角色壓力、工作家庭沖突和心理抑郁的中美比較
—— 社會(huì)支持的調(diào)節(jié)作用*

金家飛 徐 姍 王艷霞

(西南財(cái)經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院, 成都 611130)

1 引言

自從1985年Greenhaus和Beutell提出工作家庭沖突開始(Greenhaus & Beutell, 1985), 有關(guān)工作和家庭之間關(guān)系的理論經(jīng)歷了長(zhǎng)足的發(fā)展, 如邊界理論(Ashforth, Kreiner, & Fugate, 2000)指出工作和生活角色間存在著邊界; 資源保存理論(Hobfoll,2001)則討論了個(gè)體傾向于獲取和保存資源, 且個(gè)體會(huì)通過(guò)資源的替代和轉(zhuǎn)移來(lái)實(shí)現(xiàn)保存資源的目的。也有學(xué)者基于上述理論提出, 角色壓力是導(dǎo)致工作和家庭領(lǐng)域間發(fā)生沖突的重要因素(Michel,Kotrba, Mitchelson, Clark, & Baltes, 2011), 當(dāng)員工在某一個(gè)角色上承擔(dān)的任務(wù)負(fù)荷過(guò)多時(shí), 就會(huì)感受到任務(wù)型壓力, 其傾向于在不同的角色之間轉(zhuǎn)移已有資源(Matthews, Winkel, & Wayne, 2013)。因此,我們認(rèn)為角色壓力(如角色負(fù)荷)對(duì)工作和家庭間關(guān)系的影響有兩種形式, 第一種是直接影響, 如工作領(lǐng)域中角色壓力會(huì)影響工作領(lǐng)域的結(jié)果變量(Ford,Heinen, & Langkamer, 2007), 另一種是交叉影響,如工作領(lǐng)域中角色壓力會(huì)因?yàn)榭珙I(lǐng)域的資源占用而影響家庭領(lǐng)域的結(jié)果變量(Byron, 2005)。已有研究不僅驗(yàn)證了前因變量(角色壓力)對(duì)工作家庭沖突的影響, 也探討了工作家庭沖突對(duì)結(jié)果變量的影響,如工作、生活滿意度和心理抑郁(Ford et al., 2007;Major, Klein, & Ehrhart, 2002)等, 但探索以沖突作為中介機(jī)制, 看其如何影響前因變量(工作/家庭角色壓力)和結(jié)果變量(心理抑郁)之間的關(guān)系卻依然是一個(gè)重要的課題。

然而, 上述的研究多以西方國(guó)家的單一樣本為主, 一項(xiàng)總結(jié)性的研究表明, 在對(duì)工作家庭關(guān)系的討論中, 僅有 3%的研究使用了跨樣本的做法(Casper, Eby, Bordeaux, Lockwood, & Lambert,2007), 跨文化的比較更加少見。在僅有的跨文化比較研究中, 研究者通常的做法是以抽取不同國(guó)家的樣本來(lái)代表不同的文化, 但梁覺(jué)和周帆(2008)在《組織與管理研究的實(shí)證方法》(陳曉萍, 徐淑英,樊景立, 2008, p 387)一書中指出, 簡(jiǎn)單的以國(guó)家作為文化的代理變量的做法是不妥當(dāng)?shù)? 不同樣本中變量間關(guān)系的差異也并不能直接歸因于文化差異,據(jù)此, 他們建議在跨文化研究中, 應(yīng)該將文化的某一具體特征作為情境變量來(lái)衡量文化差異, 并以調(diào)節(jié)變量的形式納入模型, 探索情境對(duì)變量間關(guān)系的影響。Bakker和Demerouti (2007)在研究中指出社會(huì)支持可以被看作是一種情境變量, 在不同的文化背景下, 不同國(guó)家的支持氛圍有所不同, 人們?cè)诓煌闹С炙较聦?duì)工作壓力的感知和反應(yīng)也有所區(qū)別, 同時(shí)已有研究證明, 社會(huì)支持可以作為一種工作資源, 調(diào)節(jié)工作壓力對(duì)緊張的影響(Luk &Shaffer, 2005; 李永鑫, 趙娜, 2009; Bakker &Demerouti, 2007)。于是我們?cè)诒狙芯恐袑⑸鐣?huì)支持視為一種情境變量, 并以調(diào)節(jié)變量的形式加入模型,探討員工角色壓力與工作?家庭(家庭?工作)沖突關(guān)系在中美兩個(gè)樣本中表現(xiàn)出的差異。

因此, 我們的研究目的是在中美兩個(gè)異質(zhì)性樣本中, 通過(guò)跨文化比較, 探討工作和家庭關(guān)系中存在的共性及差異, 具體來(lái)說(shuō), 研究問(wèn)題如下：

首先, 工作?家庭(家庭?工作)沖突是否在中美兩個(gè)樣本中都中介了員工角色壓力對(duì)心理抑郁的影響。我們認(rèn)為角色壓力雖然能夠使得員工產(chǎn)生多方面的不平衡, 但并不是造成員工心理抑郁的直接因素, 而員工在角色壓力的影響下感受到的沖突才是使其感覺(jué)到抑郁的主要原因。

其次, 將支持作為情境變量, 檢驗(yàn)支持在角色壓力和沖突間的調(diào)節(jié)作用, 進(jìn)而實(shí)現(xiàn)中美異質(zhì)性樣本跨文化比較的目的, 并為這一差異尋找合理的解釋。目前關(guān)于工作家庭關(guān)系的研究主要使用由角色理論衍生出的資源稀缺假說(shuō)來(lái)解釋工作和家庭之間的沖突, Kahn, Wolfe, Quinn, Snoek和Rosenthal(1964)的角色理論認(rèn)為員工承擔(dān)著諸如雇員和家庭成員等多種不同的角色, 但個(gè)體擁有有限的資源(如時(shí)間、精力等), 不同角色的參與會(huì)消耗這些資源, 造成沖突(Shaffer, Harrison, Gilley, & Luk, 2001;Karatepe & Bekteshi, 2008)。雖然資源稀缺假說(shuō)能夠解釋工作和家庭發(fā)生沖突的原因, 但是這種解釋通常只能針對(duì)單一樣本, 無(wú)法揭示工作家庭關(guān)系在異質(zhì)性樣本中表現(xiàn)出差異的真正原因。

因此, 本研究的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在三個(gè)方面。首先,在中美兩個(gè)樣本中, 我們檢驗(yàn)了工作家庭沖突在角色壓力和心理抑郁的關(guān)系中所起的中介作用。第二,在本研究中, 我們將支持作為調(diào)節(jié)變量引入模型來(lái)驗(yàn)證工作家庭關(guān)系在中美兩個(gè)異質(zhì)性樣本中是否存在差異, 這一視角有助于理解情境因素在管理中的重要性; 第三, 我們將邊際效用遞減規(guī)律和資源保存理論相結(jié)合, 來(lái)解釋工作家庭關(guān)系在異質(zhì)性樣本中表現(xiàn)迥異的原因, 這種解釋思路為中國(guó)和北美的企業(yè)管理者制定有效的人力資源管理政策提供了理論支持。

2 文獻(xiàn)回顧和研究假設(shè)

2.1 角色壓力對(duì)工作?家庭沖突/家庭?工作沖突的直接影響

已有研究證明工作角色壓力在西方樣本中對(duì)工作?家庭沖突有顯著的預(yù)測(cè)(Ford et al., 2007;Grandey, Cordeiro, & Michael, 2007), 員工感受到的工作角色壓力由多種原因引起, 其中任務(wù)型角色壓力即角色負(fù)荷, 指員工認(rèn)為自己在某一領(lǐng)域中需要完成的任務(wù)超過(guò)了自己可以負(fù)荷的狀態(tài), 或者根本沒(méi)有足夠的時(shí)間和精力完成這些任務(wù), 從而產(chǎn)生任務(wù)型壓力。根據(jù)邊界理論和資源保存理論, 當(dāng)個(gè)體感知到某一領(lǐng)域的角色負(fù)荷時(shí), 會(huì)在不同的角色間重新分配自己的資源, 實(shí)現(xiàn)跨領(lǐng)域的資源轉(zhuǎn)移(interdomain transition) (Matthews et al., 2013), 而在一段給定的時(shí)間中, 員工所擁有的時(shí)間和精力是有限的, 因此, 當(dāng)員工意識(shí)到他沒(méi)有足夠的時(shí)間和精力完成某一領(lǐng)域的任務(wù)時(shí), 就會(huì)傾向于使用原本分配給另一個(gè)領(lǐng)域的資源(例如時(shí)間或精力), 導(dǎo)致兩個(gè)領(lǐng)域間發(fā)生沖突(Matthews et al., 2013)。

然而, 上述預(yù)測(cè)關(guān)系在跨文化比較的研究中是否存在顯著差異尚未得到驗(yàn)證。Hofstede (2007)認(rèn)為北美和中國(guó)員工在價(jià)值觀和身份認(rèn)知上存在差異, 這在一定程度上影響了員工對(duì)工作的看法和感知(Yang, Chen, Choi, & Zou, 2000)。中國(guó)是一個(gè)典型的集體主義國(guó)家, 其社會(huì)道德規(guī)范認(rèn)為集體利益大于個(gè)人利益(Yang & Zhang, 2003)。有人說(shuō)家庭是中國(guó)社會(huì)的基石(Chan & Lee, 1995; Michailova &Hutchings, 2006), 中國(guó)員工的家庭集體利益往往高于家庭成員的個(gè)人利益。相反, 北美則是個(gè)人主義導(dǎo)向的典型代表。相比起北美員工, 中國(guó)員工更可能把工作視為達(dá)到目的的手段(即將工作視為實(shí)現(xiàn)家庭責(zé)任的工具)而不是目的本身(即將工作視為最終目的) (Redding, Norman, & Schlander, 1994)。另外, 儒家文化在中國(guó)有非常重要的影響(Ralston,Holt, Terpstra, & Cheng, 2008), 它反映了中國(guó)人對(duì)社會(huì)層級(jí)結(jié)構(gòu)的保持和維護(hù), 在維護(hù)社會(huì)層級(jí)的過(guò)程中, 努力工作并爭(zhēng)取較高的社會(huì)地位是為了給家庭帶來(lái)更多的榮譽(yù)和財(cái)富(Ralston et al., 2008); 在維護(hù)組織層級(jí)的過(guò)程中, 當(dāng)面臨來(lái)自上級(jí)施加的工作需求時(shí)會(huì)表現(xiàn)出更多的容忍。這些特點(diǎn)與北美員工存在典型的不同, 北美員工不太注重維持層級(jí)結(jié)構(gòu), 也不太注重維護(hù)由層級(jí)結(jié)構(gòu)決定的“面子”, 他們工作是為了自身的職業(yè)發(fā)展, 且美國(guó)人更注重個(gè)人時(shí)間(Hofstede, 2010), 所以對(duì)上級(jí)施加的工作需求容忍度較低。綜上所述, 當(dāng)中國(guó)員工以家庭的利益為首要利益, 并且對(duì)工作需求表現(xiàn)出更多的容忍時(shí), 工作需求對(duì)工作?家庭沖突的影響就會(huì)降低。正如 Spector等人(2007)在一項(xiàng)涉及多個(gè)國(guó)家的研究中指出, 相比起亞洲國(guó)家而言, 以工作時(shí)間為表現(xiàn)形式的工作需求在英國(guó)樣本中對(duì)工作?家庭沖突有更強(qiáng)的預(yù)測(cè)。其他一些研究發(fā)現(xiàn)和北美的MBA學(xué)員相比, 中國(guó)的MBA學(xué)員不太擔(dān)心工作?家庭沖突(Bu & McKeen, 2000)。此外, 美國(guó)員工認(rèn)為從工作中獲得的獎(jiǎng)勵(lì)(如晉升, 獲得終身職位)是實(shí)現(xiàn)個(gè)人利益的直接手段, 相比起中國(guó)員工的獎(jiǎng)勵(lì)與績(jī)效、工齡等多種因素相關(guān), 北美員工獲得的獎(jiǎng)勵(lì)則完全與績(jī)效相關(guān)(Ling & Powell, 2001)。因此, 我們預(yù)期對(duì)北美員工來(lái)說(shuō), 感受到的工作角色壓力會(huì)導(dǎo)致更多的與績(jī)效相關(guān)的焦慮, 從而產(chǎn)生更高的工作?家庭沖突。

家庭對(duì)工作的沖突已經(jīng)在理論和實(shí)踐上都被證明顯著區(qū)別于工作對(duì)家庭的沖突(Mesmer-Magnus & Viswesvaran, 2005), 同時(shí)研究也發(fā)現(xiàn)家庭對(duì)工作的沖突更與家庭需求有關(guān)(Byron, 2005),支持了它作為構(gòu)念應(yīng)有的區(qū)別效度。同樣基于邊界理論和資源保存理論, 當(dāng)個(gè)體需要完成的家庭任務(wù)超過(guò)了其可以承擔(dān)的范圍時(shí), 就會(huì)通過(guò)擠占原本分配給工作領(lǐng)域的資源來(lái)實(shí)現(xiàn)家庭領(lǐng)域的角色任務(wù),造成家庭對(duì)工作的沖突。Hofstede的研究發(fā)現(xiàn), 亞洲人(以中國(guó)和新加坡為典型代表)對(duì)個(gè)人主義的評(píng)分較低, Li, Lam和Fu (2000)認(rèn)為中國(guó)社會(huì)文化的一項(xiàng)重要特征即中國(guó)存在家庭導(dǎo)向的集體主義, 家庭責(zé)任在中國(guó)文化中具有核心作用(Fu, Wu, Yang,& Ye, 2008), 員工努力工作的最終目的是為了給家庭創(chuàng)造更好的物質(zhì)條件, 在這樣的情況下, 中國(guó)員工的工作和家庭之間的界限不明顯, 即使家庭生活打斷工作, 也不會(huì)增加家庭角色壓力對(duì)家庭?工作沖突的影響; 相反, 北美員工則在家庭生活和工作之間劃分了一條相對(duì)清晰的界限, 當(dāng)員工承擔(dān)過(guò)多的家庭角色時(shí), 感知到的家庭?工作沖突就會(huì)越嚴(yán)重。

已有研究證明集體主義國(guó)家的人們對(duì)自我的定義更傾向于從群體角度而非個(gè)體角度出發(fā), 并承認(rèn)個(gè)體承擔(dān)的角色之間存在相互依賴關(guān)系(Markus& Kitayama, 1991), 個(gè)體的角色之間傾向于互相融合(integration)而非互相分離(segmentation), 在這種情況下, 角色之間的邊界變得模糊, 從而使得個(gè)體的角色轉(zhuǎn)換變得更加容易, 避免了沖突(Ashforth et al., 2000)。因此, 在中國(guó)這樣一個(gè)典型的集體主義國(guó)家中, 個(gè)體承擔(dān)的工作角色和家庭角色的邊界相對(duì)模糊, 他們更容易在需要的時(shí)候完成工作角色和家庭角色間的轉(zhuǎn)換, 進(jìn)而減少工作和家庭跨領(lǐng)域沖突的發(fā)生。

綜上, 我們提出假設(shè)如下：

假設(shè)一：

(a)與中國(guó)樣本相比, 北美樣本中的工作角色壓力對(duì)工作?家庭沖突有更強(qiáng)的正向預(yù)測(cè);

(b)與中國(guó)樣本相比, 北美樣本中的家庭角色壓力對(duì)家庭?工作沖突有更強(qiáng)的正向預(yù)測(cè)。

假設(shè)二：

(a)與中國(guó)樣本相比, 北美樣本中的工作角色壓力對(duì)家庭?工作沖突有更強(qiáng)的正向預(yù)測(cè);

(b)與中國(guó)樣本相比, 北美樣本中的家庭角色壓力對(duì)工作?家庭沖突有更強(qiáng)的正向預(yù)測(cè)。

2.2 角色壓力、工作?家庭沖突/家庭?工作沖突和心理抑郁

在經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展和組織環(huán)境快速變化的當(dāng)今社會(huì), 員工的心理健康已逐漸成為一個(gè)不容忽視的問(wèn)題。在多種心理健康問(wèn)題中, 心理抑郁是現(xiàn)代工作家庭關(guān)系模型中非常值得關(guān)注的結(jié)果變量(Allen,Herst, Bruck, & Sutton, 2000; Glass & Finley, 2002;Rupert, Stevanovic, & Hunley, 2009)。French, Caplan和 Van Harrison (1982)提出了關(guān)于壓力的個(gè)人–環(huán)境匹配模型, 該模型指出工作需求與員工的心理抑郁之間存在正相關(guān)關(guān)系。Fox, Dwyer和 Ganster(1993)將工作需求定義為工作場(chǎng)所的心理壓力源,該定義與 Yang等人(2000)采用的工作角色壓力定義一致, 即員工在完成工作任務(wù)的過(guò)程中因時(shí)間和精力的消耗而產(chǎn)生的壓力。特別的, 當(dāng)員工承受過(guò)大的工作需求或工作角色壓力時(shí), 就會(huì)產(chǎn)生心理抑郁(Wallace, 2005)。

已有研究證明, 工作?家庭沖突和家庭?工作沖突對(duì)心理抑郁的顯著影響在中西方樣本中普遍存在(Frone, 2000; Grzywacz & Marks, 2000; Hammer,Cullen, Neal, Sinclair, & Shafiro, 2005; Major et al.,2002; 張勉, 李海, 魏鈞, 楊百寅, 2011), 而角色壓力對(duì)工作?家庭沖突及家庭?工作沖突的預(yù)測(cè)作用也已經(jīng)在中西方樣本中得到了普遍的驗(yàn)證(Ford et al.,2007; Jin, Ford, & Chen, 2013), 因此, 我們預(yù)期：

假設(shè)三：在中國(guó)和北美兩個(gè)樣本中,

(a)工作?家庭沖突在工作角色壓力和心理抑郁的關(guān)系中起中介作用;

(b)家庭?工作沖突在家庭角色壓力和心理抑郁的關(guān)系中起中介作用。

2.3 工作支持/家庭支持的調(diào)節(jié)作用

2.3.1 工作支持和家庭支持的調(diào)節(jié)作用在中美樣本中的比較

如前所述, 角色壓力對(duì)沖突的直接影響在中國(guó)和北美兩個(gè)樣本中可能存在差異, 然而就我們所知,現(xiàn)有的文獻(xiàn)卻并未對(duì)這種差異給出合理的解釋, 我們認(rèn)為中美之間存在的差異是由于兩國(guó)不同的文化背景造成的, 但是根據(jù)周帆和梁覺(jué)的建議, 跨文化研究中不應(yīng)該僅以國(guó)家作為區(qū)別文化的代理變量, 而是應(yīng)該將文化的某一具體特征作為情境變量納入模型當(dāng)中(陳曉萍, 徐淑英, 樊景立, 2008, p 386), 通常以調(diào)節(jié)變量的形式出現(xiàn)。已有研究指出,社會(huì)支持可以被看做是一種情境變量(Haines,Hurlbert, & Zimmer, 1991; Bakker & Demerouti,2007), 同時(shí), Bakker和Demerouti在其2007年的文章中提出的 JD-R模型指出, 員工感受到的與工作壓力(Job stress)相關(guān)的風(fēng)險(xiǎn)因素分為兩類：一是工作需求(Job demand), 二是工作資源(Job resource)。工作需求會(huì)引發(fā)員工的能量耗竭過(guò)程, 引起工作緊張(Job strain); 而工作資源不僅可以作為前因變量引發(fā)員工潛在的動(dòng)機(jī), 也可以作為調(diào)節(jié)變量緩解工作需求導(dǎo)致的能量耗竭過(guò)程。工作資源的調(diào)節(jié)作用也會(huì)因資源類型的不同而有所區(qū)別, 例如, 社會(huì)支持能夠在工作需求和工作緊張間起調(diào)節(jié)作用的原因在于它能夠直接幫助員工完成任務(wù), 從而減低工作需求對(duì)工作緊張的影響。已有研究證明, 來(lái)自同事的社會(huì)支持正是通過(guò)幫助員工按時(shí)完成工作任務(wù)而有效地降低了工作負(fù)荷對(duì)工作緊張的影響(Van der Doef & Maes, 1999)。我們也在其他學(xué)者的研究中發(fā)現(xiàn)了類似的結(jié)果, 如 Luk和 Shaffer(2005), Fu和 Shaffer (2000)證明支持能夠調(diào)節(jié)壓力對(duì)工作?家庭沖突(家庭?工作沖突)的關(guān)系。因此在本研究中, 我們將支持水平作為中觀層面的情境因素, 以調(diào)節(jié)變量的形式影響員工的角色壓力與沖突間的關(guān)系。

中國(guó)的儒家價(jià)值觀倡導(dǎo)“和諧”, 這使得中國(guó)員工會(huì)盡可能在工作場(chǎng)所中與同事保持良好的關(guān)系,同事也會(huì)在員工需要的時(shí)候提供必要的幫助(Luk& Shaffer, 2005), 如當(dāng)員工因?yàn)榧覄?wù)事而感到心煩時(shí), 其同事會(huì)表現(xiàn)出理解和支持; 相反, 在美國(guó)這樣一個(gè)奉行個(gè)人主義的國(guó)家中, 個(gè)體之間相對(duì)獨(dú)立,家庭領(lǐng)域與工作領(lǐng)域也相對(duì)獨(dú)立(Ashforth et al.,2000), 家庭生活通常被看成是個(gè)人生活隱私, 很少與同事進(jìn)行分享, 自然也就很難獲得同事對(duì)其家庭事務(wù)的支持。因此, 中國(guó)員工感受到的來(lái)自于工作場(chǎng)所中同事的支持水平相對(duì)較高。

從中國(guó)的現(xiàn)實(shí)情況來(lái)看, 計(jì)劃生育政策的實(shí)施有效減少了城市中大多數(shù)夫婦擁有的孩子個(gè)數(shù), 員工傾向于與家庭主要成員就近居住, 父母可以幫助子女分擔(dān)家務(wù)和照顧小孩, 相對(duì)較多的托幼機(jī)構(gòu)以及相對(duì)廉價(jià)的保姆和家務(wù)小時(shí)工工資則更為有效地減輕了中國(guó)員工的家務(wù)負(fù)擔(dān)(Ling & Powell,2001; Yang et al., 2000); 然而在美國(guó), 員工孩子數(shù)目相對(duì)較多, 單親家庭數(shù)目也相對(duì)較多, 父母又很少為員工分擔(dān)照顧孩子和家務(wù)的負(fù)擔(dān)(Ling &Powell, 2001)。所以, 中國(guó)員工能夠得到更多的來(lái)自于家庭的支持。

已有研究證明來(lái)源于工作或家庭領(lǐng)域的支持能夠緩沖(buffer)角色壓力對(duì)工作?家庭沖突/家庭?工作沖突的影響(Foley, Hang-yue, & Lui, 2005; Luk& Shaffer, 2005; Fu & Shaffer, 2000)。然而我們認(rèn)為,中美員工感受到的支持環(huán)境差異會(huì)影響支持作為調(diào)節(jié)變量在兩個(gè)樣本中的表現(xiàn), 中國(guó)的文化規(guī)范和社會(huì)現(xiàn)實(shí)情況保證了中國(guó)員工長(zhǎng)期處在高支持環(huán)境當(dāng)中, 使得員工把高支持環(huán)境視為一種常態(tài), 對(duì)支持的變化量不敏感, 即不同支持水平條件下的角色壓力對(duì)沖突的影響不存在顯著差異, 且這種支持環(huán)境在短時(shí)間內(nèi)不太容易發(fā)生實(shí)質(zhì)性的改變, 又進(jìn)一步降低了中國(guó)員工感受低水平支持的可能性, 從而相比起北美員工, 中國(guó)員工的支持水平并不能調(diào)節(jié)角色壓力和沖突的關(guān)系。

假設(shè)四：以下四種調(diào)節(jié)效應(yīng)僅在北美樣本中存在, 即

(a)工作支持調(diào)節(jié)工作角色壓力與工作?家庭沖突的關(guān)系;

(b)工作支持調(diào)節(jié)家庭角色壓力與家庭?工作沖突的關(guān)系;

(c)家庭支持調(diào)節(jié)工作角色壓力與工作?家庭沖突的關(guān)系;

(d)家庭支持調(diào)節(jié)家庭角色壓力與家庭?工作沖突的關(guān)系。

下面我們將結(jié)合北美情境特征詳細(xì)論證社會(huì)支持在北美樣本中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

2.3.2 工作支持和家庭支持在北美樣本中的調(diào)節(jié)作用

已有的關(guān)于社會(huì)支持(工作支持和家庭支持)對(duì)結(jié)果變量的影響機(jī)制存在兩種不同的觀點(diǎn)或假設(shè),即主效應(yīng)模型和調(diào)節(jié)效應(yīng)模型(李永鑫, 趙娜,2009), 大部分學(xué)者把關(guān)注重點(diǎn)放在了主效應(yīng)模型上(Jahn, Thompson, & Kopelman, 2003; Thompson,Jahn, & Kopelman, 2004), 僅有少數(shù)的研究對(duì)支持的調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行了驗(yàn)證和解釋(Fu & Shaffer,2000)。我們認(rèn)為北美員工更注重自我實(shí)現(xiàn), 他們將工作看成是自我實(shí)現(xiàn)的一種途徑, 當(dāng)員工因自身有限的資源(如時(shí)間、精力)不能應(yīng)對(duì)工作角色壓力時(shí),便會(huì)產(chǎn)生沖突。但是, 社會(huì)支持能夠緩沖角色壓力對(duì)沖突的影響, 一方面, 北美員工獲得的工作支持不僅能夠降低員工感知到的角色壓力, 還可以幫助員工獲得處理工作事務(wù)的資源和能力, 從而能夠更為有效的應(yīng)對(duì)壓力, 避免沖突(Grant-Vallone &Ensher, 2001); 另一方面, 家庭成員提供的支持(如分擔(dān)更多的家庭事務(wù)、分享員工有關(guān)工作上的事情并提出建議等)則能夠有效的幫助員工更專注于自己的工作, 節(jié)省更多的時(shí)間和精力處理工作事務(wù),從而降低沖突。

已有研究指出, 社會(huì)支持能夠負(fù)向調(diào)節(jié)工作壓力和工作?家庭沖突之間的關(guān)系(Beehr & Glazer,2001; Glaser, Tatum, Nebeker, Sorenson, & Aiello,1999), 即當(dāng)員工處在高水平的社會(huì)支持環(huán)境中時(shí),工作角色壓力對(duì)工作?家庭沖突的影響會(huì)降低。雖然社會(huì)支持在工作領(lǐng)域變量間關(guān)系的負(fù)向調(diào)節(jié)作用已經(jīng)得到了廣泛的證實(shí), 但是社會(huì)支持對(duì)于家庭領(lǐng)域變量間關(guān)系的調(diào)節(jié)卻較少受到關(guān)注。然而, 家庭領(lǐng)域的隱私性和復(fù)雜性使得其與工作領(lǐng)域有著本質(zhì)的區(qū)別(Mesmer–Magnus & Viswesvaran, 2005),已有研究表明, 由家庭需求導(dǎo)致的家庭?工作沖突與由工作需求導(dǎo)致的工作?家庭沖突存在顯著的區(qū)別(Netemeyer, Boles, & McMurrian, 1996)。因此我們有理由推斷, 北美樣本社會(huì)支持的調(diào)節(jié)作用在工作領(lǐng)域和家庭領(lǐng)域中也存在區(qū)別。

在北美奉行個(gè)人主義的國(guó)家中, 工作領(lǐng)域和家庭領(lǐng)域之間存在著較為清晰的界限, 兩個(gè)領(lǐng)域之間相對(duì)較為獨(dú)立, 且相互滲透程度較低, 家庭領(lǐng)域被視為更為隱私的領(lǐng)域, 員工傾向于獨(dú)立的處理工作事務(wù)和家庭事務(wù)(Ashforth et al., 2000), 較少將兩個(gè)領(lǐng)域的事務(wù)混為一談, 同事之間也較少有互相提供支持的義務(wù)(Kim, Sherman, & Taylor, 2008), 員工已習(xí)慣于低工作支持的社會(huì)環(huán)境, 此時(shí)若工作支持滲入到家庭領(lǐng)域時(shí), 個(gè)體缺乏處理工作支持的經(jīng)驗(yàn),反而可能會(huì)將工作支持視為打擾其生活的表現(xiàn), 加劇其感受到的家庭?工作沖突。因此, 當(dāng)家庭角色壓力增加時(shí), 個(gè)體可能會(huì)表現(xiàn)出更高水平的家庭?工作沖突。

也有研究認(rèn)為, 員工在處理來(lái)自工作領(lǐng)域的支持時(shí), 可能會(huì)產(chǎn)生態(tài)度與行為上的失調(diào)。根據(jù)認(rèn)知失調(diào)觀點(diǎn)(Cognitive Dissonance Perspective)(Festinger, 1962), 當(dāng)個(gè)體接受到來(lái)自于一個(gè)領(lǐng)域(工作領(lǐng)域)的支持時(shí), 會(huì)產(chǎn)生想要報(bào)答的心理, 這種心理會(huì)增加焦慮和緊張而不是減少壓力, 使得這種工作支持變成了另外一種需求, 因此, 在北美低社會(huì)支持的環(huán)境下, 當(dāng)員工接受到來(lái)自工作領(lǐng)域的支持時(shí), 可能會(huì)由于產(chǎn)生認(rèn)知失調(diào)而感受到更大的壓力。正如Luk和Shaffer (2005)在其研究中指出,來(lái)自工作的支持可能會(huì)讓員工產(chǎn)生報(bào)答組織的心理, 這種心理會(huì)讓員工產(chǎn)生對(duì)工作的責(zé)任和承諾,希望在工作中投入更多以報(bào)答組織。若此時(shí)家庭需求增加, 員工感知到的工作責(zé)任會(huì)加劇員工感受到的家庭?工作沖突。

同樣的, 已有研究指出, 在北美這樣奉行個(gè)人主義的國(guó)家, 個(gè)體間獨(dú)立性較強(qiáng), 加之員工孩子數(shù)目相對(duì)較多, 而家庭成員之間卻少有互相提供支持的義務(wù), 例如父母較少為員工分擔(dān)照顧孩子和家務(wù)的責(zé)任(Ling & Powell, 2001)。因此, 個(gè)體在接受來(lái)自家庭成員的支持時(shí), 可能會(huì)表現(xiàn)出不適應(yīng), 甚至轉(zhuǎn)換成壓力(Kim et al., 2008), 例如員工可能需要花費(fèi)更多地時(shí)間與家人討論每天的安排, 甚至為家人安排假期(Fu & Shaffer, 2000)。此時(shí)的家庭支持就反而會(huì)變成一種沖突的來(lái)源(Kaufmann & Beehr,1986), 使得員工的家庭角色壓力對(duì)家庭?工作沖突有更強(qiáng)的預(yù)測(cè)。

綜上, 假設(shè)五：在北美樣本中,

(a)工作支持負(fù)向調(diào)節(jié)工作角色壓力和工作?家庭沖突的關(guān)系, 特別的, 當(dāng)工作支持水平較高時(shí),工作角色壓力對(duì)工作?家庭沖突的預(yù)測(cè)作用較低;

(b)家庭支持負(fù)向調(diào)節(jié)工作角色壓力和工作?家庭沖突的關(guān)系, 特別的, 當(dāng)家庭支持水平較高時(shí),工作角色壓力對(duì)工作?家庭沖突的預(yù)測(cè)作用較低;

(c)工作支持正向調(diào)節(jié)家庭角色壓力和家庭?工作沖突的關(guān)系, 特別的, 當(dāng)工作支持水平較高時(shí),家庭角色壓力對(duì)家庭?工作沖突的預(yù)測(cè)作用較強(qiáng);

(d)家庭支持正向調(diào)節(jié)家庭角色壓力和家庭?工作沖突的關(guān)系, 特別的, 當(dāng)家庭支持水平較高時(shí),家庭角色壓力對(duì)家庭?工作沖突的預(yù)測(cè)作用較強(qiáng)。

本文研究假設(shè)框架如下(見圖1)：

3 方法

就我們所知, 迄今為止, 在關(guān)于工作和家庭關(guān)系模型的文獻(xiàn)中, 對(duì)中國(guó)和北美樣本進(jìn)行比較的研究還很少見, 且在僅有的這部分文獻(xiàn)當(dāng)中, 有的僅以學(xué)生為樣本(Bu & McKeen, 2000; Ralston et al.,2008), 有的則以同一個(gè)公司的員工為樣本(Yang et al., 2000), 這種對(duì)單一樣本的研究可能會(huì)受到組織特定環(huán)境的影響。因此, 在本研究中, 為了避免上述影響, 我們的樣本不僅包括了北美和中國(guó), 還涵蓋了不同的職業(yè)和組織。此外, 我們對(duì)來(lái)自不同職業(yè)和組織的樣本采取了相同的抽樣和測(cè)量方法。

3.1 抽樣方法

3.1.1 北美樣本

北美數(shù)據(jù)是通過(guò)“StudyResponse Project”收集的(Stanton, Weiss, Santuzzi, Kwaitkowske, Singh,Kulshrestha, & Edmunds, n.d.), StudyResponse Project是專門從事社會(huì)科學(xué)、行為科學(xué)及組織科學(xué)的數(shù)據(jù)收集網(wǎng)站, 通過(guò)向符合特定問(wèn)卷?xiàng)l件的成年被試發(fā)放郵件測(cè)試邀請(qǐng)的方式收集數(shù)據(jù), 包括 90,000名來(lái)自北美的個(gè)體。通過(guò)此網(wǎng)站收集的數(shù)據(jù)已經(jīng)應(yīng)用于多項(xiàng)研究中, 例如 Piccolo和 Colquitt(2006)發(fā)表在AMJ上的文章。我們從在該網(wǎng)站注冊(cè)的志愿者當(dāng)中挑選了450名全職員工, 對(duì)其進(jìn)行在線調(diào)查, 被試在參加此次調(diào)查后會(huì)得到10美元, 其中408名參與者(50.8%是女性, 平均年齡在40.6歲)提供了有用的信息, 有效問(wèn)卷率為 90.7%?？紤]到照顧 18歲以下的子女可能會(huì)增加被試的家庭角色壓力, 所以我們?cè)儐?wèn)了被試所擁有的孩子數(shù)目和孩子的年齡, 在我們的樣本中有 53.4%的參與者沒(méi)有18歲以下的孩子, 此比率非常接近美國(guó)沒(méi)有 18歲以下孩子的家庭比率(Gillum, 2009), 另外, 20.8%的參與者有一個(gè)18歲以下的孩子, 25.8%的人有多于一個(gè) 18歲以下的孩子。樣本的婚姻狀況遵循如下分布：71.9%的人已婚或者同居, 1.3%的人喪偶,6.9%的人離婚, 2%的人分居, 17.9%的人未婚。

3.1.2 中國(guó)大陸樣本

圖1 研究假設(shè)框架

中國(guó)的樣本與北美相似, 數(shù)據(jù)通過(guò)“Sojump”收集, “Sojump”包括 260萬(wàn)中國(guó)的參與者, 通過(guò)向符合特定問(wèn)卷?xiàng)l件的成年被試發(fā)放問(wèn)卷的方式收集數(shù)據(jù), 經(jīng)常被用于跨國(guó)企業(yè)的市場(chǎng)調(diào)研, 例如 Jin等人(2013) 發(fā)表在Journal of Business Ethic上的文章曾使用該網(wǎng)站收集數(shù)據(jù)。我們選取了 2012名全職員工進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查, 每個(gè)參與者在回答調(diào)查問(wèn)卷后, 可以得到1.5美元。 442名參與者(46.6%是女性, 平均年齡在 29.6歲)對(duì)于所有的調(diào)查問(wèn)題提供了有用的信息, 有效問(wèn)卷率為22%。我們的樣本中50.2%的人沒(méi)有18歲以下的孩子, 47.3%的人僅有1個(gè)18歲以下的孩子, 2.5%的人有多于1個(gè)18歲以下的孩子, 樣本的婚姻狀況遵循如下分布：67.9%的人已婚或者同居, 沒(méi)有喪偶或者離婚者, 0.7%的人分居, 31.4%的人未婚。

3.2 測(cè)量方法

兩個(gè)樣本的測(cè)量方法一致, 在北美樣本中, 我們采用原始的英文量表, 在中國(guó)樣本中, 我們則采用Brislin (1970)的回譯方法, 首先由第一作者將這些英文量表翻譯成中文, 然后請(qǐng)兩位英語(yǔ)專業(yè)的博士研究生使用逆向翻譯的方法將其翻譯成英文, 最后我們?cè)僬?qǐng)兩名英語(yǔ)專家共同商量并比較回譯后的問(wèn)卷和原問(wèn)卷間的差異, 直到達(dá)成一致意見為止。北美樣本用英文量表測(cè)量, 中國(guó)樣本用漢語(yǔ)量表測(cè)量, 且都采用5級(jí)量表法。

工作角色壓力和家庭角色壓力：我們用Beehr,Walsh和Taber (1976)的 3題項(xiàng)角色壓力量表來(lái)評(píng)估。工作角色壓力量表中的一個(gè)例子是“工作任務(wù)似乎常常超過(guò)我一個(gè)人可以應(yīng)付的范圍”。相應(yīng)的,家庭角色壓力量表中的例子是“家庭負(fù)擔(dān)似乎常常超過(guò)我一個(gè)人可以應(yīng)付的范圍”。工作角色壓力在本研究中的α系數(shù)為0.67, 家庭角色壓力的α系數(shù)為0.75。

工作支持和家庭支持：我們用King, Mattimore,King和Adams (1995)的4題項(xiàng)支持量表來(lái)測(cè)量, 其中, 兩項(xiàng)是工具性支持, 兩項(xiàng)是情感性支持。工作支持量表中的一個(gè)例子是“如果我一周的家庭生活都不順心, 同事會(huì)試著在工作上幫助我”。相應(yīng)的,家庭支持量表中的例子是 “如果我一周的工作都不順心, 我的家人會(huì)試著做更多的家務(wù)活”。工作支持的α系數(shù)為0.74, 家庭支持在本研究中的α系數(shù)為0.84。

工作?家庭沖突和家庭?工作沖突：我們用Gutek, Searle和Klepa (1991)曾使用的4題項(xiàng)量表來(lái)測(cè)量。工作?家庭沖突量表中的一個(gè)例子是“下班回家后, 我因?yàn)樘鄱荒茏鲎约合胱龅氖隆薄Ｏ鄳?yīng)的, 家庭?工作沖突量表中的例子是“由于家庭生活中的事情, 在工作中我常常感到非常疲勞”。工作?家庭沖突在本研究中的 α系數(shù)為 0.80, 家庭?工作沖突的α系數(shù)為0.81。

心理抑郁：我們用 Furukawa, Kessler, Slade和Andrews (2003)的6題項(xiàng)量表來(lái)測(cè)量心理抑郁。該量表要求被試回答在過(guò)去的 30天內(nèi)感到緊張、無(wú)望、無(wú)助、煩躁不安等抑郁癥狀的頻率。在本研究中的α系數(shù)為0.91。

婚姻狀況：我們?cè)趩?wèn)卷中將婚姻狀況分為五種類型, 1代表已婚或同居, 2代表喪偶, 3代表離異, 4代表分居, 5代表未婚; 在分析數(shù)據(jù)時(shí)則將這五種類型重新編碼為兩類, 0表示已婚或同居, 1表示喪偶、離異、分居或未婚。

4 結(jié)果

4.1 同源方法偏差檢驗(yàn)

在數(shù)據(jù)分析時(shí), 我們根據(jù) Podsakoff,Mackenzie, Lee和Podsakoff (2003)的建議, 使用了Harman單因子檢驗(yàn), 即同時(shí)對(duì)所有變量的題項(xiàng)進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的主成分因素分析。如果得到的多個(gè)因子中, 第一個(gè)因子解釋的方差沒(méi)有超過(guò) 40%, 即說(shuō)明同源方法變異問(wèn)題并不嚴(yán)重(Ashford & Tsui,1991)。我們的結(jié)果表明, 在北美樣本中共有6個(gè)因子的特征根值大于 1, 而且第一個(gè)因子解釋的方差只有28.99%, 在中國(guó)樣本中有8個(gè)因子的特征根值大于1, 第一個(gè)因子解釋的方差只有20.46%。因此我們認(rèn)為, 在本研究中, 同源方法偏差問(wèn)題并沒(méi)有嚴(yán)重到影響我們的結(jié)論(吳偉炯, 劉毅, 路紅, 謝雪賢, 2012)。

4.2 多組驗(yàn)證性因子分析

在最終的量表用于假設(shè)檢驗(yàn)之前, 我們用LISREL 8.70進(jìn)行多組驗(yàn)證性因子分析, 以識(shí)別問(wèn)卷中那些沒(méi)有被正確翻譯和在兩個(gè)樣本中可能存在理解偏差的題項(xiàng), 來(lái)評(píng)估量表在兩個(gè)樣本和兩種語(yǔ)言環(huán)境下測(cè)量方法一致性的問(wèn)題。我們首先通過(guò)計(jì)算兩個(gè)樣本中相同潛變量下所有因子負(fù)荷來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮趦蓚€(gè)樣本中的擬合程度, 以驗(yàn)證模型在兩個(gè)樣本中的形態(tài)(即因子個(gè)數(shù)、題項(xiàng)和因子的從屬性)是否一致。在模型中, 我們將每個(gè)量表中的第一個(gè)題項(xiàng)的因子負(fù)荷設(shè)置為 1, 允許兩個(gè)樣本中的其他因子負(fù)荷和擾動(dòng)項(xiàng)自由變化。原始模型的擬合優(yōu)度雖然較好, 但沒(méi)有達(dá)到預(yù)想的結(jié)果, χ(658) =2028.71, RMSEA=0.07, CFI=0.94, GFI=0.80,NNFI=0.93。我們發(fā)現(xiàn)其中有4個(gè)題項(xiàng)因子負(fù)荷較低, 分別從屬于工作角色壓力, 家庭角色壓力, 工作?家庭沖突和家庭?工作沖突, 刪除這些題項(xiàng)可以顯著提高模型的擬合優(yōu)度, 使之達(dá)到可接受的水平,χ(462)=1244.47, RMSEA=0.07, CFI=0.96, GFI= 0.86, NNFI=0.95。這說(shuō)明經(jīng)過(guò)修正后的題項(xiàng)設(shè)置使得該模型既適合北美也適合中國(guó)。第二步是檢驗(yàn)因子負(fù)荷等同。我們進(jìn)一步限制兩個(gè)樣本對(duì)應(yīng)的因子負(fù)荷完全相同, 并檢驗(yàn)限制模型和基準(zhǔn)模型的擬合程度, 結(jié)果顯示擬合程度較差, Δχ(17)=60.63,RMSEA=0.07, CFI=0.96, GFI=0.85, NNFI =0.95。

4.3 假設(shè)檢驗(yàn)

表1給出了中國(guó)和北美樣本研究變量的均值,標(biāo)準(zhǔn)差, 相關(guān)系數(shù)矩陣和均值比較結(jié)果。我們使用多層次回歸和結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。用

Ba

表示北美樣本回歸系數(shù),

Bc

表示中國(guó)樣本回歸系數(shù),使用95%的置信區(qū)間。我們采用Chin (2000)提出的t檢驗(yàn)來(lái)比較中美兩個(gè)樣本的回歸系數(shù)。假設(shè)一指出, 和中國(guó)樣本相比, (a)北美樣本的工作角色壓力對(duì)工作?家庭沖突有更強(qiáng)的正向預(yù)測(cè);(b)北美樣本的家庭角色壓力對(duì)家庭?工作沖突有更強(qiáng)的正向預(yù)測(cè)。結(jié)果顯示, 北美樣本的工作角色壓力對(duì)工作?家庭沖突有更強(qiáng)的預(yù)測(cè)(

Ba

=0.62,

p

<0.01;

Bc

=0.43,

p

< 0.01;

t

=3.04,

p

< 0.01); 家庭角色壓力對(duì)家庭?工作沖突的影響在兩個(gè)樣本中無(wú)差異(

Ba

=0.57,

p

< 0.01;

Bc

=0.47,

p

< 0.01;

t

=0.09,n.s.), 因此假設(shè)一(a)的系數(shù)無(wú)論是在大小上還是顯著性程度上都符合我們的預(yù)期, 但是假設(shè)一(b)的顯著性卻并未得到支持, 假設(shè)一得到部分支持。假設(shè)二指出, 和中國(guó)樣本相比, (a)北美樣本中的工作角色壓力對(duì)家庭?工作沖突有更強(qiáng)的正向預(yù)測(cè); (b)北美樣本中的家庭角色壓力對(duì)工作?家庭沖突有更強(qiáng)的正向預(yù)測(cè)。結(jié)果顯示, 工作角色壓力對(duì)家庭?工作沖突的影響在兩個(gè)樣本中無(wú)顯著差異(

Ba

=0.42,

p

< 0.01;

Bc

=0.30,

p

< 0.01;

t

=0.10,n.s.); 家庭角色壓力對(duì)工作?家庭沖突也有更強(qiáng)的預(yù)測(cè)(

Ba

=0.53,

p

< 0.01;

Bc

=0.34,

p

< 0.01;

t

=3.00,

p

< 0.01), 因此假設(shè)二(b)的系數(shù)無(wú)論是在大小上還是顯著性程度上都符合我們的預(yù)期, 但是假設(shè)二(a)的顯著性卻并未得到支持, 假設(shè)二得到部分支持。假設(shè)三(a)指出中國(guó)和北美兩個(gè)樣本的工作?家庭沖突都在工作角色壓力和心理抑郁的關(guān)系中起中介作用。我們采用結(jié)構(gòu)方程模型和 Sobel檢驗(yàn)(Sobel, 1982)的方式來(lái)整體上檢驗(yàn)中介作用, 操作時(shí)使用 LISREL 8.70, 并按照溫忠麟、張雷、侯杰泰和劉紅云(2004)提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序進(jìn)行。分析結(jié)果顯示, 在中國(guó)樣本中, 工作角色壓力對(duì)心理抑郁的總效應(yīng)

c

=0.13 (

p

< 0.01), 工作角色壓力對(duì)工作?家庭沖突的路徑系數(shù)

a

=0.62 (

p

< 0.01),工作?家庭沖突對(duì)心理抑郁的路徑系數(shù)

b

=0.33 (

p

< 0.01), 工作角色壓力對(duì)心理抑郁的直接效應(yīng)

c’

=?0.08 (n.s.), 說(shuō)明在中國(guó)樣本中, 工作?家庭沖突在工作角色壓力和心理抑郁的關(guān)系中起顯著的中介作用; 在北美樣本中, 工作角色壓力對(duì)心理抑郁的總效應(yīng)

c

=0.19 (

p

< 0.01), 工作角色壓力對(duì)工作-家庭沖突的路徑系數(shù)

a

=0.88 (

p

< 0.01), 工作?家庭沖突對(duì)心理抑郁的路徑系數(shù)

b

=0.24 (n.s.), 系數(shù)a顯著而系數(shù) b不顯著, 因此, 我們采用 Sobel檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)工作?家庭沖突在工作角色壓力和心理抑郁關(guān)系中的中介作用, 結(jié)果顯示在北美樣本中工作?家庭沖突中介作用的z值為(

z

=1.7,

z

>0.97), 說(shuō)明在北美樣本中, 工作?家庭沖突對(duì)于工作角色壓力和心理抑郁的關(guān)系起中介作用?？梢钥闯龉ぷ?家庭沖突在工作角色壓力對(duì)心理抑郁的影響中所起的中介作用, 在中西方樣本中得到了普遍證實(shí)的。假設(shè)三(a)得到支持。

表1 均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)

假設(shè)三(b)指出中國(guó)和北美兩個(gè)樣本的家庭?工作沖突都對(duì)家庭角色壓力和心理抑郁的關(guān)系起中介作用。同上, 我們依然綜合使用結(jié)構(gòu)方程模型和Sobel檢驗(yàn)的方式來(lái)檢驗(yàn)和中介作用, 在中國(guó)樣本中, 家庭角色壓力對(duì)心理抑郁的總效應(yīng)

c

=0.26 (

p

< 0.01), 家庭角色壓力對(duì)家庭?工作沖突的路徑系數(shù)

a

=0.73 (

p

< 0.01), 家庭?工作沖突對(duì)心理抑郁的路徑系數(shù)

b

=0.23 (

p

< 0.01), 家庭角色壓力對(duì)心理抑郁的直接效應(yīng)

c’

=0.09 (n.s.), 因此, 在中國(guó)樣本中家庭?工作沖突在家庭角色壓力和心理抑郁的關(guān)系中起中介作用; 在北美樣本中, 家庭角色壓力對(duì)心理抑郁的總效應(yīng)

c

=0.34 (

p

< 0.01), 家庭角色壓力對(duì)家庭?工作沖突的路徑系數(shù)

a

=0.71 (

p

<0.01), 家庭?工作沖突對(duì)心理抑郁的路徑系數(shù) b =0.20 (

p

< 0.01), 家庭角色壓力對(duì)心理抑郁的直接效應(yīng)

c’

=0.20 (

p

< 0.05), 因此, 在北美樣本中, 家庭?工作沖突在家庭角色壓力和心里抑郁的關(guān)系中存在顯著的中介作用。檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明家庭?工作沖突在家庭角色壓力和心理抑郁的關(guān)系中扮演的中介作用也普遍存在于中西方樣本中。假設(shè)三(b)得到支持。

由于假設(shè)四和假設(shè)五都是在驗(yàn)證支持的調(diào)節(jié)作用, 我們將在下面詳細(xì)論述在SPSS 20.0中操作的檢驗(yàn)過(guò)程和檢驗(yàn)結(jié)果。

工作支持在工作角色壓力和工作?家庭沖突關(guān)系間的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)：我們?cè)诘谝徊椒湃肟刂谱兞?年齡、孩子數(shù)目和婚姻狀況), 第二步時(shí)放入自變量(工作角色壓力), 第三步放入調(diào)節(jié)變量(工作支持), 第四步放入經(jīng)過(guò)標(biāo)準(zhǔn)化之后的自變量和調(diào)節(jié)變量乘積交互項(xiàng)(

Bai

和

Bci

分別表示北美樣本和中國(guó)樣本的回歸系數(shù), 下同)。結(jié)果顯示, 工作支持在北美樣本中負(fù)向調(diào)節(jié)了工作角色壓力與工作?家庭沖突的關(guān)系(

Bai

=?0.09,

p

< 0.05;

Bci

=?0.02, n.s.),結(jié)果支持了假設(shè)四(a)和假設(shè)五(a); 見表2。

表2 工作支持對(duì)工作角色壓力和工作?家庭沖突關(guān)系的調(diào)節(jié)作用中美比較

(2)工作支持在家庭角色壓力和家庭?工作沖突關(guān)系間的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)：我們?cè)诘谝徊椒湃肟刂谱兞?年齡、孩子數(shù)目和婚姻狀況), 第二步時(shí)放入自變量(家庭角色壓力), 第三步放入調(diào)節(jié)變量(工作支持), 第四步放入經(jīng)過(guò)標(biāo)準(zhǔn)化之后的自變量和調(diào)節(jié)變量乘積交互項(xiàng)。工作支持在北美樣本中正向調(diào)節(jié)了家庭角色壓力與家庭?工作沖突的關(guān)系(

Bai

=0.20,

p

< 0.01;

Bci

=0.03, n.s.), 結(jié)果支持了假設(shè)四(b)和假設(shè)五(c); 見表3。(3)家庭支持在工作角色壓力和工作?家庭沖突關(guān)系間的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)：我們?cè)诘谝徊椒湃肟刂谱兞?年齡、孩子數(shù)目和婚姻狀況), 第二步時(shí)放入自變量(工作角色壓力), 第三步放入調(diào)節(jié)變量(家庭支持), 第四步放入經(jīng)過(guò)標(biāo)準(zhǔn)化之后的自變量和調(diào)節(jié)變量乘積交互項(xiàng)。家庭支持在北美樣本中并沒(méi)有調(diào)節(jié)工作角色壓力與工作?家庭沖突的關(guān)系(

Bai

=?0.03, n.s.;

Bci

=0.06, n.s.), 結(jié)果不支持我們的假設(shè)四(c)和假設(shè)五(b); 見表4。(4)家庭支持在家庭角色壓力和家庭?工作沖突關(guān)系間的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)：我們?cè)诘谝徊椒湃肟刂谱兞?年齡、孩子數(shù)目和婚姻狀況), 第二步時(shí)放入自變量(家庭角色壓力), 第三步放入調(diào)節(jié)變量(家庭支持), 第四步放入經(jīng)過(guò)標(biāo)準(zhǔn)化之后的自變量和調(diào)節(jié)變量乘積交互項(xiàng)。家庭支持在北美樣本中正向調(diào)節(jié)了家庭角色壓力與家庭?工作沖突的關(guān)系(

Bai

=0.17,

p

< 0.01;

Bci

=?0.02, n.s.), 結(jié)果支持了假設(shè)四(d)和假設(shè)五(d); 見表5。

為了更清晰地看到北美樣本中支持的調(diào)節(jié)作用, 我們采取Aiken和West (1991)的建議, 畫出支持高于和低于均值一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差水平下的角色壓力和沖突間的關(guān)系, 并在圖中標(biāo)注了在不同的支持水平下, 沖突對(duì)角色壓力的回歸系數(shù)間差異的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果, 詳見圖2至圖4。

5 討論

5.1 理論意義

大部分的關(guān)于工作家庭沖突的研究都只關(guān)注單一樣本(Rupert et al., 2009; 張勉等, 2011), 雖然研究結(jié)論具有很強(qiáng)的理論意義, 但是跨文化跨樣本比較這些結(jié)論的研究卻并不常見(Glaser et al., 2006;Spector et al., 2007), 本文嘗試填補(bǔ)這一研究空白。具體來(lái)說(shuō), 我們利用中美兩個(gè)異質(zhì)性樣本檢驗(yàn)了沖突在角色壓力與心理抑郁間關(guān)系的中介作用, 并且探討了在支持作為調(diào)節(jié)變量的情況下, 中美員工在工作和家庭的關(guān)系中表現(xiàn)出的差異及造成差異的原因。

首先, Yang等人(2000)對(duì)工作需求和家庭需求對(duì)工作和家庭間沖突關(guān)系進(jìn)行了中美比較, 在此基礎(chǔ)上, 我們不僅驗(yàn)證了工作角色壓力對(duì)工作?家庭沖突以及家庭角色壓力對(duì)家庭?工作沖突間的作用, 還進(jìn)一步驗(yàn)證了工作角色壓力對(duì)家庭?工作沖突以及家庭角色壓力對(duì)工作?家庭沖突的影響, 結(jié)果證明,在所有的關(guān)系中, 北美樣本的預(yù)測(cè)系數(shù)都比中國(guó)樣本更高, 而且工作角色壓力對(duì)工作?家庭沖突的影響以及家庭角色壓力對(duì)工作?家庭沖突的影響在中美兩個(gè)樣本中存在顯著差異。在前因變量和結(jié)果變量來(lái)源于同一個(gè)領(lǐng)域的模型中, 我們的結(jié)果與Ford等人(2007)和Jin等人(2013)的結(jié)果相一致, 在前因變量和結(jié)果變量來(lái)源于不同領(lǐng)域的模型中, 我們對(duì)張勉等人(2011)的研究進(jìn)行了擴(kuò)充, 他們?cè)谘芯恐袑㈥P(guān)注重點(diǎn)放在了工作和家庭間的沖突對(duì)工作和家庭領(lǐng)域結(jié)果變量的交叉影響中, 我們則重點(diǎn)研究了造成工作?家庭沖突和家庭?工作沖突的前因變量(角色壓力)的交叉作用。

表3 工作支持對(duì)家庭角色壓力與家庭?工作沖突的關(guān)系調(diào)節(jié)作用中美比較

表4 家庭支持對(duì)工作角色壓力和工作?家庭沖突關(guān)系的調(diào)節(jié)作用中美比較

表5 家庭支持對(duì)家庭角色壓力和家庭?工作沖突調(diào)節(jié)作用中美比較

圖2 工作支持在工作角色壓力和工作家庭沖突間的調(diào)節(jié)作用(北美樣本)

圖3 工作支持在家庭角色壓力和家庭工作沖突間的調(diào)節(jié)作用(北美樣本)

圖4 家庭支持在家庭角色壓力和家庭工作沖突間的調(diào)節(jié)作用(北美樣本)

第二, 雖然 Choi (2008)檢驗(yàn)了工作?家庭沖突對(duì)于工作需求和家庭需求對(duì)生活壓力的中介作用,但我們的研究從模型變量和樣本兩個(gè)角度擴(kuò)展了他的研究。我們?cè)谀Ｐ椭胁粌H關(guān)注了工作?家庭沖突的中介作用, 還關(guān)注了家庭?工作沖突的中介作用, 同時(shí)考慮到當(dāng)前快速變化的社會(huì)已經(jīng)使員工的心理健康逐漸成為一個(gè)不容忽視的問(wèn)題, 我們也探討了角色壓力對(duì)員工心理的不良影響。此外, 我們通過(guò)使用中美兩個(gè)樣本, 驗(yàn)證了工作和家庭之間沖突在角色壓力和心理抑郁間的關(guān)系間中介作用的普遍存在性。這一發(fā)現(xiàn)彌補(bǔ)了以往研究的不足, 對(duì)Choi (2008)的研究結(jié)果進(jìn)行了補(bǔ)充, 進(jìn)一步豐富了工作家庭關(guān)系領(lǐng)域的研究。

第三, 我們探討了將支持環(huán)境作為調(diào)節(jié)變量引入模型時(shí), 中美員工感受到的角色壓力與沖突間的關(guān)系差異。邊際效用遞減規(guī)律指出個(gè)體從某一商品中獲得的效用會(huì)隨著對(duì)該商品的消費(fèi)量的增加而遞減, 在我們的研究中, 可以用來(lái)解釋支持增量的影響; 而資源保存理論則提出, 擁有更多資源的人對(duì)資源的流失不敏感, 相反, 長(zhǎng)期擁有較少資源的人對(duì)資源的流失非常敏感, 在我們的研究中, 可以用來(lái)解釋支持減量的影響, 因此, 我們認(rèn)為, 當(dāng)個(gè)體長(zhǎng)期處在較高水平的支持條件下時(shí), 對(duì)支持的增量和減量變化均不敏感, 導(dǎo)致支持的不同水平并不能顯著影響角色壓力對(duì)沖突的關(guān)系; 而長(zhǎng)期處在較低水平的支持條件下的個(gè)體, 則會(huì)對(duì)支持的增量和減量變化非常敏感, 導(dǎo)致角色壓力在不同的支持水平下對(duì)沖突有不同的影響。我們?cè)谘芯恐斜容^了中美兩個(gè)樣本關(guān)于工作支持和家庭支持的均值, 結(jié)果顯示中國(guó)員工感受到的工作支持和家庭支持都顯著地高于北美員工。因此中國(guó)員工對(duì)于社會(huì)支持的增量和減量變化都不敏感, 而北美員工則對(duì)于社會(huì)支持的增量和減量變化都較為敏感。

一方面, 結(jié)論支持了我們的假設(shè)三, 即在中國(guó)樣本中, 無(wú)論是工作支持還是家庭支持, 對(duì)角色壓力和沖突的關(guān)系都不起調(diào)節(jié)作用, 為了進(jìn)一步說(shuō)明中國(guó)員工的角色壓力對(duì)沖突的影響在不同支持水平下是否有關(guān)系顯著差異, 我們將支持水平按照高于或低于均值一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的標(biāo)準(zhǔn)來(lái)分組, 以衡量支持的變化量, 并通過(guò)在不同的支持組別中實(shí)施沖突對(duì)于角色壓力的回歸和比較兩組回歸系數(shù)的差異是否顯著(t檢驗(yàn)), 來(lái)刻畫中國(guó)員工對(duì)支持變化量的敏感程度, 結(jié)果顯示, 中國(guó)員工感受到的工作支持和家庭支持水平的變化并不顯著影響角色壓力對(duì)沖突的預(yù)測(cè)作用(

t

=0.62, n.s.,

t

=?0.09, n.s.,

t

=?1.22, n.s.,

t

=?0.42, n.s.)。另一方面, 數(shù)據(jù)結(jié)論部分支持了我們的假設(shè)四,即在北美樣本中, 工作支持負(fù)向調(diào)節(jié)了工作角色壓力到工作?家庭沖突的關(guān)系, 家庭支持則并不在工作角色壓力和工作?家庭沖突的關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用,工作支持和家庭支持正向調(diào)節(jié)了家庭角色壓力到家庭?工作沖突的關(guān)系。我們也將支持水平分組以比較系數(shù)在兩個(gè)組的差異顯著程度(t檢驗(yàn)), 得出在北美樣本中, 較低水平的支持環(huán)境使得員工對(duì)支持的變化量比較敏感的結(jié)論, 即高水平支持組和低水平支持組中的角色壓力對(duì)沖突的關(guān)系存在顯著差異(

t

=2.36,

p

< 0.01,

t

=?0.11, n.s.,

t

=?2.47,

p

< 0.01,

t

=?2.61,

p

< 0.01)。至于工作支持和家庭支持在家庭角色壓力到家庭?工作沖突的正向調(diào)節(jié)作用, 我們認(rèn)為跟北美員工的樣本特質(zhì)也有關(guān)系,我們的北美樣本中員工的年齡均值在 40歲左右,此時(shí)他們承擔(dān)較少的照顧孩子的任務(wù), 因而來(lái)自于工作或家庭領(lǐng)域的支持更可能被員工視為一種負(fù)擔(dān)而不是資產(chǎn), 使得高水平支持反而進(jìn)一步提高了沖突的水平。因此, 我們?cè)趦蓚€(gè)樣本中檢驗(yàn)調(diào)節(jié)作用的結(jié)論進(jìn)一步擴(kuò)展了Fu和Shaffer (2000), Luk和Shaffer (2005)以及李永鑫和趙娜(2009)等的研究。他們的研究盡管也同樣證實(shí)了支持的調(diào)節(jié)作用, 但是我們卻是通過(guò)將支持作為調(diào)節(jié)變量引入模型, 探討了中美員工的角色壓力和工作家庭間的關(guān)系在不同的支持環(huán)境下的不同表現(xiàn)。t代表工作角色壓力對(duì)工作家庭沖突在不同水平的工作支持條件下的系數(shù)差異顯著性檢驗(yàn)結(jié)果t代表工作角色壓力對(duì)工作家庭沖突在不同水平的家庭支持條件下的系數(shù)差異顯著性檢驗(yàn)結(jié)果t代表家庭角色壓力對(duì)家庭工作沖突在不同水平的工作支持條件下的系數(shù)差異顯著性檢驗(yàn)結(jié)果t代表家庭角色壓力對(duì)家庭工作沖突在不同水平的家庭支持條件下的系數(shù)差異顯著性檢驗(yàn)結(jié)果另, 下標(biāo)中的c指代中國(guó)樣本, a指代北美樣本

5.2 實(shí)踐意義

經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展加快了組織環(huán)境的變化, 當(dāng)今社會(huì)的管理者正面臨著如何在這樣的環(huán)境中幫助員工保持心理健康的問(wèn)題。我們的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn),沖突在角色壓力和心理抑郁之間起中介作用, 兩個(gè)樣本在這一點(diǎn)上基本上表現(xiàn)出了一致性, 這種中介作用帶給管理者的啟示在于, 管理者應(yīng)該意識(shí)到員工的角色壓力不是造成員工心理抑郁的直接因素,角色壓力可能使得員工感受到很多方面的不平衡,但其中由于角色壓力造成的工作與家庭之間的沖突才是造成員工心理抑郁的主要原因。因此, 為了能夠幫助員工有效緩解心理抑郁的癥狀, 管理者需要采取措施, 如降低角色壓力, 提供有力支持等減輕員工面臨的沖突, 從而減少他們的心理抑郁。

此外, 我們的研究結(jié)果為中國(guó)走出國(guó)門的企業(yè)和在華投資的企業(yè)在管理員工時(shí)提供了全新的視角, 管理者應(yīng)該重新思考支持對(duì)于工作家庭之間關(guān)系的影響。在中國(guó)這樣一種高支持的社會(huì)環(huán)境下, 在華投資的企業(yè)單純?yōu)閱T工提供支持的管理政策已不能顯著降低員工工作和家庭之間的沖突, 而制定有效的管理政策來(lái)降低員工的工作角色壓力或許是更為明智的選擇。對(duì)于在北美投資的中國(guó)企業(yè)來(lái)說(shuō), 考慮到北美社會(huì)較低的工作支持水平, 員工對(duì)較少的工作支持變化很敏感, 所以企業(yè)可以通過(guò)為員工提供工作支持來(lái)有效降低他們的工作和家庭之間的沖突。特別的, 北美員工的工作支持能夠正向調(diào)節(jié)家庭角色壓力對(duì)家庭工作沖突間關(guān)系的結(jié)果提醒我們, 工作場(chǎng)所提供的家庭友好型政策能否有效降低家庭工作沖突值得進(jìn)一步商榷。

5.3 局限和未來(lái)研究方向

本研究的局限性體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面。首先,工作家庭關(guān)系的跨文化研究具有獨(dú)特的挑戰(zhàn)性, 我們還沒(méi)有辦法確保調(diào)查問(wèn)卷中的題項(xiàng)在中英互譯后完全不出現(xiàn)歧義, 但是LISREL的結(jié)果顯示模型在兩個(gè)樣本中的擬合都較好。其次, 本研究主要采用同事支持來(lái)測(cè)量工作對(duì)家庭的支持, 但是員工在日常工作與生活中所感受到的支持多種多樣, 檢驗(yàn)全方位的支持對(duì)員工的影響具有重要的理論和實(shí)踐意義(Parasuraman & Greenhaus, 2002), 因此, 未來(lái)研究可以更多的從支持的多樣化(如上司支持、政策支持、朋友支持、配偶支持, 老人支持)入手,探討其對(duì)工作和家庭關(guān)系的影響。第三, 已有研究證明工作?家庭沖突與家庭?工作沖突之間存在著溢出效應(yīng), 未來(lái)的研究也可以從二者之間的影響入手, 檢驗(yàn)溢出效應(yīng)在中美兩樣本間的差異。最后,由于本研究采用橫截面數(shù)據(jù), 在檢驗(yàn)支持變化量的問(wèn)題上無(wú)法考慮時(shí)間效應(yīng), 因此, 未來(lái)的研究可以采用面板數(shù)據(jù), 更精確的測(cè)量支持的變化量對(duì)中美員工的不同影響。

隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng), 需要更多的研究來(lái)建立具有普適性的模型, 以發(fā)掘不同的文化對(duì)工作家庭關(guān)系的影響。未來(lái)的研究也可以從以下幾方面著手, 例如, 工作—家庭政策的有效性已經(jīng)被證明部分取決于個(gè)人是否愿意將工作和家庭角色融合(Rothbard & Phillips, 2005), 但我們需要更多的研究探討這種意愿的差異性造成的影響; 中國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展是否導(dǎo)致了文化的改變, 傳統(tǒng)文化價(jià)值觀是否會(huì)與新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相融合, 進(jìn)而影響員工的態(tài)度和行為還有待于進(jìn)一步證實(shí)。

5.4 結(jié)論

本研究從支持作為調(diào)節(jié)變量的視角反映了中美兩個(gè)具有異質(zhì)性的樣本間存在的差異, 同時(shí)在兩個(gè)樣本中驗(yàn)證了沖突在角色壓力和心理抑郁的中介作用。結(jié)果顯示, 中國(guó)員工感受到的支持并不能有效緩解壓力對(duì)沖突的影響, 而美國(guó)員工感受到的工作支持在工作角色壓力和工作?家庭沖突之間的關(guān)系起負(fù)向調(diào)節(jié)作用, 值得注意的是, 美國(guó)員工感受到的工作支持和家庭支持正向調(diào)節(jié)了家庭角色壓力和家庭?工作沖突之間的關(guān)系。

Aiken, L. S., & West, S. G. (1991). Multiple regression testing and interpreting interactions. Thousand Oaks: CA Sage.

Allen, T. D., Herst, D. E. L., Bruck, C. S., & Sutton, M. (2000).Consequences associated with work–to–family conflict: A review and agenda for future research.

Journal of Occupational Health Psychology, 5

, 278–308.Ashford, S. J., & Tsui, A. S. (1991). Self-regulation for managerial effectiveness: The role of active feedback seeking.

Academy of Management Journal, 34

, 251–280.Ashforth, B. E., Keriner, G. E., & Fugate, M. (2000). All in a day’s work: Boundaries and micro role transitions.

The Academy of Management Review, 25

, 472–491.Bakker, A. B., & Demerouti, E. (2007). The Job Demands-Resources model: State of the art.

Journal of Managerial Psychology, 22

, 309–328.Beehr, T. A., Walsh, J. T., & Taber, T. D. (1976). Relationships of stress to individually and organizationally valued states:Higher order needs as a moderator.

Journal of Applied Psychology, 61

, 41–47.Beehr, T. A., & Glazer, S. (2001). A cultural perspective of social support in relation to occupational stress. In P. L.Perrewe & D. C. Ganster (Eds.),

Research in occupational stress and well being: Exploring theoretical mechanisms and perspectives

(pp. 97–142). New York: Elsevier Science.Brislin, R.W. (1970). Back-translation for cross-cultural research.

Journal of Cross-Cultural Psychology, 1

, 185–216.Bu, N., & McKeen, C. A. (2000). Work and family expectations of the future managers and professionals of Canada and China.

Journal of Managerial Psychology, 15

,771–794.Byron, K. (2005). A meta-analytic review of work-family conflict and its antecedents.

Journal of Vocational Behavior,67

, 169–198.

Chin, W. W. (2000). Frequently asked questions-partial least squares & PLS-graph. Home page.

Casper, W. J., Eby, L. T., Bordeaux, C., Lockwood, A., &Lambert, D. (2007). A review of research methods in IO/OB work–family research.

Journal of Applied Psychology, 92

, 28–43.Chan, H., & Lee, R. P. L. (1995). Hong Kong families: At the crossroads of modernism and traditionalism.

Journal of Comparative Family Studies, 26

, 83–99.Choi, G. (2008). Work and family demands and life stress among Chinese employees: The mediating effect of work-family conflict.

The International Journal of Human Resource Management, 19

, 878–895.Festinger, L. (1962).

A theory of cognitive dissonance

.Stanford, CA: Stanford University Press.Foley, S., Hang-yue, N., & Lui, S. (2005). The effects of work stressors, perceived organizational support, and gender on work-family conflict in Hong Kong.

Asia Pacific Journal of Management, 22

, 237–256.Ford, M. T., Heinen, B. A., & Langkamer, K. L. (2007). Work and family satisfaction and conflict: A meta–analysis of cross–domain relations.

Journal of Applied Psychology, 92

,57–80.Fox, M. L., Dwyer, D. J., & Ganster, D. C. (1993). Effects of stressful job demands and control on physiological and attitudinal outcomes in a hospital setting.

The Academy of Management Journal, 36

, 289–318.French, J. R., Caplan, R. D., & Van Harrison, R. (1982).

The mechanisms of job stress and strain

. New York: Wiley.Frone, M. R. (2000). Work–family conflict and employee psychiatric disorders: The national comorbidity survey.

Journal of Applied Psychology, 85

, 888–895.Fu, C. K., & Shaffer, M. A. (2000). The tug of work and family—direct and indirect domain-specific determinants of work-family conflict.

Personal Review, 30

, 502–522.Fu, P. P., Wu, R., Yang, Y., & Ye, J. (2008). Chinese culture and leadership. In J. S. Chhokar, F. C. Brodbeck, & R. J.House (Eds.),

Culture and leadership across the world: The GLOBE book of indepth studies of 25 societies

(pp.877–907). Mahwah, NJ: Lawrence Erlbaum Associates.Furukawa, T. A., Kessler, R. C., Slade, T., & Andrews, G.(2003). The performance of the K6 and K10 screening scales for psychological distress in the Australian National Survey of Mental Health and Well-Being.

Psychological Medicine, 33

, 357–362.

Gillum, J. (2009, February 26). Number of households with kids hits new low. USA Today. Retrieved February 8, 2011,from http://www.usatoday.com

Glaser, D. N., Tatum, C. B., Nebeker, D. M., Sorenson, R. C.,& Aiello, J. R. (1999). Workload and social support: Effects on performance and stress.

Human Performance, 12

,155–176.Glaser, K., Agree, E. M., Costenbader, E., Camargo, A.,Trench, B., Natividad, J., & Chuang, Y. (2006). Fertility decline, family structure, and support for older persons in Latin America and Asia.

Journal of Aging and Health, 18

,259–291.Glass, J. F., & Finley, A. (2002). Coverage and effectiveness of family–responsive workplace policies.

Human Resource Management Review, 12

, 313–337.Grandey, A. A., Cordeiro, B. L., & Michael, J. H. (2007).Work–family supportiveness organizational perceptions:Important for the well-being of male blue-collar hourly workers?

Journal of Vocational Behavior, 71

, 460–478.Grant-Vallone, E. J., & Ensher, E. A. (2001). An examination of work and personal life conflict, organizational support,and employee health among international expatriates.

International Journal of Intercultural Relations, 25

,261–278.Greenhaus, J. H., & Beutell, N. J. (1985). Sources of conflict between work and family roles.

Academy of Management Review,10

, 76–88.Grzywacz, J. G., & Marks, N. F. (2000). Reconceptualizing the work-family interface: an ecological perspective on the correlates of positive and negative spillover between work and family.

Journal of Occupational Health Psychology, 5

,111–126.Gutek, B. A., Searle, S., & Klepa, L. (1991). Rational versus gender role explanations for work-family conflict.

Journal of Applied Psychology, 76

, 560–568.Haines, V. A., Hurlbert, J. S., & Zimmer, C. (1991),Occupational stress, social support, and the buffer hypothesis.

Work and Occupations, 18

, 212–235.Hammer, L. B., Cullen, J. C., Neal, M. B., Sinclair, R. R., &Shafiro, M. V. (2005). The longitudinal effects of work–family conflict and positive spillover on depressive symptoms among dual-earner couples.

Journal of Occupational Health Psychology, 10

, 138–154.Hobfoll, S. E. (2001). The influence of culture, community,Nested-self in the stress process: Advancing conservation of resources theory.

Applied Psychology: An International Review, 50

, 337–421.Hofstede, G. (2007). Asian management in the 21st century.

ASIA Pacific Journal of Management, 24

, 411–420.

Hofstede, G. (2010). Geert Hofstede culture dimensions.Retrieved August 31, 2010 from http://www.geert–hofstede.com/hofstede_dimensions.php

Jahn, W. E., Thompson, C. A., & Kopelman, R. E. (2003).Rationale and construct validity evidence for a measure of perceived organizational family support (POFS): Because purported practices may not reflect reality.

Community,Work and Family, 6

, 123?140.Jin, J. F., Ford, M. T., & Chen, C. C. (2013). Asymmetric differences in work-family spillover in North America and China: Results from two heterogeneous samples.

Journal of Business Ethics, 113

, 1–14.Kaufmann, G. M., & Beehr, T. A. (1986). Interactions between job stressors and social support: Some counterintuitive results.

Journal of Applied Psychology, 71

, 522–526.Kahn, R. L., Wolfe, D. M., Quinn, R., Snoek, J. D., &Rosenthal, R. A. (1964).

Organizational stress

. New York:Wiley.Karatepe, O. M., & Bekteshi. L. (2008). Antecedents and outcomes of work-family facilitation and family–work facilitation among frontline hotel employees.

International Journal of Hospitality Management, 27

, 517–528.Kim, H. S., Sherman, D. K., & Taylor, S. E. (2008). Culture and social support.

American Psychologist, 63

, 518–526.King, L. A., Mattimore, L. K., King, D. W., & Adams, G. A.(1995). Family support inventory for workers: A new measure of perceived social support from family members.

Journal of Organizational Behavior, 16

, 235–258.Li, J., Lam, K., & Fu, P. P. (2000). Family-oriented collectivism and its effect on firm performance: A comparison between overseas Chinese and foreign firms in China.

International Journal of Organizational Analysis, 8

,364–379.Li, Y. X., & Zhao, N. (2009). Structure and measurement of work-family support and its moderation effect.

Acta Psychological Sinica, 41

, 863–874[李永鑫, 趙娜. (2009). 工作?家庭支持的結(jié)構(gòu)與測(cè)量及其調(diào)節(jié)作用.

心理學(xué)報(bào),

41, 863–874.]Liang, J., & Zhou, F. (2008). Cross-cultural research method.In X. P. Chen, A. Tusi, & J. L. Farsh (Eds.),

Empirical methods in organization and management research

(p. 387).Beijng, China: Peking University Press.[梁覺(jué), 周帆. (2008). 跨文化研究的方法. 見 陳曉萍, 徐淑英, 樊景立 (編),

組織與管理研究的實(shí)證方法

(p. 387).北京: 北京大學(xué)出版社.]Ling, Y. L., & Powell, G. N. (2001). Work-family conflict in contemporary China: Beyond an American-based model.

International Journal of Cross Cultural Management, 1

,357–373.Luk, D. M., & Shaffer, M. A. (2005). Work and family domain stressors and support: Within-and cross-domain influences on work-family conflict.

Journal of Occupational and Organizational Psychology, 78

, 489–508.Major, V. S., Klein, K. J., & Ehrhart, M. G. (2002). Work time,work interference with family, and psychological distress.

Journal of Applied Psychology, 87

, 427–436.Matthews, R. A., Winkel, D. E., & Wayne, J. H. (2013). A longitudinal examination of role overload and work–family conflict: The mediating role of interdomain transitions

.Journal of Organizational Behavior, 35

, 72–91.Markus, H. R., & Kitayama, S. (1991). Culture and the self:implications for cognition, emotion, and motivation.

Psychological Review, 98

, 224–253.Mesmer-Magnus, J. R., & Viswesvaran, C. (2005).Convergence between measures of work-to-family and family-to-work conflict: A meta-analytic examination.

Journal of Vocational Behavior, 67

, 215–232.Michailova, S., & Hutchings, K. (2006). National cultural influences on knowledge sharing: A comparison of China and Russia.

Journal of Management Studies,43

, 383–405.Michel, J. S., Kotrba, L. M., Mitchelson, J. K., Clark, M. A., &Baltes, B. B. (2011). Antecedents of work–family conflict:A meta-analytic review.

Journal of Organizational Behavior, 32

, 689–725.Netemeyer, R.G., Boles, J. S., & McMurrian, R. (1996).Development and validation of work–family conflict and family–work conflict scales.

Journal of Applied Psychology,81

, 400–410.Parasuraman, S., & Greenhaus, J. H. (2002). Toward reducing some critical gaps in work-family research.

Human Resource Management Review, 12

, 299–312.Piccolo, R. F., & Colquitt, J. A. (2006). Transformational leadership and job behaviors: The mediating role of core job characteristics.

Academy of Management Journal, 49

,327–340.Podsakoff, P. M., MacKenzie, S. B., Lee, J., & Podsakoff, N. P.(2003). Common method biases in behavioral research: A critical review of the literature and recommended remedies.

Journal of Applied Psychology, 88

, 879–903.Ralston, D. A., Holt, D. H., Terpstra, R. H. & Cheng, Y. K.(2008). The impact of national culture and economic ideology on managerial work values: A study of the United States, Russia, Japan, and China.

Journal of International Business Studies, 39

, 8–26.Redding, S. G., Norman, A., & Schlander, A. (1994). The nature of individual attachment to the organization: A review of East Asian variations. In H. C. Triandis, M. D.Dunnette, & L. M. Hough (Eds.),

Handbook of industrial and organizational psychology

(Vol 4. pp. 647–688). Palo Alto, CA: Consulting Psychologists Press.Rothbard, N. P., & Phillips, K. W. (2005). Managing multiple roles: Work–family policies and individuals’ desires for segmentation.

Organization Science, 16

, 243–258.Rupert, P. A., Stevanovic, P., & Hunley, H. A. (2009).Work-family conflict and burnout among practicing psychologists.

Professional Psychology: Research and Practice, 40

, 54–61.Shaffer, M. A., Harrison, D. A., Gilley K. M., & Luk, D. M.(2001). Struggling for balance amid turbulence on international assignments: Work-family conflict, support and commitment.

Journal of Applied Management, 27

,99–121.Spector, P. E., Allen, T. D., Poelmans, S. A. Y., LaPierre, L. M.,Cooper, C. L., O’Driscoll, M., et al. (2007). Cross-national differences in relationships of work demands, job satisfaction, and turnover intentions with work–family conflict.

Personnel Psychology, 60

, 805–835.Sobel, M. E. (1982). Asymptotic confidence intervals for indirect effects in structural equation models.

Sociological Methodology, 13

, 290–312.Stanton, J. M., Weiss, E. W., Santuzzi, A., Kwaitkowske, A.,Singh, S., Kulshrestha, A., & Edmunds, A. (Founders).(n.d.).

The StudyResponse Project

. Retrieved November 18,2009, from http://studyresponse.syr.edu/studyresponseThompson, C. A., Jahn, E., & Kopelman, R. E. (2004).Perceived organizational family support: A longitudinal and multilevel analysis.

Journal of Managerial Issues, 16

,545?565.Van der Doef, M., & Maes, S. (1999). The Job Demand-Control (-Support) Model and psychological well being: A review of 20 years of empirical research.

Work and Stress,13

, 87–114.Wallace, J. E. (2005). Job stress, depression and work–to–family conflict: A test of the strain and buffer hypotheses.

Relations Industrielles, 60

, 510–539.Wen, Z. L., Zhang, L., Hou, J. T., & Liu, H. Y. (2004). Testing and application of the mediating effects.

Acta Psychologica Sinica, 36

, 614–620.[溫忠麟, 張雷, 侯杰泰, 劉紅云. (2004). 中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序及其應(yīng)用.

心理學(xué)報(bào), 36

, 614–620.]Wu, W. J., Liu, Y., Lu, H., & Xie, X. X. (2012).The Chinese indigenous psychological capital and career well-being.

Acta Psychological Sinica, 44

, 1349–1370.[吳偉炯, 劉毅, 路紅, 謝雪賢. (2012). 本土心理資本與職業(yè)幸福感的關(guān)系.

心理學(xué)報(bào), 44

, 1349–1370.]Yang, N., Chen, C. C., Choi, J., & Zou, Y. (2000). Sources of work–family conflict: A Sino-U.S. comparison of the effects of work and family demands.

Academy of Management Journal, 43

, 113–123.Yang, B. & Zhang, D. (2003). A theoretical comparison of US and Chinese culture and implications for human resource theory and practice.

International Journal of Human Resources Development and Management,3

, 338–358.Zhang, M., Li, H., Wei, J., & Yang, B. Y. (2011). Cross-over effects or direct effects? The mechanism linking work-family conflict with outcomes.

Acta Psychological Sinica,43

, 573–588.[張勉, 李海, 魏鈞, 楊百寅. (2011). 交叉影響還是直接影響?工作－家庭沖突的影響機(jī)制.

心理學(xué)報(bào), 43

, 573–588.]