職場排斥對員工家庭的溢出效應(yīng)：歸屬需求和工作家庭區(qū)隔偏好的作用*

鄧昕才 何 山 呂 萍 周 星 葉一嬌 孟洪林 孔雨柔

(1 貴州師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,貴陽 550001)

(2 廈門大學(xué)管理學(xué)院 廈門 361005)

(3 深圳大學(xué)管理學(xué)院,深圳 518060)

(4 上海大學(xué)管理學(xué)院,上海 200444)

1 問題提出

隨著組織多元化結(jié)構(gòu)的快速演變和職場競爭的愈發(fā)激烈,組織內(nèi)部的利益沖突和人際摩擦難以避免,職場“冷”暴力問題呈現(xiàn)出上升趨勢(Liu et al.,2013)。中國組織情景中的差序氛圍和“圈子文化”較為濃厚,使得職場排斥呈現(xiàn)出普遍性高和危害周期長等特點(diǎn)(Zhu et al.,2017;陳晨 等,2017)。同時(shí),中國人普遍存在的“隱忍”特質(zhì)以及傳統(tǒng)文化倡導(dǎo)的“以德報(bào)怨”、“嚴(yán)以律己,寬以待人”等價(jià)值觀,也使得被排斥者受到的傷害相比于其他“冷”暴力更加隱蔽和持久(Wu et al.,2012;Zhu et al.,2017)。既有研究主要從心理、態(tài)度、行為和績效四個(gè)方面揭示了職場排斥在組織內(nèi)部的危害和影響機(jī)制,但對于職場排斥向組織外部的溢出效應(yīng)卻鮮有涉及(陳晨 等,2017;姜平,張麗華,2021)。相較于西方社會(huì),中國員工的工作與家庭邊界相對模糊(Au &Kwan,2009),員工在職場的不良遭遇更容易通過員工的心理和情緒狀態(tài)溢出到家庭領(lǐng)域,從而影響員工的家庭生活和后續(xù)工作(Ashforth et al.,2000;Edwards &Rothbard,2000;Ten Brummelhuis &Bakker,2012)。

溢出效應(yīng)(Spillover Effects)強(qiáng)調(diào)的是工作和家庭兩個(gè)領(lǐng)域中的相互影響和跨領(lǐng)域轉(zhuǎn)移過程：員工的家庭貶損是工作-家庭負(fù)向溢出中典型的低強(qiáng)度偏差行為傾向,會(huì)對家庭和諧產(chǎn)生破壞性影響(Hoobler &Brass,2006;Restubog et al.,2011);員工的家庭滿意度是正向溢出的重要衡量指標(biāo),同時(shí)也是良好家庭績效和家庭整體幸福感的基礎(chǔ)(Liu et al.,2013;Ten Brummelhuis &Bakker,2012)。既有研究表明組織內(nèi)部因素會(huì)溢出組織邊界對家庭領(lǐng)域產(chǎn)生影響,例如倫理型領(lǐng)導(dǎo)和LMX 等因素正向增益家庭滿意度(Liao et al.,2015;Liao et al.,2016),而辱虐管理和職場性騷擾等行為則給會(huì)員工的家庭生活帶來困擾(Hoobler &Brass,2006;Xin et al.,2018)。本研究首先要探討的問題就是職場排斥的危害是否會(huì)溢出到家庭領(lǐng)域,一方面是否會(huì)讓員工產(chǎn)生家庭貶損,另一方面是否會(huì)降低員工的家庭滿意度。其次,資源保存理論從資源消耗與獲取的視角為職場排斥的具體溢出機(jī)制提供了理論框架,職場排斥所帶來的被排擠忽視的痛苦、關(guān)鍵資源阻斷以及社會(huì)關(guān)系破壞無不損耗著員工的心理資源。資源損耗以及后續(xù)的連鎖反應(yīng)會(huì)對員工產(chǎn)生持續(xù)性壓力困擾,有可能會(huì)溢出到家庭領(lǐng)域(Liu et al.,2013;嚴(yán)瑜,王軼鳴,2016;Howard et al.,2020)。因此,職場排斥的不良影響如何溢出到家庭領(lǐng)域,工作壓力是否在溢出效應(yīng)中充當(dāng)了關(guān)鍵性的穿透因素,這是本研究探討的第二個(gè)問題。

此外,資源保存理論還指出不同個(gè)體對受損資源的價(jià)值評(píng)價(jià)存在差異,從而呈現(xiàn)出不同程度的壓力認(rèn)知和反應(yīng),更在乎集體歸屬、他人認(rèn)可的個(gè)體對于排斥更為敏感,職場排斥對于其資源損耗會(huì)更大(O’Fallon &Butterfield,2011)。因此,本研究探討的第三個(gè)問題是不同歸屬需求水平的個(gè)體是否會(huì)對職場排斥的壓力感受和行為反應(yīng)有所不同,進(jìn)而影響職場排斥對家庭貶損和家庭滿意度的溢出效應(yīng)。最后,個(gè)體工作家庭區(qū)隔偏好是決定工作-家庭邊界滲透性和區(qū)隔性的重要因素,工作家庭區(qū)隔偏好較低的被排斥個(gè)體傾向于將工作-家庭邊界模糊化和一體化,使得排斥引起的壓力反應(yīng)更多能溢出到家庭領(lǐng)域(賈西子,蘇勇,2020;Kreiner,2006;Nippert-Eng,2008;Howard et al.,2020)。因此,在不同工作家庭區(qū)隔偏好水平下,工作壓力對家庭領(lǐng)域的傳導(dǎo)是否存在著差異,進(jìn)而影響職場排斥到家庭領(lǐng)域的溢出效應(yīng)？這是本研究探討的第四個(gè)問題。本研究的整體研究模型如圖1 所示。

圖1 研究框架

1.1 職場排斥與家庭貶損和家庭滿意度

資源保存理論(Conservation of Resource Theory)認(rèn)為個(gè)體具有努力保持、保護(hù)、培養(yǎng)和獲取資源的傾向,這些資源既包括物資資源、條件資源和社會(huì)資源,也包括心理資源、控制資源和能量資源等,個(gè)體的資源損失遠(yuǎn)比資源獲得的影響更大更持久,在資源損失過程中和其后一段時(shí)間會(huì)引發(fā)一系列的身心后果(Hobfoll,1989,2001;Hobfoll et al.,2018)。

職場排斥是指員工在工作場所中對于來自領(lǐng)導(dǎo)、同事等多個(gè)方面的忽視排擠和孤立冷漠的主觀感受(Ferris et al.,2008)。遭受職場排斥的員工極易產(chǎn)生焦慮、沮喪、抑郁等一系列消極情緒,他們需要耗費(fèi)額外時(shí)間和精力去評(píng)估、抑制和調(diào)整消極情緒和心理壓力,這些都會(huì)損耗大量的心理資源(吳隆增 等,2010;Hagger et al.,2010;Lee et al.,2016);同時(shí),資源保存理論指出遭受資源損失的個(gè)體會(huì)針對性地投資新資源來試圖脫離損失狀態(tài)(Hobfoll,2002;Halbesleben et al.,2014;Hobfoll et al.,2018)。為了打破人際互動(dòng)障礙,被排斥員工往往需要消耗更多的精力和時(shí)間去揣測他人意圖、評(píng)估人際環(huán)境和尋求被冷落原因,有意識(shí)地做出親社會(huì)行為或逢迎行為來竭力擺脫被孤立的困境,從而引發(fā)能量資源和控制資源的進(jìn)一步損失,最終進(jìn)入“資源損失螺旋”(康勇軍,彭堅(jiān),2018;Zhu et al.,2017)。

一方面,長期的消極情緒控制和人際關(guān)系修復(fù)嘗試會(huì)使員工身陷資源損失螺旋,較大資源損失或?yàn)l臨資源耗盡的個(gè)體容易產(chǎn)生一些非理性、缺乏自我控制、低未來取向的行為傾向(Ito &Brotheridge,2003;Halbesleben &Buckley,2004;Baumeister et al.,2007)。這種傾向在職場內(nèi)表現(xiàn)為職場不文明行為、反生產(chǎn)行為等(Lee et al.,2016;Zhao et al.,2013),而當(dāng)資源匱乏狀態(tài)溢出到家庭生活時(shí),處于資源損失螺旋的員工會(huì)在家庭生活中出現(xiàn)低強(qiáng)度的不良行為和傾向,例如針對家庭的負(fù)面發(fā)泄傾向,產(chǎn)生言語或者態(tài)度上對家庭的厭倦和貶損,甚至對家人的言語侮辱等(Ten Brummelhuis &Bakker,2012;Liu et al.,2015)。由此提出以下假設(shè)：

H：職場排斥對家庭貶損具有顯著的正向影響。

另一方面,根據(jù)資源保存理論,個(gè)體在特定領(lǐng)域資源損耗需要從其他領(lǐng)域獲取資源來替代和補(bǔ)充,資源損失的被排斥者會(huì)在一定程度上占用家庭領(lǐng)域的各類資源,致使個(gè)體無暇顧及和體驗(yàn)家庭生活幸福(Halbesleben,2006;Ten Brummelhuis &Bakker,2012)。資源保存理論還指出處在資源損失狀態(tài)下的個(gè)體,其資源評(píng)價(jià)的尺度會(huì)發(fā)生較大變化,對于周邊資源補(bǔ)給的期望和要求會(huì)有所強(qiáng)化(Hobfoll,1989;Hobfoll,2001;Hobfoll,2002;Hobfoll et al.,2018)。家庭滿意度是個(gè)體依據(jù)自身設(shè)定的標(biāo)準(zhǔn)和期望對家庭生活質(zhì)量的主觀評(píng)估(Carlson et al.,2010),遭受排斥的員工長期處于資源缺乏、損耗甚至于瀕臨耗盡的狀態(tài),這類員工對家庭領(lǐng)域資源補(bǔ)給會(huì)抱以更高的要求和期望,在家庭環(huán)境客觀條件不變的情況下被排斥員工會(huì)因相對變高的期望未能滿足而導(dǎo)致較低的家庭滿意度(Halbesleben &Buckley,2004;Hobfoll et al.,2018)。由此提出以下假設(shè)：

H：職場排斥對家庭滿意度具有顯著的負(fù)向影響。

1.2 工作壓力的中介作用

工作壓力是指員工在工作環(huán)境中感知到的對工作資源和行為造成威脅、損耗的心理反應(yīng)(House&Rizzo,1972)。根據(jù)資源保存理論,作為職場內(nèi)不良的人際互動(dòng)體驗(yàn)和困擾,職場排斥是一種典型的阻斷性壓力源：一方面,感受到來自領(lǐng)導(dǎo)或者同事忽視的員工難以掌控職場環(huán)境,從而需要消耗額外的資源去重新獲取對環(huán)境的控制,這一過程會(huì)使得員工產(chǎn)生心理壓力;另一方面,職場排斥阻斷了員工的組織關(guān)系和社會(huì)關(guān)系,員工難以從組織成員那獲得提升工作技能、解決工作問題所需要的支持性信息和關(guān)鍵性資源,以致于無法應(yīng)對工作要求和任務(wù),最終導(dǎo)致員工出現(xiàn)高焦慮、高壓力的狀態(tài)(Halbesleben,2006)。

職場排斥阻斷了工作-家庭增益的情感型和工具型路徑,從而觸發(fā)兩種壓力應(yīng)變反應(yīng)溢出到家庭領(lǐng)域,干擾員工的心態(tài)和行為傾向(Greenhaus &Powell,2006;Lim et al.,2008)：一種是基于情感的壓力應(yīng)變反應(yīng)。被排斥員工累積在心中不良情緒和壓力受組織規(guī)范所限難以在工作場所內(nèi)得到排解和釋放,通過對家庭成員的宣泄或貶損來釋放壓力是被排斥員工最直接的方式(Liu et al.,2013;Nohe et al.,2015;嚴(yán)瑜,王軼鳴,2016)。在這種情況下,員工對家庭領(lǐng)域的沖突感知更加敏感,也使其更容易對家庭產(chǎn)生厭倦感(Wu et al.,2012);另一種是基于行為的壓力應(yīng)變反應(yīng)。不良人際關(guān)系給員工帶來的職場內(nèi)自我否定和自我挫敗感也會(huì)通過壓力反應(yīng)溢出到家庭中,員工的家庭角色履職效能感會(huì)顯著下降(嚴(yán)瑜,王軼鳴,2016),甚至可能采取一些非暴力但富有破壞性的行為來緩解壓力,比如家庭溝通中表現(xiàn)出富有攻擊性或者貶損行為傾向等壓力應(yīng)變反應(yīng)(Swimberghe et al.,2014)。由此提出以下假設(shè)：

H：工作壓力在職場排斥與家庭貶損之間起著中介的作用。

職場排斥所帶來資源枯竭導(dǎo)致了員工內(nèi)心壓力劇增,持續(xù)的阻斷性壓力源容易使員工陷入負(fù)面情緒漩渦中難以抽離,當(dāng)轉(zhuǎn)換到家庭角色中時(shí)員工也容易在負(fù)面陰影的籠罩下以消極情緒和態(tài)度對待家庭生活(Hobfoll,2001;Hobfoll,2002;Nohe et al.,2015)。同時(shí),心理壓力會(huì)刺激和誘導(dǎo)被排斥者更關(guān)注工作家庭中的消極因素并對周圍環(huán)境信息進(jìn)行負(fù)面加工識(shí)別(Forgas &George,2001);另一方面,被排斥者傾向于在家庭領(lǐng)域來釋放和化解負(fù)面情緒和工作壓力,會(huì)在一定程度上無意識(shí)的提高對家庭成員和環(huán)境的主觀要求和預(yù)期(Halbesleben &Buckley,2004;Hobfoll et al.,2018)。負(fù)面信息加工的強(qiáng)化以及主觀要求和預(yù)期的提高降低了員工對家庭的主觀滿意度(Liu et al.,2013),由此提出以下假設(shè)：

H：工作壓力在職場排斥與家庭滿意度之間起著中介的作用。

1.3 員工歸屬需求的調(diào)節(jié)作用

資源保存理論指出個(gè)體特征在很大程度上決定了個(gè)體對資源損失的感知、保護(hù)和獲取資源的傾向程度,不同個(gè)體對于損失資源的主觀價(jià)值判斷差異決定了其壓力反應(yīng)強(qiáng)度和持續(xù)時(shí)間(Hobfoll,1989;Hobfoll,2001)。歸屬需求是指個(gè)人對于建立、維系與他人社會(huì)聯(lián)結(jié)的內(nèi)在需要(Baumeister &Leary,1995),具有不同歸屬需求特征的個(gè)體感受到的職場排斥對資源損耗的程度存在差異。具體而言,高歸屬需求的員工傾向于與他人保持親密關(guān)系,同時(shí)具有較強(qiáng)人際關(guān)系敏感性,對來自他人的排斥、拒絕和孤立更為敏感和在意(Pickett et al.,2004;O’Fallon &Butterfield,2011)。此外,當(dāng)高歸屬需求個(gè)體感受到排斥時(shí),會(huì)更傾向于通過一系列措施來彌補(bǔ)與他人的聯(lián)結(jié)(如親社會(huì)行為、逢迎行為),這些反應(yīng)會(huì)消耗大量心理資源,進(jìn)一步加劇了工作壓力(Zhu et al.,2017)。由此提出以下假設(shè)：

H：歸屬需求調(diào)節(jié)了職場排斥與工作壓力之間的關(guān)系,即員工的歸屬需求越強(qiáng)烈,職場排斥與工作壓力之間的正向關(guān)系就越強(qiáng)。

進(jìn)一步地,歸屬需求偏高的個(gè)體更在乎集體歸屬、他人認(rèn)可,對排斥所帶來的相關(guān)資源損失更加敏感,因而會(huì)觸發(fā)更深的工作壓力和更持久的后續(xù)壓力反應(yīng),進(jìn)而對家庭領(lǐng)域產(chǎn)生影響,導(dǎo)致家庭貶損傾向的增加和家庭滿意度的下降(Hobfoll,1989;Hobfoll,2001;Pickett et al.,2004)。當(dāng)員工歸屬需求低時(shí),員工感知到的職場排斥帶來的資源剝奪感較弱,繼而工作壓力較低,從而緩解了職場排斥對家庭貶損和家庭滿意度的溢出效應(yīng)。由此提出以下假設(shè)：

H：歸屬需求調(diào)節(jié)了職場排斥和家庭貶損之間通過工作壓力的間接關(guān)系,具體而言,員工的歸屬需求越強(qiáng)烈,這一間接關(guān)系越強(qiáng)。

H：歸屬需求調(diào)節(jié)了職場排斥和家庭滿意度之間通過工作壓力的間接關(guān)系,具體而言,員工的歸屬需求越強(qiáng)烈,這一間接關(guān)系越強(qiáng)。

1.4 員工工作家庭區(qū)隔偏好的調(diào)節(jié)作用

個(gè)體工作家庭區(qū)隔偏好是決定工作-家庭邊界滲透性和區(qū)隔性的重要因素(Kreiner,2006;Nippert-Eng,2008)。資源保存理論認(rèn)為個(gè)體在出現(xiàn)資源損失時(shí)會(huì)用其他領(lǐng)域的資源來替代和補(bǔ)充,而個(gè)體的工作家庭區(qū)隔偏好在很大程度上決定了個(gè)體的替代領(lǐng)域指向家庭領(lǐng)域的具體程度,進(jìn)而決定了壓力反應(yīng)向家庭領(lǐng)域的溢出程度(Hobfoll,2001)。高工作家庭區(qū)隔偏好個(gè)體的工作-家庭邊界具有較嚴(yán)格分割界限和低滲透性(Liu et al.,2013;王桃林,2019;Xin et al.,2018),這類員工更多地將資源損耗影響控制在工作領(lǐng)域之內(nèi),或者利用友情領(lǐng)域等非家庭領(lǐng)域來進(jìn)行來資源替代和補(bǔ)充(Ito &Brotheridge,2003;Halbesleben et al.,2014)。而低工作家庭區(qū)隔偏好的個(gè)體則傾向于把家庭當(dāng)做是資源枯竭的“避風(fēng)港”,更多地通過對家庭的宣泄或貶損來釋放壓力,進(jìn)一步加劇家庭預(yù)期與實(shí)際感知之間的差距(Xin et al.,2018)。因此,提出以下假設(shè)：

H：工作家庭區(qū)隔偏好調(diào)節(jié)了工作壓力與家庭貶損之間的關(guān)系,即員工的工作家庭區(qū)隔偏好越強(qiáng)烈,工作壓力與家庭貶損之間的正向關(guān)系就越弱。

H：工作家庭區(qū)隔偏好調(diào)節(jié)了工作壓力與家庭滿意度之間的關(guān)系,即員工的工作家庭區(qū)隔偏好越強(qiáng)烈,工作壓力與家庭滿意度之間的負(fù)向關(guān)系就越弱。

進(jìn)一步地,具有較高工作家庭區(qū)隔偏好的員工,即使遭受了他人的冷漠忽視和孤立排擠,他們也傾向于將工作壓力控制在工作領(lǐng)域之內(nèi),避免釋放壓力的宣泄和貶損行為溢出到家庭生活中(Xin et al.,2018);同時(shí),當(dāng)員工轉(zhuǎn)換到家庭角色中時(shí),高工作家庭區(qū)隔偏好的員工能夠快速地從高壓力和負(fù)面情緒旋渦中抽離,從而削弱了職場排斥對家庭滿意度的壓力溢出(Kreiner,2006)。因此,提出以下假設(shè)：

H：工作家庭區(qū)隔偏好調(diào)節(jié)了職場排斥和家庭貶損之間通過工作壓力的間接關(guān)系,具體而言,員工的工作家庭區(qū)隔偏好越強(qiáng)烈,這一間接關(guān)系越弱。

H：工作家庭區(qū)隔偏好調(diào)節(jié)了職場排斥和家庭滿意度之間通過工作壓力的間接關(guān)系,具體而言,員工的工作家庭區(qū)隔偏好越強(qiáng)烈,這一間接關(guān)系越弱。

2 研究方法

2.1 樣本及程序

為了提高研究結(jié)果的可靠性和穩(wěn)健性,增強(qiáng)結(jié)果的內(nèi)部效度和外部效度,本研究通過兩次調(diào)研來檢驗(yàn)研究假設(shè)。樣本1 和樣本2 皆采取多時(shí)點(diǎn)問卷數(shù)據(jù)收集方式,分別開展3 輪調(diào)研,樣本1 每輪間隔一個(gè)月,樣本2 每輪間隔一周。在樣本1 中將員工初始的家庭貶損和家庭滿意度狀態(tài)(T1 階段采集)作為控制變量進(jìn)行檢驗(yàn),以求在一定程度上分隔開其他干擾因素對員工家庭貶損以及家庭滿意度的影響,更好地凸顯職場排斥溢出到員工家庭態(tài)度和行為的凈效應(yīng)。在樣本2 中將職場排斥影響機(jī)制中可能會(huì)對工作-家庭邊界產(chǎn)生影響的消極情緒和情緒耗竭作為控制變量(Jiang et al.,2020;Howard et al.,2020),以排除個(gè)體情緒相關(guān)因素對工作壓力溢出機(jī)制的干擾。

樣本1：對16 家旅游服務(wù)企業(yè)的一線服務(wù)員工開展了3 輪調(diào)研,從與配偶或者其他家人共同居住的員工中隨機(jī)挑選了444 名并對其逐一編號(hào)。第一輪問卷(T1)涉及的信息包括員工的社會(huì)人口信息、職場排斥、歸屬需求、工作家庭區(qū)隔偏好以及初始狀態(tài)的家庭貶損和家庭滿意度;第二輪問卷(T2)填答工作壓力;第三輪問卷(T3)中填答員工家庭貶損和家庭滿意度。共發(fā)出444 份員工問卷,經(jīng)3 輪次調(diào)研剔除離職或調(diào)崗人員答卷和無效問卷后,本研究共得到264 份有效問卷,有效回收率為59.46%。在這264 名員工中,男性占20.45%,樣本的平均年齡為30.32 歲(

SD

=8.89),擁有小孩個(gè)數(shù)平均為0.60 (

SD

=0.62)。樣本2：對5 家酒店和旅游服務(wù)企業(yè)的一線服務(wù)員工進(jìn)行3 輪調(diào)研,調(diào)研對象需與配偶或者其他家人共同居住,第一輪問卷(T1)調(diào)研信息包括員工的社會(huì)人口信息、職場排斥、歸屬需求和工作家庭區(qū)隔偏好;第二輪問卷(T2)信息包括員工工作壓力、情緒耗竭和消極情緒;第三輪問卷(T3)填答員工家庭貶損和家庭滿意度。共發(fā)出300 份員工問卷,回收239 份有效問卷,有效回收率為79.67%。其中男性占42.3%,樣本的平均年齡為31.70 歲(

SD

=10.65),擁有小孩個(gè)數(shù)平均為0.79 (

SD

=0.85)。

2.2 測量工具

本研究使用量表均為在國內(nèi)外研究廣泛使用且信效度良好的權(quán)威量表,為了保證翻譯過后的英文量表與其原始量表的一致性,我們嚴(yán)格遵循了雙譯程序原則。同時(shí),在大規(guī)模調(diào)研之前,我們聯(lián)系了4 家酒店120 名一線員工進(jìn)行了小規(guī)模的預(yù)測試,通過預(yù)測試的反饋信息對問卷的措辭進(jìn)行了微調(diào)。預(yù)測試和兩次調(diào)研變量測量皆采用李克特5 點(diǎn)計(jì)分法。

職場排斥(T1)：采用了Ferris 等人(2008)的10題項(xiàng)量表,示例問題如：“組織中的同事/領(lǐng)導(dǎo)常避免與我接觸”、“組織中的同事/領(lǐng)導(dǎo)常對我視而不見”。樣本1 和樣本2 的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.97 和0.97。

歸屬需求(T1)：采用 O’Fallon 和 Butterfield(2011)的4 題項(xiàng)量表,示例問題如：“我樂意作為一個(gè)組織的成員工作而非單干”、“我喜歡歸屬于某一個(gè)組織”。樣本1 和樣本2 的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.81 和0.82。

工作壓力(T2)：采用House 和Rizzo (1972)的7題項(xiàng)量表,示例問題如：“我常因?yàn)楣ぷ鞫乖瓴话病?、“公司相關(guān)的事常使我晚上睡不著覺”。樣本1和樣本2 的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.90 和0.86。

工作家庭區(qū)隔偏好(T1)：采用Kreiner (2006)的4 題項(xiàng)量表,示例問題如：“當(dāng)我在家時(shí),我不喜歡想工作的事”、“我不喜歡工作的事情侵?jǐn)_我的家庭生活”。樣本1 和樣本2 的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.84 和0.93。

家庭貶損(T1、T3)：采用Hoobler 和Brass (2006)的3 題項(xiàng)量表,示例問題如：“我常將怒火和怨氣發(fā)泄在家人身上”、“我常有對我的家人們表現(xiàn)出厭倦”。樣本1 的T1 和T3 階段家庭貶損的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.89 和0.91,樣本2 家庭貶損的Cronbach’s α 系數(shù)為0.92。

家庭滿意度(T1、T3)：采用Carlson 等人(2010)的3 題項(xiàng)量表,示例問題如：“總體而言,我對我的家庭很滿意”、“總體而言,我非常喜歡我的家庭”。樣本1 中T1 和T3 階段家庭滿意度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.68 和0.85,樣本2 中家庭滿意度的Cronbach’s α 系數(shù)為0.93。

情緒耗竭(T2)：采用Maslach 等人(1986)的5題項(xiàng)量表,示例問題如：“我的工作讓我感覺精神耗盡”、“我的工作讓我有快要崩潰的感覺”。樣本2中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)0.88。

消極情緒(T2)：采用Watson 等人(1988)的10題項(xiàng)量表,示例問題如：“在過去的一周,我經(jīng)常感到心煩意亂”、“在過去的一周,我經(jīng)常感到沮喪”。樣本2 中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.97。

控制變量：以往的研究表明,員工的年齡、性別和擁有18 歲以下小孩個(gè)數(shù)會(huì)影響員工的家庭態(tài)度和行為(Wu et al.,2012;楊自偉 等,2014;Zhou et al.,2019),因此在兩次調(diào)研中都將這些員工背景因素作為控制變量處理。同時(shí),兩次調(diào)研都將員工所屬企業(yè)作為控制變量,創(chuàng)造虛擬變量放入回歸方程以控制來自企業(yè)層次的方差影響。

3 研究結(jié)果

3.1 驗(yàn)證性因子分析

本研究采用AMOS 24.0 進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析,檢驗(yàn)結(jié)果如表1 所示。樣本1 中的六因子模型擬合程度(χ(419)=746.42,RMSEA=0.055,CFI=0.95,TLI=0.94)顯著優(yōu)于競爭模型,樣本2 中的八因子模型擬合程度(χ(961)=1711.77,RMSEA=0.057,CFI=0.93,TLI=0.92)顯著優(yōu)于競爭模型,這表明兩個(gè)樣本中各變量間的區(qū)分效度良好。

表1 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果

3.2 共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究根據(jù)研究目的而設(shè)計(jì)的填答方式均為自我報(bào)告形式,雖然采用的多時(shí)點(diǎn)研究設(shè)計(jì)(timelagged research design)能在一定程度上降低共同方法偏差的影響(Podsakoff et al.,2003),但為了增強(qiáng)研究結(jié)論的嚴(yán)謹(jǐn)性,本研究按照 Podsakoff 等(2003)、周浩和龍立榮(2004)的建議利用控制未測單一方法潛因子法來評(píng)估共同方法偏差,在驗(yàn)證性因子分析中引入共同方法因子(CMV)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1 所示,樣本1 中六因子模型+CMV 模型(χ(388)=693.11,RMSEA=0.055,CFI=0.95,TLI=0.94)與六因子模型擬合程度相比,樣本2 中八因子模型+CMV 模型(χ(915)=1548.71,RMSEA=0.054,CFI=0.94,TLI=0.93)與八因子模型擬合程度相比,擬合指標(biāo)RMSEA、CFI 和TFI 的變化幅度都不明顯,可知樣本1 和樣本2 研究中共同方法偏差影響在允許范圍內(nèi)(溫忠麟 等,2018)。

3.3 描述性統(tǒng)計(jì)分析

從表2 給出的結(jié)果看,職場排斥與家庭貶損(T3)呈現(xiàn)(樣本1：

r

=0.26,

p

＜ 0.01) (樣本2：

r

=0.24,

p

＜ 0.01)正向相關(guān),與家庭滿意度(T3) (樣本1：

r

=-0.24,

p

＜ 0.01) (樣本2：

r

=-0.22,

p

＜ 0.01)呈現(xiàn)負(fù)向相關(guān)。此外,在樣本1 中,家庭貶損和家庭滿意度分別在T1 和T3 階段的數(shù)值存在一定程度的相關(guān)性(

r

家庭貶損=0.17,

p

＜ 0.01;

r

家庭滿意度=0.29,

p

＜ 0.01),相關(guān)系數(shù)并不高的原因可能是個(gè)體主觀的家庭貶損和家庭滿意度在中短期內(nèi)影響因素比較多,如一些偶發(fā)性職場侵犯行為(Xin et al.,2018;Zhu et al.,2017)和在旅游服務(wù)業(yè)中特有的顧客粗暴行為(Chi et al.,2018)等因素都會(huì)溢出到家庭領(lǐng)域,這也進(jìn)一步說明了將初始階段的員工個(gè)體家庭貶損和家庭滿意度作為控制變量的必要性。在樣本2中,工作壓力、消極情緒和情緒耗竭皆與職場排斥呈現(xiàn)出正相關(guān),與家庭貶損呈現(xiàn)出正相關(guān),與家庭滿意度呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)。

表2 主要研究變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)

3.4 假設(shè)驗(yàn)證

(1)主效應(yīng)檢驗(yàn)。為了驗(yàn)證假設(shè)H和假設(shè)H這兩個(gè)主效應(yīng)假設(shè),首先將員工家庭貶損和家庭滿意度依次設(shè)為因變量,從表3 和表4 中我們可以看到,在引入控制變量(性別、年齡和18 歲以下小孩個(gè)數(shù))的基礎(chǔ)上,職場排斥正向影響家庭貶損(樣本1：M2,β=0.22,

p

＜ 0.01;樣本2：M10,β=0.25,

p

＜0.01),負(fù)向影響家庭滿意度(樣本1：M6,β=-0.17

p

＜ 0.05;樣本2：M15,β=-0.23,

p

＜ 0.01)。因此,假設(shè)H和假設(shè)H得到了數(shù)據(jù)的支持。(2)中介效應(yīng)檢驗(yàn)。本研究綜合運(yùn)用逐步法(Baron &Kenny,1986)和bootstrapping 法(Edwards&Lambert,2007)來驗(yàn)證工作壓力的中介效應(yīng)。在樣本1 中,從表3 和表5 可見,職場排斥對工作壓力(M20,β=0.36,

p

＜ 0.01)具有顯著的正向影響,工作壓力對家庭貶損(M3,β=0.32,

p

＜ 0.01)具有顯著的正向影響,對家庭滿意度(M7,β=-0.20,

p

＜ 0.01)具有顯著的負(fù)向影響。當(dāng)職場排斥與工作壓力同時(shí)放入回歸方程中分析時(shí)發(fā)現(xiàn)職場排斥對家庭貶損和家庭滿意度的影響變?yōu)椴伙@著,而工作壓力對家庭貶損的影響顯著(M4,β=0.29,

p

＜ 0.01),對家庭滿意度的影響顯著(M8,β

=-0.17,

p

＜ 0.01)。在樣本2 中,從表4 和表6 可知,職場排斥對工作壓力(M32,β=0.28,

p

＜ 0.01)具有顯著的正向影響,在控制了消極情緒和情緒耗竭影響的基礎(chǔ)上,工作壓力對家庭貶損(M12,β=0.25,

p

＜ 0.01)具有顯著的正向影響,對家庭滿意度(M17,β=-0.22,

p

＜ 0.01)具有顯著的負(fù)向影響,同時(shí)當(dāng)職場排斥與工作壓力同時(shí)放入回歸方程中分析時(shí)發(fā)現(xiàn)職場排斥對家庭貶損和家庭滿意度的影響變?yōu)椴伙@著,而工作壓力對家庭貶損的影響顯著(M13,β=0.23,

p

＜ 0.01),對家庭滿意度的影響顯著(M18,β=-0.20,

p

＜0.01)。由此,結(jié)合前文假設(shè)H和假設(shè)H,可以得出工作壓力在職場排斥與家庭貶損和家庭滿意度之間都起到了中介作用,支持了假設(shè)H和假設(shè)H。此外,Bootstrapping 重復(fù)抽樣5000 次分析結(jié)果表明,樣本1 中工作壓力在職場排斥與家庭貶損之間的中介效應(yīng)95%置信區(qū)間為[0.06,0.18],在職場排斥與家庭滿意度之間的中介效應(yīng)95%置信區(qū)間為[-0.10,-0.02],兩個(gè)區(qū)間內(nèi)都不包括零;樣本2 中同時(shí)放入消極情緒、情緒耗竭和工作壓力進(jìn)行中介效應(yīng)分析,發(fā)現(xiàn)情緒耗竭、工作壓力在職場排斥與家庭貶損之間的中介效應(yīng)95%置信區(qū)間為[0.02,0.12],在職場排斥與家庭滿意度之間的中介效應(yīng)95%置信區(qū)間為[-0.13,-0.02],兩個(gè)區(qū)間內(nèi)都不包括零。因此,假設(shè)H和假設(shè)H得到了進(jìn)一步的驗(yàn)證與支持。

表3 中介效應(yīng)檢驗(yàn)(樣本1)

表4 中介效應(yīng)檢驗(yàn)(樣本2)

表5 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)(樣本1)

表6 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)(樣本2)

(3)調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。本研究采用 Cohen 等人(2013)推薦的交互項(xiàng)構(gòu)建來檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)。為了降低多重共線性對研究結(jié)果的影響,本研究在計(jì)算交互項(xiàng)前對各變量進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。從表5 和表6可以看出職場排斥與員工歸屬需求之間的交互項(xiàng)會(huì)對工作壓力產(chǎn)生正向影響(樣本1：M22,β

=0.14,

p

＜ 0.05;樣本2：M34,β=0.20,

p

＜ 0.01)。這表明,員工的歸屬需求越強(qiáng)烈,職場排斥與員工工作壓力之間的正向關(guān)系就越強(qiáng),支持了假設(shè)H。工作壓力和工作家庭區(qū)隔偏好的交互項(xiàng)對家庭貶損會(huì)產(chǎn)生負(fù)向影響(樣本1：M26,β

=-0.20,

p

＜ 0.01;樣本2：M38,β=-0.19,

p

＜ 0.01),對家庭滿意度會(huì)產(chǎn)生正向影響(樣本1：M30,β

=0.16,

p

＜ 0.01;樣本2：M42,β=0.23,

p

＜ 0.01)。這表明員工的工作家庭區(qū)隔偏好越強(qiáng)烈,員工工作壓力與家庭貶損的正向關(guān)系就越弱,和家庭滿意度之間的負(fù)向關(guān)系也越弱,假設(shè)H和假設(shè)H得到了支持。

為了具體展示交互作用的影響效果,根據(jù)Cohen 等人(2013)的建議,本研究用調(diào)節(jié)變量的均值加減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行了調(diào)節(jié)示意圖的繪制。員工不同歸屬需求水平下職場排斥對工作壓力的影響見圖2 和圖3;在不同工作家庭區(qū)隔偏好水平下,工作壓力對家庭貶損的影響見圖4 和圖5,工作壓力對家庭滿意度的影響見圖6 和圖7。

圖2 歸屬需求對職場排斥與工作壓力的調(diào)節(jié)(樣本1)

圖3 歸屬需求對職場排斥與工作壓力的調(diào)節(jié)(樣本2)

圖4 工作家庭區(qū)隔偏好對工作壓力與家庭貶損的調(diào)節(jié)(樣本1)

圖5 工作家庭區(qū)隔偏好對工作壓力與家庭貶損的調(diào)節(jié)(樣本2)

圖6 工作家庭區(qū)隔偏好對工作壓力與家庭滿意度的調(diào)節(jié)(樣本1)

圖7 工作家庭區(qū)隔偏好對工作壓力與家庭滿意度的調(diào)節(jié)(樣本2)

(4)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。本研究遵循Edwards 和Lambert (2007)推薦的方法來檢驗(yàn)歸屬需求和工作家庭區(qū)隔偏好兩個(gè)變量所發(fā)揮的有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。從表7 結(jié)果中可以看出,職場排斥對家庭貶損的間接效應(yīng)在員工不同水平下歸屬需求的間接效應(yīng)差異顯著(樣本1：Δβ

=

0.09,

p

＜ 0.05;樣本2：Δβ

=

0.10,

p

＜ 0.01),95%置信區(qū)間都不包含0,假設(shè)H得到了數(shù)據(jù)的支持;職場排斥對家庭滿意度的間接效應(yīng)在員工不同水平下歸屬需求的間接效應(yīng)差異亦顯著(樣本1：Δβ

=

-0.04,

p

＜ 0.05;樣本2：Δβ

=

-0.12,

p

＜ 0.01),95%置信區(qū)間都不包含0,假設(shè)H得到支持。

表7 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析

此外,職場排斥對家庭貶損的間接效應(yīng)在員工不同工作家庭區(qū)隔偏好水平上差異是顯著的(樣本1：Δβ

=

-0.20,

p

＜ 0.01;樣本2：Δβ

=

-0.24,

p

＜0.01),95%置信區(qū)間都沒有包含0,因此假設(shè)H得到了數(shù)據(jù)的支持;職場排斥對家庭滿意度的間接影響在員工不同工作家庭區(qū)隔偏好水平上差異是顯著的(樣本1：Δβ

=

0.11,

p

＜ 0.01;樣本2：Δβ

=

0.30,

p

＜ 0.01),95%置信區(qū)間都不包含0,假設(shè)H得到實(shí)證數(shù)據(jù)的支持。

4 討論

4.1 結(jié)果討論與理論意義

第一,以往關(guān)于職場排斥后果研究大多聚焦于探討職場排斥對員工組織內(nèi)部行為及態(tài)度的影響及其機(jī)制,而職場排斥這一職場“冷”暴力對于員工家庭生活的溢出效應(yīng)卻鮮有研究(陳晨 等,2017;Howard et al.,2020)。本研究在資源保存理論框架下將研究視角從工作場所延伸到家庭領(lǐng)域,一方面探討了職場排斥使員工身陷資源損失螺旋,進(jìn)而產(chǎn)生非理性、缺乏自我控制、低未來取向的行為傾向,從而出現(xiàn)家庭貶損傾向和行為;另一方面論證了被排斥者帶來的資源損耗不僅會(huì)占用家庭領(lǐng)域各類資源,還會(huì)提高對家庭領(lǐng)域資源補(bǔ)給的要求標(biāo)準(zhǔn)和期待,最終導(dǎo)致對于家庭滿意度的主觀評(píng)估也相應(yīng)降低。此項(xiàng)研究揭示了職場排斥對家庭領(lǐng)域的溢出效應(yīng),同時(shí)也將家庭貶損和家庭滿意度的前因變量研究延伸到了職場領(lǐng)域(Hobfoll,1989,2001,2002;Hobfoll et al.,2018)。

第二,以往研究主要基于工作家庭增益理論和工作家庭沖突理論的視角來解釋職場因素對家庭生活的影響(Chen et al.,2009;李愛梅 等,2015),本研究基于資源保存理論考察了職場排斥對家庭貶損、家庭滿意度溢出效應(yīng)的具體機(jī)制。一方面剖析了個(gè)體工作壓力在職場“冷”暴力與家庭領(lǐng)域的溢出傳導(dǎo)作用,進(jìn)一步補(bǔ)充了職場“冷”暴力相關(guān)壓力源的研究(Wu et al.,2012;Xin et al.,2018);另一方面研究在控制來自于消極情緒和情緒耗竭的影響基礎(chǔ)上,發(fā)現(xiàn)工作壓力是職場排斥穿透工作-家庭邊界對家庭領(lǐng)域產(chǎn)生負(fù)向溢出效應(yīng)的重要傳導(dǎo)機(jī)制,回應(yīng)了既有研究對于創(chuàng)新原有視角來考察工作與家庭領(lǐng)域溢出“黑箱”的呼吁(Greenhaus &Powell,2006;Lim et al.,2008;Restubog et al.,2011;Swimberghe et al.,2014),同時(shí)拓展了資源保存理論的應(yīng)用范圍。

第三,本研究從個(gè)人特質(zhì)這一重要視角出發(fā),對職場排斥溢出效應(yīng)的邊界條件進(jìn)行了有益探討,既有研究主要從資源補(bǔ)充的角度探究了個(gè)人資源和心理資源對職場排斥負(fù)面影響的緩沖作用(Wu et al.,2012;程豹 等,2019),忽視了個(gè)體特質(zhì)對于職場排斥帶來資源損失的價(jià)值感知程度以及后續(xù)壓力反應(yīng)溢出程度。本研究將歸屬需求和工作家庭區(qū)隔偏好兩種重要的個(gè)人特質(zhì)變量納入到模型中,擴(kuò)展了職場排斥對其結(jié)果變量增強(qiáng)(歸屬需求)或阻隔(工作家庭區(qū)隔偏好)的邊界條件,也為資源保存理論的應(yīng)用提供了有效證據(jù)。同時(shí),本研究構(gòu)建了有調(diào)節(jié)的中介模型,厘清不同水平(歸屬需求和工作家庭區(qū)隔偏好)特征下遭受職場排斥的員工通過工作壓力這一中介路徑對其家庭生活影響差異。通過明晰歸屬需求和家庭區(qū)隔偏好兩個(gè)調(diào)節(jié)變量的具體效用,有助于更深入了解職場排斥的溢出效應(yīng),從而有針對性的提出職場排斥負(fù)面溢出效應(yīng)的應(yīng)對策略。

4.2 實(shí)踐啟示

本研究的研究發(fā)現(xiàn)提供了以下實(shí)踐啟示：第一,管理者需要及時(shí)監(jiān)控發(fā)覺組織內(nèi)部的職場排斥行為,重視職場“冷”暴力的壓力源作用和對家庭領(lǐng)域的溢出效應(yīng)。管理者可以建設(shè)和諧、寬容、友好的組織文化氛圍,從源頭上減少職場內(nèi)不良人際關(guān)系所帶來的壓力源;第二,管理者應(yīng)該引導(dǎo)員工進(jìn)行有效的壓力管理,及時(shí)對被排斥員工采取心理壓力干預(yù)和疏導(dǎo),提高員工的情緒管理能力和壓力復(fù)原力,削弱阻斷性壓力不良影響,防止其溢出到家庭領(lǐng)域?qū)彝ド町a(chǎn)生負(fù)面影響;第三,具有高歸屬需求的員工對職場排斥十分敏感,容易形成壓力源和溢出誘因。管理者應(yīng)該關(guān)注員工個(gè)人特質(zhì),針對具有強(qiáng)烈歸屬需求同時(shí)又遭受到職場排斥的員工進(jìn)行正面的引導(dǎo),放大歸屬需求的積極效應(yīng)并抑制消極效應(yīng)的產(chǎn)生;第四,工作家庭區(qū)隔偏好是有效緩解工作壓力對員工家庭負(fù)面影響的“防火墻”,管理者需要了解員工的工作家庭區(qū)偏好,建立權(quán)變和個(gè)性化的組織邊界管理機(jī)制。

4.3 研究局限與未來展望

本研究也存在著不足和局限,亟待后續(xù)研究中進(jìn)一步完善。第一,本研究雖然采用多時(shí)點(diǎn)研究設(shè)計(jì),并且通過多種統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)證實(shí)了共同方法偏差對研究結(jié)果的影響并不嚴(yán)重,但自陳式問卷調(diào)查的方式仍然可能給研究帶來共同方法偏差。在未來的研究中可以優(yōu)化研究設(shè)計(jì),通過日記分析法或者員工與主要家庭成員匹配的方式來采集數(shù)據(jù),進(jìn)一步保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性,同時(shí)也在關(guān)注溢出效應(yīng)基礎(chǔ)上將家庭不同成員之間交叉效應(yīng)納入研究框架。第二,本研究中雖然將因變量的初始狀態(tài)作為重要的控制變量,但依然無法完全排除影響結(jié)果變量的其他因素。未來可以考慮采用經(jīng)驗(yàn)取樣法(Experience Sampling Method)等動(dòng)態(tài)跟蹤研究該溢出效應(yīng),在明晰具體動(dòng)態(tài)溢出效應(yīng)的同時(shí)也探究家庭領(lǐng)域后果變量之間的關(guān)系。第三,本研究的樣本集中于酒店和旅游服務(wù)業(yè),雖然能夠有效地控制行業(yè)屬性對研究結(jié)果的影響,但是同時(shí)忽略了其他行業(yè)內(nèi)職場排斥行為對家庭生活的影響差異性,研究結(jié)論的普適性有待進(jìn)一步提升。未來可以進(jìn)一步擴(kuò)大調(diào)研范圍來提高研究的外部效度。第四,本研究僅關(guān)注于職場排斥的溢出效應(yīng),未來可以繼續(xù)研究其他職場“冷”暴力(職場負(fù)面八卦、工作場所無禮行為等)對家庭領(lǐng)域的影響(嚴(yán)瑜,王軼鳴,2016),從而更全面的分析工作領(lǐng)域負(fù)面行為對家庭領(lǐng)域的溢出效應(yīng)。

5 結(jié)論

本研究基于資源保存理論,從一正一反兩個(gè)角度探討了職場排斥對員工家庭領(lǐng)域的溢出效應(yīng),同時(shí)還發(fā)現(xiàn)工作壓力是溢出過程中重要的傳導(dǎo)因素。研究進(jìn)一步檢驗(yàn)了個(gè)體歸屬需求、工作家庭區(qū)隔偏好分別在溢出效應(yīng)的前端和后端所起的邊界作用,前者決定了個(gè)體對于遭受職場排斥而損失的資源價(jià)值高低評(píng)價(jià)以及后續(xù)的壓力反應(yīng)程度,后者在很大程度上決定了個(gè)體替代資源的獲取是否指向家庭領(lǐng)域以及指向的具體程度。這一研究為職場“冷”暴力對家庭領(lǐng)域溢出效應(yīng)提供了新證據(jù),同時(shí)也揭示了職場排斥對員工家庭的具體溢出機(jī)制。

致謝：

感謝編委專家和匿名評(píng)審專家的建設(shè)性意見,感謝貴州師范大學(xué)心理學(xué)院潘運(yùn)教授團(tuán)隊(duì)在本文修繕過程中給予的寶貴建議。