工作投入在工作—家庭雙向增益中的中介作用研究

卞紀蘭 錢陽陽

摘要：本文以工作—家庭雙向增益路徑模型為理論基礎，以72家企業(yè)527份有效數據為研究樣本，對工作投入在工作—家庭文化與員工工作—家庭增益之間的中介作用進行了結構方程分析。研究結果表明，僅工作投入的專注維度具有一定的中介作用，具體表現為如下兩個方面：一方面，在工作→家庭增益方向上，專注在管理支持與員工工作對家庭發(fā)展之間以及在管理支持與員工工作對家庭資本之間均具有部分中介作用，在時間需求與員工工作對家庭發(fā)展之間以及時間需求與員工工作對家庭資本之間均具有完全中介作用，在職業(yè)顧慮與員工工作對家庭發(fā)展之間以及職業(yè)顧慮與員工工作對家庭資本之間也均具有完全中介作用；另一方面，在家庭→工作增益方向上，專注在管理支持與員工家庭→工作增益的三個維度之間均具有部分中介作用，在職業(yè)顧慮與員工家庭→工作增益的三個維度之間均具有完全中介作用，在時間需求與員工家庭對工作發(fā)展、家庭對工作效率兩個維度之間具有完全中介作用。這一研究結果為企業(yè)制定平衡員工工作與家庭關系的管理措施提供了參考和借鑒。

關鍵詞：工作投入；工作—家庭文化；工作—家庭雙向增益；中介作用

中圖分類號：F27292文獻標識碼：A

文章編號：1000176X（2016）06012308

一、 問題的提出

近年來，工作與家庭關系的相關研究已經成為心理學、組織行為學和管理學等學科關注的焦點。起初，學者們大多側重于研究工作與家庭之間消極的相互依賴關系[1-2]，并認為兩者中任何一種角色所面臨的壓力、時間約束或行為紊亂都是由另一種角色帶來的。而后，伴隨著積極心理學的不斷發(fā)展，越來越多的學者發(fā)現，要想完整地探討工作與家庭之間的關系，還應該關注二者關系中的積極方面。這一觀點為工作與家庭關系的相關研究提供了新的方向，學者們逐漸開始將工作與家庭關系的研究擴展到一個角色對另一個角色的積極影響上。這一積極影響在學術上被稱為工作—家庭增益，具體指參與工作或家庭其中任何一種角色的經歷能夠提高另一種角色體驗質量的程度。進一步地，工作—家庭增益包括工作→家庭增益和家庭→工作增益兩個方向，前者即指參與工作角色經歷提高家庭角色體驗質量的程度，后者則指參與家庭角色經歷提高工作角色體驗質量的程度[3]。自工作—家庭增益構念被提出以后，學者們致力于探討何種因素能夠促進員工工作—家庭增益的實現，相應地，在企業(yè)經營實踐中，管理者也在為幫助員工實現積極的工作與家庭關系而努力[4]。其中，最受關注的就是包含諸多企業(yè)正式規(guī)定的、由各類福利政策方案組成的“家庭友好”計劃。但后來的研究發(fā)現，員工由于擔心使用這些政策會被認為是“不努力工作”或害怕受懲罰等原因，通常不愿意采取這些方案，這就使得“家庭友好”計劃未能發(fā)揮幫助員工實現積極工作和家庭關系的作用[5]。據此，學者們將研究焦點逐漸轉為非正式的“家庭友好”計劃，而工作—家庭文化就是其中重要的一種。進一步地，工作—家庭文化是指企業(yè)幫助員工整合其工作與家庭生活的支持和重視程度，體現在組織內部共同的基本假定、信念和價值觀等方面[6]。那么，工作—家庭文化能否真正促進員工工作—家庭增益的實現？其具體作用路徑如何？這些都是亟待從理論上和實踐上回答的重要議題。基于此，筆者在Greenhaus和Powell[3]工作—家庭雙向增益路徑模型的基礎上，擬通過引入能夠描述個體具有快樂和激發(fā)特征等積極狀態(tài)的變量——工作投入，對上述問題進行深入分析和探討。

二、文獻述評與假設提出

在學術上，用工作—家庭沖突來衡量員工消極的工作和家庭關系?，F有研究表明，企業(yè)中支持性的工作—家庭文化能夠給員工帶來更低水平的工作—家庭沖突[7]-[9]。然而，工作—家庭增益與工作—家庭沖突是相對獨立的兩個構念，工作—家庭文化能降低員工工作—家庭沖突的水平，但并不代表其能夠提高員工工作—家庭增益的水平。而后Gordon等[10]則對此問題進行了更為深入的探討和研究，并得出企業(yè)內部的工作—家庭文化能夠促使員工工作→家庭增益發(fā)生的結論，但并未對其具體作用機理進行論述。對此問題，筆者認為，在企業(yè)中，工作—家庭文化能夠對員工產生潛移默化的影響，企業(yè)內部家庭支持政策的實施和使用也會受到工作—家庭文化的制約。進一步地，當企業(yè)內部采用支持性的工作—家庭文化時，企業(yè)將成為更加愉快的工作場所。在這類企業(yè)中，管理者并不要求員工一定要將工作放在比家庭更重要的位置，而是支持員工承擔更多的家庭責任。在這樣的工作—家庭文化氛圍下，員工不但愿意將更多的時間和精力投入到工作中，更好地完成工作，而且也會在工作過程中產生較為愉快的心情和積極的態(tài)度。同時，員工將這種積極的情緒帶入到家庭中，從而能夠更好地滿足其家庭需要，這也就實現了員工的工作→家庭增益。綜上，筆者認為工作—家庭文化之所以能夠對員工工作→家庭增益產生影響，在于這一過程產生了工作投入。據此，本文提出如下研究假設：

H1：工作投入在工作—家庭文化與員工工作→家庭增益之間具有中介作用。

以往學者們在探討員工工作—家庭增益的實現問題時，通常將工作→家庭增益的實現與家庭→工作增益的實現分開探討，并認為前者的實現主要源于企業(yè)方面的影響因素，而后者的實現則主要依賴于員工家庭方面的影響因素[11-12]。而后，學者們進一步研究發(fā)現，這些影響因素均存在“相互交叉”的作用，即企業(yè)方面因素能夠間接對員工家庭→工作增益產生影響，家庭方面因素也能夠間接對員工工作→家庭增益產生作用[13]。據此，筆者認為企業(yè)內部的工作—家庭文化也能夠間接對員工家庭→工作增益產生作用。具體而言，當企業(yè)采用支持性的工作—家庭文化時，員工會感到自己的家庭需要得到了企業(yè)的關心和重視。根據社會交換理論，員工會因此而更加積極努力地工作，以“回報”企業(yè)對自己家庭需要的關心。而在這一過程中，員工會產生滿足、愉快、自信等積極情感，這種積極情感不但會由工作滲透進家庭生活中，同時也會由家庭生活反作用于工作，這一觀點與Greenhaus和Powell[3]關于工作—家庭增益雙路徑模型中情感路徑的論述內容一致。換言之，員工在積極投入工作過程中產生的積極情感能夠在工作與家庭之間形成“良性”的循環(huán)，從而最終促進員工家庭→工作增益的發(fā)生。據此，本文提出如下研究假設：

H2：工作投入在工作—家庭文化與員工家庭→工作增益關系之間具有中介作用。

綜上，本文的概念模型，即工作投入在工作—家庭文化與員工工作—家庭增益之間中介作用模型如圖1所示。

三、研究設計

1數據來源

為保證研究對象的代表性和有效性，本文對國內72家企業(yè)的750名員工進行了問卷調查。這些企業(yè)分布在北京、深圳、上海、寧波、大連、哈爾濱和牡丹江等多個地區(qū)，涉及制造、醫(yī)療、運輸和石油等多個行業(yè)。本次數據是通過發(fā)放紙質問卷和問卷星軟件兩種方式獲得的，其中紙質問卷通過打印并郵寄的方式，請導師師門內部已經畢業(yè)參加工作，并任管理崗位的同門師兄師姐幫助發(fā)放，填寫完畢之后寄回，筆者再做進一步的數據錄入與整理；問卷星則通過其他距離較遠不便郵寄，且有上網條件的高校教師幫忙發(fā)放給他們各自已經畢業(yè)的MBA學生，同時，也通過筆者已經參加工作的朋友幫忙發(fā)放。本次問卷調查共發(fā)放問卷750份，回收527份，問卷有效率為703%。在527份有效問卷中，員工的基本情況為：在性別分布上，男性占565%，女性占435%。在年齡分布上，25歲以下占131%，26—30歲占286%，31—35歲占177%，36—40歲占142%，41—45歲占112%，46—50歲占70%，而50歲以上則占82%。在文化程度分布上，本科學歷占643%，碩士學歷占87%，博士學歷占27%，而其他學歷則占243%。

2變量測量

工作—家庭文化變量的測量采用Thompson等[6]開發(fā)的包括3個維度共20個條目的工作—家庭文化量表。整體量表的內部一致性信度系數α值為0920，其中時間需求子量表的內部一致性信度系數α值為0800，職業(yè)顧慮子量表的內部一致性信度系數α值為0740，管理支持子量表的內部一致性信度系數α值為0860。工作—家庭文化量表的測量方法采用李克特（Likert）5點量表法，1代表完全不同意，5代表非常同意。

對工作—家庭增益變量的測量采用Carlson等[14]編制的包含18個題目的工作—家庭增益量表。這一量表包含工作→家庭增益量表和家庭→工作增益量表兩個部分，分別對應9個題項。其中，工作→家庭增益量表包括工作對家庭發(fā)展、工作對家庭情感和工作對家庭資本三個維度，每個維度3個題項。工作→家庭增益量表整體量表的內部一致性信度系數α值為0920，其中，工作對家庭發(fā)展子量表的內部一致性信度系數α值為0700，工作對家庭情感子量表的內部一致性信度系數α值為0910，工作對家庭資本子量表的內部一致性信度系數α值為0900。本量表的測量也采用Likert 5點量表法，1代表完全不同意，5代表非常同意。類似地，家庭→工作增益量表包括家庭對工作發(fā)展、家庭對工作情感和家庭對工作效率三個維度，每個維度3個題項。家庭→工作增益量表整體量表的內部一致性信度系數α值為0860，其中，家庭對工作發(fā)展子量表內部一致性系數α值為0870，家庭對工作情感子量表內部一致性系數α值為0840，家庭對工作效率子量表內部一致性系數α值為0820。家庭→工作增益量表的測量也采用Likert 5點量表法，1代表完全不同意，5代表非常同意。

對工作投入變量的測量采用的是Schaufeli等[15]開發(fā)的Utrecht工作投入量表，該量表由17個題項組成，包含活力（6個題項）、奉獻（5個題項）和專注（6個題項）三個子量表。工作投入量表整體量表的內部一致性信度系數為0900，其中，活力子量表內部一致性信度系數為0767，奉獻子量表內部一致性信度系數為0735，專注子量表內部一致性信度系數為0753。本量表的測量方法也采用Likert 5點量表法，1代表幾乎沒有，5代表非常多。

3數據分析方法

以本文搜集到的全部527份有效問卷為數據樣本，運用AMOS220軟件對工作投入在工作—家庭文化與員工工作—家庭增益關系中的中介效應影響進行結構方程分析。

在現有的實證研究中，關于中介變量的檢驗一直受到關注，但目前仍無統(tǒng)一的標準。但是，Muller等[16]認為判定中介作用成立必須同時滿足以下條件：第一，自變量對因變量和中介變量均具有顯著性影響。第二，中介變量對因變量具有顯著性影響。第三，當中介變量介入時，在完全中介的情況下，自變量對因變量的作用不顯著，在部分中介的情況下，自變量對因變量的作用仍顯著，但作用減小了。對于中介作用的這一判定方法已經得到管理學領域實證研究學者的公認和廣泛應用。因此，本文也將采用上述方法檢驗工作投入在工作—家庭文化與員工工作—家庭增益之間的中介作用。

四、數據分析

1驗證性因子分析

基于收集的527份有效問卷，應用AMOS220軟件對本文涉及的三個關鍵變量，即自變量工作—家庭文化、中介變量工作投入和因變量工作—家庭增益進行驗證性因子分析，其中工作—家庭增益的兩個部分，即工作→家庭增益和家庭→工作增益的驗證性因子分析分別進行。各變量驗證性因子分析修正之后的擬合指標結果如表1所示。

由表1可知，各變量驗證性因子擬合指標值均較為良好，其中，χ2/df的值均在可接受水平5000以下，NFI值、RFI值和CFI值均在可接受水平0900以上，RMSEA值均在可接受水平0080及以下，這表明工作—家庭文化、工作投入、工作→家庭增益以及家庭→工作增益的三因子結構均得到了驗證。

2結構方程分析

在上述驗證性因子分析的基礎上，本文設計4個模型來檢驗工作投入在工作—家庭文化與員工工作—家庭增益之間的中介作用。其中，模型1為工作—家庭文化對員工工作→家庭增益直接影響模型，模型2為工作投入在工作—家庭文化與員工工作→家庭增益之間的中介作用模型，模型3為工作—家庭文化對員工家庭→工作增益直接影響模型，模型4為工作投入在工作—家庭文化與員工家庭→工作增益之間的中介作用模型。各模型擬合指數如表2所示。

由表2可知，模型1—模型4的各擬合指數均較為理想。，其中，X2/df的值均在可接受水平5000以下，GFI值、NFI值、RFI值、CFI值均在可接受水平0900以上，RMSEA值均在可接受水平0080以下。這表明，工作—家庭文化對員工工作→家庭增益直接影響模型成立，工作—家庭文化對員工家庭→工作增益直接影響模型成立，工作投入在工作—家庭文化與員工工作→家庭增益之間的中介作用模型成立，工作投入在工作—家庭文化與員工家庭→工作增益之間的中介作用模型成立。

進一步地，基于527份有效問卷，應用AMOS220統(tǒng)計軟件，對上述4個模型進行結構方程路徑系數分析，并依據Muller等[16]關于中介作用成立的條件，分別對工作投入的三個維度（活力、奉獻和專注）在工作—家庭文化的三個維度（管理支持、時間需求和職業(yè)顧慮）與員工工作→家庭增益的三個維度（工作對家庭發(fā)展、工作對家庭情感和工作對家庭資本）和員工家庭→工作增益三個維度（家庭對工作發(fā)展、家庭對工作情感、家庭對工作效率）之間的中介作用進行驗證，從而對本文的H1進行檢驗。模型1—模型2的路徑分析結果如表3所示。其中表3列示了工作投入在工作—家庭文化與員工工作→家庭增益之間中介作用結構方程分析的具體路徑系數（即模型1和模型2的路徑系數），表4則列示了工作投入在工作—家庭文化與員工家庭→工作增益之間中介作用結構方程分析的具體路徑系數（即模型3和模型4的路徑系數）。

根據表3中模型1的路徑系數可知，除了工作—家庭文化中時間需求維度對員工工作→家庭增益中工作對家庭情感維度這一作用路徑影響不顯著外，工作—家庭文化對員工工作→家庭增益其他作用路徑均具有顯著影響，這表明工作—家庭文化對員工工作→家庭增益直接影響效應部分成立。根據Muller等[16]關于中介作用的判定第一步“自變量應對因變量具有顯著影響”，因而無需再判斷工作投入在時間需求與工作對家庭情感之間的中介作用。進一步地，根據表3中模型1和模型2的路徑系數可知，工作投入中的活力維度對員工工作→家庭增益三個維度影響均不顯著，奉獻維度對員工工作→家庭增益三個維度影響也均不顯著，專注維度對員工工作→家庭增益中的工作對家庭情感維度影響不顯著，這不符合Muller等[16]關于中介作用判定條件的第二步“中介變量對因變量影響顯著”，因而活力維度和奉獻維度在工作—家庭文化三個維度與員工工作→家庭增益中的工作對家庭發(fā)展維度和工作對家庭情感維度之間均沒有中介作用，專注維度在工作—家庭文化三個維度與員工工作→家庭增益中的工作對情感維度之間也沒有中介作用。與此相反，根據Muller等[16]關于中介作用的判定，工作—家庭文化三個維度對專注維度影響均顯著，專注維度對員工工作→家庭增益中的工作對家庭發(fā)展和工作對家庭資本兩個維度影響均顯著，且當專注維度介入時，工作—家庭文化三個維度對員工工作→家庭增益中的工作對家庭發(fā)展和工作對家庭資本兩個維度的影響變得減弱或不顯著（其中，管理支持維度與工作對家庭發(fā)展的路徑系數由0629減小為0251，管理支持維度與工作對家庭資本的路徑系數由0674減小為0312；時間需求與工作對家庭發(fā)展的路徑系數、時間需求與工作對家庭資本的路徑系數，以及職業(yè)顧慮與工作對家庭發(fā)展的路徑系數、職業(yè)顧慮與工作對家庭資本的路徑系數則均由原來的顯著變?yōu)橹蟮牟伙@著）。這表明，工作投入中的專注維度在工作—家庭文化三個維度與員工工作→家庭增益中的工作對家庭發(fā)展和工作對家庭資本之間具有中介作用。因此，H1：工作投入在工作—家庭文化與員工工作→家庭增益之間具有中介作用得到部分驗證。

為了檢驗H2，模型3—模型4的路徑分析結果如表4所示。

根據表4中模型3的路徑系數可知，除了工作—家庭文化中時間需求維度對員工家庭→工作增益中家庭對工作情感維度這一作用路徑影響不顯著外，工作—家庭文化對員工家庭→工作增益其他作用路徑均具有顯著影響，這表明工作—家庭文化對員工家庭→工作增益直接影響效應部分成立。根據Muller等[16]關于中介作用的判定第一步“自變量應對因變量具有顯著影響”，因而無需再判斷工作投入在時間需求與家庭對工作情感之間的中介作用。進一步地，根據表4中模型3和模型4的路徑系數可知，工作投入中的活力維度對員工家庭→工作增益三個維度影響均不顯著，奉獻維度對員工家庭→工作增益三個維度影響也均不顯著，這不符合Muller等關于中介作用判定條件的第二步“中介變量對因變量影響顯著”，因而活力維度和奉獻維度在工作—家庭文化三個維度與員工家庭→工作增益中的家庭對工作發(fā)展維度和家庭對工作情感維度之間均沒有中介作用。與此結果形成鮮明對比的是，根據Muller等[16]關于中介作用的判定，工作—家庭文化三個維度對專注維度影響均顯著，專注維度對員工家庭→工作增益中的家庭對工作發(fā)展維度和家庭對工作效率維度影響也均顯著，且當專注維度介入時，工作—家庭文化三個維度對員工家庭→工作增益中三個維度的影響（時間需求對家庭對工作情感的影響路徑除外）變得減弱或不顯著（其中，管理支持維度與家庭對工作發(fā)展的路徑系數由0599減小為0244，管理支持維度與家庭對工作情感的路徑系數由0616減小為0298，管理支持維度與家庭對工作效率的路徑系數由0602減小為0250；時間需求與家庭對工作發(fā)展的路徑系數、時間需求與家庭對工作效率的路徑系數以及職業(yè)顧慮與家庭對工作發(fā)展的路徑系數、職業(yè)顧慮與家庭對工作情感的路徑系數以及職業(yè)顧慮與家庭對工作效率的路徑系數則均由原來的顯著變?yōu)橹蟮牟伙@著）。這表明，工作投入中的專注維度在工作—家庭文化三個維度與員工家庭→工作增益中的家庭對工作發(fā)展和家庭對工作效率之間具有中介作用，同時，專注維度在工作—家庭文化中的管理支持維度、職業(yè)顧慮維度與員工家庭→工作增益中的家庭對工作情感維度之間具有中介作用，因此，本文H2：工作投入在工作—家庭文化與員工家庭→工作增益之間具有中介作用得到部分驗證。

五、結論

近年來，加班文化的盛行、性別角色的模糊以及雙職工家庭數量的不斷增加，使得員工正面臨著前所未有的平衡工作職責和家庭責任的挑戰(zhàn)[17]。而且，由于員工工作與家庭關系的好壞與其身心健康、離職意愿和工作績效都息息相關，因而如何幫助員工實現積極的工作和家庭關系對員工個人和企業(yè)都至關重要。基于此，本文以工作—家庭文化為起點，以工作投入為中介變量，深入探討了員工工作—家庭增益的形成問題兼具一定的理論與實踐意義。本文得出的主要研究結論如下：

專注在工作—家庭文化與員工工作—家庭增益之間具有一定的中介作用。一方面，在工作→家庭增益方向上，專注的中介作用具體表現為：第一，專注在管理支持與員工工作對家庭發(fā)展之間以及在管理支持與員工工作對家庭資本之間具有部分中介作用，但在管理支持與員工工作對家庭情感之間不具有中介作用。第二，專注在時間需求與員工工作對家庭發(fā)展之間以及時間需求與員工工作對家庭資本之間均具有完全中介作用，但在時間需求與員工工作對家庭情感之間沒有中介作用。第三，專注在職業(yè)顧慮與員工工作對家庭發(fā)展之間以及職業(yè)顧慮與員工工作對家庭資本之間均具有完全中介作用，但在職業(yè)顧慮與員工工作對家庭情感之間沒有中介作用；另一方面，在家庭→工作增益方向上，專注的中介作用具體表現為：第一，專注在管理支持與家庭→工作增益的三個維度之間均具有部分中介作用。第二，專注在職業(yè)顧慮與家庭→工作增益的三個維度之間均具有完全中介作用。第三，專注在時間需求與家庭→工作增益中的家庭對工作發(fā)展、家庭對工作效率兩個維度之間具有完全中介作用。

活力在工作—家庭文化與員工工作—家庭增益之間不具有中介作用。這意味著，一方面，在工作→家庭增益方向上，活力在管理支持與員工工作→家庭增益三個維度之間，活力在時間需求與員工工作→家庭增益三個維度之間，以及活力在職業(yè)顧慮與員工工作→家庭增益三個維度之間均不具有中介作用；另一方面，在家庭→工作增益方向上，活力在管理支持與員工家庭→工作增益三個維度之間，活力在時間需求與員工家庭→工作增益三個維度之間，以及活力在職業(yè)顧慮與員工家庭→工作增益三個維度之間均不具有中介作用。之所以會出現這樣的研究結果，本文認為可能的原因如下：活力通常指員工具有較高的精力和韌性等心理狀態(tài)，亦指當個人遇到困難時也能夠堅持下去的毅力等，從內涵上來看，這屬于員工個人的人格特質內容，因此，受到諸多因素的影響，一般不易改變。所以，工作—家庭文化可能無法對員工這種個人特質特征進行影響，進而對其工作→家庭增益或家庭→工作增益產生影響。

奉獻在工作—家庭文化與員工工作—家庭增益之間不具有中介作用。這表明，一方面，在工作→家庭增益方向上，奉獻在管理支持與員工工作→家庭增益三個維度之間，奉獻在時間需求與員工工作→家庭增益三個維度之間，奉獻在職業(yè)顧慮與員工工作→家庭增益三個維度之間的中介作用均未得到驗證；另一方面，在家庭→工作增益方向上，奉獻在管理支持與員工家庭→工作增益三個維度之間，奉獻在時間需求與員工家庭→工作增益三個維度之間，奉獻在職業(yè)顧慮與員工家庭→工作增益三個維度之間的中介作用均未得到驗證。究其原因，本研究認為奉獻來自于員工自身對其工作意義的判斷，是建立在員工對自己工作時是否有自豪感以及能否勇于接受挑戰(zhàn)等自我認知基礎之上的。而工作—家庭文化是一種隱性的組織家庭支持氛圍，屬于潛在的企業(yè)環(huán)境，管理者的支持、組織對員工工作時間的預期以及感知到的使用家庭支持福利對職業(yè)發(fā)展的影響等工作—家庭文化內容，均無法對工作內容等產生本質性的改變，故也無法影響員工對工作本身的意義的判斷，進而無法間接對員工工作→家庭增益或家庭→工作增益產生影響。

本文的管理啟示在于如下兩個方面：一方面，企業(yè)應轉變管理員工工作與家庭關系的傳統(tǒng)觀念，由避免工作與家庭的相互沖突轉為促進二者積極關系的實現。在傳統(tǒng)的企業(yè)管理意識中，員工的工作與家庭關系是相互對立的，企業(yè)在對員工工作與家庭關系進行管理時，也應將重點放在如何避免和減少工作與家庭的相互沖突上。事實證明，員工參與工作活動和參與家庭活動并非完全對立，這二者之間存在著積極的交互作用。因而，企業(yè)也應轉變傳統(tǒng)觀念，將過去針對員工工作與家庭關系的“分割”管理策略轉變?yōu)閷T工工作與家庭兼顧的“融合”管理策略。進一步地，企業(yè)應基于積極心理學視角，將對員工工作與家庭關系的管理中心由減少沖突轉為促進增益。尤其在管理新生代員工時，更應如此。在如今的工作領域中，占據主導地位的是80后員工和90后員工，這些員工一個共同特點即是，他們關注的不再是簡單的溫飽問題，而是情感需求和自我發(fā)展等全方位的需求。他們要求被重視、被專注并要求得到全面發(fā)展，這意味著，他們需要從工作活動中獲得更多的來自于組織上的支持、認可以及自我實現。因而，企業(yè)應立足積極心理學視角，探尋如何能夠幫助員工實現積極工作與家庭關系的路徑，從而促進其全面發(fā)展。另一方面，企業(yè)應注重對工作—家庭文化的建設和發(fā)展。本文研究表明，工作—家庭文化不但能夠使員工更為積極地投入工作，與此同時也能促進員工積極工作與家庭關系的實現，因此，管理者應加強對企業(yè)內部工作—家庭文化的重視，努力為員工提供能夠促進其工作與家庭同時發(fā)展的環(huán)境，這就需要管理者無論從觀念上還是從行動上都要有所轉變，并加強相關內容的培訓和自我修煉，以切實促進員工的全面發(fā)展并兼顧企業(yè)的長遠利益。

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