失卻鋒芒：父母性別偏見對女性職場表現(xiàn)的負面影響*

徐敏亞 劉貝妮 徐振宇

失卻鋒芒：父母性別偏見對女性職場表現(xiàn)的負面影響*

徐敏亞1劉貝妮2徐振宇3

(1北京大學光華管理學院, 北京 100871) (2北京工商大學商學院, 北京 100048) (3山東省婦女聯(lián)合會, 濟南 250001)

父母性別偏見對女孩影響的研究多聚焦于幼兒與青少年時期家庭領域, 忽視了其對女性成年后工作領域的深遠影響?；谧晕腋拍罾碚? 探討了父母性別偏見對女性職場表現(xiàn)的負面影響機制。基于225份多時點、多來源的數(shù)據(jù)分析結果顯示: (1)父母性別偏見通過降低女性自尊加劇其職業(yè)妥協(xié); (2)職業(yè)妥協(xié)負向影響女性工作績效和創(chuàng)造力; (3)父母性別偏見依次通過自尊、職業(yè)妥協(xié)削弱女性工作績效和創(chuàng)造力。研究結論從原生家庭界面拓展女性職場表現(xiàn)研究視角, 為識別影響女性職業(yè)選擇和職場表現(xiàn)根源因素、促進職場性別平等和女性職業(yè)發(fā)展提供新思路。

父母性別偏見, 自尊, 職業(yè)妥協(xié), 工作績效, 創(chuàng)造力

1 前言

盡管父母們都聲稱對不同性別的孩子有相同的愛, 但我國新生兒性別比卻反映出在一定程度上父母男孩偏好的可能性(Crotti et al., 2021)1注釋: 2021年全球性別差距報告顯示, 我國出生嬰兒男女性別比為1:0.88。報告稱, 由于這種嚴重偏離自然情況的性別比使得中國性別平等指數(shù)在“健康和生存”指標上全球排名最后, 整體指數(shù)排名也較為靠后(107/156)。以上數(shù)據(jù)說明我國還存在著一定程度性別偏好與機會不平等。, 我國家庭人力資本投資也存在“兄弟多于女孩”的顯著性別差異(鄭筱婷, 陸小慧, 2018)。這些偏好與差異可能來自父母性別偏見, 即父母持有一種男孩比女孩更有價值、更有能力的性別刻板印象或性別角色歧視(Begum et al., 2018)。父母性別偏見是性別不平等早期社會化形成的關鍵, 對女性人格與心理發(fā)展起到重要影響(Kochanska et al., 2019)。家庭中的性別不平等可能會持續(xù)制約著女性職業(yè)選擇與工作表現(xiàn)(Croft et al., 2014)。盡管隨著勞動力市場不斷發(fā)展和完善, 女性在職場中越來越展露鋒芒并發(fā)揮重要作用(Bonet et al., 2020; Tang et al., 2021), 但女性的職業(yè)發(fā)展仍然面臨阻礙。比如高層管理者中女性占比嚴重失調(diào), 和男性相比甚至達到了80%的性別差距(Crotti et al., 2021)2注釋: 2021年全球性別差距報告顯示, 我國只有11.4%的董事會成員和16.7%的高級經(jīng)理是女性。。女性在職業(yè)發(fā)展過程中面臨“漏斗效應”, 即越往高級別職位晉升, 女性人數(shù)越少(Schultheiss, 2021)。女性在選擇理想工作以及晉升到第一個管理職位時就面臨重重障礙(Sanchez & Lehnert, 2019), 這種“起跑線”上的落后很可能源于原生家庭中父母性別偏見給女孩帶來的自我限制和自我退縮(Croft et al., 2014)。

然而目前關于父母性別偏見給女孩帶來的影響研究多聚焦于幼兒與青少年時期家庭領域, 如獲得更少的照料投入(Lindstr?m, 2013)與物質(zhì)投資(鄭筱婷, 陸小慧, 2018)、擁有更有限的代際職業(yè)流動機會(Asiedu et al., 2021)、挫傷青少年時期的未來職業(yè)抱負(Croft et al., 2014)等?，F(xiàn)有研究在一定程度上忽視了父母性別偏見對女孩成年后工作領域的可能影響, 而識別女性職業(yè)選擇和職場表現(xiàn)的根源影響因素是促進女性職業(yè)發(fā)展的關鍵(Croft et al., 2014)。父母性別偏見會否阻礙女性對選擇理想工作的堅持并進一步阻礙女性成為職場中高績效且富有創(chuàng)造力的員工？其作用機制又是怎樣的？

為了解決以上問題, 本研究嘗試基于自我概念理論, 從更為根源的原生家庭視角出發(fā), 探究父母性別偏見挫傷女性職場表現(xiàn)的內(nèi)在機制。我們選取工作績效和創(chuàng)造力來衡量女性職場表現(xiàn)主要是基于三方面考慮: 一是員工高水平工作績效和創(chuàng)造力對于企業(yè)可持續(xù)發(fā)展和競爭力提升具有重要作用(Gong et al., 2013; Hirst et al., 2018), 如何保持和促進員工工作績效和創(chuàng)造力是管理者關心的話題。二是通過工作績效和創(chuàng)造力考察員工職場表現(xiàn)的處理方式與以往研究相一致(如Hirst et al., 2018; Raja & Johns, 2010; Yu & Frenke, 2013; 胡巧婷等, 2020), 這樣做既可以全面考察員工是否充分完成既定工作任務以及發(fā)揮個人能力, 也可以更好地與現(xiàn)有文獻進行理論對話。三是工作績效和創(chuàng)造力通常是互補角色, 現(xiàn)有研究對于這兩方面共同且獨特的影響因素了解有限(Hirst et al., 2018)。

職業(yè)選擇和職業(yè)發(fā)展的過程本質(zhì)上是自我概念實現(xiàn)過程(Super, 1953)。自我概念理論指出, 自我概念會在個體進入職場之前就形成和成熟(Super, 1963)。個體通過整合來自于外界重要關聯(lián)對象(如父母)的信息形成自我概念(Swann et al., 2002)。父母性別偏見是對女孩的消極評價, 這種外界重要關聯(lián)對象的消極評價信息會不斷地被女孩內(nèi)化和整合到自我概念中, 從而形成消極自我并降低自尊水平(Crocker & Park, 2003)。自尊是個體對自我價值以及滿足勝任需求的總體評價(Leary & Baumeister, 2000), 是自我概念的元維度() (Super, 1963)。自我概念理論強調(diào), 自尊在職業(yè)偏好和職業(yè)選擇方面起到重要作用, 缺乏自尊的人(尤其是女性)可能在自我和職業(yè)角色之間難以進行很好地匹配(Betz, 1994)。較低的自尊水平會限制女性追求傳統(tǒng)意義上男性主導的職業(yè)(Casad et al., 2019)并降低職業(yè)抱負(Bradley-Geist et al., 2015)。這種縮小職業(yè)選擇和限制職業(yè)偏好的自我概念認知會直接導致職業(yè)選擇過程中的職業(yè)妥協(xié)(Gottfredson, 1981), 換言之自尊可能鏈接了父母性別偏見與女性職業(yè)妥協(xié)之間的關系。

自我概念理論還強調(diào), 自我概念在職業(yè)選擇和職業(yè)適應上發(fā)揮持續(xù)影響力(Super, 1953)。我們認為自尊(自我概念)可能會通過職業(yè)妥協(xié)(職業(yè)選擇)持續(xù)影響女性在工作場所的職業(yè)表現(xiàn)(職業(yè)適應)。自我概念會通過基于自我表達的一致性來影響個體行為(Schlenker, 1985), 因此我們“做”的事情是因為我們“是什么”, 通過做這些事情可以保持連貫一致的自我概念(Gecas, 1982)。職業(yè)妥協(xié)意味著調(diào)整甚至放棄原來的職業(yè)目標, 常會帶來挫敗感并伴有職業(yè)困擾(翁清雄等, 2018)。這將引發(fā)自我概念中的自我價值降低(Shamir et al., 1993), 從而與不佳的職場表現(xiàn)綁定起來以減少或避免自我概念與自我表達之間的不協(xié)調(diào)。由此推斷職業(yè)妥協(xié)可能會挫傷女性工作績效和創(chuàng)造力, 更進一步, 自尊與職業(yè)妥協(xié)依次鏈接了父母性別偏見與女性職場表現(xiàn)之間的關系。

1.1 父母性別偏見與自尊

性別偏見的父母具有較強的性別刻板印象和性別歧視觀念, 持有男孩比女孩更有價值的性別偏好(Begum et al., 2018)。父母性別偏見會體現(xiàn)在養(yǎng)育女孩時呈現(xiàn)出較為明顯的消極與輕視態(tài)度、行為(Kuchynka et al., 2018)。自我概念起源于他人對自我的社會反應, 個體根據(jù)別人如何看待自己的經(jīng)驗來解釋和評價自己(Orth, 2018)。個體在社會化過程中關于自我價值、自我能力的評價體現(xiàn)為自尊(Rosenberg, 1965)。父母性別偏見對女性自尊具有負向影響。首先, 性別偏見的父母會在養(yǎng)育女孩時展現(xiàn)出傳統(tǒng)性別觀念, 按照自己認知的社會規(guī)范來塑造女孩(Kuchynka et al., 2018), 比如主動讓女孩參與符合刻板印象的活動或經(jīng)歷(Wang et al., 2016)。而有研究指出, 花費在傳統(tǒng)女性活動和環(huán)境中的時間與較低自尊有關(Mchale et al., 2004)。其次, 社會關系質(zhì)量能夠預測特質(zhì)自尊隨時間的變化(Kinnunen et al., 2008)。當處于由父母性別偏見帶來的不被認同的社會關系中時, 女孩會遭遇更多個人價值受到威脅的核心體驗(Leary, 2005)。第三, 父母性別偏見會使女孩感受到不值得擁有父母的愛和照顧, 因此很難發(fā)展理想的親子關系。而個體可能被納入到親密關系中的自我感知會影響自尊水平(Leary & Baumeister, 2000)。更普遍地講, 被重視有助于自尊發(fā)展(Gruenenfelder-Steiger et al., 2016), 在父母持有性別偏見的家庭環(huán)境中成長起來的女孩通常會認為自己不夠重要、缺乏價值、不值得被別人重視, 這有礙女孩自尊發(fā)展。由此提出如下假設:

假設1: 父母性別偏見對女性自尊具有負向影響, 即父母性別偏見越強, 女兒自尊水平越低。

1.2 自尊與職業(yè)妥協(xié)

自尊影響一個人的態(tài)度和行為(Baumeister, 1998), 包括面臨職業(yè)選擇時呈現(xiàn)出的態(tài)度和行為。職業(yè)妥協(xié)是“人們由于無法獲得理想職位, 降低個人當前求職目標, 在可獲得工作職位中進行職業(yè)選擇的過程” (翁清雄等, 2018)。個體傾向于保持已有的自我概念, 因而他們會持有與自我看法一致的態(tài)度, 做出與自我概念一致的選擇(Swann, 2012)。自尊水平低的女性會傾向在職業(yè)選擇時進行職業(yè)妥協(xié)。首先, 自尊水平低的女性對自己持有消極評價, 覺得自己缺乏足夠的勝任力和價值(Leary & Baumeister, 2000)。為了維持這種自我概念的一致性和連貫性, 她們會將這種消極自我認知整合到對自己的看法中(Swann, 2012)。為了與“自覺不如別人、缺乏價值, 對自己不滿意”等低自尊自我認知一致(Rosenberg, 1965), 低自尊女性在職業(yè)選擇時可能更容易放棄對理想職業(yè)的追求, 退而求其次地妥協(xié)到更容易實現(xiàn)的選項。其次, 自尊作為個體對自己的主觀滿意度, 會影響在不利于自我實現(xiàn)的求職環(huán)境中維護自我意愿的程度(Harren, 1979)。一個低自尊水平的人, 在處于職業(yè)選擇與決策的艱難環(huán)境中時, 更傾向于順從家庭或社會期望, 因此可能會更少地堅持與維護自我意愿而不肯讓步, 換言之可能更容易進行職業(yè)妥協(xié)。最后, 自尊是個體韌性的基本結構之一(Wanberg & Banas, 2000), 而韌性描述了個體在逆境中的生存、恢復甚至獲得成長的能力(Luthans et al., 2007)。低自尊的人韌性較低, 在面對挫折和社會壓力時會感受到更嚴重的精神痛苦, 并以更消極的方式應對壓力(Chang et al., 2012; M?kikangas & Kinnunen, 2003)。求職過程是充滿高壓力與高要求的不確定性過程, 自尊水平較低的女性由于缺乏對于自身職業(yè)能力的信心往往更傾向于選擇職業(yè)妥協(xié)(Creed & Gagliardi, 2015)。由此提出如下假設:

假設2: 自尊對職業(yè)妥協(xié)具有負向影響, 即女性自尊水平越低, 求職時職業(yè)妥協(xié)程度越高。

結合以上假設1和假設2, 本研究認為, 父母性別偏見作為女性形成自我概念時重要的外界關聯(lián)對象所傳遞的信息, 挫傷了女性自尊, 形成了消極自我概念。消極自我概念會使女性在職業(yè)選擇時縮小選擇范圍或限制職業(yè)偏好, 將不會勇于追求自己最理想的職業(yè), 進而對職業(yè)目標和職業(yè)選擇進行妥協(xié)(Creed & Gagliardi, 2015)。由此提出如下假設:

假設3: 自尊中介了父母性別偏見與女性職業(yè)妥協(xié)之間的正向影響。

1.3 職業(yè)妥協(xié)與工作績效、創(chuàng)造力

自我概念理論指出, 認為工作與自己的動機、目標、價值觀等自我認知相一致的員工會體會到自我和諧, 也會在工作中表現(xiàn)得更好(Bono & Judge, 2003)。然而職業(yè)妥協(xié)的女性會感受到她們目前的職業(yè)狀況和理想職業(yè)愿望之間存在差距, 這會讓女性感到沮喪甚至可能產(chǎn)生自我貶低(Creed & Gagliardi, 2015; Gati et al., 1998)。職業(yè)妥協(xié)暗含的這種失去自我和諧的狀態(tài)會阻礙女性在職場上成為高績效且富有創(chuàng)造力的員工。工作績效指的是良好地執(zhí)行工作描述中指定的工作要求和行為的程度, 是一種非自由裁量的、以效率為重點的角色內(nèi)行為(Janssen & van Yperen, 2004)。創(chuàng)造力則指的是一種角色外的、自由支配的行為, 體現(xiàn)為產(chǎn)生新穎且有用的想法(Amabile et al., 2005)。

職業(yè)妥協(xié)會對女性工作績效產(chǎn)生負面影響。一方面, 職業(yè)妥協(xié)意味著職業(yè)興趣、理想以及知識、技能與所選職業(yè)不相符(翁清雄等, 2018), 職業(yè)妥協(xié)的女性將無法充分發(fā)揮自身優(yōu)勢并利用現(xiàn)有方法、資源和技術來解決工作挑戰(zhàn)并完成工作任務, 從而導致工作績效水平降低。另一方面, 職業(yè)妥協(xié)的女性會對工作意義感產(chǎn)生質(zhì)疑(翁清雄等, 2018), 在工作中會缺乏目的性并伴有職業(yè)困擾和較低能力感(Creed & Gagliardi, 2015)。這些工作適應性的降低甚至會讓職業(yè)妥協(xié)的女性產(chǎn)生離職傾向(De Clercq, 2022)。這種負面想法和信念會增加個人行動門檻, 職業(yè)妥協(xié)的女性將不會積極參與到解決問題的活動中, 也不會努力尋求更高質(zhì)量的任務績效。由此提出如下假設:

假設4a: 職業(yè)妥協(xié)對女性工作績效具有負向影響, 即職業(yè)妥協(xié)程度越高, 女性工作績效越低。

職業(yè)妥協(xié)會降低女性工作中的創(chuàng)造力。一方面, 創(chuàng)造力與自我價值感知(Ng & Yam, 2019)和個性表達密切相關(Goncalo & Katz, 2020)。創(chuàng)造力可以增加自我肯定, 因為它直接反映了一個人的能力和智力水平(Amabile et al., 2005)。職業(yè)妥協(xié)的女性在工作通常中保持一種低期望的不滿狀態(tài), 與較低工作身份認同相關(Creed et al., 2020)。職業(yè)妥協(xié)的女性可能不會為特定的策略(如創(chuàng)造力)部署大量的資源和努力以達到高于標準的目標(Bataille & Vough, 2022)。另一方面, 職業(yè)妥協(xié)意味著個體調(diào)整甚至放棄原來的理想職業(yè)目標, 因此對現(xiàn)在的工作可能存在不滿, 常伴隨著挫敗感和由此引發(fā)的消極情感(Creed & Blume, 2013)。然而研究已經(jīng)證實, 工作中的積極情感可以提高員工創(chuàng)造性產(chǎn)出能力(Parke et al., 2015)。積極情感標志著一種安全狀態(tài), 這種狀態(tài)增加了快樂感和認知靈活性, 這是產(chǎn)生新穎且有用想法的關鍵(Amabile & Pratt, 2016), 而職業(yè)妥協(xié)帶來的消極情感體驗會削弱女性工作創(chuàng)造力(Amabile et al., 2005)。由此提出如下假設:

假設4b: 職業(yè)妥協(xié)對女性工作創(chuàng)造力具有負向影響, 即職業(yè)妥協(xié)程度越高, 女性在工作中的創(chuàng)造力越低。

1.4 自尊、職業(yè)妥協(xié)的鏈式中介作用

自我概念理論指出, 職業(yè)選擇和職業(yè)發(fā)展的過程本質(zhì)上就是自我概念實現(xiàn)過程(Super, 1953)。自我概念會在進入職場前就形成并在職業(yè)選擇和職業(yè)適應上持續(xù)發(fā)揮影響力(Super, 1953)。根據(jù)H1、H2、H3和H4a/b所預測的關系, 結合自我概念理論, 父母性別偏見是女性在早期形成自我概念過程中重要的外界信息來源, 這些來自父母的消極性別評價信息會不斷被女性內(nèi)化和整合到自我概念中, 形成消極自我并帶來較低自尊水平。較低自尊水平使得女性在職業(yè)選擇時縮小和限制自己職業(yè)身份與自我概念, 更有可能會選擇職業(yè)妥協(xié)。職業(yè)妥協(xié)會帶來自我評價的降低, 且自我概念具有持續(xù)一致性。因此職業(yè)妥協(xié)的女性也可能會貫以與較低自我評價相一致的自我表達, 引發(fā)不佳職場表現(xiàn), 即較低的工作績效和創(chuàng)造力, 最終使女性在職場上失卻鋒芒。由此提出以下鏈式中介的假設:

假設5a: 父母性別偏見通過自尊、職業(yè)妥協(xié)的鏈式中介作用, 對女性工作績效產(chǎn)生負向影響。

假設5b: 父母性別偏見通過自尊、職業(yè)妥協(xié)的鏈式中介作用, 對女性工作創(chuàng)造力產(chǎn)生負向影響。

綜上所述, 本研究理論模型如圖1所示。

圖1 本研究的理論模型

2 研究方法

2.1 研究對象

為降低共同方法偏差, 本研究采用多時點、多來源研究設計。考慮到入職時間久的員工可能會對于入職時職業(yè)妥協(xié)情況記憶不清晰, 我們選擇了臨近畢業(yè)并隨后步入職場的女大學生作為研究對象。我們和中國北方某高校招生就業(yè)處合作, 獲得該校經(jīng)管專業(yè)應屆本科畢業(yè)生名單, 信息包含學號、姓名、專業(yè)和聯(lián)系方式等。研究助理篩選出女性畢業(yè)生并進行編碼(6位數(shù)邀請碼), 以邀請碼作為三次問卷匹配標識的做法避免了采集姓名和手機號, 從而保護參與者隱私使其可以更加放心地真實填答問卷。

2021年2月開始第1次調(diào)研, 我們的樣本采集在同一年內(nèi)完成, 這樣可以保證參與者面臨的宏觀就業(yè)環(huán)境相似, 以此控制就業(yè)形勢對女大學生職業(yè)妥協(xié)的影響。第1次調(diào)研由參與者填寫父母性別偏見量表、自尊量表和人口統(tǒng)計信息。我們通過招生就業(yè)處合作老師跟蹤第1次調(diào)研填寫有效問卷的女大學生工作簽約情況。在參與者向?qū)W校提交已簽約信息時, 通過研究助理聯(lián)系參與者。確認參與者已經(jīng)簽約后, 向其發(fā)放第二輪調(diào)研問卷。邀請參與者填寫職業(yè)妥協(xié)量表, 同時對入職時間、合同期限信息進行采集。根據(jù)參與者填寫的入職時間、合同期限, 參考《中華人民共和國勞動合同法》第十九條關于“試用期”的規(guī)定, 推算參與者轉(zhuǎn)正入職3個月的時間, 由研究助理聯(lián)系參與者進行第3次調(diào)研。絕大多數(shù)參與者的試用期為6個月, 少部分在2～6個月之間(若參與者已經(jīng)離開第2次調(diào)研時的簽約工作單位, 則調(diào)研終止)。采取在女性員工已經(jīng)結束試用期并成為正式員工3個月后(即參與者已經(jīng)在企業(yè)工作5～9個月)進行調(diào)研的原因為工作績效、創(chuàng)造力、工作中感受到的性別偏見需要一定時間才能展現(xiàn)和體會。第3次調(diào)研邀請第2次調(diào)研有效問卷參與者填寫工作中感受到的性別偏見量表。同時請參與者提供她們直屬領導郵箱, 并告知參與者調(diào)研所得數(shù)據(jù)均用作學術研究, 調(diào)研采取完全自愿原則, 她們可以隨時退出且不會對她們工作帶來任何影響。研究助理通過參與者提供的郵箱與其領導取得聯(lián)系, 告知我們的學術研究背景與目的, 并爭取領導的同意與支持。收到領導的回復后研究助理將問卷鏈接以及參與者相匹配的6位數(shù)邀請碼發(fā)送給領導填寫。領導版問卷內(nèi)容為請其評估參與者工作績效和創(chuàng)造力(由于參與者的邀請碼與她們的姓名是一一對應的, 研究助理將直接告知領導其評估的員工姓名)。

第一輪調(diào)研時發(fā)放問卷500份, 回收有效問卷430份; 第二輪調(diào)研發(fā)放問卷430份, 回收有效問卷385份; 第三輪調(diào)研發(fā)問卷385份, 回收有效“女性員工?領導”配對問卷225份。問卷有效回收率為45%。為了檢測樣本中潛在的無回應偏差, 我們檢驗了流失樣本與最終樣本在人口統(tǒng)計學變量和關鍵變量上是否存在顯著差異。我們對連續(xù)變量進行檢驗, 對分類變量進行卡方檢驗。在戶口類型(χ2(1) = 0.97,= 0.32)、是否為獨生子女(χ2(1) = 1.21,= 0.27)、母親是否有工作(χ2(1) = 2.29,= 0.13)、父親教育水平(= ?1.54,= 0.12)、母親教育水平(= ?1.56,= 0.12)、父親性別偏見(= 1.61,= 0.11)、母親性別偏見(= 1.44,= 0.15)、自尊(= 1.59,= 0.11)、職業(yè)妥協(xié)(= 0.07,= 0.95)和工作中感受到的性別歧視(= ?0.23,= 0.82)方面, 沒有發(fā)現(xiàn)流失樣本與最終樣本間存在顯著差異。

2.2 變量測量

本研究所用量表除了職業(yè)妥協(xié)量表外均來自英文版成熟量表, 采用嚴格的“翻譯?回譯”程序確保中文問卷題項能準確表達原始英文問卷含義。問卷采用7級Likert量表形式, 職業(yè)妥協(xié)量表選項從完全不滿意(=1)到完全滿意(=7), 其余量表選項從完全不符合(=1)到完全符合(=7)。

性別偏見: 采用Spence和Hahn (1997)編制的15條目對待婦女態(tài)度量表(AWS)。量表樣題項包括:“一般來說, 在撫養(yǎng)子女方面應該聽從父親, 父親應比母親擁有更大權威”、“男性應該分擔家務, 如洗碗、洗衣(反向)”。參與者分別回答了在成長過程中感知到的父親和母親在每個條目上的評分, 因為對于父母的評分有很大相關性, 我們求平均值來代表父母整體對該條目的評分。

自尊:采用Rosenberg (1965)編制的10條目自尊量表(RSES)。示例題項如: “我覺得自己是個有價值的人, 至少和別人處于平等地位”。

職業(yè)妥協(xié):采用翁清雄等(2018)編制的12條目職業(yè)妥協(xié)量表, 考察受訪者在選擇當前這份工作時對各項目的滿意程度, 以此反映該工作是合意還是妥協(xié)。量表有3個維度, 其中發(fā)展機會妥協(xié)包含“學習新的工作知識的機會”、“晉升機會”等題項; 職業(yè)匹配妥協(xié)是在職位與自身匹配程度上做出的妥協(xié), 包含“運用我所掌握知識的程度”、“與我興趣的相符程度”、“與我工作理想、職業(yè)目標的相關程度”等題項; 社會期望妥協(xié)則包含“與家庭期望的一致性”、“對應的社會地位”等題項。我們在分析數(shù)據(jù)時對題項得分進行反向處理, 使得新分數(shù)越高表示妥協(xié)程度越高。

工作績效:采用Eisenberger (2010)根據(jù)Williams和Anderson (1991)修訂的5條目量表, 示例題項如“在工作中, 這位員工充分完成她被分配的職責”。

創(chuàng)造力:采用Baer和Oldham (2006)編制的4條目量表, 示例題項如“該員工會提出改進工作的創(chuàng)新性想法”。

控制變量:以往研究表明, 相比與農(nóng)村戶籍, 城市戶籍家庭背景有助于個體獲得更高職業(yè)階層(尚進云, 王振振, 2020)。在有兄弟姐妹的大家庭中長大的女孩更加認同傳統(tǒng)性別分工(Farré & Vella, 2013), 因此在職業(yè)選擇時受到性別刻板印象影響更大。父母教育水平會影響子女成年后的職業(yè)地位(Becker et al., 2019)。如果母親有工作, 成年女兒更有可能被雇用或承擔領導角色、工作時間更長且工資也略高(McGinn et al., 2019)。因此控制變量選取人口統(tǒng)計信息和家庭成長環(huán)境信息, 包括戶口類型、是否為獨生子女、父母教育水平以及是否有工作。同時我們還控制了工作中感受到的性別歧視, 因為它有可能會影響女性員工職場表現(xiàn)(Corwin et al., 2022; Faniko et al., 2017)。我們采用Sharon等(2006)編制的3條目量表, 示例題項如“在工作中, 我有時會覺得我的性別是一種限制”。

2.3 分析策略

首先通過Mplus 8使用結構方程模型(SEM)同時帶有測量模型和路徑模型來檢驗假設1, 假設2, 假設3和假設4。由于間接效應很少滿足正態(tài)性假設, 而且傳統(tǒng)的檢驗中介的方法(如Baron & Kenny, 1986)通常是無效的(MacKinnon et al., 2007), 因此我們使用bootstrap來生成基于5000個重抽樣的間接效應的置信區(qū)間(CI)來克服這個問題。如果CI不包含零, 那么就存在中介效應。

3 研究結果

3.1 驗證性因子分析

我們使用Mplus 8進行驗證性因子分析, 以檢驗各因素(父母性別偏見、自尊、職業(yè)妥協(xié)、工作績效、創(chuàng)造力和工作中感受到的性別歧視)的區(qū)分效度。6因子模型很好地擬合了數(shù)據(jù)(χ2= 1820.52,= 1109,< 0.001; SRMR = 0.05, RMSEA = 0.05, CFI = 0.91, TLI = 0.90), 并優(yōu)于其它所有替代模型(見表1)。因此該模型中6個因子是可以區(qū)分的(Hu & Bentler, 1999)。

3.2 描述性統(tǒng)計

表2呈現(xiàn)了各變量均值、標準差、相關系數(shù)和信度系數(shù)。

表1 驗證性因子分析結果(N = 225)

注: 6因子模型為父母性別偏見、自尊、職業(yè)妥協(xié)、工作績效、創(chuàng)造力、工作中感受到的性別歧視; 5因子模型為父母性別偏見、自尊+職業(yè)妥協(xié)、工作績效、創(chuàng)造力、工作中感受到的性別歧視; 4因子模型為父母性別偏見、自尊+職業(yè)妥協(xié)、工作績效+創(chuàng)造力、工作中感受到的性別歧視; 3因子模型為父母偏見、自尊+職業(yè)妥協(xié)、工作績效+創(chuàng)造力+工作中感受到的性別歧視; 2因子模型為父母偏見+自尊+職業(yè)妥協(xié)、工作績效+創(chuàng)造力+工作中感受到的性別歧視。

*表示< 0.05,**表示< 0.01,***表示< 0.001。

注: (1)相關系數(shù)下方的括號中顯示的是的值。對角線上的括號內(nèi)數(shù)據(jù)為Cronbach’s α系數(shù)值。(2)獨生子女: 0=否; 1=是; 戶口類型: 0=農(nóng)村; 1=城鎮(zhèn); 教育水平: 1=沒有學位; 2=小學; 3=初中; 4=高中; 5=中專; 6=大專; 7=大學; 8=碩士研究生; 9=博士研究生; 母親工作: 0=沒有; 1=有。

3.3 假設檢驗

我們首先通過Mplus 8使用結構方程模型(SEM)同時帶有測量模型和路徑模型來檢驗中介模型, 結果顯示中介模型和數(shù)據(jù)匹配(χ2=2106.06,= 1336,< 0.001, SRMR = 0.06, RMSEA = 0.05, CFI = 0.90, TLI = 0.90)。

主要路徑的估計值見表3。表3中模型1數(shù)據(jù)顯示, 父母性別偏見和女性自尊負相關(β = ?0.16,= 0.05,= 0.004), 假設1得到支持。特別地, 我們也分別檢查了父親性別偏見和母親性別偏見與女性自尊的關系, 發(fā)現(xiàn)父親性別偏見(β = ?0.11,= 0.05,= 0.02)及母親性別偏見(β = ?0.14,= 0.05,= 0.004)都和女性自尊負相關。雖然從結果看母親性別偏見的系數(shù)絕對值更大也更加顯著, 但進一步檢驗兩個系數(shù)的差別是否顯著不為零時發(fā)現(xiàn), 兩者之間沒有顯著不同(diff = 0.03,= 0.07,= 0.67), 即父親與母親性別偏見對女兒自尊的影響沒有存在顯著差異。

表3 中介效應的結構方程模型系數(shù)(N = 225)

注: (1)*表示< 0.05,**表示< 0.01,***表示< 0.001。表中顯示的是非標準化系數(shù)。值在括號中顯示。

(2)獨生子女: 0 = 否; 1 = 是; 戶口類型: 0 = 農(nóng)村; 1 = 城鎮(zhèn); 教育水平: 1 = 沒有學位; 2 = 小學; 3 = 初中; 4 = 高中; 5 = 中專; 6 = 大專; 7 = 大學; 8 = 碩士研究生; 9 = 博士研究生; 母親工作: 0 = 沒有, 1 = 有。

(3)參與者的父親都有工作, 所以結構方程模型沒有控制父親工作情況。

(4)整個中介效應結構方程模型的擬合指標: χ2=2106.06,= 1336,< 0.001; SRMR = 0.06, RMSEA = 0.05, CFI = 0.90, TLI = 0.90。

表3中模型2數(shù)據(jù)顯示, 自尊和職業(yè)妥協(xié)負相關(β = ?0.39,= 0.10,< 0.001), 假設2得到支持。假設3提出, 自尊中介了父母性別偏見與女性職業(yè)妥協(xié)之間的正向影響。我們使用bootstrap來生成基于5000個樣本的間接效應置信區(qū)間(CI)。自尊對于父母性別偏見和女性職業(yè)妥協(xié)正向關系的中介效應(間接效應 = 0.06, 95% CI [0.02, 0.13], 模擬的CI不包含零)成立, 假設3得到支持。

假設5a和5b提出, 父母性別偏見通過自尊、職業(yè)妥協(xié)的鏈式中介作用對女性工作績效/創(chuàng)造力產(chǎn)生負向影響。父母性別偏見通過自尊、職業(yè)妥協(xié)的鏈式中介作用, 對女性工作績效產(chǎn)生負向影響(間接效應 = ?0.03, 95% CI [?0.07, ?0.01], 模擬的CI不包含零)成立, 假設5a得到支持。父母性別偏見通過自尊、職業(yè)妥協(xié)的鏈式中介作用, 對女性工作創(chuàng)造力產(chǎn)生負向影響(間接效應 = ?0.02, 95% CI [?0.05, ?0.01], 模擬的CI不包含零)成立, 假設5b得到支持。

3.4 補充檢驗

當前許多研究都在嘗試探討工作場所性別偏見、性別刻板印象對女性員工工作表現(xiàn)和職業(yè)發(fā)展的負面影響(Corwin et al., 2022; Faniko et al., 2017)。在此背景下, 我們嘗試將工作中感受到的性別歧視作為調(diào)節(jié)變量進行補充檢驗, 以探究職業(yè)妥協(xié)和工作績效/創(chuàng)造力之間關系的邊界條件。數(shù)據(jù)結果顯示, 在工作中感受到的性別歧視對于職業(yè)妥協(xié)和創(chuàng)造力的關系的調(diào)節(jié)作用邊際顯著(β= ?0.12,= 0.07,= 0.097), 而對于職業(yè)妥協(xié)和工作績效的關系的調(diào)節(jié)作用不顯著(β= ?0.01,= 0.05,= 0.84)。這一結果在一定程度上啟示我們: 在工作中感受到的性別歧視有可能會更加惡化職業(yè)妥協(xié)對于女性職場創(chuàng)造力的負面影響。由于這個結果是事后檢驗發(fā)現(xiàn)的, 我們沒有任何先驗性理論來支持這個研究發(fā)現(xiàn)。按照Hollenbeck等(2017)的建議, 我們選擇開誠布公地說明這是事后檢驗得到的結果, 而不是假裝這個結果是先驗性假設得來的。由于工作中感受到的性別歧視是邊際顯著, 且這一關系尚未得到足夠理論支撐, 我們也希望將來研究能加大樣本進一步探索這一調(diào)節(jié)作用。

4 討論

4.1 理論貢獻

本研究對性別偏見、職業(yè)妥協(xié)與女性職業(yè)發(fā)展文獻具有一定理論貢獻。首先, 本研究從原生家庭視角揭示了女性職業(yè)發(fā)展障礙的前因。以往研究揭示了女孩讀書期間對失去朋友的恐懼會阻礙理想職業(yè)獲取并導致職業(yè)妥協(xié)(Sinclair et al., 2014), 少年時期女孩為了保持同性友誼會對職業(yè)興趣和職業(yè)決策做出改變(Sinclair et al., 2019)等。本研究進一步前移了這種時間上的影響, 關注原生家庭中父母性別偏見, 從更為遠端但卻更根源的因素識別女性職業(yè)發(fā)展障礙的前因。這種時間上一定程度的獨立性讓研究因果關系更為明晰, 也拓展了女性職業(yè)發(fā)展障礙的研究視角。我們的研究發(fā)現(xiàn)為“家庭中的性別不平等持續(xù)制約著工作中的性別平等(Croft et al., 2014)”這一論述提供了實證證據(jù)。另外, 已有文獻也已經(jīng)開始關注原生家庭對個體進入職場后的影響, 比如: 在父母之間充滿攻擊性行為的家庭環(huán)境中成長起來的孩子, 日后成為領導時會采取更多的辱虐管理(Garcia et al., 2014); 成長過程中父母收入水平與日后作為領導的有效性負相關(Martin et al., 2016)等。然而這一支文獻還主要聚焦在領導力發(fā)展, 本研究從更為一般性的員工職場表現(xiàn)視角補充和豐富了成長經(jīng)歷中家庭影響與工作場所表現(xiàn)的相關文獻。

其次, 本研究揭示父母性別偏見通過自尊、職業(yè)妥協(xié)對女性職場表現(xiàn)產(chǎn)生負面影響, 且父親和母親性別偏見影響沒有差異。研究發(fā)現(xiàn)對父母教養(yǎng)方式的深遠影響相關文獻提供了兩方面的拓展和補充。一方面, 以往研究指出如果母親在家庭中具有更強內(nèi)部議價能力, 那么母親性別偏見將使男孩獲得更多照料投入(Lindstr?m, 2013)和代際職業(yè)流動機會(Asiedu et al., 2021)。我們的研究發(fā)現(xiàn)為以往研究中側重關注母親性別偏見提供了有益補充。另一方面, 以往研究證實父親的缺席與幼兒及青少年低自尊相關(Luo et al., 2011; Orth, 2018)、父親參與更多家務分配能夠積極預測7～13歲女孩的職業(yè)抱負(Croft et al., 2014)。我們的研究結論將父親養(yǎng)育方式的影響拓展和延伸到女孩進入到工作場所之后。

第三, 本研究綜合內(nèi)外部因素識別了女性職業(yè)妥協(xié)的驅(qū)動機制并拓展了女性職業(yè)妥協(xié)的后效影響研究。以往研究分別從內(nèi)部因素(如動機、興趣或抱負)和外部因素(如性別歧視)探究了女性較低水平職業(yè)發(fā)展的前因(Koch et al., 2015)。但新近的研究呼吁, 這種非此即彼的區(qū)別沒有認識到職業(yè)發(fā)展是由個體內(nèi)部選擇和外部復雜環(huán)境共同塑造的(Meeussen et al, 2022)。本研究基于父母性別偏見(外部因素)和自尊(內(nèi)部因素), 從人格特質(zhì)角度闡釋了自尊如何關聯(lián)起原生家庭影響和女性職業(yè)妥協(xié), 豐富了女性職業(yè)妥協(xié)驅(qū)動機制研究。同時聚焦具有互補性角色的工作績效和創(chuàng)造力衡量女性職場表現(xiàn)。一方面, 相比于以往關注職業(yè)妥協(xié)帶來的工作倦怠(翁清雄等, 2018)、離職傾向(De Clercq, 2022)等“防御因子”, 本研究通過關注創(chuàng)造力這一“促進因子”補充了職業(yè)妥協(xié)結果研究。另一方面, 通過關注原生家庭影響, 本研究豐富了關于職業(yè)妥協(xié)的實證研究, 拓展了與創(chuàng)造力、職業(yè)發(fā)展相關的工作?生活聯(lián)系方面的文獻(Deen et al., 2021; Harrison & Wagner, 2016)。

最后, 通過選取同一年就業(yè)的女大學生作為研究對象, 我們在一定程度上排除了宏觀就業(yè)形勢、招聘性別偏見對女大學生職業(yè)妥協(xié)的影響。同時通過控制工作中感受到的性別歧視, 我們的研究結果發(fā)現(xiàn)了父母性別偏見對于女孩獨特且深遠的影響, 為識別女性職業(yè)選擇和職場表現(xiàn)根源因素、促進職場性別平等提供了新視角。研究結論強調(diào)了父母在女性早期社會化過程中產(chǎn)生的消極作用會對女性人格與心理發(fā)展起到持久且重要影響, 甚至可以延伸至女孩進入職場后的表現(xiàn)。更廣泛地講, 動機文獻將自我概念中的自我評價視為人類行為的重要內(nèi)在動機(Kwang & Swann, 2010; Shamir et al., 1993)。通過將自尊、職業(yè)妥協(xié)、工作績效和創(chuàng)造力定位為女性為保持與父母性別偏見帶來的消極自我概念相一致的自我表達, 本研究不僅對父母性別偏見與女性職業(yè)發(fā)展之間的文獻提供了邊際貢獻, 還進一步連接了動機理論并提高了我們對女性在職業(yè)發(fā)展中緣何面臨障礙的理解。

在眾多可再生能源中，太陽能具有高穩(wěn)定性、易收集性等優(yōu)點，使得光伏發(fā)電系統(tǒng)應用非常普遍，在2017年新裝發(fā)電機中占有50%的比例，經(jīng)常作為綠色建筑的載體。在本研究中，對光伏發(fā)電系統(tǒng)以及綠色建筑作出探究，旨在為建造節(jié)能型社會做出貢獻。

4.2 現(xiàn)實意義

本研究對女性職業(yè)妥協(xié)前因后果進行了探討, 進一步強調(diào)女性職業(yè)發(fā)展是一個貫穿一生的持續(xù)過程?！澳信降取奔仁侵袊緡? 也是全世界在社會性別平等理念下共同追求的目標。關注女性成長過程中父母男女不平等的傳統(tǒng)觀念具有較為深刻的現(xiàn)實意義和社會意義, 對于合理地調(diào)整家庭教育與職業(yè)發(fā)展指導、維護女性職場權益也具有指導價值。本研究的發(fā)現(xiàn)對于家庭教育和女性自身發(fā)展均具有現(xiàn)實指導作用。

對于家庭教育而言, 父母需要意識到重男輕女對女兒持續(xù)的消極后果。父母性別偏見對于孩子的影響不是短期的而是長久且深遠的。父母性別偏見不但會影響到女兒自尊, 同時還影響女兒擇業(yè)和職場表現(xiàn), 可謂是父母性別偏見對女兒具有一輩子負面作用。正如我們的題目所言, 他們讓女兒失卻了鋒芒, 會傷害到孩子一生。因此父母應該摒棄性別偏見思想, 建立積極健康親子關系, 為子女樹立正確性別角色觀念。在女孩成長過程中, 父母應鼓勵其發(fā)展多元化個人興趣和職業(yè)觀念, 即便這種興趣和觀念與傳統(tǒng)刻板印象不相符。

對于女性自身發(fā)展而言, 抵抗偏見影響至關重要。女性應該意識到偏見的存在并有意識地避免接受刻板言論的影響, 培育權變自尊(contingent self- esteem), 如基于組織的自尊、基于工作的自尊等, 提升自尊整體水平, 構筑起對抗偏見的心理防線。女性也要樹立正確的求職觀, 根據(jù)自身職業(yè)興趣、職業(yè)理想以及所學知識技能進行職業(yè)匹配, 降低家庭或社會期望對職業(yè)選擇的影響。同時, 即便是因為勞動力市場激烈競爭而選擇妥協(xié), 也要在工作中通過積極的職業(yè)自我管理抑制職業(yè)妥協(xié)對職業(yè)發(fā)展的負面影響。

4.3 局限與未來研究展望

盡管本研究具有一定理論貢獻和現(xiàn)實意義, 但仍然存在一些研究局限。首先, 雖然結構方程模型支持父母性別偏見會預測自尊, 進而預測女性職業(yè)選擇和職場表現(xiàn)的影響路徑, 但這可能不是唯一的關系模式。如即便是存在父母性別偏見, 但職業(yè)母親可能給女兒樹立了良好榜樣, 使女性更多踏入勞動市場并且更有事業(yè)心。未來研究可以進一步揭示性別偏見對女性職場表現(xiàn)的其它影響機制。另外, 在校期間的學業(yè)成績、就業(yè)觀(如先就業(yè)后擇業(yè))、就業(yè)環(huán)境認知(如就業(yè)形勢嚴峻程度感知)等的差異均會影響女大學生職業(yè)妥協(xié), 未來研究可以進一步控制這些影響從而探究父母性別偏見帶來的獨特增量影響。其次, 本研究基于以往文獻選取工作績效和創(chuàng)造力衡量職場表現(xiàn), 未來研究可以關注新員工職業(yè)發(fā)展更為近端的結果變量, 如主動性職業(yè)行為和職業(yè)成長等衡量女性職場表現(xiàn)。同時也可以關注員工建言行為, 特別是促進性建言, 因為其有利于職場中職業(yè)發(fā)展機會的識別和職業(yè)成長。最后, 我們呼吁未來研究能探索模型的邊界條件, 如職業(yè)發(fā)展策略、目標調(diào)整等(Creed & Blume, 2013), 識別有效緩解職業(yè)妥協(xié)對女性職場表現(xiàn)負向影響的因素, 為降低職業(yè)妥協(xié)消極作用指明方向。

5 結論

本研究探討了父母性別偏見是如何使女性在職場中失卻鋒芒的。通過對多時點女性員工與領導的配對調(diào)查數(shù)據(jù)進行分析發(fā)現(xiàn), 自尊、職業(yè)妥協(xié)會連續(xù)中介父母性別偏見對女性工作績效和創(chuàng)造力的消極影響。這意味著父母性別偏見能夠通過挫傷女性自尊水平, 增加其在職業(yè)決策中的妥協(xié)程度, 并最終阻礙其在職場中成為高績效且富有創(chuàng)造力的員工。本研究基于自我概念視角, 從原生家庭界面切入, 為理解女性較低水平的職業(yè)發(fā)展提供了理論和實證證據(jù), 也為識別影響女性職業(yè)選擇和職場表現(xiàn)的根源因素、促進職場性別平等與女性職業(yè)發(fā)展提供了新思路。

Amabile, T. M., Barsade, S. G., Mueller, J. S., & Staw, B. M. (2005). Affect and creativity at work.,(3), 367?403.

Amabile, T. M., & Pratt, M. G. (2016). The dynamic componential model of creativity and innovation in organizations: Making progress, making meaning.,, 157?183.

Asiedu, E., Azomahou, T. T., Getachew, Y., & Yitbarek, E. (2021). Share the love: Parental bias, women empowerment and intergenerational mobility.,, 846?867.

Baer, M., & Oldham, G. R. (2006). The curvilinear relation between experienced creative time pressure and creativity: Moderating effects of openness to experience and support for creativity.,(4), 963?970.

Baron, R. M., & Kenny, D. A. (1986). The moderator?mediator variable distinction in social psychological research: Conceptual, strategic, and statistical considerations.,(6), 1173?1182.

Bataille, C. D., & Vough, H. C. (2022). More than the sum of my parts: An intrapersonal network approach to identity work in response to identity opportunities and threats.,(1), 93?115.

Baumeister, R. (1998). The self. In D. T. Gilbert, S. T. Fiske, & G. Lindzey (Eds.),(Vol. 1, 635?679). NY: McGraw-Hill.

Becker, M., Baumert, J., Tetzner, J., Maaz, K., & K?ller, O. (2019). Childhood intelligence, family background, and gender as drivers of socioeconomic success: The mediating role of education.,(10), 2231?2248.

Begum, L., Grossman, P. J., & Islam, A. (2018). Gender bias in parental attitude: An experimental approach.,(5), 1641?1662.

Betz, N. E. (1994). Self-concept theory in career development and counseling.(1), 32?42.

Bonet, R., Cappelli, P., & Hamori, M. (2020). Gender differences in speed of advancement: An empirical examination of top executives in the Fortune 100 firms.,(4), 708?737.

Bono, J. E., & Judge, T. A. (2003). Self-concordance at work: Toward understanding the motivational effects of transformational leaders.,(5), 554?571.

Bradley-Geist, J. C., Rivera, I., & Geringer, S. D. (2015). The collateral damage of ambient sexism: Observing sexism impacts bystander self-esteem and career aspirations.,(1), 29?42.

Casad, B. J., Petzel, Z. W., & Ingalls, E. A. (2019). A model of threatening academic environments predicts women STEM majors’ self-esteem and engagement in STEM.,(7), 469?488.

Chang, C. H., Ferris, D. L., Johnson, R. E., Rosen, C. C., & Tan,J. A. (2012). Core self-evaluations: A review and evaluation of the literature.,(1), 81?128.

Corwin, E. S., Loncarich, H., & Ridge, J. W. (2022). What’s it like inside the Hive? Managerial discretion drives TMT gender diversity of women-led firms., 48(4), 1003?1034.

Creed, P. A., & Blume, K. (2013). Compromise, well-being, and action behaviors in young adults in career transition.,(1), 3?19.

Creed, P. A., & Gagliardi, R. E. (2015). Career compromise, career distress, and perceptions of employability: The moderating roles of social capital and core self-evaluations.,(1), 20?34.

Creed, P. A., Kaya, M., & Hood, M. (2020). Vocational identity and career progress: The intervening variables of career calling and willingness to compromise.,(2), 131?145.

Crocker, J., & Park, L. E. (2003). Seeking self-esteem: Construction, maintenance, and protection of self-worth. In M. Leary & J. Tangney (Eds.),(pp.291?313). New York: Guilford Press.

Croft, A., Schmader, T., Block, K., & Baron, A. S. (2014). The second shift reflected in the second generation: Do parents’ gender roles at home predict children’s aspirations?,(7), 1418?1428.

Crotti, R., Pal, K. K., Ratcheva, V., & Zahidi, S. (2021).. World Economic Forum. https://www3.weforum.org/docs/WEF_GGGR_2021.pdf

De Clercq, D. (2022). Getting nowhere, going elsewhere: The impact of perceived career compromises on turnover intentions.(2), 662?682.

Deen, C. M., Restubog, S. L., Chen, Y., Garcia, P. R. J. M., He, Y., & Cayayan, P. L. T. (2021). To engage or to quit: Work consequences of intimate partner aggression and the buffering role of career adaptability.,, 103641.

Faniko, K., Ellemers, N., Derks, B., & Lorenzi-Cioldi, F. (2017). Nothing changes, really: Why women who break through the glass ceiling end up reinforcing it.(5), 638?651.

Farré, L., & Vella, F. (2013). The intergenerational transmission of gender role attitudes and its implications for female labour force participation.,(318), 219?247.

Garcia, P. R. J. M., Restubog, S. L. D., Kiewitz, C., Scott, K. L., & Tang, R. L. (2014). Roots run deep: Investigating psychological mechanisms between history of family aggression and abusive supervision.(5), 883?897.

Gati, I., Houminer, D., & Aviram, T. (1998). Career compromises: Framings and their implications.,(4), 505?514.

Gecas, V. (1982). The self concept,,, 1?33.

Goncalo, J. A., & Katz, J. H. (2020). Your soul spills out: The creative act feels self-disclosing.,(5), 679?692.

Gong, Y., Zhou, J., & Chang, S. (2013). Core knowledge employee creativity and firm performance: The moderating role of riskiness orientation, firm size, and realized absorptive capacity.,, 443?482.

Gottfredson, L. S. (1981). Circumscription and compromise: A developmental theory of occupational aspirations.,(6), 545?579.

Gruenenfelder-Steiger, A. E., Harris, M. A., & Fend, H. A. (2016). Subjective and objective peer approval evaluations and self-esteem development: A test of reciprocal, prospective, and long-term effects.,(10), 1563?1577.

Harren, V. A. (1979). A model of career decision making for college students.,(2), 119?133.

Harrison, S. H., & Wagner, D. T. (2016). Spilling outside the box: The effects of individuals’ creative behaviors at work on time spent with their spouses at home.,(3), 841?859.

Hirst, G., Van Knippenberg, D., Zhou, Q., Zhu, C. J., & Tsai, P. C. F. (2018). Exploitation and exploration climates’ influence on performance and creativity: Diminishing returns as function of self-efficacy.,(3), 870?891.

Hollenbeck, J. R., & Wright, P. M. (2017). Harking, sharking, and tharking: Making the case for post hoc analysis of scientific data.(1), 5?18.

Hu, L.T., & Bentler, P.M. (1999) Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives.,, 1?55.

Hu, Q. T., Wang, H. J., & Long, L. R. (2020). Will newcomer job crafting bring positive outcomes? The role of leader- member exchange and traditionality.,(5), 659?668.

[胡巧婷, 王海江, 龍立榮. (2020). 新員工工作重塑會帶來積極的結果嗎？領導成員交換與個體傳統(tǒng)性的作用.,(5), 659?668.]

Janssen, O., & van Yperen, N. W. (2004) Employees’ goal orientations, the quality of leader-member exchange, and the outcomes of job performance and job satisfaction.,, 368?384.

Kinnunen, M. L., Feldt, T., Kinnunen, U., & Pulkkinen, L. (2008). Self-esteem: An antecedent or a consequence of social support and psychosomatic symptoms? Cross-lagged associations in adulthood.,(2), 333?347.

Koch, A. J., D’Mello, S. D., & Sackett, P. R. (2015). A meta- analysis of gender stereotypes and bias in experimental simulations of employment decision making.,(1), 128?161.

Kochanska, G., Boldt, L. J., & Goffin, K. C. (2019). Early relational experience: A foundation for the unfolding dynamics of parent?child socialization.,(1), 41?47.

Kuchynka, S. L., Salomon, K., Bosson, J. K., El-Hout, M., Kiebel, E., Cooperman, C., & Toomey, R. (2018). Hostile and benevolent sexism and college women’s STEM outcomes.,(1), 72?87.

Kwang, T., & Swann Jr, W. B. (2010). Do people embrace praise even when they feel unworthy? A review of critical tests of self-enhancement versus self-verification.,(3), 263?280.

Leary, M. R. (2005). Sociometer theory and the pursuit of relational value: Getting to the root of self-esteem.,(1), 75?111.

Leary, M. R., & Baumeister, R. F. (2000). The nature and function of self-esteem: Sociometer theory. In M. P. Zanna (Ed.),(Vol. 32, pp. 1?62). San Diego, CA: Academic Press.

Lindstr?m, E. A. (2013). Gender bias in parental leave: Evidence from Sweden.,(2), 235?248.

Luo, J., Wang, L. G., & Gao, W. B. (2011). The influence of the absence of fathers and the timing of separation on anxiety and self-esteem of adolescents: A cross-sectional survey.,, 723?731.

Luthans, F., Youssef, C. M., & Avolio, B. J. (2007).(Vol. 198). Oxford: Oxford university press.

MacKinnon, D. P., Fairchild, A. J., & Fritz, M. S. (2007). Mediation analysis.,, 593?614.

M?kikangas, A., & Kinnunen, U. (2003). Psychosocial work stressors and well-being: Self-esteem and optimism as moderators in a one-year longitudinal sample.,(3), 537?557.

Martin, S. R., C?té, S., & Woodruff, T. (2016). Echoes of our upbringing: How growing up wealthy or poor relates to narcissism, leader behavior, and leader effectiveness.,(6), 2157?2177.

McGinn, K. L., Ruiz Castro, M., & Lingo, E. L. (2019). Learning from mum: Cross-national evidence linking maternal employment and adult children’s outcomes.,(3), 374?400.

McHale, S. M., Kim, J. Y., Whiteman, S., & Crouter, A. C. (2004). Links between sex-typed time use in middle childhood and gender development in early adolescence.,(5), 868?881.

Meeussen, L., Begeny, C. T., Peters, K., & Ryan, M. K. (2022). In traditionally male‐dominated fields, women are less willing to make sacrifices for their career because discrimination and lower fit with people up the ladder make sacrifices less worthwhile.(8), 588?601.

Ng, T. W., & Yam, K. C. (2019). When and why does employee creativity fuel deviance? Key psychological mechanisms.,(9), 1144?1163.

Orth, U. (2018). The family environment in early childhood has a long-term effect on self-esteem: A longitudinal study from birth to age 27 years.,(4), 637?655.

Parke, M. R., Seo, M. G., & Sherf, E. N. (2015). Regulating and facilitating: The role of emotional intelligence in maintaining and using positive affect for creativity.,(3), 917?934.

Raja, U., & Johns, G. (2010). The joint effects of personality and job scope on in-role performance, citizenship behaviors, and creativity.(7), 981?1005.

Rosenberg, M. (1965).Princeton, NJ: Princeton University Press.

Sanchez, C. M., & Lehnert, K. (2019). The unbearable heaviness of leadership: The effects of competency, negatives, and experience on women’s aspirations to leadership.,, 182?194.

Schlenker, B. R. (1985). Identity and self-identification. In B. R. Schlenker (Ed.),New York: McGraw-Hill.

Schultheiss, D. E. (2021). Shining the light on women’s work, this time brighter: Let’s start at the top.,, 103558.

Shamir, B., House, R. J., & Arthur, M. B. (1993). The motivational effects of charismatic leadership: A self-concept based theory.,(4), 577?594.

Shang, J. Y., & Wang, Z. Z. (2020). Urban-rural differences in family background, college diplomas, and occupation-based social status: An empirical study based on EGP schema.(5), 79?85.

[尚進云, 王振振. (2020). 家庭背景、大學文憑與職業(yè)階層地位獲得的城鄉(xiāng)差異——基于EGP職業(yè)階層分類的新觀察.,(5), 79?85.]

Sharon F., Hang-yue N., & Raymond L. (2006). Antecedents and consequences of perceived personal gender discrimination: A study of solicitors in Hong Kong., 55, 197?208.

Sinclair, S., Carlsson, R., & Bj?rklund, F. (2014). The role of friends in career compromise: Same-gender friendship intensifies gender differences in educational choice.,(2), 109?118.

Sinclair, S., Nilsson, A., & Cedersk?r, E. (2019). Explaining gender-typed educational choice in adolescence: The role of social identity, self-concept, goals, grades, and interests.,, 54?71.

Spence, J. T., & Hahn, E. D. (1997). The attitudes toward women scale and attitude change in college students.,(1), 17?34.

Super, D. E. (1953). A theory of vocational development., 185?190.

Super, D. E. (1963). Self-concepts in vocational development. In D. E. Super, R. Starishevski, N. Matlin, & J. P. Jordaan (Eds.),(pp. 1?16). New York: College Entrance Examination Board.

Swann Jr, W. (2012). Self-verification theory. In Van Lang P., A. Kruglanski, & E. T. Higgins (Eds.),(pp.23?42). London, England: SAGE.

Swann Jr, W. B., Bosson, J. K., & Pelham, B. W. (2002). Different partners, different selves: Strategic verification of circumscribed identities.,(9), 1215?1228.

Tang, S., Nadkarni, S., Wei, L., & Zhang, S. X. (2021). Balancing the yin and yang: TMT gender diversity, psychological safety, and firm ambidextrous strategic orientation in Chinese high-tech SMEs.,(5), 1578?1604.

Wanberg, C. R., & Banas, J. T. (2000). Predictors and outcomes of openness to changes in a reorganizing workplace.,(1), 132?142.

Wang, C., Xia, Y., Li, W., Wilson, S. M., Bush, K., & Peterson, G. (2016). Parenting behaviors, adolescent depressive symptoms, and problem behavior: The role of self-esteem and school adjustment difficulties among Chinese adolescents.,(4), 520?542.

Weng, Q. X., Hu, X. T., & Chen, Y. L. (2018). The study of career compromise: Scale development and its predictive effects on occupational commitment and job burnout.(4), 113?126.

[翁清雄, 胡嘯天, 陳銀齡. (2018). 職業(yè)妥協(xié)研究: 量表開發(fā)及對職業(yè)承諾與工作倦怠的預測作用.,(4), 113?126. ]

Williams, L. J., & Anderson, S. E. (1991). Job satisfaction and organizational commitment as predictors of organizational citizenship and in-role behaviors.,(3), 601?617.

Yu, C., & Frenkel, S. J. (2013). Explaining task performance and creativity from perceived organizational support theory: Which mechanisms are more important?.(8), 1165?1181.

Zheng, X. T., & Lu, X. H. (2018). Is it good to have a brother for a female? A study on gender discrimination in family human capital investment.(1), 277?298.

[鄭筱婷, 陸小慧. (2018). 有兄弟對女性是好消息嗎?——家庭人力資本投資中的性別歧視研究.(1), 277?298.]

Lost radiance: Negative influence of parental gender bias on women’s workplace performance

XU Minya1, LIU Beini2, XU Zhenyu3

(1Guanghua School of Management, Peking University, Beijing 100871, China) (2Business School, Beijing Technology and Business University, Beijing 100048, China) (3Shandong Women’s Federation, Shandong Jinan 250001, China)

Parental gender bias is critical for the early socialization of gender inequality, and it plays a vital role in women’s personality and development. Although the labor market continues to improve and develop, women’s career development still faces obstacles from gender bias. Gender inequality at home continues to constrain gender equality at work. However, most current research about the influence of parental gender bias focuses on girls’ early childhood and adolescence, neglecting its profound effects on women in the workplace. Identifying the underlying factors that influence women’s career choices and performance is key to promoting gender equality in the workplace.

Drawing on the self-concept theory, this study aims to examine the serial mediating roles of self-esteem and career compromise in the relationship between parental gender bias and female employees’ workplace in-role performance and creativity.

We tested our hypothesis using multi-source data collected from female college students recruited from a university in northern China. We collected our data in three separate waves to reduce the impact of common method bias. In the first wave survey (Wave 1), female college students were asked to provide information on their demographics, parental gender bias, and self-esteem. Once they secured a job (Wave 2), the participants were asked to provide information on their career compromise. Three months after they were officially hired after passing the probationary period (Wave 3), female employees were asked to rate the perceived gender bias at work, and supervisors evaluated their in-role performance and creativity. Finally, we reviewed 225 valid matching questionnaires.

We used structural equation modeling in Mplus 8 for data analyses and hypotheses testings. The results showed that: (1) parental gender bias was negatively related to women’s self-esteem; (2) self-esteem was negatively related to women’s career compromise; (3) self-esteem mediated the relationship between parental gender bias and women’s career compromise; (4) career compromise was negatively related to women’s in-role performance/creativity; (5) women’s self-esteem and career compromise serially mediated the relationship between parental gender bias and in-role performance/creativity.

Our findings contribute to the current literature in several ways. First, this study focuses on the more fundamental factor of early socialization?parental gender bias, to identify antecedents that prevent women from becoming high-performing and creative employees. This temporal independence allows for a clearer causal relationship and expands the research perspective on female career development barriers. Existing literature has also emerged on the influence of parents on individuals upon entry into the workplace. Our study complements the literature on the influence of upbringing on workplace performance. Second, this study reveals that parental gender bias negatively affects women’s workplace performance through self-esteem and career compromise, and that there is no difference in the effects of fathers and mothers. In doing so, we provide a two-fold expansion and addition to the literature on the far-reaching effects of parenting styles. On the one hand, this study provides a useful addition to previous studies that have mainly focused on maternal gender bias. On the other hand, our study expands the influence of fathers’ parenting on children after they enter the workplace. Third, external (parental gender bias) and internal (self-esteem) factors are combined to identify women’s career decision- making mechanisms in response to previous scholars’ call. Furthermore, this study explores in-role performance and creativity, which are more conducive to women’s career development, enriching previous research on the negative outcomes of career compromise.

parental gender bias, self-esteem, career compromise, in-role performance, creativity

2022-05-20

* 國家自然科學基金青年科學基金項目(72202007); 教育部人文社會科學研究一般項目(22YJC630082)資助。

劉貝妮, E-mail: liubeini@btbu.edu.cn

B849: C93