工作—家庭沖突對知識型員工工作滿意度的影響

摘要：文章以我國西部、中部、東部三地的453名知識型員工為例，探究工作—家庭沖突對知識型員工工作滿意度的影響，以及首次檢驗心理所有權在它們之間是否存在調節效應。結果表明，工作—家庭沖突對知識型員工工作滿意度有顯著負向影響，心理所有權卻對其有顯著正向影響；良好的心理所有權感將有助于減弱工作—家庭沖突對知識型員工工作滿意度的負向影響。

關鍵詞：知識型員工；工作—家庭沖突；工作滿意度；心理所有權；調節效應

一、 問題提出

如何降低工作—家庭沖突的負面影響，提高知識型員工工作滿意度，是企業管理者、學者思考的熱切問題。根據中國知網上的數據，迄今為止，標題包含“工作滿意度”與“工作—家庭沖突”的僅有8篇，且這8篇分別以教師、醫護人員、一般企業人員為例，以知識型企業員工為研究對象的未有文獻呈現。就內容來看，未有1篇探究工作—家庭沖突與工作滿意度的關系在不同條件下是否會有所變化。

我們首次以知識型企業員工為例，對工作—家庭沖突與工作滿意度關系進行研究，有助于進一步驗證這一關系在我國各個工作群體的適用性，擴展它的研究范圍，豐富該領域的理論研究。同時，首次考察心理所有權在工作—家庭沖突與工作滿意度這一關系鏈條中是否扮演調節變量的角色。該研究不僅能加深工作—家庭沖突對工作滿意度影響的理解，還為提高知識型員工工作滿意度提供解決策略，具有一定的理論與實踐意義。

二、 理論分析與假設推演

1． 工作—家庭沖突與工作滿意度。工作—家庭沖突指的是工作中的角色壓力和工作外的角色壓力之間存在的沖突（Thomsa et al.，1995）。工作—家庭沖突具有雙向性，即工作→家庭沖突、家庭→工作沖突。因工作時間、壓力等因素對家庭相關責任的干擾為工作→家庭沖突；因家庭方面的需求產生的對工作責任的干擾則是家庭→工作沖突。但在實際研究中學者們較少關注家庭→工作沖突，這是由于人們體驗到的工作→家庭沖突往往高于家庭→工作沖突。根據研究目的，本研究特指工作→家庭沖突。

工作滿意度是自己通過實際獲得的價值與期望獲得的價值比較，對所從事的工作條件與狀況的總體看法與感受，在工作中或以往工作經驗中表現出正面態度、正面感情或積極取向的程度。

由兩者定義可知，工作-家庭沖突與工作滿意度應該有著非常緊密的聯系，但它們之間的關系研究結論并不一致。但絕大部分學者研究得出兩者呈負相關（閻道平，2008；成守珍等，2008；鐘亦鳴，2008；張竹濃，2009；梁日寧，2009；孫桂苓，2009；孔德玲，2009；房穎，2010），我們也支持這種觀點。

其實，由工作—家庭沖突的溢出理論可知，個體的時間、精力、能力有限，在工作或家庭其中一個領域投入時，勢必會影響到在另一個領域的投入，從而使個體體驗到工作—家庭沖突帶來對工作滿意度的評價。工作—家庭沖突愈過度，愈不利于知識型員工工作滿意度的形成和提高。

基于以上分析，提出如下假設：

H1：工作—家庭沖突將對知識型員工工作滿意度產生負向影響。

2． 心理所有權與工作滿意度。心理所有權是人們對（物質形態或非物質形態的）客體所產生的擁有感。知識型員工心理所有權愈高，就愈認同和忠誠于現在的工作，對工作就愈投入，愈具有強烈的責任感和使命感；這些都有利于自我實現。自我實現得愈好，愈肯定自己價值和能力，愈對工作感到滿意。喬志華（2007）以156名企業員工為例，研究表明，心理所有權與工作滿意度存在顯著正相關，而且心理所有權的不同維度對工作滿意度有不同程度的顯著正向影響，這正好佐證了我們提出的觀點。由此，提出假設：

H2：心理所有權將對知識型員工工作滿意度產生正向影響。

3． 心理所有權的調節作用。考慮到心理所有權后，為什么工作—家庭沖突與工作滿意度的關系會發生變化？

主要原因在于，心理所有權愈高的知識型員工，就愈認同和忠誠于現在的工作，對工作就愈投入，愈具有強烈的責任感和使命感。當工作—家庭沖突發生時，就更有利于解決該沖突，并可能將其轉變為工作—家庭平衡，甚至做到工作—家庭促進，也有利于削弱工作—家庭沖突對工作滿意度的負向影響。即心理所有權能與工作—家庭沖突形成一種互補關系，共同影響知識型員工工作滿意度。由此，提出如下假設：

H3：心理所有權將調節工作—家庭沖突與工作滿意度的關系，即工作—家庭沖突對工作滿意度的負向直接作用將隨心理所有權感的增強而減弱。

三、 研究設計

1． 建立概念模型。根據研究目的，我們選取了性別、年齡、婚姻、學歷、員工類型、企業性質和企業行業7個作為控制變量，上述研究假設可歸納為圖1所示的概念模型。

2． 測量工具。

（1）工作—家庭沖突量表。采用Netemeyer等（1996）編制的工作—家庭沖突量表。該量表通過獨立的分量表分別對工作→家庭沖突和家庭→工作沖突的程度進行評估。前5個題項測量工作→家庭沖突，后5個題項測量工作→家庭沖突，該量表在國內實證中被廣泛應用。本研究只考察工作→家庭沖突，由“我的工作要求影響了我的家庭生活；我的工作時間使得我很難滿足我應承擔的家庭責任；因為壓在我身上的工作，我沒能干完自己想做的事；我的工作壓力使得我很難更改我的家庭活動計劃；因為工作責任所在，我必須對我的家庭活動計劃做出改動”5個題項來度量。

（2）工作滿意度量表。采用李雙燕，萬迪昉（2008）編制的工作滿意度量表，該量表采用單維整體評估方法。由“我對目前從事的工作感到滿意；我對直接上級感到滿意；我對目前的薪酬水平感到滿意；我對公司提供給我的晉升機會感到滿意；整體上，我對目前的工作條件感到滿意”5個題項來度量。

（3）心理所有權量表。采用Van DynePierce（2004）編制的心理所有權量表，該量表單維度7個題項，具體由“這是我的組織；我感覺這個組織是我們的公司；我在這個組織感覺到一個較高程度的個人所有感；我感覺這是我的公司；這是我們的公司；大多數為這個組織工作的人感覺他們擁有這家公司；我很難把這個組織看成是我所有的（反向計分）”7個題項來度量。

以上量表均采用Likert5級評分，得分越高分別表示工作—家庭沖突越嚴重，工作滿意度越高，心理所有權感越強；得分越低表示工作—家庭沖突越不嚴重，工作滿意度越低，心理所有權感越弱。

3． 樣本來源及特征。在2012年4月，以重慶地區的企業作為樣本來源，采用滾雪球法內共發放問卷600份，因為工作滿意度、心理所有權要經過一定的工作時間才能顯現出來。所有我們要求知識型員工必須在該公司工齡3年以上。最終得到有效問卷453份，有效回收率為75.50%。在進入數據分析的樣本中，男性占到63.2%，45歲以下占88.5%。學歷方面，大專占13.3%，本科占67.6%，碩士及以上占19.1%。員工類型方面，中高層管理人員占33.5%，研發人員占36.2%，工程技術人員占30.3%。企業性質方面，國有占23.9%，民營占21.6%，股份制占37.1%，中外合資及其它占17.4%。企業所在行業方面，軟件業占43.7%，電子通訊占41.4%，生物制藥占14.9%。這些都符合我國知識型員工所在企業的基本情況，表明樣本來源具有較高的表面效度。

4． 模型檢驗思路。所有測量指標均來自于同一份調查問卷，在數據收集中是采用自我報告量度方法，實證檢驗中可能會出現共同方法偏差問題。我們采用程序控制的方法對共同方法偏差進行限制，主要控制方法包括：強調匿名填涂量表，保護被測的匿名性；明確測量目的，減少對測量目的的猜度；變化測量項目排列，平衡項目的順序效應；進行初測，改進量表項目。

在計算變量的交叉項之前，我們先將變量得分居中化（減去變量的均值），這一處理不會改變回歸系數的顯著，這便于正確的解釋調節作用并克服預測變量之間的多重共線性問題（Andrews et al.，2003）。本研究所有模型中，各變量的方差膨脹因子（VIF）均遠小于10，說明變量間的多重共線性并不嚴重，分析結果是可靠的。

首先，采用相關分析法來對變量間的相關性進行初步判斷；然后，采用層級回歸分析方法來檢驗心理所有權的調節效應，這些都利用SPSS11.5統計軟件來完成。

四、 實證檢驗

采用SPSS11.5對回收樣本作Cronbach α測試發現：工作—家庭沖突、工作滿意度、心理所有權總量表的α 信度值分別為0.751、0.742、0.817，均在0.700以上，反映本研究量表的信度較理想，主要原因是采用了較成熟的量表。

工作—家庭沖突、工作滿意度、心理所有權兩兩之間都存在不同程度的統計上顯著相關關系，比如說，工作—家庭沖突與工作滿意度間的相關系數為-0.452，并且顯著。但是還不能說明到底是工作—家庭沖突導致了知識型員工工作滿意度的變化，還是相反。因此，我們需要運用回歸分析以及相應的判別機制來驗證變量之間的邏輯關系以及心理所有權是否扮演著調節變量的角色。這些結果都符合社會認知理論的預期，并與我們的理論預期一致，也佐證了一些我們之前提出的觀點。

⑤樣本量N=453。我們采用層級回歸方法對H1～H3進行驗證，在第一步引入控制變量（對應表1 Model1），控制變量對知識型員工工作滿意度解釋明顯不足（R2=0.032，ns），表明控制變量對因變量知識型員工工作滿意度的影響較小。由于人口特征變量往往同時反映了多個因素的影響（Price，2001），我們對人口特征變量的回歸系數含義不予引申。

為檢驗假設H1，在第二步引入自變量工作—家庭沖突（對應表1Model2），回歸結果顯示，工作—家庭沖突對知識型員工工作滿意度產生顯著負向影響（β=-0.421，P<0.01），假設H1得到支持。

為檢驗假設H2，同時也為了在檢驗調節效應之前濾除心理所有權本身可能存在的對知識型員工工作滿意度的影響，在第三步將心理所有權放入回歸方程（對應表1Model3），以檢驗在控制自變量工作—家庭沖突后，心理所有權單獨對因變量工作滿意度的貢獻。結果表明，在增加心理所有權后，對知識型員工工作滿意度方差的解釋有顯著增加；心理所有權將對知識型員工工作滿意度產生顯著正向影響（β=0.286，P<0.01），假設H2得到支持。

為檢驗假設H3，在控制調節變量的主效應后，第四步引入工作—家庭沖突與心理所有權的交叉項（對應表1 Model 4）。結果顯示，良好的心理所有權感將減弱工作—家庭沖突對知識型員工工作滿意度的負向影響（β=-0.173，P<0.05），假設H3得到支持。

五、 結論與啟示

通過對相關假設的驗證，最后獲得了一些有價值的研究結論：工作—家庭沖突對知識型員工工作滿意度有顯著負向影響；心理所有權卻對其有顯著正向影響。良好的心理所有權感將有助于減弱工作-家庭沖突對知識型員工工作滿意度的負向影響。

以上結論給企業管理者一個重要啟示，要提高知識型員工工作滿意度，至少可以采取以下措施：一是盡量減少企業的組織政治行為，知識型員工組織政治知覺也相應會減少；二是增強知識型員工的心理所有權感。

六、 局限性與展望

盡管我們得到了比較理想的結果，達到了預期研究目的，但受某些局限性影響，本主題在未來還有進一步研究空間。一是樣本代表性問題。從理論上講，實證所用的樣本應該具有它所來自總體的代表性。然而，在實際研究中，由于各方面資源所限，尤其對于知識型員工心理行為研究來說，完全避免樣本所帶來的差異具有一定困難。因此，在未來研究中，我們還需要擴大樣本數量和樣本來源，以檢驗結論的可靠性。二是橫斷面數據局限，研究變量比如心理所有權、工作滿意度等具有很大的慣性，要通過一定時間才會對其產生影響，它們之間的關系應采用縱向時序數據來進行實證檢驗。但由于諸多條件限制，本研究采用橫斷設計，將橫斷面數據作為實證數據，因此，在關系的推斷上需謹慎，以盡量避免出現邏輯問題。在未來研究中，我們嘗試采用縱向時序數據來進行檢驗。

參考文獻：

1. Thomsa， L. T.， Ganster， D. C. Impact of f- amily-supportive work variables on work-family conflict and strain: A control perspective. Journal of Applied Psychology，1995，80（1）:6-15.

2. 閻道平.小型私營企業員工工作家庭沖突與工作滿意度研究.蘇州大學碩士位論文，2008.

3. 成守珍，陳維清，陳妙虹，劉濤，卜秀清.護士工作家庭沖突與工作滿意度相關性研究.護理學雜志，2008，23（17）:40-41.

4. 鐘亦鳴.銷售人員工作家庭沖突與工作滿意度、工作績效的關系研究.人力資源，2008，（2）:310-312.

5. 張竹濃.心理所有權、工作家庭沖突和工作滿意度的關系模型分析.浙江大學碩士位論文，2009.

6. 梁日寧.女性醫護人員工作家庭沖突與工作投入、工作滿意度的關系研究.東北師范大學碩士位論文， 2009.

7. 孫桂苓.高中教師工作家庭沖突與工作滿意度關系研究.曲阜師范大學碩士位論文，2009.

8. 孔德玲.科技人力資源工作家庭沖突與工作滿意度的關系研究.安微大學碩士位論文，2010.

9. 房穎.企業中層管理者的工作家庭沖突與工作滿意度的關系研究.西北大學碩士位論文，2010.

基金項目：國家留學基金委西部地區人才培養特別項目（項目號：留金法[2010]5013號）、重慶市高等學校優秀人才資助計劃項目（項目號：渝教人[2009]2號），主持人：李雪松。

作者簡介：李雪松，重慶電子工程職業學院副教授，重慶大學經濟與工商管理學院博士，西南大學經濟管理學院博士后，北京大學訪問學者。

收稿日期：2012-05-18。