赵琛徽梁燕中南财经政法大学工作不安全感影响员工绩效与留任的纵向研究——以控制点为调节作用.docx

工作不安全影响员工绩效与留任的纵向分析
——以控制点为调节变量
赵琛徽 梁燕
（中南财经政法大学工商管理学院）
摘要：现代企业中知识与人才的激烈竞争使员工越来越体验到对工作持续性和未来职业发展的不安全感，而现有的横向研究无法有效解释工作不安全感的阶段持续性变化及其影响效应。本文通过对156名企业员工共312份问卷的纵向分析，发现在员工的适应阶段，工作不安全感对员工任务绩效的积极影响逐渐显著，而对留任意愿一直保持着显著消极影响；而控制点在工作不安全感与员工绩效的影响机制中的调节作用逐渐显著，在工作不安全感与留任意愿的影响机制中保持显著调节作用。
关键词：工作不安全感；控制点；员工绩效；留任意愿
Longitudinal analysis of the impact of job insecurity on employee performance and their intention to remain in office------control points as the Moderator
Abstract: The Intense competition of knowledge and talent in Modern enterprise makes employees feel more insecurity about work continuity and future career development. However, the existing cross-sectional study can’t effectively explain the Changes in the continuous phase and its impact effects. Through longitudinal analysis of 156 employees of 312 questionnaires in their adaptation phase, we find job insecurity positive impact on staff task performance gradually significantly, while the intention to stay has maintained a significant negative impact; while the control point regulatory role in the mechanism of job insecurity and employee performance become gradually significant, and it’s regulatory role in the mechanism of job insecurity and intention to stay maintain a significant impact
Keywords: job insecurity; control points; employee performance; intention to stay
2013年人才流动报告指出近4成人在12个月左右更换工作，90后离职率高达43%，而离职原因主要源于晋升机会和薪酬的不安全感，同样国外也在金融危机后面临着工作不安全感和失业滋长的问题参 考 文 献

[1] 邓肯.盖里.消除“工作不安全感”[N]. 人民日报，2013
1]，这一国内外的普遍现象表明，工作不安全感正成为各国政府和企业需要高度重视的问题之一。工作不安全感会严重影响个体的心理与行为[2] 冯冬冬等.工作不安全感与幸福感、绩效的关系：自我效能感的作用[J].心理学报,2008.40(4):448-455
2]，降低组织效率[3] GREENHALGH L, ROSENBLATT Z. Job insecurity: Toward conceptual clarity [J]. Academy of Management review, 1984, 9(3): 438-448.
3]，由此工作不安全感的影响因素及其作用机理成为学术界研究的焦点之一。
国外早期研究主要围绕工作不安全感的内容、产生原因、结果及其测量[4] ASHFORD S J, LEE C, BOBKO P. Content, cause, and consequences of job insecurity: A theory-based measure and substantive test [J]. Academy of Management journal, 1989, 32(4): 803-829.
3] [4]，研究结果普遍表明工作不安全感增加了员工的离职倾向，对于员工绩效的影响作用则存在较大差异[4][5] SVERKE M, HELLGREN J, NASWALL K. No security: a meta-analysis and review of job insecurity and its consequences [J]. Journal of occupational health psychology, 2002, 7(3): 242.
5]，而现代研究更为关注缓解工作不安全感的中介与调节变量[6] NASWALL K，SVERKE M，HELLGREN J．The moderating role of personality characteristics on the relationship between job insecurity and strain．Work& stress, 2005, 1 9(1): 37~49
6] [7]，认为个体差异、社会支持均为重要的调节变量[7] 胡三嫚.工作不安全感的研究现状与展望[J].心理科学进展,2007,15(6)
7]。但工作不安全感是一个具有长期影响效应的变量，而目前众多学者所进行的多为横向研究[7]，只能探测变量之间的关系，却无法对各个变量之间的因果性及其在一段时间内的发展趋势、影响效应进行较好的解释。对于员工来说，从实习到正式入职工作半年的适应阶段是其心理与行为的高波动时期[8] FANG R, DUFFY M K, SHAW J D. The organizational socialization process: Review and development of a social capital model [J]. Journal of Management, 2011, 37(1): 127-152.
8]，因此本文运用纵向研究，选取控制点这一个体差异中影响员工心理与行为的重要因素作为调节变量，探究工作不安全感在员工适应阶段的变化过程和影响效应，弥补国内工作不安全感研究的不足。
1 相关文献回顾与假设提出
1.1 工作不安全感与员工绩效的关系
学者对工作不安全感与员工绩效之间关系的研究，存在诸多争议。SVERKE等[5]的研究表明员工的工作不安全感与其绩效之间无显著相关关系，并认为工作绩效的评定方法以及研究的情景等可能是导致这种关系的原因。WONG等[9] WONG Y T, WONG C S, NGO H Y, et al. Different responses to job insecurity of Chinese workers in joint ventures and state-owned enterprises[J]. Human Relations, 2005, 58(11): 1391-1418.
9]在中国情景下，发现工作不安全感与员工绩效之间的关系取决于企业性质以及员工的信任感。国有企业的显著交易性会使得工作不安全感对于员工绩效具有积极影响。
胡三嫚等[10] 胡三嫚，佐斌. 工作不安全感及其对工作压力感、工作满意感和绩效的影响[J]. 中国临床心理学杂志, 2007, 15(2):142-145
的研究表明数量性工作不安全感可以显著预测任务绩效的消极影响，质量性工作不安全感则可以显著预测任务绩效和周边绩效的消极影响。冯冬冬等[2]在对工作不安全感与员工幸福感和工作绩效的关系进行实证研究时，发现员工的工作不安全感对其绩效具有显著地消极影响，而自我效能感在其中起到了重要的调节作用。
而STAUFENBIEL等[11] STAUFENBIEL T, KONIG C J. A model for the effects of job insecurity on performance, turnover intention, and absenteeism [J]. Journal of Occupational and Organizational Psychology, 2010, 83(1): 101-117.
1]在通过建立模型对工作不安全感与员工绩效、离职倾向以及旷工之间关系的研究中，发现工作不安全感与员工绩效之间不是简单的正相关或负相关，而是一个障碍和挑战的综合压力源。如果高绩效可以保障持续就业，那么适度的工作不安全感就会促进员工提高绩效，但整体而言，工作不安全感的消极作用大于积极作用。
根据以上研究，本文主要参考胡三嫚以及STAUFENBIEL等的观点，认为工作不安全感对员工绩效具有显著的消极影响，但适度的工作不安全感也会在一定程度上激励员工提高绩效。因此，本文建立假设1。
假设1a：工作不安全对员工绩效具有显著地消极影响，适度的工作不安全感会提高员工绩效。
1.2 工作不安全感与员工留任意愿的关系
关于工作不安全感员工对留任意愿的影响，学术界普遍认为工作不安全感会增强员工的离职倾向，降低员工的留任意愿。
ASHFORD等[4]在其研究中指出，工作不安全感会增加员工的离职倾向，减少工作投入和满意度。而SVERKE等[5]在2002年的研究也表明工作不安全感对员工的离职倾向具有显著的加强作用。HELLGREN等[12] HELLGREN J, SVERKE M, ISAKSSON K. A two-dimensional approach to job insecurity: Consequences for employee attitudes and well-being [J]. European Journal of Work and Organizational Psychology, 1999, 8(2): 179-195.
2]运用定量和定性两维的工作不安全感量表对瑞典一家正处于规模缩减中的组织的375个员工进行纵向研究，结果表明在控制了积极和消极的情感因素后，工作不安全感与离职倾向正相关。胡三嫚等[10]指出质量性工作不安全感对员工的离职意愿具有显著的正向预测能力，数量性工作不安全感对离职意愿的预测作用不显著。
以上一系列研究表明，与离职倾向相对的留任意愿跟工作不安全感成一定的负相关关系。因此，本文建立假设：
假设1b：工作不安全对员工留任意愿具有显著地消极影响。
1.3 控制点与工作不安全感及其结果变量之间的关系
控制点这一概念主要源于1954年由朱利安.罗特所提出的个体归因倾向理论，该理论根据个体归因的差异将人分为内控型与外控型两类，内控型主要指的是将个体的成功与失败归因于自身的努力程度，而外控型指的是将个体的成功与失败归因于外部不可控条件，倾向于放弃努力。个体所拥有的不同控制点会影响他们的期望、动机和行为，从而对其工作结果产生影响。
GREENHALGH等[3]在其首次提出的工作不安全感的组织模型中，提出倾向于外控、保守、看重工作以及内在归因的个体对工作不安全感的感知较为容易，且个体的差异变量对工作不安全感的消极影响及其后果具有调节作用。ASHFORD等[4]在对工作不安全感的内容、原因及后果的研究中，发现包括控制点在内的个体差异是影响员工不安全感的重要因素，并且会影响员工的工作投入以及满意度等等。NASWALL[6]等在研究人格特征对工作不安全感和压力之间的作用时，通过对消极情感、积极情感以及外控这三个人格特征与工作不安全感结果之间的研究发现，这三个人格特征对工作不安全感与其结果变量之间具有调节作用。JUDGE等[13] JUDGET A, BONO J E. Relationship of core self-evaluations traits—self-esteem, generalized self-efficacy, locus of control, and emotional stability—with job satisfaction and job performance: A meta-analysis [J]. Journal of applied Psychology, 2001, 86(1): 80.
3]在对控制点与员工绩效与满意的研究中发现，内控观可以解释员工绩效的22%。也就是说内控观有助于提高员工的绩效。SPECTOR等[14] SPECTOR P E, MICHAELS C E. Personality and employee withdrawal: Effects of locus of control on turnover [J]. Psychological Reports, 1986, 59(1): 63-66.
4]在其对控制点与离职倾向的研究中发现，外控的人在面对工作中的不满意时更倾向于离职。
目前，关于控制点对工作不安全感及其结果变量之间的作用，国内外的相关研究较少，本文结合个体归因倾向理论以及相关研究成果提出以下假设：
假设2a：员工控制点对员工绩效具有显著解释能力；
假设2b：员工控制点对员工留任意愿具有显著解释能力；
假设2c：员工控制点对自身工作不安全感的感知具有显著解释能力；
假设3a：员工控制点对工作不安全与员工绩效之间具有调节作用；
假设3b：员工控制点对工作不安全与员工留任意愿之间具有调节作用。
2 建立模型与研究方法
2.1 研究模型
在查阅总结以往研究的基础上，本文选取员工的控制点这一个性差异因素作为调节变量，建立工作不安全感影响员工绩效与留任的作用机制的基本研究模型，如图1所示，并在此模型的基础上找出研究变量并进行分析。

图1 工作不安全感的影响机制模型
2.2 样本和数据的采集
本文主要采用纵向的调研方式，因此问卷调查主要分为两个阶段。相关研究表明，国外一般将员工入职后的4-6个月作为适应期调查点[15] CABLE D M, JUDGE T A. Interviewers' perceptions of person–organization fit and organizational selection decisions [J]. Journal of Applied psychology, 1997, 82(4): 546.
5]，10-12个月作为蜕变期调查点[8]。因此，本文以6个月为间隔进行纵向调查，第一次问卷调查的时间为2013年5-6月，调查对象正处于实习期，第二次问卷调查的时间为2013年11-12月，调查对象已入职并工作半年。首次问卷调查中的调查对象为湖北、山东近10所高校的大四或研三毕业生，工作岗位分布在山东、武汉、广东、浙江等地近10家不同类型企业。调研期间，共回收问卷205份，将空白过多、反应倾向过于明显的问卷剔除，最后得到有效问卷161份，问卷有效回收率为78.5％。而第二阶段调研期间，调研对象与首次调研阶段的对象为同一批被试，共回收有效问卷156份，回收率为76.1%。因此，本文中的纵向分析采用了两个阶段各156份，共312份问卷。
2.3 问卷设计与量表开发
本研究问卷主要分为四个部分：第一部分是员工的基本信息调查；第二部分是员工控制点的测度；第三部分是员工工作不安全感的测度；第四部分是工作绩效的测度；第五部分是留任意愿的测度。
对工作不安全的测量，本文主要参考胡三嫚和李中斌[16] 胡三嫚. 企业员工工作不安全感与组织承诺的关系研究——以心理契约破坏感为中介变量.经济管理.2012(8)
6]的《工作不安全感测量问卷》，认为工作不安全感包括工作丧失、人际关系、工作执行、过度竞争和薪酬晋升五个维度，问题分值设置中均采用李科特5点量表，从1到5分别代表员工对工作不安全感的感知度由低到高的过渡。经过检验，量表信度系数为0.813，通过信度检验。
而对控制点的测量，本文借鉴了JUDGE等[17] JUDGE T A, LOCKE E A, DURHAM C C, et al. Dispositional effects on job and life satisfaction: the role of core evaluations [J]. Journal of applied psychology, 1998, 83(1): 17.
7]的员工控制点量表，后经中国学者修订，信度与效度较高。该量表采用李科特5点量表，从 1 到5分别代表非常不赞同到非常赞同。低评分代表外控性强，高评分代表内控性强。经过检验，量表信度系数为0.852，通过信度检验。
对于工作绩效的测量，本文借鉴VAN SCOTTER等[18] VAN SCOTTER J R, MOTOWIDLO S J. Interpersonal facilitation and job dedication as separate facets of contextual performance [J]. Journal of applied psychology, 1996, 81(5): 525.
8]的研究，将员工绩效划分为任务绩效、人际促进和工作奉献三个维度，在实证研究中具有高效度。问题分值设置中均采用李科特 5 点量表，从 1 到 5 分别代表员工工作绩效由低到高的过渡，经过检验，量表信度系数为0.828，通过信度检验。
对员工留任意愿的测量，本文借鉴了ARYEE等[19] ARYEE S, BUDHWAR P S, CHEN Z X. Trust as a mediator of the relationship between organizational justice and work outcomes: Test of a social exchange model[J]. Journal of organizational Behavior, 2002, 23(3): 267-285.
所采用的CAMMANN等的量表[20] 沈伊默, 袁登华. 心理契约破坏感对员工工作态度和行为的影响[J]. 心理学报, 2007, 39(1): 155-162.
作者简介：
赵琛徽（1970~），男，湖北孝感人。中南财经政法大学（武汉市 430073）工商管理学院教授、博士生导师，研究方向为组织行为与人力资源管理研究方向等。
梁燕（1990~），女，山东潍坊人。中南财经政法大学（武汉市 430073）工商管理学院硕士研究生。
。该量表采用李克特5级量表，选项从1代表“非常不同意”，过渡到5代表“非常同意”。分数越高，留任意愿就越小，分析中采用反向计分。经过检验，量表信度系数为0.728，通过信度检验。
此外，本文在信度分析的基础上，运用Amos17.0对模型进行结构效度和区分效度分析，各路径载荷系数除均在0.5以上且模型拟合度良好，通过结构效度检验；四因素模型各项拟合指数最优，说明四因素较其他因素模型区分度更高，说明在四因素模型中问卷区分效度最好，通过区分效度检验。而在内容效度上，本研究所用研究工具主要来自国内外比较成熟的量表，这些量表的效度在众多实证研究得到了很好的证明。
3 纵向研究分析
3.1 调节效应模型与数据分析
为研究作为调节变量的控制点对员工知觉到工作不安全感后员工承诺包括员工绩效与留任的改变，本文运用SPSS19.0对数据进行调节效应分析。其中，调节变量是控制点；自变量工作不安全感由薪酬晋升、过度竞争、工作执行、人际关系和工作丧失五个维度进行测量；因变量是员工绩效和留任意愿，其中，员工绩效由任务绩效、人际促进和工作奉献三个维度进行测量。
根据已有研究，建立控制点对工作不安全感影响员工绩效与留任意愿的调节效应模型如下：
X：工作不安全感
Y1：员工绩效
Y1：留任意愿
MO：控制点
Xa：工作丧失
Xb：人际关系
Xc：工作执行
Xd：过度竞争
Xe：薪酬晋升
Y1a：任务绩效
Y1b:人际促进
Y1c:工作奉献

图2 控制点对工作不安全感影响员工绩效与留任意愿的调节效应模型
（1）描述性统计分析
经过问卷的整理分析，主要研究结果如下：
表1 控制点与工作不安全感描述性统计表

均值
方差
第一阶段
第二阶段
第一阶段
第二阶段
控制点
3.57
3.20
0.51
0.86
工作丧失
2.39
2.34
.068
0.96
人际关系
2.86
2.79
.014
1.05
工作执行
2.96
2.92
.037
0.90
过度竞争
2.77
2.75
.100
0.98
薪酬晋升
2.74
3.03
.033
0.85
工作不安全感
2.74
2.77
.001
0.60

参与纵向调查的156名企业员工的控制点与工作不安全感及其各维度得分的平均数和方差见表1。员工控制点与工作不安全感均采用五点计分，因此各维度值的中值为3。员工控制点在第一阶段均值为3.57，第二阶段均值为3.20，说明员工整体上控制点处于中等水平，在正式入职后控制点较实习期而言更加偏外控。
工作不安全感总分及各维度得分基本处于2到3分之间，这说明员工工作不安全感处于中偏低的水平，而整体上第二阶段的不安全感较第一阶段有所上升。实习期员工主要以工作执行和人际关系不安全感为主，而工作半年之后，员工的不安全感变为以薪酬晋升和工作执行为主，工作丧失不安全感在两个阶段均较低。
（2）相关分析
为了验证假设1、假设2，本文对控制点、工作不安全感及其各维度、员工绩效及其各维度以及留任意愿之间进行相关分析，结果如表2所示（一表示第一阶段实习期，二表示第二阶段入职半年后）：
表2 Pearson相关分析表

阶段
控制点
工作丧失
人际关系
工作执行
过度竞争
薪酬晋升
工作不安全感
任务绩效
人际促进
工作奉献
员工绩效
工作丧失
一
.114

二
.115
人际关系
一
-.050
.584**

二
.070
.669**
工作执行
一
-.012
.397**
.619**

二
.101
.470**
.669**
过度竞争
一
.091
.513**
.560**
.485**

二
.102
.524**
.623**
.516**
薪酬晋升
一
-.039
.380**
.529**
.684**
.487**

二
.033
.433**
.563**
.683**
.529**
工作不安全感
一
.026
.730**
.841**
.808**
.775**
.779**

二
.105
.770**
.876**
.820**
.792**
.785**
任务绩效
一
.304**
-.082
.024
.139†
-.085
.072
.017

二
.413**
.023
.122
.250**
.015
.175*
.142†
人际促进
一
.206*
-.161*
-.021
.182*
-.075
.098
.005
.670**

二
.284**
-.052
.067
.229**
-.044
.182*
.090
.670**
工作奉献
一
.294**
-.121
.010
.110
-.039
.007
-.008
.667**
.715**

二
.358**
-.018
.087
.202*
.042
.087
.097
.665**
.743**
员工绩效
一
.301**
-.136†
.005
.163*
-.076
.069
.006
.886**
.896**
.883**

二
.394**
-.017
.104
.256**
-.003
.169*
.124
.878**
.904**
.892**
留任意愿
一
.132†
-.042
-.216**
-.332**
-.095
-.206**
-.227**
-.334**
-.507**
-.400**
-.465**
二
-.030
-.155†
-.254**
-.399**
-.156†
-.260**
-.300**
-.296**
-.480**
-.373**
-.430**
**. 在 .01 水平上显著相关；*. 在 0.05 水平上显著相关；†. 在0.1水平上上显著相关。
由相关分析可知，在第一阶段的实习期，人际关系、过度竞争以及薪酬晋升三个方面的不安全感对绩效三个子维度的相关性均未通过显著检验，工作丧失不安全感对人际促进具有显著地负向影响（t=-0.161，p<0.05），工作执行不安全感对任务绩效（t=0.139，p<0.1）和人际促进（t=0.182，p<0.05）均具有显著的正向影响，而工作丧失、工作执行对员工绩效均具有显著地正相关关系。整体上，工作不安全感对员工绩效各维度均未通过显著性检验。
而在第二阶段，员工正式入职半年之后，工作执行与薪酬晋升不安全感对员工绩效的影响显著增加，两者对员工绩效均具有显著的正向影响（t=0.256，p<0.01；t=0.169，p<0.05），而工作丧失、人际关系以及过度竞争对员工绩效及其各维度的相关性均未通过显著性检验。而整体上工作不安全感虽然对员工绩效不具有显著影响，但其对任务绩效具有显著地正向影响（t=0.142，p<0.1）。换言之，实习阶段工作不安全感对员工绩效没有显著影响，员工在经过适应期后，工作执行与薪酬晋升方面的不安全感对员工绩效的影响增加，并且在这一阶段工作不安全感主要影响任务绩效。因此，假设1a部分成立。此外，第一阶段与第二阶段，工作不安全感五个子维度与留任意愿均显著相关，根据量表设置可知，工作不安全感对员工留任意愿具有显著地消极影响。假设1b成立。
员工的控制点与员工绩效及其三个维度在两个阶段中均具有显著的正相关关系，由于控制点反向计分，因此偏内控型的员工绩效较高，假设2a成立。员工控制点与留任意愿在第一阶段显著负相关（t=-0.132，p<0.1），但在第二阶段两者无显著相关关系，假设2b不完全成立。而员工控制点与工作不安全感在两个阶段均无显著地相关关系，假设2c不成立。
（3）调节效应分析
为了检验假设3，本研究采用逐级回归方法来进行验证，回归分析成果如表3和表4：
表3 第一阶段员工控制点对各变量的层级回归分析结果
因变量
自变量
员工绩效

留任意愿

M1
M2
M3
M4
M5
M6
M7
M8
第一：控制变量

1.性别
-.092
-.088
-.065
-.060
.092
.084
.085
.069
2.年龄
-.056
-.050
-.063
-.072
.001
-.011
-.011
.018
3.教育程度
-.161†
-.167†
-.151
-.160*
.023
.036
.037
.065
4.工龄
.193
.209
.160
.169
.233†
.201
.199
.169
5.职位
.095
.098
.032
.030
.249**
.244**
.240**
.245**
6.单位类型
.048
.044
.020
.026
-.084
-.074
-.076
-.096
7.单位规模
.033
.049
.037
.053
.099
.068
.068
.017
8.工作性质
.044
.035
-.008
.046
.028
.047
.044
-.127
第二：解释变量

9.工作不安全感

.078
.056
.114

-.155†
-.156†
-.344**
调节变量

10.控制点

.224*
.245*

.012
-.053
第三：调节变量*解释变量

11.控制点*工作不安全感

-.107

.344**
F
2.115
1.974
2.444
2.275
2.645
2.786
2.492
2.987
P
0.038
0.046
0.010
0.014
0.010
0.005
0.009
0.001
R^2
0.103
0.108
0.144
0.148
0.126
0.147
0.147
0.186
▽R^2
0.103
0.005
0.036
0.004
0.126
0.021
0.001
0.039
VIF
1.660
1.603
1.562
5.970
1.660
1.603
1.562
5.970
D-W
2.146
2177
1.977
2.120
2.192
2.184
2.056
2.127
**. 在 .01 水平上显著相关；*. 在 0.05 水平上显著相关；†. 在0.1水平上上显著相关
表4 第二阶段层级回归分析表
因变量
自变量
员工绩效

留任意愿

M1
M2
M3
M4
M5
M6
M7
M8
第一：控制变量

1.性别
-.066
-.072
-.056
-.056
-.153†
.161*
.160*
.159*
2.年龄
-.090
-.080
-.062
-.083
-.027
.013
.011
.056
3.教育程度
.037
.056
.050
.058
.030
-.059
-.058
-.073
4.工龄
.310*
.336*
.234†
.254†
-.152
.115
.122
.081
5.职位
.108
.121
.035
.040
-.253**
.234**
.241**
.231**
6.单位类型
.097
.088
.055
.055
.131
-.119
-.116
-.115
7.单位规模
.052
.069
.044
.058
-.093
.069
.071
.040
8.工作性质
.000
-.015
-.054
.060
-.029
.051
.054
-.180
第二：解释变量

9.工作不安全感

.180†
.128
.221*

-.264**
-.260**
-.451**
调节变量

10.控制点

.313**
.334**

-.024
-.068
第三：调节变量*解释变量

11.控制点*工作不安全感

-.188†

.385**
F
1.923
2.327
3.675
3.532
2.254
3.444
3.088
3.670
P
0.061
0.018
0.000
0.000
0.027
0.001
0.001
0.000
R^2
0.095
0.125
0.202
0.212
0.109
0.175
0.176
0.219
▽R^2
0.095
0.031
0.077
0.010
0.109
0.066
0.000
0.043
VIF
1.057
1.274
3.305
3.421
1.057
1.274
3.305
3.421
D-W
2.146
2177
1.977
2.120
1.950
2.184
2.056
2.088
**. 在 0.01 水平上显著相关；*. 在 0.05 水平上显著相关；†. 在0.1水平上上显著相关
两表中的方差膨胀因子指数（VIF）以及D-W检验指数均在标准的控制范围内，表明本文中的各个模型不存在多重共线性问题，并且被解释变量的残差之间不存在自相关。第二阶段模型3、4、6、7、8的R方的F值显著性水平均在0.001之下，说明相比于第一阶段，其回归模型的总体效果较为理想。
具体来说，在第一阶段，为了验证假设3a与3b，首先将工作不安全感与员工控制点为自变量，员工绩效与留任意愿分别为因变量进行回归分析，滤除员工控制点本身可能存在的对员工绩效与留任意愿的影响，结果表明，控制点对员工绩效与留任意愿的解释能力分别显著增加了14.4%（F=2.444，P<0.01）和14.7%（F=2. 492，P<0.01），说明员工控制点本身与员工绩效、留任意愿的关系所分别带来的影响程度为14.4%与14.7%。其次，再将工作不安全感、员工控制点以及交叉变量（控制点*工作不安全感）为自变量，员工绩效与留任意愿分别为因变量进行回归分析，可以发现，交叉变量的进入使模型对员工绩效与留任意愿的解释能力分别显著增加了14.8%（F=2.275，P<0.05）与18.6%（F=2.987，P<0.001）。即控制点变量在剔除其他各种变量及自身的影响之外，还能对员工绩效与留任意愿分别显著增加14.8%与18.6%解释能力。
同时，经过分析，对于员工绩效，控制点*工作不安全感的回归系数不具有显著性，因此，在实习期员工控制点只对留任意愿之间具有调节作用，假设3a不成立，3b成立。
在第二阶段，与第一阶段的分析相同，逐层加入控制变量、解释变量、调节变量与交叉变量。结果表明，交叉变量的进入使模型对员工绩效与留任意愿的解释能力分别显著增加了21.2%（F=3.532，P<0.001）与21.9%（F=3.670，P<0.001）。即控制点变量在剔除其他各种变量及自身的影响之外，还能对员工绩效与留任意愿分别显著增加21.2%与21.9%解释能力。同时，控制点*工作不安全感的回归系数分别为-0.188、-0.385，均通过显著性检验，因此，在第二阶段员工控制点对工作不安全与员工绩效和留任意愿之间具有调节作用，假设3a与3b