家庭支持型主管行為對女性知識型員工情感承諾的影響機制研究

（東北大學工商管理學院，沈陽 110167）

在知識經濟時代，企業已深刻地意識到：人才競爭才是企業競爭的根本。人對“知識”的生產和運用能力的高低會在很大程度上決定企業核心競爭力的強弱。在這種情境下，知識型員工因擁有“知識”這一先天優勢而成為企業人才競爭的焦點。隨著國民受教育水平的不斷提高，女性知識型員工的數量及占比均在持續上升，已成為助力企業可持續發展的不可或缺的力量。然而，受傳統文化和社會輿論的影響，她們被同時賦予了職業女性與管家婆的雙重角色。與男性知識型員工相比，女性知識型員工更需要平衡工作與家庭間的關系。一旦工作家庭平衡出現問題，她們的工作表現便會受到影響，最終影響其所在企業的生存與發展［1］。因此，女性知識型員工的工作家庭關系已逐漸成為學術界與實踐界共同關注的問題。

學者們對工作家庭關系的探索經歷了從沖突到促進再到平衡的轉變過程。以往的研究多是從單一視角闡釋工作家庭關系，顯然這是較為片面的［2］。對于某一個體而言，工作家庭沖突和工作家庭促進并不是非此即彼的關系，它們可以同時存在，共同組成工作家庭平衡的兩個不同構面［3］。因此，本文將從整合的視角出發，通過工作家庭平衡（work?family balance）剖析女性知識型員工的工作家庭關系，探究工作家庭平衡的影響因素及其作用結果。

研究表明，組織支持可以對員工的工作家庭平衡產生積極影響［4］。以往，學者們大多關注的是正式組織支持對員工工作家庭關系的影響［5］，鮮有學者研究非正式組織支持的效用。近年來，國內外學者已逐漸重視非正式組織支持對員工工作家庭關系產生的影響［6］。家庭支持型主管行為（family supportive supervisor behaviors，FSSB）就是一種典型的非正式組織支持，具體是指主管給予員工的、以改善員工工作家庭關系為目的的、能幫助員工更好地履行家庭職責的行為［7?8］。目前，國內的相關研究才剛剛起步，需要更多研究成果的支持。基于此，本文將FSSB作為女性知識型員工工作家庭平衡的前因變量展開研究。

依據社會交換理論，要想換取員工的認同和貢獻，組織就需要給予他們相應的關心和幫助［9］。FSSB作為明確指向工作家庭關系的非正式組織支持，可通過幫助女性知識型員工平衡工作家庭關系換取她們對組織的積極反饋［10］。與此同時，中國的“人情文化”，使得“情”成為維系個體與個體、個體與組織間關系的關鍵因素。因此，在中國情境下，大量學者對組織承諾中的情感承諾（affective commitment）給予了較多關注［11?12］。在新雇主經濟主義的背景下，相對于男性而言，女性更追求情感上的認可［13］。因此，本文結合中國管理情境，選取情感承諾作為因變量，以工作家庭平衡作為中介變量，探究FSSB對女性知識型員工情感承諾的作用機理。

事實上，工作家庭平衡的實現不僅與外界環境有關，還會受個體自身因素的影響［14］。依據邊界理論，當個體面對來自工作（家庭）領域的角色需求時，因其自身持有的價值觀（如更重視工作或更看重家庭）的不同，會導致其從當前的工作（家庭）領域轉換到家庭（工作）領域的意愿程度，即邊界彈性意愿（boundary flexibility?willingness）存在差異［15］。這種差異可使個體在工作（家庭）領域受到的來自家庭（工作）領域的積極（促進）或消極（沖突）的影響出現不同。基于此，本文將女性知識型員工的邊界彈性意愿作為FSSB與情感承諾關系中的邊界條件，考察工作家庭平衡的中介作用是否會因邊界彈性意愿的不同而產生變化。

綜上，本文基于社會交換理論及邊界理論，以女性知識型員工為研究對象，構建出一個如圖1 所示的FSSB影響情感承諾的被調節的中介模型。

圖1 本文的理論模型

一、理論基礎與研究假設

（一）FSSB 與情感承諾

情感承諾是組織承諾的核心維度，是員工對組織的認同和卷入，代表的是員工與組織間源于情感而產生的深層次的依附聯系［16］。因此，員工情感承諾水平的高低與組織對員工提供的支持是否有利于增進情感密切相關。一旦組織對員工提供的某種支持可使員工心懷感激，增進與組織的情感，那么這種支持就很可能提高員工對組織的情感承諾。但有學者發現，知識型員工較難形成與組織的情感聯結［12］。因為他們追求理性，清晰地知道自己的需求，若組織無法滿足，他們更可能發生離職行為。對于女性知識型員工而言，她們肩負著掙錢與管家的雙重壓力，重壓之下更難以形成對組織的情感聯結。《媽媽社群調研報告》顯示，有近1/3的被調查媽媽曾因工作家庭沖突而放棄工作［13］。因此，組織提供的支持是否有利于女性知識型員工兼顧工作與家庭已成為組織能否成功留住女性知識型員工的關鍵因素之一。因此，FSSB很可能使女性知識型員工因感受到在履行家庭責任方面的幫助而增加對企業的歸屬感與忠誠度。Casper 等［17］和Hammer 等［6］都在相關研究中發現了FSSB對組織承諾的正向影響。因此，本文提出如下假設：

FSSB對女性知識型員工的情感承諾具有正向影響（H1）。

（二）工作家庭平衡的中介作用

學者用資源“稀缺假說”和“加強假說”來闡述工作家庭平衡兩個構面的形成過程［18］。資源“稀缺假說”強調的是個體的心理和生理資源的有限性可以造成工作家庭沖突；資源“加強假說”則強調個體在工作或家庭角色卷入中獲得的積極體驗可以產生工作家庭促進。自認識到二者的整合研究對全面理解工作家庭關系的重要性之后，學者們紛紛對工作家庭平衡進行了界定。其中，Frone［19］的觀點在中國情境下得到了驗證。Frone 主張，個體的工作家庭平衡狀態越好，表明個體感受到的沖突越少、促進越多，工作家庭平衡是一個四維度的結構，包括工作?家庭沖突、家庭?工作沖突、工作?家庭促進、家庭?工作促進。工作?家庭沖突是一種因為工作要求、工作時間太多與工作壓力太大而影響到家庭責任的表現所產生的角色間的沖突及壓力感受；家庭?工作沖突是一種因為家庭要求、奉獻于家庭的時間太多或家庭壓力太大而影響到工作責任的表現所產生的角色間的沖突與壓力感受；工作?家庭促進是指從工作領域中獲得的積極收益（情感、技能等）滲透到家庭領域，并提升了個體在家庭領域的積極體驗；家庭?工作促進是指從家庭領域中獲得的積極收益（情感、技能等）滲透到工作領域，并提升了個體在工作領域的積極體驗。4 個維度是相互獨立的構面，并不互相對立，可以同時存在。

有關FSSB與工作家庭平衡的關系，資源“稀缺假說”和“加強假說”給予了解釋。FSSB作為一種非正式組織支持，可以看作是組織向員工提供的一種資源：一方面，它可以彌補女性知識型員工在工作和家庭角色卷入過程中的資源消耗，緩解角色間的沖突；另一方面，它能幫助員工實現積極的工作家庭關系，增加兩者間的積極滲溢。因此，本文提出如下假設：

FSSB對女性知識型員工的工作?家庭沖突（H2a）、家庭?工作沖突（H2b）有負向影響；FSSB對女性知識型員工的家庭?工作促進（H2c）、工作?家庭促進（H2d）有正向影響。

大部分研究表明，工作家庭沖突與組織承諾顯著負相關［20］；同時，學者們也提出了工作家庭促進對組織承諾的正向影響［21］。本文認為：根據資源“稀缺假說”，一個人生理和心理資源的有限性意味著工作家庭沖突度對資源的消耗正好與成為一個高情感承諾的員工相矛盾，因此無論工作?家庭沖突還是家庭?工作沖突都很可能對情感承諾有負向影響；根據資源“加強假說”，工作與家庭間的積極作用使女性知識型員工可以有更多的生理和心理資源投入到組織與工作中，縮短與組織的心理距離，提高情感承諾，因此無論家庭?工作促進還是工作?家庭促進都很可能對情感承諾有正向影響。

社會交換理論提出了員工與組織的互惠交換關系：組織向員工提供報酬、支持等換取員工的努力工作和對組織的認同［9］。本文認為，女性知識型員工的FSSB是通過工作家庭平衡作為中介影響情感承諾的，這種作用機制正好符合社會交換理論：FSSB是組織為幫助員工履行家庭責任而提供的支持，當女性知識型員工感知到這種支持對工作家庭平衡產生的積極作用時，出于利益互惠原則，會與組織建立更強的情感聯結，對組織更為認同與忠誠，最終情感承諾得到提升。由此，本文提出如下假設：

女性知識型員工的工作?家庭沖突（H3a）、家庭?工作沖突（H3b）、家庭?工作促進（H3c）、工作?家庭促進（H3d）分別在FSSB與情感承諾之間起中介作用。

（三）邊界彈性意愿的調節作用

眾所周知，工作是人們謀生的手段，可獲得成就感；家庭則提供人們的親密關系，可提高幸福感。那么，個體是更傾向于從工作中獲得成就感，還是更在意從家庭中獲得幸福感呢？邊界彈性意愿可以回答這個問題。

根據邊界理論，劃分出工作與家庭的角色邊界可使個體在一定時間內把注意力專注于工作（家庭）領域，從而不受家庭（工作）領域的干擾［22］。邊界彈性意愿就是個體在面對來自家庭（工作）領域的角色需求時，愿意從當前的工作（家庭）領域轉換到家庭（工作）領域的意愿程度，分為工作彈性意愿（work flexibility?willingness）和家庭彈性意愿（family flexibility?willingness）［15］。工作彈性意愿指個體收縮和擴大工作領域邊界的意愿；家庭彈性意愿指個體收縮和擴大家庭領域邊界的意愿［23］。

對于工作彈性意愿較高的女性知識型員工來說，其工作和家庭邊界并沒有清晰的界限，因此無論在工作領域受到來自家庭領域的是消極打擾還是積極促進，都容易發生工作到家庭角色的轉換。此時若主管向其提供家庭支持行為，她就很容易感受到在家庭責任履行方面得到的幫助，這不僅可以彌補其工作到家庭角色轉換資源的消耗，緩和家庭?工作沖突，同時明確指向家庭的支持也可以增加家庭領域到工作領域的積極溢出，增加家庭?工作促進。而對于工作彈性意愿較低的女性知識型員工來說，面對同樣的情況，無論主管是否提供了家庭支持行為，她們較低的角色轉換意愿都可能使她們感受到的家庭?工作沖突和家庭?工作促進不發生顯著變化。家庭彈性意愿同理可得。據此，本文提出如下假設：

女性知識型員工的家庭彈性意愿在FSSB與工作?家庭沖突之間起正向調節作用，即家庭彈性意愿水平越高，其FSSB對工作?家庭沖突的負向影響越大（H4a）；

女性知識型員工的工作彈性意愿在FSSB與家庭?工作沖突之間起正向調節作用，即工作彈性意愿水平越高，其FSSB對家庭?工作沖突的負向影響越大（H4b）；

女性知識型員工的工作彈性意愿在FSSB與家庭?工作促進之間起正向調節作用，即工作彈性意愿水平越高，其FSSB對家庭?工作促進的正向影響越大（H4c）；

女性知識型員工的家庭彈性意愿在FSSB與工作?家庭促進之間起正向調節作用，即家庭彈性意愿水平越高，其FSSB對工作?家庭促進的正向影響越大（H4d）。

綜合上述有關FSSB、工作家庭平衡與情感承諾關系的論述，本文認為，邊界彈性意愿不僅調節了FSSB與工作家庭平衡各維度之間的關系，還調節了工作家庭平衡各維度在FSSB與情感承諾之間的中介作用，即表現為被調節的中介效應，進而本文提出以下假設：

女性知識型員工的家庭彈性意愿正向調節工作?家庭沖突在FSSB與情感承諾關系間的中介作用，即家庭彈性意愿水平越高，其FSSB通過工作?家庭沖突對情感承諾產生的正向影響越大（H5a）；

女性知識型員工的工作彈性意愿正向調節家庭?工作沖突在FSSB與情感承諾關系間的中介作用，即工作彈性意愿水平越高，其FSSB通過家庭?工作沖突對情感承諾產生的正向影響越大（H5b）；

女性知識型員工的工作彈性意愿正向調節家庭?工作促進在FSSB與情感承諾關系間的中介作用，即工作彈性意愿水平越高，其FSSB通過家庭?工作促進對情感承諾產生的正向影響越大（H5c）；

女性知識型員工的家庭彈性意愿正向調節工作?家庭促進在FSSB與情感承諾關系間的中介作用，即家庭彈性意愿水平越高，其FSSB通過工作?家庭促進對情感承諾產生的正向影響越大（H5d）。

二、研究方法

（一）數據采集

本文采用問卷調查法收集數據，樣本來自于東北地區戰略性新興產業中7 家企業的女性知識型員工。問卷的發放采用委托發放的方式進行。研究人員在將調查問卷制作成微信版本后，委托企業人力資源管理部門負責人進行分發，每位被調查者答卷完畢可隨機抽取5 元的現金獎勵，中獎率為10%。這種方式簡潔、方便，也可調動被調查者參與的積極性。

本次共計發放問卷400 份，回收有效問卷263 份，有效回收率為65.75%。在有效樣本中，年齡為26～35歲的員工占54.75%；本科及以上學歷員工占79.47%；有74.90%的員工工作年限在3 年以上；67.30%的員工已婚。

（二）變量測量

本文中變量的測量所采用的量表均為國內外學者開發編制、已得到實證研究支持的較為成熟的量表，采用Likert 5 點計分方式。FSSB采用Hammer 等［24］開發的4 題項量表；情感承諾采用Meyer 等［16］開發的6 題項量表；工作家庭平衡采用Aryee 等［25］開發的4 維度、16 題項量表；邊界彈性意愿的測量采用馬紅宇等［26］開發的2 維度、8 題項量表。此外，將年齡、受教育程度、工作年限和婚姻狀況作為控制變量。

三、實證結果

（一）共同方法偏差檢驗

本文采用Harman 單因素檢驗法來檢驗共同方法偏差。結果表明，第一因子解釋的變異量為25.809%，遠小于40%，因此，本文的共同方法偏差問題不嚴重。

（二）信效度檢驗

本文采用Cronbach’sα系數來檢驗問卷的信度。FSSB、情感承諾、工作?家庭沖突、家庭?工作沖突、工作?家庭促進、家庭?工作促進、工作彈性意愿、家庭彈性意愿的信度分別為0.861、0.911、0.814、0.812、0.842、0.889、0.838、0.903。各量表的信度系數均大于0.700，因此各測量量表信度較高。

本文采用驗證性因子分析考察各變量間的構念區分性。從表1 可見，八因子模型對數據的擬合效果最佳，說明本文的研究模型具有良好的區分效度。

表1 驗證性因子分析結果

（三）描述性統計與相關分析

各變量的均值、標準差和變量間的相關系數見表2。FSSB與情感承諾正相關；FSSB分別與工作?家庭沖突、家庭?工作沖突負相關；FSSB分別與工作?家庭促進、家庭?工作促進正相關；工作?家庭沖突與家庭?工作沖突分別與情感承諾負相關；工作?家庭促進、家庭?工作促進分別與情感承諾正相關。這些結果為假設提供了初步支持。

表2 變量的均值、標準差和變量間的相關系數

（四）假設檢驗

本文首先采用層次回歸分析法檢驗主效應、中介效應和調節效應；然后采用Bootstrap 法檢驗被調節的中介效應。

1.主效應和中介效應檢驗

從表3 與表4 顯示的主效應和中介效應檢驗結果可以看出，FSSB對情感承諾具有顯著的正向影響（β=0.522，p＜0.001），H1 成立；FSSB對工作?家庭沖突（β=-0.334，p＜0.001）、家庭?工作沖突（β=-0.206，p＜0.001）均具有顯著的負向影響，H2a、H2b 成立。家庭?工作促進（β=0.281，p＜0.001）、工作?家庭促進（β=0.345，p＜0.001）均具有顯著的正向影響，H2c、H2d 成立；工作?家庭沖突（β=-0.250，p＜0.001）、家庭?工作沖突（β=-0.165，p＜0.01）均對情感承諾具有顯著的負向影響。但在控制了工作?家庭沖突后，工作?家庭沖突對情感承諾的影響并不顯著（β=-0.086，ns），FSSB對情感承諾仍具有顯著的正向影響（β=0.493，p＜0.001）。因此，進一步進行了Sobel 檢驗。家庭?工作沖突同理。經Sobel 檢驗，工作?家庭沖突（z=1.540，ns）與家庭?工作沖突（z=1.001，ns）的中介效應均不顯著，H3a 與H3b 未成立，那么在H3a 基礎上建立的H5a“女性知識型員工的家庭彈性意愿正向調節工作?家庭沖突在FSSB與情感承諾關系間的中介作用”與在H3b 基礎上建立的H5b“女性知識型員工的工作彈性意愿正向調節家庭?工作沖突在FSSB與情感承諾關系間的中介作用”也都不能成立，無需進一步驗證。家庭?工作促進（β=0.418，p＜0.001）、工作?家庭促進（β=0.442，p＜0.001）均對情感承諾具有正向影響。在控制了家庭?工作促進后，家庭?工作促進對情感承諾的正向影響顯著（β=0.294，p＜0.001），FSSB對情感承諾的正向影響有所減小但仍顯著（β=∣0.439∣＜∣0.522∣，p＜0.001），說明家庭?工作促進在FSSB與情感承諾之間起部分中介作用，H3c成立。在控制了工作?家庭促進后，工作?家庭促進對情感承諾的正向影響顯著（β=0.296，p＜0.001），FSSB對情感承諾的正向影響有所減小但仍顯著（β=∣0.420∣＜∣0.522∣，p＜0.001），說明工作?家庭促進在FSSB與情感承諾之間起部分中介作用，H3d成立。

表3 層次回歸分析結果（因變量：情感承諾）

表4 層次回歸分析結果（因變量：工作家庭平衡）

2.調節效應檢驗

由表4 顯示的調節效應檢驗結果可知，FSSB（β=-0.410，p＜0.001）、FSSB與家庭彈性意愿的交互項（β=-0.041，p＜0.01）均對工作?家庭沖突具有顯著的負向影響，說明家庭彈性意愿對FSSB與工作?家庭沖突的關系具有正向調節作用，H4a 成立；FSSB（β=-0.185，p＜0.01）、FSSB與工作彈性意愿的交互項（β=-0.042，p＜0.01）均對家庭?工作沖突具有顯著的負向影響，說明工作彈性意愿對FSSB與家庭?工作沖突的關系具有正向調節作用，H4b 成立；FSSB（β=0.292，p＜0.01）、FSSB與工作彈性意愿的交互項（β=0.091，p＜0.01）均對家庭?工作促進沖突具有顯著的正向影響，說明工作彈性意愿對FSSB與家庭?工作促進的關系具有正向調節作用，H4c 成立；FSSB（β=0.286，p＜0.001）、FSSB與家庭彈性意愿的交互項（β=0.109，p＜0.01）均對工作?家庭促進具有顯著的正向影響，說明家庭彈性意愿對FSSB與工作?家庭促進的關系具有正向調節作用，H4d 成立。工作彈性意愿與家庭彈性意愿的調節效應如圖2～圖5 所示。

3.被調節的中介效應檢驗

首先，分析了工作彈性意愿如何調節家庭?工作促進在FSSB與女性知識型員工情感承諾關系間的中介作用，結果見表5。3 種不同工作彈性意愿水平下的95%置信區間分別為［0.035，0.132］、［0.043，0.160］、［0.075，0.212］，均不包含0。說明在低、中、高3 個工作彈性意愿水平下，在FSSB對情感承諾的影響中家庭?工作促進的中介效應均顯著，且隨著工作彈性意愿的提高，家庭?工作促進的部分中介作用也逐漸增強，H5c 成立。

圖2 家庭彈性意愿對FSSB 與工作?家庭沖突之間關系的調節效應

圖3 工作彈性意愿對FSSB 與家庭?工作沖突之間關系的調節效應

其次，分析了家庭彈性意愿如何調節工作?家庭促進在FSSB與女性知識型員工情感承諾關系間的中介作用，結果見表6。3 種不同家庭彈性意愿水平下的95%置信區間分別是［0.019，0.111］、［0.042，0.143］、［0.077，0.195］，均不包含0。說明在低、中、高3 個家庭彈性意愿水平下，在FSSB對情感承諾的影響中工作?家庭促進的中介效應均顯著，且隨著家庭彈性意愿的提高，工作?家庭促進的部分中介作用也逐漸增強，H5d 成立。

圖4 工作彈性意愿對FSSB 與家庭?工作促進之間關系的調節效應

圖5 家庭彈性意愿對FSSB 與工作?家庭促進之間關系的調節效應

表5 在FSSB 對情感承諾的影響中家庭?工作促進的中介作用分析結果

表6 在FSSB 對情感承諾的影響中工作?家庭促進的中介作用分析結果

四、結論與討論

（1）研究結論及意義。首先，FSSB是提高女性知識型員工情感承諾的重要因素。在現代中國背景下，女性知識型員工往往秉持事業與家庭并重，甚至追求事業與家庭雙贏的理念，FSSB作為明確指向員工工作家庭關系的非正式組織支持，對其產生的意義深刻，她們很可能會因為組織幫助其履行家庭責任而增加對組織的認可與感激，提高情感承諾。可以說，FSSB已成為企業實施“拴心留人”之道的最重要的途徑之一。其次，工作家庭促進在FSSB影響女性知識型員工的情感承諾過程中起中介作用，工作家庭沖突在其中的中介作用未得到驗證。這一結果進一步佐證了Odledusseau 等［27］、Grzywacz 和Butler［28］的研究結論：資源與工作家庭促進顯著相關，與工作家庭沖突不相關；壓力與工作家庭沖突顯著相關，與工作家庭促進不相關。顯然，FSSB可看作是企業給予員工的資源而非壓力，而對于工作家庭沖突來說，角色壓力帶來的影響要遠大于FSSB，因此工作家庭沖突并未在FSSB與女性知識型員工的情感承諾間起中介作用，工作家庭促進卻可以。最后，邊界彈性意愿調節了工作家庭促進在FSSB與情感承諾關系中起到的中介作用。邊界彈性意愿作為一種個體特質，表示的是個體在面對角色轉換需求時的轉換意愿。對于邊界彈性意愿水平高的女性知識型員工，她進行角色轉變的意愿較高，FSSB對其工作家庭促進的影響較大，因此工作家庭促進更多的傳導了FSSB對女性知識型員工情感承諾的影響；但在邊界彈性意愿水平低的女性知識型員工中，其工作和家庭間的邊界清晰，FSSB對工作家庭促進的影響較弱，FSSB對女性知識型員工情感承諾的效應就較少地通過工作家庭促進來傳導。

（2）管理啟示。第一，企業應重視FSSB在企業保留人才方面起到的重要作用，應建立起家庭支持型的組織文化，對FSSB做出積極干預。例如，可以建立起員工幫助計劃、兒童托管服務、彈性工作時間、帶薪休假等。但僅僅建立這種正式的政策和措施是不夠的，應同時鼓勵并培訓主管的FSSB。因為主管才是企業政策落實的執行者，這種正式的政策和措施是否能夠發揮作用，往往與主管的解讀與執行密切相關。特別是與那些擁有正式工作?家庭支持政策的大型企業相比，中小型企業中的非正式的工作?生活安排以更為靈活和隱形的形式存在，往往都是通過主管與員工之間的溝通與協商來實現。因此，主管在企業實施家庭支持型政策和措施的過程中的重要性更為凸顯，對其進行相關的培訓以及政策的解讀顯得尤為重要。第二，企業應關注女性知識型員工的工作家庭平衡對其情感承諾產生的影響。對于家庭負擔比較重的女性知識型員工來說，在她們處理工作家庭關系時容易遇到較難解決的困難，企業既要提供雪中送炭的關懷與幫助，也要進行未雨綢繆的計劃和安排。例如，可提供培養員工協調解決問題能力的培訓、時間和壓力管理培訓，使之能夠采取積極的應對方式處理工作家庭關系。較為全面地關注女性知識型員工的工作家庭平衡，更可能有效地加強女性知識型員工與組織的情感聯結，促進她們為組織發展做出更大貢獻。第三，企業應對女性知識型員工實施差異化管理，企業可針對邊界彈性意愿較低的女性知識型員工進行干預，通過課程培訓、心理輔導等方式提升她們的邊界彈性意愿，使FSSB對其產生更多的積極影響。

（3）研究局限。首先，本文使用的是橫截面數據，后續研究可嘗試采用縱向收集的數據開展動態性研究，以更為準確地捕捉變量間的關系。其次，本文雖已進行了Harman 單因素分析，但依然無法完全消除共同方法偏差的影響，未來可通過領導、同事等多個被調查主體來收集問卷。最后，本文將FSSB看作是單維度變量，采用了簡版量表對其進行測量，未來應考察FSSB的不同維度對女性知識型員工工作家庭平衡及情感承諾的影響是否存在差異。