《表3 模型回归系数表（一）》

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《主动抑或回避：职业污名、自我评价和任务绩效》

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注：员工样本量N=218；相关变量已经进行了中心化处理；*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001。

假设H1认为，职业污名感对核心自我评价有负向影响。从数据运行结果来看，如表3中的模型1所示，在控制了人口统计学变量及工作肮脏感后，职业污名感和核心自我评价显著负相关（β=-0.110，SE=0.055，p<0.05），假设H1得到了观测数据的支持。参照Baron和Kenny(1986）推荐的程序对核心自我评价在职业污名感和任务绩效间的中介效应进行检验。由表4的模型6可见，职业污名感对任务绩效有显著负向影响（β=-0.093，SE=0.040，p<0.05），假设H2a亦得到了观测数据的验证。对于假设H2b，由表4的模型7可见，核心自我评价与任务绩效显著正相关（β=0.136，SE=0.038，p<0.001），表4中的模型8显示，在控制了员工的性别、年龄、受教育程度、工作年限及工作肮脏感，并将职业污名感和核心自我评价同时放入回归方程后，职业污名感对任务绩效的影响由原来的显著（β=-0.093，SE=0.040，p<0.05）变为了不显著（β=-0.076，SE=0.040，n.s.），而此时，核心自我评价对任务绩效的影响仍然显著（β=0.131，SE=0.037，p<0.01）。由此可见，核心自我评价对职业污名感与任务绩效关系的中介效应是存在的。为了进一步检验核心自我评价的中介效应，本研究运用蒙特卡罗模拟计算法，重复抽样20 000次来估计这一间接效应的无偏置信区间。结果如表5所示，职业污名感对任务绩效的影响是经由核心自我评价的降低而产生的（中介效应值为-0.014，置信区间为[-0.034，-0.0003]）。假设H2a、H2b均得到了观测数据的支持。