家庭支持型主管行為與離職傾向:工作—家庭沖突雙向性和工作滿意度的多重中介作用

聶琦 謝煜

（南京林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院, 南京 210037）

1 引言

平衡工作與家庭間的責(zé)任是每一個(gè)員工都可能面對(duì)的難題, 隨著社會(huì)的發(fā)展, 從業(yè)者對(duì)職業(yè)發(fā)展與家庭需求都不斷提高, 二者間的矛盾亦越發(fā)凸顯。當(dāng)工作域或家庭域中某一個(gè)領(lǐng)域內(nèi)的要素跨越邊界進(jìn)入另一個(gè)領(lǐng)域, 便發(fā)生了工作-家庭邊界滲透, 產(chǎn)生工作-家庭沖突（Work-Family Conflict, WFC）（王永麗, 張思琪, 2016）。根據(jù)資源保存理論, 工作-家庭沖突會(huì)對(duì)員工的工作態(tài)度產(chǎn)生消極影響,從而影響員工的付出與努力的程度, 直接關(guān)乎企業(yè)人力成本, 不利于企業(yè)的長(zhǎng)久發(fā)展（Greenhaus & Beutell, 1985）。近30年來(lái), 學(xué)者對(duì)工作-家庭沖突的相關(guān)研究也逐漸深入（王晨曦, 周禹, 范雪靈, 2017）, 呈現(xiàn)出多理論視角并起的情形, 其中社會(huì)支持理論視角下的家庭支持型主管行為（Family Supportive Supervisor Behaviors, FSSB）對(duì)工作-家庭沖突的影響機(jī)制問(wèn)題是該領(lǐng)域的前沿?zé)狳c(diǎn)（林忠, 鞠蕾, 陳麗, 2013）, 受到國(guó)際學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。

家庭支持型主管行為被定義為主管支持員工家庭角色所表現(xiàn)出的行為, 這些行為與員工健康、員工幸福感以及組織結(jié)果相關(guān)（Hammer, Kossek, Bodner, & Crain, 2013）,是工作-家庭支持與員工產(chǎn)出之間至關(guān)重要的聯(lián)系鏈。Johnson（2014）提出工作-家庭方面的支持型管理, 是降低員工的工作-家庭沖突的關(guān)鍵, 可以將家庭支持型主管行為作為解決工作-家庭沖突的一種關(guān)鍵機(jī)制進(jìn)行研究,家庭支持型主管作為一種社會(huì)資源, 不僅員工可以從中受益, 組織也可能通過(guò)其積極成果而受益, 如高工作滿意度、低離職傾向等。離職傾向作為員工離職行為的直接預(yù)測(cè)因素（Griffeth, Hom, & Gaertner, 2000）, 會(huì)受到家庭支持型主管行為的影響（Hamme, Kossek, Yragui, Bodner, &Hanson, 2009）。例如, Hammer等（2009）發(fā)現(xiàn)家庭支持型主管行為與工作-家庭沖突、離職傾向呈顯著負(fù)相關(guān),且家庭支持型主管對(duì)工作-家庭沖突、離職傾向的預(yù)測(cè)力要超過(guò)支持型主管的預(yù)測(cè)力。在此研究基礎(chǔ)上, 工作-家庭沖突在家庭支持型主管行為與工作滿意度、離職傾向等員工工作態(tài)度之間的中介效應(yīng)受到學(xué)者們的關(guān)注（姜海,馬紅宇, 謝菊蘭, 張淑霞, 2015）。

工作-家庭沖突是許多人都會(huì)經(jīng)歷的一種壓力來(lái)源,可以將其理解為一種角色間沖突, 這種沖突的角色壓力來(lái)自于工作和家庭領(lǐng)域的互不相容（Greenhaus et al., 1985）,它可能發(fā)生在兩個(gè)方向: 工作干擾家庭（Work Interference with Family, WIF）以及家庭干擾工作（Family Interference with Work, FIW）（Carlson, Kacmar, & Williams, 2000）。研究工作與家庭關(guān)系的學(xué)者們針對(duì)工作-家庭沖突與特定結(jié)果變量關(guān)系模式進(jìn)行了討論（Amstad, Meier, Fasel,Elfering, & Semmer, 2011; Nohe, Meier, Sonntag, & Michel,2015）。匹配假說(shuō)假定工作干擾家庭和家庭干擾工作主要影響其特定領(lǐng)域的結(jié)果變量, 如: 工作干擾家庭主要影響工作滿意度, 家庭干擾工作主要影響婚姻滿意度; 而跨域視角假定工作干擾家庭和家庭干擾工作主要作用于被其影響的領(lǐng)域, 如: 工作干擾家庭主要影響婚姻滿意度, 家庭干擾工作主要影響工作滿意度。目前工作-家庭沖突與家庭支持型主管行為、離職傾向之間關(guān)系的研究沒(méi)有突出每個(gè)視角的重點(diǎn), 因?yàn)樗麄儾煌瑫r(shí)考慮工作干擾家庭和家庭干擾工作（Gao & Jin, 2015）。

匹配假說(shuō)和跨域理論都將工作-家庭沖突分成工作干擾家庭和家庭干擾工作兩個(gè)部分（雙向性）進(jìn)行思考, 造成工作干擾家庭和家庭干擾工作壓力源不同, 其影響結(jié)果很可能不同, 家庭支持型主管行為對(duì)工作-家庭沖突雙向性的影響效果問(wèn)題, 也有必要分別進(jìn)行探究（Amstad et al.2011; Nohe et al., 2015）。同時(shí), 家庭支持型主管行為與工作滿意度之間的正相關(guān)關(guān)系（Hammer et al., 2009）, 以及工作滿意度對(duì)離職傾向的單向預(yù)測(cè)作用得到越來(lái)越多的學(xué)者認(rèn)同（陳忠衛(wèi), 田素芹, 汪金龍, 2014; Chen, Brown,Bowers, & Chang, 2015; Egan, Yang, & Bartlett, 2004）。根據(jù)社會(huì)交換理論, 員工從組織中獲得支持資源, 可以提高其工作滿意度, 員工的情感需求得到滿足, 從而降低離職傾向, 以此作為對(duì)組織的內(nèi)在性報(bào)酬, 即家庭支持型主管行為很可能通過(guò)員工的工作滿意度進(jìn)而影響離職傾向, 所以工作滿意度和工作-家庭沖突雙向性很可能在該機(jī)制中發(fā)揮多重中介效應(yīng)。

目前, 家庭支持型主管行為通過(guò)工作-家庭沖突雙向性、工作滿意度影響員工離職傾向的多重中介機(jī)制依然未知。本研究基于資源保存理論, 提出工作干擾家庭、家庭干擾工作、工作滿意度在家庭支持型主管行為與離職傾向關(guān)系中的多重中介效應(yīng)。一方面, 資源保存理論認(rèn)為個(gè)體總會(huì)首先保證其所看重的資源, 當(dāng)員工不能同時(shí)滿足工作與家庭需求時(shí), 就會(huì)造成工作-家庭沖突, 個(gè)體為保證自身所擁有的資源, 會(huì)產(chǎn)生降低某方面的資源投入的傾向,如提高離職傾向。另一方面資源保存理論從資源獲取與喪失視角解釋壓力情境下的個(gè)體行為（Hobfoll, 1989）, 家庭支持型主管行為作為一種社會(huì)支持方式, 可以視為有價(jià)值的資源（曹霞, 瞿皎姣, 2014）, 從而緩解由于員工壓力所造成的工作-家庭沖突, 正如Hobfoll（2001）提出擁有更多資源的人具有更強(qiáng)的釋壓能力, 由此降低員工陷入資源喪失螺旋的可能性, 家庭支持型主管行為可以通過(guò)降低員工工作-家庭沖突, 激發(fā)員工對(duì)組織、領(lǐng)導(dǎo)的情感依賴,從而提高員工的工作滿意度, 降低離職傾向（張莉, 林與川, 于超躍, 劉鳳江, 2012; Cuyper, Makikangas, Kinnunen,Mauno, & Witte, 2012）。

綜上, 本研究將以國(guó)有建筑企業(yè)員工為研究樣本, 采用調(diào)查問(wèn)卷的方式, 考慮工作-家庭沖突可能發(fā)生的兩個(gè)方向, 建立多重中介模型, 深入探討家庭支持型主管行為、工作-家庭沖突雙向性、工作滿意度與離職傾向之間的作用機(jī)制關(guān)系, 從而為企業(yè)管理者提供更明確的方向去改善員工工作-家庭沖突, 降低人力成本, 從而提高企業(yè)績(jī)效。

2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

2.1 家庭支持型主管行為與工作-家庭沖突

有研究提出家庭支持型主管行為對(duì)工作-家庭沖突有顯著的負(fù)向影響（Hammer et al., 2009; Hammer, Kossek,Anger, Bodner, & Zimmerman, 2011）, 并且與工作-家庭沖突可能發(fā)生的兩個(gè)方向: 工作干擾家庭和家庭干擾工作之間均呈顯著負(fù)相關(guān)（Crain, Hammer, Bodner, Kossek, Moen,Lilienthal, & Buxton, 2014）。也有研究結(jié)果顯示家庭支持型主管行為與工作干擾家庭呈顯著負(fù)相關(guān); 而與家庭干擾工作沒(méi)有呈顯著負(fù)相關(guān)（Hammer et al., 2009）。家庭支持型主管行為可以為員工提供支持, 使員工擁有更多的資源。根據(jù)資源保存理論, 擁有更多資源的員工可以更好的處理工作域與家庭域之間的沖突問(wèn)題, 從而降低工作干擾家庭以及家庭干擾工作的程度。因此, 本研究將工作-家庭沖突區(qū)分為工作干擾家庭和家庭干擾工作, 并假設(shè)家庭支持型主管行為對(duì)工作干擾家庭和家庭干擾工作均有顯著的負(fù)向影響:

H1:家庭支持型主管行為對(duì)工作干擾家庭（H1a)、家庭干擾工作（H1b)有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用。

2.2 家庭支持型主管行為與工作滿意度

主管支持是社會(huì)支持的來(lái)源之一, 也被稱為是一種非正式的組織支持（Hammer, Kossek, Zimmerman, &Daniels, 2007）。主管為員工提供正式的工作-家庭政策支持等家庭福利, 如靈活的工作時(shí)間政策和相關(guān)的家庭支持, 相比其他方面的主管支持行為可能是更重要的。工作滿意度是員工對(duì)于自己工作的愉悅程度, 是工作域中最重要的態(tài)度結(jié)果之一。工作滿意度對(duì)于企業(yè)是極其重要的,因?yàn)檩^低水平的員工工作滿意度與高昂人力成本相關(guān), 從而影響企業(yè)績(jī)效。在家庭支持型主管行為的測(cè)量研究中,Hammer等（2009）發(fā)現(xiàn)家庭支持型主管行為與工作滿意度顯著正相關(guān), 家庭支持的效果明顯超過(guò)一般上司支持的影響。Odledusseau等（2012）發(fā)現(xiàn)員工對(duì)家庭支持型主管行為的感知與工作滿意度的提高之間有著顯著相關(guān)關(guān)系。根據(jù)資源保存理論, 當(dāng)員工得到上司對(duì)其家庭支持時(shí), 將擁有更多資源處理工作與家庭事務(wù), 從而降低工作對(duì)家庭的干擾程度, 提高員工工作滿意度。據(jù)此本研究提出以下假設(shè):

H2:家庭支持型主管行為對(duì)工作滿意度有顯著的正向預(yù)測(cè)作用。

2.3 工作-家庭沖突與工作滿意度

已有研究驗(yàn)證, 工作-家庭沖突對(duì)工作滿意度有顯著負(fù)向影響（Gao et al., 2013, Turliuc & Buliga, 2014）。并且針對(duì)工作-家庭沖突的兩個(gè)方向: 工作干擾家庭和家庭干擾工作, 有學(xué)者驗(yàn)證了這兩個(gè)方向均與工作滿意度之間呈顯著負(fù)相關(guān)（陳忠衛(wèi)等, 2014）。但這個(gè)問(wèn)題還是存在爭(zhēng)議的, 有學(xué)者在探討工作-家庭沖突與工作滿意度之間的結(jié)構(gòu)模型提出, 工作干擾家庭顯著影響工作滿意度, 而家庭干擾工作對(duì)工作滿意度的影響并不顯著（Anafarta, 2011;Namayandeh, Juhari, & Yaacob, 2011）。

根據(jù)資源保存理論, 一個(gè)領(lǐng)域資源損失可能導(dǎo)致其他領(lǐng)域資源損失的產(chǎn)生, 當(dāng)工作干擾家庭時(shí), 資源損失不僅在家庭領(lǐng)域, 同時(shí)很有可能會(huì)發(fā)生在工作領(lǐng)域, 從而降低工作滿意度（Grandey & Cropanzano, 1999）。同樣, 處理家庭問(wèn)題會(huì)使員工減少他們的工作時(shí)間和工作精力, 這將導(dǎo)致工作域內(nèi)產(chǎn)生相應(yīng)的沖突（ Delp, Wallace, Geigerbrown,& Muntaner, 2010; Love, Tatman, & Chapman, 2010）。當(dāng)家庭責(zé)任蔓延到工作域時(shí), 由于家庭干擾工作, 員工在工作時(shí)要花精力與時(shí)間去處理家庭問(wèn)題, 員工的資源損失會(huì)導(dǎo)致工作滿意度下降。據(jù)此本研究提出以下假設(shè):

H3:工作干擾家庭（H3a)、家庭干擾工作（H3b)對(duì)工作滿意度有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用。

2.4 工作滿意度與離職傾向

離職傾向作為員工離職最直接相關(guān)的預(yù)測(cè)因子（Griffeth et al., 2000）, 離職傾向?qū)⒃黾訂T工離職率（Shaw,Gupta, & Delery, 2005）, 而工作-家庭沖突對(duì)離職傾向有顯著正向影響（Chen, Brown, Bowers, & Chang, 2015; Nohe& Sonntag, 2014; Haar, 2004）。工作滿意度與離職傾向都是員工工作態(tài)度的表現(xiàn)形式, 直接關(guān)乎企業(yè)人力成本。工作滿意度與離職傾向之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系已得到學(xué)者的證實(shí),并且Egan（2004）提出了工作滿意度對(duì)離職傾向的單向影響作用。當(dāng)員工不滿意自己的工作或者組織沒(méi)有充分信任員工時(shí), 員工離職傾向?qū)?huì)更強(qiáng), 他們將會(huì)消極怠工甚至離開(kāi)組織。近年來(lái), 學(xué)者們關(guān)注工作滿意度對(duì)離職傾向的負(fù)向預(yù)測(cè)作用（Chen et al., 2015; 陳忠衛(wèi)等, 2014）。當(dāng)員工對(duì)于自身工作滿意度的程度較高時(shí), 他會(huì)對(duì)公司產(chǎn)生更高的信任感和責(zé)任使命, 從而降低其離職傾向。據(jù)此,本研究提出以下假設(shè):

H4 :工作滿意度對(duì)離職傾向有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用。

2.5 工作-家庭沖突與工作滿意度的多重中介機(jī)制

近來(lái), 工作-家庭沖突在員工工作態(tài)度與其前因變量之間的中介作用受到學(xué)者們的關(guān)注, 如: Gao等（2015）提出工作-家庭沖突在工作需求對(duì)工作滿意度的影響機(jī)制中起到中介作用。Odledusseau, Britt和Greene-Shortridge（2012）發(fā)現(xiàn), 工作-家庭沖突沒(méi)有在家庭支持型主管行為對(duì)離職傾向、工作滿意度的影響機(jī)制中發(fā)揮顯著的中介效果; 而也有研究表明工作-家庭沖突在上司支持對(duì)離職傾向的影響機(jī)制中的中介效應(yīng)顯著, 可以看出工作-家庭沖突在上司支持與工作態(tài)度間的中介作用是存在爭(zhēng)議的。資源保存理論可以將工作-家庭沖突雙向性的中介作用解釋為資源轉(zhuǎn)移的內(nèi)化過(guò)程。家庭支持型主管行為會(huì)為員工提供更多的資源, 讓員工有更多的時(shí)間、行為與精力去履行工作-家庭責(zé)任, 通過(guò)降低工作干擾家庭和家庭干擾工作的程度, 從而改善員工的工作態(tài)度, 提高工作滿意度。因此,家庭支持型主管行為可能通過(guò)影響工作干擾家庭和家庭干擾工作, 進(jìn)而影響工作滿意度。根據(jù)上述關(guān)系與假設(shè)1, 本研究提出以下假設(shè):

H5:工作干擾家庭（H5a)、家庭干擾工作（H5b)在家庭支持型主管行為與工作滿意度之間起中介作用。

同時(shí), 已有很多研究關(guān)注工作滿意度的中介作用, 如工作-家庭沖突通過(guò)影響工作滿意度進(jìn)而影響員工工作績(jī)效（Aminah, 2008）; 工作滿意度在工作-家庭沖突雙向性與離職傾向的關(guān)系中起部分中介效應(yīng)（陳忠衛(wèi)等, 2014）。然而, 工作滿意度在家庭支持型主管行為與離職傾向之間的中介作用還未得到驗(yàn)證。根據(jù)資源保存理論, 當(dāng)員工得到上司對(duì)其家庭支持時(shí), 將擁有更多資源處理工作與家庭事務(wù), 從而提高員工工作滿意度, 進(jìn)而降低員工的離職傾向。整合上述關(guān)系與假設(shè)2, 本研究提出以下假設(shè):

H6: 工作滿意度在家庭支持型主管行為與離職傾向之間起中介作用。

Hammer等（2009）發(fā)現(xiàn)家庭支持型主管行為與離職傾向呈顯著負(fù)相關(guān), 并與工作-家庭沖突、工作滿意度相關(guān)性顯著。家庭支持型主管行為是來(lái)自工作域?qū)彝ビ虻闹С仲Y源, 首先會(huì)影響到工作-家庭關(guān)系, 員工從工作域獲得家庭支持資源, 可以降低工作干擾家庭的程度, 使員工有更多資源處理家庭事務(wù), 從而有效降低家庭干擾工作的程度, 改善員工的工作態(tài)度（Hobfoll, 1989）。資源保存理論認(rèn)為家庭支持型主管行為為員工提供資源, 有利于員工更好的處理工作與家庭事務(wù), 降低工作-家庭沖突, 從而可以保存更多資源和精力去面對(duì)工作中的挑戰(zhàn), 有利于提升員工的工作滿意度, 對(duì)組織產(chǎn)生更多積極的情緒, 進(jìn)而降低其離職傾向。而工作滿意度作為積極的心理狀態(tài),是員工的心理資本的一種表現(xiàn)形式, 這種積極的情緒資源能幫助個(gè)體更好地處理工作和生活的各種需求問(wèn)題, 彌補(bǔ)資源損耗, 降低員工的離職傾向（Wright & Cropanzano,2000）。整合上述關(guān)系與假設(shè) H1、H2、H3、H4、H5、H6, 本研究認(rèn)為工作干擾家庭、家庭干擾工作、工作滿意度很可能在家庭支持型主管行為對(duì)離職傾向影響機(jī)制中發(fā)揮多重中介作用。

根據(jù)資源保存理論, 工作干擾家庭、家庭干擾工作、工作滿意度在家庭支持型主管行為對(duì)離職傾向影響機(jī)制中的中介作用是資源轉(zhuǎn)移的內(nèi)在變化過(guò)程。因此本研究選取工作干擾家庭、家庭干擾工作、工作滿意度作為家庭支持型主管行為對(duì)離職傾向影響的中介變量, 建立研究的多重中介效應(yīng)理論模型, 家庭支持型主管行為對(duì)離職傾向的影響可以經(jīng)過(guò)如下六條路徑: 第一, 家庭支持型主管行為直接影響離職傾向; 第二, 家庭支持型主管行為通過(guò)工作滿意度影響離職傾向; 第三, 家庭支持型主管行為通過(guò)工作干擾家庭影響工作滿意度進(jìn)而影響離職傾向; 第四, 家庭支持型主管行為通過(guò)家庭干擾工作影響工作滿意度進(jìn)而影響離職傾向; 第五, 家庭支持型主管行為通過(guò)工作干擾家庭進(jìn)而影響離職傾向; 第六, 家庭支持型主管行為通過(guò)家庭干擾工作進(jìn)而影響離職傾向。本研究的理論框架如圖1所示。

圖1 理論框架

3 研究方法

3.1 研究樣本

本研究的樣本界定為企業(yè)員工, 并以國(guó)有建筑企業(yè)員工為主要調(diào)查對(duì)象, 被試者包括來(lái)自全國(guó)28個(gè)省份的員工。調(diào)查問(wèn)卷使用問(wèn)卷星軟件制作, 主要在國(guó)有建筑行業(yè)中的三個(gè)集團(tuán)公司下的各子公司內(nèi)部進(jìn)行樣本收集, 問(wèn)卷收集過(guò)程得到各公司領(lǐng)導(dǎo)以及人力資源部等相關(guān)部門(mén)的支持, 通過(guò)公司領(lǐng)導(dǎo)號(hào)召和公司部門(mén)負(fù)責(zé)人在公司內(nèi)部工作群或公司內(nèi)部非正式組織群中發(fā)送問(wèn)卷鏈接的方式, 請(qǐng)員工認(rèn)真配合并完成問(wèn)卷填寫(xiě)。問(wèn)卷設(shè)置每道題均為必答題,即收到提交的問(wèn)卷無(wú)缺失值, 以提高問(wèn)卷的有效性, 最終獲得413個(gè)有效樣本。

在被試樣本信息中, 男性有275名, 占比66.6%, 女性138名, 占比33.4%; 處于20～25歲的人員有117名, 占比28.3%, 處于26～30歲的人員有170名, 占比41.2%, 處于31～40歲的員工有93名, 占比22.5%, 處于41～50歲的人員有21人, 占比5.1%, 處于51～60歲的人員有12名, 占比2.9%; 大部分人員入職年限為3～10年, 占比43.8%。崗位類型中, 政工崗位的人員有138名, 占比33.4%, 技術(shù)崗位的人員有230名, 占比55.7%; 操作崗位的人員有45名,占比10.9%。職位類型中, 高層管理者有7位, 占比1.7%,中層管理者有34位, 占比8.2%, 基層管理者有163位, 占比39.5%, 基層員工有209位, 占比50.6%。

3.2 測(cè)量工具

本研究量表均采用李克特5點(diǎn)計(jì)分法, 其中1表示很不同意, 5表示很同意。

家庭支持型主管行為: 采用Hammer等（2013）編制的量表, 包括情感支持、工具支持、角色建模行為和創(chuàng)造性的工作-家庭管理四個(gè)方面, 共有4個(gè)題目, 如“我的主管可以有效的創(chuàng)造性的解決工作與非工作之間的沖突”等。本研究中, 該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.91。

工作-家庭沖突: 選用Carlson等（2000）開(kāi)發(fā)與編制的多維度量表, 該量表中工作-家庭沖突包括三種形式（時(shí)間、應(yīng)變和行為）和工作-家庭沖突的兩個(gè)方向（工作干擾家庭和家庭干擾工作）, 每個(gè)維度3題, 共6個(gè)維度, 18題, 其中9題衡量工作干擾家庭, 另9題衡量家庭干擾工作。如“我的工作使我無(wú)法參加家庭活動(dòng)”, “我通常會(huì)在工作中還一心想著家里的事”等。本研究中, 工作干擾家庭量表的Cronbach's α系數(shù)為0.87, 家庭干擾工作量表的Cronbach's α 系數(shù)為 0.84。

離職傾向: 采用Rosen和Korabik （1991）使用的包含4個(gè)項(xiàng)目的量表, 其中“我基本上沒(méi)有想過(guò)離開(kāi)目前這個(gè)單位”, “我計(jì)劃在這個(gè)單位長(zhǎng)期發(fā)展”兩題為反向命題。本研究中, 該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.81。

工作滿意度: 采用Schreisheim和Tsui（1980）開(kāi)發(fā)的量表。該量表共包括6個(gè)題項(xiàng), 如“我對(duì)自己所從事的工作的性質(zhì)感到滿意”等。本研究中, 該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.87。

控制變量: 由于本問(wèn)卷主要被試對(duì)象為國(guó)有建筑企業(yè)員工, 所以設(shè)置控制變量時(shí)考慮到建筑行業(yè)的特點(diǎn), 因項(xiàng)目地點(diǎn)遍布整個(gè)國(guó)家乃至世界各地, 企業(yè)員工常年無(wú)法與家人團(tuán)聚, 勢(shì)必造成工作域與家庭域之間的沖突, 所以控制變量中加入工作距離與團(tuán)聚時(shí)間以及配偶工作地點(diǎn)等變量。同時(shí)參照以往研究控制變量的設(shè)計(jì)（金家飛, 徐姍,王艷霞, 2014; 段慧敏, 謝玉華, 2015）, 問(wèn)卷涉及到的控制變量題項(xiàng)包括性別、年齡、入職年限、崗位類型、職位、工作地點(diǎn)與家庭距離、配偶工作地點(diǎn)、每年與家人在一起的時(shí)間等8個(gè)題項(xiàng)。

3.3 分析技術(shù)

本研究采用SPSS22.0軟件進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析和相關(guān)分析, 采用lisrel8.70軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析、結(jié)構(gòu)方程模型分析, 并使用Mplus軟件進(jìn)行多重中介效應(yīng)檢驗(yàn)。在檢驗(yàn)多重中介效應(yīng)時(shí), 首先通過(guò)結(jié)構(gòu)方程模型各路徑系數(shù)的顯著性進(jìn)行初步檢驗(yàn), 再采用目前學(xué)術(shù)界推薦的Bootstrap法進(jìn)行多重中介效應(yīng)的檢驗(yàn)（張涵, 康飛, 2016;方杰等, 2014; Lau & Cheung, 2012）, 使用Mplus軟件對(duì)多重中介模型各路徑顯著性進(jìn)行偏差較正的百分位Bootstrap程序檢驗(yàn), 重復(fù)抽取5000次, 得到95%的置信區(qū)間。

4 研究結(jié)果

4.1 區(qū)分效度檢驗(yàn)與共同方法偏差檢驗(yàn)

由于本研究樣本數(shù)據(jù)是通過(guò)調(diào)查問(wèn)卷所得到的, 所以有必要進(jìn)行同源誤差檢驗(yàn), 本研究使用SPSS22.0軟件進(jìn)行Harman單因子檢驗(yàn)、共同方法偏差檢驗(yàn), 將各變量的全部數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析, 結(jié)果顯示特征值大于1的因子有8個(gè), 這八個(gè)因子的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為72.18%, 其中第一主成分因子的方差貢獻(xiàn)率為27.18%, 說(shuō)明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

表1 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果

表2 變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)表

本研究通過(guò)對(duì)潛變量進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析, 以檢驗(yàn)量表的區(qū)別效度。通過(guò)比較五因子模型、四因子模型、三因子模型、兩因子模型、單因子模型的擬合指標(biāo), 得出相較于其他因子模型, 五因子模型的擬合指標(biāo)最優(yōu), 表明測(cè)量量表的區(qū)別效度良好。各因子模型擬合指標(biāo)如表1所示。

4.2 描述性統(tǒng)計(jì)分析

對(duì)自變量、中介變量、因變量進(jìn)行相關(guān)分析, 發(fā)現(xiàn)除家庭支持型主管行為與家庭干擾工作之間的相關(guān)關(guān)系不顯著外, 其余變量間相關(guān)性均顯著（p＜ 0.001）, 各變量描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果見(jiàn)表2。

根據(jù)各變量的相關(guān)系數(shù)顯示: 工作干擾家庭與家庭干擾工作呈顯著正相關(guān)（r= 0.62,p＜ 0.001）; 家庭支持型主管行為與工作干擾家庭呈顯著負(fù)相關(guān)（r= -0.18,p＜ 0.001）,與家庭干擾工作之間沒(méi)有呈顯著的負(fù)相關(guān) （r= -0.07,ns）,這與Anafarta（2011）以及Namayandeh等（2011）學(xué)者研究結(jié)論一致; 工作干擾家庭和家庭干擾工作均與離職傾向呈顯著正相關(guān)（r= 0.28,p＜ 0.001;r= 0.19,p＜ 0.001）,與工作滿意度呈顯著負(fù)相關(guān)（r= -0.27,p＜ 0.001;r= -0.17,p＜ 0.001）; 家庭支持型主管行為與工作滿意度呈顯著正相關(guān)（r= 0.64,p＜ 0.001）, 與離職傾向呈顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.38,p＜ 0.001）; 工作滿意度與離職傾向呈顯著負(fù)相關(guān)（r= -0.48,p＜ 0.001）。各變量顯著相關(guān), 為驗(yàn)證理論模型提供了初步支持。

4.3 結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)

為確定本研究所涉及潛變量間的路徑關(guān)系以及多重中介效應(yīng), 使用lisrel8.70軟件進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型的檢驗(yàn), 并通過(guò)T檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)各路徑顯著性進(jìn)行分析, 結(jié)構(gòu)方程模型路徑間的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)如圖2所示。

由結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)可知:

(1)家庭支持型主管行為顯著負(fù)向影響工作干擾家庭（β= -0.23,p＜ 0.01）, 假設(shè)H1a成立; 而家庭支持型主管行為對(duì)家庭干擾工作卻無(wú)顯著負(fù)向預(yù)測(cè)作用（β= -0.10,ns）, 假設(shè)H1b不成立。

(2)家庭支持型主管行為顯著正向影響工作滿意度 （β= 0.67,p＜ 0.01）, 假設(shè) H2 成立。

(3)工作干擾家庭對(duì)工作滿意度有顯著負(fù)向預(yù)測(cè)作用（β= -0.17,p＜ 0.01）, 假設(shè)H3a成立; 而家庭干擾工作對(duì)工作滿意度無(wú)顯著負(fù)向預(yù)測(cè)作用（β= -0.03,ns）, 假設(shè)H3b不成立。

圖2 結(jié)構(gòu)方程模型路徑系數(shù)

圖3 新構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型路徑系數(shù)

(4)工作滿意度對(duì)離職傾向有顯著負(fù)向預(yù)測(cè)作用（β=-0.49,p＜ 0.01）, 假設(shè) H4 成立。

(5)家庭支持型主管行為通過(guò)工作干擾家庭進(jìn)而影響工作滿意度的路徑系數(shù)均顯著（β= -0.23,p＜ 0.01;β=-0.17,p＜ 0.01）, 即工作干擾家庭在家庭支持型主管行為與工作滿意度之間起到中介作用, 假設(shè)H5a成立; 而家庭支持型主管行為通過(guò)家庭干擾工作進(jìn)而影響工作滿意度的路徑系數(shù)均不顯著（β= -0.10,ns;β= -0.03,ns）, 假設(shè)H5b不成立。工作干擾家庭、家庭干擾工作影響離職傾向的路徑系數(shù)均不顯著（β= 0.01,ns;β= 0.04,ns）。

(6)家庭支持型主管行為通過(guò)工作滿意度進(jìn)而影響離職傾向的路徑系數(shù)均顯著（β= 0.67,p＜ 0.01;β= -0.49,p＜0.01）, 假設(shè)H6成立。

(7)家庭支持型主管行為依次通過(guò)工作干擾家庭、工作滿意度影響離職傾向的路徑系數(shù)均顯著; 而家庭支持型主管行為依次通過(guò)家庭干擾工作、工作滿意度影響離職傾向的路徑系數(shù)不顯著。

從結(jié)構(gòu)方程模型路徑系數(shù)圖中可以發(fā)現(xiàn), 家庭支持型主管行為通過(guò)家庭干擾工作進(jìn)而影響工作滿意度, 最終影響離職傾向的路徑系數(shù)乘積約為-0.0015, 且家庭支持型主管行為→家庭干擾工作及家庭干擾工作→工作滿意度兩條路徑系數(shù)均不顯著; 同時(shí), 可以得出家庭支持型主管行為→工作干擾家庭→離職傾向和家庭支持型主管行為→家庭干擾工作→離職傾向的路徑系數(shù)乘積約為-0.002和-0.004,且工作干擾家庭→離職傾向及家庭干擾工作→離職傾向兩條路徑系數(shù)均不顯著, 根據(jù)T檢驗(yàn)結(jié)果, 刪除路徑系數(shù)不顯著的路徑, 構(gòu)建新的結(jié)構(gòu)方程模型。新構(gòu)建的結(jié)構(gòu)方程模型路徑間的標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)如圖3所示。

4.5 多重中介效應(yīng)檢驗(yàn)

目前, 學(xué)術(shù)界對(duì)中介效應(yīng)的檢驗(yàn)方法推薦使用Bootstrap法進(jìn)行多重中介效應(yīng)的檢驗(yàn)（張涵, 康飛, 2016;方杰, 溫忠麟, 張敏強(qiáng), 孫配貞, 2014; Lau et al., 2012）, 本研究使用Mplus軟件對(duì)多重中介模型各路徑顯著性進(jìn)行偏差較正的百分位Bootstrap程序檢驗(yàn), 重復(fù)抽取5000次,得到95%的置信區(qū)間。由表3可知, 在結(jié)構(gòu)方程模型中去掉的路徑: 家庭支持型主管行為→家庭干擾工作→工作滿意度→離職傾向、家庭支持型主管行為→工作干擾家庭→離職傾向、家庭支持型主管行為→家庭干擾工作→離職傾向的Bootstrap（95%CI）置信區(qū)間分別為[-0.023,0.002]、[-0.037,0.035]和[-0.038,0.007], 包含0, 說(shuō)明這三條路徑的多重中介效應(yīng)不顯著, 其余路徑的偏差較正的百分位Bootstrap檢驗(yàn)置信區(qū)間結(jié)果均不包含0, 進(jìn)一步驗(yàn)證了工作干擾家庭與工作滿意度在家庭支持型主管行為對(duì)離職傾向的影響機(jī)制中多重中介作用的顯著性。

表3 多重中介效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果

通過(guò)結(jié)構(gòu)方程模型及多重中介效應(yīng)檢驗(yàn)可知:

(1)家庭支持型主管行為通過(guò)工作干擾家庭進(jìn)而影響工作滿意度的中介效應(yīng)顯著; 而家庭支持型主管行為通過(guò)家庭干擾工作進(jìn)而影響工作滿意度的中介效應(yīng)不顯著。家庭支持型主管行為通過(guò)工作干擾家庭、家庭干擾工作進(jìn)而影響離職傾向的中介效應(yīng)不顯著。

(2)家庭支持型主管行為通過(guò)工作滿意度進(jìn)而影響離職傾向的中介效應(yīng)顯著。

(3)家庭支持型主管行為依次通過(guò)工作干擾家庭、工作滿意度影響離職傾向的中介效應(yīng)顯著; 而家庭支持型主管行為依次通過(guò)家庭干擾工作、工作滿意度影響離職傾向的中介效應(yīng)不顯著。

可以從表4得知, 家庭支持型主管行為對(duì)離職傾向的影響總效應(yīng)的Mplus估計(jì)值為-0.616, Bootstrap95%置信區(qū)間為[-0.773,-0.480], 總中介效應(yīng)的Mplus估計(jì)值為-0.415,Bootstrap95%置信區(qū)間為[-0.573,-0.277], 說(shuō)明總效應(yīng)、總中介效應(yīng)均顯著。通過(guò)對(duì)比中介效應(yīng)的檢驗(yàn), 可知對(duì)比中介效應(yīng)1、對(duì)比中介效應(yīng)2的Bootstrap95%置信區(qū)間分別為[-0.115,0.497]、[-0.385,0.014], 包含0, 表明這兩個(gè)對(duì)比中介效應(yīng)并不顯著, 而對(duì)比中介效應(yīng)3的Bootstrap95%置信區(qū)間為[0.264,0.535], 不包含0, 表明這個(gè)對(duì)比中介效應(yīng)顯著, 即家庭支持型主管行為對(duì)離職傾向影響的直接效應(yīng)與其間接效應(yīng)1、間接效應(yīng)2之間的中介效應(yīng)的差異均不顯著, 而間接效應(yīng)1與間接效應(yīng)2之間的中介效應(yīng)差異顯著, 由間接效應(yīng)1與間接效應(yīng)2的估計(jì)值可知, 家庭支持型主管行為→工作滿意度→離職傾向路徑的中介效應(yīng)明顯強(qiáng)于家庭支持型主管行為→工作干擾家庭→工作滿意度→離職傾向路徑的中介效應(yīng)。

5 討論

家庭支持型主管行為作為上司支持的一種形式, 為員工提供更多的時(shí)間、精力與方法處理家庭的事務(wù), 可以減輕員工多重角色間的沖突問(wèn)題, 降低其工作對(duì)家庭的沖突干擾水平, 提高員工工作滿意度, 降低離職傾向。本研究將工作-家庭沖突區(qū)分為工作干擾家庭和家庭干擾工作進(jìn)行探討, 并考慮工作滿意度對(duì)離職傾向的單向預(yù)測(cè)作用,研究家庭支持型主管行為對(duì)離職傾向影響的多重中介效應(yīng), 以期對(duì)員工管理做出一定理論與實(shí)踐貢獻(xiàn)。

5.1 理論意義

在資源保存理論的基礎(chǔ)上, 本研究建立了家庭支持型主管行為對(duì)離職傾向影響的多重中介模型, 區(qū)別工作干擾家庭與家庭干擾工作在中介機(jī)制中所發(fā)揮的作用, 并考慮工作滿意度對(duì)離職傾向的單向預(yù)測(cè)作用, 得出更有針對(duì)性的多重中介結(jié)果。

第一, 家庭支持型主管行為對(duì)工作干擾家庭、工作滿意度、離職傾向的預(yù)測(cè)作用均顯著, 而對(duì)家庭干擾工作的預(yù)測(cè)作用不顯著, 這一結(jié)果與Hammer等（2009）所得到的結(jié)果一致; 工作干擾家庭對(duì)工作滿意度的負(fù)向預(yù)測(cè)作用顯著, 而家庭干擾工作對(duì)工作滿意度的預(yù)測(cè)作用不顯著,這一結(jié)論與Namayandeh等（2011）研究結(jié)果一致; 工作滿意度對(duì)離職傾向的負(fù)向預(yù)測(cè)作用顯著。以上結(jié)果更加適合用匹配假說(shuō)進(jìn)行解釋, 這與Nohe等（2014）探討匹配假說(shuō)和跨域視角解釋工作-家庭問(wèn)題的結(jié)論一致。家庭支持型主管行為可以降低工作干擾家庭的程度, 而不能直接減少家庭干擾工作的程度, 可能因?yàn)榧彝?duì)工作的干擾的根源在于家庭域, 來(lái)自工作域的支持并不能直接解決家庭域中的問(wèn)題。

第二, 工作干擾家庭、工作滿意度在家庭支持型主管行為對(duì)離職傾向的影響過(guò)程中的中介作用顯著, 而家庭干擾工作中介效應(yīng)不顯著。有研究證實(shí)工作-家庭沖突在上司支持對(duì)離職傾向的影響機(jī)制中的中介效應(yīng)顯著; 陳忠衛(wèi)等（2014）驗(yàn)證了工作滿意度在工作干擾家庭與離職傾向之間起中介作用, 本研究結(jié)果進(jìn)一步支持了以往的研究。而家庭支持型主管行為通過(guò)工作干擾家庭影響離職傾向的中介效應(yīng)不顯著, 這可能是因?yàn)楣ぷ鳚M意度在工作干擾家庭與離職傾向之間的中介作用顯著, 削弱了工作干擾家庭對(duì)離職傾向的直接影響。家庭干擾工作的中介效應(yīng)不顯著的原因可能是家庭干擾工作與家庭支持型主管行為之間的相關(guān)關(guān)系不顯著造成的。根據(jù)匹配假說(shuō), 工作域的支持主要影響工作域的相關(guān)情況, 對(duì)家庭域的影響并不顯著。本研究的多重中介模型結(jié)果顯示, 在進(jìn)行工作-家庭沖突與家庭支持、上司支持等問(wèn)題的相關(guān)研究時(shí), 應(yīng)該分別探討工作-家庭沖突雙向性的影響效果, 從而得到更有針對(duì)性的結(jié)果。

第三, 根據(jù)對(duì)比中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果, 家庭支持型主管行為通過(guò)工作滿意度進(jìn)而影響離職傾向的中介效應(yīng)最強(qiáng);家庭支持型主管行為對(duì)離職傾向的直接效應(yīng)顯著, 家庭支持型主管行為通過(guò)工作干擾家庭、工作滿意度的多重中介效應(yīng)影響離職傾向, 屬于部分中介效應(yīng)。這一結(jié)果是符合實(shí)際情況的, 說(shuō)明工作干擾家庭、家庭干擾工作與工作滿意度在家庭支持型主管行為對(duì)離職傾向的影響機(jī)制中只起到了部分中介作用, 家庭支持型主管行為還可以通過(guò)上司支持感、組織支持感、工作-家庭增益、組織承諾等進(jìn)而影響離職傾向。

5.2 實(shí)踐意義

根據(jù)資源保存理論, 家庭支持型主管行為可以為員工提供更多的資源, 有效降低員工陷入資源喪失螺旋中的可能性, 從而擁有更多的資源來(lái)應(yīng)對(duì)工作與家庭事務(wù), 進(jìn)而提高員工工作滿意度, 降低離職傾向, 有利于員工為企業(yè)創(chuàng)造更多價(jià)值。家庭支持型主管行為是主管降低員工工作-家庭沖突的有效方式, 可以提高員工工作績(jī)效, 上司支持也許可以達(dá)到增值螺旋的效果, 達(dá)到超乎預(yù)計(jì)的工作效果。

根據(jù)本研究結(jié)果顯示, 工作干擾家庭與家庭干擾工作在家庭支持型主管行為對(duì)離職傾向影響機(jī)制中的顯著差異, 主管應(yīng)針對(duì)每個(gè)員工工作-家庭沖突的具體情況給予員工不同的支持, 對(duì)于工作干擾家庭情況較為嚴(yán)重的員工,采取積極的家庭支持, 可以得到更好的調(diào)節(jié)員工工作-家庭沖突的效果。如: 對(duì)于國(guó)有建筑企業(yè), 員工工作地點(diǎn)具有廣泛的流動(dòng)性, 常常造成員工工作地點(diǎn)與家庭距離相隔千里, 且工作時(shí)間也不是朝九晚五, 其工作性質(zhì)影響了員工與家庭正常相處的時(shí)間與機(jī)會(huì), 所以在國(guó)有建筑企業(yè)這種工作干擾家庭情況較為嚴(yán)重的企業(yè)中, 領(lǐng)導(dǎo)要重視家庭支持型主管行為, 給予員工更多的空間與家庭相處, 重視員工探親假的落實(shí), 同時(shí)還要在制度允許的范圍內(nèi)多給予員工家庭溝通的理解, 發(fā)放家庭通信費(fèi)補(bǔ)助等。本研究結(jié)果支持了匹配假說(shuō), 工作干擾家庭主要受到工作域變量的影響, 家庭支持型主管行為是來(lái)自于工作域的支持, 對(duì)工作干擾家庭影響更顯著, 社會(huì)交換理論認(rèn)為, 當(dāng)主管為員工提供支持時(shí), 也會(huì)得到員工相應(yīng)的支持, 主管應(yīng)意識(shí)到,為員工提供更多的工作支持, 公司將會(huì)在工作域獲得員工更多的付出與成效。

5.3 研究局限與未來(lái)展望

首先, 由于本研究采用的是截面數(shù)據(jù), 無(wú)法研究隨時(shí)間變化的動(dòng)態(tài)影響情況。員工的工作態(tài)度是在長(zhǎng)期的工作過(guò)程中逐漸形成的, 今后研究可以通過(guò)測(cè)量不同時(shí)間段員工工作態(tài)度和家庭支持型主管行為, 來(lái)研究隨著時(shí)間的推移家庭支持型主管行為是如何影響員工工作態(tài)度的。其次,本研究主要以國(guó)有建筑企業(yè)為主要調(diào)查對(duì)象, 雖然被試員工遍布全國(guó)各地, 但可能由于被試群體特殊性, 本研究結(jié)果不能代表所有員工情況。再次, 員工工作地點(diǎn)與家庭的距離、每年與家人在一起的時(shí)間這兩個(gè)控制變量, 對(duì)于國(guó)有建筑企業(yè)這類項(xiàng)目型企業(yè)至關(guān)重要, 這兩個(gè)變量與員工工作態(tài)度的關(guān)系十分密切今后可以將其作為因變量進(jìn)行研究。

本研究中未涉及調(diào)節(jié)變量, 然而在中國(guó)傳統(tǒng)文化背景下, 性別是工作-家庭關(guān)系中不可忽視的因素, 盡管現(xiàn)代雙職工家庭數(shù)量逐步上升, 但女性依然擔(dān)負(fù)照顧小孩、承擔(dān)家務(wù)的主要責(zé)任, 這導(dǎo)致女性不僅要承擔(dān)工作的壓力,同時(shí)還要兼顧家庭（金家飛, 劉崇瑞, 李文勇, 2014）。與男性相比, 女性更容易體驗(yàn)工作-家庭沖突, 且女性更加敏感, 更容易感受到上司支持, 所以家庭支持型主管行為對(duì)女性工作-家庭沖突的影響可能會(huì)更顯著。未來(lái)研究可以將性別作為家庭支持型主管行為的調(diào)節(jié)變量, 對(duì)結(jié)果進(jìn)行探討。

6 結(jié)論

本研究根據(jù)資源保存理論, 在已有研究的基礎(chǔ)上, 建立了家庭支持型主管行為對(duì)員工離職傾向影響的多重中介模型, 區(qū)別工作干擾家庭與家庭干擾工作在中介機(jī)制中所發(fā)揮的作用, 并根據(jù)工作滿意度對(duì)離職傾向的單向預(yù)測(cè)作用, 考慮多重中介的可能性。研究結(jié)果支持了匹配假說(shuō),即工作干擾家庭主要受工作域變量的影響（如: 家庭支持型主管行為）, 且主要影響工作域變量（如: 工作滿意度、離職傾向）, 而家庭干擾工作與家庭支持型主管行為、工作滿意度、離職傾向等工作域相關(guān)變量的相關(guān)性較弱。多重中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示: 家庭支持型主管行為通過(guò)工作滿意度或依次通過(guò)工作干擾家庭、工作滿意度影響離職傾向的中介效應(yīng)顯著; 而家庭支持型主管行為通過(guò)家庭干擾工作或依次通過(guò)家庭干擾工作、工作滿意度影響離職傾向的中介效應(yīng)不顯著; 在整個(gè)模型中家庭支持型主管行為對(duì)離職傾向的直接影響也是顯著的; 通過(guò)對(duì)比中介效應(yīng)可知家庭支持型主管行為通過(guò)工作滿意度影響離職傾向的中介效應(yīng)最強(qiáng)。

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附錄:

家庭支持型主管行為(來(lái)源：Hammer et al., 2013; 譯者: 聶琦, 謝煜,2017)

1. 我的上司愿意傾聽(tīng)我周旋于工作和生活之間的問(wèn)題。

2. 我的上司高效地工作, 并能創(chuàng)造性地解決工作與非工作之間的沖突。

3. 我的上司就如何兼顧工作和非工作問(wèn)題, 展示了有效的行為。

4. 我的上司在部門(mén)/單位里能夠安排好工作來(lái)使員工和公司共同受益。