员工助人行为、工作幸福感与情感承诺关系研究

□ 陈柳源

一、引言

“内卷化”近年成为一个网络热词，用以形容人们为了争夺所谓公认的有价值的“有限资源”，各自持续提升效率以期获取更多资源的过程，但在总量资源不变的情况下，付出与回报的比值必将越来越大，这带来的直接后果就是每一个人都生活在愈演愈烈的竞争中，压力、焦虑、抑郁等心理状态成为生活的底色。无疑，这是一种“单向度”的竞争，是一个零和博弈的过程，没有真正的赢家。

那硬币的另一面是什么呢？是多元、是价值创造、是人们之间的友善与互助，正如哲学家罗素所言：“须知参差多态，乃是幸福本源。”对于企业而言，提倡良性竞争、团结友善、协作共赢，抵制“内卷”，也许更是一个立足长远，有助于实现企业价值跃升的选择。员工助人行为作为一种亲社会行为，能够增进合作，促进良好人际关系的建立。[1]还是企业内部友善氛围、团结文化的具象化表现，是企业内员工心理状态研究的一个重要内容。俗话说，“赠人玫瑰，手有余香”“良言一句三冬暖”，那么放在组织中，这些话语是否成立呢？员工助人行为能否提升员工对组织的情感承诺？能否为员工创造积极的情绪价值？这些正是本研究探讨的核心问题。

具体而言，本研究将以员工助人行为作为自变量，以情感承诺作为因变量，以工作幸福感为中介变量，采用问卷调查方法采集数据，通过结构方程模型与Bootstrapping检验方法，探究员工助人行为对其心理状态可能的积极影响及其作用机制。

二、文献回顾与研究假设

（一）员工助人行为与情感承诺

员工助人行为是组织公民行为的一个重要维度，随着对组织公民行为研究的持续深入，员工助人行为逐渐开始从组织公民行为概念中分化出来，成为独立的研究变量。[2]员工助人行为是一种典型组织角色外行为。[3]所描述的是不在组织的奖励范围内的，员工自发表现出的帮助后进或暂时遇到困难的同事，或者参与纠纷调解等对于组织有效运作有益的个人行为。[4-5]也有学者认为，员工助人行为还应该包括团队助人行为，这是营造组织友好、融洽氛围的重要方面。[6]或者从动机上，助人行为还可分解成主动的助人行为和被动的助人行为。[7]在本研究中，对助人行为的主体及动机将不作严格区分，探讨的重点放在员工表现出助人行为后对其心理状态的影响。研究发现，员工助人行为能够显著提升员工对组织的积极情感。[8]组织承诺是用于衡量员工对组织肯定性情感的心理倾向，[9]此后被学者划分成三个维度：情感承诺、规范承诺与持续承诺，[10]其中情感承诺居于核心地位，重在表现员工对组织的情感依附、高度认同及行为参与，[11]拥有更高情感承诺的员工，组织归属感更强，工作投入度更高。[12-13]因此，情感承诺程度更高的员工，有可能表现出更多的助人行为。那么助人行为能否强化情感承诺呢？从理论上说，这也是成立的。首先，依据社会交换理论（social exchange theory, SET）倡导的互惠原则，[14]当员工乐于助人、乐于分享、主动关心同事时，他将更有可能获得同事的善意与良好回应，从而增强员工之间的职场情感联结，建立友善的人际关系，进而提升员工对组织的情感承诺。其次，随着员工之间助人行为氛围的形成，员工组织归属感的提升，员工对组织的情感承诺将会进一步增强。最后，社会心理学认为，人们的行为可以反向塑造态度，而且其作用甚至大于态度对行为的影响，那么对于员工助人行为而言，其一方面可以让施助者体验到作为组织成员的责任担当，另一方面也能增强施助者的自我认同感，从而增强施助者对组织的情感承诺。因此，提出假设1。

H1：员工助人行为正向影响情感承诺。

（二）工作幸福感的中介作用

工作幸福感的概念是从员工幸福感中分化出来的，除工作幸福感外，员工幸福感还包括生活幸福感与心理幸福感两个维度，其中工作幸福感与工作的关联性最强，具体是指员工对工作层面满意度有所认知与感受，从而表现出的积极情感体验与满足状态。[15]工作幸福感可以被动地感知到，比如在一个工作氛围融洽、同事间团结友爱、工作负荷量适中的组织里，员工更易于感受到幸福。但是，获取工作幸福感更主要的途径是主动作为，如表现出适当的助人行为。同样根据社会交换理论，助人行为作为一种重要的亲社会行为，更有可能获得友好的回馈，以实现良性互动与良性循环，从而将有利于促进人际和谐，构建积极的社会支持系统。而良好的人际关系是工作幸福感的重要前提与基础。实证研究也发现，员工助人行为能够增进工作幸福感。[16]因此，研究认为员工助人行为对工作幸福感有正向的积极影响。更进一步来看，根据情感事件理论（affective events theory, AET），员工在工作中经历的活动与事件都会影响员工的情感反应。[17]而员工间的助人行为在情感反应上，能够让员工体验到同事间的友爱互助，感受到组织的关怀和温暖，并获得真真切切的幸福感。随着员工在组织中感受到的幸福感逐渐增强，员工对组织的情感依附也将逐渐增强，从而表现为情感承诺的提高。由此，提出假设2。

H2：工作幸福感在员工助人行为与情感承诺之间发挥中介作用。

三、研究方法

（一）研究对象

本研究采用网络调查的方式发放并收集问卷。首先开展小样本调查，检查题目表述的准确性、设计的合理性及完整性等问题，并根据反馈对问卷进行修改。接着是正式调查，采用“腾讯问卷”网络平台进行问卷投放，投放对象条件设置为在民营企业工作、拥有本科以上学历等，共回收问卷336份。为保证问卷的有效性，按照答题所用时长、逻辑一致性及填答完整性等指标，对问卷进行筛选，最终确定有效问卷282份，问卷有效回收率83.9%。研究对象的基本特征是，男性占比60.3%，女性占比39.7%；平均年龄29.73岁，年龄标准差6.718岁；管理层级从一般员工、基层管理者、中层管理者到高层管理者，所占百分比依次为27%、29.8%、35%、8.2%；所属行业以互联网、金融、服务业为主；样本主要来自北京、广东、江苏、上海和浙江等地。由此可见样本特征表现为：男性占比偏大，呈现年轻化特征，大部分为基层及以上管理者，分布在经济较发达的省市等。

（二）变量测量

本研究采用国内外学者已开发出的较为成熟的量表，以保证测量工具的信效度。为提高度量的精确度，量表均采用Likert-7点计分方法，从1至7，“1”代表非常不同意，“7”代表非常同意。

1.员工助人行为。采用巴克拉克（Bachrach）等开发的组织公民行为量表中的助人行为分量表，[18]包括7个条目，具体内容如“如果有员工的工作跟不上，我会给予帮助”“我愿意花时间帮助在工作中遇到问题的单位成员”“在单位其他成员情绪低落的时候，我会加以鼓励”等。探索性因子分析表明，提取出1个因子，该因子的方差总解释率为60.469%，内部一致性系数为0.889。验证性因子分析修正指标（M.I.）提示，观察变量2、4的残差与其他观察变量可能存在相关性，根据变量间残差需相互独立的要求，作删除处理后，测量模型拟合指标为：χ2/df=1.512（＜3），GFI=0.99（＞0.8），AGFI=0.969（＞0.8），CFI=0.996（＞0.8），RMSEA=0.043（＜0.08），各项指标均达可接受标准。上述结果表明修正后的量表信效度良好。

2.工作幸福感。采用郑晓明等开发的员工幸福感中的工作幸福感分量表，[19]包括6个条目，具体内容如“我的工作非常有趣”“我总能找到办法来充实我的工作”“对于我来说，工作是很有意义的一场经历”“我对从目前工作中获得的成就感感到基本满意”等。探索性因子分析表明，提取出1个因子，该因子的方差总解释率为78.035%，内部一致性系数为0.944。验证性因子表明测量模型拟合指标为：χ2/df=2.03（＜3），GFI=0.978（＞0.8），AGFI=0.95（＞0.8），CFI=0.993（＞0.8），RMSEA=0.061（＜0.08），各项指标均达可接受标准。上述结果表明量表信效度良好。

3.情感承诺。采用高—尤尔哈恩（Gao-Urhahn）等开发的量表，[20]包括5个条目，具体内容如：“这是一个值得为之奋斗的组织”“我非常高兴能加入这个组织”“我为成为这个组织的一员而骄傲”“如果其他情况不变，我愿意一直在这个组织工作”等。探索性因子分析表明，提取出1个因子，该因子的方差总解释率为83.645%，该量表的内部一致性系数为0.950。验证性因子分析修正指标（M.I.）提示，观察变量3、4的残差之间可能存在相关性，对比删除3、4后的拟合指标，删除3拟合度更优，最后获得测量模型拟合指标为：χ2/df=1.336（＜3），GFI=0.995（＞0.8），AGFI=0.975（＞0.8），CFI=0.999（＞0.8），RMSEA=0.035（＜0.08），各项指标均达可接受标准。上述结果表明修正后的量表信效度良好。

（三）验证性因素分析竞争模型比较

本研究通过对比竞争模型验证性因素分析的拟合度指标，考查研究变量的区分效度。分析结果如表1所示，三因素模型的拟合指标优于二因素、单因素模型，拟合度最佳，这表明研究的3个变量具有良好的区分效度。

表1 竞争模型拟合度对比分析

（四）共同方法偏差检验

由于研究变量为同样的数据来源，因此采用Harman单因素分析法对数据进行共同方法偏差（common method bias）检验，结果显示总方差解释量是70.307%，未经旋转的第一个因素解释量为37.135%，低于临界值50%。可见单一因子没有能解释其中大部分变异。结果表明，本研究的共同方法偏差问题在可控范围内。

四、研究结果

（一）描述性统计及相关关系分析

变量的均值、标准差等描述性统计量与Pearson相关系数如表2所示：

表2 变量的描述性统计及相关关系

结果显示，员工助人行为、工作幸福感与情感承诺变量均值约为5，标准差约为1。员工助人行为与工作幸福感显著正相关（r=0.663，p＜0.01）；员工助人行为与情感承诺显著正相关（r=0.655，p＜0.01）；工作幸福感与情感承诺显著正相关（r=0.877，p＜0.01）。这表明变量间都具有显著的相关关系，这为深入探索变量间的内在关系，检验研究假设奠定了初步的数据基础。

（二）假设检验

本研究采用AMOS25.0的结构方程模型来检验假设模型。以员工助人行为为自变量，以情感承诺为因变量，从工作幸福感为中介变量建立结构方程模型，模型拟合度指标值为：χ2/df=2.087（＜3），GFI=0.921（＞0.8），AGFI=0.891（＞0.8），NFI=0.952（＞0.8），CFI=0.974（＞0.8），RMSEA=0.063（＜0.08），上述统计结果表明结构模型拟合良好。路径系数如表3所示：

表3 结构模型路径系数

根据表3，员工助人行为→工作幸福感路径系数0.847，p＜0.001;工作幸福感→情感承诺路径系数0.788，p＜0.001;员工助人行为→情感承诺路径系数0.184，p=0.001，统计结果表明路径系数均值在0.001的水平上显著。

为了进一步检验工作满意度的中介效应，采用Bootstrapping方法，因为该方法不需要正态性，也不要大样本，检验的关键在于考查中介效应区间是否包含0，若不包含则表示中介效应显著。[21-23]将自抽样次数设置为5 000，在95%置信区间下，用Bootstrapping方法检验中介效应，统计结果如表4所示：

表4 中介效用显著性检验的Bootstrap分析结果

根据表4，总效应的偏差校正区间（0.689～1.041）不包括0，总效应显著；间接效应偏差校正区间（0.528～0.907）不包括0，间接效应显著；直接效应的偏差校正区间（0.026～0.907）也不包括0，则中介效应显著的同时直接效应也显著，因此工作满意度在员工助人行为与组织承诺之间发挥部分中介作用，间接效应占比78.4%，直接效应占比21.6%。

综上所述，研究假设H1、H2均获得实证数据支持。

五、研究结论与讨论

（一）研究结论

研究基于社会交换理论与情感事件理论，以282份民营企业员工填答的问卷为样本数据，运用结构方程模型、Bootstrapping检验法等定量研究方法，探讨了员工助人行为、工作幸福感与情感承诺的关系，得到如下结论：员工助人行为对情感承诺具有显著的正向影响，工作幸福感在员工助人行为与情感承诺之间发挥部分中介作用。这表明，员工助人行为能够有效促进情感承诺的形成与提升，工作幸福感是连接两个变量的重要桥梁之一。

（二）理论价值与实践启示

本研究的理论价值有：其一，当前已有不少实证研究的文献针对员工助人行为结果变量探讨了员工助人行为可能带来的消极后果，[24-25]而对积极效应的研究相对不足，鉴于员工助人行为的亲社会属性，对它的积极效用急需通过实证研究进行深入探讨与检验。为此，本研究从情感承诺的角度探究员工助人行为可能带来的积极影响，不仅丰富了员工助人行为结果变量的实证研究，也为将来探讨员工助人行为的调节机制奠定了基础。其二，本研究将“工作幸福感”与“情感承诺”两个主观情绪与态度型的变量同时引入研究模型，增强了对员工助人行为结果变量研究的层次性与逻辑性。一方面，两者是不同层次的情绪体验，工作幸福感易产生，同样也容易发生改变，而情感承诺一旦形成，其稳定性更强；另一方面，工作幸福感与情感承诺又具有递进的影响关系，工作幸福感的逐渐累积，将有助于促进情感承诺的形成。

本研究对于民营企业组织文化的塑造、员工助人行为的引导以及员工招聘等管理实践都具有启示作用。首先，民营企业在组织文化的塑造方面，可积极倡导团结协作、互助互爱及宽仁友善的文化，这需要渗透到员工日常相处的一点一滴的言语与行动中。从早上见面时同事间的相互问好，到对在工作中遇挫的同事给予的支持与鼓励；从帮助新员工尽快适应工作环境，到同事遇到困难时力所能及地帮忙；以及团队成员心往一处想，劲往一处使的“大我”状态，都是企业友善、助人、协作文化营造的着力点。其次，企业在对员工助人行为进行引导时，需拿捏好分寸，如对于部分因能力不足而暂时不能胜任本职工作而需要同事帮助的员工，可通过安排企业导师、组织员工培训等形式帮助员工胜任工作；而对于因工作负荷量过大而需要同事帮助的员工，则可通过对工作进行拆解、重组与整合等工作再设计方法来进行处理。这是因为员工助人行为是员工之间表达友好、善意的方式，不可滥用，凡事过犹不及，如果助人行为给施助方带来过大的额外工作负担，而给受助者带来愧疚与亏欠感，那么这样的助人行为是不可持续的，同样，也就是不值得提倡的。最后，企业要特别关注员工招聘环节中对应聘者亲社会人格的考察，可通过行为面试法（Behavior Event Interview, BEI）来切实考察应聘者曾经团结协作、与人为善等行为倾向以及在情感承诺形成等方面的真实表现，以提高招聘工作的效率并降低员工的离职率。

（三）不足与展望

本研究存在的不足主要表现在，一方面，数据采集的时间问题。员工助人行为与工作幸福感，以及员工助人行为、工作幸福感与情感承诺，两条影响路径在理论上存在着时间差，但是该研究采用的是截面数据，对可能存在的时间效应，未能深入探讨。另一方面，数据采集的主体问题。研究均采用被调查者自我报告的方式采集数据，由于员工助人行为可能存在社会赞许性偏差，因此，在进行数据采集时，更理想的方式是从直接领导那获取对应员工的助人行为数据，从员工处获取工作幸福感与情感承诺的数据，本研究未能做到。在未来的研究设计中，可以考虑采用多时点、多主体的数据采集方式，从而更准确、更全面、更深入地把握员工助人行为影响员工态度和情感的作用机制。