参与式领导对组织助人行为的影响：工作幸福感和角色清晰度的作用

施跃东段锦云

（1南京师范大学心理学院，南京 210097；2苏州大学心理系，苏州 215123）

参与式领导对组织助人行为的影响：工作幸福感和角色清晰度的作用

施跃东1段锦云2

（1南京师范大学心理学院，南京 210097；2苏州大学心理系，苏州 215123）

研究从社交网络的视角探讨了参与式领导对组织助人行为的影响、工作幸福感的中介作用以及角色清晰度的调节作用。研究对295名企事业单位的职工及其同事配对取样，并通过层级回归发现：（1）参与式领导、工作幸福感正向预测助人行为。（2）工作幸福感在参与式领导和助人行为之间发挥完全中介作用。（3）角色清晰度正向调节“参与式领导—助人行为”，以及“工作幸福感—助人行为”之间的关系。

组织助人行为；参与式领导；工作幸福感；角色清晰度

1　引言

学者们以组织内正式的角色规定为边界，将员工行为区分为角色内行为和角色外行为。Van Dyne和Lepine进一步将角色外行为按照促进—抑制、亲和—挑战进行分类［1］。以上两个维度组合出四种常见的角色外行为，具体包括：亲和性促进行为，如助人行为；挑战性促进行为，如建言行为；亲和性抑制行为，如监管行为；挑战性抑制行为，如检举行为。其中建言行为已在当前成为一个独立的研究领域，助人行为与组织公民行为这个整体概念相比也存在一定的独特性［2］。Podsakoff回顾过去近二十年关于组织公民行为的研究，将所有提及的影响因素归于四个层次：个人特点、任务特点、组织特点和领导行为［3］。在国外文献中助人行为被认为是最典型的组织公民行为，也是研究最多的组织公民行为，但国内的研究却很少。因此，本研究选择适合中国文化背景的组织助人行为问卷，以及相关变量的问卷，专门探讨影响组织助人行为的变量以及变量间的作用机制。

把领导方式作为研究组织公民行为的突破口虽然是非常传统的做法，但是现有文献主要是在社会交换理论或者社会学习理论的基础上探索变革型领导［4，5］、魅力型领导［6］和道德型领导［7］等领导方式的作用，而参与式领导同样作为一种民主的领导方式，却没有被提及。所以本研究基于助人行为是针对个人的组织公民行为，选取参与式领导作为自变量，从社交网络的视角探索它对助人行为的影响，以工作幸福感作为中介变量，试图以一种新思路对社会交换理论做一些补充。其次，本研究进一步探索参与式领导的边界效应。角色清晰度对组织公民行为的直接或间接影响已经被大多数实证研究支持，但是当我们考量角色清晰度与组织助人行为的关系时却只发现了交互作用显著，即参与式领导与角色清晰度的交互作用对组织助人行为产生了差异化的影响。最后，本研究整合中介变量和调节变量，通过检验一个有调节的中介模型，系统地分析参与型领导影响员工助人行为的心理机制。

2　文献综述和研究假设

2.1组织助人行为

组织助人行为从组织公民行为（o rganizational citizenship behavior，OCB）中演化而来。Podsakoff、MacKenzie和Paine提出助人行为是自愿地帮助他人预防或者解决工作相关问题的行为［3］。类似的概念有Organ提出的组织公民行为的利他（altruism）子维度［8］；Williams和Anderson提出的角色外行为中个人指向（individual-directed）行为［9］；George和Brief在组织自发性（organizational spontaneity）中的帮助同事子维度［10］。另外，Spitzmuller和Van Dyne还将助人行为分为自发性助人行为和应答性助人行为［11］。本研究只考虑经典的自发性助人行为。

助人行为的影响因素主要从个人、组织和领导三个层面来探讨，当前的助人行为研究主要集中在组织环境。组织因素包括：（1）团队凝聚力。Kidwell，Mossholder和Bennett检验了团队凝聚力和个人工作态度对个体的礼貌性助人行为的影响［12］。（2）合作的团队规范。Ng和Van Dyne通过对学生团队的调查发现，合作的团队规范会跨层次地影响到团队成员的助人行为［13］。（3）任务特征。Nielsen等的研究证明，低任务依存性对员工自我报告的助人行为有显著的消极作用［14］。（4）人际信任。Choi发现员工信任同事的能力和集体感会显著地提高助人行为的发生概率［15］。个人因素包括：（1）人格特质。King发现责任心和宜人性与助人行为之间存在显著的正相关［16］。（2）个人价值观。不少研究发现了集体主义价值观与助人行为之间的关系［17］。（3）认知和态度变量，如工满意感、组织承诺、组织公平感和领导支持感等［18］。

2.2参与式领导与助人行为

参与式领导指领导利用团队成员的信息进行决策，鼓励团队成员表达意见和想法［19］；上司下属公开有效地利用机会进行共同决策［20］。它有助于提高员工的工作满意度［21］和组织公民行为［22］，改善员工绩效［23，24］。

那么，参与式领导是如何对员工的组织行为产生影响的呢？社会交换理论认为，当管理者的努力被员工觉察为有益时，员工就会投桃报李，要求自己对这些管理者的努力有所回报，由于绩效上提升空间有限或者难度太大，所以就以其能控制的各种公民行为来回报组织［25］。另外，参与式领导相对于其他领导方式，在社会交往层面提供了更多的关系情境，群体决策的过程既是下属感受领导和组织给予的资源，产生自我价值或交换动机的过程，也是员工和员工之间互相了解、互相补充的过程。社交网络理论强调个体的行为不仅受个人的认知、态度影响，还受到其所处的关系网络影响，提出社交中心性的概念来代表一个人在整个社会关系网络中与其他人发生联系的程度［26］。把该理论应用到研究中，我们推论参与式领导为员工们提供了更多的交流通道，这种领导方式下的员工社交中心性更高，更有可能互相帮助。因此我们提出假设1：参与式领导正向预测助人行为。

2.3工作幸福感的中介作用

Yan和Turban指出，主观幸福感分为整体幸福感、特殊领域的幸福感、特殊层面的幸福感三个方面［27］。本研究中的工作幸福感（workplace well-being）是特殊层面的幸福感，具体针对工作中的细分维度。研究选用苗元江的幸福感问卷并进行了修订，尤其关注人际关系方面的情感体验。

工作幸福感的量表通常都划分工作要素进行评分然后计算总和，一般划分为组织管理、公司群体等方面评价。工作幸福感是一种广泛而优良的中介变量，对组织公民行为、工作绩效等外在行为指标都有很好的预测效果，另一方面，它又受到个人变量、领导变量、组织环境变量等前因变量的综合影响［28］。从社交网络的视角看，员工在组织里与同事、领导发生联系时，体验到的人际方面的幸福感是否也会在参与式领导和组织助人行为之间发挥中介作用？因此我们提出假设2：工作幸福感在参与式领导和助人行为之间起中介作用。

2.4角色清晰度的调节作用

角色清晰度（role clarity）是指一个人对工作角色把握的准确程度以及组织对其工作岗位的要求明确统一的程度。角色模糊使得员工耗费更多的资源来寻求和获取与角色相关的信息，基于资源保存理论（COR），员工就更少有时间和机会表现出角色外行为。Chu，Lee和Hsu以265名中国台湾地区的公共卫生护士为被试，证实了角色模糊和组织公民行为存在负相关关系［29］。

梁巧转、马宪文、黄英博和孙慧指出，员工成熟度是分配公平感与OCB关系的调节变量。员工成熟度比较高时，分配公平感与OCB的关系不显著；成熟度比较低时，分配公平感与OCB显著正相关［30］。因此我们推论员工成熟度、角色清晰度这类机体变量对环境因素和工作态度都具有一定的调节作用。员工明确工作角色，对本部门事务谙熟于心，才能更好地参与组织的决策，才会尝试给组织或领导提供建议。参与式领导对角色清晰度高的员工有更高的激励作用，使得员工更多地表现出组织助人行为，同时较高的角色清晰度也使得工作上的积极体验更有效地转化为助人行为。因此我们提出假设3：角色清晰度正向调节参与式领导对助人行为的预测作用；4：工作幸福感是被调节的中介变量。

本研究拟检验上述假设，从参与式领导的视角来探讨组织助人行为的发生机制，如图 1所示。

图1　研究框架图

3　研究方法

3.1被试

为了避免同源偏差，本研究采取了同事之间配对，把自变量和因变量分开测量的方式收集数据，即参与式领导、工作幸福感、角色清晰度由被试本人填写，助人行为由被试的同事填写。样本主要来源于江苏、安徽地区的外资企业和民营企业，共发放360对问卷，回收327对（回收率90.8%）。剔除了部分严重缺失以及不匹配的无效数据后，共有有效问卷295对（有效率89.3%）。

人口统计特征为：男133人（45.08%），女162人（54.92%）；平均年龄29.55，分布于20～61岁之间；工作年限平均3.75年，最少半年，最多20年；大专及以上 222人 （75.25%），一般职员 196人（66.44%）。

3.2测量工具

参与式领导行为采用Arnold等编制的问卷［19］。问卷共5道题，代表性项目如，“鼓励团队成员表达自己的观点和建议”，要求被试在李克特量表上进行评分。得分越高，说明员工感受到的参与式领导行为越强。该问卷的Cronbach’sα系数为0.86。

工作幸福感采用的是苗元江研究主观幸福感时编制的综合幸福感问卷［31］。研究选择了与工作人际相关较高的一些项目，并进行了一定程度的修订。问卷包含12个项目，代表性项目如，“在工作中，我拥有良好的人际关系。”采用Likert5点计分法。该问卷的Cronbach’sα系数为0.80，达到了可接受的水平。

角色清晰度采用John和James编制的量表［32］，共有5个项目，代表性项目如，“总体而言，公司中会对您工作产生影响的各种政策、规则、程序、规章的明确程度如何”等。量表采用Likert5点量表进行评分。该量表的Cronbach’sα系数是0.87。

组织助人行为采用高丽丽编制的组织助人行为量表中的自发性助人部分［33］，共有6个项目，代表性项目如，“主动分享新的或更有效的工作方法”。采用Likert式5点计分。该量表的Cronbach’sα系数是0.83。

3.3数据收集和统计

分别将自评和他评的问卷放入大信封和小信封中，小信封装入大信封里，并给大小信封编上相同的序号，信封和问卷都是匿名处理的，以减少被试顾虑。被试填好自评问卷后，需要将小信封交由一位同事打开并填写，最终一起装入大信封中。对自评和他评两份问卷上的个人信息一致，笔迹也一致的样本予以删除，对重复题的选择相差较大，明显态度不认真的予以删除。将总数据录入SPSS17.0中文版中，对自编量表进行信度检验和因素分析，对人口统计学变量做独立样本t检验和方差分析，对问卷涉及的所有变量做相关分析，最后通过多层回归分析探讨参与式领导对组织助人行为的影响机制。

4　研究结果

4.1共同方法偏差检验

为了验证共同方法偏差，把数据随机分成两半（n=148）对核心变量做探索性因素分析和验证性因素分析。探索性因素分析结果表明，取样适当性KMO=0.71，巴特利特球形检验值为 226.33，p＜0.001，四因素独立分布，没有重叠。以另一半数据（n=147）用Lisrel 8.70进行验证性因素分析，结果表明，以原四变量组成的四维模型拟合指标最好（CFI=0.94，NNFI=0.93，RMSEA=0.07，χ2/df=2.54，p＜0.001）。这说明共同方法偏差检验并不显著。

4.2描述性统计

表1列出的是几个研究变量和人口学变量之间的相关系数。在人口学变量与助人行为的相关系数中，学历（r=0.16，p＜0.01）、职位（r=0.22，p＜0.01）达到显著性水平。因此在后续的回归分析中要对人口学变量的影响加以控制。

4.3分层回归假设检验

4.3.1工作幸福感的中介作用

如表2所示，模型二将额外变量控制起来放入参与式领导，回归系数显著（β=0.23，p=0.000），假设1成立，参与式领导正向预测助人行为。

根据Baron和Kenny三步检验中介效应的建议［34］：（1）自变量可以显著影响因变量；（2）自变量水平的变异可以显著地解释中介变量的变异；（3）做因变量对自变量和中介变量的回归方程，如果自变量的系数是不显著的，那么该中介效应是完全中介；如果自变量的系数是显著的，则中介效应属于部分中介。条件（1）已得证；模型五中，参与式领导对工作幸福感的预测效应极显著，条件（2）得证；模型三中加入工作幸福感后，其预测效应十分显著（β=0.263，p=0.000）并且使得参与式领导的预测效应变成不显著（β=0.080，p=0.252）。因此，工作幸福感在参与式领导对组织助人行为的影响中发挥完全中介作用，假设2成立。

4.3.2角色清晰度的调节作用

如表3所示，根据温忠麟、张雷和侯杰泰总结的检验“被中介的调节变量（mediated moderation）”程序来检验角色清晰度的调节作用［35］，即：（1）做Y对X、U和UX的回归，UX的系数显著；在模型二中，参与式领导和角色清晰度的交互效应边缘显著 （β= 0.133，p=0.06），因此角色清晰度在组织助人行为对参与式领导的回归中发挥基本显著的调节作用，假设3得证；（2）做W对X、U和UX的回归，UX的系数显著；在模型五中，参与式领导和角色清晰度的交互效应不显著（β=-0.08，p=0.09），即角色清晰度的调节效应不是通过工作幸福感实现的；（3）做Y对X、U、UX和W的回归，W的系数显著。第三步中如果UX的系数不显著，则U的调节效应完全通过中介变量W而起作用。在模型三中，加入中介变量工作幸福感后，其系数显著，但是交互项的系数显著性没有变小反而变大，也进一步证明了工作幸福感的中介作用仅对于自变量而言，角色清晰度对参与式领导的调节作用没有被中介。

表1　主要变量的相关系数

表2　分层回归：工作幸福感的中介效应

为了进一步分析调节效应，采用Aiken和West的简单坡度分析（simple slope analysis）程序［36］，按照角色清晰度分组，一组高于均值一个标准差，一组低于均值一个标准差，然后依次在高低水平上做因变量对自变量的回归分析，将结果绘制成图 2。可以看出，当角色清晰度较高时，参与式领导对助人行为有正向预测作用（b=0.10，p=0.02），而当角色清晰度较低时，参与式领导对组织助人行为的预测作用不显著（b=0.45，p=0.62）。

如表4所示，根据温忠麟、张雷和侯杰泰的观点［35］，在已证明中介效应的存在后，做Y对X、U、W和UW的回归，UW的系数显著，则检验出了被调节的中介效应。在模型二中参与式领导和工作幸福感的交互效应显著 （β=0.16，p=0.01），假设4得到验证。

同样按照上文方法进一步分析调节效应，如当角色清晰度较高时，工作幸福感对助人行为有正向预测作用（b=0.45，p=0.02），当角色清晰度较低时，工作幸福感对助人行为的预测作用不显著（b=0.10，p=0.62）。角色清晰度对工作幸福感和组织助人行为之间关系的调节效应见图3。

表3　角色清晰度对参与式领导和助人行为关系的调节作用分析

图2　角色清晰度对参与式领导和助人行为之间关系的调节效应图

5　讨论

Podsakoff的元分析结果发现，在所有的预测变量中，态度变量、任务变量和领导行为与组织公民行为有较强的相关。但是它们之间并非是独立的，一些任务变量或领导行为会通过工作态度来影响员工的组织公民行为［3］。本研究结果证实了这一假设。基于社会交换理论，对他人付出算是自己的损失，从他人获得算是收益，参与式领导对员工进行授权，员工的自尊、价值感得到满足，这种满足通常比获得的物质收益要大得多。为了回报这些收益，就可以通过这种角色外的、不在组织正式薪酬体系内的组织公民行为来实现。然而组织助人行为更多的是针对同事，针对个人的公民行为，因此从社交网络的视角看，参与式领导最突出的意义是在制度层面上在为员工和员工，员工和领导之间的沟通交流提供了保障，才进一步加大了组织内助人行为发生的可能性。

既然工作幸福感是员工对工作的一种情绪和情感上的反应，那么能够使员工产生积极情绪的其他变量就有可能通过工作幸福感间接影响组织公民行为［37］。本研究从社交网络的视角出发，主要测量了人际关系层面的工作幸福感，同样也发现了中介作用。研究结果还表明，参与式领导和工作幸福感对组织助人行为的影响都受到了角色清晰度的调节。这有两种可能的解释：一是资源保存理论认为个体拥有有限的个人资源，并具有维持这些宝贵资源的动机，角色模糊易引发员工的不确定性，这将促使其耗费更多的资源来寻求与角色相关的信息［38］，于是他们就只有更少的时间和机会表现出助人行为，因此当角色清晰度低时，参与式领导和工作幸福感对组织助人行为的预测没有在高角色清晰度时显著；二是角色清晰度涉及到员工对工作的了解，这在某种意义上是一种助人能力，同样都接受参与式领导，同样都有较高的工作幸福感，但是缺乏助人的能力，在对同事提供帮助的时候也会有所顾虑。如表3所示，职位高和学历高的人更能表现出更多的助人行为，隐含着同样的道理。

表4　角色清晰度对工作幸福感和助人行为关系的调节作用分析

图3　角色清晰度对工作幸福感和助人行为之间关系的调节效应图

另外，角色清晰度对助人行为主效应不显著，调节效应也不通过工作幸福感的中介，这和一些关于角色压力对组织公民行为的影响的研究结论有些不一致。如文献综述部分所述，以往很多研究证明，角色模糊对OCB具有直接的负向影响，也有研究表明，角色模糊、角色冲突与OCB的关系至少在一定程度上受到工作幸福感的中介。而当研究聚焦助人行为时，角色清晰度对助人行为的影响不显著，只是一个边界因素。

6　结论

参与式领导对员工助人行为的影响以员工的工作幸福感为中介，角色清晰度既调节参与式领导—助人行为，也调节工作幸福感—助人行为。参与式领导赋予员工更多的自主性，能提高员工的工作幸福感，从而促使员工表现出更多的助人行为，并且工作幸福感发挥完全中介作用。角色清晰度正向调节参与式领导和员工助人行为的关系，另外工作幸福感的中介作用也是以一定的角色清晰度为前提的。

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The Effect of Participative Leadership on Organization Helping Behavior：The Role of W orkp lace W ell-being and Role Clarity

Shi Yuedong1，Duan Jinyun2
（1 School of Psychology，Nanjing Normal University，Nanjing 210097；2 department of psychology，Soochow university，Suzhou 215123）

From the perspective of social network，t he present study discussed the mechanism of participative leadership on organization helping behavior，considering employee workplace well-being as mediator，role clarity as moderator.Q uestionnaires of 295 paired samples of employees and their colleagues were collected fromvarious compan ies.The multi-regression analysis indicated that：（1）Participative leadership，employee workplace well-being positively predict ed helping behavior.（2）Employee workplace well-being play ed a fully mediating role between the participative leadership and organization helping behavior.（3）Role definition positively regulat ed the relationship between participative leadership-helping behavior and employee workplace well-being-helping behavior.

organization helping behavior；participative leadership；workplace well-being；role clarity

段锦云，男，教授，博士。Email：mgjyduan@hotmail.com