線性還是非線性？工作家庭雙向沖突與工作績效的關(guān)系研究

馬麗 鮑紅娟 萬雪芬

（1 燕山大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院, 秦皇島 066004）（2 華北科技學(xué)院計(jì)算機(jī)學(xué)院, 廊坊 065201）

1 引言

隨著經(jīng)濟(jì)全球化的深入推進(jìn), 我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化升級, 日益激烈的市場競爭導(dǎo)致個體將更多的時間和精力投入到工作領(lǐng)域, 而人口老齡化的加劇、全面二孩政策的開放使得人們對家庭領(lǐng)域的付出也日益增加。信息網(wǎng)絡(luò)化和移動互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)展更是促使工作和家庭邊界愈加模糊, 個體在參與工作和家庭領(lǐng)域各角色活動時不可避免會產(chǎn)生沖突, 既有工作對家庭的沖突也有家庭對工作的沖突。如何處理好工作家庭雙向沖突是有效改善員工工作績效的關(guān)鍵, 因此有關(guān)工作家庭沖突與工作績效的關(guān)系研究成為國內(nèi)外學(xué)者和企業(yè)管理者關(guān)注的焦點(diǎn)。

工作家庭沖突（Work Family Conflict, WFC）是指因工作和家庭兩個領(lǐng)域所扮演的角色壓力的不可協(xié)調(diào)性而產(chǎn)生的一種角色間沖突（Greenhaus & Beutell, 1985）。其中, 工作是指個體為了維持生存、獲得相應(yīng)報酬而從事工具性活動的領(lǐng)域; 家庭則是通過血緣、婚姻或撫養(yǎng)等方式聯(lián)系在一起的群體開展日常性活動、交流情感的領(lǐng)域, 家庭成員在這一領(lǐng)域中共同生活, 其結(jié)構(gòu)形式主要包括原核家庭、單親家庭、擴(kuò)展家庭及未組建家庭的青年人等（Edwards & Rothbard, 2000）。Frone, Russell和Cooper于1992年首次證實(shí)工作家庭沖突存在工作-家庭沖突（work-family conflict, wfc）和家庭-工作沖突（family-work conflict, fwc）兩個維度, 這兩個維度相互作用并呈正相關(guān)關(guān)系。隨著研究的深入, 國內(nèi)外學(xué)者也普遍認(rèn)同這一觀點(diǎn)（Netemeyer, Boles, & Mcmurrian, 1996; Mesmer-Magnus &Viswesvaran, 2005; 陸佳芳, 時勘, & Lawler, 2002; 劉永強(qiáng),趙曙明, 2006; 謝義忠, 曾垂凱, 時勘, 2007）, 后續(xù)研究也表明工作-家庭沖突和家庭-工作沖突的前因變量和結(jié)果變量不完全一致（張勉, 李海, 魏鈞, 楊百寅, 2011）,因此在研究工作家庭沖突問題時應(yīng)區(qū)分工作-家庭沖突和家庭-工作沖突兩個維度。雖然工作家庭雙向沖突對工作績效的影響引起了組織行為學(xué)領(lǐng)域大部分學(xué)者的關(guān)注并取得了一定的成果, 但國內(nèi)外學(xué)者對工作家庭沖突影響員工工作績效的作用過程還不是很清晰, 相關(guān)研究仍然缺乏系統(tǒng)性和完整性。對于工作-家庭沖突與工作績效, 部分學(xué)者認(rèn)為二者間顯著負(fù)相關(guān)（Ahmad, 2013; 梁祖晨, 董加驥, 樓儒鎧, 2009; Karatepe & Sokmen, 2006）, 部分學(xué)者卻發(fā)現(xiàn)二者間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系（Shah, Soomro, &Breitenecker, 2018; Babin & Boles, 1998; 趙富強(qiáng) , 羅奎 , 張光磊, 陳耘, 2016; 張伶, 胡藤, 2007）, 除此之外亦有學(xué)者認(rèn)為二者間關(guān)系不顯著（Karaka?, 2017; Batur & Nart,2014; Wang & Tsai, 2014; 張涑賢 , 趙帆 , 2012; 張伶 , 張大偉 , 2006）。Allen, Herst, Bruck和 Sutton（2000）的元分析發(fā)現(xiàn)工作-家庭沖突和工作績效的平均相關(guān)僅為-0.12,這一結(jié)果表明工作-家庭沖突與工作績效間的線性關(guān)系可能是不穩(wěn)定的。一方面, 根據(jù)資源保存理論, 工作-家庭沖突可以通過個體資源在工作域和家庭域的分配及投入水平影響個體的工作績效; 另一方面, 根據(jù)激活理論, 適度的工作-家庭沖突能夠通過刺激個體的情緒和行為達(dá)到最佳激活狀態(tài)而促進(jìn)個體最優(yōu)工作績效的發(fā)揮。由此我們預(yù)測工作-家庭沖突與工作績效間不是簡單的線性關(guān)系, 還可能存在曲線關(guān)系。而對于家庭-工作沖突與工作績效間的關(guān)系研究, 國內(nèi)外學(xué)者均認(rèn)為家庭-工作沖突的存在即意味著家庭域?qū)ぷ饔虻母蓴_, 根據(jù)資源保存理論, 家庭對個體時間、精力和體力等資源的占用使個體沒有足夠的資源用于工作領(lǐng)域, 從而導(dǎo)致個體工作績效的下降。除此之外, 家庭-工作沖突還會通過與個體緊密相關(guān)的他人（如配偶）體驗(yàn)到的壓力、緊張、焦慮等對個體的情緒和態(tài)度產(chǎn)生消極影響, 并最終表現(xiàn)為個體工作績效的下降。因此我們認(rèn)為不同于工作-家庭沖突對工作績效可能存在的曲線關(guān)系, 家庭-工作沖突能夠顯著負(fù)向影響個體的工作績效。

工作滿意度（Job Satisfaction, JS）是指員工在工作過程中對工作本身、工作環(huán)境及工作條件等與工作相關(guān)因素感到滿意的程度, 表現(xiàn)為員工的一種愉悅狀態(tài)（Jenaibi,2011）。Aziri（2011）指出工作滿意度能夠?qū)ぷ骺冃Мa(chǎn)生影響, 后續(xù)研究也證實(shí)了員工的工作態(tài)度會對其工作績效起著決定性的作用。中國員工工作優(yōu)先行為規(guī)范的存在使得他們在認(rèn)知上傾向于努力工作, 當(dāng)其對工作領(lǐng)域感到滿意時, 會有更強(qiáng)的工作優(yōu)先意識, 對工作的投入也更多, 即使個體因工作和家庭領(lǐng)域不同角色間的壓力產(chǎn)生一般性的沖突時, 他們也會全力以赴做好本職工作（張勉等,2011）。然而隨著市場競爭加劇, 各企業(yè)為了提高工作績效,獲得競爭優(yōu)勢, 長時間、高強(qiáng)度的工作已然成為最大化員工使用價值的主要方式。工作領(lǐng)域?qū)€體資源的過度需求和擠占使得個體工作域和家庭域之間的沖突日益凸顯, 員工的工作滿意度也因此受到極大的影響。而我國現(xiàn)階段正處于快速發(fā)展時期, 這一嚴(yán)峻現(xiàn)象更加突出, 因此工作家庭沖突、工作滿意度和工作績效間的關(guān)系成為我國學(xué)者關(guān)注的焦點(diǎn)。而已有研究在考察工作家庭沖突對結(jié)果變量的影響時, 主要依賴兩個互補(bǔ)的觀點(diǎn), 即工作家庭沖突對工作績效影響的交叉觀和匹配觀（張勉等, 2011; 陳耘, 趙富強(qiáng), 羅奎, 張光磊, 2017）。交叉觀認(rèn)為工作家庭沖突與結(jié)果變量之間存在交叉影響, 即工作-家庭方向的沖突會對家庭領(lǐng)域的變量造成影響, 而家庭-工作方向的沖突會對工作領(lǐng)域造成影響。匹配觀則認(rèn)為工作-家庭方向的沖突會對工作領(lǐng)域的結(jié)果變量產(chǎn)生影響, 而家庭-工作方向的沖突會對家庭領(lǐng)域的結(jié)果變量產(chǎn)生影響?；诖? 本研究在中國文化背景下將工作-家庭沖突、家庭-工作沖突、工作滿意度和工作績效納入同一模型中, 對工作-家庭沖突對同領(lǐng)域結(jié)果變量工作績效的影響機(jī)制和家庭-工作沖突對工作績效的跨領(lǐng)域影響機(jī)制進(jìn)行深入探索, 以期為企業(yè)改善及提高員工工作績效提供理論依據(jù)和支撐。

2 理論背景和研究假設(shè)

2.1 工作-家庭沖突與工作績效

工作-家庭沖突是指因扮演工作領(lǐng)域相關(guān)角色而導(dǎo)致個體不能很好地扮演家庭角色的程度（Greenhaus &Beutell, 1985）。根據(jù)資源保存理論, 個體的時間、精力和體力等資源都是有限的, 個體參與工作領(lǐng)域的角色活動必然會導(dǎo)致參與家庭角色活動的資源減少（Hobfoll, 1989）。適度的工作-家庭沖突能夠促進(jìn)個體對工作資源的充分利用, 有助于個體高效完成工作任務(wù)、獲得高工作績效; 沖突過小會導(dǎo)致工作資源冗余, 過多的工作資源不僅會導(dǎo)致工作效率低下, 還會因資源浪費(fèi)而不能有效轉(zhuǎn)化為工作績效; 而沖突的增加導(dǎo)致個體對資源的消耗增多, 當(dāng)沖突過大時個體的資源不足以滿足工作需求, 個體消耗了自己的寶貴資源, 又未能獲得足夠的新資源或相應(yīng)的回報時, 不僅會產(chǎn)生緊張、焦慮和過高的壓力體驗(yàn)導(dǎo)致工作績效下降,還可能會主動降低努力水平以保存自己的剩余資源, 或?qū)⒁徊糠秩粘ＹY源投入轉(zhuǎn)移到家庭領(lǐng)域, 從而會出現(xiàn)工作投入減少, 工作績效下降的現(xiàn)象。

除此之外, 中國員工深受中國傳統(tǒng)文化的影響, 具有強(qiáng)烈的工作優(yōu)先意識。集體主義文化也鼓勵個體發(fā)揮“舍小家為大家”的奉獻(xiàn)精神。對于他們來說努力工作不僅是個體謀生的一種手段, 更是一種對國與家負(fù)責(zé)任的表現(xiàn),工作表現(xiàn)出色不僅能夠給家庭生活帶來足夠的經(jīng)濟(jì)保障還能給整個家庭帶來榮耀（張勉等, 2011）。由于這一文化表現(xiàn)與因工作干擾了家庭責(zé)任承擔(dān)而產(chǎn)生的工作-家庭沖突相一致, 因此一般性的工作-家庭沖突對于個體來說是一種“正?！爆F(xiàn)象, 是個體努力工作的表現(xiàn)。根據(jù)激活理論, 我們認(rèn)為適度的工作-家庭沖突能夠促進(jìn)個體達(dá)到最佳激活狀態(tài), 此時資源投入水平和工作壓力動力均達(dá)到最佳狀態(tài), 從而能夠?yàn)閭€體帶來最佳的工作體驗(yàn)和工作滿足（Gardner, 1986）, 并最終表現(xiàn)為個體高工作績效的獲得。

現(xiàn)有文獻(xiàn)中, De Dreu（2006）在對任務(wù)沖突與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新的關(guān)系研究中也發(fā)現(xiàn)任務(wù)沖突水平適中的工作團(tuán)隊(duì)更具創(chuàng)新性, 高于或低于適度任務(wù)沖突水平將遠(yuǎn)離最佳的團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新水平。馮一丹、李愛梅、顏亮和王笑天（2017）對廣州地區(qū)企業(yè)員工的調(diào)查研究指出工作時間壓力與主觀幸福感之間存在倒U型曲線關(guān)系。由于工作-家庭沖突產(chǎn)生的關(guān)鍵在于個體需要不斷地將自身有限的時間、精力和體力等資源投入到工作中去, 對工作領(lǐng)域相對過多的適度投入能夠帶來更好的工作績效（趙富強(qiáng)等, 2016）, 但工作域?qū)€體及其資源的過度占用會引發(fā)過高的壓力、緊迫、焦慮等消極情緒體驗(yàn), 并導(dǎo)致員工資源投入的減少, 進(jìn)而對員工的工作績效產(chǎn)生消極影響（黃海燕, 2014; Ahmad,2013）。由此我們推測工作-家庭沖突與工作績效間可能存在曲線關(guān)系, 并提出假設(shè)1:

H1: 工作-家庭沖突與工作績效呈倒U型曲線關(guān)系。

2.2 家庭-工作沖突與工作績效

個體每天身處工作和家庭領(lǐng)域并在其中頻繁轉(zhuǎn)換, 因此其在工作領(lǐng)域和家庭領(lǐng)域間的角色活動必然會產(chǎn)生相互影響, 同時個體與家庭成員間的親密關(guān)系不僅使得雙方之間保持著深入的情感交流還會導(dǎo)致個體間的相互影響?，F(xiàn)有研究成果也表明個體工作域和家庭域間的相互影響主要存在兩種途徑: 一是以個體為媒介的工作域和家庭域之間的相互影響, 其影響機(jī)制發(fā)生在個體內(nèi); 二是個體與配偶等緊密相關(guān)他人的相互影響, 其影響機(jī)制發(fā)生在個體間（Westman, 2001）。

家庭-工作沖突是指個體因參與家庭角色活動而不能很好的扮演工作角色、完成相應(yīng)任務(wù)的程度（Greenhaus& Beutell, 1985）。個體家庭-工作沖突的存在即意味著個體家庭域?qū)ぷ饔虻母蓴_, 因此家庭-工作沖突會對個體的工作績效產(chǎn)生消極影響。個體在處理家庭-工作沖突的過程中會將更多的資源投入家庭, 根據(jù)資源保存理論, 家庭對個體時間、精力和體力等方面的擠占使得個體沒有足夠的資源去應(yīng)對工作事宜, 從而導(dǎo)致個體工作績效的下降。除此之外, 在日常家庭生活中, 家庭成員尤其是配偶體驗(yàn)到的壓力、緊張、焦慮等情緒狀態(tài)也會影響個體感知, 進(jìn)而對個體的工作生活產(chǎn)生消極影響, 并最終表現(xiàn)為個體工作績效的下滑。考慮到中國員工工作優(yōu)先行為規(guī)范的存在,當(dāng)個體體驗(yàn)到高水平的家庭-工作沖突時, 他們會選擇擠占恢復(fù)資源以緩解家庭域帶來的過度沖突。如當(dāng)員工花費(fèi)工作時間用來照顧生病的家人后, 通過占用休息時間來完成自己的工作任務(wù)。家庭或工作領(lǐng)域?qū)謴?fù)資源的占用,導(dǎo)致個體無法得到相應(yīng)的休息與恢復(fù), 這將直接影響后續(xù)工作, 甚至可能會由此產(chǎn)生惡性循環(huán)。

由于家庭-工作沖突產(chǎn)生的關(guān)鍵在于家庭對工作的跨領(lǐng)域消極干擾, 因此家庭-工作沖突會對個體的工作態(tài)度和工作行為產(chǎn)生消極作用。而張伶和張大偉（2006）, 趙富強(qiáng)等（2016）在中國文化背景下對家庭-工作沖突與工作績效間的跨領(lǐng)域影響研究更是證實(shí)了這一點(diǎn)。Karatepe和Karadas（2014）的研究也發(fā)現(xiàn)家庭-工作沖突能正向預(yù)測員工的曠工行為。陳方英（2011）通過對酒店一線員工的調(diào)查研究認(rèn)為家庭-工作沖突會降低員工的工作努力度, 影響個體的工作績效。由此我們推斷, 家庭-工作沖突能夠通過個體內(nèi)和個體間兩種影響途徑跨領(lǐng)域?qū)ぷ骺冃Мa(chǎn)生消極影響。據(jù)此提出假設(shè)2:

H2: 家庭-工作沖突與工作績效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

2.3 工作滿意度的中介作用

工作滿意度作為個體對與工作相關(guān)因素的情感和認(rèn)知表達(dá), 能夠影響個體對工作的知覺預(yù)期。從工作和家庭的交互作用視角出發(fā), 工作-家庭沖突的產(chǎn)生說明在當(dāng)前階段工作的角色需求相對于個體來說更加緊要, 需要個體將自身資源優(yōu)先投入到工作域去滿足工作角色需求。Deci等（2001）的研究證實(shí)個體的內(nèi)在性需求決定了個體的行為, 當(dāng)這些需求得到滿足時能夠促進(jìn)高工作滿意度和高工作績效等積極結(jié)果的產(chǎn)生。根據(jù)激活理論, 當(dāng)工作-家庭沖突達(dá)到最佳激活水平時, 存在一個最佳的資源投入動力和壓力動力, 能夠?yàn)閭€體帶來最佳的工作體驗(yàn)和工作滿足（Gardner, 1986）。而低于這一最佳沖突水平時, 個體的資源投入比例沒有達(dá)到最優(yōu), 工作要求產(chǎn)生的壓力較小, 不能完全激發(fā)員工的工作滿足感。高于這一水平, 過高的壓力、緊張、焦慮等消極情緒會極大降低員工的工作體驗(yàn),進(jìn)而對其工作滿意度產(chǎn)生消極影響。早期的霍桑實(shí)驗(yàn)就發(fā)現(xiàn)員工的工作行為受員工情緒的影響, 當(dāng)員工對工作本身或與工作相關(guān)因素感到滿意時, 其工作效率及工作產(chǎn)出明顯增加。隨著后續(xù)研究的展開, 學(xué)者們普遍認(rèn)為滿意的員工對組織而言很有價值, 因?yàn)樗麄兊谋憩F(xiàn)更好, 更可能為組織的總體目標(biāo)和成功做出貢獻(xiàn), 而不會像不滿意的員工一樣被認(rèn)為是組織的負(fù)擔(dān)（Shmailan, 2016）。當(dāng)個體的工作對家庭產(chǎn)生干擾時, 個體感知到的工作-家庭沖突及由此產(chǎn)生的壓力、緊張等情緒會影響到個體的工作態(tài)度和工作行為及結(jié)果, 并最終反映為個體工作滿意度和工作績效的改變。Aftab和Idrees（2012）通過對巴基斯坦的銀行中層員工的調(diào)查分析亦指出, 工作滿意度能夠有效幫助衡量工作績效的有效性, 銀行可以通過滿足員工的需求提高他們的工作滿意度進(jìn)而提高員工的工作績效。Ahmad（2013）通過對工作-家庭沖突對工作績效的直接和間接影響研究發(fā)現(xiàn), 工作-家庭沖突能夠通過降低員工的工作滿意度降低其工作績效水平。據(jù)此我們提出假設(shè)3:

H3: 工作滿意度在工作-家庭沖突與工作績效的倒U型曲線關(guān)系中起到中介作用。

中國文化背景下, 工作和家庭緊密相關(guān), 與家庭相關(guān)因素能夠影響個體的工作態(tài)度和行為（林忠, 鞠蕾, 陳麗, 2013）。工作家庭沖突的產(chǎn)生反映了個體資源不足以同時滿足工作和家庭需求。根據(jù)資源保存理論, 某一領(lǐng)域的資源損耗會導(dǎo)致另一領(lǐng)域資源損失的產(chǎn)生（Grandey &Cropanzano, 1999）。當(dāng)家庭干擾工作時, 滿足家庭需求所消耗的個體資源（有形資源或無形資源）將導(dǎo)致用于工作領(lǐng)域的資源減少, 這使得個體不能有效滿足工作需求（聶琦, 謝煜, 2018）。同時因家庭-工作沖突產(chǎn)生的壓力、緊張等消極情緒不僅會影響個體的家庭角色扮演，還會跨領(lǐng)域?qū)€體的工作態(tài)度和工作行為產(chǎn)生消極影響，從而導(dǎo)致個體工作滿意度和工作績效的下降。Huffman, Casper和Payne（2014）的研究也證實(shí)了家庭-工作沖突能夠?qū)T工的工作滿意度產(chǎn)生消極影響。陳耘等（2017）在中國文化背景下證實(shí)了家庭-工作沖突與工作績效顯著負(fù)相關(guān),家庭-工作沖突對工作績效的負(fù)向影響顯著強(qiáng)于工作-家庭沖突。Platis, Reklitis和Zimeras（2015）及Aziri（2011）等學(xué)者的研究結(jié)果顯示, 工作滿意度是工作績效的重要影響因素。趙帆（2013）以項(xiàng)目工程人員為研究對象發(fā)現(xiàn)工作家庭沖突可以通過工作滿意度對工作績效產(chǎn)生影響。因此我們認(rèn)為當(dāng)家庭角色需求與工作角色需求產(chǎn)生沖突時,個體的平衡狀態(tài)被打破, 家庭角色壓力會影響個體的情緒和態(tài)度感知, 進(jìn)而影響到個體的工作行為和結(jié)果, 即家庭對工作的干擾能夠通過工作滿意度的傳遞作用影響個體的工作績效?；诖颂岢黾僭O(shè)4:

H4: 工作滿意度在家庭-工作沖突與工作績效間起到中介作用。

圖1給出了本研究的理論模型框架。

圖1 理論模型框架

3 研究方法

3.1 對象

本研究采用方便抽樣, 通過網(wǎng)絡(luò)調(diào)查與實(shí)地發(fā)放問卷相結(jié)合的方式, 對北京、上海、天津、秦皇島、石家莊等地的制造業(yè)、服務(wù)業(yè)等企業(yè)共800名被試進(jìn)行調(diào)查, 最終回收問卷786份, 剔除回答用時過短、答案明顯有規(guī)律及填答不全者, 有效問卷728份, 有效率92.6%。在有效問卷中, 男性占54.9%, 女性占45.1%; 29歲及以下占36.5%,30到39歲占49.1%, 40歲及以上占14.4%; 23.4%學(xué)歷為大專及以下, 53%為本科學(xué)歷, 23.6%學(xué)歷為研究生及以上; 一般員工占59.6%, 基層管理者占26%, 中層管理者占12.5%, 高層管理者占1.9%; 其中, 大多數(shù)73.2%已婚,24.9%未婚, 1.9%離異或分居。

3.2 測量工具

工作家庭沖突。本研究采用Wayne, Musisca和Fleeson研究時使用的量表。該量表共8個題項(xiàng), 其中4個題項(xiàng)用來測量工作-家庭沖突, 4個題項(xiàng)用來測量家庭-工作沖突。如“工作降低了我為家庭生活的付出”、“工作壓力令我在家里煩躁易怒”、“家庭的責(zé)任減少我對工作的投入”、“由于個人或家庭的煩惱和問題, 使得我在工作時分心”。采用Likert-5點(diǎn)計(jì)分法, 從非常不同意（1分）到非常同意（5分）, 分值越高代表沖突越高。工作-家庭沖突量表的α信度系數(shù)為0.821, 家庭-工作沖突量表的α信度系數(shù)為0.830, 整體工作家庭沖突量表信度為0.811。

工作滿意度。采用Hackman和Oldham單維度量表測量整體工作滿意度。該量表共有5個題項(xiàng), 其中4、5兩個題項(xiàng)采用反向計(jì)分。如:“總的來說, 我對我現(xiàn)在的工作非常滿意”、“這里的員工常常想辭職”, 問卷采用Likert-5點(diǎn)計(jì)分法, 1代表“完全不同意”, 5代表“完全同意”, 本研究中該量表的信度為0.828。

工作績效。采用Tsui, Pearce, Porter和Tripoli開發(fā)的績效量表, 該量表采用員工自我評價的方式, 包括工作數(shù)量、工作質(zhì)量、工作效率等方面共6個題項(xiàng)。如:“我完成工作的數(shù)量高于平均水平”、“我工作完成的質(zhì)量比平均水平高得多”、“我努力爭取工作質(zhì)量高于要求”。問卷采用Likert-5點(diǎn)計(jì)分法, 量表的α信度系數(shù)為0.857。

控制變量。已有研究顯示, 人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量會對個體的工作家庭沖突問題產(chǎn)生影響（Michel, Kotrba, Mitchelson,Clark, & Baltes, 2011）。Powell和 Greenhaus（2010）的研究證實(shí)傳統(tǒng)性別角色定位能夠顯著影響個體的工作家庭沖突。李海、姚蕾、張勉和朱金強(qiáng)（2017）在工作-家庭沖突對配偶生活滿意度的交叉效應(yīng)研究中發(fā)現(xiàn)存在性別差異。Kengatharan（2015）的研究也認(rèn)為年齡、性別、受教育水平等因素能夠?qū)€體的工作-家庭沖突產(chǎn)生影響。同時在組織中個體職位層次的上升需要其在工作中投入更多的時間和精力, Direnzo, Greenhaus和Weer（2011）的研究也證實(shí)不斷提升的職位層次會使得員工體驗(yàn)到越來越多的工作-家庭沖突。又由于工作-家庭沖突問題涉及家庭范疇, 因此研究對象的婚姻狀況可能會對研究內(nèi)容產(chǎn)生干擾作用, 因此需要將研究對象的婚姻狀況作為控制變量加以控制（林忠等, 2013）。基于此, 為了確保研究的有效性,本文選取了性別、年齡、受教育水平、職位層次及婚姻狀況作為本研究的控制變量。

3.3 數(shù)據(jù)分析技術(shù)

首先, 本研究采用SPSS21.0進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析, 運(yùn)用AMOS22.0進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析。其次, 采用分層多元回歸分析及Hayes和Preacher（2010）提出的非線性模型的簡單中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)工作-家庭沖突與工作績效間的倒U型曲線關(guān)系及工作滿意度在其中的中介作用。最后采用Baron和Kenny（1986）的因果逐步回歸法及Preacher和Hayes（2004）提出的偏差矯正的Bootstrap簡單線性中介效應(yīng)檢驗(yàn)對家庭-工作沖突與工作績效間的負(fù)相關(guān)關(guān)系及工作滿意度在其中的中介作用進(jìn)行檢驗(yàn)。

4 研究結(jié)果

4.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

共同方法偏差是指由于相同的數(shù)據(jù)來源、同一被試者、同樣的測量環(huán)境及項(xiàng)目自身特征等方面所引起的預(yù)測變量與效標(biāo)變量間的人為共變（周浩, 龍立榮, 2004）。它是一種系統(tǒng)誤差, 廣泛存在于問卷調(diào)查過程中, 會導(dǎo)致統(tǒng)計(jì)錯誤。一般來說, 我們主要通過研究過程控制和統(tǒng)計(jì)控制兩種途徑控制共同方法偏差?；诖? 我們在問卷設(shè)計(jì)和數(shù)據(jù)收集過程通過采用: (1)選取國內(nèi)外經(jīng)過研究驗(yàn)證的成熟量表; (2)量表部分題項(xiàng)采用反向計(jì)分; (3)請不同地區(qū)不同組織的員工進(jìn)行填答; (4)強(qiáng)調(diào)問卷填答的匿名性及保密性等方式進(jìn)行程序控制以確保收集到可靠的反饋信息。但由于所有研究變量均由同一個體填答, 共同方法偏差問題仍然可能存在, 因此我們進(jìn)一步采用共同方法偏差的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn), 以判斷是否存在共同方法偏差。

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)

首先, 根據(jù)周浩和龍立榮（2004）提出的建議進(jìn)行Harman單因素檢驗(yàn), 通過對所有變量的題目做未旋轉(zhuǎn)的因子分析, 結(jié)果顯示特征根大于1的公因子4個, 且得到的首因子解釋29.871%的變異, 未達(dá)到總變異解釋量（63.141%）的50%的判斷標(biāo)準(zhǔn), 說明單一因子不能解釋大部分變異。其次, 根據(jù)溫忠麟、黃彬彬和湯丹丹（2018）及Podsakof等（2003）的建議, 引入方法因子對共同方法偏差問題進(jìn)行檢驗(yàn), 即在多因子模型的基礎(chǔ)上加上一個方法因子與未加入共同方法因子的多因子模型進(jìn)行比較。本研究中4因子模型的驗(yàn)證性因子分析結(jié)果為χ2/df= 3.985 ＜5, RMSEA = 0.064 ＜ 0.08, CFI = 0.926 ＞ 0.9, TLI = 0.914 ＞0.9, 說明模型擬合較好; 而引入方法因子后, 結(jié)果顯示模型的合適性無法被檢驗(yàn), 說明含有方法因子的模型不合理,鑒于此我們認(rèn)為共同方法偏差在可接受范圍內(nèi), 對研究模型的影響不明顯（范雪靈, 王琦琦, 劉軍, 2018）。

4.2 區(qū)分效度檢驗(yàn)

本文采用驗(yàn)證性因子分析對工作-家庭沖突、家庭-工作沖突、工作滿意度和工作績效四個潛變量的區(qū)分效度進(jìn)行檢驗(yàn)。由表1可知, 4因子模型擬合優(yōu)度較好（χ2/df=3.985 ＜ 5, RMSEA = 0.064 ＜ 0.08, GFI = 0.920 ＞ 0.9, CFI =0.926 ＞ 0.9, NFI = 0.904 ＞ 0.9, TLI = 0.914 ＞ 0.9）, 3 因子模型、2因子模型及單因子模型均不在可接受范圍內(nèi), 說明本研究所涉及的變量區(qū)分效度良好。

4.3 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

采用SPSS21.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析和相關(guān)分析, 各變量的相關(guān)系數(shù)顯示: 工作-家庭沖突與家庭-工作沖突呈顯著正相關(guān)（r= 0.316,p＜ 0.01）, 這與Frone,Russell和Cooper（1992）以及劉永強(qiáng)和趙曙明（2006）等學(xué)者的研究結(jié)論相一致; 工作-家庭沖突和家庭-工作沖突均與工作績效呈顯著負(fù)相關(guān)（r= -0.258,p＜ 0.01;r=-0.182,p＜ 0.01）, 與工作滿意度顯著負(fù)相關(guān)（r= -0.209,p＜ 0.01;r= -0.171,p＜ 0.01）; 工作滿意度與工作績效顯著正相關(guān)（r= 0.195,p＜ 0.01）。各變量顯著相關(guān), 為驗(yàn)證理論模型提供了初步支持。

表3 工作-家庭沖突與工作績效間的曲線關(guān)系及工作滿意度的中介作用檢驗(yàn)

4.4 假設(shè)檢驗(yàn)

4.4.1 工作-家庭沖突與工作績效倒U型曲線關(guān)系及工作滿意度的中介作用檢驗(yàn)

采用分層多元回歸和Baron和Kenny（1986）提出的因果逐步回歸法對工作-家庭沖突與工作績效的曲線關(guān)系以及工作滿意度的中介作用進(jìn)行檢驗(yàn)。由于檢驗(yàn)過程中涉及到自變量的平方項(xiàng), 因此在進(jìn)行數(shù)據(jù)檢驗(yàn)之前應(yīng)首先對自變量工作-家庭沖突進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理, 以避免平方項(xiàng)出現(xiàn)多重共線性問題。同時又由于工作-家庭沖突與家庭-工作沖突呈顯著正相關(guān), 因此在檢驗(yàn)過程中需對家庭-工作沖突這一變量進(jìn)行控制。其檢驗(yàn)步驟為: 首先在模型1中加入控制變量家庭-工作沖突、性別、年齡、受教育水平、職位層次、婚姻狀況, 自變量工作-家庭沖突, 因變量工作績效; 其次在模型2中加入控制變量, 自變量工作-家庭沖突, 工作-家庭沖突的平方項(xiàng), 因變量為工作績效,其目的是為了檢驗(yàn)工作-家庭沖突與工作績效間的倒U型曲線關(guān)系; 再次在模型3中加入控制變量, 自變量工作-家庭沖突及其平方項(xiàng), 因變量工作滿意度, 用以檢驗(yàn)工作-家庭沖突及其平方項(xiàng)和工作滿意度的關(guān)系; 最后在模型4中加入控制變量、自變量工作-家庭沖突及其平方項(xiàng)、中介變量工作滿意度和因變量工作績效, 以檢驗(yàn)工作滿意度是否在工作-家庭沖突與工作績效間起到中介作用。具體檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

表3模型1檢驗(yàn)結(jié)果顯示家庭-工作沖突和職位層次顯著影響工作績效（β= -0.166,p＜ 0.001;β= 0.085,p＜0.05）, 性別、受教育水平和婚姻狀況與工作績效均沒有顯著關(guān)系; 工作-家庭沖突與工作績效顯著負(fù)相關(guān)（β=-0.221,p＜ 0.001）; 模型2結(jié)果顯示工作-家庭沖突的平方項(xiàng)對工作績效的影響顯著, 且系數(shù)為負(fù)（β= -0.092,p＜0.001）,R2改變量（ΔR2= 0.033,p＜ 0.001）顯著 , 增加了3.3%的解釋力, 說明工作-家庭沖突與工作績效存在倒U型曲線關(guān)系, 假設(shè)1得到驗(yàn)證。為了更好的顯示工作-家庭沖突與工作績效間的曲線關(guān)系, 我們畫出了相應(yīng)的倒U型曲線示意圖（見圖2）, 其中對稱軸x = 1.85, 表明工作-家庭沖突最佳水平為1.85, 此時個體能夠獲得最佳工作績效。模型3檢驗(yàn)結(jié)果顯示工作-家庭沖突平方項(xiàng)與工作滿意度顯著負(fù)相關(guān)（β= -0.062,p＜ 0.01）, 說明工作-家庭沖突能夠顯著影響工作滿意度且二者間呈倒U型曲線關(guān)系;模型4結(jié)果表明加入中介變量工作滿意度后, 工作-家庭沖突的平方項(xiàng)對工作績效的影響有所下降但仍然顯著（β= -0.087,p＜ 0.001）, 同時工作滿意度顯著正向影響工作績效（β= 0.080,p＜ 0.05）, 由此我們認(rèn)為工作滿意度在工作-家庭沖突與工作績效間的倒U型曲線關(guān)系中起到部分中介作用, 假設(shè)3成立。

圖2 工作-家庭沖突與工作績效的倒U型曲線示意圖

為了進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)3, 探討工作滿意度對工作-家庭沖突與工作績效倒U型曲線關(guān)系的中介作用。本文根據(jù)Hayes和Preacher（2010）提出的適用于非線性模型的簡單中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法計(jì)算了工作滿意度的瞬時間接效應(yīng)。結(jié)果表明工作-家庭沖突的平方項(xiàng)顯著影響工作滿意度（β= -0.062,p＜ 0.01）, 說明二者間為倒U型曲線關(guān)系;工作-家庭沖突的平方項(xiàng)顯著影響工作績效（β= -0.087,p＜ 0.001）, 二者間呈倒U型曲線關(guān)系; 控制工作-家庭沖突與工作績效間的主效應(yīng)后加入工作滿意度, 工作滿意度與工作績效顯著正相關(guān)（β= 0.080,p＜ 0.05）, 這表明工作-家庭沖突能夠通過工作滿意度對工作績效產(chǎn)生倒U型曲線影響。同時偏差矯正的百分位Bootstrap檢驗(yàn)（抽樣次數(shù)為5000, 置信度為95%）計(jì)算得出代表性值（均值及均值±一個標(biāo)準(zhǔn)差）的置信度分別為: 較低水平代表性值（M –SD, 2.311）的 Bootstrap（95%CI）置信區(qū)間為 [-0.016, 0.008],包含0, 說明低水平上的瞬時間接效應(yīng)不顯著; 中等水平及高水平代表性值（M, 3.084;M + SD, 3.857）的Bootstrap（95%CI）置信區(qū)間為[-0.025, -0.003]和[-0.046, -0.006], 不包含0, 說明中等水平及高水平代表性值的瞬時間接效應(yīng)均顯著。這表明工作-家庭沖突處于較低水平時, 個體的工作-家庭沖突不會通過工作滿意度對其工作績效產(chǎn)生顯著影響; 當(dāng)個體經(jīng)歷中等或高水平的工作-家庭沖突時,工作-家庭沖突的增加能夠通過工作滿意度對個體的工作績效產(chǎn)生顯著影響。因此我們認(rèn)為當(dāng)員工普遍體驗(yàn)到中等或高水平的工作-家庭沖突時, 組織可以從影響員工工作滿意度的因素入手幫助員工提高工作績效。

4.4.2 家庭-工作沖突與工作績效間的關(guān)系及工作滿意度的中介作用檢驗(yàn)

采用Baron和Kenny（1986）提出的因果逐步回歸法對家庭-工作沖突和工作績效間的線性關(guān)系及工作滿意度的中介作用進(jìn)行檢驗(yàn)。由于工作-家庭沖突與家庭-工作沖突顯著正相關(guān), 工作-家庭沖突可能影響家庭-工作沖突與工作績效間的關(guān)系, 因此將工作-家庭沖突作為控制變量進(jìn)行控制。第一步加入控制變量工作-家庭沖突、性別、年齡、受教育水平、職位層次、婚姻狀況, 自變量家庭-工作沖突, 因變量工作績效得到模型1。第二步加入控制變量、自變量家庭-工作沖突和因變量工作滿意度得到模型2。第3步加入控制變量、自變量家庭-工作沖突、中介變量工作滿意度和因變量工作績效得到模型3。檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4中模型1結(jié)果顯示家庭-工作沖突對工作績效有顯著負(fù)向影響（β= -0.089,p＜ 0.05）, 表明家庭-工作沖突與工作績效顯著負(fù)相關(guān), 假設(shè)2得證。模型2結(jié)果顯示家庭-工作沖突顯著負(fù)向影響工作滿意度（β= -0.110,p＜ 0.001）。模型3結(jié)果顯示加入中介變量工作滿意度后, 自變量家庭-工作沖突對因變量工作績效的作用降低但仍然顯著（β=-0.079,p＜ 0.05）, 同時工作滿意度對工作績效的影響顯著（β= 0.097,p＜ 0.01）。這說明工作滿意度在家庭-工作沖突與工作績效間的關(guān)系中起到部分中介作用, 假設(shè)4得證。

為了進(jìn)一步驗(yàn)證工作滿意度在家庭-工作沖突與工作績效間的中介作用, 我們借鑒Preacher和Hayes（2004）提出的偏差矯正的Bootstrap簡單線性中介效應(yīng)檢驗(yàn), 在不要求樣本數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布的情況下, 路徑系數(shù)95%的置信區(qū)間不包含0說明中介效應(yīng)顯著, 其中抽樣次數(shù)為5000。檢驗(yàn)結(jié)果表明, 通過工作滿意度的作用, 家庭-工作沖突對工作績效的間接效應(yīng)為-0.011, 其路徑系數(shù)的Bootstrap（95%CI）置信區(qū)間為[-0.026, -0.002], 不包含0,因此我們認(rèn)為工作滿意度的中介作用成立, 支持假設(shè)4。

表4 家庭-工作沖突與工作績效的線性關(guān)系及工作滿意度的中介作用檢驗(yàn)

5 討論

5.1 結(jié)果分析

本文聚焦于探討在中國文化背景下個體的工作-家庭沖突和家庭-工作沖突是否以及如何影響其工作績效。基于資源保存理論、激活理論及已有研究成果和分歧, 本研究通過理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)工作-家庭沖突與工作績效間存在倒U型曲線關(guān)系而非簡單的線性關(guān)系, 同時工作滿意度是工作-家庭沖突和家庭-工作沖突影響員工工作績效這一過程中的內(nèi)在中介機(jī)制。

工作-家庭沖突與工作績效間存在倒U型曲線關(guān)系,即存在一個最佳的工作-家庭沖突水平, 能夠使個體獲得最佳的工作績效。已有研究表明工作-家庭沖突的存在意味著個體因參與工作角色任務(wù)而不能及時滿足家庭角色需求（Greenhaus & Beutell, 1985; Netemeyeret, Boles,& Mcmurrian, 1996; 陸佳芳等, 2002）。個體在工作領(lǐng)域投入的資源增多, 更可能在工作中得到滿足（Schaufeli& Bakker, 2004）, 獲得高工作績效（Rich, Lepine, &Crawford, 2010）, 這說明工作-家庭沖突在一定范圍內(nèi),工作資源投入的積極效應(yīng)大于由沖突引發(fā)的消極效應(yīng)。在這種情況下, 工作-家庭沖突能夠?qū)ぷ骺冃鸬酱龠M(jìn)作用; 但當(dāng)其超過一定閾值后, 由沖突產(chǎn)生的資源過度消耗和壓力、緊張、焦慮等不良情緒反應(yīng)等方面成為主要的影響因素, 由此產(chǎn)生的消極影響顯著超過資源投入帶來的工作收益, 從而導(dǎo)致個體工作績效的下降。

個體的家庭-工作沖突跨領(lǐng)域負(fù)向影響工作績效, 這與陳耘等（2017）經(jīng)元分析提出的工作家庭關(guān)系與工作績效間存在交叉影響的觀點(diǎn)一致。這一結(jié)論說明個體在處理家庭-工作沖突時, 家庭領(lǐng)域消耗的資源會導(dǎo)致個體對工作的投入不足, 進(jìn)而不能很好的履行工作職責(zé)（趙富強(qiáng)等,2016）。與此同時, 由過高的家庭-工作沖突而產(chǎn)生的家庭角色壓力也會跨領(lǐng)域?qū)ぷ骺冃Мa(chǎn)生消極影響（趙秀清,2014）。

工作滿意度部分中介了工作-家庭沖突與工作績效間的倒U型曲線關(guān)系。根據(jù)激活理論, 當(dāng)工作-家庭沖突達(dá)到一定水平時, 個體處于最佳激活狀態(tài), 個體的積極情緒和工作動機(jī)水平達(dá)到最優(yōu), 能夠?yàn)閭€體帶來最佳的工作滿足和工作體驗(yàn), 進(jìn)而能夠促進(jìn)個體工作績效達(dá)到最優(yōu)水平;高于最佳工作-家庭沖突水平時, 工作帶來的過高壓力和緊張、焦慮等消極情緒會導(dǎo)致個體工作滿意度的下降, 而工作滿意度作為工作態(tài)度的重要方面能夠有效影響個體的工作行為和工作結(jié)果, 導(dǎo)致工作績效的下降。

工作滿意度部分中介了家庭-工作沖突與工作績效間的負(fù)相關(guān)關(guān)系。基于中國傳統(tǒng)文化, 我國員工具有強(qiáng)烈的工作優(yōu)先意識, 因此當(dāng)工作干擾家庭時, 一般情況下個體及其家人都會認(rèn)為是正常情況, 并努力應(yīng)對相應(yīng)的工作需求。而當(dāng)家庭對工作產(chǎn)生干擾時, 由于個體的資源是有限的, 家庭與工作對資源的競爭（趙富強(qiáng)等, 2016）會導(dǎo)致其產(chǎn)生壓力、緊張、焦慮等情緒, 影響其工作滿意度, 進(jìn)而導(dǎo)致工作績效下降。

5.2 理論意義

本研究聚焦于中國文化背景下工作家庭沖突的兩個維度對工作績效的影響機(jī)制及工作滿意度的中介作用, 其理論貢獻(xiàn)主要包括以下幾方面:

第一, 工作-家庭沖突與工作績效間的倒U型曲線關(guān)系, 揭示了工作-家庭沖突在一定水平下能夠起到積極的正向促進(jìn)作用, 超過這一水平后則主要產(chǎn)生消極作用。這一發(fā)現(xiàn)不僅為工作-家庭沖突與工作績效關(guān)系研究的分歧給出了新的解釋思路, 豐富了工作-家庭沖突理論研究,也對管理者合理分配工作任務(wù)和組織支持資源, 引導(dǎo)員工更好的管理工作和家庭職責(zé), 并充分利用工作-家庭沖突的激勵作用, 將適度的工作-家庭沖突轉(zhuǎn)化為工作動力,降低過度沖突帶來的消極影響提供了重要的理論依據(jù)和管理啟示。家庭-工作沖突與工作績效間的負(fù)相關(guān)關(guān)系, 證實(shí)了在中國文化背景下存在跨領(lǐng)域影響, 家庭對工作的干擾能夠?qū)ぷ骺冃Мa(chǎn)生消極影響。工作-家庭沖突和家庭-工作沖突對工作績效的不同作用機(jī)制, 不僅豐富了有關(guān)工作家庭沖突與工作績效關(guān)系的研究, 還為組織更好的處理工作家庭問題提供了理論支撐。

第二, 當(dāng)個體體驗(yàn)到的工作-家庭沖突處于中高水平時, 工作-家庭沖突能夠通過工作滿意度的倒U型曲線效應(yīng)對工作績效產(chǎn)生顯著影響。這一研究結(jié)果豐富了工作滿意度的中介作用研究, 為管理者充分發(fā)揮工作-家庭沖突和工作滿意度對員工工作績效的積極作用提供了思考方向。

5.3 管理啟示

結(jié)合本文的研究成果, 對企業(yè)管理者在管理實(shí)踐中的啟示主要有以下幾方面:

第一, 企業(yè)在對員工進(jìn)行績效管理的過程中應(yīng)正確對待員工體驗(yàn)到的工作-家庭沖突, 通過任務(wù)分配和資源支持充分發(fā)揮工作-家庭沖突的積極促進(jìn)作用, 避免高水平工作-家庭沖突的消極影響。研究結(jié)果表明工作-家庭沖突不是簡單的負(fù)向或正向地對工作績效產(chǎn)生影響, 只有當(dāng)沖突適中時才能更好的激勵員工獲得高工作績效, 同時并非工作-家庭沖突的產(chǎn)生就會降低工作滿意度, 只有過高的沖突才會引發(fā)員工不滿的真切表達(dá), 并導(dǎo)致工作績效的下降。這啟示我們在具體管理實(shí)踐過程中, 既不能抹殺一切由工作引起的沖突, 也不能放任過度沖突消極影響的存在, 而是應(yīng)該在管理者的引導(dǎo)下更好的管理工作-家庭沖突。一方面管理者可以靈活運(yùn)用工作需求和任務(wù)的挑戰(zhàn)性對個體工作態(tài)度尤其是工作滿意度的影響, 通過適度的工作要求激發(fā)員工的工作激情, 提高員工的工作績效。另一方面管理者還應(yīng)因人而異、因事而異, 合理分配組織的任務(wù)和資源, 避免產(chǎn)生過高的工作-家庭沖突而導(dǎo)致的工作績效的下降。

第二, 家庭-工作沖突能夠跨領(lǐng)域消極影響個體的工作績效且工作滿意度在這一過程中起到了部分中介作用,這啟示管理者在實(shí)踐過程中可針對員工的實(shí)際情況提供個性化的家庭友好政策。這樣一來既可通過組織的支持性資源減少家庭職責(zé)對員工關(guān)鍵資源的占用, 降低家庭對工作的干擾, 又可通過增加員工的工作滿意度來減少家庭-工作沖突對工作績效的消極影響。

第三, 研究結(jié)果顯示合理的工作-家庭沖突有助于增強(qiáng)工作滿意度, 進(jìn)而促進(jìn)工作績效的提高, 而家庭對工作的干擾則會通過降低員工的工作滿意度對其績效產(chǎn)生消極影響。這啟示管理者在關(guān)注工作家庭沖突對員工工作績效影響的同時, 提供有助于提高工作滿意度的管理措施和工作環(huán)境也已成為組織面臨的重要任務(wù)。

5.4 不足與展望

本研究雖然得到了一些有意義的研究結(jié)果, 但也存在一定的不足。首先, 研究所使用的數(shù)據(jù)都是由員工自我報告得到的, 由于采用同一數(shù)據(jù)來源, 同源誤差難以避免, 未來的研究可以通過收集客觀數(shù)據(jù)、他人評價或采用配對法等方式獲得多來源數(shù)據(jù)。其次, 橫截面數(shù)據(jù)可能導(dǎo)致其它相關(guān)關(guān)系和因果關(guān)系的存在, 因此未來的研究可通過采集多時間點(diǎn)數(shù)據(jù)來驗(yàn)證相關(guān)變量間的關(guān)系。再次, 工作家庭沖突是工作領(lǐng)域和家庭領(lǐng)域的角色間沖突, 對兩大領(lǐng)域均會產(chǎn)生影響, 未來的研究可以同時將工作和家庭領(lǐng)域的結(jié)果變量納入模型。最后, 員工處于一個復(fù)雜的組織環(huán)境中,各因素之間必然會有聯(lián)系, 已有研究也表明曲線關(guān)系的存在即意味著調(diào)節(jié)變量的存在, 本研究只考慮了可能會存在的中介作用, 未來的研究可考慮社會文化、其他特質(zhì)類或價值觀等因素的調(diào)節(jié)作用, 如依戀、傳統(tǒng)性或個體-組織價值觀匹配等。

6 結(jié)論

基于資源保存理論和激活理論, 我們探討了工作家庭沖突的兩個維度工作-家庭沖突和家庭-工作沖突對個體工作績效的作用機(jī)制, 深入分析了工作滿意度對二者關(guān)系的中介作用。研究發(fā)現(xiàn): (1)工作-家庭沖突對工作績效產(chǎn)生倒U型影響; (2)家庭-工作沖突顯著負(fù)向影響工作績效; (3)工作滿意度分別在工作-家庭沖突與工作績效間的倒U型曲線關(guān)系和家庭-工作沖突與工作績效間的負(fù)相關(guān)關(guān)系中起到部分中介作用。工作和家庭是個體的主要生活領(lǐng)域, 他們需要在工作和家庭角色中頻繁轉(zhuǎn)換, 因此如何處理個體的工作家庭沖突問題對員工和組織績效具有重要意義。本研究結(jié)果為企業(yè)如何看待員工的工作-家庭沖突和家庭-工作沖突, 更好的幫助企業(yè)開發(fā)和管理人力資源,進(jìn)而提高組織績效提供了一些新思路。