馬紅宇 申傳剛 楊 璟 唐漢瑛 謝菊蘭

(1青少年網(wǎng)絡(luò)心理與行為教育部重點(diǎn)實驗室,

2華中師范大學(xué)心理學(xué)院暨湖北省人的發(fā)展與心理健康重點(diǎn)實驗室, 武漢 430079)

(3中國科學(xué)院心理研究所, 北京 100101) (4中國科學(xué)院大學(xué), 北京 100039)

1 問題提出

工作和家庭是現(xiàn)今成年人生活中的兩個重要組成部分, 工作角色和家庭角色是個體最主要的社會角色, 它們之間相互影響, 密不可分。目前關(guān)于工作和家庭角色之間關(guān)系的研究主要基于兩種視角：一種是消極視角, 認(rèn)為由于個體有限的時間、高水平的壓力和競爭性的行為期望而引發(fā)角色之間的相互沖突, 即工作?家庭沖突(work-family conflict, WFC) (Eby, Casper, Lockwood, Bordeaux &Brinley, 2005; Greenhaus & Beutell, 1985); 另一種是積極視角, 認(rèn)為個體可以從工作和家庭角色的投入中獲得有意義的資源(如自尊、經(jīng)濟(jì)收入等), 繼而提升個體在相對角色領(lǐng)域的表現(xiàn), 即工作?家庭增益(work-family enrichment, WFE) (Greenhaus &Powell, 2006)。這兩種不同的視角為個體處理工作和家庭之間的關(guān)系提供了新的思路, 即個體在履行工作和家庭角色時如何盡可能在減少角色間沖突的同時增加角色間的積極溢出。

邊界理論的提出為我們回答上述問題提供了可能。根據(jù)邊界理論, 個體會圍繞其所在的工作領(lǐng)域或家庭領(lǐng)域建立起不同的角色邊界, 個體每天投身于工作和家庭領(lǐng)域并進(jìn)行著跨邊界的角色轉(zhuǎn)變活動(Ashforth, Kreiner, & Fugate, 2000; Clark, 2000;Kreiner, 2006)。不同的個體, 由于價值觀、對工作和家庭所持有的分割?整合偏好不同, 在面對另一領(lǐng)域的角色需求時, 個體是否愿意進(jìn)行相應(yīng)角色轉(zhuǎn)變的意愿程度有所不同, 這種是否愿意從一個角色向另外一個角色轉(zhuǎn)變的程度稱之為邊界彈性意愿,包括工作彈性意愿(work flexibility-willingness, WFW)和家庭彈性意愿(family flexibility-willingness, FFW)(Matthews & Barnes-Farrell, 2010; Matthews, Bernes-Farrell, & Bulger, 2010)。另一方面, 由于組織政策、家庭責(zé)任、管理者和家人支持等外部環(huán)境因素的影響, 環(huán)境對其進(jìn)行角色轉(zhuǎn)換所提供條件或資源也不相同(Ashforth et al., 2000; Clark, 2000; Kossek,Lautsch, & Eaton, 2004)。研究者將個體對其能否離開所在領(lǐng)域去滿足另外一個領(lǐng)域需求的外部環(huán)境特征的認(rèn)知性評估稱之為邊界彈性能力, 包含著工作彈性能力(work flexibility-ability, WFA)和家庭彈性能力(family flexibility-ability, FFA) (Matthews &Barnes-Farrell, 2010; Matthews et al., 2010)。當(dāng)個體身處一個領(lǐng)域, 而另一領(lǐng)域有需求需要其進(jìn)行角色轉(zhuǎn)變時, 除了會受到組織政策、家庭責(zé)任等環(huán)境因素的影響之外, 還會受到個人的角色轉(zhuǎn)變意愿的影響。這提示我們, 個體對其所處的環(huán)境所能提供的角色轉(zhuǎn)變的條件或資源的認(rèn)知性評估與個體進(jìn)行角色轉(zhuǎn)變的意愿之間的匹配可能是影響個體工作?家庭結(jié)果變量的重要決定性因素。因此, 運(yùn)用人?環(huán)境匹配(person-environment fit, PE fit) (Edwards,2008; Kristof-Brown, Zimmerman, & Johnson, 2005)理論來分析邊界彈性意愿(個人需求)和邊界彈性能力(環(huán)境資源)之間的匹配對工作?家庭沖突和工作?家庭增益的影響將增進(jìn)我們對工作?家庭界面的理解。

盡管工作?家庭界面的研究已經(jīng)相當(dāng)豐富, 但是以往的研究仍然存在一些不足。首先, 盡管人?環(huán)境匹配一直都是學(xué)者們關(guān)注的核心理論構(gòu)念(Edwards, 2008), 但是縱觀國內(nèi)外的研究, 多數(shù)研究仍聚焦在情境需求對工作?家庭界面的影響上(Allen et al., 2012; Ford, Heinen, & Langkamer, 2007;Greenhaus, Ziegert, & Allen, 2012; McNall, Masuda, &Nicklin, 2010; Odle-Dusseau, Britt, & Greene-Shortridge, 2012; Straub, 2012), 只有少數(shù)研究運(yùn)用人?環(huán)境匹配的構(gòu)念探討組織環(huán)境和個人需求之間的匹配對工作?家庭界面重要結(jié)果變量的影響, 但是這些研究卻忽視了家庭作為另一類重要的環(huán)境變量與個人需求之間的匹配(Chen, Powell, &Greenhaus, 2009; Kreiner, 2006; 馬麗, 徐樅巍,2011); 其次, 盡管個體可能同時體驗到工作?家庭沖突和工作?家庭增益, 但是多數(shù)研究仍然將沖突和增益作為獨(dú)立的現(xiàn)象來進(jìn)行分析, 少有研究將它們放在同一框架下進(jìn)行探討(Maertz & Boyar, 2011;Powell & Greenhaus, 2006)。因此, 本研究的目的是為了針對上述不足, 擬以人?環(huán)境匹配為基礎(chǔ), 以邊界彈性為切入點(diǎn), 檢驗工作和家庭領(lǐng)域的邊界彈性能力和個體的邊界彈性意愿之間的匹配對工作?家庭沖突和工作?家庭增益的影響, 以期更為全面地揭示沖突和增益發(fā)生的機(jī)制, 為工作?家庭界面的組織實踐和個人應(yīng)對提供更為有效的意見和建議。

2 假設(shè)提出

2.1 彈性能力和彈性意愿之間匹配和工作?家庭沖突之間的關(guān)系

工作?家庭沖突指來自工作與家庭雙方的需要在某些方面出現(xiàn)難以調(diào)和的矛盾時, 個體所經(jīng)歷的一種角色交互沖突, 包含著工作→家庭沖突(work-family conflict, WFC)和家庭→工作沖突(family-work conflict, FWC) (Greenhaus & Beutell,1985)。工作和家庭領(lǐng)域的相關(guān)變量對兩種不同方向沖突的產(chǎn)生有著不同的效應(yīng)量。研究表明工作領(lǐng)域的變量與工作→家庭沖突有著更強(qiáng)的相關(guān), 而家庭領(lǐng)域的變量與家庭→工作沖突有著更強(qiáng)的相關(guān)(Byron, 2005; Eby et al., 2005)。盡管有元分析研究表明工作領(lǐng)域的變量與家庭→工作沖突有顯著的相關(guān)以及家庭領(lǐng)域的變量與工作→家庭沖突有顯著的相關(guān), 但是這些效應(yīng)很微弱, 工作領(lǐng)域的變量與家庭→工作沖突的相關(guān)在?0.04~0.10之間, 家庭領(lǐng)域的變量與工作→家庭的相關(guān)在?0.04~0.14之間(Michel, Mitchelson, Kotrba, LeBreton, & Baltes,2009; Ng & Feldman, 2008), 所以本研究只分析工作彈性能力與工作彈性意愿之間的匹配對工作→家庭沖突的影響, 以及家庭彈性能力與家庭彈性意愿之間的匹配對家庭→工作沖突的影響。

人?環(huán)境匹配理論認(rèn)為, 當(dāng)環(huán)境不能提供個體需求的條件或資源時, 其需求將得不到滿足, 進(jìn)而會導(dǎo)致緊張、消極情緒的產(chǎn)生以及沖突的體驗(Edwards, 2008; Edwards & Rothbard, 1999; Jansen& Kristof-Brown, 2006)?；诖? 在工作?家庭領(lǐng)域,一個工作邊界彈性意愿高的個體, 可能希望組織能夠提供相應(yīng)的資源(如彈性工作時間或彈性工作地點(diǎn))使其能迅速進(jìn)行角色的轉(zhuǎn)變, 當(dāng)個體知覺到組織提供的資源使其能夠從認(rèn)知或行為上進(jìn)行角色轉(zhuǎn)變時, 就會與個體轉(zhuǎn)變角色的意愿相符, 從而使得個體體驗到較少的工作→家庭沖突; 相反, 當(dāng)個體知覺到組織提供的資源不能使其順利進(jìn)行角色轉(zhuǎn)變?nèi)M足家庭領(lǐng)域的需求時, 即工作彈性能力低于其工作彈性意愿時, 個體會體驗到較高的工作→家庭沖突。另外, 在實際的情境中, 還可能會出現(xiàn)此種情況, 即一個以工作為中心的個體, 其工作彈性意愿可能會很低, 傾向于工作時專注于工作任務(wù),盡可能避免工作角色的中斷, 而此時若組織強(qiáng)制執(zhí)行彈性工作政策(彈性工作時間或彈性工作地點(diǎn)),反而可能使其面臨著更多的角色轉(zhuǎn)變, 進(jìn)而引起緊張、體驗到較高的沖突。這一點(diǎn)已經(jīng)得到了相關(guān)研究的支持。已有研究發(fā)現(xiàn)對那些希望保持工作和家庭高分割的個體而言, 當(dāng)組織提供更多的整合策略時(如日托中心, 彈性工作時間、地點(diǎn)等), 他們會有著更為頻繁的角色轉(zhuǎn)變, 會導(dǎo)致他們的工作和家庭角色模糊, 進(jìn)而使得他們有著更低的滿意感、組織承諾和更高的工作→家庭沖突(Desrochers, Hilton,& Larwood, 2005; Rothbard, Phillips, & Dumans,2005)。所以, 當(dāng)個體知覺到工作邊界彈性能力高于工作彈性意愿或低于工作彈性意愿時, 均會存在一定的沖突, 只有當(dāng)個體知覺到其工作彈性能力與其工作彈性意愿相匹配時, 工作→家庭沖突的體驗才最低。同理, 對個體的家庭彈性意愿而言, 如果個體知覺到家庭彈性能力與其家庭彈性意愿正好匹配時, 個體會有較低的家庭→工作沖突體驗, 而知覺到家庭彈性能力高于或低于家庭彈性意愿時, 個體均會有著較高的家庭→工作沖突體驗。因此, 我們提出以下假設(shè)：

H1：工作彈性能力和工作彈性意愿之間的匹配負(fù)向影響工作→家庭沖突。即當(dāng)工作彈性能力朝向工作彈性意愿逐漸增加的時候, 個體所體驗到的工作→家庭沖突會逐漸降低, 但是當(dāng)工作彈性能力超過工作彈性意愿繼續(xù)增加的時候, 個體所體驗到的工作→家庭沖突反而會逐漸上升。

H2：家庭彈性能力與家庭彈性意愿之間的匹配負(fù)向影響家庭→工作沖突。即當(dāng)家庭彈性能力朝向家庭彈性意愿逐漸增加的時候, 個體所體驗到的家庭→工作沖突將會降低, 但是當(dāng)家庭彈性能力增加超過了家庭彈性意愿繼續(xù)增加的時候, 個體所體驗到的家庭→工作沖突反而會逐漸上升。

2.2 彈性能力和彈性意愿之間的匹配和工作?家庭增益之間的關(guān)系

關(guān)于工作?家庭沖突產(chǎn)生的原因, 研究者多用稀缺假說來解釋, 認(rèn)為工作?家庭沖突的產(chǎn)生是由于個體的時間和精力等資源的有限而相互競爭所導(dǎo)致的(Rothbard, 2001)。然而也有學(xué)者認(rèn)為多重角色除了可能會導(dǎo)致角色緊張外, 還可能給個體提供獲得滿意感和自我增益(self-enrichment)的機(jī)會(Siber, 1974)。在積極心理學(xué)興起之后, 這一觀點(diǎn)得以繼續(xù)發(fā)展, 研究者們認(rèn)為個體在某一角色表現(xiàn)中所獲得的收益可能大于其角色投入所造成的損失,一個角色所產(chǎn)生的資源(如知識, 技能和能力的發(fā)展、社會資本、彈性等)會增加另外一個角色的表現(xiàn), 即工作?家庭增益(Greenhaus & Powell, 2006;Carlson, Kacmar, Wayne, & Grzywacz, 2006)。與工作?家庭沖突類似, 工作?家庭增益也包括工作→家庭增益(work-family enrichment, WFE)和家庭→工作增益(family-work enrichment, FWE), 并且工作→家庭增益與工作相關(guān)的變量有著更強(qiáng)的相關(guān), 家庭→工作增益與家庭領(lǐng)域的變量有著更強(qiáng)的相關(guān)(McNall, Nicklin, & Masuda, 2010)。所以, 與工作?家庭沖突的分析類似, 本研究只分析工作彈性能力與工作彈性意愿之間的匹配對工作→家庭增益的影響, 以及家庭彈性能力與家庭彈性意愿之間的匹配對家庭→工作增益的影響。

人?環(huán)境匹配理論認(rèn)為, 環(huán)境的供給或獎賞與個體的需求之間的匹配是以個體的需求是否得到滿足為基礎(chǔ)的, 個體需求的滿足影響著個體的態(tài)度和行為, 當(dāng)環(huán)境的供給與個人的需求之間達(dá)到匹配時, 會增加個體的滿意感、幸福感等積極的體驗(Edwards, 2008; Jansen & Kristof-Brown, 2006)。當(dāng)個體知覺到組織環(huán)境所提供的資源正好與其角色轉(zhuǎn)變意愿相一致時, 個體可能會體驗到工作滿足感等積極情緒, 而這種積極情緒可能會使個體更愿意履行家庭角色, 進(jìn)而增加家庭領(lǐng)域的積極體驗。當(dāng)個體知覺到組織環(huán)境提供的資源不能使其順利進(jìn)行角色轉(zhuǎn)變時, 即工作彈性能力低于其工作彈性意愿時, 個體的滿足感等積極情緒會減少, 沖突、緊張等消極情緒會增加, 進(jìn)而不利于家庭角色的履行;同樣, 當(dāng)個體知覺到組織所提供的條件或資源使得其工作和家庭領(lǐng)域的整合超出了其期望時, 就會導(dǎo)致個體的工作滿意感和組織承諾的降低(Rothbard et al., 2005), 也不利于個體家庭角色的履行。同理,當(dāng)個體知覺到家庭彈性能力和其家庭彈性意愿一致時, 個體同樣會體驗到幸福、滿足等積極情緒,這種積極情緒同樣可能會使得個體有著更多的精力和更積極的情緒去履行工作角色, 進(jìn)而增加工作領(lǐng)域的積極體驗, 使得個體體驗到較高家庭→工作的增益, 當(dāng)家庭彈性能力高于或低于家庭彈性意愿時, 個體會體驗到較低的家庭→工作增益。基于上述分析, 我們提出以下假設(shè)：

H3：工作彈性能力和工作彈性意愿之間的匹配正向影響工作→家庭增益, 即當(dāng)工作彈性能力朝向工作彈性意愿逐漸增加的時候, 個體所體驗到的工作→家庭增益會逐漸上升, 但是當(dāng)工作彈性能力超過工作彈性意愿繼續(xù)增加的時候, 工作→家庭增益反而會逐漸降低

H4：家庭彈性能力與家庭彈性意愿之間的匹配正向影響家庭→工作增益。即當(dāng)家庭彈性能力朝向家庭彈性意愿逐漸增加的時候, 個體所體驗到的家庭→工作增益將會逐漸上升, 但是當(dāng)家庭彈性能力超過了家庭彈性意愿繼續(xù)增加的時候, 家庭→工作增益反而會逐漸降低

3 研究方法

3.1 研究對象

本研究采用問卷調(diào)查法獲取研究數(shù)據(jù), 對上海某高校的MBA已婚學(xué)員及湖北、河南、上海、江蘇、江西等多家企事業(yè)單位的已婚員工發(fā)放了問卷。參與調(diào)查的員工所在的企業(yè)涉及制造、IT、金融、電子等多個行業(yè)。問卷采用被調(diào)查者自評的方式, 總共發(fā)放 525份問卷, 在刪除無效問卷之后,最終回收有效問卷494份, 有效回收率為94.1%。其中男性 261人, 女性 230 人, 被試年齡介于24~53歲之間, 平均年齡 35.39歲, 樣本中 348人有18歲以下的小孩需要照顧。

3.2 研究工具

3.2.1 工作家庭邊界彈性量表

結(jié)合中國的實際情況, 對 Matthews和Barnes-Farrell (2010)編制的工作家庭邊界彈性量表進(jìn)行了修訂, 形成了符合我國實際情況的工作家庭邊界彈性量表, 共計16個條目。該量表包含著工作彈性能力, 工作彈性意愿, 家庭彈性能力和家庭彈性意愿4個維度。問卷采用Likert 5點(diǎn)設(shè)計, 1表示完全不符合, 5表示完全符合。本研究中4個維度的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.82, 0.78, 0.74, 0.77, 整個問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.82。對本研究中的工作家庭邊界彈性量表進(jìn)行驗證性因素分析, 結(jié)果表明χ/

df

=3.23<4, GFI=0.92, CFI=0.92, IFI=0.92, NFI=0.88, RSMEA=0.067, 說明工作家庭邊界彈性量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

3.2.2 工作?家庭沖突量表

采用Netemeyer和Boles (1996)編制的工作?家庭沖突問卷。該量表包含工作→家庭沖突和家庭→工作沖突兩個維度, 每個維度5個條目。問卷采用Likert 5點(diǎn)設(shè)計, 1表示完全不符合, 5表示完全符合。該問卷的有效性在國內(nèi)也得到了驗證(李永鑫,趙娜, 2009)。本研究中兩個維度的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為 0.87, 0.87, 整個問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.89。

3.2.3 工作?家庭增益量表

采用Wayne, Musisca和Fleeson (2004)編制的工作家庭增益量表。該量表包含工作→家庭增益和家庭→工作增益兩個維度, 每個維度4個條目。問卷采用Likert 5點(diǎn)設(shè)計, 1表示完全不符合, 5表示完全符合。該問卷的有效性在國內(nèi)也得到了驗證(陳恒盼, 2008)。本研究中兩個維度的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為 0.72, 0.77, 整個問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.74。

3.2.4 控制變量的測量

本研究中, 我們將年齡、工齡、工作時間、性別、是否有孩子和配偶的工作狀態(tài)作為控制變量。其中年齡、工齡、工作時間等是連續(xù)測量, 男性賦值為 1, 女性賦值為 2; 沒有小孩賦值為0, 有小孩賦值為 1; 配偶沒有全職工作賦值為 0, 有工作賦值為1。

3.3 統(tǒng)計分析

本研究采用 SPSS 18.0統(tǒng)計軟件包和 AMOS 18.0統(tǒng)計軟件包進(jìn)行統(tǒng)計分析。首先使用驗證性因素分析來驗證問卷的效度, 然后運(yùn)用SPSS 18.0統(tǒng)計軟件包進(jìn)行描述性統(tǒng)計, 并分析彈性能力與彈性意愿之間的匹配對工作?家庭結(jié)果變量的影響。

4 研究結(jié)果

4.1 驗證性因素分析及共同方法偏差檢驗

本研究使用AMOS 18.0軟件對工作彈性能力、工作彈性意愿、家庭彈性能力、家庭彈性意愿、工作→家庭沖突、家庭→工作沖突、工作→家庭增益、家庭→工作增益8個構(gòu)念進(jìn)行驗證性因素分析, 并將擬合指數(shù)與另外幾個模型進(jìn)行比較。驗證性因素分析的具體結(jié)果見表 1。研究結(jié)果表明, 八因子模型各擬合指標(biāo)均達(dá)到了推薦的標(biāo)準(zhǔn)(溫忠麟, 侯杰泰, 馬什赫伯特, 2004), 且明顯的優(yōu)于其他備選模型, 證明了這8個變量確實是8個不同的構(gòu)念。同時, 本研究采用了 Harman的單因素因子分析來進(jìn)一步的檢驗了共同方法偏差, 結(jié)果表明未旋轉(zhuǎn)時,共生成8個因子, 解釋了64.83%的變異, 第一個因子解釋了 18.16%的方差變異, 遠(yuǎn)小于 Harrison,McLaughlin和Coalter (1996)推薦的50%的判斷標(biāo)準(zhǔn), 表明本研究中共同方法偏差并不嚴(yán)重。

4.2 描述性統(tǒng)計分析

表2呈現(xiàn)了本研究中所有變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及變量之間相關(guān)系數(shù)的結(jié)果。從表2可以得知工作彈性能力與工作→家庭沖突呈顯著的負(fù)相關(guān), 與工作→家庭增益呈顯著的正相關(guān); 家庭彈性能力與家庭→工作沖突呈顯著的負(fù)相關(guān), 與家庭→工作增益呈顯著的正相關(guān), 家庭彈性意愿與家庭→工作增益呈顯著正相關(guān)。

表1 驗證性因子分析結(jié)果(N=494)

表2 各研究變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差與相關(guān)矩陣(N=494)

4.3 假設(shè)檢驗

以往關(guān)于人?環(huán)境匹配的研究中, 關(guān)于兩個構(gòu)念之間匹配程度的衡量主要采用差異分?jǐn)?shù)(difference scores), 即通過個體在同一屬性量表分別評估自己的愿望(或能力)和環(huán)境的回報(或要求),然后計算兩個分?jǐn)?shù)的差值, 具體的形式有代數(shù)差(X?Y)、差的絕對值(|

X

?

Y

|)、差的平方(X?Y)。但是它們只能反映匹配的整體特征, 無法區(qū)分超過或不及情況下對結(jié)果變量的影響, 并且存在著容易丟失信息、對差異性來源不敏感、無法反映單個變量的貢獻(xiàn)率等缺點(diǎn)。相關(guān)研究者指出人、環(huán)境和結(jié)果變量之間的關(guān)系應(yīng)被看作3個方面, 提出應(yīng)該使用多項式回歸(polynomial regression)來產(chǎn)生一個三維反應(yīng)面來代表P和E的整合關(guān)系對結(jié)果變量的影響(Edward & Parry, 1993; Edward & Harrison, 1993;Edward & Rothbard, 1999, 2000)?；诖? 我們沿用了Edwards所提出來的多項式回歸來分析邊界彈性能力與邊界彈性意愿之間的匹配對工作家庭界面的影響。具體而言, 每一個結(jié)果變量分別對彈性能力(A)、個體的彈性意愿(W)、能力和意愿的交互(A*W)、彈性能力的平方(A)、彈性意愿的平方(W)進(jìn)行回歸,回歸方程中的 5個項目即包含了變量線性匹配對結(jié)果變量的影響, 同時也包含著曲線匹配效應(yīng)。具體的表達(dá)方程式如下：Z = b+ bX + bY + bY+ bXY +bX+ e 。其中Z代表工作→家庭沖突, 家庭→工作沖突, 工作→家庭增益和家庭→工作增益; X代表彈性意愿分?jǐn)?shù); Y代表彈性能力分?jǐn)?shù)。為了避免高的共線性, 我們將所有自變量進(jìn)行了中心化處理。

在具體的分析過程中, 我們均采用了多層回歸的方法, 將控制變量放在第一層(M); 將邊界彈性能力和邊界彈性意愿放在第二層, 檢驗邊界彈性能力和邊界彈性意愿的主效應(yīng)(M); 將邊界彈性能力的平方、邊界彈性意愿的平方、以及彈性意愿和彈性能力的交互項納入到回歸方程第三層(M)。在納入了變量的高階項之后, R顯著地增加, 或者方程中的高階項系數(shù)顯著, 即說明匹配和結(jié)果變量之間存在著非線性關(guān)系, 此時, 相關(guān)的具體結(jié)果可以通過反應(yīng)曲面方法(response surface methodology)呈現(xiàn)出三維圖形。在三維圖形中, 在“彈性意愿=彈性能力”對角線曲面的形狀表明當(dāng)個體的彈性能力與其彈性意愿相匹配時結(jié)果變量的情形?！皬椥砸庠?? 彈性能力”對角線的曲面的形狀表明當(dāng)個體的彈性能力與彈性意愿不匹配時結(jié)果變量的變化情況,而所有的假設(shè)均是通過此曲面的發(fā)展趨勢來進(jìn)行檢驗的。先計算x= b?b, x= b?b+b, 進(jìn)而對x和 x進(jìn)行顯著性檢驗, 如果 x顯著, 則表明沿著“彈性意愿= ?彈性能力”對角線方向有線性關(guān)系,如果 x顯著, 則表明沿著“彈性意愿= ?彈性能力”對角線方向有一個曲面(Edwars & Parry, 1993), 此時可以通過計算曲面的第一主軸和第二主軸來判斷曲面的發(fā)展趨勢。同時, 本研究還計算出 a=b+b, a= b+b+b來進(jìn)一步的分析“彈性意愿=彈性能力”對角線曲面的發(fā)展趨勢。當(dāng)a>0且顯著時表明高彈性意愿和高彈性能力的匹配比低彈性意愿和低彈性能力的匹配有著更為積極的結(jié)果, 當(dāng)a<0且顯著時, 表明高彈性意愿和高彈性能力的匹配比低彈性意愿和低彈性能力的匹配有著更為消極的結(jié)果。當(dāng)a顯著時, 表明“彈性意愿=彈性能力”對角線方向有一個曲面。

本研究詳細(xì)的結(jié)果見表 3, 除了工作→家庭增益的二次項回歸方程中的二次項系數(shù)沒有達(dá)到顯著性以外, 其他的回歸方程中均有二次項系數(shù)達(dá)到顯著。我們對表2中的方程運(yùn)用origin 8.0繪圖軟件繪制出了三維圖。具體圖形見圖 1、圖 2、圖 3和圖4。在圖形中, 在彈性能力=彈性意愿對角線的右邊區(qū)域表示彈性能力低于彈性意愿, 在對角線的左側(cè)則表示彈性能力高于彈性意愿的情況。

4.3.1 假設(shè)1的檢驗

圖1 WFA與WFW匹配對WFC的影響

圖2 FFA與FFW匹配對FWC的影響

圖3 WFA與WFW匹配對WFE的影響

圖4 FFA與FFW匹配對FWE的影響

表3 二次項回歸方程結(jié)果(N=494)

根據(jù)表3中所呈現(xiàn)的工作→家庭沖突的二次項回歸方程, 以及圖 1所呈現(xiàn)的三維反應(yīng)曲面, 我們發(fā)現(xiàn)當(dāng)工作彈性能力朝向工作彈性意愿逐漸增加時(從WFW = ?WFA對角線最右端向最左端移動的時候的反應(yīng)曲面), 工作→家庭沖突不斷下降; 當(dāng)工作彈性能力超過了工作彈性意愿繼續(xù)增加時(即從反面曲面的中心移向最左端時), 工作→家庭沖突呈上升的趨勢。斜率的分析證實了圖 1的結(jié)果,在“WFW= ?WFA”對角線的形狀有一個顯著的曲線形狀(x= b?b+b= 0.53,

p

<0.01), 第一主軸的斜率為?1.4, 第二主軸的斜率為 0.72。進(jìn)一步的分析發(fā)現(xiàn)沿著“WFW=WFA”對角線的趨于一條直線, 斜率分析證實了這一結(jié)果(a= b+b= ?0.11,

p

>0.10;a= b+b+b= ?0.05,

p

>0.10), 說明高工作彈性能力(WFA)和高工作彈性意愿(WFW)匹配情況下的工作→家庭沖突與低工作彈性能力和低工作彈性意愿匹配情況下的工作→家庭沖突沒有顯著的差異。假設(shè)1得到驗證。

4.3.2 假設(shè)2的檢驗

根據(jù)表3中所呈現(xiàn)的家庭→工作沖突的二次項回歸方程, 以及圖 2所呈現(xiàn)的反應(yīng)曲面, 我們可以發(fā)現(xiàn)當(dāng)家庭彈性能力朝向家庭彈性意愿增加時(從FFW = ?FFA對角線最右端向最左端移動的反應(yīng)曲面), 家庭→工作沖突逐漸降低; 當(dāng)家庭彈性能力超過了家庭彈性意愿繼續(xù)增加時(即從反應(yīng)曲面的中心移向最左端的時候), 家庭→工作沖突有一個緩慢上升的趨勢。斜率的分析證實了此結(jié)果, 在“FFW= ?FFA”對角線的形狀有一個顯著的曲線形狀(x= b?b+b= 0.28,

p

<0.01), 第一主軸的斜率為?0.44, 第二主軸的斜率為2.18。假設(shè)2得到驗證。進(jìn)一步的分析發(fā)現(xiàn)沿著“FFW=FFA”的對角線上,家庭→工作沖突的發(fā)展趨勢是一條直線(a= b+b= ?0.27,

p

<0.01; a= b+b+b= ?0.04,

p

>0.10), 且高家庭彈性意愿和高家庭彈性能力匹配情境下家庭→工作沖突比低家庭彈性意愿和低家庭彈性能力匹配情境下的家庭→工作沖突更低。

4.3.3 假設(shè)3的檢驗

根據(jù)表3中所呈現(xiàn)的工作→家庭增益的二次項回歸方程, 我們發(fā)現(xiàn)二次項的系數(shù)均不顯著, 且 x= b?b= 0.04,

p

>0.05; x= b?b+b= 0.09,

p

>0.05,表明沿著“彈性意愿= ?彈性能力”對角線, 整個反應(yīng)曲面基本上一條直線, 此時, 工作彈性能力的系數(shù)顯著, 說明工作彈性能力對工作→家庭增益的主效應(yīng)顯著, 即隨著工作彈性能力的增加, 工作→家庭增益也隨之增加, 這一點(diǎn)在圖 3中也得到證實,如圖3所示, 工作→家庭增益的反應(yīng)面基本上是一個平面。假設(shè)3并未得到驗證。

4.3.4 假設(shè)4的檢驗

根據(jù)表3中所呈現(xiàn)的家庭→工作增益的二次項回歸方程, 以及圖 4所呈現(xiàn)的反應(yīng)曲面, 我們發(fā)現(xiàn)當(dāng)家庭彈性能力朝向家庭彈性意愿增加時(從FFW= ?FFA對角線最右端向最左端移動的反應(yīng)曲面), 此時我們發(fā)現(xiàn)家庭→工作增益并非如果我們所期望的那樣逐漸增加, 而是逐漸降低, 當(dāng)家庭彈性能力超過了家庭彈性意愿繼續(xù)增加時(即從反應(yīng)曲面的中心移向最左端時), 家庭→工作增益(FWE)同樣也并非如我們所期望的那樣逐漸降低, 反而逐漸上升。假設(shè)4未得到驗證。進(jìn)一步的分析發(fā)現(xiàn)沿著“FFW=FFA”的對角線上, 家庭→工作增益的發(fā)展趨勢是一條直線(a= b+b= 0.41,

p

<0.01; a=b+b+b= ?0.01,

p

>0.10), 且說明高家庭彈性意愿和高家庭彈性能力匹配情境下的家庭→工作增益比低家庭彈性意愿和低家庭彈性能力匹配情境下的家庭→工作增益更高。

5 討論

5.1 邊界彈性能力和邊界彈性意愿的匹配對工作?家庭沖突的影響

本研究的結(jié)果表明工作(或家庭)彈性能力和工作(或家庭)彈性意愿之間的匹配有助于降低員工的工作→家庭沖突(家庭→工作沖突)。從圖 1和圖 2中我們可以看出, 當(dāng)工作(或家庭)彈性意愿很高,而其工作(或家庭)彈性能力很低的時候, 此時個體會體驗到最為強(qiáng)烈的工作→家庭沖突(家庭→工作沖突); 而當(dāng)個體的彈性能力趨近其彈性意愿時,工作→家庭沖突(家庭→工作沖突)呈下降的趨勢,當(dāng)彈性能力超過彈性意愿進(jìn)一步增加時, 其沖突的體驗又會有所上升。此結(jié)果表明, 雙向的工作?家庭沖突不僅受外部環(huán)境資源的影響, 還受到個體特征的影響, 并且它們還交互作用共同決定了沖突的發(fā)生, 因此, 這一結(jié)果比較直觀地揭示了工作?家庭沖突的發(fā)生機(jī)制。具體來說, 當(dāng)個體某一領(lǐng)域的彈性意愿很高, 而個體知覺到其所在的環(huán)境不能提供進(jìn)行相應(yīng)的角色轉(zhuǎn)變的資源時, 如組織政策不允許,領(lǐng)導(dǎo)不支持或家人反對等, 就會導(dǎo)致個體心理緊張以及沖突體驗的產(chǎn)生; 而當(dāng)個體在某一領(lǐng)域的彈性意愿很低, 此時個體可能傾向于在此領(lǐng)域?qū)⒐ぷ骱图彝シ指铋_來, 不愿意將工作和家庭角色進(jìn)行高度整合, 而此時若個體知覺到此領(lǐng)域有著較高的彈性能力, 即環(huán)境提供的資源會促進(jìn)領(lǐng)域整合時, 可能會導(dǎo)致個體產(chǎn)生較高的角色模糊, 進(jìn)而使個體工作?家庭沖突的體驗增強(qiáng)(Glavin & Schieman, 2012)。

5.2 邊界彈性能力和邊界彈性意愿的匹配對工作?家庭增益的影響

本研究結(jié)果表明工作彈性能力和工作彈性意愿之間的匹配對工作→家庭增益的作用不顯著, 只有工作彈性能力能夠顯著預(yù)測個體的工作→家庭增益; 而家庭彈性能力和家庭彈性意愿的匹配對家庭→工作增益的影響與假設(shè)完全相反, 即當(dāng)家庭彈性能力逐漸向家庭彈性意愿增加的時候, 家庭→工作增益呈下降趨勢, 當(dāng)家庭彈性能力超過家庭彈性意愿繼續(xù)增加時, 家庭→工作增益逐漸上升, 在家庭彈性能力和家庭彈性意愿匹配的情況下, 只有當(dāng)個體的家庭彈性能力和意愿均很低的時候, 家庭→工作增益最低。通過圖4不難發(fā)現(xiàn), 只有當(dāng)個體的家庭彈性能力和家庭彈性意愿均很低的時候, 家庭→工作增益最低, 隨著家庭彈性能力或家庭彈性意愿單方面增加或兩者同時增加時, 家庭→工作增益也隨之增加。這說明了家庭彈性能力和家庭彈性意愿均能顯著地增加個體的家庭→工作增益。究其原因, 可能是在我們國家人們普遍持有一種工作優(yōu)先的行為規(guī)范(張勉, 李海, 魏鈞, 楊百寅, 2011), 認(rèn)為工作不僅是個人的事情, 而是提升家庭整體利益和榮耀的手段, 勤奮工作是一種有家庭責(zé)任感的表現(xiàn)(Aryee, Field, & Luk, 1999; Wang, Lawler,Walumbwa, & Kan, 2004; 李曄, 2003)。 個體無論在認(rèn)知上, 還是在行為上均可能聚焦在如何更好地履行工作角色上, 即使組織提供再多的資源讓其能夠更容易轉(zhuǎn)變工作角色, 個體通常也不太關(guān)注家庭角色的履行, 因此工作→家庭增益變化不大。反而,只要個體持工作優(yōu)先規(guī)范的原則, 或家人給予支持能夠讓其順利轉(zhuǎn)變家庭角色去更好地履行工作職責(zé)時, 均會出現(xiàn)較高的家庭→工作增益, 而只有個體在認(rèn)知和行為上均不以工作優(yōu)先, 且沒有足夠的資源去轉(zhuǎn)變角色時, 才會出現(xiàn)較低的家庭→工作增益。為了更清楚地揭示工作?家庭增益的發(fā)生機(jī)制,將來的研究應(yīng)充分考慮我國工作優(yōu)先的規(guī)范對員工工作?家庭增益的影響, 可以通過將深度訪談等質(zhì)化研究的方法和問卷調(diào)查等量化研究方法進(jìn)行有機(jī)的結(jié)合, 對上述的推論進(jìn)行進(jìn)一步的驗證。

5.3 理論和實踐意義

本研究的理論貢獻(xiàn)主要表現(xiàn)為：(1)從人?環(huán)境匹配的視角來探索了工作和家庭領(lǐng)域的邊界彈性能力和彈性意愿對工作?家庭界面結(jié)果變量的交互影響, 彌補(bǔ)了以往研究多關(guān)注情境需求而忽視個體特征同樣在其工作?家庭管理中發(fā)揮著重要作用的不足; 而且, 同時考慮工作和家庭環(huán)境與個人需求的匹配對雙向的工作?家庭沖突和增益的影響, 發(fā)現(xiàn)了個體在工作家庭領(lǐng)域的彈性意愿和其知覺到的彈性能力對家庭→工作沖突和增益的交互影響,擴(kuò)充了以往研究僅關(guān)注工作環(huán)境和個人需求之間匹配的研究模式, 并通過多項式回歸和三維反應(yīng)曲面將工作?家庭沖突和增益的發(fā)展趨勢清晰地展示出來, 證實了個體在實際的生活中, 工作?家庭沖突和工作家庭增益同時存在的假設(shè)。通過比較圖1和圖 3, 當(dāng)工作彈性能力朝向工作彈性意愿逐漸增加并進(jìn)一步超過工作彈性意愿時, 工作→家庭沖突先下降而后呈逐漸上升趨勢, 而工作→家庭增益的變化趨勢卻始終不顯著; 通過比較圖 2和圖 4, 當(dāng)家庭彈性能力朝向家庭彈性意愿逐漸增加并進(jìn)一步超過家庭彈性意愿時, 家庭→工作沖突和家庭→工作增益有著同樣的變化趨勢, 均為先逐漸降低而后逐漸升高。以上結(jié)果表明, 對低家庭彈性能力和高家庭彈性意愿的個體而言, 同時有著高的家庭→工作沖突和家庭→工作增益, 這一發(fā)現(xiàn)為我們更清晰地理解工作?家庭平衡提供了幫助; (2)本研究為前期研究成果中不一致的結(jié)論提供了可能的解釋。Kossek和Nichol (1992)研究表明彈性的工作制度、日托中心等家庭友好政策會導(dǎo)致員工工作?家庭沖突顯著減少, 而Solomon (1994)研究卻發(fā)現(xiàn)家庭友好政策對員工的工作?家庭沖突的影響不大,Desrochers等(2005)研究發(fā)現(xiàn)家庭友好政策會增加員工的角色模糊, 進(jìn)而導(dǎo)致員工的工作?家庭沖突增加。基于本文人?環(huán)境匹配視角的研究結(jié)果, 導(dǎo)致上述研究結(jié)果不一致的原因可能是組織在實施相關(guān)的家庭友好政策時, 忽略了在工作?家庭界面中與組織政策共同起作用的個人因素, 特別是個體對工作和家庭所持有的價值觀、態(tài)度和期望的影響作用。

本研究結(jié)果為組織管理實踐提供了一定的指導(dǎo)。研究發(fā)現(xiàn)個體工作彈性能力與工作彈性意愿的匹配會有效地降低其工作→家庭沖突的體驗, 而不匹配則會導(dǎo)致個體工作→家庭沖突, 特別是當(dāng)個體的彈性意愿很高而其感知到的工作彈性能力很低的時候尤為明顯。這提示組織在制定工作和家庭的相關(guān)政策制度時, 要切實考慮到不同員工的實際需求, 做到組織提供的資源和員工個人需求相匹配,而不能“一刀切”式地強(qiáng)制執(zhí)行某一固定的工作?家庭政策。其次, 對于組織內(nèi)部的員工, 要積極宣傳組織相關(guān)的工作?家庭政策, 通過社會化的過程改變員工對工作和家庭的偏好, 進(jìn)而改變其意愿。再次, 組織在招聘新進(jìn)員工時, 要盡量錄用與組織所能提供的工作家庭邊界管理文化相匹配的員工。另外, 本研究結(jié)果也為促進(jìn)員工的家庭邊界管理提供了途徑。通過比較圖 2和圖4, 我們不難發(fā)現(xiàn)當(dāng)個體在家庭彈性能力很低, 而家庭彈性意愿很高的情況下, 個體會同時體驗到較高的家庭→工作增益和家庭→工作沖突; 但是當(dāng)家庭彈能力愿很高而家庭彈性意愿很低的情況下, 個體所體驗到的家庭→工作增益很高、家庭→工作沖突的增幅卻很小; 并且當(dāng)家庭彈性能力和家庭彈性意愿均很高時的家庭→工作沖突要顯著低于家庭彈性能力和家庭彈性意愿均很低時的家庭→工作沖突, 而家庭→工作增益則相反。這說明了家庭彈性能力在緩解家庭→工作沖突和增加家庭→工作增益上具有獨(dú)立的效能, 所以, 家庭成員應(yīng)該盡可能的給員工提供生活上的支持, 減少其在家庭中的負(fù)擔(dān), 當(dāng)工作有需求時, 使其能夠順利及時地進(jìn)行角色上的轉(zhuǎn)變,這樣才能夠在有效降低其沖突體驗的同時, 增加其增益的體驗。

5.4 局限與展望

本研究的局限主要表現(xiàn)在以下幾方面。首先,本研究的各變量均采用員工自評的方式來進(jìn)行, 對于工作→家庭沖突和工作→家庭增益而言, 個體的感受可能與家人存在著一定的差異, 對家庭→工作沖突和家庭→工作增益而言, 個體的感受也可能與上司或同事的感受存在一定的差異, 所以在未來的研究中應(yīng)該采用多源評價的方式來全面地測量個體的邊界彈性能力和工作?家庭界面的結(jié)果變量。其次, 本研究對工作和家庭環(huán)境的測量采用了個體彈性能力這一主觀的評估, 可能存在同一環(huán)境中的不同個體對其所處的環(huán)境的感知有所不同的情況,所以在將來的研究中應(yīng)該檢驗組織的實際工作?家庭政策、主管和家人實際的行為等與個人彈性意愿的匹配對個體工作?家庭界面的影響。再次, 本研究采用了橫切面研究, 不能進(jìn)行因果關(guān)系的推斷, 而且工作?家庭沖突和工作?家庭增益在實際的生活中并非一成不變, 而是隨著不同的時間段有著不同的沖突和增益水平(Maertz, Jr & Boyar, 2011), 所以在將來的研究中, 可以采用縱向追蹤或者是日志的研究方法對這些變量的因果關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步的探討, 以更為清晰、全面地揭示工作?家庭沖突和增益的發(fā)生機(jī)制。

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