谦卑型领导对员工助人行为的影响机制研究

摘要：近年来谦卑型领导作为一种更为重视员工意见的领导风格受到广泛关注。本文基于 260 份来自不同 企业员工的问卷数据，以社会支持理论为基础，运用 Bootstrap 方法和分层回归法探究谦卑型领导对员工 助人行为的影响机制。实证得出工作幸福感在谦卑型领导与员工主动助人行为和被动助人行为之间均起部 分中介作用，但组织支持感的调节作用不显著。文章最后讨论了本研究的理论和实践意义，指出了未来研 究方向。

关键词：谦卑型领导；工作幸福感；组织支持感；助人行为；社会支持理论
 



一、引言

在现代企业管理的背景下，随着大量工作任务的日益复杂化，出色的员工绩效愈发依赖 于团队之间紧密且高效的协作，员工在遭遇挑战时向具有相应知识技能的同事求助，或是主 动提供类似的帮助对于提升整个组织的工作效率与创造力至关重要。员工的助人行为既能够弥补彼此不足，同时也能够促进同事间形成良好的社会关系[1,2]，从而促进组织整体的向好发展。与此同时，以领导者为中心、强调领导者独挡一面的领导方式愈加难以有效面对环境的变化[3]，这种传统的领导方式往往不利于领导与员工之间进行有效沟通，且可能损害团队绩 效，对员工乃至企业产生不良影响。例如，威权型领导在做出影响下属的决策时缺乏与下属的协商，往往会损害他们的自尊和承诺，导致员工产生不满情绪并降低工作绩效[4]；自利型 领导往往会对员工造成负面影响，如增加下属的不确定感和消极情绪[5]，削弱团队创造力[6] 和团队绩效[7]。因此，领导风格迫切需要调整和改变。

近年来，谦卑型领导作为一种“从低处而起的（Leading From the Ground）自下而上 的领导方式(Bottom-Up Leadership)”受到了国内外学者的广泛关注。实证研究表明，谦卑 型领导对个人、团队和组织均具有积极作用。具体而言，在个人层面，谦卑型领导对提升员工绩效[8]、创造力[9]具有显著的积极影响，对个体建言行为[10,11]的积极作用也得到了学者们的一致认同；在团队层面，研究证实谦卑型领导对于提高团队合作与团队绩效[12]具有显著作 用；在组织层面，谦卑型领导对组织发展起着正向促进作用[13]。从上述研究可以看出，现有关于领导风格对员工个体行为的影响大多将“员工绩效”或“员工创造力”作为作用后果， 但对其产生影响的内在机制和边界条件还未得到充分挖掘，有待于进一步深入探究。因此， 探究谦卑型领导对员工助人行为的作用路径与边界条件对于企业提升绩效具有重要意义。

本研究基于社会支持理论，旨在对谦卑型领导与员工助人行为之间的作用路径进行探索。社会支持理论的核心思想是，当个体在群体中感知到被他人关心、爱护、尊重、理解、 回应与帮助时，个体会更多地感知到幸福感与温暖，从而提升个体的心理需要满足水平，进而影响其行为决策[14]。因而，依据“被关心、帮助→幸福感→个人行为”的路径，工作幸福 感可能在谦卑型领导与员工助人行为之间起中介作用。另外，助人行为是一种员工自愿帮助他人解决问题的角色外行为[15,16]，无论是主动或是被动都需要员工消耗额外的精力、资源和时间等，员工会考虑自己的行为是否受到组织的支持和认可，因此，组织支持感可能是谦卑 型领导影响员工助人行为的一个边界条件。

综上所述，本研究基于社会支持理论，构建了一个谦卑型领导通过员工工作幸福感影响 员工助人行为的中介模型，并关注组织支持感在其中的调节作用，以考察谦卑型领导通过何 种机制对员工产生何种影响。

二、理论基础及研究假设

2.1 谦卑型领导与员工助人行为

关于谦卑型领导的定义，应用最广泛的是 Owens，Johnson 和Mitchell 等在 2013 年通 过质性研究的方式总结提炼出的三个维度，分别是愿意正确看待自我Willingness to View Oneself Accurately)、欣赏他人的优点和贡献(Appreciation of Others’ Strengths and Contributions)、以及可教性(Teachability)[13]。愿意正确看待自我是指领导者愿意承认自 身的缺点和不足，并在人际互动中不断寻求反馈，有意愿且有能力获得更准确的自我认知； 欣赏他人的优点和贡献是指领导者承认并重视他人的长处，对下属的贡献表示赞赏，而不是 视作对自己权力的威胁；可教性是指领导者愿意向他人学习、虚心接受意见、并对新观点和 新看法持有积极开放的态度。

根据情境与动机的不同，助人行为可分为被动助人行为与主动助人行为。被动助人行为 是对他人需求的回应，如被同事请教专业问题，主动助人行为更多源于助人者内部满足个人需求的动机[17]，如看见同事遇到困难主动提出帮助。具体来说，首先，谦卑型领导相比于其 他“自上而下”的领导更关注员工的需求与发展，愿意与员工进行双向沟通，这让员工能够感受到来自领导者的信任[18]与尊重，其感知到的社会支持程度也会相应提高，并且谦卑型领 导能够客观评价自己，承认自己的不足，以真诚的态度面对员工，研究表明对他人诚实等信息的感知与自身价值取向的相互作用能够促使人们表现出更多的亲社会性行为[19]，比如助人 行为。其次，谦卑型领导能够发现员工的优点并对其贡献不吝赞赏，这种积极的信息会极大提高员工感知到的社会支持程度，人们感受到的社会支持越多，就拥有更高的乐于助人的倾向[20]。最后， 谦卑型领导对新观点和新看法具有开放的态度，有利于营造一个包容开放的工 作环境，社会支持理论认为开放的环境因素有利于提高社会支持程度，此外，谦卑型领导乐于向员工学习，这会增强员工的工作成就动机，在此条件下员工很有可能会从事有利于组织利益的活动[21]，因此组织中会形成一个联系紧密的社会支持网络，从而涌现出更多的助人行 为。
 
综合上述分析，本研究提出以下假设：

H1：谦卑型领导会正向影响员工主动助人行为。 H2：谦卑型领导会正向影响员工被动助人行为。

2.2 工作幸福感的中介作用

由于人们往往能够对自己是否幸福以及幸福或不幸福的程度做出准确的判断，幸福感通 常被诠释为人们内心的一种主观体验。目前，Diener 关于幸福感的定义在学术界得到了广 泛的应用，他将幸福定义为“人们对生活的积极情感和认知评价”[22] 。Diener 在总结自己 的理论研究时提出，可将工作幸福感分为对工作进行情感评价的积极情感 (positive affect) 、消极情感 (negative affect) , 以及对工作进行认知评价的整体满意度 (global

satisfaction)和不同领域的满意度 (domain satisfaction) 四个维度[23] ，Diener 认为工 作中出现较多的积极情感和较少的消极情感可以提高员工工作幸福感。

正如上文所提到的，谦卑型领导通常关心员工，积极与员工沟通，这有助于员工产生被领导者尊重、信任的积极情绪[18]，也能够增强员工的主人翁意识，使其产生更多的自主性 行为，而工作自主性也在一定程度上体现了员工的工作幸福感[24]，且谦卑型领导愿意向他人学习，虚心接受意见，并总能赞赏员工的优点和贡献，这使员工感到自己被组织重视，有利 于提高员工的自我价值感和对工作的积极情感，进而提升工作幸福感。另一方面，谦卑型领 导始终保持开放的态度，能够容忍员工的错误，肯定员工的贡献而不是视为对自己权力的威 胁，并且在员工遇到困难时愿意提供帮助，这样能够有效减少员工害怕犯错的压力和焦虑， 并且增加向领导者展示自己真实想法的倾向，从而减少工作中的消极情感[25]。总之， 谦卑型 领导能够提高员工工作的积极情感，同时降低消极情感，从而对员工工作幸福感产生积极影响。

幸福感是一种积极的情感状态，研究发现积极情感是组织公民行为的驱动力，也就是“个体感觉好就做好事”[26]，Podsakoff 等人也证明了积极情感与助人行为呈正相关关系[27]。具 体而言，当员工工作幸福感提高时，这种积极的情感状态能够唤起情绪的一致性信息，使员 工对他人也做出积极感知，从而增加了助人行为的可能性[28]。此外， 员工有保持自己积极情感状态的倾向，在此驱动下员工也可能会帮助别人，也就是“做好事会使感觉好”[29]。 综合以上分析，本研究提出以下假设：

H3：工作幸福感在谦卑型领导与员工主动助人行为之间起中介作用。 H4：工作幸福感在谦卑型领导与员工被动助人行为之间起中介作用。

2.3 组织支持感的调节作用

社会支持这一概念由 Cobb 于 1976 年提出，Cobb 认为，社会支持由三方面信息构成， 分别为使个体相信自己是被关心和爱的、相信自己被尊重和有价值的、相信属于共同的信息
网络,并在这个网络中互相承担责任[30]。社会支持普遍发生在日常生活中，如个体通过与他 人进行交谈获取信息，当遭遇困难时,他人伸出援手,给予物质上的支持等[31]。组织支持感则聚焦于员工认为组织重视他们的价值和贡献以及关心他们利益的程度，重点反映的是员工的心理认知[32]。当员工感受到来自组织的关心和认同时，就会有较高的组织支持感，反之，当员工认为组织并不关心其利益、重视其贡献时，员工的组织支持感就会较低。
 

拥有较高组织支持感的员工通常会获得较多的来自于组织的尊重与关心，员工期望从组 织中获取的认同感得以满足，进而提升了员工的心理需要满足水平，于是员工会更加认同自 己是组织中的一员，有责任为组织的发展做出贡献以回报组织的恩惠，由此激发出员工自愿 做出促进组织利益的角色外行为[33],这也与社会支持理论的核心观点高度契合[14]。反之， 拥 有较低组织支持感的员工往往与组织的情感联系较弱，会更多地关注角色内行为而非角色外 行为[34]。也就是说，对于助人行为这一角色外行为，具有高组织支持感的员工会积极投入实 践，而具有低组织支持感的员工则对此持消极或观望态度。由此，提出假设：

H5：组织支持感调节了工作幸福感与员工主动助人行为之间的关系, 当组织支持感越高 时,工作幸福感对员工主动助人行为的正向影响越强。

H6：组织支持感调节了工作幸福感与员工被动助人行为之间的关系, 当组织支持感越高 时,工作幸福感对员工被动助人行为的正向影响越强。

综上，本文的研究假设模型如图 1 所示。



三、研究设计

3.1 数据收集与样本特征

本研究采用线上发放问卷的形式，通过问卷星发放问卷链接供企业员工直接填写，样本 通过滚雪球式抽样方法获得。为了保证被试可以认真作答，并尽力避免可能出现的干扰因素 和不确定性因素影响作答质量和研究效度，在发放问卷时设置了专注度题项，即直接告诉被 试某题要选哪个选项，以此筛选不符合要求的问卷。此外，还在问卷的说明部分重点强调问 卷仅供学术研究使用，且是匿名作答，不会泄露被试的任何信息，以消除参与者可能出现的疑虑。
 

本研究数据具体收集情况如下：共回收问卷 308 份，删除有答案缺失以及随意填写的问 卷，即专注度题项选择错误的问卷或全部选择同一选项的问卷，最终保留了 260 份问卷，有 效回收率为 84.41%。其中，男性占比 53.5%；主要年龄段为 36 岁及以上，占比 70.4%；教 育程度以本科为主，占比 56.9%；单位类型以民营企业为主，占比 40.0%；职位以普通员工 为主，占比 49.2%。具体见表 1。

表 1  样本描述性统计（样本量为 260）
 

变量	选项	频次	百分比（%）
性别	男	139	53.5
	女	121	46.5
年龄	18-25 岁	37	14.2
	26-35 岁	40	15.4
	36-45 岁	92	35.4
	45 岁以上	91	35.0
教育程度	本科	148	56.9
	研究生及以上	39	15.0
	高中及以下	40	15.4
	专科	33	12.7
单位类型	政府事业单位	42	16.2
	国有与国有控股企业	24	9.2
	民营企业	104	40.0
	外资与合资企业	28	10.8
	非政府组织	15	5.8
	其他	47	18.1
职位	高层管理者	20	7.7
	中层管理者	56	21.5
	基层管理者	56	21.5
	普通员工	128	49.2

3.2 变量测度

本研究所选用量表均为在已有研究中得到较好支持和广泛应用的成熟量表，本研究量表 均采用 Likert 5 点式量表，助人行为的测量中 1 表示“几乎不”，5 表示“总是”，其余 变量的测量中 1 表示“非常不符合”，5 表示“非常符合”。

谦卑型领导：采用 Owens 等(2013)开发的量表，包含 9 个题项。典型的题项包括“他/ 她乐于向别人学习”和“当别人的知识更多或技能更强时，他/她会承认这一点”等[13]。

 
工作幸福感采用 Zheng 等(2015)[35]开发的量表。该量表包含三个维度，分别是生活幸福 感、工作幸福感和心理幸福感，共 18 个题项，本研究选取了其中衡量工作幸福感的 6 个题 项。该量表是在中国的情境中开发的,并且具有很好的信度和效度。

组织支持感：采用 Eisenberger 等(1986)开发的量表，包含 6 个题项。典型的题项包括 “如果我提出要求公司会帮助我”和“公司乐意提供帮助”等[32]。

主动助人行为和被动助人行为：采用 Lee 和 Allen 等(2002)开发的量表，各包含 3 个题 项。典型的题项包括“在没被要求的情况下，我帮助了工作中出现问题的同事”和“当我的
同事向我求助时，我帮助他们解决了工作中的问题”等[36]。

3.3 数据分析方法

本研究主要使用的数据分析工具是 SPSS26.0、Mplus8.7 和 SPSSAU 平台，对收集得到的 有效数据进行了共同方法偏差检验、样本信效度分析、样本描述性统计与相关分析、中介效 应与调节效应检验。其中,共同方法偏差检验主要采用 Harman 单因素方法;样本信度主要采 用 Cronbach ’s alpha 系数作为标准;样本效度主要采用因子分析方法，根据因子载荷系数 值分析各变量的收敛效度与区别效度，同时又采用验证性因子分析方法验证了相关结论 ;中 介效应检验采用 Bootstrap 分析方法，调节效应检验则采用了分层回归方法。

四、数据分析

4.1 共同方法偏差检验

由于本研究谦卑型领导、工作幸福感、组织支持感、主动助人行为以及被动助人行为这 五个变量测量来源相同,且问卷题目易引起社会称许性偏差效应，因而本研究比较容易受到 共同方法偏差的影响。为了较为准确地判断本研究受共同方法偏差影响的程度，本研究采用 Harman 单因素检验方法，对所有测量条目进行未旋转的因子分析。结果表明第一个因子解 释了 30.576%的累计变异量，在 40%以内，故可以认为本研究受共同方法偏差的影响在可接 受范围之内。

4.2 信效度检验

4.2.1 信度检验

本研究对量表的信度检验采取得到广泛认可和应用的Cronbach’s alpha 系数作为检验 标准。一般而言, Cronbach’s alpha 值大于 0.7,即可认为样本信度可以接受。本研究分别 对谦卑型领导、工作幸福感、组织支持感、员工主动助人行为和被动助人行为的量表进行信 度分析。从表 2 中可以看出,本研究中谦卑型领导量表的 Cronbach’s alpha 为 0.833,工作 幸福感量表的 Cronbach’s alpha 为 0.848,组织支持感量表的 Cronbach’s alpha 为 0.910, 员工主动助人行为量表的 Cronbach’s alpha 为 0.769,被动助人行为量表的Cronbach’s alpha 为 0.831。 总体而言,本研究量表的 Cronbach’s alpha 值均在 0.7 以上,表明本研究 的样本具有良好的信度。

 
表 2  量表的 Cronbach’s alpha 值
 

变量	题项数	Cronbach’s alpha 值
谦卑型领导	8	0.833
工作幸福感	6	0.848
组织支持感	6	0.910
主动助人行为	3	0.769
被动助人行为	3	0.831

4.2.2 效度检验

本研究所选用量表均为在已有研究中得到较好支持和广泛应用的成熟量表，保证内容效 度较好。

本研究通过统计软件 SPSS26.0 对量表进行因子分析。在因子分析前，对样本进行 KMO 和巴特利特球形检验，一般认为，KMO 值在 0.7 以上表示适合做因子分析。由 SPSS 检验结 果显示 Sig.<0.05（即 p 值<0.05）时，说明各变量间具有相关性，因子分析有效。由表 3 可知，KMO 值为 0.900，巴特利特球形检验 p 值小于 0.01，适合做因子分析。

表 3    KMO 和巴特利特球形检验
 

KMO 值	0.900
巴特利特球形检验               近似卡方	3121.096
自由度	325
显著性	0.000

而后采用主成分分析法，从表 4 可以看出，各变量因子载荷系数值均大于 0.5，说明变 量与对应因子间的相关程度高，收敛效度好。同时又看到各变量因子载荷系数值在其他变量 中低，说明与其他因子间的相关程度低，区别效度好。

表 4  旋转后的成分矩阵
 

维度	题项	1	2	成分 3	4	5
谦卑型 领导	他/她能积极寻求反馈，即使反馈是批评 性的 当不知道如何做某些事情时，他/她会承 认这一点 当别人的知识更多或技能更强时，他/ 她会承认这一点 他/她关注别人的长处 他/她经常赞美别人的优点 对于别人的特别贡献，他/她会表示赞赏	0.127     0.209     0.122     0.231 0.113 0.062	0.648     0.645     0.699     0.599 0.622 0.547	0.150     0.039     0.035     -0.029 0.142  0.237	0.110     0.303     0.026     0.341 0.043 0.189	-0.086     -0.049     0.150     -0.087 0.132  -0.059

  

工作幸 福感	他/她乐于向别人学习	0.074	0.720	0.134	-0.018	0.151
	对别人的想法，他/她持有开放的态度	0.069	0.679	0.186	-0.054	0.221
	我的工作非常有趣。	0.233	0.195	0.679	0.086	0.037
	总体来说, 我对我从事的工作感到非常 满意	0.159	0.042	0.752	0.063	0.177
	我总能找到办法来充实我的工作	0.179	0.117	0.599	0.353	0.051
	我对我具体的工作内容感到基本满意	0.093	0.208	0.693	-0.057	0.294
	对于我来说, 工作会是很有意义的一场 经历	0.146	0.164	0.715	0.182	-0.056
	我对从目前工作中获得的成就感感到基 本满意	0.265	0.145	0.762	0.106	-0.021
组织支 持感	公司对我十分关心	0.754	0.082	0.185	-0.095	0.200
	公司会考虑我的意见	0.776	0.126	0.240	0.004	0.058
	公司顾及了我的利益	0.784	0.152	0.127	0.217	-0.013
	公司尊重我的目标和价值观	0.796	0.206	0.179	0.023	0.033
	如果我提出要求，公司会帮助我	0.839	0.144	0.149	0.039	0.103
	公司乐意提供帮助	0.813	0.159	0.158	0.120	0.013
主动助 人行为	在没被要求的情况下，我帮助了工作中 出现问题的同事	0.109	0.123	0.146	0.293	0.690
	在没被要求的情况下，我帮助同事在他 们的工作中取得进展	0.105	0.022	0.095	0.450	0.597
	在没被要求的情况下，我帮助同事在工 作中避免了可能出现的问题	0.107	0.131	0.067	0.285	0.802
被动助 人行为	当我的同事向我求助时，我帮助他们解 决了工作中的问题	0.064	0.187	0.203	0.743	0.244
	当我的同事向我求助时，我帮助他们在 工作中取得进展	0.044	0.192	0.117	0.721	0.281
	当我的同事向我求助时，我帮助他们在 工作中避免了可能出现的问题	0.020	0.103	0.174	0.776	0.294

注：提取方法为主成分分析法，旋转方法为凯撒正态化最大方差法。

综上，可以说明本研究中的各个变量具有较好的内容效度和结构效度，通过效度检验。

4.3 变量描述性及相关分析

本研究各变量的描述性统计和相关分析见表 5,分析结果表明，谦卑型领导与工作幸福 感、主动助人行为、被动助人行为均成正相关（r=0.413，p<0.01；r=0.287，p<0.01；r=0.379，

p<0.01），工作幸福感与主动助人行为、被动助人行为成正相关（r=0.328，p<0.01；r=0.381， p<0.01）。

表 5  变量描述性统计与相关系数
 

	均值	标准差	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10
1.性别	1.535	0.500	-
2.年龄	2.912	1.034	0.196 **	-
3.教育程	2.331	0.887	0.026	0.192 **	-
度 4.单位类 型	3.681	1.626	0.187 **	0.116	-0.090	-
5.职位	2.431	0.913	-0.092	-0.152 *	0.019	-0.118	-
6.谦卑型	3.895	0.602	0.111	0.035	-0.001	-0.039	-0.011	-
领导 7.工作幸 福感	3.720	0.656	0.113	0.048	0.068	0.008	-0.060	0.413 **	-
8.组织支	3.472	0.760	0.101	0.045	-0.018	-0.077	-0.010	0.392 **	0.469 **	-
持感  9.主动助	3.797	0.634	0.079	0.124 *	0.028	-0.017	-0.042	0.287 **	0.328 **	0.250 **	-
人行为  10.被动 助人行为	4.069	0.596	0.005	0.089	0.044	-0.057	-0.017	0.379 **	0.381 **	0.209 **	0.604 **	-

注：＊p  ≤ 0.05, ＊＊p  ≤ 0.01。

4.4 假设检验

4.4.1 直接效应检验

在 SPSSAU 平台上运行数据, 得到各变量之间的路径系数, 以检验变量之间的相互影响 的程度。检验结果可知，谦卑型领导对主动助人行为、被动助人行为和工作幸福感，工作幸 福感对主动助人行为和被动助人行为的正向作用均具有统计显著性，标准化路径系数分别为 0.182、0.267、0.413、0.253 和 0.270。因此假设 1、假设 2 均通过了检验。

表 6  路径系数
 

	路径	标准化系数	SE	CR 值	p
谦卑型领导	→     主动助人行为	0.182	0.067	2.879	**
谦卑型领导	→     被动助人行为	0.267	0.060	4.390	* *
谦卑型领导	→       工作幸福感	0.413	0.062	7.322	**
工作幸福感	→     主动助人行为	0.253	0.061	3.995	**
工作幸福感	→     被动助人行为	0.270	0.055	4.450	**

注：＊p  ≤ 0.05, ＊＊p  ≤ 0.01。

4.4.2 中介效应检验

本研究采用 Mplus8.7 数据分析工具，以 Bootstrap 分析验证中介效应[37] 。1000 次 Bootstrap 抽样结果如表 7 所示，结果表明，两项 95%置信区间均不包含 0，说明中介效应
显著，即工作幸福感在谦卑型领导与主动助人行为和被动助人行为之间都起着中介作用。故假设 3、4 得到支持与验证，且进一步说明工作幸福感在谦卑型领导与主动助人行为和被动 助人行为之间均起部分中介作用。
 

表 7  中介效应分析
 

路径	效应值	标准误	95%置信区间
谦卑型领导→ 工作幸福感→ 主动助人行为	0.107	0.032	[0.042，0.169]
谦卑型领导→ 工作幸福感→被动助人行为	0.110	0.031	[0.054，0.175]

4.4.3 调节效应检验

在 SPSS26.0 中使用分层回归法对调节效应进行检验,具体结果如表 8 所示。由模型 1   的回归结果可得，工作幸福感对员工主动助人行为的主效应显著（p<0.01），模型 3 将工作 幸福感和组织支持感的交互项加入模型，此时交互作用不显著（p>0.05），即组织支持感对 工作幸福感与员工主动助人行为间关系的调节作用不显著。同理，由模型 4 的回归结果可得， 工作幸福感对员工被动助人行为的主效应显著（p<0.01），但由模型 6 可得工作幸福感和组 织支持感的交互项不显著（p>0.05），即组织支持感对工作幸福感与员工被动助人行为间关 系的调节作用不显著。由此得出结论，假设 5、6 均没有得到支持。

表 8  调节效应分析
 

	主动助人行为			被动助人行为
	模型 1	模型 2	模型 3	模型 4	模型 5	模型 6
性别	0.036	0.027	0.031	-0.052	-0.054	-0.051
年龄	0.067	0.065	0.060	0.051	0.050	0.047
教育程度	-0.014	-0.008	-0.015	-0.002	-0.001	-0.006
单位类型	-0.016	-0.011	-0.007	-0.023	-0.021	-0.018
职位	-0.006	-0.007	-0.014	0.005	0.005	-0.000
工作幸福感	0.310 **	0.258**	0.273**	0.348 **	0.334**	0.345**
组织支持感		0.096	0.086		0.026	0.018
工作幸福感 ＊ 组织支持感			0.098			0.073
R2	0.122	0.132	0.143	0.157	0.157	0.164
Adjusted R2	0.101	0.108	0.116	0.137	0.134	0.138
△R2	0.122	0.010	0.011	0.157	0.001	0.007

注：＊p  ≤ 0.05, ＊＊p  ≤ 0.01。

五、研究结论与展望

本文聚焦于谦卑型领导这一“自下而上”的领导方式，以社会支持理论为基础，探讨了 谦卑型领导对员工主动助人行为与被动助人行为的影响，同时考察了工作幸福感在此过程中 的中介作用与组织支持感的调节作用。本文的研究结论在理论和实践上都有一定的启示意 义。

 
首先，本文依据社会支持理论，从个体主观体验或感受的角度研究了谦卑型领导对于员 工助人行为之间的影响，研究结论深化了对谦卑型领导内涵、价值与有效性的认识，为促进 员工的助人行为提供了新的研究视角。本研究进一步证实 了谦卑型领导对于员工主动助人 行为与被动助人行为的正向作用，这与学者们在谦卑型领导正向影响员工个体行为的研究结 论保持一致。基于谦卑型领导的内涵[12]，谦卑型领导通过开放包容的互动交流对员工的工作 给予支持和鼓励，同时愿意接受员工的不同看法与观点，这都将提升员工在工作中的心理需 要满足水平，从而倾向于表现出更多的亲社会行为[14]。因此， 本研究揭示了谦卑型领导风格 是促进员工助人行为的重要诱发因素，同时也丰富了谦卑型领导的理论解释范围。
其次，实证检验了工作幸福感是员工主动助人行为与被动助人行为的重要影响因素，这 为理解和解释谦卑型领导作用于员工助人行为提供了新的研究视角。以往相关研究多是从领 导与员工的关系视角来研究谦卑型领导的作用后果[38]，较少通过员工个体的工作幸福感视角 来剖析谦卑型领导的作用机制，而这也是本文区别于以往关于谦卑型领导与员工助人行为之 间的关系研究的核心之一。工作幸福感的提出有利于未来在深入开展谦卑型领导或员工助人 行为相关研究时从员工个体情绪感知的角度进行分析，是对谦卑型领导效用研究领域与创新 管理领域的有益推进。

针对上述研究结论的分析，本文为企业管理者提供以下建议以促进个体间的助人行为， 为企业创造价值。一方面，企业管理者需要进一步深化对谦卑型领导内涵的认识和理解，在 工作中能够勇于承认自己的不足并虚心向他人学习，欣赏下属的优点并肯定其对组织的贡献 而不是视作威胁或冒犯，同时要给予员工更多的引导与支持，使得领导能够开展有效干预。 另一方面，员工的工作幸福感是助人行为的重要影响因素，企业管理者要关注员工在工作中 的情绪感知，员工对于工作的积极主观体验将激发个体角色外行为，从而促进组织间的助人 行为以提升团队绩效。

本研究仍然存在以下局限性：第一，本研究采用单时点的问卷收集方法，且数据来源于 员工的自我汇报，尽管经过统计检验发现共同方法偏差影响不显著，但仍存在共同方法偏差 的风险，未来研究可考虑采用多时点、多来源的方法予以完善；第二，本研究中组织支持感 在工作幸福感与员工主动助人行为和被动助人行为之间的调节作用均不显著，未来研究可以 从员工的社会关系和社会身份等情境因素切入，探究谦卑型领导发挥作用的边界条件，同时 挖掘主动助人行为与被动助人行为之间的区别与影响因素；最后，鉴于本文的数据通过滚雪 球式采样方法获得，存在一定的样本不平衡问题，未来可以尝试对特定群体定向采样或多渠 道收集数据以提高数据质量，从而更准确地揭示谦卑型领导对于员工助人行为的内在影响机 制。

  
 
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