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摘 要：以问卷调查的方式对不同职业224名员工进行实证研究，验证了助人行为的频率與工作幸福感之间的倒U型关系，即增益式助人行为促进工作幸福感，损耗式助人行为抑制工作幸福感。同时验证了团队凝聚力的调节作用，结果表明团队凝聚力调节助人行为与工作幸福感间倒U曲线的开口大小，当团队凝聚力低时，曲线开口变小，助人行为对助人者工作幸福感的影响被加强;当团队凝聚力高时，曲线开口变大，助人行为对助人者工作幸福感的影响被削弱。
关键词：助人行为;工作幸福感;团队凝聚力;倒U曲线
文章编号：2095-5960（2019）05-0054-11;中图分类号：C93;文献标识码：A
一、引言
工作中的助人行为作为亲社会行为的重要表现方式，一直为企业管理者和学者所关注。成员间的互帮互助可以提高组织内部资源的流通率和利用率，是管理者所希望达成的目标。[1]而在学术界，众多学者对影响助人行为发生的因素与情境进行了探索，少有人探究助人行为对助人者造成的影响。就已有的研究而言，一方面，有研究表明助人行为会为助人者带来正面效益，如收获积极的情绪体验，树立良好的声誉形象及提高情境绩效的评价结果等;另一方面，也有研究表明助人行为会给助人者带来负面效益，因为工作时间是有限的，助人行为将会损耗有限的工作时间[2]，这将影响任务绩效的完成进而影响绩效结果的评定。为何助人行为会造成两种截然相反的结果呢？两种结果间是否存在一定的转换机制？本文将就此展开研究。
让员工拥有高工作幸福感，一直是组织与个人所共同追求的目标。管理者们相信拥有更高幸福感的个体，将拥有更高的工作动力进而贡献更多的生产力。[3]对员工而言当基本物质需求得到满足时，将转向后物质阶段，更关心自我的实现，更关注幸福感的提升。[4]在资源保存理论中，影响工作幸福感的主要因素是个体资源存量的变化，即个体所拥有资源存量增加时工作幸福感将增加，资源存量损耗时工作幸福感将降低。[5]员工进行助人行为后会导致自身收益的变化，由此必然会对员工工作幸福感造成影响。
工作场所中的助人行为与社会中的助人行为有一定不同，它以组织为依托，发生在团队成员之间。对工作中助人行为的研究必须要考虑到团队凝聚力的水平，因为在不同凝聚力水平的团队中，团队内助人行为发生的频率也不相同。[6]有研究表明在高凝聚力的团体中，自愿助人往往是团体成员进行社会交流的一个常态，成员的助人行为被视为一种角色内行为[7]，团队内资源流动更为顺畅，个体对助人行为导致的自身资源变化的感知较弱。相反，在低凝聚力的团队内，团队成员通常不具有发展人际关系的需求，团队成员间加强人际关系的准则和期望不够明确[8，9]，助人行为不被视为一种角色内行为，团队内资源流动更为阻塞，个体对助人行为导致的自身资源变化的感知较强。由此可见，团队凝聚力的高低将影响员工对资源变化的敏感性，因此本文将团队的凝聚力也纳入进来，探究团队凝聚力在助人行为与工作幸福感间的调节作用。
二、理论与假设
（一）助人行为与工作幸福感的关系
1.助人行为
不同的学者对助人行为有不同的定义，如Williams在对组织公民行为的二维定义里，将助人行为定义为对组织内部的个人利益有促进作用的行为。[10]Organ及其同事将助人行为划归为组织公民行为五个维度（利他主义、尽责、体育精神、礼貌、公民美德）中的利他主义维度[11]，具体内涵是员工自愿帮助同事解决工作中的相关问题或者帮助同事防止一些问题的发生。[12]结合以上学者的定义，本研究认为助人行为的实际重要性在于，通过助人行为促进员工间的资源转化，进而提升工作的创新性和适应性，最终提高组织工作的效率。[13]
员工为何要进行助人行为呢？McClelland（1961）的成就动机理论对助人行为的发生提供了有力的支持。他认为，当助人行为被视为基于满足个人某方面的动机需求时，助人行为的发生可以得到最好的理解。[14]助人者将在满足个人需求的动机驱动下，消耗个人资源进行助人行为，但是在进行助人行为后，助人者能立即收获到实现个人需求的满足感，同时也完成了自身资源的转换——根据社会交换的互惠原理，当个体认为他人对其善意对待、公平对待时，就会感到有义务回馈这种善意的行为。从资源变化的角度来看，助人者消耗工作时间等工作资源进行助人行为，以换取满足感及受助者对其情感上的认同和将来会给予回报的潜在承诺。由此，本文将工作中的助人行为定义为个体进行自身资源转化的一种方式，会导致个体的心理情况及工作资源存量变化。
2.工作幸福感
目前学术界关于员工工作幸福感的内涵尚未有一个统一的界定，目前主要有三种视角——主观幸福感视角、心理幸福感视角和整合前述两种幸福感视角作为研究工作幸福感的主要方向，其中整合主观和心理幸福感两个视角的研究方式被认为是研究工作幸福感的未来发展方向。[15]以往的研究表明有多种因素对工作幸福感造成影响，如个人动机、工作性质、收入水平、人际关系、组织支持、工作压力等。
在对工作幸福感维度的探究上不同学者有不同的观点。Warr认为工作幸福感除了情感因素外，还应包括行为因素，并将行为因素划分为工作抱负、工作自主性和工作胜任感三个方面;[16]Van Horn基于两种幸福感视角的整合，在Warr的研究基础上对工作幸福感的维度界定中又添加了三类新因素，分别是认知因素、社会因素和心身因素，从而提出一个五维度的模型，即情绪幸福感、职业幸福感、认知幸福感、社会幸福感和心身幸福感;[17]黄亮也基于两种幸福感的整合视角，将工作幸福感划分为情绪幸福感、职业幸福感、社会幸福感和认知幸福感四个维度。[18]
以上观点都是基于主观和心理幸福感两种视角的整合，这两种观点下对工作幸福感的衡量可以归纳为基于在员工工作中的体验（Experience）和效能（Functioning）的总质量水平。[19]具体而言体验是使员工感受到真实、现实，并能在心理上留下深刻印象的过程，是员工的内在心理感受[20]，效能是员工对工作中结果的尺度、效率、效果、效益的主观衡量依据，是对自身工作质量的整体评价。[21]在资源保存理论中，心理资源是人们内心深处珍视的事物，例如自尊、自我实现及积极情感等，是能为员工实现目标带来帮助的事物，例如：工作地位，个人信誉等，工作资源是指工作中具有实现工作目标、减少工作需求以及生理和心理上的消耗，促进个人成长、学习和发展的因素，例如工作控制、组织支持、收入水平等[22]，可见心理资源和工作资源所反映的内容正好贴和工作体验和效能的内涵。 综上，本研究将心理资源作为衡量工作体验的依据，将工作资源作为衡量工作效能的依据，将工作幸福感定义为员工主观感知到通过工作获得的心理资源和工作资源两方面资源存量的总和，存量总和越高则工作幸福感越高，存量总和越低则工作幸福感越低。
3.增益式助人行为与损耗式助人行为
有研究表明助人行为会为助人者带来资源的增加。实验室研究证实了，各种帮助行为（例如捐钱、帮助拾取文件）[23，24]，甚至只是同意帮助就可以改善情绪优化助人者的心情[25]。心理调节的社会心理理论表明，帮助行为可以改善个人的心情，因为帮助他人所获得的感谢能引导个人注意力消除自身的消极情绪。[14]可见助人行为可以作为一种情绪调节机制[26，27]，通过进行助人行为收获积极情绪，从而增加心理资源的积累。同时通过梳理助人行为对绩效评估影响的相关文献发现，Allen、Kiker等人的研究结果[28]表明，任务绩效和情境绩效都被作为分配奖金与额外奖励的依据，并且该研究通过实证研究和实验室研究证实，助人行为有助于提高情境绩效的等级评定[29—31]，从而使得助人者工作资源增加。
然而同样也有研究表明助人行为会为助人者带来资源的损耗。Flynn的研究发现，女性员工进行的助人行为并没有像男性员工那样被重视，同时，进行高频率助人行为的员工更可能被认为其是一种利他主义的人，而不需要对其助人行为进行回报[32]，这将导致助人者进入资源的损耗螺旋。同时，Diane的研究表明个人分配到助人行为的时间是以牺牲完成任务绩效的时间为代价的，Podsakoff和Mackenzie对保险业员工的实证研究发现助人行为会对其任务绩效造成负面影响[33]，在目前组织仍然倾向于根据良好的任务绩效奖励员工的情况下，助人行为并不会被直接回报，因为助人行为并不是绩效任务所包含的工作[2]，进行高频率的助人行为并不会收获到相应的奖励。在以上几种情况下，助人行为是导致个体资源存量损耗的行为。
根据上述文献的梳理，可见进行助人行为可能会使助人者资源增益或损耗，那么为何会造成两种截然不同的结果呢，本文以资源保存理论为分析框架，结合自我决定理论，做出如下解释：在自我决定理论中，当员工处于自主性帮助行为时，员工将收获积极的情绪体验，这将有助于员工心理资源的积累，从而提升工作幸福感。同时当员工在完成任务绩效的情况下，仍有相应的工作资源剩余时，如工作时间[5]，员工与其任凭工作时间的自然流失，不如将时间投入助人行为中以换取个人资源存量的增长。因此在以上情况中，进行助人行为使助人者心理资源和工作资源增加，助人者进入资源的增益螺旋[5]，本文将这类助人行为定义为增益式助人行为。与之相反的则是，当员工非自主进行助人行为时，如：被上司强制要求进行助人行为等情况下，员工将收获消极的情绪体验，导致心理资源存量的下降。同时当员工以牺牲完成任务绩效的时间进行助人行为时，将导致工作资源存量下降。由此在以上情况中，助人行为损耗到助人者的心理资源存量和工作资源存量，本文将这类助人行为定义为损耗式助人行为。
4.增益式助人行为与损耗式助人行为的关系
增益式助人行为在一定情况下将转化为损耗式助人行为，即当进行助人行为的员工感知到付出的资源大于收获的资源时，对其而言增益式助人行为将转变为损耗式助人行为。根据资源保存理论，当员工处于增益式助人行为模式中时，出于对资源获取的需要，员工将不断提高助人行为的频率，而当助人行为频率达到一定水平时，增益式助人行为带来的收益将达到峰值，一旦超过该频率助人行为将给员工带来压力。一方面，此时员工进行助人行为将不再是自主性助人行为，不能带来积极的情绪体验。另一方面，当助人行为所占用的工作时间影響到任务绩效的完成时，那么助人行为将会导致员工工作资源受损。此时增益式助人行为转变为损耗式助人行为。
当然存在一种假设，员工在进行助人行为和完成任务绩效的时间分配上找到平衡点，且能不断提高助人行为的频率并保障任务绩效的完成，同时保持出于自主性的目的进行助人行为。那么助人行为能持续处于增益式的模式中吗？也不尽然，助人行为作为一种特殊的互惠交易，有其两大特点：禁止讨价还价和产生自我中心偏见。禁止讨价还价表明，助人者不会说我为你做某事，只要你同意将来为我做某事[32]，因此对于助人者而言在未来会收到怎样的回报是不确定的。自我中心偏见表明，受到帮助会引发受助者的负债感，但是随着时间的增长，受助者会淡化在助人行为中受到帮助的负债感，而助人者则相反，会随着时间的增长放大自己给予帮助的作用。[34]除以上两个因素外，高频的助人行为还将导致周围的同事认为助人者本身就是利他主义的而不需要对助人者的帮助进行回报。[35]由此在以上因素的影响下，将导致助人者收到回报时或向曾经的受助者寻求帮助时得不到令其满意的回应。此时助人者感到自身资源的付出与回报不相等，此时增益式助人行为也将转变为损耗式助人行为。
综上所述，本文提出假设ⅰ：助人行为的频率与员工工作幸福感呈倒U型关系。具体而言，增益式助人行为对员工工作幸福感的提升有促进作用，损耗式助人行为对员工工作幸福感的提升有抑制作用，并且随着助人行为频率的增加，增益式助人行为将会转变为损耗式的助人行为。
（二）团队凝聚力的调节作用
1.团队凝聚力
对团队凝聚力的研究在上个世纪30年代就开始了，Lewin将凝聚和运动定义为团队的两个主要过程。[36]而凝聚力真正受到组织管理领域的广泛关注是在上个世纪50年代，不同学者对团队凝聚力有不同的定义，其中Festinger等将团队凝聚力定义为“让团队内成员继续留在团队内的作用力的总和”[37]，Carron，Widmeyer和Brawley认为凝聚力是一个动态的过程，凝聚力是衡量团队在追求目标时内部的一致性及能多大程度上保持这种一致性。[38]Hogg（1992）的实证研究发现，凝聚力高的团队成员间更容易互相分担工作任务，更愿意参加团队的决策，一同为实现团队的目标努力。[39]同样Wech et al.（ 1998） 的研究也表明，在高凝聚力的团队中，成员更容易相互帮助相互扶持，共同有效的完成任务。[40]结合以上学者对团队凝聚力的研究，本研究认为团队凝聚力是反映团队成员一体化的程度，是衡量团队内成员互相协助以达到目标的水平，从团队内资源变化的角度来看，可以将团队凝聚力作为衡量团队内成员资源交换的顺畅程度，团队成员间资源交换越顺畅阻碍越小则凝聚力越高，团队成员间资源交换越困难阻碍越大则凝聚力越低。 2.团队凝聚力的调节作用
当团队凝聚力高时，助人行为对员工工作幸福感的影响将相对被削弱;当团队凝聚力低时，助人行为对员工工作幸福感的影响将被加强。在高凝聚力的团队中，由于团队内成员资源流通顺畅，助人行为往往会成为团队成员进行社会交流的一个常态。[41，42]因为助人者并不需要刻意地要求受助者对其进行一对一的回报，助人者明白当我需要帮助时团队中的其他成员同样会为我提供帮助，即助人者的助人行为将会被团队内其他成员回报。[43，44]因此在高凝聚力的团队内，团队成员进行助人行为的频率普遍较高，助人行为往往会被视为一种角色内行为。资源在团队成员间频繁且顺畅的交换，此时员工对进行助人行为导致自身资源变化的感知被削弱，進而弱化对工作幸福感变化的感知。[45]相反，在团队凝聚力低的团队中，团队成员间不具有规范的人际交往规则，团队成员间的人际关系较弱[46]，促使团队成员进行社交交流以使团体成员受益的规范不强，助人行为不可能在低凝聚力的团队中成为一种角色内行为。因此助人行为在凝聚力水平较低的团队中较少见，助人行为将直接被受助者回报。资源在团队内成员间交换受阻，此时员工对进行助人行为导致自身资源变化的感知被加强，进而强化工作幸福感变化的感知。[47]由此本文提出如下假设：
假设ⅱ：团队凝聚力调节助人行为和员工工作幸福感之间的倒U型关系，在团队凝聚力低时，助人行为对助人者工作幸福感的影响将被加强，倒U曲线开口变小;而在团队凝聚力高时，助人行为对助人者工作幸福感的影响将被削弱，倒U曲线开口变大。
由此本文研究的模型如图1所示：
三、研究设计
（一）研究对象及程序
本研究所选取的调研对象均为在职人员，同时为了使样本覆盖面尽可能广，本研究通过付费的方式委托百度调研进行广泛的问卷发放并回收。
本次调研回收问卷249份，剔除部分填写时间过短及胡乱填写的问卷，最后得到有效问卷224份。样本涉及13个职业（生产、销售、市场/公关、客服、行政/后勤、人力资源、财务/审计、文职/办事、技术/研发、管理、教师、顾问/咨询、专业人士、其他）。其中技术/研发人员占比最高达到总体的15.6%，之后是从事管理相关工作的人员占比达到12.9%，再之后是销售人员占比10.7%，其余职业占比均低于10%;在性别方面，女性占54%，男性占46%;在年龄构成方面26～35年龄段的人员占比最高达到57%，其次是36～45岁年龄段的人员占21%，之后是18～25岁年龄段占18.8%，最后是45岁以上占3.1%;从学历构成方面，本科水平占比最高为53.6%，其次为本科以下水平占比为31.3%，之后是硕士研究生占比14.7%，最后是博士研究生占比0.4%;在工作年限方面，参加工作1～10年之间的人数最多占比达到72.8%，其次是11～20年之间的占比达到21%，之后是工作20～30年之间的占比5.8%，最后是参加工作30年以上的占0.4%;在婚姻状况方面，已婚人士占55.4%，未婚人士占44.6%;在职位水平方面，大部分为普通职工占比73.2%，其次是科室负责人占比13.8%，之后是部门负责人占12.5%，最后是区域负责人及以上职位的占0.4%;从对工资满意度的调查结果方面看，对工资基本满意的占比最高达48.7%，完全满意占比其次达31.7%，之后是满意度一般占比16.5%，最后是基本不满意占比3.1%。
从以上数据可以看出，样本在职业、年龄、工作年限、性别、婚姻情况、学历水平等方面覆盖面广、分布合理，具有一定代表性。
（二）变量测量
由于本研究所采用的问卷原始量表为英文量表，所以在使用前需对量表进行翻译，为了确保翻译后的量表的有效性，本研究的量表由管理学专业的研究生进行双向互译。在完成双向互译后，交由管理学方面的专家和部分在职员工进行阅读，询问对量表翻译后条目是否有疑义，并做出相应的修改，在完成以上工作后对翻译后的问卷进行了预调研，所选取的对象为在职的MBA学员，并进一步询问其是否对问卷的条目存在疑义，之后结合预调研的结果对问卷条目的措辞和表达方式进行修改，最终形成调研问卷。
问卷调研内容涉及助人行为、工作幸福感（工作中的心理资源积累量与工作中的工作资源积累量）、团队凝聚力三个变量。
助人行为采用LJ Williams开发的测量员工利他水平的组织公民行为量表[1]的部分题项，共4个题项，采用Likert5点评分，以测量员工对其所处团队中其他成员的帮助情况。由于本研究是注重员工感知自身进行助人行为的频率导致资源的变化，所以助人行为水平的测量采用员工自评的方式测量。
工作幸福感，由于目前国内外学术界对工作幸福感测量方式没有一个被高度认可的测量方式，因此依据本文对工作幸福感的定义——心理资源和工作资源存量的总和，本研究分别使用两套较成熟的量表对以上两个维度进行测量。心理资源存量采用积极消极情绪量表，该量表由David Watson等开发，是邱林等结合中国情境对问卷修改后的版本[48]，共18个题项。量表分为两个子维度——积极情绪水平及消极情绪水平，测量范围为在工作中有多频繁感受到词汇描述的情绪状态，采用Likert5点评分。工作相关主观幸福感量表由 Warr编制[16]，共12个题项，采用Likert5点评分，量表分为工作能力、工作意愿、非工作时生活能力和非工作时生活意愿四个维度，Warr的研究表明，工作能力与非工作时生活能力和工作意愿与非工作时生活意愿均处于同一横轴的两个端点，个人的能力与意愿均是有限的，将能力与意愿分配到工作或非工作中时相对应的另一端将受限制。
最终工作幸福感的分值为心理资源存量与工作资源存量得分之和，心理资源存量的得分是将员工积极情绪得分减去消极情绪得分的值，工作资源存量的得分是将工作能力水平和工作意愿水平的得分加总减去非工作时生活能力水平和非工作时生活意愿水平得分加总的值。具体计分方式如公式1—3所示： 工作幸福感=心理资 （1）
心理资源存量=积极情绪 （2）
工作资源存量=（工作能力得分+工作意愿得分）-（非工作时生活能力+非工作时生活意愿） （3）
团队凝聚力采用Dobbins和Zaccaro编制的量表评估团队凝聚力的部分题项。[49]共7个题项，采用Likert5点评分，从“1=完全不符合”到“5=完全符合”，部分问题采用反向计分，具体题项，如“我觉得我所处团队中的每一名成员之间都相处得很好”，“每一天我都期待着与团队成员在一起工作”等。
（三）统计方法
本研究采用 SPSS 22.0、AMOS 21.0、Mplus7.4进行统计分析。首先，运用SPSS对变量进行描述性统计分析;其次运用AMOS对各个变量进行验证性因子分析，最后运用Mplus进行助人行为与工作幸福感的回归结果验证和团队凝聚力的调节效应检验。
四、数据分析
（一）初步分析
1.共同方法偏差
本研究问卷由管理学专业学生进行中英文回译、将回译后的问卷交由专家修订、通过预调研对问卷进行最终修改等方式来确保问卷量表的有效性;在测量时，使用匿名测量，在问卷中声明所选选项无对错之分等方式，来尽量使被测能表达出自身的真实想法以此来控制共同方法偏差[50，51];在完成数据的收集后，使用SPSS中的Harman单因素检验方法进行共同方法偏差检验[52]，检验结果表示第一主成分只解释了17%的方差变异。由此可以表明本研究所测量的数据共同方法偏差不显著。
2.量表的信度效度分析
采用 Cronbachα 系数对调研问卷的信度进行检测。表 1 显示各量表的 Cronbach α 系数值都大于0.7，测量信度较高，说明量表具有良好的内部一致性，信度满足研究要求。为了验证研究所使用量表的各构念效度，进行了验证性因子分析（CFA）。CFA结果如表1所示，研究中涉及的各个变量的测量指标均通过要求，表明量表测量结果有良好的效度。
3.工作幸福感测量
因为本研究中工作幸福感是由积极消极情绪量表及工作相关主观幸福感量表进行测量的，所以需将两个量表合并进行信度检验。结果显示Cronbach's α为0.841表明合并后的量表也具有较高的信度，之后需要通过因子分析以验证其是否适合以这种方式测量工作幸福感，运用spss软件因子分析的功能测量。检验结果显示kmo值为0.853大于0.6且共提取出6个特征根大于1的维度且各维度题项均与原始量表一致，表明该复合量表适合测量工作幸福感。
接下来对量表进行验证性因子分析，检验结果各项指标均通过要求，具体结果如表2所示。为了进一步确认量表的可靠性，本研究通过检验量表的各个维度的AVE值① ①平均提取方差值（AVE），或称平均变抽取，是统计学中检验结构变量内部一致性的统计量。 （均大于0.5），CR值② ②临界比值（CR）是项目分析中用来检验问卷的题项是否能够鉴别不同被调查者的反映程度的指标。 （均大于0.7），继续对量表的聚合效度水平进行测量，数值均显著高于要求，具体结果如表2所示，说明使用积极消极情绪量表和工作相关主观幸福感量表测度的工作幸福感确实有效。
4.变量区分效度检验
为了验证研究量表所测量的结构效度及各构念的区分效度，研究进行了验证性因子分析，对不同因子数量进行拟合检验，最终表明三因子模型拟合最好，说明测量结果的区分效度达到要求。具体各因子模型分析结果如表3所示。
5.相关分析
为了初步判断各变量之间统计关系的强弱程度并为回归分析奠定基础，对各个变量的均值、标准差及相关系数进行分析，具体结果见表4。助人行为与工作幸福感（r=0.238，p<0.01）以及团队凝聚力（r=0.523，p<0.01）正相关。工作幸福感与员工感知到的团队凝聚力（r=0.317，p<0.01）正相關。通过各个变量间相关性分析表明各个变量之间具有显著的相关关系，可以继续下一步研究。
（二）假设检验
1.回归分析
由于本研究涉及非线性回归，本文使用二元期望回归分析，即让因变量与自变量的一次项和自变量的平方项同时进行回归的分析方法[53，54]，来检验假设1中助人行为和工作幸福感倒U型关系，具体公式如下：
工作幸福感=γ00+γc0（控制变量）+γ01（助人行为）+γ02（助人行为平方项） （4）
具体检验结果如表5所示，首先将各个控制变量与工作幸福感进行回归分析，仅有工资满意度系数与工作幸福感显著，接着将助人行为一次项与工作幸福感进行回归，结果显示助人行为一次项系数与工作幸福感显著，最后将助人行为的平方项与工作幸福感进行回归分析，结果表明回归系数（γ02=-0.455，p<0.01）与工作幸福感显著且系数为负，说明假设1得到了支持。通过对比步骤2和步骤3的△R2，步骤3△R2（0.129，p<0.01）大于步骤2△R2（0.107，p<0.01），说明助人行为平方项对数据的拟合更好，假设1成立。
2.调节检验
本研究将用回归方程中加入调节项、调节项与自变量的交互项以及调节项与自变量平方项的交互项的方法，来检验假设2中团队凝聚力的调节作用：
工作幸福感=γ01+γc1（控制变量）+γ11（助人行为）+γ12（助人行为平方相）+γ13（团队凝聚力）+γ14（团队凝聚力×助人行为）+γ15（团队凝聚力×助人行为的平方项） （5）
从表5中可以看出，团队凝聚力和助人行为的平方项系数（γ15=-0.441，p<0.01）与工作幸福感影响显著且为负，表明团队凝聚力对员工助人行为和工作幸福感之间存在调节关系。 進一步基于团队凝聚力的调节效应，将测量的团队凝聚力数值标准化，并选取高值和低值（高于和低于均值一个标准差）进行调节检验，因为要检验的是二次函数，所以其调节效应也受自变量本身的调节，为了控制自变量的调节效应，将自变量的调节值设定为均值[55]，最后运用Mplus的绘图功能绘制出了简单的效果图（如57页图2所示）。
从图2可以看出，在高凝聚力的团队中，助人行为与工作幸福感之间倒U曲线的张口增大了;在低团队凝聚力中，助人行为与工作幸福感之间倒U曲线的张口缩小了。表明团队凝聚力调节了助人行为对工作幸福感的影响程度。假设2成立。
五、研究结论
（一）研究结论
本文在资源保存理论视角下，对员工助人行为和工作幸福感之间的关系进行研究，并以团队凝聚力为调节，通过实证检验，得出了以下结论：
1.基于资源保存理论，将助人行为划分为增益式助人行为和损耗式助人行为。通过检验助人行为频率与工作幸福感之间关系，验证了两者之间为倒U型关系的假设，说明增益式助人行为将提高员工的工作幸福感，损耗式助人行为将降低员工的工作幸福感，同时随着助人行为频率的增加，增益式助人行为将转变为损耗式助人行为。
2.团队凝聚力调节助人行为频率对工作幸福感的倒U型关系。在高凝聚力的团队中，助人行为对工作幸福感曲线的开口增大，说明此时，员工对助人行为导致自身资源变化的感知被削弱;与之相反的是在低凝聚力的团队中，助人行为对工作幸福感曲线的开口变小，说明此时员工对助人行为导致自身资源变化的感知被加强。
（二）理论意义与实践意义
本文基于资源保存理论的视角，提出助人行为存在增益式助人行为与损耗式助人行为两种模式，同时将工作幸福感定义为员工主观感知到的通过工作收获到心理资源和工作资源两方面的存量，并提出了一种新的测量方式。通过实证研究证明了助人行为与工作幸福感之间存在倒U型关系，这是对助人行为与工作幸福感关系的全新解释，并为已有研究成果进行了重要拓展和补充，提出了一种新的助人行为与工作幸福感的研究思路。
此外，团队凝聚力成为解读助人行为对员工资源变化的新视角。目前尚未有研究分析团队凝聚力的调节作用，还没有把团队凝聚力、助人行为和工作幸福感整合在一起。团队凝聚力作为调节变量，一方面，更深入解析了助人行为对工作幸福感的影响机制，丰富了助人行为和工作幸福感之间的研究;另一方面拓展了助人行为作用机制的研究框架，通过将助人行为、团队凝聚力和工作幸福感纳入一个统一的研究模型中，在理论上说明了助人行为在不同水平的团队凝聚力下对工作幸福感有何不同的影响，是对目前助人行为和工作幸福感之间关系的重要补充，也是对在高凝聚力团队中助人行为更为普遍的一个全新解释。
本研究为如何高效提升团队内助人行为发生的频率这一重要问题提供了新的思路，主要表现为两个方面：一是重视助人行为对工作幸福感的影响。研究结果证实了助人行为对工作幸福感造成影响，助人行为并非一定能为助人者带来资源上的增益，对于管理者而言，需要重视进行助人行为的员工，当助人者进入损耗式助人行为模式中时，可以通过给予额外的资源补助来增加助人者的资源存量，进而维持其进行助人行为。二是通过提高团队凝聚力水平来增加团队内助人行为发生的频率。对管理者而言可以通过提高团队凝聚力的水平，降低员工进行助人行为的顾虑，从而提高团队内进行助人行为的频率。
（三）研究局限与未来研究方向
一是样本选取不足。本文所选取的样本虽然不限制地域、行业和岗位的人员进行调研，但是正是因为过于笼统可能忽略了个别特例的影响，在未来的研究中可以将地域、行业和岗位等其他控制变量加入研究中进一步加强研究结论的可靠性。二是研究方法的局限性。上文通过横截面数据所得到的结果虽然验证变量之间的相关关系，但不能严格地评估变量之间的因果关系，长期数据的调研更有利于揭示这种因果关系，同时可以进一步扩大样本的覆盖范围和样本量，以更好地验证助人行为与工作幸福感倒U型关系的普适性。最后，本研究虽然提出了助人行为存在增益式和损耗式两种情况，并验证了助人行为与工作幸福感间的倒U型关系，但是助人行为与工作幸福感具体的作用路径仍然有待探究。在今后的研究中，可以更多考虑其他跨层次变量影响，如领导风格等，以深化助人行为的研究。
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The relationship between employee-assisted behavior and work well-being at work，Adjusted by team cohesion
CHEN Ming-shu， LU Qing-tao
（Business School Of Central South University，Changsha，Hunan 410000，China）
Abstract：
An empirical study of 224 employees with different work experience in different occupations was conducted by means of questionnaires， which verified the inverted u-type relationship between the frequency of helping people's behavior and work well-being， indicating that the gain-assisted behavior promotes work happiness， and the loss-oriented helper behavior inhibits work well-being. At the same time， the adjustment effect of the team cohesion is verified. The results show that the team cohesion adjusts the opening size of inverted u curve. When the team cohesion is low， the curve opening becomes smaller， and the influence of the helper behavior on the helper's work well-being is strengthened. When the team's cohesion is high， the curve opening becomes larger， and the influence of the helping behavior on the helper's work well-being is weakened.
Key words：
helping behavior;work well-being; team cohesion;inverted u curve
关键词：助人行为;工作幸福感;团队凝聚力;倒U曲线
文章编号：2095-5960（2019）05-0054-11;中图分类号：C93;文献标识码：A
一、引言
工作中的助人行为作为亲社会行为的重要表现方式，一直为企业管理者和学者所关注。成员间的互帮互助可以提高组织内部资源的流通率和利用率，是管理者所希望达成的目标。[1]而在学术界，众多学者对影响助人行为发生的因素与情境进行了探索，少有人探究助人行为对助人者造成的影响。就已有的研究而言，一方面，有研究表明助人行为会为助人者带来正面效益，如收获积极的情绪体验，树立良好的声誉形象及提高情境绩效的评价结果等;另一方面，也有研究表明助人行为会给助人者带来负面效益，因为工作时间是有限的，助人行为将会损耗有限的工作时间[2]，这将影响任务绩效的完成进而影响绩效结果的评定。为何助人行为会造成两种截然相反的结果呢？两种结果间是否存在一定的转换机制？本文将就此展开研究。
让员工拥有高工作幸福感，一直是组织与个人所共同追求的目标。管理者们相信拥有更高幸福感的个体，将拥有更高的工作动力进而贡献更多的生产力。[3]对员工而言当基本物质需求得到满足时，将转向后物质阶段，更关心自我的实现，更关注幸福感的提升。[4]在资源保存理论中，影响工作幸福感的主要因素是个体资源存量的变化，即个体所拥有资源存量增加时工作幸福感将增加，资源存量损耗时工作幸福感将降低。[5]员工进行助人行为后会导致自身收益的变化，由此必然会对员工工作幸福感造成影响。
工作场所中的助人行为与社会中的助人行为有一定不同，它以组织为依托，发生在团队成员之间。对工作中助人行为的研究必须要考虑到团队凝聚力的水平，因为在不同凝聚力水平的团队中，团队内助人行为发生的频率也不相同。[6]有研究表明在高凝聚力的团体中，自愿助人往往是团体成员进行社会交流的一个常态，成员的助人行为被视为一种角色内行为[7]，团队内资源流动更为顺畅，个体对助人行为导致的自身资源变化的感知较弱。相反，在低凝聚力的团队内，团队成员通常不具有发展人际关系的需求，团队成员间加强人际关系的准则和期望不够明确[8，9]，助人行为不被视为一种角色内行为，团队内资源流动更为阻塞，个体对助人行为导致的自身资源变化的感知较强。由此可见，团队凝聚力的高低将影响员工对资源变化的敏感性，因此本文将团队的凝聚力也纳入进来，探究团队凝聚力在助人行为与工作幸福感间的调节作用。
二、理论与假设
（一）助人行为与工作幸福感的关系
1.助人行为
不同的学者对助人行为有不同的定义，如Williams在对组织公民行为的二维定义里，将助人行为定义为对组织内部的个人利益有促进作用的行为。[10]Organ及其同事将助人行为划归为组织公民行为五个维度（利他主义、尽责、体育精神、礼貌、公民美德）中的利他主义维度[11]，具体内涵是员工自愿帮助同事解决工作中的相关问题或者帮助同事防止一些问题的发生。[12]结合以上学者的定义，本研究认为助人行为的实际重要性在于，通过助人行为促进员工间的资源转化，进而提升工作的创新性和适应性，最终提高组织工作的效率。[13]
员工为何要进行助人行为呢？McClelland（1961）的成就动机理论对助人行为的发生提供了有力的支持。他认为，当助人行为被视为基于满足个人某方面的动机需求时，助人行为的发生可以得到最好的理解。[14]助人者将在满足个人需求的动机驱动下，消耗个人资源进行助人行为，但是在进行助人行为后，助人者能立即收获到实现个人需求的满足感，同时也完成了自身资源的转换——根据社会交换的互惠原理，当个体认为他人对其善意对待、公平对待时，就会感到有义务回馈这种善意的行为。从资源变化的角度来看，助人者消耗工作时间等工作资源进行助人行为，以换取满足感及受助者对其情感上的认同和将来会给予回报的潜在承诺。由此，本文将工作中的助人行为定义为个体进行自身资源转化的一种方式，会导致个体的心理情况及工作资源存量变化。
2.工作幸福感
目前学术界关于员工工作幸福感的内涵尚未有一个统一的界定，目前主要有三种视角——主观幸福感视角、心理幸福感视角和整合前述两种幸福感视角作为研究工作幸福感的主要方向，其中整合主观和心理幸福感两个视角的研究方式被认为是研究工作幸福感的未来发展方向。[15]以往的研究表明有多种因素对工作幸福感造成影响，如个人动机、工作性质、收入水平、人际关系、组织支持、工作压力等。
在对工作幸福感维度的探究上不同学者有不同的观点。Warr认为工作幸福感除了情感因素外，还应包括行为因素，并将行为因素划分为工作抱负、工作自主性和工作胜任感三个方面;[16]Van Horn基于两种幸福感视角的整合，在Warr的研究基础上对工作幸福感的维度界定中又添加了三类新因素，分别是认知因素、社会因素和心身因素，从而提出一个五维度的模型，即情绪幸福感、职业幸福感、认知幸福感、社会幸福感和心身幸福感;[17]黄亮也基于两种幸福感的整合视角，将工作幸福感划分为情绪幸福感、职业幸福感、社会幸福感和认知幸福感四个维度。[18]
以上观点都是基于主观和心理幸福感两种视角的整合，这两种观点下对工作幸福感的衡量可以归纳为基于在员工工作中的体验（Experience）和效能（Functioning）的总质量水平。[19]具体而言体验是使员工感受到真实、现实，并能在心理上留下深刻印象的过程，是员工的内在心理感受[20]，效能是员工对工作中结果的尺度、效率、效果、效益的主观衡量依据，是对自身工作质量的整体评价。[21]在资源保存理论中，心理资源是人们内心深处珍视的事物，例如自尊、自我实现及积极情感等，是能为员工实现目标带来帮助的事物，例如：工作地位，个人信誉等，工作资源是指工作中具有实现工作目标、减少工作需求以及生理和心理上的消耗，促进个人成长、学习和发展的因素，例如工作控制、组织支持、收入水平等[22]，可见心理资源和工作资源所反映的内容正好贴和工作体验和效能的内涵。 综上，本研究将心理资源作为衡量工作体验的依据，将工作资源作为衡量工作效能的依据，将工作幸福感定义为员工主观感知到通过工作获得的心理资源和工作资源两方面资源存量的总和，存量总和越高则工作幸福感越高，存量总和越低则工作幸福感越低。
3.增益式助人行为与损耗式助人行为
有研究表明助人行为会为助人者带来资源的增加。实验室研究证实了，各种帮助行为（例如捐钱、帮助拾取文件）[23，24]，甚至只是同意帮助就可以改善情绪优化助人者的心情[25]。心理调节的社会心理理论表明，帮助行为可以改善个人的心情，因为帮助他人所获得的感谢能引导个人注意力消除自身的消极情绪。[14]可见助人行为可以作为一种情绪调节机制[26，27]，通过进行助人行为收获积极情绪，从而增加心理资源的积累。同时通过梳理助人行为对绩效评估影响的相关文献发现，Allen、Kiker等人的研究结果[28]表明，任务绩效和情境绩效都被作为分配奖金与额外奖励的依据，并且该研究通过实证研究和实验室研究证实，助人行为有助于提高情境绩效的等级评定[29—31]，从而使得助人者工作资源增加。
然而同样也有研究表明助人行为会为助人者带来资源的损耗。Flynn的研究发现，女性员工进行的助人行为并没有像男性员工那样被重视，同时，进行高频率助人行为的员工更可能被认为其是一种利他主义的人，而不需要对其助人行为进行回报[32]，这将导致助人者进入资源的损耗螺旋。同时，Diane的研究表明个人分配到助人行为的时间是以牺牲完成任务绩效的时间为代价的，Podsakoff和Mackenzie对保险业员工的实证研究发现助人行为会对其任务绩效造成负面影响[33]，在目前组织仍然倾向于根据良好的任务绩效奖励员工的情况下，助人行为并不会被直接回报，因为助人行为并不是绩效任务所包含的工作[2]，进行高频率的助人行为并不会收获到相应的奖励。在以上几种情况下，助人行为是导致个体资源存量损耗的行为。
根据上述文献的梳理，可见进行助人行为可能会使助人者资源增益或损耗，那么为何会造成两种截然不同的结果呢，本文以资源保存理论为分析框架，结合自我决定理论，做出如下解释：在自我决定理论中，当员工处于自主性帮助行为时，员工将收获积极的情绪体验，这将有助于员工心理资源的积累，从而提升工作幸福感。同时当员工在完成任务绩效的情况下，仍有相应的工作资源剩余时，如工作时间[5]，员工与其任凭工作时间的自然流失，不如将时间投入助人行为中以换取个人资源存量的增长。因此在以上情况中，进行助人行为使助人者心理资源和工作资源增加，助人者进入资源的增益螺旋[5]，本文将这类助人行为定义为增益式助人行为。与之相反的则是，当员工非自主进行助人行为时，如：被上司强制要求进行助人行为等情况下，员工将收获消极的情绪体验，导致心理资源存量的下降。同时当员工以牺牲完成任务绩效的时间进行助人行为时，将导致工作资源存量下降。由此在以上情况中，助人行为损耗到助人者的心理资源存量和工作资源存量，本文将这类助人行为定义为损耗式助人行为。
4.增益式助人行为与损耗式助人行为的关系
增益式助人行为在一定情况下将转化为损耗式助人行为，即当进行助人行为的员工感知到付出的资源大于收获的资源时，对其而言增益式助人行为将转变为损耗式助人行为。根据资源保存理论，当员工处于增益式助人行为模式中时，出于对资源获取的需要，员工将不断提高助人行为的频率，而当助人行为频率达到一定水平时，增益式助人行为带来的收益将达到峰值，一旦超过该频率助人行为将给员工带来压力。一方面，此时员工进行助人行为将不再是自主性助人行为，不能带来积极的情绪体验。另一方面，当助人行为所占用的工作时间影響到任务绩效的完成时，那么助人行为将会导致员工工作资源受损。此时增益式助人行为转变为损耗式助人行为。
当然存在一种假设，员工在进行助人行为和完成任务绩效的时间分配上找到平衡点，且能不断提高助人行为的频率并保障任务绩效的完成，同时保持出于自主性的目的进行助人行为。那么助人行为能持续处于增益式的模式中吗？也不尽然，助人行为作为一种特殊的互惠交易，有其两大特点：禁止讨价还价和产生自我中心偏见。禁止讨价还价表明，助人者不会说我为你做某事，只要你同意将来为我做某事[32]，因此对于助人者而言在未来会收到怎样的回报是不确定的。自我中心偏见表明，受到帮助会引发受助者的负债感，但是随着时间的增长，受助者会淡化在助人行为中受到帮助的负债感，而助人者则相反，会随着时间的增长放大自己给予帮助的作用。[34]除以上两个因素外，高频的助人行为还将导致周围的同事认为助人者本身就是利他主义的而不需要对助人者的帮助进行回报。[35]由此在以上因素的影响下，将导致助人者收到回报时或向曾经的受助者寻求帮助时得不到令其满意的回应。此时助人者感到自身资源的付出与回报不相等，此时增益式助人行为也将转变为损耗式助人行为。
综上所述，本文提出假设ⅰ：助人行为的频率与员工工作幸福感呈倒U型关系。具体而言，增益式助人行为对员工工作幸福感的提升有促进作用，损耗式助人行为对员工工作幸福感的提升有抑制作用，并且随着助人行为频率的增加，增益式助人行为将会转变为损耗式的助人行为。
（二）团队凝聚力的调节作用
1.团队凝聚力
对团队凝聚力的研究在上个世纪30年代就开始了，Lewin将凝聚和运动定义为团队的两个主要过程。[36]而凝聚力真正受到组织管理领域的广泛关注是在上个世纪50年代，不同学者对团队凝聚力有不同的定义，其中Festinger等将团队凝聚力定义为“让团队内成员继续留在团队内的作用力的总和”[37]，Carron，Widmeyer和Brawley认为凝聚力是一个动态的过程，凝聚力是衡量团队在追求目标时内部的一致性及能多大程度上保持这种一致性。[38]Hogg（1992）的实证研究发现，凝聚力高的团队成员间更容易互相分担工作任务，更愿意参加团队的决策，一同为实现团队的目标努力。[39]同样Wech et al.（ 1998） 的研究也表明，在高凝聚力的团队中，成员更容易相互帮助相互扶持，共同有效的完成任务。[40]结合以上学者对团队凝聚力的研究，本研究认为团队凝聚力是反映团队成员一体化的程度，是衡量团队内成员互相协助以达到目标的水平，从团队内资源变化的角度来看，可以将团队凝聚力作为衡量团队内成员资源交换的顺畅程度，团队成员间资源交换越顺畅阻碍越小则凝聚力越高，团队成员间资源交换越困难阻碍越大则凝聚力越低。 2.团队凝聚力的调节作用
当团队凝聚力高时，助人行为对员工工作幸福感的影响将相对被削弱;当团队凝聚力低时，助人行为对员工工作幸福感的影响将被加强。在高凝聚力的团队中，由于团队内成员资源流通顺畅，助人行为往往会成为团队成员进行社会交流的一个常态。[41，42]因为助人者并不需要刻意地要求受助者对其进行一对一的回报，助人者明白当我需要帮助时团队中的其他成员同样会为我提供帮助，即助人者的助人行为将会被团队内其他成员回报。[43，44]因此在高凝聚力的团队内，团队成员进行助人行为的频率普遍较高，助人行为往往会被视为一种角色内行为。资源在团队成员间频繁且顺畅的交换，此时员工对进行助人行为导致自身资源变化的感知被削弱，進而弱化对工作幸福感变化的感知。[45]相反，在团队凝聚力低的团队中，团队成员间不具有规范的人际交往规则，团队成员间的人际关系较弱[46]，促使团队成员进行社交交流以使团体成员受益的规范不强，助人行为不可能在低凝聚力的团队中成为一种角色内行为。因此助人行为在凝聚力水平较低的团队中较少见，助人行为将直接被受助者回报。资源在团队内成员间交换受阻，此时员工对进行助人行为导致自身资源变化的感知被加强，进而强化工作幸福感变化的感知。[47]由此本文提出如下假设：
假设ⅱ：团队凝聚力调节助人行为和员工工作幸福感之间的倒U型关系，在团队凝聚力低时，助人行为对助人者工作幸福感的影响将被加强，倒U曲线开口变小;而在团队凝聚力高时，助人行为对助人者工作幸福感的影响将被削弱，倒U曲线开口变大。
由此本文研究的模型如图1所示：
三、研究设计
（一）研究对象及程序
本研究所选取的调研对象均为在职人员，同时为了使样本覆盖面尽可能广，本研究通过付费的方式委托百度调研进行广泛的问卷发放并回收。
本次调研回收问卷249份，剔除部分填写时间过短及胡乱填写的问卷，最后得到有效问卷224份。样本涉及13个职业（生产、销售、市场/公关、客服、行政/后勤、人力资源、财务/审计、文职/办事、技术/研发、管理、教师、顾问/咨询、专业人士、其他）。其中技术/研发人员占比最高达到总体的15.6%，之后是从事管理相关工作的人员占比达到12.9%，再之后是销售人员占比10.7%，其余职业占比均低于10%;在性别方面，女性占54%，男性占46%;在年龄构成方面26～35年龄段的人员占比最高达到57%，其次是36～45岁年龄段的人员占21%，之后是18～25岁年龄段占18.8%，最后是45岁以上占3.1%;从学历构成方面，本科水平占比最高为53.6%，其次为本科以下水平占比为31.3%，之后是硕士研究生占比14.7%，最后是博士研究生占比0.4%;在工作年限方面，参加工作1～10年之间的人数最多占比达到72.8%，其次是11～20年之间的占比达到21%，之后是工作20～30年之间的占比5.8%，最后是参加工作30年以上的占0.4%;在婚姻状况方面，已婚人士占55.4%，未婚人士占44.6%;在职位水平方面，大部分为普通职工占比73.2%，其次是科室负责人占比13.8%，之后是部门负责人占12.5%，最后是区域负责人及以上职位的占0.4%;从对工资满意度的调查结果方面看，对工资基本满意的占比最高达48.7%，完全满意占比其次达31.7%，之后是满意度一般占比16.5%，最后是基本不满意占比3.1%。
从以上数据可以看出，样本在职业、年龄、工作年限、性别、婚姻情况、学历水平等方面覆盖面广、分布合理，具有一定代表性。
（二）变量测量
由于本研究所采用的问卷原始量表为英文量表，所以在使用前需对量表进行翻译，为了确保翻译后的量表的有效性，本研究的量表由管理学专业的研究生进行双向互译。在完成双向互译后，交由管理学方面的专家和部分在职员工进行阅读，询问对量表翻译后条目是否有疑义，并做出相应的修改，在完成以上工作后对翻译后的问卷进行了预调研，所选取的对象为在职的MBA学员，并进一步询问其是否对问卷的条目存在疑义，之后结合预调研的结果对问卷条目的措辞和表达方式进行修改，最终形成调研问卷。
问卷调研内容涉及助人行为、工作幸福感（工作中的心理资源积累量与工作中的工作资源积累量）、团队凝聚力三个变量。
助人行为采用LJ Williams开发的测量员工利他水平的组织公民行为量表[1]的部分题项，共4个题项，采用Likert5点评分，以测量员工对其所处团队中其他成员的帮助情况。由于本研究是注重员工感知自身进行助人行为的频率导致资源的变化，所以助人行为水平的测量采用员工自评的方式测量。
工作幸福感，由于目前国内外学术界对工作幸福感测量方式没有一个被高度认可的测量方式，因此依据本文对工作幸福感的定义——心理资源和工作资源存量的总和，本研究分别使用两套较成熟的量表对以上两个维度进行测量。心理资源存量采用积极消极情绪量表，该量表由David Watson等开发，是邱林等结合中国情境对问卷修改后的版本[48]，共18个题项。量表分为两个子维度——积极情绪水平及消极情绪水平，测量范围为在工作中有多频繁感受到词汇描述的情绪状态，采用Likert5点评分。工作相关主观幸福感量表由 Warr编制[16]，共12个题项，采用Likert5点评分，量表分为工作能力、工作意愿、非工作时生活能力和非工作时生活意愿四个维度，Warr的研究表明，工作能力与非工作时生活能力和工作意愿与非工作时生活意愿均处于同一横轴的两个端点，个人的能力与意愿均是有限的，将能力与意愿分配到工作或非工作中时相对应的另一端将受限制。
最终工作幸福感的分值为心理资源存量与工作资源存量得分之和，心理资源存量的得分是将员工积极情绪得分减去消极情绪得分的值，工作资源存量的得分是将工作能力水平和工作意愿水平的得分加总减去非工作时生活能力水平和非工作时生活意愿水平得分加总的值。具体计分方式如公式1—3所示： 工作幸福感=心理资 （1）
心理资源存量=积极情绪 （2）
工作资源存量=（工作能力得分+工作意愿得分）-（非工作时生活能力+非工作时生活意愿） （3）
团队凝聚力采用Dobbins和Zaccaro编制的量表评估团队凝聚力的部分题项。[49]共7个题项，采用Likert5点评分，从“1=完全不符合”到“5=完全符合”，部分问题采用反向计分，具体题项，如“我觉得我所处团队中的每一名成员之间都相处得很好”，“每一天我都期待着与团队成员在一起工作”等。
（三）统计方法
本研究采用 SPSS 22.0、AMOS 21.0、Mplus7.4进行统计分析。首先，运用SPSS对变量进行描述性统计分析;其次运用AMOS对各个变量进行验证性因子分析，最后运用Mplus进行助人行为与工作幸福感的回归结果验证和团队凝聚力的调节效应检验。
四、数据分析
（一）初步分析
1.共同方法偏差
本研究问卷由管理学专业学生进行中英文回译、将回译后的问卷交由专家修订、通过预调研对问卷进行最终修改等方式来确保问卷量表的有效性;在测量时，使用匿名测量，在问卷中声明所选选项无对错之分等方式，来尽量使被测能表达出自身的真实想法以此来控制共同方法偏差[50，51];在完成数据的收集后，使用SPSS中的Harman单因素检验方法进行共同方法偏差检验[52]，检验结果表示第一主成分只解释了17%的方差变异。由此可以表明本研究所测量的数据共同方法偏差不显著。
2.量表的信度效度分析
采用 Cronbachα 系数对调研问卷的信度进行检测。表 1 显示各量表的 Cronbach α 系数值都大于0.7，测量信度较高，说明量表具有良好的内部一致性，信度满足研究要求。为了验证研究所使用量表的各构念效度，进行了验证性因子分析（CFA）。CFA结果如表1所示，研究中涉及的各个变量的测量指标均通过要求，表明量表测量结果有良好的效度。
3.工作幸福感测量
因为本研究中工作幸福感是由积极消极情绪量表及工作相关主观幸福感量表进行测量的，所以需将两个量表合并进行信度检验。结果显示Cronbach's α为0.841表明合并后的量表也具有较高的信度，之后需要通过因子分析以验证其是否适合以这种方式测量工作幸福感，运用spss软件因子分析的功能测量。检验结果显示kmo值为0.853大于0.6且共提取出6个特征根大于1的维度且各维度题项均与原始量表一致，表明该复合量表适合测量工作幸福感。
接下来对量表进行验证性因子分析，检验结果各项指标均通过要求，具体结果如表2所示。为了进一步确认量表的可靠性，本研究通过检验量表的各个维度的AVE值① ①平均提取方差值（AVE），或称平均变抽取，是统计学中检验结构变量内部一致性的统计量。 （均大于0.5），CR值② ②临界比值（CR）是项目分析中用来检验问卷的题项是否能够鉴别不同被调查者的反映程度的指标。 （均大于0.7），继续对量表的聚合效度水平进行测量，数值均显著高于要求，具体结果如表2所示，说明使用积极消极情绪量表和工作相关主观幸福感量表测度的工作幸福感确实有效。
4.变量区分效度检验
为了验证研究量表所测量的结构效度及各构念的区分效度，研究进行了验证性因子分析，对不同因子数量进行拟合检验，最终表明三因子模型拟合最好，说明测量结果的区分效度达到要求。具体各因子模型分析结果如表3所示。
5.相关分析
为了初步判断各变量之间统计关系的强弱程度并为回归分析奠定基础，对各个变量的均值、标准差及相关系数进行分析，具体结果见表4。助人行为与工作幸福感（r=0.238，p<0.01）以及团队凝聚力（r=0.523，p<0.01）正相关。工作幸福感与员工感知到的团队凝聚力（r=0.317，p<0.01）正相關。通过各个变量间相关性分析表明各个变量之间具有显著的相关关系，可以继续下一步研究。
（二）假设检验
1.回归分析
由于本研究涉及非线性回归，本文使用二元期望回归分析，即让因变量与自变量的一次项和自变量的平方项同时进行回归的分析方法[53，54]，来检验假设1中助人行为和工作幸福感倒U型关系，具体公式如下：
工作幸福感=γ00+γc0（控制变量）+γ01（助人行为）+γ02（助人行为平方项） （4）
具体检验结果如表5所示，首先将各个控制变量与工作幸福感进行回归分析，仅有工资满意度系数与工作幸福感显著，接着将助人行为一次项与工作幸福感进行回归，结果显示助人行为一次项系数与工作幸福感显著，最后将助人行为的平方项与工作幸福感进行回归分析，结果表明回归系数（γ02=-0.455，p<0.01）与工作幸福感显著且系数为负，说明假设1得到了支持。通过对比步骤2和步骤3的△R2，步骤3△R2（0.129，p<0.01）大于步骤2△R2（0.107，p<0.01），说明助人行为平方项对数据的拟合更好，假设1成立。
2.调节检验
本研究将用回归方程中加入调节项、调节项与自变量的交互项以及调节项与自变量平方项的交互项的方法，来检验假设2中团队凝聚力的调节作用：
工作幸福感=γ01+γc1（控制变量）+γ11（助人行为）+γ12（助人行为平方相）+γ13（团队凝聚力）+γ14（团队凝聚力×助人行为）+γ15（团队凝聚力×助人行为的平方项） （5）
从表5中可以看出，团队凝聚力和助人行为的平方项系数（γ15=-0.441，p<0.01）与工作幸福感影响显著且为负，表明团队凝聚力对员工助人行为和工作幸福感之间存在调节关系。 進一步基于团队凝聚力的调节效应，将测量的团队凝聚力数值标准化，并选取高值和低值（高于和低于均值一个标准差）进行调节检验，因为要检验的是二次函数，所以其调节效应也受自变量本身的调节，为了控制自变量的调节效应，将自变量的调节值设定为均值[55]，最后运用Mplus的绘图功能绘制出了简单的效果图（如57页图2所示）。
从图2可以看出，在高凝聚力的团队中，助人行为与工作幸福感之间倒U曲线的张口增大了;在低团队凝聚力中，助人行为与工作幸福感之间倒U曲线的张口缩小了。表明团队凝聚力调节了助人行为对工作幸福感的影响程度。假设2成立。
五、研究结论
（一）研究结论
本文在资源保存理论视角下，对员工助人行为和工作幸福感之间的关系进行研究，并以团队凝聚力为调节，通过实证检验，得出了以下结论：
1.基于资源保存理论，将助人行为划分为增益式助人行为和损耗式助人行为。通过检验助人行为频率与工作幸福感之间关系，验证了两者之间为倒U型关系的假设，说明增益式助人行为将提高员工的工作幸福感，损耗式助人行为将降低员工的工作幸福感，同时随着助人行为频率的增加，增益式助人行为将转变为损耗式助人行为。
2.团队凝聚力调节助人行为频率对工作幸福感的倒U型关系。在高凝聚力的团队中，助人行为对工作幸福感曲线的开口增大，说明此时，员工对助人行为导致自身资源变化的感知被削弱;与之相反的是在低凝聚力的团队中，助人行为对工作幸福感曲线的开口变小，说明此时员工对助人行为导致自身资源变化的感知被加强。
（二）理论意义与实践意义
本文基于资源保存理论的视角，提出助人行为存在增益式助人行为与损耗式助人行为两种模式，同时将工作幸福感定义为员工主观感知到的通过工作收获到心理资源和工作资源两方面的存量，并提出了一种新的测量方式。通过实证研究证明了助人行为与工作幸福感之间存在倒U型关系，这是对助人行为与工作幸福感关系的全新解释，并为已有研究成果进行了重要拓展和补充，提出了一种新的助人行为与工作幸福感的研究思路。
此外，团队凝聚力成为解读助人行为对员工资源变化的新视角。目前尚未有研究分析团队凝聚力的调节作用，还没有把团队凝聚力、助人行为和工作幸福感整合在一起。团队凝聚力作为调节变量，一方面，更深入解析了助人行为对工作幸福感的影响机制，丰富了助人行为和工作幸福感之间的研究;另一方面拓展了助人行为作用机制的研究框架，通过将助人行为、团队凝聚力和工作幸福感纳入一个统一的研究模型中，在理论上说明了助人行为在不同水平的团队凝聚力下对工作幸福感有何不同的影响，是对目前助人行为和工作幸福感之间关系的重要补充，也是对在高凝聚力团队中助人行为更为普遍的一个全新解释。
本研究为如何高效提升团队内助人行为发生的频率这一重要问题提供了新的思路，主要表现为两个方面：一是重视助人行为对工作幸福感的影响。研究结果证实了助人行为对工作幸福感造成影响，助人行为并非一定能为助人者带来资源上的增益，对于管理者而言，需要重视进行助人行为的员工，当助人者进入损耗式助人行为模式中时，可以通过给予额外的资源补助来增加助人者的资源存量，进而维持其进行助人行为。二是通过提高团队凝聚力水平来增加团队内助人行为发生的频率。对管理者而言可以通过提高团队凝聚力的水平，降低员工进行助人行为的顾虑，从而提高团队内进行助人行为的频率。
（三）研究局限与未来研究方向
一是样本选取不足。本文所选取的样本虽然不限制地域、行业和岗位的人员进行调研，但是正是因为过于笼统可能忽略了个别特例的影响，在未来的研究中可以将地域、行业和岗位等其他控制变量加入研究中进一步加强研究结论的可靠性。二是研究方法的局限性。上文通过横截面数据所得到的结果虽然验证变量之间的相关关系，但不能严格地评估变量之间的因果关系，长期数据的调研更有利于揭示这种因果关系，同时可以进一步扩大样本的覆盖范围和样本量，以更好地验证助人行为与工作幸福感倒U型关系的普适性。最后，本研究虽然提出了助人行为存在增益式和损耗式两种情况，并验证了助人行为与工作幸福感间的倒U型关系，但是助人行为与工作幸福感具体的作用路径仍然有待探究。在今后的研究中，可以更多考虑其他跨层次变量影响，如领导风格等，以深化助人行为的研究。
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The relationship between employee-assisted behavior and work well-being at work，Adjusted by team cohesion
CHEN Ming-shu， LU Qing-tao
（Business School Of Central South University，Changsha，Hunan 410000，China）
Abstract：
An empirical study of 224 employees with different work experience in different occupations was conducted by means of questionnaires， which verified the inverted u-type relationship between the frequency of helping people's behavior and work well-being， indicating that the gain-assisted behavior promotes work happiness， and the loss-oriented helper behavior inhibits work well-being. At the same time， the adjustment effect of the team cohesion is verified. The results show that the team cohesion adjusts the opening size of inverted u curve. When the team cohesion is low， the curve opening becomes smaller， and the influence of the helper behavior on the helper's work well-being is strengthened. When the team's cohesion is high， the curve opening becomes larger， and the influence of the helping behavior on the helper's work well-being is weakened.
Key words：
helping behavior;work well-being; team cohesion;inverted u curve