参与式领导对组织助人行为的影响.doc

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
摘 要 组织助人行为开始从组织公民行为中独立出来，受到学界关注。研究结合工作幸福感和角色清晰度，探讨了参与式领导对组织助人行为的影响及其作用机制。通过对300名企事业单位的职工及其同事配对成组取样，采用多元回归分析等方法，结果发现：（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。
关键词 助人行为；参与式领导；工作幸福感；角色清晰
分类号 B849：C93

1 引言
组织公民行为作为上个世纪组织行为学领域新兴的课题，早已受到了学术界和实务界的广泛关注。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，角色内行为是工作内容明确要求的，与工作绩效相关；角色外行为是工作规范描述之外的，与周边的绩效相关。Van Dyne和Lepine（1998）进一步将角色外行为按照是促进的（promotive）还是抑制的（prohibitive）以及亲和的（affiliative）还是挑战的（challenging）进行分类。促进性行为是员工主动去推动、激发、引起某类事情产生的一类行为，抑制性行为是员工出于保护和预防的目的而做出的行为，包括为保护低权力者而进行的调解活动，制止他人不道德行为；亲和性行为是他人导向的行为，如同事间的合作，有助于加强人际关系；挑战性行为具有变革导向的性质，强调想法的产生和问题的解决，对人际关系会产生一定的破坏作用。对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，但助人行为是否也具有独特性呢? 在参阅以往有关助人行为的文献后，我们发现与组织公民行为这个整体概念相比，助人行为存在一定的独特性（包玲玲，2011）。虽然组织公民行为和绩效的关系没有统一的定论，但是助人行为对销售额、产品数量和质量，顾客满意度等组织绩效有显著的积极意义，目前所有研究都支持这个结论，而且在国外文献中助人行为被认为是最典型的组织公民行为，也是研究的最多的组织公民行为，但国内的研究却很少。Podsakoff（2000）回顾过去近20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。最早的研究集中在个人特点上，包括工作态度、个性特征和领导支持感，领导支持感派生出领导行为的研究，而后者又衍生出任务特点和组织特点两个研究层次。因此，本研究通过查阅文献，发放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，专门探讨了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（陈吴婷，2007；解志韬，2009；Yue Zhu, &Syed，2014），魅力型领导（独凤稳，2008）和道德型领导（Kalshoven, Den Hartog & De Hoogh, 2013）几种领导方式的作用，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。所以该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，提出工作幸福感作为中介变量，企图以一种新思路对社会交换理论做一些补充。其次，本研究进一步探索了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，本文整合了中介变量和调节变量，通过检验一个有调节的中介模型，系统的分析了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
助人行为从组织公民行为（Organizational citizenship behavior，OCB）中演化而来。2000年，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。这个概念包括了两个部分，一是帮助他人解决工作相关问题，相似的有：Organ（1983）提出的组织公民行为的利他（altruism）子维度；Williams和Anderson（1991）提出的角色外行为中个人指向（individual-directed）行为；George和Brief（1992）在组织自发性（organizational spontaneity）中的帮助同事子维度；还有Borman和Motowidlo（1997）在关系绩效中的帮助他人维度。二是帮助他人采取措施，预防工作相关问题的发生，包括Organ（1988）提出的礼貌性举止。这在某种程度上说明助人行为己经受到了学者们的广泛关注。另外Spitzmuller和Van Dyne在2012年提出助人行为并不都是自发的，也可能是被动应答的，并将助人行为分为自发性助人行为和应答性助人行为。高丽丽在2014年编制出中国背景下的组织助人问卷，包含自发性助人和应答性助人两个维度，并发现自发性助人行为的动机是满足自己的自我实现、成就感等动机，而应答性助人行为是为了满足他人的需求，会增加助人者的工作负荷，减少助人者的绩效，该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（1997）检验了团队凝聚力和个人工作态度对个体的礼貌性助人的影响。（2）合作的团队规范。Ng和Van Dyne（2005）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。（3）任务特征。Nielsen 等（2012）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，而高任务依存性则对其有积极作用。（4）人际信任。Choi（2009）发现员工信任同事的能力和集体感会显著地提高了助人行为的发生概率。
个人因素包括：（1）人口学变量。Choi（2009）发现团队中学历差异与助人行为负相关，而任期和层次地位差异则与助人行为正相关。（2）人格特质。King（2005） 等研究发现，责任心和宜人性与助人行为之间存在显著的正相关。（3）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。Jackson，Colquitt 和Wesson（2006） 发现在群体成员相互依赖性比较强的团队中， 团队成员的集体主义价值观和助人行为正相关。（4）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，高组织自尊的人更愿意帮助同事和组织；当员工对领导者有较深的信任、或对组织有较高的情感承诺时，他们越容易做出助人行为（周文娟，段锦云，朱月龙，2006）。（5）人际变量
2.2 参与式领导与助人行为
领导行为的研究从House 的领导方式理论、Vroom的参与决策理论、Hersey 的领导生命周期理论、Fiedler 的权变理论，都把“激励下属参与”作为有效领导行为的一部分。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（Arnold, Arad, Rhoades, & Drasgow, 2000），上司下属公开有效的利用机会进行共同决策（Heller, 2003）。它有助于提高员工的工作满意度（Kim, 2002; De Poel, Stoker, & Van der Zee, 2012）和组织公民行为（Miao, Newman, & Huang, 2014），改善员工绩效（Lashley, 2000; Huang, Iun, Liu, & Gong, 2010; Huang, 2012; Miao, et al., 2014）。
那么参与式领导是如何对员工的组织行为产生影响的呢？动机理论（Motivational Theory）认为参与式领导行为通过增加下属参与组织管理的程度，给予下属足够的判断力、影响力、支持、信息以及其他资源，使下属体验到这些领导行为带来的内在激励，产生自我价值、自我效能等主观感觉，从而提高下属的动机水平（Sashkin & Williams,1990; Deci, Connell & Ryan,1989; Arnold et al., 2000）。另外社会交换理论认为当管理者的努力被员工觉察为有益的时，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（Bateman & Organ, 1983）。然而参与式领导和其他民主的领导方式比起来，除了上述两个理论提到的能够激发动机、创造积极体验之外，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，互相切磋的过程。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（Bowler & Brass, 2006），把该理论应用到本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会中心性更高，更有可能互相帮助，互相扶持，因此我们假设，
H1：参与式领导正向预测助人行为。
2.3 工作幸福感的中介作用
由于积极心理学的兴起，西方对员工幸福感的研究逐渐增多。关于幸福感的界定，实现论提出心理幸福感的概念，具体到工作场景即指员工个人的自我实现和潜能发挥程度；快乐论提出了主观幸福感的概念，具体到工作场景即指员工对工作的认知和情感体验（张兴贵，罗中正，严标宾，2012）。Yan和Turban（2009）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层面，工作幸福感是特殊层面的幸福感，针对的是工作中的细分维度，比如同事、领导、薪酬等方面的满意度和情感体验。
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。目前为止，员工工作幸福感的主要问卷有： VanKatwyk开发的与工作相关情感幸福量表（Job-related Affective Well-being Scale，JAWS），Van Horn编制的教师的工作幸福感量表、苗元江的综合幸福感量表。因为问卷在中国背景下发放，并且要考量特殊层面的主观幸福感，本研究选用了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幸福感。
从社会交换理论出发，工作幸福感是一种广泛而优良的中介变量（赵飞，2011），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。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？因此我们假设，
H2：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
角色是人们对某一个社会组织中的个体所期望的一系列行为，体现了一个人在组织中的地位，反映其相应的权利、义务和职责。角色清晰度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。反之，角色模糊就是指对实现某一角色采取什么行动的不确定性。角色模糊易引发员工的不确定性，这使得其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）员工就更少地有时间和机会表现出角色外行为。因此，角色模糊对组织公民行为起负向影响，即员工的角色模糊水平越高，其表现出的OCB越少。Chu，Lee和Hsu（2006）以265名中国台湾地区的公共卫生护士为被试证实了这种负相关。另外，角色模糊、角色冲突与员工的工作幸福感相关，而满意度与OCB相关，那么假设角色模糊、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。新近的元分析研究也表明，角色模糊、角色冲突与任务绩效间的关系受到工作幸福感的中介。Bettencourt和Brown（2003）探讨角色压力源对一线服务员工的顾客导向边界扫描行为的影响，发现了工作幸福感的中介作用。
有人通过对分配公平感与OCB关系的研究指出：工作幸福感是领导支持和分配公平感与OCB的中介变量,员工成熟度（Maturity Level）是调节变量。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（梁巧转，马宪文，黄英博，孙慧，2007）。因此我们推论员工成熟度，角色清晰度这类机体变量对情境因素和与社会交换相关的工作态度因素都具有一定的调节作用。员工对自己的工作要求清晰把握，对自己的岗位在企业中扮演的角色有明确的认识，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。因此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会使得员工在工作上进展的较为顺利，也能改善工作幸福感。因此我们假设，
H3：角色清晰度正向调节参与式领导对助人行为的预测作用；
H4：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。
工作幸福感

角色清晰度

参与式领导

助人行为

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%）。
样本分布情况如下：191个来自加工业，101个来自服务业；外资企业被试146个，民营企业被试100个，国有企业被试20个，还有26个被试来自于其他组织（包括政府部门，事业单位等）。
人口统计特征为：130个男性被试，162个女性被试；平均年龄30岁以下192个，31-40岁79个，41以上20工作年限5年以下的232个人，6-10年的46个人，11-15年的7个人，16年以上的4个人；高中及其以下的73人，大专学历69人，本科学历144人，硕士及其以上6人一般职员196人，基层主管42人，中层经理36人，高层经理12人。
3.2 测量工具
参与式领导行为采用Arnold et al（2000）编制的问卷。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，从1“很不同意”到5“非常同意”。得分越高，说明员工感受到的参与式领导行为越强。该量表的Cronbach’s α为0.86。
工作幸福感问卷采用的是苗元江（2003）研究主观幸福感时编制的《综合幸福感问卷》。研究对问卷进行了分析研究，选择了与工作相关较高的一些项目，并对选择的项目进行了一定程度的修订。经过调整以后，本问卷包含了12个项目，代表性项目如：“我的工作大多数方面与我的理想吻合”。问卷采用Likert5点计分法，1代表很不同意，5代表非常同意。本研究对工作幸福感问卷进行内部一致性检验，结果表明修正的工作幸福感问卷的内部一致性系数为0.80，达到可以接受的水平。
角色清晰度问卷采用John和James（1974）编制的量表，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。问卷采用Likert式5点量表进行评分，让员工判断自己对这些行为或情境的清晰程度，从“1=很不清晰”到“5=非常清晰”。本研究中，该量表的Cronbach’s α是0.87。
组织助人行为问卷采用高丽丽（2014）编制的组织助人行为量表中的自发性助人部分（前6题）。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”。 问卷采用Likert式5点计分，从“1=很不清晰”到“5=非常清晰”。本研究中，该量表的Cronbach’s α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。研究者联系企业，在午休时间去公司发放并收集问卷。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。信封口都有双面胶带纸，信封的启封由问卷填写者执行。对自评和他评两份问卷上的个人信息一致，笔记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。然后将数据录入excel中，并与其他同学的数据汇总，最终将总数据录入Spss17.0中文版中，对自编量表进行信度检验和因子分析，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，取向适当性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）。这说明本研究的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，学历和职位越高，助人行为的发生率也越高。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。另外，参与式领导（r=0.27, p<0.01）、工作幸福感（r=0.31, p<0.01）、角色清晰度（r=0.16, p<0.01）和组织助人行为的相关都达到显著水平且正相关；在与参与式领导的相关关系中，工作幸福感（r=0.58, p<0.01）和角色清晰度（r=0.41, p<0.01）也达到了显著水平。依据人口学特征做独立样本t检验或者方差分析，同样得出被试助人行为在性别，年龄，工作年限上都未达到显著差异，学历（F=3.66, p<0.05）和职位（F=5.07, p<0.01）上有显著差异，经过事后检验得知，一般职员和中层经理的助人行为差异显著（p=0.02）；高中及其以下学历和本科学历的员工助人行为差异显著（p=0.49），高级经理和硕士及其以上两个分组由于样本数量少，因此在两两比较中无法达到显著水平。

表1 主要变量的相关系数
变量
M
SD
1
2
3
4
5
6
7
8
1性别
1.55
0.49

2年龄
29.55
6.33
-0.16**

3工作年限
3.75
3.55
-0.08
0.63**

4学历
2.28
0.86
-0.08
-0.16**
-0.16**

5职位
1.52
0.87
-0.25**
0.47**
0.27**
0.19**

6参与式领导
3.52
0.65
-1.42*
0.06
-0.00
-0.03
0.2**

7工作幸福感
3.52
0.52
-0.11
0.06
-0.05
0.03
0.2**
0.58**

8角色清晰度
3.82
0.75
-0.15
0.07
0.01
0.05
0.11
0.41**
0.43**

9助人行为
3.59
0.69
0.002
0.02
-0.36
0.16**
0.22**
0.27**
0.31**
0.16**

注：*表示p<0.05,**表示p<0.01,***表示p<0.001

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，模型二中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2成立，参与式领导正向预测助人行为。
根据Baron和Kenny（1986）三步检验中介效应的建议：（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），到此，工作幸福感在参与式领导对组织助人行为的回归中发挥完全中介作用，假设3成立。

表 2 分层回归：工作幸福感的中介效应
变量
助人行为
工作幸福感
模型一
模型二
模型三
模型四
模型五
性别
0.05
0.08
0.01
-0.07
-0.01
年龄
-0.05
- 0.04
-0.06
0.04
0.07
工作年限
-0.07
- 0.05
-0.02
-1.14
-0.10
学历
0.08
0.10
0.10
-0.03
0.04
职位
0.23***
0.19**
0.18**
0.22**
0.08
参与式领导

0.23***
0.08

0.58***
工作幸福感

0.26***

F
4.14**
6.25***
7.64***
3.71**
27.34***
R2
0.07
0.12
0.16
0.06
0.37
ΔR2

0.05
0.04

0.31

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（2006）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[The Mechanism of Participative leadership on organization helping behavior
Abstract
Organization helping behavior has begun to be separated from the organizational citizenship behavior, and been paid attention because enterprises faced the increased foreign cultural