六、研究结果
（一）描述性统计
1.职业紧张的描述性统计
由表6.9可知，职业紧张最大值为8.50，最小值为1.07，平均值为4.351。这在一定程度上说明被试个体在目前的工作环境中，职业紧张程度居中，并无大量极端认知的出现。
表6.9 职业紧张量表的描述统计
2.个人成就动机的描述性统计
根据表6.10结果，追求成功的动机和避免失败的动机的最小值相同，均为1.20，最大值分别为4.40和7.33，二者均值分别为3.194和3.199，相差很小。
表6.10 个人成就动机量表的描述统计
3.延迟退休态度的描述性统计
由表6.11结果可知，延迟退休态度的认知、情绪和行为倾向这三个维度的最小值均为1.00，最大值分别为4.90、4.13、4.67，均值分别为2.213、2.329和2.277，三者相差不大。
表6.11 延迟退休态度量表的描述统计
（二）统计学变量在延迟退休态度各维度上的差异性检验
本部分通过251份问卷数据进行统计分析，来验证部分人口统计学变量，如性别、学历、婚姻状况、月收入和是否照顾子女，在延迟退休态度的三个维度：认知、情绪以及行为倾向方面是否具有显著的差异性。
1.延迟退休态度在性别上的差异性检验
性别在认知、情绪、行为倾向三个维度上的差异性检验结果如表6.12所示。结果表明性别在这三个维度上均不存在显著差异。
表6.12 延迟退休态度在性别上的差异性检验
注：*表示p＜0.05，**表示p＜0.01，***表示p＜0.001，下同。
2.延迟退休态度在学历上的差异性检验
由表6.13可知，不同学历之间在延迟退休态度的认知维度上存在显著差异，在行为倾向维度上存在显著差异，还在延迟退休态度量表的总分上存在显著差异。
表6.13 延迟退休态度在学历上的差异性检验
注：1表示高中（中专）及以下；2表示大专；3表示本科及以上。
3.延迟退休态度在月收入上的差异性检验
如表6.14所示，不同月收入个体在延迟退休态度的认知维度、情绪维度、行为倾向维度及总分上均存在显著差异。其中，在这三个维度和总分上，均是月收入在8000以上的个体的均值最高。
表6.14 延迟退休态度在月收入上的差异性检验
注：1表示3000元以下，2表示3001-5000，3表示5001-8000，4表示8001以上。
4.延迟退休态度在是否需要照顾子女家庭的差异性检验
由表6.15结果可知，是否照顾子女在延迟退休态度各维度及总分上均无显著差异。
（三）相关分析
由表6.16可知，职业紧张与延迟退休态度的三个维度之间均存在显著负相关，与避免失败之间存在显著正相关；追求成功的动机与延迟退休态度的三个维度均没有显著的相关性，而避免失败的动机与延迟退休态度的三个维度之间均存在显著负相关。
表6.15 延迟退休态度在是否需要照顾子女家庭的差异性检验
表6.16 各变量之间的相关关系
（四）回归分析
1.职业紧张对延迟退休态度的回归分析
根据前一部分所做的数据分析可知，自变量职业紧张与因变量延迟退休态度的三个维度之间都存在显著负相关关系，因此我们运用线性回归来检验自变量对因变量各维度之间所具有的回归效应。此外，在差异性检验中我们发现，延迟退休态度在学历、月收入等人口学变量上存在显著性差异，因此调节效应检验中将其作为控制变量，以便更好地考察各变量之间的相互作用机制。
（1）职业紧张对延迟退休态度量表中认知维度的回归分析
根据表6.17结果可知，在职业紧张与认知维度的回归分析中，职业紧张可以解释因变量认知维度的1.6%的变异，即因变量认知维度1.6%的改变可能是由于职业紧张所引起的，自变量对于因变量有着显著的预测效果，其回归系数β=-0.127（p＜0.05）。
表6.17 职业紧张对延迟退休态度认知维度的回归分析
（2）职业紧张对延迟退休态度量表中情绪维度的回归分析
由表6.18可知，通过线性回归分析统计分析，自变量职业紧张可以解释因变量延迟退休态度情绪维度的5.1%的变异，即因变量情绪维度的5.1%的改变可能是由职业紧张所引起的，自变量对于因变量有着显著的预测效果，其回归系数β=-0.225（p＜0.01）。
表6.18 职业紧张对延迟退休态度情绪维度的回归分析
（3）职业紧张对延迟退休态度量表中行为倾向维度的回归分析
由表6.19可知，自变量职业紧张可以解释因变量延迟退休态度的行为倾向维度的3.3%的变异，即因变量行为倾向3.3%的改变是由自变量职业紧张所引起的，自变量对因变量有着显著的预测效果，其回归系数β=-0.183（p＜0.01）。
表6.19 职业紧张对延迟退休态度行为倾向维度的回归分析
2.个人成就动机对延迟退休态度的回归分析
调节变量个人成就动机包含追求成功的动机和避免失败的动机两个维度，在进行了相关关系分析后可知，追求成功的动机与因变量延迟退休态度的三个维度均无相关性，而避免失败的动机与因变量三个维度均存在相关关系，因此我们只检验这一维度对于因变量的回归作用。
（1）避免失败动机对延迟退休态度中认知维度的回归分析
由表6.20可知，调节变量避免失败的动机对因变量延迟退休态度中认知维度的回归结果表明，调节变量对于因变量的认知维度存在显著的预测作用，其中因变量中2.3%的改变可能是由调节变量避免失败的动机所引起的，其回归系数β=-0.151（p＜0.05）。
（2）避免失败动机对延迟退休态度中情绪维度的回归分析
如表6.21所示，根据回归分析，调节变量避免失败的动机对因变量延迟退休态度中情绪维度的回归结果表明，调节变量对因变量的情绪维度存在显著的预测作用，其中因变量中2.8%的改变可能是由调节变量避免失败的动机所引起的，其回归系数β=-0.16（p＜0.01）。
表6.20 避免失败动机对延迟退休态度认知维度的回归分析
表6.21 避免失败动机对延迟退休态度情绪维度的回归分析
（3）避免失败动机对延迟退休态度中行为倾向维度的回归分析
如表6.22所示，根据回归分析，调节变量避免失败的动机对于因变量延迟退休态度中行为倾向维度的回归结果表明，调节变量对于因变量的行为倾向维度存在显著的预测作用，其中因变量中2.5%的改变可能是由调节变量避免失败的动机所引起的，其回归系数β=-0.55（p＜0.05）。
表6.22 避免失败动机对延迟退休态度行为倾向维度的回归分析
3.个人成就动机在职业紧张与延迟退休态度回归分析中的调节作用
本文主要通过问卷法来了解临退休员工工作环境中职业紧张对延迟退休态度是否有一定的影响，并且探讨该过程中个人成就动机所能起到的调节作用。
（1）追求成功的动机在职业紧张与认知维度之间的调节作用
如表6.23所示，第一个进入回归方程的是自变量职业紧张，自变量与因变量之间存在着显著的负相关关系，因变量中认知维度的1.6%（R2=0.016）的改变可能是由于自变量职业紧张所引起的。第二步进入方程的是调节变量个人成就动机中追求成功动机维度，它与因变量认知维度正相关关系不显著（β=0.011）。第三步进入方程的是职业紧张与成就动机的乘积变量，与因变量认知维度之间负相关关系也不显著（β=-0.048）。说明在自变量与因变量认知维度的回归分析中，追求成功动机的调节作用不显著。
表6.23 追求成功的动机在职业紧张与认知维度之间的调节作用
（2）追求成功的动机在职业紧张与情绪维度之间的调节作用
如表6.24所示，第一个进入回归方程的是自变量职业紧张，自变量与因变量之间存在着显著的负相关关系，因变量中情绪维度的5.1%（R2=0.051）的改变可能是由于自变量职业紧张所引起的。第二步进入方程的是调节变量个人成就动机中追求成功动机维度，它与因变量情绪维度正相关关系不显著（β=0.110）。第三步进入方程的是职业紧张与成就动机的乘积变量，与因变量情绪维度之间负相关关系也不显著（β=-0.082）。说明在自变量与因变量情绪维度的回归分析中，追求成功的动机维度的调节作用不显著。
表6.24 追求成功的动机在职业紧张与情绪维度之间的调节作用
（3）追求成功的动机在职业紧张与行为倾向维度之间的调节作用
如表6.25所示，第一个进入回归方程的是自变量职业紧张，自变量与因变量之间存在着显著的负相关关系，因变量中行为倾向维度的3.3%（R2=0.033）的改变可能是由于自变量职业紧张所引起的。第二步进入方程的是调节变量个人成就动机中追求成功动机维度，它与因变量行为倾向维度正相关关系不显著（β=0.040）。第三步进入方程的是职业紧张与成就动机的乘积变量，与因变量行为倾向维度之间负相关关系也不显著（β=-0.069）。说明在自变量与因变量行为倾向维度的回归分析中，个人成就动机中追求成功的动机维度所起到的调节作用不显著。
表6.25 追求成功的动机在职业紧张与行为倾向维度之间的调节作用
（4）避免失败的动机在职业紧张与认知维度之间的调节作用
如表6.26所示，第一个进入回归方程的是自变量职业紧张，自变量与因变量之间存在着显著的负相关关系，因变量中认知维度的1.6%（R2=0.016）的改变可能是由于自变量职业紧张所引起的。第二步进入方程的是调节变量个人成就动机中避免失败的动机维度，它与因变量认知维度负相关显著（β=-0.134）。第三步进入方程的是职业紧张与避免失败动机的乘积变量，与因变量认知维度之间负相关不显著（β=-0.316）。说明在自变量与因变量认知维度的回归分析中，个人成就动机中避免失败的动机维度所起到的调节作用不显著。
表6.26 避免失败的动机在职业紧张与认知维度之间的调节作用
（5）避免失败的动机在职业紧张与情绪维度之间的调节作用
如表6.27所示，第一个进入回归方程的是自变量职业紧张，自变量与因变量之间存在显著负相关，因变量中情绪维度的5.1%（R2=0.051）的改变可能是由于自变量职业紧张所引起的。第二步进入方程的是调节变量个人成就动机中避免失败的动机维度，它与因变量情绪维度的负相关关系显著（β=-0.134）。以延迟退休态度中情绪维度为因变量的回归方程的决定系数增加（△R2=0.017），即在除去职业紧张对于因变量延迟退休中情绪维度的影响后，避免失败动机这一维度可以独立解释因变量延迟退休情绪维度1.7%的变异，简言之，除去职业紧张的影响效果，因变量1.7%的改变可能是由调节变量避免失败的动机这一维度引起的。第三步进入方程的是职业紧张与避免失败动机的乘积变量，它与因变量情绪维度之间负相关关系显著（β=-0.819）。这说明在自变量与因变量情绪维度的回归分析中，个人成就动机中避免失败的动机维度所起到的调节作用显著。
表6.27 避免失败的动机在职业紧张与情绪维度之间的调节作用
（6）避免失败的动机在职业紧张与行为倾向维度之间的调节作用
如表6.28所示，第一个进入回归方程的是自变量职业紧张，自变量与因变量之间存在显著负相关，因变量中行为倾向维度的3.3%（R2=0.033）的改变可能是由于自变量职业紧张所引起的。第二步进入方程的是调节变量个人成就动机中避免失败的动机维度，它与因变量行为倾向维度负相关关系显著（β=-0.132）。第三部进入方程的是职业紧张与避免失败动机的乘积变量，与因变量行为倾向维度之间负相关关系不显著（β=-0.542）。说明在自变量与因变量行为倾向维度的回归分析中，个人成就动机中避免失败的动机维度所起到的调节作用不显著。
表6.28 避免失败的动机在职业紧张与行为倾向维度之间的调节作用
