本书所做研究采用逐步回归法检验离职意愿在破坏性领导与下属的组织公民行为和组织越轨行为之间的调节作用。第一步，放入控制变量，包括性别、年龄、婚姻状况、学历、职级、工龄及与上司的共事时间；第二步放入破坏性领导和离职意愿，即检验主效应；第三步放入破坏性领导与离职意愿的乘积项，即检验交互效应。在进行正式统计之前，本书所做研究对破坏性领导、离职意愿、组织公民行为和组织越轨行为进行了中心化处理，即标准化。回归分析结果见表5-5和表5-6。
表
5 -5 对组织公民行为的逐步回归分析结果
续 表
注：＊p＜0．05，＊＊p＜0．01，＊＊＊p＜0．001（双尾检验），表格中的数据为标准化回归系数。在性别上，男性为1，女性为2；在年龄上，24岁以下为1，24～26岁为2，26～29岁为3，29岁以上为4；在婚姻上，已婚为1，未婚为2；在学历上，高中（中专）及以下为1，专科为2，本科及以上为3；在职级上，非管理人员为1，基层管理者为2，中层管理者及以上为3；在工龄上，1年以下为1，1～2年为2，2～3年为3，3～5年为4，5～8年为5，8年以上为6；在与上司共事时间上，0．5年及以下为1，0．5～1年为2，1～2年为3，2～3年为4，3年以上为5。
表5 6 对组织越轨行为的逐步回归分析结果
续 表
注：＊p＜0．05，＊＊p＜0．01，＊＊＊p＜0．001（双尾检验），表格中的数据为标准化回归系数。在性别上，男性为1，女性为2；在年龄上，24岁以下为1，24～26岁为2，26～29岁为3，29岁以上为4；在婚姻上，已婚为1，未婚为2；在学历上，高中（中专）及以下为1，专科为2，本科及以上为3；在职级上，非管理人员为1，基层管理者为2，中层管理者及以上为3；在工龄上，1年以下为1，1～2年为2，2～3年为3，3～5年为4，5～8年为5，8年以上为6；在与上司共事时间上，0．5年及以下为1，0．5～1年为2，1～2年为3，2～3年为4，3年以上为5。
表5 -5可知，控制变量解释了下属的组织公民行为的6．6%的变异量（F（8，261）＝2．313，p＜0．05），职位级别对下属的组织公民行为有显著的正向影响（β＝0．202，p＜0．01），这表明职级越高，员工越会做出更多的组织公民行为。第二步的主效应检验发现，破坏性领导与下属离职意愿解释了下属的组织公民行为的7．0%的变异（F（10，259）＝4．074，p＜0．001），并且，破坏性领导和离职意愿对组织公民行为的回归系数均显著（β＝－0．197，p＜0．01；β＝－0．153，p＜0．05）。这表明破坏性领导与下属的离职意愿和组织公民行为均呈显著的负相关关系，假设1（H1）得到验证。第三步的交互项（破坏性领导×离职意愿）解释了下属的组织公民行为的1．2%的变异量（F（11，258）＝4．085，p＜0．05），并且，交互项对组织公民行为的回归系数（β＝0．114，p＜0．05）影响显著，其交互影响效果如图5 -3所示。
由图5 -4可知，当下属有较低的离职意愿时，破坏性领导与下属的组织公民行为之间的关系比下属有较高离职意愿时要强。因此，假设3得到了部分验证。
图5- 4 离职意愿与破坏性领导对组织公民行为的交互影响
表5 -6可知，控制变量虽然对下属的组织越轨行为的变异量没有显著增加（F（8，261）＝0．931，p＞0．05），但性别对组织越轨行为的影响在0．05水平上显著，即男性相对于女性而言，会更多地表现出组织越轨行为。第二步的主效应检验发现，破坏性领导与下属离职意愿解释了下属的组织越轨行为的7．4%的变异量（F（10，259）＝2．940，p＜0．01），并且，破坏性领导和离职意愿对组织公民行为的回归系数显著（β＝0．138，p＜0．05；β＝0．218，p＜0．01）。这表明，破坏性领导、离职意愿与组织越轨行为呈显著的正相关关系，假设2（H2）得到验证。第三步的交互项（破坏性领导×离职意愿）解释了下属的组织越轨行为的1．7%的变异量（F（11，258）＝3．163，p＜0．001），并且，交互项对下属的组织越轨行为的回归系数（β＝0．133，p＜0．05），其交互效果见图5 -4。
由图5 -5可知，当下属有较高离职意愿时，破坏性领导与下属的组织越轨行为之间的关系更强。因此，假设4（H4）得到了验证，即离职意愿在破坏性领导与下属的组织越轨行为之间起调节作用。
图5- 5 离职意愿与破坏性领导对组织越轨行为的交互影响
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