1工作压力与工作态度的相关分析。在分析自我效能 调节作用之前，本文先对工作压力与工作态度的相关性进行分析。结果显示知识型员工工作压力与工作态度总体呈显著的负相关关系(相关系数: -0.354，显著性水平为0.000)，对工作压力与工作态度各维度的相关分。
工作态度的三个维度与工作压力中的工作背景和氛围、职业发展、组织结构三个维度的相关系数皆达到显著性水平，存在着负相关关系。而工作态度各维度与工作本身、人际关系两个维度的相关系数未达显著性水平。数据表明，工作态度中的工作满意感与工作压力的相关程度较高，说明知识型员工工作满意感受工作压力的影响较大，特别是由工作背景和氛围及职业发展引发的压力;另外，知识型员工的组织承诺高低受工作压力影响相对较小。
2自我效能在工作压力与工作态度相关性中的调节作 用。本文采用逐步回归法分析自我效能作为调节变量对工作压力与工作态度之间关系的干涉作用，研究过程采取逐步回归过程。首先，将自我效能乘以自我效能与工作压力各维度相关系数的乘积，作为工作压力与自我效能相互作用的变量。然后，以员工工作态度的各维度为因变量，将工作压力各维度和自我效能以及分别计算出的相互作用变量(YLlXN、YI2XN、Y口XN、YIAXN、5XN)分别加入回归方程，根据相互作用变量加人后 调整的R2变化的显著性判断调节变量的作用是否存在。
2.1自我效能感对工作满意感的干涉作用分析。按照 逐步回归过程，分别将工作压力的五个维度、自我效能、工作压力和自我效能相互作用变量加入回归方程，得到3个模型回归结果，如表2所示， t检验的显著性水平取5%。
逐步回归的结果显示，也由模型1中的0.279变为模型2的0.4，表示回归模型1能够解释自变量27.9%的变异，而回归模型2能够解释自变量40%， AdjustedR2由模型1的0.274增加到0.392，表示消除自变量个数对模型解释程度的影响之后回归模型2解释变异的能力比模型1增加了1.8%。同理，加入了相互作用变量后的模型3解释了自变量42.9%的变异，解释能力较模型2增加了1.5%。因此，自我效能对工作态度的满意维度具有调节作用。
对进入回归方程的变量具体解释如下:
在模型1中，工作背景和氛围压力进入了回归方程，标准化系数达到-0.528。在模型2中，工作背景和氛围压力再次进入回归方程，标准化系数分别为-0.64，绝对值较Modell增大，表示在加入了自我效能变量后，工作背景和氛围压力对于工作满意的影响程度增大。在Model3中，工作背景与氛围压力仍然留在方程中，工作任务本身压力与自我效能的相互作用变量进入了回归方程，此变量与工作满意显著正相关，标准化系数为0.3。
2.2自我效能感对工作参与的干涉作用分析。模型假 设同上，按照逐步回归的过程，将3组变量分别加入回归方程，得到如表3所示结果。
逐步回归的结果显示，模型1能够解释自变量17.7%的变异，而模型2解释变异的能力比模型1增加了1.01%。同理，模型3解释变异的能力较模型2又增加了6.2%。
同时可以看出:在模型1中，只有职业发展的压力进入了回归方程，标准化系数为-0.42。模型2同，标准化系数提高到为-0.5，表示在模型2中，职业发展对工作参与的影响程度增大。 在模型3中，工作背景和氛围、职业发展压力及工作本身和自我效能的相互作用变量进入了回归方程，该相互作用变量与工作
如表4所示，利用逐步回归法建立的线性回归模型有两个，逐步回归的结果显示，回归模型1能够解释自变量18.4%的变异，而回归模型2能够解释自变量30.2%的变异。模型2解释变异的能力比模型1增加了1. 19%。
同时可知:在模型1中，只有工作背景和氛围压力进入回归方程，标准化系数为-0.429，在模型2中，工作背景和氛围压力仍留在回归方程中，影响程度增大。同时，工作本身和自我效能的相互作用变量也进入了回归方程，该相互作用变量与组织承诺显著正相关。因此，自我效能对组织承诺有显著的调节作用。
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