动机在二者间起部分中介作用。同时，由于防御聚焦一创新工作行为的路径系数在直接效应模型中显著(β=-0.33，t=-3.43，p<0.001)，但在中介效应模型中不显著(3=-0.13，t=-1.43，p=0.154)，因此，控制性动机在二者间起完全中介作用。
运用Sobel Z检验法分别检验自主性动机和控制性动机在促进聚焦、防御聚焦对教师创新工作行为的影响过程中所起中介作用的显著性(Sobel，1986)。结果分别分别为Sobel 2=2.69，SE=0.06，p<0.01 和Sobel 2=2.72，SE=0.15，p<0.01。因此，自主性动机在促进聚焦与创新.工作行为的关系中部分中介作用显著：控制性动机在防御聚焦与创新工作行为的关系中完全中介作用显著，研究假设H4部分得到验证。 (李明军 高洁 王振宏 游旭群)
采用Harman单因素检验法检验共同方法偏差，探索性因素分析析出9个因子，共解释总方差60.14%的变异，其中第一个因子解释了总体方差23.01%的变异，远小于40%。同时，验证性因素分析结果表明单因子模型的各项拟合指标很差(X2=3312.27， X2/df=10.23， CFI=0.44，TLI=0.42，RMSEA=0.170， 90% C/=0.175-0.225， SRMR=0.170)。因此，变量问不存在严重的共同方法偏差。
3 结果
3.1 教师调节聚焦倾向、自主性与控制性动机及创新工作行为的描述统计
配对样本t检验表明.教师促进聚焦倾向显著高于防御聚焦倾向(t=13.53，p<0.01)，自主性动机水平显著高于控制性动机水平t=6.99，p<0.01)。平均数和标准差分析发现，教师自主性动机(M=3.17)和创新工作行为均值(M=3.45)高于理论平均值3。皮尔逊积差相关统计表明，促进聚焦与自主性动机(r=0.34，p<0.01)、创新工作行为(r=0.30，p<0.01)相关显著，但与控制性动机负相关不显著(r=-0.12，p>0.05)；防御聚焦与控制性动机正相关显著(r=0.41，p<0.01)，与创新丁作行为负相关显著(r=-0.27，p<0.01)，但与自主性动机负相关不显著(r=-0.11，p>0.05)。此外，控制性动机与创新工作行为负相关显著(r=-0.36，p<0.01)，自主性动机与创新丁作行为正相关显著(r=0.38，p<0.01)，具体结果见表1。因此，研究假设1和2得以验证，假设3得到部分验证，这为后续探索自主性与控制性动机在调节聚焦倾向对创新工作行为影响过程中的中介作用提供了必要前提，3.2 教师自主性与控制性动机在调节聚焦倾向对创新工作行为影响中的中介作用检验
采用结构方程建模法检验教师自主性与控制性动机在调节聚焦倾向对创新工作行为影响中的中介作用。根据Anderson和Gerbing (1988)的两阶段分析法.在进行结构模型分析之前.首先要求首先检验测量模型的拟合度。本研究所涉及的五个潜变量是促进聚焦、防御聚焦、自主性动机、控制性动机和创新工作行为，分别对应的观测变量为：按照项目打包处理(item parcelin，g)将促进聚焦的前三项、中间三项和后三项打包所形成的促进聚焦1、促进聚焦2和促进聚焦3：将防御聚焦的前三项、中间三项和后三项打包所形成的防御聚焦1、防御聚焦2和防御聚焦3：将认同调节和内部动机各自的第一项、第二项、第三项、第四项相加打包形成的自主动机l、自主动机2、自主动机3和自主动机4：将外在调节和内摄调节各自的第一项、第二项、第三项、第四项相加打包形成的控制动机1、控制动机2、控制动机3和控制动机4(Gaudreau & Antl， 2008； Jowett， Hill， Hall， & Curran，2013)；创新工作行为的三个维度创新意愿、创新活动和创新行为。验证性因素分析结果显示，测量模型拟合良好(X2=208.57，X2/df=2.17，CFI=0.93，TLI=0.91，RMSEA =0.077，90% Cl=0.063 -0.092，SRMR=0.064)。
其次，进行结构模型分析。根据温忠麟，张雷，侯杰泰和刘红云(2004)所建议的中介效应检验程序，本研究分别构建两个结构模型：(a)不包括中介变量(自主性动机、控制性动机)的直接效应模型与(b)包含中介变量的中介效应模型。如果预测变量(促进聚焦、防御聚焦)到结果变量(教师创新工作行为)的路径系数在直接效应模型和中介效应模型中均显著，但在中介效应模型中有所降低，则中介变量起部分中介作用：如果预测变量到结果变量的路径系数在直接效应模型中显著.而在中介效应模型中不显著.则中介变量起完全中介作用。统计结果表明，促进聚焦和防御聚焦对教师创新工作行为影响的直接效应模型拟合良好(X2=51.44， X2/df=2.82， CFI=0.92， TLI=0.90， RM-SEA=0.079，90% CI=0.065 -0.093， SRMR=0.071).促进聚焦一创新工作行为(β=0.34，t=3.82，p<0.001)及防御聚焦一创新工作行为的标准化路径(β=-0.33，t=-3.43，p<0.001)系数均显著。将自主性和控制性动机作为中介变量纳入上述模型构建中介效应模型，统计结果表明，中介效应模型拟合良好(X2=208.57，X2/df=2.17， CFI=0.93，TLI=0.91，RMSEA=0.077， 90% CI=0.063 -0.092， SRMR=0.064)。具体标准化路径系数见图1。由于促进聚焦一创新工作行为的路径系数在直接效应模型(β =0.34，t=3.82，p<0.001)和中介效应效应模型(β=0.21.t=2.47，p=0.014)中均显著，但在中介效应模型中路径系数值有所降低，因此，自主性动机在二者间起部分中介作用。同时，由于防御聚焦一创新工作行为的路径系数在直接效应模型中显著(β=-0.33，t=-3.43，p<0.001)，但在中介效应模型中不显著(3=-0.13，t=-1.43，p=0.154)，因此，控制性动机在二者间起完全中介作用。
运用Sobel Z检验法分别检验自主性动机和控制性动机在促进聚焦、防御聚焦对教师创新工作行为的影响过程中所起中介作用的显著性(Sobel，1986)。结果分别分别为Sobel 2=2.69，SE=0.06，p<0.01 和Sobel 2=2.72，SE=0.15，p<0.01。因此，自主性动机在促进聚焦与创新.工作行为的关系中部分中介作用显著：控制性动机在防御聚焦与创新工作行为的关系中完全中介作用显著，研究假设H4部分得到验证。 (李明军 高洁 王振宏 游旭群)