三重資源視角下員工繁榮的形成機(jī)制研究

王樂樂 張?zhí)m霞 毛孟雨

(東北大學(xué)工商管理學(xué)院)

Research on the Formation Mechanism of Thriving of Employee from the Perspective of Triple Resources

WANG Lele ZHANG Lanxia MAO Mengyu

(Northeastern University， Shenyang， China)

Abstract： According to the theory of resource conservation and resource caravans, based on the data of 369 longitudinal questionnaires, through Mplus 7.0 software, and using structural equation modeling, this study probed into the influencing factors of thriving of employee from the triple perspectives of individual resources, work resources and family resources, and verified the intermediary role of work family relationship in the process of triple resources affecting thriving of employee. Through the Stata 15.0 software, the relative weight analysis method was applied to analyze the relative influence of triple resources on thriving of employee and the relative intermediary strength of different work family relationships. The results show that work flexibility and family flexibility which belong to individual resources have a positive impact on thriving of employee through work-family conflict and family-work conflict respectively. Family-supported supervisor behavior belonging to work resources has a positive impact on thriving of employee through work-family enrichment and work-family conflict, among which work-family enrichment has a stronger effect. Work autonomy has a positive impact on thriving of employee only through work-family enrichment. Work-supported family behavior and family autonomy belonging to family resources have a positive impact on thriving of employee through family-work enrichment and family-work conflict, in which the intermediary role of family-work enrichment is stronger. Family resources have the greatest impact on thriving of employee, work resources are the second, and individual resources have the least impact.

Keywords： thriving of employee; individual resources; work resources; family resources; work family relationships; relative weight analysis

1 研究背景

處在高度動態(tài)性、復(fù)雜性和不確定性的時代中，組織所面臨的外部機(jī)遇與挑戰(zhàn)瞬息萬變，如何減少員工的工作倦怠，使其持續(xù)保持旺盛的精力和高效的工作狀態(tài)，是目前組織亟需解決的難題[1]。有研究表明，工作繁榮有助于減輕員工的工作倦怠并提高其健康水平。目前，工作繁榮也引起了學(xué)者們的廣泛關(guān)注并取得了較為豐富的研究成果[2]。事實上，員工的成長和發(fā)展并非只發(fā)生在工作中，也發(fā)生在家庭中。隨著生活質(zhì)量的提高和生活理念的改變，員工不再只注重工作領(lǐng)域的繁榮，而是更加注重工作與家庭的平衡[3]。與此同時，由于信息技術(shù)的發(fā)展，員工很難將工作和家庭完全分割開來。工作-家庭溢出效應(yīng)的相關(guān)研究也表明，工作和家庭是相互依存的，員工在工作中的相關(guān)體驗可以溢出至家庭領(lǐng)域,家庭領(lǐng)域的相關(guān)體驗也可溢出至工作領(lǐng)域?；诖?，如何實現(xiàn)工作和家庭的共同繁榮是員工最為關(guān)心的問題，也是組織實現(xiàn)有效人力資源管理的關(guān)鍵。然而，通過文獻(xiàn)梳理卻不難發(fā)現(xiàn)，目前已有研究大多數(shù)關(guān)注的是員工的工作繁榮，僅有少量研究關(guān)注到了員工的家庭繁榮，并且鮮有學(xué)者同時從工作和家庭兩個視角對員工的繁榮狀態(tài)進(jìn)行整體性研究。這不僅在理論上是不完整的，而且在實踐上也存在較大的局限性。

資源不僅為員工提供了對抗其角色間沖突的工具，而且有助于滿足員工勝任、自由和關(guān)系等基本的心理需求,一旦基本心理需求得到滿足后，員工便會經(jīng)歷更多的個體成長與自我發(fā)展，并體驗到更多的活力和心理幸福感，而這恰恰是員工繁榮的主要內(nèi)涵。“資源大棚”理論指出，資源存在于“大棚”中，而不是集中于單個孤立的變量上，即某類或某些資源間是相互聯(lián)系、相互影響的。有研究表明，員工繁榮除了需要外部環(huán)境資源的保障外，還需要個體內(nèi)在資源的支撐，只有外部環(huán)境資源與個體內(nèi)在資源同時發(fā)揮作用，才能更好地促進(jìn)員工繁榮水平的提升[4]。然而，現(xiàn)有相關(guān)研究多是從某單一視角探討某一資源對員工工作繁榮或家庭繁榮的影響因素及其作用機(jī)制，忽略了資源彼此之間的相互影響。此外，已有研究在探究個體工作繁榮或家庭繁榮的影響因素時，僅探討了某一類資源(如工作資源中的某一種或幾種資源的作用效果)，并未區(qū)分各種資源的相對作用強(qiáng)度，似乎每種資源都必不可少也不可替代。

工作-家庭關(guān)系是鏈接個體資源、工作資源和家庭資源與工作-家庭平衡間的紐帶[4]，而員工繁榮的本質(zhì)表現(xiàn)就是工作和家庭的共同繁榮。目前，有關(guān)工作-家庭關(guān)系的研究主要基于兩種視角：①沖突視角，認(rèn)為員工受時間與精力等資源限制不能有效地兼顧工作和家庭角色時而引發(fā)的沖突[5]，即工作-家庭沖突，具體包括因工作干擾家庭而造成的工作-家庭沖突和因家庭干擾工作而造成的家庭-工作沖突；②增益視角，認(rèn)為員工可以從工作或家庭角色的投入中獲得更多的資源，進(jìn)而提升其在家庭或工作領(lǐng)域中的表現(xiàn)，即工作-家庭增益[6]，具體包括因工作促進(jìn)家庭而形成的工作-家庭增益和因家庭促進(jìn)工作而形成的家庭-工作增益。有研究表明，工作資源對工作-家庭沖突和工作-家庭增益的影響更為顯著，家庭資源則對家庭-工作沖突和家庭-工作增益的影響更為顯著[7]。盡管有元分析表明，工作資源對家庭-工作沖突和家庭-工作增益有較為顯著的影響，家庭資源對工作-家庭沖突和工作-家庭增益也有較為顯著的影響，但有關(guān)影響都很微弱，其相關(guān)系數(shù)基本上在-0.04～0.14之間[8]。為此，囿于篇幅，本研究僅探討工作-家庭沖突和工作-家庭增益在工作資源與員工繁榮之間的中介效應(yīng)以及家庭-工作沖突和家庭-工作增益在家庭資源與員工繁榮之間的中介效應(yīng)。

綜上所述，本研究擬將工作繁榮和家庭繁榮納入到員工繁榮這一整體研究框架下；同時，從個體資源、工作資源和家庭資源三重視角，探討員工繁榮的影響因素，并檢驗工作-家庭關(guān)系在三重資源影響員工繁榮過程中的中介效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，本研究還將采用相對權(quán)重分析法探尋影響員工繁榮的關(guān)鍵資源，以期彌補(bǔ)現(xiàn)有研究的不足，為組織提供更具實踐意義和可操作性的指導(dǎo)和建議。

2 理論基礎(chǔ)及研究假設(shè)

2.1 員工繁榮

SPREITZER等[9]首次提出了“工作繁榮”的概念，并將其界定為員工在工作中同時體驗到活力和學(xué)習(xí)的心理狀態(tài)。隨著社會的進(jìn)步和人們價值取向的改變，員工對家庭繁榮的重視程度不斷增強(qiáng)，由此家庭繁榮開始得到學(xué)者們的關(guān)注。CARMELI等[10]首次提出“家庭繁榮”的概念，并將其看作是員工在家庭中同時體驗到活力與學(xué)習(xí)的積極心理狀態(tài)。有研究表明，繁榮水平較高的員工不僅會經(jīng)歷較少的工作壓力、工作倦怠和離職意向等負(fù)面狀態(tài)和情緒[11]，而且會擁有更高水平的工作滿意度、創(chuàng)新能力和組織承諾[12]，并且更容易實現(xiàn)“快樂工作，幸福家庭”的目標(biāo)。由此，本研究擬同時關(guān)注個體的工作繁榮和家庭繁榮，并將其整合到“員工繁榮”這一整體研究框架下，并將其界定為“員工在工作和家庭中同時體驗到活力和學(xué)習(xí)的一種連續(xù)的、動態(tài)的積極心理狀態(tài)”。

2.2 個體資源對工作-家庭沖突和工作-家庭增益的影響

依據(jù)工作家庭邊界理論，員工會圍繞自身的工作和家庭建立起不同的角色邊界，并且不斷在兩個領(lǐng)域間穿梭和跨越，此時員工需要較強(qiáng)的邊界管理能力。MATTHEWS等[13]首次提出邊界彈性能力的概念，并將其界定為個體感知到的在客觀上能夠縮小或擴(kuò)大某一領(lǐng)域邊界以滿足其他領(lǐng)域需求的能力,包括工作彈性能力和家庭彈性能力。GREENHAUS等[5]指出，彈性能力是個體在壓力下的一種動態(tài)、可塑的建設(shè)性“抵抗資源”。依據(jù)資源保存理論中的初始資源效應(yīng)，與擁有較少初始資源的個體相比，擁有較多初始資源的個體遭遇資源損失的可能性更低，獲取新資源的能力更強(qiáng)。鑒于此，與邊界彈性能力弱的員工相比，邊界彈性能力強(qiáng)的員工不僅可以更好地利用自身資源滿足工作和家庭的需要，減少工作-家庭沖突，而且能夠在滿足工作和家庭需求的同時獲得更多資源，實現(xiàn)工作-家庭增益。相關(guān)研究也表明，邊界彈性能力可有效協(xié)調(diào)工作與家庭之間的關(guān)系[14]。由此，本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)1a工作彈性能力對工作-家庭沖突具有顯著的負(fù)向影響，對工作-家庭增益具有顯著的正向影響。

假設(shè)1b家庭彈性能力對家庭-工作沖突具有顯著的負(fù)向影響，對家庭-工作增益具有顯著的正向影響。

2.3 工作資源對工作-家庭沖突和工作-家庭增益的影響

VOYDANOFF[15]在工作需求-資源模型中將“自主性”和“主管支持”作為工作領(lǐng)域內(nèi)的重要資源；WAYNE等[4]在研究中也將“工作自主性”和“家庭支持型主管行為”作為工作領(lǐng)域的關(guān)鍵資源。由此，本研究選取“工作自主性”和“家庭支持型主管行為”作為工作資源中的代表性資源。

工作自主性反映了員工在規(guī)劃和開展具體工作時所擁有的自由度和控制權(quán)[16]。目前，隨著移動終端和信息技術(shù)的快速發(fā)展，員工在家庭中處理工作任務(wù)已成常態(tài)，這就直接削減了其可能分配給家庭領(lǐng)域中的資源。依據(jù)資源損失螺旋效應(yīng)，家庭領(lǐng)域初始資源的損失會引發(fā)資源的進(jìn)一步損失，使員工在家庭中引發(fā)緊張和壓力反應(yīng)，從而引起工作-家庭沖突。而依據(jù)資源獲得螺旋效應(yīng)，初始資源的獲得有益于資源的進(jìn)一步獲得。鑒于此，當(dāng)員工在工作安排和設(shè)計上具有較大自主性時，便會獲得更多的額外資源，這不僅可使員工從時間安排上適當(dāng)?shù)貜浹a(bǔ)其在工作與家庭領(lǐng)域資源分配過程中所消耗掉的有限心理資源，而且工作自主性作為邊界靈活性的載體，具有邊界滲透性的特點(diǎn)，可使員工更靈活地跨越工作家庭邊界[17]，將工作領(lǐng)域中的積極能量溢出至家庭領(lǐng)域，從而使員工在家庭領(lǐng)域獲得更多的積極情感體驗，實現(xiàn)工作-家庭增益。由此，本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)2a工作自主性對工作-家庭沖突具有顯著的負(fù)向影響，對工作-家庭增益具有顯著的正向影響。

HAMMER等[18]首次提出“家庭支持型主管行為”的概念，并將其視為主管表現(xiàn)出來的支持員工履行家庭職責(zé)的行為，包括情感性支持、工具性支持、角色榜樣行為和創(chuàng)新式工作-家庭管理4個維度。作為給予員工工作和家庭雙方面支持的主管行為，家庭支持型主管行為可有效地幫助個體緩解工作和家庭角色的雙重壓力。一方面，家庭支持型主管行為能給員工提供情感和工具上的支持。有研究表明，情感支持和工具支持同較少的工作-家庭沖突和更多的工作-家庭增益相關(guān)[19]；另一方面，家庭支持型主管行為不僅帶給員工榜樣的力量，而且還可幫助員工重新設(shè)計工作內(nèi)容，有助于員工在工作與家庭之間合理分配時間與精力，進(jìn)而使其經(jīng)歷較少的工作-家庭沖突和較多的工作-家庭增益[20]。由此，本研究提以下假設(shè)：

假設(shè)2b家庭支持型主管行為對工作-家庭沖突具有顯著的負(fù)向影響，對工作-家庭增益具有顯著的正向影響。

2.4 家庭資源對家庭-工作沖突和家庭-工作增益的影響

參照WAYNE等[4]的研究，本研究選取“家庭自主性”和“工作支持型家庭行為”為家庭資源的代表性資源。

與員工從事有償?shù)墓ぷ骰蛉蝿?wù)相似，家庭責(zé)任(如做家務(wù)、照料孩子與父母等)在自主性方面也存在差異性。在家庭中，有些員工可以完全自主做出決定，有些員工則需要與其他家庭成員協(xié)商后做出決定，還有些員工很少甚至不參與家庭決定。同樣，家庭自主性也具有邊界滲透性的特點(diǎn)。當(dāng)員工在家庭中具有較大自主性時，可部分地填補(bǔ)其在工作中資源的損失，緩解其在工作中的壓力和緊張感，進(jìn)而緩解家庭和工作領(lǐng)域間的沖突[16]。此外，家庭自主性也是一種重要的能源性資源，擁有較多家庭自主性的員工不僅可從時間安排上適當(dāng)?shù)匮a(bǔ)充其在工作與家庭領(lǐng)域資源分配過程中所消耗掉的有限心理資源，而且還可將家庭領(lǐng)域中的積極能量溢出至工作領(lǐng)域，從而使員工在工作領(lǐng)域獲得更多的積極情感體驗[17]，實現(xiàn)家庭-工作增益。由此，本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)3a家庭自主性對家庭-工作沖突具有顯著的負(fù)向影響，對家庭-工作增益具有顯著的正向影響。

工作支持型家庭行為指家庭成員所展現(xiàn)出的支持員工履行工作職責(zé)的行為。工作支持型家庭行為可給員工帶來情感性資源和工具性資源。一方面，家庭成員可通過傾聽和關(guān)心員工的工作需求來提供情感支持，情感支持不僅為員工應(yīng)對生活中的壓力和困難提供了能量，而且還可增強(qiáng)員工的應(yīng)對能力，進(jìn)而減少家庭-工作沖突[13]。同時，情感支持可使員工產(chǎn)生被關(guān)心的感覺，進(jìn)而產(chǎn)生積極情緒并溢出到工作中，產(chǎn)生更多的家庭-工作增益。另一方面，當(dāng)家庭成員處理家庭任務(wù)(如家務(wù)、育兒等)或滿足員工的工作需求時，便為員工提供了更多的可投入于工作的時間和精力[13]。這不僅減少了家庭事務(wù)對員工工作的干擾，降低工作-家庭沖突，而且可使員工全身心地投入到工作中去，實現(xiàn)家庭-工作增益。由此，本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)3b工作支持型家庭行為對家庭-工作沖突具有顯著的負(fù)向影響，對家庭-工作增益具有顯著的正向影響。

2.5 工作-家庭增益對員工繁榮的影響

GREENHAUS等[6]首次提出工作-家庭增益的概念，并將其界定為員工在工作或家庭角色中的經(jīng)歷有助于提高其在家庭或工作中整體效能的過程，包括工作-家庭增益和家庭-工作增益兩個維度。有研究表明，工作-家庭增益主要是通過工具性路徑和情感性路徑來實現(xiàn)。前者意味著個體參與某一領(lǐng)域活動所獲得的資源，能夠提高其在另一個領(lǐng)域的表現(xiàn)；后者意味著個體參與某一領(lǐng)域活動所獲得的積極情感，能夠使其在其他領(lǐng)域表現(xiàn)的更好[6]。鑒于此，體驗到工作-家庭增益和家庭-工作增益的員工，可在家庭和工作中獲得更多資源和積極情感，這不僅可幫助員工在能力和情感上更好地應(yīng)對來自家庭和工作的壓力，而且使員工在履行家庭和工作職責(zé)時會更加積極主動，從而獲得活力體驗[20]。此外，依據(jù)資源獲得螺旋效應(yīng)和資源投資原則，擁有較多資源的員工會進(jìn)行資源投資以獲取更多資源，并且員工擁有的資源越多，對資源的投資能力就越大，自我成長和發(fā)展的主動性動機(jī)就越強(qiáng)，從而獲得更多的學(xué)習(xí)體驗[21]。由此，本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)4a工作-家庭增益對員工繁榮具有顯著的正向影響。

假設(shè)4b家庭-工作增益對員工繁榮具有顯著的正向影響。

2.6 工作-家庭沖突對員工繁榮的影響

GREENHAUS等[22]首次提出“工作-家庭沖突”的概念，并將其界定為工作和家庭在某些方面出現(xiàn)難以調(diào)和的矛盾時，員工所經(jīng)歷的一種角色沖突。依據(jù)資源損失螺旋效應(yīng)，資源的損失將導(dǎo)致資源的進(jìn)一步損失。當(dāng)員工經(jīng)歷工作-家庭沖突時，會消耗其有限的資源以解決沖突，而以沖突形式出現(xiàn)的資源損失將會進(jìn)一步減少員工自身資源，使員工無法有效地履行工作或家庭職責(zé)，陷于顧此失彼、分身乏術(shù)的惡性循環(huán)中，最終導(dǎo)致其減少學(xué)習(xí)等角色外行為。鑒于此，當(dāng)經(jīng)歷工作-家庭沖突時，員工很難感受到充滿活力和學(xué)習(xí)的積極心理狀態(tài)。此外，已有研究也表明，工作-家庭沖突作為一種阻斷性壓力源不僅會降低員工的生活滿意度、工作滿意度[23]，還會使員工產(chǎn)生心理脫離、情感耗竭等負(fù)面情緒[24]，而這些負(fù)面情緒會極大降低員工的活力體驗和積極的學(xué)習(xí)狀態(tài)。由此，本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)5a工作-家庭沖突對員工繁榮具有顯著的負(fù)向影響。

假設(shè)5b家庭-工作沖突對員工繁榮具有顯著的負(fù)向影響。

2.7 工作-家庭關(guān)系在個體資源、工作資源和家庭資源與員工繁榮間的中介作用

工作-家庭關(guān)系是影響員工生活和工作質(zhì)量最為重要的因素[25]，工作-家庭關(guān)系處理得越好，員工越容易在工作和生活中實現(xiàn)更高水平的繁榮[26]。而來自工作和家庭的資源以及員工自身的特有資源是影響員工的工作-家庭關(guān)系的重要因素。WAYNE等[4]指出，個體資源、工作資源和家庭資源通過工作-家庭關(guān)系對員工工作-家庭平衡產(chǎn)生間接影響。此外，資源也可對員工的態(tài)度和行為等產(chǎn)生直接影響。鑒于此，本研究認(rèn)為，個體資源、工作資源和家庭資源在近端與工作-家庭沖突和工作-家庭增益有關(guān)，在遠(yuǎn)端與員工繁榮有關(guān)，即工作-家庭關(guān)系在個體資源、工作資源和家庭資源與員工繁榮間起中介作用。由此，本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)6工作-家庭沖突和工作-家庭增益在個體資源、工作資源和家庭資源與員工繁榮之間起中介作用。

2.8 個體資源、工作資源和家庭資源對員工繁榮的相對影響程度分析

依據(jù)資源保存理論，個體資源、工作資源和家庭資源均可能對員工繁榮產(chǎn)生影響。而當(dāng)多種資源同時存在時，尋找關(guān)鍵資源或關(guān)鍵影響因素就成為至關(guān)重要的任務(wù)[4]。本研究認(rèn)為，與個體資源和家庭資源相比，工作資源對員工繁榮的影響最大：①工作可滿足員工及家人的物質(zhì)需要，是員工及家人獲得幸福生活的重要物質(zhì)基礎(chǔ)和保障；②工作可滿足員工被尊重和自我實現(xiàn)的需求。相關(guān)研究也表明，與個體和家庭資源相比，工作資源對員工的工作-家庭平衡的作用更為重要。由此，本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)7與個體資源和家庭資源相比，工作資源對員工繁榮更為重要。

本研究的整體研究框架見圖1。

3 預(yù)測試

3.1 數(shù)據(jù)收集與研究樣本

本研究的主要變量涉及工作和家庭兩個領(lǐng)域。其中：工作領(lǐng)域中相關(guān)變量的測量均采用國外較為成熟的Liket 5點(diǎn)量表；家庭領(lǐng)域相關(guān)變量的測量則參考有關(guān)研究的做法，由工作領(lǐng)域相關(guān)變量的成熟量表改編而成，具體而言就是將工作領(lǐng)域相關(guān)變量測量量表中的“工作”改變?yōu)椤凹彝ァ?，將“主管”改變?yōu)椤凹胰恕钡?。為保證所采集數(shù)據(jù)的質(zhì)量，本研究對初始問卷進(jìn)行了預(yù)測試。參考已有研究的方法，本研究將性別、年齡、學(xué)歷、工作崗位、工作年限、婚姻狀況、是否有孩子和老人需要照顧作為控制變量。

本研究采用現(xiàn)場發(fā)放問卷的方式進(jìn)行預(yù)測試數(shù)據(jù)的采集。由于受疫情防控的影響，本研究選擇地處沈陽的兩家大中型企業(yè)作為調(diào)研對象。預(yù)測試共發(fā)放問卷246份，回收問卷217份，在剔除空缺題項過多及填答題項連續(xù)重復(fù)等無效問卷后，得到有效問卷168份，問卷有效回收率為68.3%。在預(yù)測試樣本中，性別方面，男性占51.2%、女性占48.8%；年齡方面，25歲以下占6.5%、26～30歲占23.8%、31～40歲占32.7%、41～50歲占20.3%，51歲及以上占16.7%；教育程度方面，高中及以下占29.1%、大專占18.5%、本科占43.5%、碩士及以上占8.9%；崗位層級方面，一線員工占56.0%、基層管理者占28.0%、中層管理者占14.2%、高層管理者占1.8%；工作年限方面，1年以下占7.1%、1～3年占15.5%、4～6年占17.2%、7～10年占17.3%、10年以上占42.9%；婚姻狀況方面，未婚占27.4%、已婚占70.2%、離異占2.4%；家人照顧方面，有14周歲及以下孩子需要照顧占36.9%、有75周歲及以上老人需要照顧占32.1%。預(yù)測試樣本在性別、年齡、學(xué)歷和工作崗位等人口統(tǒng)計學(xué)變量上的區(qū)間分布相對合理。

3.2 KOM與Bartlett球形度檢驗

本研究對涉及的全部量表進(jìn)行KOM與Bartlett球形度檢驗，以判斷其是否適合做因子分析，有關(guān)結(jié)果見表1。由表1可知，所有變量的KOM值均大于0.7，Bartlett球形度檢驗均顯著，這表明所有變量均適合做因子分析。

表1 量表信度與收斂效度檢驗(N=168)

3.3 信效度檢驗

由表1可知，所有量表的一致性信度和組成信度都在0.8以上，說明本研究的全部量表具有良好的信度，同時，本研究對全部量表進(jìn)行收斂效度和區(qū)別效度檢驗。由表1還可知，所有量表的AVE值都在0.6以上，說明本研究的全部變量具有較好的收斂效度。此外，對各變量進(jìn)行驗證性因子分析(CFA)，以檢驗各變量間的區(qū)別效度，有關(guān)結(jié)果見表2。由表2可知，十一因子模型在統(tǒng)計上明顯優(yōu)于其他模型，表明本研究的11個關(guān)鍵變量均具有良好的區(qū)別效度。

表2 量表區(qū)別效度檢驗(N=168)

4 正式檢驗

4.1 數(shù)據(jù)收集與研究樣本

本研究采用問卷調(diào)查的方式收集數(shù)據(jù)。課題組成員通過分工協(xié)作的方式與東北地區(qū)某雙一流建設(shè)高校的部分在職博士研究生、EMBA、MBA以及已畢業(yè)且在企業(yè)任職的優(yōu)秀校友取得聯(lián)系，通過持續(xù)兩周的反復(fù)交流和溝通，共有13家企業(yè)承諾可為本研究的實地調(diào)研提供幫助。但因時間沖突、地域限制以及疫情等的影響，最后僅對遼寧省的5家企業(yè)、天津市的2家企業(yè)以及山東省的1家企業(yè)實施了實地調(diào)查，這些企業(yè)均為大中型企業(yè)。為盡量減少共同方法偏差，本研究分3個階段進(jìn)行數(shù)據(jù)采集，每兩個階段的調(diào)查間隔一個月。第一次調(diào)查(T1)收集員工的背景以及自變量信息；第二次調(diào)查(T2)收集中介變量信息；第三次調(diào)查(T3)收集因變量信息。

為方便數(shù)據(jù)匹配，研究人員在企業(yè)接待人員的協(xié)助下，在每家企業(yè)中隨機(jī)抽取了100名員工并依次對其進(jìn)行編號。此外，為提高員工的參與程度及數(shù)據(jù)的可靠性，研究人員準(zhǔn)備了精美的小禮物，并在問卷發(fā)放前贈送給參與調(diào)查的員工。第一次問卷共發(fā)放問卷903份，回收有效問卷633份，問卷有效回收率為70.1%；第二次問卷共發(fā)放問卷633份，回收有效問卷467份，問卷有效回收率為73.8%；第三次問卷共發(fā)放問卷467份，回收有效問卷369份，問卷有效回收率為79.0%。在有效樣本中，性別方面，男性占56.4%、女性占43.6%；年齡方面，25歲及以下占21.4%、26～30歲占36.9%、31～40歲占19.8%、41～50歲占12.4%、51歲及以上占9.5%；教育程度方面，高中及以下占16.0%，?？普?3.6%，本科占48.8%，碩士及以上占21.6%；崗位層級方面，一線員工占58.0%、基層管理者占29.5%、中層管理者占10.6%、高層管理者占1.9%；工作年限方面，1年以下占18.4%、1～3年占25.7%、4～6年占19.0%、7～10年占11.2%、10年以上占25.7%；婚姻狀況方面，未婚占50.4%、已婚占47.7%、離異占1.9%；家人照顧方面，有14周歲及以下孩子需要照顧占25.2%、有75周歲及以上老人需要照顧占20.9%。

4.2 共同方法變異檢驗

本研究先后采用Harman單因素檢驗法和驗證性因子分析對共同方法變異程度進(jìn)行檢驗。結(jié)果表明，最大因子方差解釋率為30.489%(小于40%)，且模型擬合不佳(χ2/df=5.193、CFI=0.557、TLI=0.535、RMSEA=0.107)，表明本研究數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

4.3 信度檢驗

本研究采用Cronbach’sα系數(shù)和組成信度(CR)衡量各量表的信度(見表3)。由表3可知，各變量的Cronbach’sα系數(shù)均在0.7以上，組成信度(CR)值均在0.8以上，表明各量表具有較好的一致性信度和組成信度。

4.4 效度檢驗

為檢驗各變量間的區(qū)分效度，本研究對各變量進(jìn)行驗證性因子分析(CFA)，有關(guān)結(jié)果見表4。由表4可知，十一因子模型不僅符合相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)，且在統(tǒng)計上明顯優(yōu)于其他模型，這表明本研究的11個關(guān)鍵變量均具有良好的區(qū)分效度。此外，本研究進(jìn)一步計算各變量的平均提取方差值(AVE值)，以檢驗各變量的收斂效度。由表3可知，各變量的AVE值均大于0.5，表明各變量具有良好的收斂效度。

表3 量表測量(N=369)

表4 驗證性因子分析(N=369)

4.5 描述性統(tǒng)計及相關(guān)分析

描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析結(jié)果見表5。由表5可知，來自個體、工作和家庭3個領(lǐng)域的6種資

表5 各變量平均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)(N=369)

源均與工作-家庭沖突、工作-家庭增益以及員工繁榮顯著相關(guān)，相關(guān)性范圍從0.11(p<0.05)到0.69(p<0.01)之間，為后續(xù)進(jìn)一步研究分析奠定了基礎(chǔ)。

4.6 假設(shè)檢驗

4.6.1直接效應(yīng)檢驗

注：χ2=2 386.758、df=1 271、χ2/df=1.878、TLI=0.902、CFI=0.910、RMSEA=0.049；***表示p<0.001,下同。圖2 直接效應(yīng)檢驗結(jié)果

本研究通過路徑分析法檢驗研究假設(shè)(見圖2)。由圖2可知：工作彈性能力和家庭彈性能力僅對工作-家庭沖突和家庭-工作沖突具有顯著負(fù)向影響(β=-0.136，p<0.05；β=-0.175，p<0.01)，而工作-家庭增益和家庭-工作增益的影響不顯著(β=0.078，p>0.05；β=0.045，p>0.05)，因此，假設(shè)1得到部分支持。家庭支持型主管行為和工作自主性均對工作-家庭沖突有顯著的負(fù)向影響(β=-0.244，p<0.001；β=-0.282，p<0.001)，對工作-家庭增益有顯著的正向影響(β=0.483，p<0.001；β=0.339，p<0.001)，因此，假設(shè)2得到支持；工作支持型家庭行為和家庭自主性均對家庭-工作沖突有顯著負(fù)向影響(β=-0.262，p<0.001；β=-0.196，p<0.01)，對家庭-工作增益有顯著正向影響(β=0.564，p<0.001；β=0.185，p<0.01)，因此，假設(shè)3得到支持；工作-家庭增益和家庭-工作增益對員工繁榮均有顯著正向影響(β=0.212，p<0.01；β=0.342，p<0.001)，因此，假設(shè)4得到支持；工作-家庭沖突和家庭-工作沖突均對員工繁榮有顯著負(fù)向影響(β=-0.137，p<0.05；β=-0.139，p<0.05)，因此，假設(shè)5得到支持。

為檢驗自變量間的交互效應(yīng)是否對研究結(jié)論產(chǎn)生影響，本研究在加入控制變量的基礎(chǔ)上，將三重資源的交乘項加入到總模型之中進(jìn)行檢驗。結(jié)果顯示，家庭支持型主管行為×工作自主性對員工繁榮的影響不顯著(β=0.048，p=0.198)；工作支持型家庭行為×家庭自主性對員工繁榮的影響不顯著(β=0.056，p=0.222)；工作彈性能力×家庭彈性能力對員工繁榮的影響不顯著(β=0.007，p=0.851)；家庭支持型主管行為×工作自主性對工作-家庭沖突的影響不顯著(β=0.035，p=0.501)；家庭支持型主管行為×工作自主性對工作-家庭增益的影響不顯著(β=0.035，p=0.414)；工作支持型家庭行為×家庭自主性對家庭-工作沖突的影響不顯著(β=-0.081，p=0.224)；工作支持型家庭行為×家庭自主性對家庭-工作增益的影響不顯著(β=0.013，p=0.770)。這表明三重資源的交乘項對員工繁榮和工作家庭關(guān)系的影響均不顯著性，因此，三重資源對員工繁榮和工作家庭關(guān)系具有獨(dú)立的影響效力。

4.6.2中介效應(yīng)檢驗

本研究使用Mplus 7.0軟件中的Bootstrap自助抽樣法(共抽取了5 000個樣本)檢驗中介效應(yīng)(見表6)。由表6可知，工作彈性能力僅通過工作-家庭沖突對員工繁榮產(chǎn)生間接影響，家庭彈性能力僅通過家庭-工作沖突對員工繁榮產(chǎn)生間接影響，即邊界彈性能力對員工繁榮的影響是通過工作-家庭沖突這一路徑實現(xiàn)的，而非工作-家庭增益；家庭支持型主管行為通過工作-家庭沖突和工作-家庭增益兩條路徑對員工繁榮產(chǎn)生間接影響；而工作自主性僅通過工作-家庭增益對員工繁榮產(chǎn)生間接影響；工作支持型家庭行為和家庭自主性通過家庭-工作沖突和家庭-工作增益兩條路徑對員工繁榮產(chǎn)生間接影響。由此，假設(shè)6得到部分支持。

表6 中介效應(yīng)的Bootstrap分析(95%CI)(N=369)

4.6.3相對權(quán)重分析

目前，多數(shù)研究均采用標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)或優(yōu)勢比判斷各自變量對因變量的相對影響程度，但這兩種方法只能衡量相互獨(dú)立的自變量對因變量的相對影響程度。事實上，多數(shù)研究中的多個自變量之間都或多或少地會存在著一定的相關(guān)性，因此，研究結(jié)果可能會夸大或縮小自變量對因變量的相對影響程度，并且總體估計結(jié)果往往會超過100%。而基于Logistic回歸模型的相對權(quán)重分析法(Relative Weight Analysis)， 可將線性回歸模型的總變異分解并分配至各自變量，避免了因自變量間存在相互影響而產(chǎn)生的誤差[31]。由此，相對權(quán)重分析有助于識別個體資源、工作資源和家庭資源對員工繁榮的相對影響程度，從而發(fā)現(xiàn)影響員工繁榮的關(guān)鍵資源?；诖?， 本研究通過相對權(quán)重分析對個體資源、工作資源和家庭資源在員工繁榮方面的相對影響程度進(jìn)行比較分析(見表7)。由表7可知，個體資源、工作資源、家庭資源總共解釋了員工繁榮的31.30%，其中，個體資源、工作資源、家庭資源分別占總解釋率的15.61%、26.42%、57.97%。由此，假設(shè)7沒有得到支持。由表7中還可知：個體資源中的家庭彈性能力對員工繁榮的影響比工作彈性能力大；工作資源中的工作自主性對員工繁榮的影響比家庭支持型主管行為大；家庭資源中的工作支持型家庭行為對員工繁榮的影響比家庭自主性大。

表7 層次回歸分析和相對權(quán)重分析結(jié)果(N=369)

由于在個體資源、工作資源和家庭資源與員工繁榮間分別存在多重中介變量，比較并分析每個中介變量的相對貢獻(xiàn)度可更好地揭示其作用機(jī)制。鑒于此，本研究繼續(xù)使用相對權(quán)重分析對工作-家庭關(guān)系在三重資源與員工繁榮間中介效應(yīng)的相對重要性進(jìn)行分析。由于中介效應(yīng)檢驗結(jié)果顯示，工作自主性、工作彈性能力和家庭彈性能力僅通過工作-家庭關(guān)系中的某一條路徑對員工繁榮產(chǎn)生影響，因此，無需再對其中介效應(yīng)進(jìn)行比較分析。在此，本研究僅對工作-家庭關(guān)系在家庭支持型主管行為、工作支持型家庭行為以及家庭自主性與員工繁榮間的中介效應(yīng)進(jìn)行比較分析(見表8)。由表8可知：工作-家庭沖突和工作-家庭增益共解釋了家庭支持型主管行為對員工繁榮38.8%的中介效應(yīng)，其中，工作-家庭增益占70.19%，工作-家庭沖突占29.78%，表明家庭支持型主管行為主要通過工作-家庭增益對員工繁榮產(chǎn)生間接影響；家庭-工作沖突和家庭-工作增益共解釋了工作支持型家庭行為對員工繁榮41.4%的中介效應(yīng)，其中，家庭-工作增益占69.34%，家庭-工作沖突占27.49%，表明工作支持型家庭行為主要通過家庭-工作增益對員工繁榮產(chǎn)生間接影響；家庭-工作沖突和家庭-工作增益共解釋了家庭自主性對員工繁榮41.0%的中介效應(yīng)，其中，家庭-工作增益占70.09%，家庭-工作沖突占27.78%，表明家庭自主性主要通過家庭-工作增益對員工繁榮產(chǎn)生間接影響。

表8 中介效應(yīng)相對權(quán)重分析結(jié)果(N=369)

5 補(bǔ)充研究

前文的預(yù)測試和正式檢驗結(jié)果均表明，員工繁榮這一變量具有較好的一致性信度、組成信度、收斂效度以及區(qū)別效度，本研究提出的研究假設(shè)也大多得到驗證，而且其內(nèi)涵、外延及底層邏輯與工作繁榮、家庭繁榮在本質(zhì)上基本相似[32]。但鑒于員工繁榮畢竟是在整合了“工作繁榮”和“家庭繁榮”的基礎(chǔ)上提出的新概念。為進(jìn)一步檢驗員工繁榮能否真實地反映員工的整體繁榮狀態(tài)，本研究采用訪談研究法對其進(jìn)行輔助檢驗，具體研究程序如下：①樣本選擇。為保證研究的連續(xù)性，在正式問卷調(diào)查企業(yè)聯(lián)絡(luò)人的協(xié)助下，本研究隨機(jī)選取了全程參與問卷填答的部分員工進(jìn)行訪談。②開放式訪談。本研究對選定的員工進(jìn)行了開放式訪談，每次訪談時間在1小時左右。訪談內(nèi)容主要包括：您對“員工繁榮”這個詞怎么理解？您認(rèn)為實現(xiàn)繁榮的員工主要有哪些特征或表現(xiàn)？您認(rèn)為員工繁榮應(yīng)該體現(xiàn)在哪些方面？在訪談結(jié)束后，研究人員就其中一些模糊的或有爭議的地方進(jìn)行電話或微信補(bǔ)訪，以確保能夠準(zhǔn)確地采集到受訪者的觀點(diǎn)。當(dāng)訪談進(jìn)行到第16名員工時，本研究發(fā)現(xiàn)，已達(dá)到理論飽和，開放式訪談到此結(jié)束。③資料整理。本研究對前15名員工有關(guān)員工繁榮的重要訪談資料進(jìn)行歸納和整理(編號為E1～E15)，部分經(jīng)典訪談?wù)Z錄見表9。由表9可知，員工繁榮的核心概念、特征以及結(jié)構(gòu)與本研究在前文的推理和邏輯思路相吻合。這表明，本研究將工作繁榮和家庭繁榮整合為員工繁榮是較為穩(wěn)妥和可靠的。

表9 部分員工訪談記錄(N=15)

6 結(jié)語

本研究主要得到以下結(jié)論：①隸屬于個體資源的工作彈性能力和家庭彈性能力通過降低工作-家庭沖突而非增加工作-家庭增益對員工繁榮產(chǎn)生影響。②隸屬于工作資源的工作自主性和家庭支持型主管行為對工作-家庭沖突有顯著的負(fù)向影響，對工作-家庭增益有顯著的正向影響。③隸屬于家庭資源的家庭自主性和工作支持型家庭行為是影響員工家庭-工作關(guān)系的重要因素，兩者均對家庭-工作沖突有顯著的負(fù)向影響，對家庭-工作增益有顯著的正向影響。④工作-家庭關(guān)系對員工繁榮具有顯著的影響。其中，工作-家庭沖突對員工繁榮有顯著的負(fù)向影響，工作-家庭增益對員工繁榮有顯著的正向影響。另外，工作-家庭沖突和工作-家庭增益在家庭支持型主管行為影響員工繁榮的過程中起中介作用，相對而言，工作-家庭增益的中介作用更強(qiáng)。此外，家庭-工作沖突和家庭-工作增益在家庭自主性和工作支持型家庭行為影響員工繁榮的過程中起中介作用，相對而言，家庭-工作增益的中介作用更強(qiáng)。工作自主性則通過工作-家庭增益而非工作-家庭沖突對員工繁榮產(chǎn)生影響。⑤與個體資源和工作資源相比，家庭資源對員工繁榮的影響最大；與家庭資源和工作資源相比，個體資源對員工繁榮的影響最小。

本研究的理論貢獻(xiàn)主要在于：①將工作繁榮和家庭繁榮整合到同一研究框架中，并提出了“員工繁榮”的構(gòu)念，這不僅響應(yīng)了以往學(xué)者的呼吁[33]，而且使研究內(nèi)容和結(jié)論在理論上更為完整。②同時從個體、工作和家庭三重資源視角探討員工繁榮的影響因素，在豐富員工繁榮影響因素的同時，也相對地提升了研究結(jié)論的可靠性。③從工作-家庭的沖突和增益兩個視角揭示了個體、工作和家庭三重資源對員工繁榮的作用機(jī)制，深化了資源與員工繁榮關(guān)系間中介機(jī)制的研究。④運(yùn)用相對權(quán)重分析確定了影響員工繁榮的關(guān)鍵資源，不僅彌補(bǔ)了現(xiàn)有理論研究的不足，而且為后續(xù)從關(guān)鍵資源視角探究員工繁榮的形成機(jī)制奠定了基礎(chǔ)。⑤在一定程度上改變了傳統(tǒng)的資源保存理論對資源作用和價值的認(rèn)知。

本研究的實踐啟示在于：①組織應(yīng)重視家庭資源對員工繁榮的影響，因此，組織可通過制定家庭關(guān)懷計劃，加強(qiáng)家庭成員對員工工作的支持和理解，進(jìn)而提升員工的整體繁榮水平。②鼓勵家庭支持型主管行為和家庭支持型工作行為的產(chǎn)生，幫助員工更好地處理家庭工作關(guān)系。例如，作為主管和家庭成員可以通過給予員工更多的支持、幫助和理解等方式來減少其工作家庭沖突，增加其工作家庭增益。③組織管理者和家人可通過給予員工更多的工作自主權(quán)和家庭自由度，讓員工可以根據(jù)具體情況自由、靈活的安排工作和家庭任務(wù)，幫助其平衡工作家庭關(guān)系。④組織管理者應(yīng)全面構(gòu)建諸如彈性工作和休閑假期等工作-家庭平衡型人力資源管理體系，讓員工獲得更多時間、情感和環(huán)境等方面的資源支持，使員工更好的協(xié)調(diào)和管理其工作家庭關(guān)系，幫助員工實現(xiàn)“快樂工作，幸福家庭”的終極目標(biāo)。⑤組織可通過培訓(xùn)等來培養(yǎng)和提升員工的邊界彈性能力，幫助員工快速從工作和家庭的壓力中恢復(fù)過來，從而避免資源的螺旋損失，使員工保持持續(xù)的學(xué)習(xí)和活力狀態(tài)。

本研究也存在以下不足：①所有變量均由員工自評完成，雖然有關(guān)檢驗表明，本研究并不存在嚴(yán)重的共同方法偏差，但未來研究還可由員工的配偶和主管對員工的繁榮狀態(tài)進(jìn)行評價。②員工在家庭中體驗到的繁榮、支持和自主的內(nèi)涵可能與工作中有所不同，因此，可通過改編工作領(lǐng)域量表的方式獲得家庭繁榮、家庭彈性能力、工作支持型家庭行為、家庭自主性的測量量表，這可能會在一定程度上進(jìn)一步加強(qiáng)研究結(jié)論的可靠性。此外，未來研究也可嘗試開發(fā)家庭領(lǐng)域的相關(guān)量表。③缺乏對員工繁榮形成機(jī)制中調(diào)節(jié)效應(yīng)的探討，未來可進(jìn)一步加強(qiáng)這方面的研究。