工作性通信工具使用與雙職工夫妻的幸福感：基于溢出?交叉效應(yīng)的分析*

2016-02-02 14:29:44馬紅宇謝菊蘭唐漢瑛申傳剛張曉翔

心理學(xué)報 2016年1期

關(guān)鍵詞：影響研究

馬紅宇謝菊蘭唐漢瑛申傳剛張曉翔

(1青少年網(wǎng)絡(luò)心理與行為教育部重點實驗室, 武漢 430079) (2華中師范大學(xué)心理學(xué)院, 武漢 430079)

(3華僑大學(xué)工商管理學(xué)院, 泉州 362021)

1 研究背景與研究問題

隨著信息技術(shù)無縫滲透于人們的日常工作和生活, “全天候保持工作連通(round-the-clock availability)”的新時代已經(jīng)到來(O'Driscoll, Brough,Timms, & Sawang, 2010)。員工在非工作時間使用通信工具處理工作, 即工作性通信工具使用(working through information and communication technologies after hours, 以下簡稱 W_ICTs)的現(xiàn)象已經(jīng)非常普遍。這種工作方式的改變給員工生活所帶來的潛在影響引起了全社會的關(guān)注, 同時也給各國的企業(yè)和社會管理提出了新挑戰(zhàn)。例如, 法國兩大工會與兩大企業(yè)聯(lián)盟已于2014年4月達(dá)成協(xié)議, 規(guī)定公司不得在非工作時間內(nèi)通過郵件、短信或電話等方式讓員工處理工作相關(guān)事務(wù); 同年 9月, 德國勞工部長亦向媒體表示“德國擬立法禁止雇主下班后與員工進(jìn)行工作方面的聯(lián)系”。以往基于“消極”視角的研究為這類決定和舉措提供了支持, 例如, 研究發(fā)現(xiàn)W_ICTs會降低工作心理脫離(Park, Fritz, & Jex,2011), 造成工作→家庭沖突(Boswell & Olson-Buchanan, 2007; Derks, van Duin, Tims, & Bakker,2015), 引起失眠、抑郁等生理問題(Arlinghaus &Nachreiner, 2013, 2014; Lanaj, Johnson, & Barnes,2014; Schieman & Young, 2013), 誘發(fā)工作情緒衰竭(Derks, van Mierlo, & Schmitz, 2014), 造成工作倦怠(Derks & Bakker, 2014)等。然而, 這類決定和舉措?yún)s與基于“積極”視角的研究結(jié)論相悖, 例如,有研究發(fā)現(xiàn) W_ICTs加強了工作和生活的連通性,提高了家庭邊界的彈性和滲透性(Leung, 2011), 增加了員工應(yīng)對工作的能力和靈活性, 提升了員工的工作控制感(Richardson & Thompson, 2012)和工作滿意感(Diaz, Chiaburu, Zimmerman, & Boswell,2012)。

在經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展的今天, 追求更有質(zhì)量的生活和提升幸福感, 已在現(xiàn)代人工作和生活目標(biāo)體系中占據(jù)重要地位。W_ICTs作為伴隨信息時代而出現(xiàn)的一種新興工作行為, 廣泛而深入地影響著人們的生活, 也必然會對其幸福感產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。盡管已有研究已初步揭示 W_ICTs對員工的幸福感具有“雙刃劍”式的效應(yīng)(Ohly & Latour, 2014), 但這并不能讓我們清楚地認(rèn)識 W_ICTs與幸福感之間的關(guān)系。僅從積極或者消極的單一視角出發(fā)探討W_ICTs對員工幸福感的影響, 是造成有關(guān)W_ICTs效應(yīng)的結(jié)論并不一致的重要原因。仔細(xì)分析可以發(fā)現(xiàn), W_ICTs抑制和促進(jìn)員工幸福感的基礎(chǔ)均是其促進(jìn)了員工工作?家庭邊界的融合。根據(jù)工作?家庭邊界理論(Clark, 2000), 工作?家庭邊界融合可能同時正向影響員工的工作→家庭積極溢出和工作→家庭消極溢出。如果能基于已有關(guān)于工作?家庭邊界理論的研究, 同時考慮W_ICTs對員工工作→家庭積極溢出和工作→家庭消極溢出的影響, 即從“整合”的視角考察其后續(xù)影響, 將有助于企業(yè)和政府從整體上了解和把握W_ICTs對員工生活的影響并對其進(jìn)行管理。

作為一種新興的工作行為, W_ICTs的后續(xù)效應(yīng)并不局限于個體層面, 還可能影響員工重要他人的生活。從夫妻乃至整個家庭層面考察W_ICTs的后續(xù)效應(yīng), 將有助于更全面地認(rèn)識W_ICTs對員工幸福感的影響。然而, 以往有關(guān)W_ICTs后續(xù)效應(yīng)的研究多在個體層面進(jìn)行, 關(guān)于“員工的 W_ICTs能否以及如何影響其重要他人”等問題仍有待進(jìn)一步探討。溢出?交叉效應(yīng)模型(spillover-crossover model)為探討上述問題提供了很好的視角(Bakker,Demerouti, & Burke, 2009; Bakker & Demerouti,2013)。該模型認(rèn)為個體在工作中的相關(guān)體驗可以溢出至家庭領(lǐng)域, 并通過社會互動交叉影響配偶的幸福感, 進(jìn)一步配偶的幸福感又會影響員工的幸福感。此模型較好地解釋了員工的工作對其自身和配偶幸福感的影響與發(fā)生機制。基于溢出?交叉效應(yīng)模型, 我們認(rèn)為 W_ICTs是一種特殊的工作行為,其影響員工配偶幸福感的過程可能需要經(jīng)歷兩個環(huán)節(jié)：首先通過工作→家庭溢出將W_ICTs的效應(yīng)傳遞到家庭領(lǐng)域, 而后經(jīng)由夫妻間的社會互動(社會阻抑行為)影響其配偶的幸福感。

綜上, 本研究擬在前人研究的基礎(chǔ)上整體考察W_ICTs對員工工作→家庭溢出(同時考慮工作→家庭沖突和工作→家庭增益兩個方面)的影響, 進(jìn)而更為全面地揭示W(wǎng)_ICTs與個體幸福感之間的關(guān)系;并在此基礎(chǔ)上, 引入溢出?交叉效應(yīng)的視角, 進(jìn)一步探討 W_ICTs的后效在夫妻層面的傳遞過程：“W_ICTs→‘工作→家庭溢出’→夫妻間的社會互動(社會阻抑行為)→夫妻雙方的幸福感”。研究框架見圖1。

圖1 研究框架圖

2 研究假設(shè)

2.1 W_ICTs對工作→家庭溢出的影響

以往研究表明通信工具的使用對員工家庭生活的影響是一把雙刃劍(Dén-Nagy, 2014; H?kansson& Sengers, 2013)。信息和通信技術(shù)的改革與創(chuàng)新為人們隨時隨地與工作相關(guān)人員取得聯(lián)系提供了可能, 使得人們的工作和家庭之間的邊界滲透性愈來愈強(Duxbury, Higgins, Smart, & Stevenson, 2014),工作?家庭邊界趨向于融合。而工作?家庭邊界融合對員工的家庭生活既有消極影響又有積極影響。一方面, 在工作?家庭邊界融合的情況下, 人們的工作會不斷地侵占原本屬于個人生活的時間和空間,占用過多精力, 最終導(dǎo)致工作→家庭沖突。另一方面, 工作?家庭邊界融合代表了一種資源。這種資源能使個體可以彈性應(yīng)對工作需求, 有助于個體工作相關(guān)的積極體驗順利溢出至其家庭領(lǐng)域。因此, 作為工作?家庭邊界融合的具體表現(xiàn), W_ICTs可能既會誘發(fā)員工的工作→家庭沖突, 又會增加員工的工作→家庭增益。

此外, W_ICTs同時具有工作資源(指工作中有助于促進(jìn)個體工作目標(biāo)達(dá)成、減少工作需求所帶來的生理和心理上的消耗、激勵個人成長和發(fā)展的因素)和工作需求(指工作中需要員工持續(xù)付出生理和心理努力的方面)的特點。一方面, W_ICTs允許員工在非工作時間與其他人合作和交流, 能提高員工應(yīng)對工作需求的主動權(quán), 可以給員工帶來了更多的工作自主權(quán)和控制感, 進(jìn)而提高他們的生產(chǎn)率, 具有工作資源的功能; 另一方面這種“在非工作時間與他人合作和交流”的需求其實質(zhì)是對員工的時間和注意力等方面的額外要求(Diaz et al., 2012;Richardson & Thompson, 2012)。而根據(jù)以往有關(guān)工作→家庭溢出的研究, 工作需求往往與工作→家庭沖突正相關(guān), 工作資源往往與工作→家庭增益正相關(guān)(reviewed by Ten Brummelhuis & Bakker, 2012)。綜上, 我們提出：

假設(shè)H1, W_ICTs與個體的工作→家庭沖突正相關(guān)。

假設(shè)H2, W_ICTs與個體的工作→家庭增益正相關(guān)。

2.2 W_ICTs對配偶社會阻抑行為的交叉影響

在雙職工家庭中, 男性和女性均需要承擔(dān)家庭任務(wù)。當(dāng)夫妻一方因工作需求而無法完成家庭任務(wù)時, 會增加另一方的家庭壓力; 相應(yīng)地, 當(dāng)夫妻一方能主動承擔(dān)更多家庭任務(wù)時, 會減輕另一方的家庭壓力。從工作需求的視角, W_ICTs將侵占個體原本屬于家庭領(lǐng)域的時間和精力, 誘發(fā)工作→家庭沖突(Boswell & Olson-Buchanan, 2007), 導(dǎo)致個體將一些“需要立即應(yīng)對”的家庭責(zé)任轉(zhuǎn)移給配偶, 進(jìn)而給配偶造成壓力。從工作資源的視角, W_ICTs有助于減少/消除個體因非工作時間無法與工作場所保持聯(lián)系所帶來的緊張與焦慮, 使得個體在家時能處于一種良好的情緒狀態(tài); 同時, W_ICTs還可以通過促進(jìn)員工之間的合作, 提高生產(chǎn)力(Lyytinen & Yoo,2001), 促使個體獲得更多的積極工作體驗, 進(jìn)而更有能量應(yīng)對家庭需求(Bakker et al., 2009)。在好的心情和能量充沛的情況下, 個體可能愿意分擔(dān)更多的家庭責(zé)任, 進(jìn)而減少配偶的家庭需求, 降低配偶的家庭壓力。而以往研究表明, 壓力與夫妻之間消極的、非支持的人際互動密切相關(guān)(Burke, Weir,& DuWors, 1980)。社會阻抑行為(social undermining)就是一種消極的、非支持的人際互動行為(包括向個體直接表達(dá)消極情緒, 傳達(dá)消極評價/批評, 或阻礙個體目標(biāo)達(dá)成的行為) (Vinokur & van Ryn,1993)。綜上, 我們提出一組不一致中介假設(shè)：

假設(shè)H3, W_ICTs可以通過加劇員工自身的工作→家庭沖突進(jìn)而誘發(fā)其配偶的社會阻抑行為。

假設(shè)H4, W_ICTs可以通過促進(jìn)員工自身的工作→家庭增益進(jìn)而減少其配偶的社會阻抑行為。

2.3 工作→家庭溢出對員工自身幸福感的影響

盡管以往研究已表明工作→家庭沖突與個體幸福感負(fù)相關(guān), 工作→家庭增益與個體幸福感正相關(guān)(Matthews, Wayne, & Ford, 2014), 但較少有研究探討工作→家庭溢出影響員工幸福感的作用機制。Demerouti (2012)曾提出, 員工的工作→家庭溢出對其家庭的影響可能比對其自身的影響更大。而配偶是員工家庭中的重要成員, 是影響員工幸福感的重要因素。因此, 配偶有可能在員工工作→家庭溢出影響其自身幸福感的過程中扮演重要角色。前文已論述員工的工作→家庭溢出將影響配偶的社會阻抑行為。而以往研究表明, 親密關(guān)系是否融洽是影響個體幸福感最重要的因素之一, 夫妻之間或者情侶之間的社會阻抑行為與個體的幸福感負(fù)相關(guān)(Vinokur & Vinokur-Kaplan, 1990; Vinokur, Price, &Gaplan, 1996)?；诖? 我們提出：

假設(shè) H5, 雙職工夫妻的工作→家庭沖突會誘發(fā)其配偶的社會阻抑行為進(jìn)而降低其自身的幸福感。

假設(shè) H6, 雙職工夫妻的工作→家庭增益會減少其配偶的社會阻抑行為進(jìn)而促進(jìn)其自身的幸福感。

2.4 夫妻社會阻抑行為之間以及幸福感之間的直接交叉效應(yīng)

直接交叉(direct crossover)是指個體的體驗可以直接促進(jìn)另一個體產(chǎn)生相似體驗的過程, 例如個體的幸福感可以直接促進(jìn)配偶的幸福感(Bakker &Demerouti, 2013), 丈夫的高工作壓力會誘發(fā)妻子的脾氣爆發(fā)(Burke et al., 1980)等。直接交叉是實現(xiàn)交叉效應(yīng)的重要途徑之一(Bakker, Shimazu, Demerouti,Shimada, & Kawakami, 2013; Rodríguez-Mu?oz, Sanz-Vergel, Demerouti, & Bakker, 2014)。以往研究表明,在夫妻關(guān)系中, 一方的表現(xiàn)會對另一方的表現(xiàn)產(chǎn)生影響, 這種影響體現(xiàn)在行為、情感和認(rèn)知各個層面(Kenny, Kashy, & Cook, 2006)。個體對他人給予親密關(guān)注或者將自己與他人看作一個整體時更有可能產(chǎn)生直接交叉效應(yīng), 尤其是親密的配偶間更可能產(chǎn)生直接交叉效應(yīng)(Bakker & Demerouti, 2013)?；诖? 我們提出：

假設(shè) H7, 夫妻之間的社會阻抑行為存在著直接交叉效應(yīng)。

假設(shè) H8, 夫妻之間的幸福感體驗存在著直接交叉效應(yīng)。

3 研究方法

3.1 研究對象

研究對象是具有固定上下班時間的雙職工夫妻, 在上海、浙江、湖北、湖南等地共發(fā)放調(diào)查問卷334對, 有效回收278對, 有效回收率為83.23%。其中180對有18歲以下小孩, 98對無18歲以下小孩; 153對夫妻有父母幫忙處理家務(wù), 125對夫妻無父母幫忙處理家務(wù)。丈夫的平均年齡為39.64 ± 7.80歲, 妻子的平均年齡為37.78 ± 7.65歲。

3.2 研究工具

3.2.1 W_ICTs

采用自編的W_ICTs量表, 測量雙職工夫妻的W_ICTs, 妻子和丈夫各 3題, 例如“在非工作時間里, 與工作有關(guān)的人因為工作上的事, 通過上述通信工具與我聯(lián)系的頻率”, 采用Likert 5點量表計分,1代表“從不”, 5代表“非常頻繁”, 得分越高表示W(wǎng)_ICTs越頻繁。本次測量, 在丈夫樣本和妻子樣本中的

系數(shù)分別為0.80和0.74。考慮到在進(jìn)行成對數(shù)據(jù)的驗證性因素分析時, 比較合適的做法是將成對關(guān)系中雙方的同一變量視為互依的兩個維度(本研究對各量表的驗證性因素分析均采用此方法)(Kenny et al., 2006)。將丈夫的W_ICTs與妻子的W_ICTs視為互依的兩個維度, 對其進(jìn)行驗證性因素分析發(fā)現(xiàn), 兩維度模型擬合良好, χ= 9.75,

= 5,RMSEA = 0.059, TLI和CFI等指標(biāo)均超過0.98, 因子載荷均超過0.50。驗證性因素分析的模型圖見圖2。

圖2 W_ICTs的驗證性因素分析圖

3.2.2 工作→家庭沖突

采用Carlson, Kacmar和Williams (2000)編制的工作→家庭沖突量表, 包括時間、精力和行為三個方面的沖突, 每個維度各3題。采用Likert 5點量表計分, 1代表“從不”, 5代表“非常頻繁”, 得分越高表示沖突程度越強。該量表的可靠性和有效性已得到了國內(nèi)研究的驗證(劉玉新, 張建衛(wèi), 彭凱平,2013)。本次測量, 時間、壓力和行為三個維度的

系數(shù)在丈夫樣本中依次為 0.85、0.86、0.79, 在妻子樣本中依次為0.83、0.83、0.79。

3.2.3 工作→家庭增益

采用Wayne, Musisca和Fleeson (2004)編制的工作→家庭增益量表, 共4題。采用Likert 5點量表計分, 1代表“完全不同意”, 5代表“完全同意”,得分越高表示增益越強。經(jīng)國內(nèi)相關(guān)研究的檢驗,該量表的信效度良好(馬紅宇, 申傳剛, 楊璟, 唐漢瑛, 謝菊蘭, 2014)。本次測量, 在丈夫樣本和妻子樣本中的

系數(shù)分別為0.81和0.71。

3.2.4 配偶的社會阻抑行為

采用“回譯”的方法對Vinokur和van Ryn (1993)所編制的社會阻抑行為量表進(jìn)行翻譯和修訂。共5題, 例如, “我愛人以令人不愉快的方式對待我”。采用Likert 5點量表計分, 1代表“從不”, 5代表“非常頻繁”, 得分越高表示社會阻抑行為的頻率越高。本次測量, 在丈夫樣本和妻子樣本中的

系數(shù)分別為0.81和0.76。驗證性因素分析結(jié)果表明兩維度模型擬合良好, χ= 74.89,

=29, RMSEA =0.076, TLI和CFI等指標(biāo)均超過0.92。

3.2.5 幸福感

參照以往有關(guān)溢出?交叉效應(yīng)的研究中幸福感的測量方法(e.g.Bakker et al., 2009, 2013), 本研究選用工作滿意感和婚姻滿意感兩個指標(biāo)來測量幸福感。采用 Cammann, Fichman, Jenkins和 Klesh(1983)所編制的量表測量工作滿意感, 共 3題。以Likert 7點量表計分, 1代表“完全不符合”, 7代表“完全符合”, 得分越高表示工作滿意感越強。本次測量, 在丈夫樣本和妻子樣本中的

系數(shù)分別為0.81和0.84。驗證性因素分析結(jié)果表明兩維度模型擬合良好, χ= 8.13,

= 5, RMSEA = 0.048, TLI和CFI等指標(biāo)均超過0.98。婚姻滿意感采用國內(nèi)學(xué)者修訂的Olson婚姻質(zhì)量量表中的婚姻滿意感分量表(汪向東, 王希林,馬弘, 1999), 共10題, 但是已有研究發(fā)現(xiàn)有關(guān)夫妻宗教信仰的題目不符合我國文化背景(程灶火等,2004), 所以在我們的調(diào)查中, 刪除了此題, 保留了其他9題。以Likert 7點量表計分, 1代表“完全不符合”, 7代表“完全符合”, 得分越高表示婚姻滿意感越強。本次測量, 在丈夫樣本和妻子樣本中的

系數(shù)分別為0.82和0.83。

3.2.6 控制變量的選取與測量

考慮到孩子的年齡和是否有長者幫助處理家務(wù)是影響中國員工工作?家庭關(guān)系的重要因素(Lu,Siu, Spector, & Shi, 2009), 本研究選取“是否有小孩”與“是否有父母幫助處理家務(wù)”作為控制變量。其中有小孩賦值為1, 沒有小孩賦值為0; 有父母幫助處理家務(wù)賦值為1, 無父母幫助處理家務(wù)賦值為0。

3.3 研究程序與統(tǒng)計分析

采取夫妻配對調(diào)查, 現(xiàn)場發(fā)放并回收問卷。采用SPSS 21.0和Amos 21.0進(jìn)行統(tǒng)計分析。研究中用到的分析方法主要有：成對數(shù)據(jù)分析法(the dyadic data analysis method), 結(jié)構(gòu)方程模型以及偏差矯正的非參數(shù)百分位bootstrap法。

4 研究結(jié)果

4.1 共同方法偏差檢驗

Harman單因素檢驗分析結(jié)果表明, 在丈夫樣本中, 八因素模型(W_ICTs為單維量表, 工作→家庭沖突為三維量表, 工作→家庭增益為單維量表,配偶的社會阻抑行為為單維量表, 幸福感為兩維量表)擬合的結(jié)果(χ= 926.20,

= 467, IFI = 0.89,TLI= 0.87, CFI = 0.89, RMSEA = 0.060)明顯優(yōu)于單因素模型擬合結(jié)果(χ= 2995.99,

= 495, IFI = 0.38,TLI= 0.34, CFI = 0.38, RMSEA = 0.14)。在妻子樣本中, 八因素模型擬合的結(jié)果(χ= 838.43,

= 467,IFI = 0.90, TLI = 0.88, CFI = 0.90, RMSEA = 0.054)亦明顯優(yōu)于單因素模型擬合結(jié)果(χ= 2474.29,

=495, IFI = 0.45, TLI = 0.40, CFI = 0.44, RMSEA =0.12)。共同方法偏差對本研究的影響較小。

4.2 描述性統(tǒng)計及相關(guān)分析

表1顯示了各研究變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、相關(guān)系數(shù)和信度系數(shù)。從表 1可知, 員工的 W_ICTs與其工作→家庭沖突的時間和壓力維度以及工作→家庭增益均顯著正相關(guān)。配偶的社會阻抑行為與員工工作→家庭沖突的3個維度均顯著正相關(guān), 與員工的工作→家庭增益、夫妻雙方的工作滿意感以及夫妻雙方的婚姻滿意感均顯著負(fù)相關(guān)。夫妻之間的社會阻抑行為顯著正相關(guān), 夫妻之間的工作滿意感顯著正相關(guān), 夫妻之間的婚姻滿意感顯著正相關(guān)。

4.3 研究假設(shè)檢驗

考慮到成對數(shù)據(jù)的互依性, Kenny等人(2006)建議采用結(jié)構(gòu)方程模型對成對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析, 并且通過在路徑分析時設(shè)置成對外生變量相關(guān)以及成對內(nèi)生變量殘差相關(guān)的方式體現(xiàn)成對數(shù)據(jù)的互依性。夫妻配對數(shù)據(jù)是成對數(shù)據(jù)的一種, 因此本研究采用此方法來檢驗研究假設(shè)。同時, 采用AMOS 21.0中的偏差矯正的非參數(shù)百分位 bootstrap法檢驗各通徑系數(shù)以及間接效應(yīng)的顯著性(共抽1000個樣本)。

4.3.1 研究模型檢驗

經(jīng)檢驗, 本研究提出的理論模型擬合良好, χ=785.83,

= 539, IFI = 0.93, TLI = 0.91, CFI = 0.92,RMSEA = 0.041。幸福感(W)總方差的被解釋率

為0.72 (

= 0.72,

< 0.01, 95%

= [0.39, 1.19]),幸福感(H)總方差的被解釋率

為0.80 (

= 0.80,

< 0.01, 95%

= [0.54, 1.10])。具體各路徑的系數(shù)見圖 3, 其中, W_ICTs (H)能顯著正向影響工作→家庭沖突(H)和工作→家庭增益(H); W_ICTs (W)能顯著正向影響工作→家庭沖突(W)和工作→家庭增益(W); 假設(shè)H1與H2得到驗證。采用聯(lián)合顯著性法(joint significance)檢驗本研究的中介假設(shè)。發(fā)現(xiàn)“W_ICTs→‘工作→家庭沖突’→社會阻抑行為(配偶)”的每條路徑均顯著, 且在丈夫樣本和妻子樣本中的效應(yīng)分別為 0.04和0.10, 假設(shè)H3得到驗證; “W_ICTs→‘工作→家庭增益’→社會阻抑行為(配偶)”的每條路徑均顯著, 且在丈夫樣本和妻子樣本中的效應(yīng)分別為?0.02和?0.03, 假設(shè)H4得到驗證; “工作→家庭沖突’→社會阻抑行為(配偶)→幸福感”的每條路徑均顯著, 且在丈夫樣本和妻子樣本中的效應(yīng)分別為?0.13和?0.29, 假設(shè) H5得到驗證; “‘工作→家庭增益’→社會阻抑行為(配偶)→幸福感”的每條路徑均顯著,且在丈夫樣本和妻子樣本中的效應(yīng)分別為 0.09和0.23, 假設(shè)H6得到驗證?！吧鐣枰中袨?W)→社會阻抑行為(H)”顯著, 而“社會阻抑行為(H)→社會阻抑行為(W)”不顯著, 且穩(wěn)定指標(biāo)

= 0.15(絕對值小于1即為模型系統(tǒng)是穩(wěn)定的), 假設(shè)H7得到部分驗證。“幸福感(H)→幸福感(W)”和“幸福感(W)→幸福感(H)”均顯著, 且

= 0.10, 假設(shè)H8得到驗證。同時采用比較“需自由估計直接效應(yīng)的部分中介效應(yīng)模型”和“直接效應(yīng)固定為0的部分中介效應(yīng)模型”的χ變化的方法(Preacher & Hayes, 2004), 對工作→家庭溢出(工作→家庭沖突和工作→家庭增益)是否完全中介了 W_ICTs對配偶社會阻抑行為的交叉影響進(jìn)行了檢驗。發(fā)現(xiàn)丈夫和妻子的工作→家庭沖突和工作→家庭增益均共同完全中介著W_ICTs對配偶社會阻抑行為的影響(Δχ= 0.34,Δ

= 2,

> 0.05)。

圖3 基于溢出-交叉效應(yīng)的檢驗結(jié)果

4.3.2 W_ICTs對配偶社會阻抑行為的交叉效應(yīng)檢驗

考慮到工作→家庭沖突和工作→家庭增益在W_ICTs與配偶的社會阻抑行為之間起不一致中介作用(中介效應(yīng)一正一負(fù)); 因此有必要檢驗 W_ICTs對配偶社會阻抑行為的整體影響。采用偏差矯正的非參數(shù)百分位bootstrap法分析發(fā)現(xiàn), W_ICTs (H)對社會阻抑行為(W)的影響不顯著(

= 0.03,

= 0.02,

> 0.05, 95%

= [?0.02, 0.08]); W_ICTs (W)對社會阻抑行為(H)的影響顯著,

值為0.08 (

= 0.05,

< 0.05, 95%

= [0.01, 0.19])。

4.3.3 W_ICTs對夫妻雙方幸福感的整體影響檢驗

采用偏差矯正的非參數(shù)百分位 bootstrap法分析雙職工夫妻的W_ICTs對其自身及配偶幸福感的整體影響。發(fā)現(xiàn) W_ICTs (W)對幸福感(W) (Total Effect = ?0.13,

=0.07,

<0.05, 95%

= [?0.28,?0.007])及幸福感(H) (Total Effect = ?0.05,

= 0.03,

< 0.05, 95%

= [?0.14, ?0.008])均有顯著的負(fù)向影響。而W_ICTs (H)對幸福感(H) (Total Effect =?0.03,

= 0.02,

< 0.05, 95%

= [?0.07, 0.019 ])及幸福感(W) (Total Effect = ?0.03,

= 0.03,

<0.05, 95%

= [?0.09, 0.016])均無顯著影響。

5 討論

5.1 W_ICTs對夫妻雙方幸福感的影響

在我國, 一方面, 當(dāng)工作需求和家庭需求相沖突時, 我國員工的工作往往具有更高的優(yōu)先權(quán), 即工作優(yōu)先行為規(guī)范(張勉, 李海, 魏鈞, 楊百寅,2011); 另一方面, “男主外, 女主內(nèi)”是我國傳統(tǒng)文化中有關(guān)性別角色期望的重要內(nèi)容。本研究發(fā)現(xiàn)盡管我國女性員工的 W_ICTs符合“工作優(yōu)先行為規(guī)范”, 但因其與“女主內(nèi)”的性別角色期望不一致,使得W_ICTs會顯著降低女性的幸福感。同時, 本研究的結(jié)果表明, 妻子的 W_ICTs會顯著降低丈夫的幸福感。這主要是因為在我國, 女性仍然承擔(dān)著絕大多數(shù)的家務(wù)勞動(於嘉, 2014), 妻子的W_ICTs有可能導(dǎo)致其不能很好地完成這些家務(wù)勞動, 降低整個家庭的生活質(zhì)量, 進(jìn)而降低丈夫的幸福感。

此外, 本研究發(fā)現(xiàn)丈夫的W_ICTs不會顯著影響夫妻雙方的幸福感, 這與 Bamberg, Dettmers,Funck, Kr?he 和 Vahle-Hinz (2012)以 31 名(其中男性30名)德國員工為被試的研究結(jié)果并不一致。其研究發(fā)現(xiàn)：“隨時保持聯(lián)絡(luò)式的工作” (on-call work)與員工的幸福感負(fù)相關(guān)。對此, 我們認(rèn)為, 雖然“隨時保持聯(lián)絡(luò)式的工作”符合人們對于男性的“性別角色期望”, 但違背了德國個體主義文化對于“超時工作”的態(tài)度(超時工作將會被家人視為追求個人職業(yè)發(fā)展的自私行為)。而我國男性的W_ICTs既符合“性別角色期望”又符合我國員工的“工作優(yōu)先行為規(guī)范”, 所以對夫妻雙方幸福感的負(fù)性影響較小。

5.2 W_ICTs對工作→家庭溢出的影響

W_ICTs使得工作和家庭這兩個原本在空間上相互分離的角色趨于融合。關(guān)于工作?家庭邊界的分割?融合對工作→家庭溢出的影響, 一直是學(xué)者關(guān)注的焦點。有學(xué)者考察了邊界融合對工作→家庭沖突的影響, 發(fā)現(xiàn)頻繁在家使用通信工具處理工作有關(guān)的事宜, 會使員工體驗到更多的家庭注意力分散(工作→家庭沖突的一種表現(xiàn)) (Park et al., 2011);有學(xué)者同時考察了邊界分割對工作→家庭沖突和工作→家庭增益的影響, 發(fā)現(xiàn)工作?家庭邊界分割不僅降低了工作→家庭沖突, 同時也降低了工作→家庭增益(Powell & Greenhaus, 2010)。本研究同時考察了邊界融合對工作→家庭沖突和工作→家庭增益的影響, 發(fā)現(xiàn)因 W_ICTs而帶來的邊界融合,既會加劇個體的工作→家庭沖突, 又能促進(jìn)個體的工作→家庭增益。這一研究發(fā)現(xiàn)不僅有助于人們更為全面地了解邊界融合對工作→家庭溢出的影響,而且從邊界融合的角度表明工作→家庭沖突和工作→家庭增益并非同一維度的兩端, 它們不是此消彼長的關(guān)系。

5.3 我國雙職工夫妻社會阻抑行為之間的直接交叉效應(yīng)

本研究發(fā)現(xiàn), 我國雙職工夫妻社會阻抑行為之間存在不對稱的直接交叉效應(yīng)。具體而言, 妻子的社會阻抑行為會顯著正向影響丈夫的社會阻抑行為, 而丈夫的社會阻抑行為則不會誘發(fā)妻子的社會阻抑行為。“男主外, 女主內(nèi)”的性別角色期望不僅會影響他人對個體行為的評價, 同時也會影響個體對自身行為的認(rèn)同。當(dāng)女性因W_ICTs而受到丈夫的社會阻抑時, 女性會合理化丈夫的行為, 從而產(chǎn)生較少的社會阻抑行為; 相反, 當(dāng)男性因 W_ICTs而受到妻子的社會阻抑時, 男性會認(rèn)為自己努力工作是為了讓家庭生活更好, 從而產(chǎn)生負(fù)性情緒, 繼而產(chǎn)生較多的社會阻抑行為。以往研究也表明女性在家工作的頻率上升時, 其負(fù)罪感和緊張也會上升;男性在家工作的頻率與負(fù)罪感和緊張則不存在顯著相關(guān)(Glavin, Schieman, & Reid, 2011)。

5.4 理論思考與實踐啟示

5.4.1 理論思考

本研究的理論貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在兩方面：首先,將溢出?交叉效應(yīng)引入到我國員工 W_ICTs的研究中。不僅為同時考察W_ICTs的積極和消極影響提供了新的思路; 而且基于夫妻互動將W_ICTs后效的受眾從“個體”擴展到了“配偶”, 發(fā)現(xiàn)個體的W_ICTs對夫妻雙方幸福感的影響存在性別差異,提示未來可以從性別差異的視角更為深入地研究W_ICTs的后效及邊界條件。此外, 溢出?交叉效應(yīng)自提出以來, 多數(shù)研究均是在西方文化背景下開展的(e.g.Bakker et al., 2013; Demerouti, 2012; Rodríguez -Mu?oz et al., 2014), 較少有研究基于我國文化背景來檢驗溢出?交叉效應(yīng)。本研究發(fā)現(xiàn), 當(dāng)我國員工的W_ICTs同時符合“性別角色期望”和“工作優(yōu)先行為規(guī)范”時, W_ICTs對夫妻雙方幸福感的溢出?交叉影響不顯著; 當(dāng)我國員工的 W_ICTs符合“工作優(yōu)先行為規(guī)范”但與“性別角色期望”不一致時,W_ICTs對夫妻雙方幸福感的溢出?交叉影響顯著。這提示以后有關(guān)溢出?交叉效應(yīng)的研究應(yīng)考慮性別的調(diào)節(jié)作用, 同時未來研究也應(yīng)注意我國員工“工作優(yōu)先行為規(guī)范”發(fā)揮作用的邊界條件。

再者, 嘗試對溢出?交叉效應(yīng)中的交叉模式進(jìn)行了新的思索。以往研究多基于“壓力與攻擊行為的關(guān)系”, 從“個體家庭資源對自身互動行為的影響”角度提出：工作需求/資源所帶來的工作→家庭沖突/增益會消耗/增加個體的家庭資源(尤其是心理資源), 進(jìn)而誘發(fā)/抑制個體在夫妻互動中的社會阻抑行為, 最終交叉影響配偶的社會阻抑行為和幸福感; 個體的工作→家庭沖突/增益(個體家庭資源的變化)對配偶的影響需要通過自身社會阻抑行為的中介, 是一種間接交叉效應(yīng)(Bakker & Demerouti,2013)。然而, “個體的家庭資源”不僅會直接影響個體本身的互動行為, 同時也會影響其應(yīng)對家庭需求的能力。從家庭系統(tǒng)的角度, 在雙職工家庭中, 夫妻必須共同應(yīng)對家庭需求, 個體應(yīng)對家庭需求的能力會影響配偶所需承擔(dān)的家庭需求量。本研究從這一角度發(fā)現(xiàn)個體的工作→家庭沖突/增益可以直接交叉影響配偶。具體而言, 個體的W_ICTs (工作需求/資源)所帶來的工作→家庭沖突/增益可以通過增加/減少配偶的家庭需求, 誘發(fā)/抑制配偶的社會阻抑行為, 最終影響個體的社會阻抑行為及夫妻雙方的幸福感。直接交叉和間接交叉是實現(xiàn)交叉效應(yīng)的兩種重要途徑, 它們可以同時存在(Mawritz,Mayer, Hoobler, Wayne, & Marinova, 2012)。因此本研究與以往研究并不矛盾, 而是對溢出?交叉效應(yīng)中交叉模式的進(jìn)一步推進(jìn)。

5.4.2 實踐啟示

首先, 本研究結(jié)果可為組織管理實踐提供一定的指導(dǎo)。本研究發(fā)現(xiàn)女性的W_ICTs會顯著負(fù)向影響其自身與配偶的幸福感, 而男性的W_ICTs卻不會。這提示組織在制定員工工作?家庭邊界管理政策或者家庭友好政策時, 應(yīng)充分考慮到人們對女性員工家庭角色的期望, 為女性員工提供較多的工作?家庭分割供給, 以減少女性員工的 W_ICTs, 從而有效提升雙職工夫妻的幸福感。

其次, 研究結(jié)果表明, 夫妻之間的社會阻抑行為是W_ICTs影響雙職工夫妻幸福感的重要中介變量?？紤]到通信工具使用的普遍性, 在家禁止使用通信工具工作的可行性較低。員工可以通過設(shè)置W_ICTs的邊界, 加強與配偶的溝通, 進(jìn)而減少夫妻之間的這種消極互動, 以抑制W_ICTs對幸福感的消極影響。實際上, Park和Jex (2011)的研究已發(fā)現(xiàn)在家設(shè)置通信工具的使用邊界, 能有效降低員工的工作→家庭沖突水平。Sonnentag和Braun (2013)也提出倘若不得不在家工作時, 可以通過設(shè)置物理、時間和心理三種微邊界來減少工作干擾家庭所帶來的消極影響。

5.5 局限與展望

本研究的局限主要體現(xiàn)在如下幾個方面。第一,盡管本研究發(fā)現(xiàn)W_ICTs對雙職工夫妻的幸福感同時起著“兩面性”作用, 但并未分析“在何種情況下、對什么樣的人W_ICTs將會產(chǎn)生更多的積極或消極影響”, 未來研究可采用個案研究法或日志法對這一系問題進(jìn)行深入探討。第二, 本研究對幸福感的測量采用是的工作滿意感和婚姻滿意感兩個指標(biāo),未來研究仍需進(jìn)一步探討W_ICTs與雙職工夫妻的情感幸福感的關(guān)系。第三, 本研究僅以社會阻抑行為來考察夫妻間的互動在W_ICTs與雙職工夫妻幸福感之間的中介作用, 未來研究可以從積極心理學(xué)的視角考察社會支持(夫妻互動的一種)在 W_ICTs與雙職工夫妻幸福感之間的中介作用。

6 結(jié)論

本研究從溢出?交叉效應(yīng)的視角探討了W_ICTs對雙職工夫妻幸福感的影響及作用機制。結(jié)果表明, W_ICTs的效應(yīng)可以經(jīng)由工作→家庭沖突/增益以及夫妻間的社會阻抑行為消極/積極影響夫妻雙方的幸福感; 但整體而言, W_ICTs對雙職工夫妻幸福感的作用受到發(fā)出者性別的影響, 女性的W_ICTs會顯著負(fù)向影響夫妻雙方的幸福感, 而男性的W_ICTs不會顯著影響夫妻雙方的幸福感。

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