嚴標賓， 林 知， 鄧 珊， 張 艷

(1.華南理工大學工商管理學院，廣州 510640；2.廣東外語外貿(mào)大學國際工商管理學院，廣州 510006)

一直以來，學者們對工作-家庭關系的研究大多集中在消極方面，關注兩方面內(nèi)容：(1)工作與家庭相互沖突和干擾．例如，Kahn等[1]認為工作和家庭兩方面的壓力在某些方面是不可調(diào)和的，從而產(chǎn)生一種角色交互沖突；Greenhaus和Beutell[2]也支持這一觀點，認為參與工作(家庭)角色就會使得參與家庭(工作)角色變得更加困難；Frone等[3]則認為，工作與家庭是相互影響的，既有工作對家庭的干擾，也有家庭對工作的干擾．李國偉[4]也得出了類似的結(jié)論．(2)工作與家庭的沖突關系帶來消極的情緒，影響工作滿意度和工作績效．如房穎[5]發(fā)現(xiàn)，工作-家庭沖突和家庭-工作沖突對員工的工作滿意度有顯著的影響；周春淼和郝興昌[6]指出，工作干涉家庭和家庭干涉工作對生活滿意度有顯著預測作用，呈顯著負相關．鐘亦鳴[7]發(fā)現(xiàn)工作—家庭沖突對工作績效有顯著的影響．

然而，隨著對工作與家庭關系的深入研究，越來越多的學者質(zhì)疑工作與家庭相互沖突的結(jié)論，后者認為工作與家庭之間存在一種相互促進的關系,個體在某一角色活動中收獲的情感、價值觀、技能或者行為都能在工作與家庭間進行積極滲溢，并且這種滲溢的方向是雙向進行的[8]．其實，Staines[9]的研究表明，在工作環(huán)境中發(fā)生的事情與家庭環(huán)境中發(fā)生的事情有相似性，個體對自己工作的感覺是其對整個生活感覺的一部分．在此基礎上，Greenhaus和 Powell[10]進一步構建了一個工作-家庭促進的理論模型,假設工作或家庭產(chǎn)生資源的促進作用，并提出了工作家庭促進的2條機制——工具性途徑和情感性途徑，前者指角色A的資源可以直接轉(zhuǎn)移到角色B中，進而促進B的工作績效；后者指通過產(chǎn)生的資源，提高角色A自身的積極情感，進一步提高角色B的工作績效和正面情緒．張伶等[11]也發(fā)現(xiàn)工作-家庭促進能夠有效降低員工的工作抑郁．

進一步研究發(fā)現(xiàn)，工作家庭不僅是相互促進、相互溢出的，而且經(jīng)常作為一個整體的影響因素，產(chǎn)生積極的效果．Higgins和Duxburg[12]認為：工作家庭的溢出不僅產(chǎn)生積極的效果，還會帶來消極的效果.積極的溢出會對工作或者家庭產(chǎn)生積極情感，從而增強個人的主觀幸福感．Grzywacz和Marks[13]的研究表明，工作家庭之間的積極溢出與決策權力、家庭支持等正面因素有較大的相關性，而消極溢出則與工作壓力、家庭矛盾等消極因素較多相關．Barnett和Hyde[14]提出一種助長理論，指出個人參與多個不同的角色會有益于他們的健康和提高個體的主觀幸福感(SWB)．Wayne等[15]進一步指出：通過工作或家庭角色，個人收獲積極的資源可以整體提升家族系統(tǒng)的運作．

考慮到目前職業(yè)女性在我國社會發(fā)展中扮演著越來越重要的角色的同時受到我國傳統(tǒng)價值觀影響，職業(yè)女性承載了更多的家庭和工作雙重壓力，對她們而言，最幸福的事情莫過于同時收獲成功的事業(yè)和美滿的家庭．因此，將職業(yè)女性作為研究對象，考察其工作-家庭促進與主觀幸福感(SWB)二者的關系顯得非常有意義．基于上述綜述，提出本研究的第1個、第2個假設：

假設1：職業(yè)女性工作對家庭的促進與家庭對工作的促進正相關．

假設2：職業(yè)女性工作家庭相互促進能提升其主觀幸福感．

工作家庭關系受到多個因素的綜合影響，例如個體、周圍環(huán)境和時間特征等，工作家庭關系反映了個人和環(huán)境之間適當?shù)钠ヅ洌瓼rone等[3]表明：由于受到配偶、家庭、同事、上司的支持等，人和環(huán)境的積極作用較高，工作家庭的積極溢出也會較明顯．通常情況下，工作或家庭占有資源的比例是導致工作家庭積極溢出的重要因素．另外，鄭雪等[16]對主觀幸福感的研究發(fā)現(xiàn)，諸如經(jīng)濟狀況、性別、年齡、工作特征和婚姻狀況等都會對主觀幸福感產(chǎn)生影響．

為此，提出本研究的第3個假設：

假設3：年齡、受教育程度和婚姻狀況等人口統(tǒng)計學變量會影響工作家庭促進與主觀幸福感的關系，即人口統(tǒng)計學變量充當了一種調(diào)節(jié)效應．

1 研究方法

1.1 研究對象

本研究選取廣州、深圳、汕頭、肇慶、佛山和惠州等地的職業(yè)女性作為樣本來源，以2種方式實施調(diào)查．第1種調(diào)查采用滾雪球的方式邀請職業(yè)女性參與訪談及問卷調(diào)查，名單以作者熟悉的職業(yè)女性開始，并經(jīng)由這些女性推薦產(chǎn)生，共發(fā)放問卷105份，回收有效問卷92份，問卷有效回收率為87.62%．之所以采用此種方式是基于滾雪球方式具有樣本方便取得、容易獲得有意義的受訪者的優(yōu)點．需要說明的是，由于隨機抽樣在現(xiàn)實調(diào)查中的困難性，此方法不是隨機抽樣，是問卷調(diào)查常用的一種抽樣方法[17]．第2種調(diào)查采用整體抽樣產(chǎn)生，共發(fā)放問卷100份，回收95份，有效數(shù)據(jù)87份．樣本的基本信息可以參照表5、表6．

1.2 研究工具

1.2.1 工作-家庭促進問卷 工作-家庭促進由2個維度構成，分別是工作對家庭的促進和家庭對工作的促進．前者采用Carlson(2006)測量量表[18]，包含發(fā)展促進、情感促進和心理資本促進3個維度，共7個題目；后者采用唐漢瑛[19]自編的工作家庭增益量表，共7個項目，包括發(fā)展促進、情感促進和效率促進等3個維度．本次測量中，職業(yè)女性工作對家庭的促進量表的3個因子“發(fā)展促進”、“情感促進”、“心理資本促進”的α系數(shù)分別為0.94、0.95、0.89；家庭對工作促進量表的3個因子“發(fā)展促進”、“情感促進”、“效率促進”的α系數(shù)分別為0.95、0.90和0.88．

1.2.2 主觀幸福感測量 參照姚春生等[20]翻譯的幸福感指數(shù)量表(Index of well-being)，將職業(yè)女性的主觀幸福感分為總體情感指數(shù)、家庭幸福感和工作幸福感等3個維度，分別由7個、1個和2個項目組成．主觀幸福感指標由這3個維度總分相加得到．本次測量中，主觀幸福感總量表的α系數(shù)為0.94．

量表中，加入了個人的基本信息，包括年齡、教育程度、婚姻狀況、孩子年齡、職業(yè)類型和工作年限等．數(shù)據(jù)采用SPSS16.0軟件包進行數(shù)據(jù)處理與分析．

2 結(jié)果與分析

2.1 職業(yè)女性工作家庭相互促進、主觀幸福感描述

為了掌握職業(yè)女性在工作促進家庭、家庭促進工作，以及主觀幸福感的基本狀況，分析了這幾個維度上的平均數(shù)和標準差(表1)．所有量表都是五點評分，結(jié)果表明，除家庭幸福感維度外，其他各維度上的平均得分都較高．為下一步的分析奠定了重要的基礎．

表1 職業(yè)女性工作對家庭促進、家庭對工作促進、主觀幸福感的描述分析Table 1 Descriptive analysis of professional women work-to-family facilitation, family-to-work facilitation and SWB

2.2 職業(yè)女性工作家庭相互促進與主觀幸福感的關系分析

為檢驗假設1，首先分析了職業(yè)女性的工作對家庭促進與家庭對工作促進這2個因素的相關．結(jié)果發(fā)現(xiàn)，無論是總體水平上，還是在它的3個維度上，兩者都表現(xiàn)出適度的正相關(表2)．這一結(jié)果支持了假設1，即職業(yè)女性工作對家庭的促進與家庭對工作的促進是相互積極滲溢的．

表2職業(yè)女性工作對家庭促進與家庭對工作促進的Pearson相關

Table 2 Pearson correlation analysis of professional women work-to-family facilitation to family-to-work facilitation

工作對家庭促進家庭對工作促進發(fā)展促進情感促進效率促進總的家庭對工作促進發(fā)展促進0.56***0.63***0.52***0.63***情感促進0.58***0.58***0.43***0.59***心理資本促進0.43***0.67***0.51***0.57***總的工作對家庭促進0.59***0.70***0.55***0.67***

注： *表示P<0.05；**表示P<0.01；***表示P<0.001；下同．

為了檢驗假設2，通過相關分析和回歸分析考察了工作對家庭促進、家庭對工作促進、主觀幸福感的關系．相關分析發(fā)現(xiàn)，主觀幸福感與工作對家庭促進的相關為0.59，與家庭對工作促進的相關為0.62,均是中度正相關．進一步分析發(fā)現(xiàn)，除家庭幸福感與工作對家庭促進及其3個維度的相關比較低外(分別為0.34、0.34、0.24、0.35)，主觀幸福感(及其他2個維度)與工作家庭促進各維度均具有中度正相關(表3)．對主觀幸福感產(chǎn)生影響的因素只有家庭對工作促進的“情感促進”變量和工作對家庭促進的“發(fā)展促進”變量，前者解釋了主觀幸福感變異的37.5%，后者在此基礎上增加了5.3%的解釋量(表4)．說明職業(yè)女性的主觀幸福感主要受到家庭對工作促進因素的影響．這一結(jié)果部分支持了假設2．

2.3 人口統(tǒng)計學變量對工作家庭促進與主觀幸福感關系的影響

為了檢驗假設3，首先分析了職業(yè)女性工作-家庭促進，以及主觀幸福感在人口學統(tǒng)計變量上的差異．結(jié)果發(fā)現(xiàn)，工作對家庭促進在受教育程度和職業(yè)類型這2個維度上表現(xiàn)出差異；家庭對工作促進則在工作年限和婚姻狀況這2個維度上表現(xiàn)出差異(表5)．不過，婚姻狀況的離異和喪偶狀態(tài)的樣本量較小，可能降低這一結(jié)果的可信性．主觀幸福感則在受教育程度、婚姻狀況、職業(yè)類型和工作年限等4個因素上表現(xiàn)出顯著差異(表6)．進一步分析發(fā)現(xiàn)，教育程度越高，主觀幸福感越強；已婚職業(yè)女性比未婚、喪偶、離異的職業(yè)女性主觀幸福感強；較之其他職業(yè)，女性教師的主觀幸福感得分最高；工作年限在2年以下的職業(yè)女性，對于主觀幸福感的感受也十分強烈．

表3 職業(yè)女性工作對家庭促進、家庭對工作促進與主觀幸福感的Pearson相關Table 3 Pearson correlation analysis of professional women work-to-family facilitation, family-to-work facilitation to SWB

表4 職業(yè)女性工作家庭促進對主觀幸福感的回歸分析Table 4 Regression analysis of professional women work-family facilitation to SWB

注：β為標準化回歸系數(shù)，下同.

表5 工作對家庭促進、家庭對工作促進的人口統(tǒng)計學差異性分析Table 5 One-way ANOVA for work-to-family facilitation, family-to-work facilitation

表6 主觀幸福感的人口統(tǒng)計學差異性分析Table 6 One-way ANOVA for SWB

在此基礎上，結(jié)合表4的內(nèi)容，分析了人口統(tǒng)計學變量的調(diào)節(jié)效應[21]，結(jié)果發(fā)現(xiàn)(表7)，第2步中回歸系數(shù)0.237(t=2.792,P=0.006)、-0.271(t=-3.129,P=0.002)顯著.R2的變化只有0.034，顯著．因此，人口統(tǒng)計學變量產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用，但其調(diào)節(jié)效應不大．這一結(jié)論部分支持假設3．

根據(jù)上述分析，構建了工作-家庭促進對主觀幸福感影響的結(jié)構模型，并用LISREL8.30進行分析，其路徑圖結(jié)果見圖1．如圖所示，工作對家庭的促進顯著影響了主觀幸福感(β=0.39,P<0.01);家庭對工作的促進也對主觀幸福感產(chǎn)生了顯著影響(β=-0.35,P<0.01).假設2得到驗證.

表7 人口統(tǒng)計學變量的調(diào)節(jié)效應分析Table 7 The moderation effect analysis of demographic variables

注：df=24，x2=122，x2/df=5，CFI=0.95，NFI=0.94，NNFI=0.92，IFI=0.915，RMSEA=0.08

3 討論

本文的研究對象取職業(yè)女性的狹義范疇，包括普通員工、管理人員和技術人員等各種行業(yè)的工作者．其特點主要有：文化層次較高，主體意識較強，經(jīng)濟較為穩(wěn)定．正因為考慮這些因素，以及受現(xiàn)實操作條件的制約，本文只抽取了179名有效被試．

首先，本研究發(fā)現(xiàn)(表1)，總體上來看，職業(yè)女性工作促進家庭、家庭促進工作、主觀幸福感等得分都高于平均值．然而，家庭幸福感(2.2分)和工作幸福感(3.5分)得分比較低，總體情感指數(shù)則得分較高(4.96分)．我們認為，一個重要的因素是因為，總體情感指數(shù)側(cè)重于關注情緒層面的判斷，而工作幸福感與家庭幸福感則更偏重于認知層面的判斷，這一結(jié)果再一次證明幸福感包括認知和情感2個維度的觀點[16]．不僅如此，工作與家庭相互促進，也有相互沖突的影響，因此，工作家庭促進是對工作家庭沖突研究的重要補充．這也從側(cè)面證明了本研究的意義．

另外，由于主觀幸福感作為一種整體的判斷指標，包括情感、認知兩方面的內(nèi)容[22]，所以在后面的相關分析和回歸分析時，仍然采用主觀幸福感的指標．

其次，本研究還發(fā)現(xiàn)，工作對家庭的促進的維度與家庭對工作的促進的維度兩兩中度正相關顯著．這表明兩者是相互積極滲溢的．這一研究發(fā)現(xiàn)支持滲溢理論的觀點，個體參與活動獲得的正面情感、價值觀或行為均可以促進工作和家庭之間的溢出，并且積極滲透溢出方向是雙向進行的．也說明，對于職業(yè)女性來說，家庭和事業(yè)都非常重要，兩者相互影響，不能偏頗．

再次，相關分析發(fā)現(xiàn)，主觀幸福感(及總體情感指數(shù)、工作幸福感兩個維度)與工作家庭促進各維度具有中度正相關．這確實如Higgins和Duxbury[23]指出的，積極的溢出會從多方面影響個體的工作或家庭的積極情感，從而提高工作或家庭的高效率和滿意度；可以減少工作壓力、家庭矛盾等，進而提高幸福感[13]．同時也支持了其他一些學者的研究．如Barnett和Hyde[14]發(fā)現(xiàn)工作角色會提升幸福感．Sieber[24]、Geurts等[25]得出了同樣的結(jié)論，后者認為這可能得益于工作過程中獲得了某種資源或支持．

然而，進一步的回歸分析卻發(fā)現(xiàn)，對主觀幸福感產(chǎn)生影響的因素只有家庭對工作促進的“情感促進”變量和工作對家庭促進的“發(fā)展促進”變量，前者解釋了主觀幸福感變異的37.5%，后者在此基礎上增加了5.3%的解釋量(表4)．這是一個非常有趣的發(fā)現(xiàn)．這表明，雖然目前越來越多的女性步入職場，并在工作上取得了重要的成就，這些成就確實提升了其幸福感，但是對于她們來說，能夠提升其幸福感的因素仍然以家庭的情感促進為主．換句話說，家庭對于女性的意義仍然高于男性．這一結(jié)果與Greenhaus和Beutell[2]的觀點不謀而合．

我們認為，這一結(jié)果的背后折射出我國職業(yè)女性價值觀的重要變遷，具有顯著的社會意義．學者們認為，這種變遷大致經(jīng)歷了3個階段的變化：第一階段，“以夫為貴，以子為尊”、“男主外，女主內(nèi)”的價值取向．這種取向主要受到封建倫理和道德規(guī)范潛移默化地形成的，如男強女弱、男尊女卑、男主女從等，女性“未嫁從父，既嫁從夫，夫死從子”；“盡女孝，行婦順，執(zhí)妻職，為母賢”等，迫使女性被動地遵循這種傳統(tǒng)，成為男性的附屬品，活動天地局限于家庭之內(nèi)，終身為家庭、為男性服務[26]．第二階段，價值觀的多元化傾向．有研究者指出，改革開放擴展了女性的生存發(fā)展空間，也給女性帶來了機遇和挑戰(zhàn)，中國女性的價值觀取向也隨著發(fā)生了深刻的變化，呈現(xiàn)如下特點[27]：(1)價值取向多元化；(2)思維方式的開放性；(3)價值取向功利化；(4)自我意識凸顯；(5)負重爬坡的競爭價值取向．中國女性在社會上和家庭中越來越多地要求自主和平等，努力追求自我價值的實現(xiàn)．第三階段，女性價值觀復歸．近年來當代知識女性價值觀念復歸的傾向比較明顯[28]．薛亞利和李忠明[29]對現(xiàn)代都市職業(yè)女性的研究也指出，賢妻良母依然是衡量女性和完善女性的價值標準．顯然，我國傳統(tǒng)文化賦予女性重要的家庭角色的價值觀仍然還具有較強的影響力．

事實上，我國職業(yè)女性的價值觀仍然處在轉(zhuǎn)型期．雖然越來越多的女性走出家庭，進入職場，我國女性原有的主導價值觀不再占有統(tǒng)治地位，但是，面對社會造就的“男強女弱”的客觀現(xiàn)實以及傳統(tǒng)的性別歧視，女性在競爭中仍然面臨著嚴峻的挑戰(zhàn)．并且，適應這種挑戰(zhàn)的新的價值觀還沒有成型，因此，在未來的很長時間，家庭情感在我國職業(yè)女性心目中的地位仍超越工作成就，“事業(yè)成功的女性，往往以犧牲家庭為代價；事業(yè)成功的男人背后卻必定有一個溫柔賢淑的女性”等描述也仍然被人們認可．

最后，本研究還發(fā)現(xiàn)，工作-家庭促進、主觀幸福感受到教育程度、婚姻狀況等人口統(tǒng)計學變量的影響，不過，人口統(tǒng)計學變量在工作-家庭促進與主觀幸福感的關系中起到微弱的調(diào)節(jié)作用．這一結(jié)果間接支持上述的研究結(jié)論，即職業(yè)女性的主觀幸福感主要受到家庭對工作促進中的“情感促進”的影響．結(jié)構方程構建的模型較好地呈現(xiàn)了工作-家庭促進對主觀幸福感的影響路徑，但是我們發(fā)現(xiàn)有2個擬合指數(shù)不太理想，即x2/df=5和RMSEA=0.08．我們認為，之所以出現(xiàn)這一結(jié)果，是因為樣本容量還有待擴充．考慮到“滾雪球”取樣的難度，我們認為這一結(jié)果仍然可以接受．

依據(jù)上述研究結(jié)果，可得出以下幾點結(jié)論：

第一，職業(yè)女性工作對家庭的促進與家庭對工作的促進中度正相關，兩者互溢．

第二，職業(yè)女性工作家庭促進影響其主觀幸福感，但家庭對工作促進的“情感促進”變量起最主要的作用．

第三，在職業(yè)女性工作家庭促進影響主觀幸福感的關系中，人口統(tǒng)計學變量起到微弱的調(diào)節(jié)作用．

必須指出的是，盡管本研究得出了一些有價值的結(jié)論，但由于自身資源的約束和經(jīng)驗的不足，仍存在以下幾點局限性:(1)研究成果推廣的局限性．本研究的調(diào)查對象僅限于廣東地區(qū)的職業(yè)女性，本文的結(jié)論并不能代表全國范圍的職業(yè)女性，因為全國范圍的職業(yè)女性處在不同的經(jīng)濟環(huán)境、文化背景下，她們對待工作與家庭的態(tài)度有較大的差異性．(2)數(shù)據(jù)收集方法的局限性．本研究主要采用問卷調(diào)查的形式對職業(yè)女性本人的相關信息進行資料的采集，沒有對其配偶、父母等家人進行訪談，因此在一定程度上可能會出現(xiàn)自我評價偏高的問題，影響數(shù)據(jù)的有效性和準確性．(3)個人特征變量的局限性．職業(yè)女性除受教育程度、婚姻狀況和職業(yè)類型等方面的影響外，還有可能受到自身價值觀和人格特征的影響，同時家庭成員(父母、子女、配偶等)對職業(yè)女性的影響也不容忽視，這需要通過更深入的研究才能得到進一步驗證．另外，已婚與未婚的職業(yè)女性(甚至是否有小孩、小孩年齡情況不同等)在這些關系上的表現(xiàn)也可能存在一些差異．這些正是下一步研究要努力的方向．

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