非工作時間工作連通行為對員工影響的元分析

摘" 要" 隨著現代通信技術發展， 非工作時間工作連通行為（Work Connectivity Behavior After-hours， 簡稱 WCBA）日益普遍且影響復雜。本研究基于71篇文獻進行元分析發現： （1） WCBA既會通過工作自主性對工作?家庭平衡和任務績效產生正向影響， 又會通過心理脫離對工作?家庭平衡和任務績效產生負向影響; （2） 相較于心理脫離的負向中介作用， 工作自主性在WCBA與任務績效之間的正向中介作用更強; 相較于工作自主性的正向中介作用， 心理脫離在WCBA與工作?家庭平衡之間的負向中介作用更強。本研究厘清了WCBA在家庭領域和工作領域差異化影響的中間機制， 對工作?家庭邊界領域的研究進行了更新與補充。

關鍵詞" 非工作時間工作連通行為， 工作?家庭平衡， 任務績效， 資源保存理論

分類號" B849： C93

1" 引言

在現代信息通信技術的推動下， 工作與生活的界限日漸模糊。智能電子設備的普及使得組織領導能夠隨時聯系員工指派工作任務， 員工在工作時間之外處理工作任務已成為常態。學者們將員工在下班后、周末或假期等非工作時間內使用信息技術設備溝通和執行工作任務的行為稱為非工作時間工作連通行為（Work Connectivity Behavior After-Hours， 簡稱WCBA） （張曉翔 等， 2013; Richardson amp; Benbunan-Fich， 2011）。由于WCBA普遍存在且很難受到工作合同、集體協議、公司規定和工作時間法規的約束， 其被視為信息技術時代中涌現出的新型工作方式。

在過去20年中， WCBA已得到廣泛而具體的研究。這些研究大都聚焦于揭示WCBA的消極影響（Derks et al.， 2014; Ragsdale amp; Hoover， 2016; Ohly amp; Latour， 2014）， 建議領導減少對員工非工作時間的工作要求。近年來， 為充分挖掘WCBA在理論和實踐上的潛在價值， 學者們開始更全面地探討WCBA的影響（石冠峰， 鄭雄， 2021; 袁凌 等， 2023; 趙越 等， 2024; Yang et al.， 2022）， 例如趙越等人（2024）基于壓力認知評價理論和元分析發現： WCBA 既可以形成挑戰性壓力引發員工的積極工作感受/行為（如工作控制感、工作績效等）， 也會形成阻礙性壓力從而導致負面工作感受/行為（如工作壓力、反生產行為等）。

過往關于WCBA全面影響的研究大都關注其對同一結果變量的雙刃劍效應（石冠峰， 鄭雄， 2021; 袁凌 等， 2023; Yang et al.， 2022）， 本文則根據WCBA的跨領域概念屬性， 從工作?家庭視角研究WCBA的全面影響。工作和家庭是個體生活的兩個重要領域（陳興華 等， 2004）， 員工進行WCBA意味著在家庭場景下處理工作相關事務， 這種行為打破了家庭與工作的邊界， 會對工作領域和家庭領域的因變量產生差異化的影響。我們通過分析以往文獻發現： WCBA的消極影響通常出現在家庭領域， 例如更高的工作?家庭沖突（韓志偉 等， 2024; Dettmers， 2017）， 更低的工作?家庭平衡（王楊陽 等， 2021; 孫健敏 等， 2024）等; 而積極影響則常常出現在工作領域， 例如更高的任務績效（Weigelt amp; Syrek， 2017）、工作滿意度（Diaz et al.， 2012）、組織承諾（Ferguson et al.， 2016）等。

本研究基于資源保存理論探討WCBA對工作和家庭領域產生差異化影響的中間機制。WCBA會引發資源從家庭領域向工作領域流動， 影響個體資源在兩個領域間的分配（葉萌 等， 2018）?；谫Y源保存理論（Hobfoll， 1989）， 上述資源流動和再分配既會帶來資源獲取， 也會造成資源損耗（?uranová amp; Ohly， 2016）， 在家庭和工作領域內是資源獲取產生的正向作用大， 還是資源損耗產生的負向作用大， 會使得WCBA對特定領域的影響呈現差異。兩篇較早的文獻將控制感（資源獲?。┖托睦砻撾x（資源損耗）作為中介機制納入模型， 探究WCBA對工作?家庭沖突的影響， 并進行了雙中介效應的比較， 但研究結果并不一致。Richardson和Thompson （2012）的研究發現資源獲取路徑顯著小于資源損耗路徑， 另一篇研究則沒有發現顯著差異（Ward amp; Steptoe-Warren， 2014）。

如果能在工作?家庭視角下驗證WCBA對工作和家庭領域產生的差異化影響并揭示其內在機制， 將為WCBA的理論框架拓展以及類似跨領域變量的研究提供理論參考。因此， 本研究將從資源保存理論出發， 引入工作自主性（資源獲?。┡c心理脫離（資源損耗）作為中介變量， 并分別在家庭和工作領域內對兩個中介效應進行強弱對比， 以探索WCBA在不同領域是帶來更多的“資源增益”還是造成更多的“資源損耗”。本研究將通過元分析， 在大樣本基礎上回答以下研究問題： （1）工作自主性（資源獲?。┡c心理脫離（資源損耗）是否會在WCBA與結果變量間分別扮演積極和消極的中介作用？（2）在工作領域， WCBA通過工作自主性產生的積極影響是否比通過心理脫離產生的消極影響更強？而在家庭領域， WCBA通過心理脫離產生的消極影響是否會比通過工作自主性產生的積極影響更強？

2" 理論與假設

2.1" 變量定義

Richardson和Benbunan-Fich于2011年提出非工作時間工作連通行為（Work Connectivity Behavior After-Hours， 簡稱WCBA）這一概念， 用以描述組織成員使用便攜式無線通信設備在非工作時間參與工作或者與同事聯系等一系列行為的總稱。以往關于WCBA的研究使用了不同定義來指代這一行為， 例如技術輔助補充工作（Fenner amp; Renn， 2010）、工作相關智能手機使用（Derks et al.， 2016）、工作延時可用性（Dettmers et al.， 2016）等。在中文場景下， 本文認為非工作時間工作連通行為（WCBA）這一術語最能概括WCBA相關特征， 這也與多數國內學者的研究相一致（張蘭霞 等， 2020; 趙慧軍， 焦昕婷， 2023）。本研究分別探討WCBA對家庭領域和工作領域的影響， 并相應選取工作?家庭平衡和任務績效作為家庭領域和工作領域的核心因變量。工作?家庭平衡是一種關于工作和家庭角色如何結合的態度， 代表了工作和家庭角色之間和諧、共存、契合或融合的程度（Casper et al.， 2018）。任務績效是指組織規定所必須完成的績效要求， 用于評估員工實現組織目標的程度， 也稱為角色內績效（Borman amp; Motowidlo， 1997）。

此外， 通過歸納、篩選再結合理論可行性， 本研究從心理資源層面探討了WCBA的雙重影響機制， 中介變量包括： （1）工作自主性： 員工在工作中所擁有的決策權和控制權， 包括任務選擇和時間安排等方面的自由度， 是一種工作資源（Hackman amp; Oldham， 1976）。（2）心理脫離： 在非工作時間與工作任務保持距離的一種狀態， 這種狀態是指在身體和心理上都不再被工作相關任務所占據（Sonnentag amp; Fritz， 2015）。

2.2" WCBA對工作?家庭平衡與任務績效的影響

本研究認為工作?家庭平衡和任務績效分別最能代表員工家庭領域和工作領域的表現。工作?家庭界面相關研究主要集中在工作?家庭沖突、工作?家庭增益和工作?家庭平衡（王晶 等， 2010）， Greenhaus和Allen （2011）將沖突和增益視為平衡的近端前因， 可見工作?家庭平衡相較于工作?家庭沖突和工作?家庭增益是一個整合的視角。而任務績效直接影響組織效能， 一直是組織管理領域內的核心結果變量（Harrison et al.， 2006）。因此， 本研究分別選取工作?家庭平衡和任務績效作為家庭和工作領域的核心因變量。

過往WCBA對工作?家庭平衡影響的研究大都認為是負向影響， 亦有部分研究認為是正向影響。例如， 王曉辰等人（2019）基于邊界理論提出， WCBA作為一種跨越工作與非工作界限的行為， 會在工作與非工作角色之間產生干擾， 降低心理脫離水平， 進而導致工作?家庭平衡滿意度的減少， 對于高工作?家庭中心性的個體， 這種負面效應會增強。此外， 基于資源保存理論， 非工作時間使用電子郵件會通過降低心理脫離和增加情緒耗竭來降低員工的工作?家庭平衡（Belkin et al.， 2020）。然而， Tennakoon （2021）提出WCBA亦可使個體工作具有靈活性， 有助于完成工作任務， 降低工作壓力， 并為員工提供滿足感和成就感， 促進工作?家庭增益并最終有助于工作?家庭平衡。

關于WCBA對任務績效的影響， 目前的研究存在明顯的不一致性。一方面， 一些研究認為WCBA與任務績效呈正相關關系， 因為WCBA是一種實現工作目標的手段， 使得員工能夠選擇在閑暇時間進行額外的工作， 有更多時間完成工作任務， 提高了工作的靈活性與自主性。例如， Schlachter等人（2018）認為， 員工將一些非工作的時間用于工作（例如通勤）可以更有效地利用他們的時間， Fender （2010）認為WCBA賦予了員工時間上的優勢， 能夠防止問題升級為危機， 并有助于員工持續跟進任務進展情況， 從而提升任務績效。另一方面， 基于壓力?脫離模型， WCBA會降低員工心理脫離水平， 增加工作壓力（Wang et al.， 2023）， 使得員工無法進行資源恢復， 難以高效完成任務， 導致任務績效降低（Ren et al.， 2023）。

2.3" WCBA的中介機制

2.3.1" 工作自主性的中介作用

資源保存理論指出， 員工會通過增加資源的獲取來防止資源損失（Hobfoll， 2001）。在這種理論框架下， 員工會選擇在非工作時間進行工作， 此時WCBA是員工主動獲取工作靈活性、控制感等資源的一種方式（Richardson amp; Thompson， 2012）， 有助于工作自主性的提升（Zhu et al.， 2024）， 從而滿足員工防止資源損失的期望。具體而言， WCBA可以幫助員工隨時掌握工作動態， 使其感受到對工作進度的控制權和自主權（Xie et al.， 2018）; 另一方面， 員工可能希望在下一工作周期開始前減輕潛在的工作負擔和工作壓力， 因此選擇在工作之外的時間預先處理未來可能出現的工作要求， 這實際上提升了工作自主性（Zhu et al.， 2024）。已有實證研究證明了WCBA對工作自主性的積極影響（石冠峰， 鄭雄， 2021; 袁凌 等， 2023; Zhu et al.， 2024）。據此， 本文提出假設：

H1： WCBA對工作自主性有正向影響。

結合假設1的論述， WCBA可以賦予員工更大的工作自主性， 獲得更多資源以避免未來可能出現的工作負荷， 甚至有助于資源收益螺旋的產生（Hobfoll， 2001）， 進而可以提升員工的工作?家庭平衡以及任務績效。具體而言， 在工作領域， 工作自主性會降低員工的心理壓力， 帶來更高的工作動機（Muecke amp; Iseke， 2019）。已有研究發現， 高水平的工作自主性使員工更加專注于本職工作， 確保任務完成情況， 提升任務績效產出（Cerasoli et al.， 2016）。在家庭領域， 根據工作?家庭平衡相關研究（Greenhaus amp; Allen， 2011）， 作為一種角色資源， 工作自主性有助于增加員工的工作動機和績效， 更容易使其產生積極情緒， 從而改善家庭生活（Lapierre et al.， 2018）， 因此擁有更多工作自主性的員工可以更好地平衡工作和家庭（Vaziri et al.， 2022）。Tennakoon （2021）的研究也證明WCBA帶來的靈活性和自主性會促進工作?家庭增益并最終有助于工作?家庭平衡。據此， 本文提出以下假設：

H2a： 工作自主性在WCBA與工作?家庭平衡之間起中介作用。WCBA正向影響工作自主性， 進而促進工作?家庭平衡。

H2b： 工作自主性在WCBA與任務績效之間起中介作用。WCBA正向影響工作自主性， 進而促進任務績效。

2.3.2" 心理脫離的中介作用

資源保存理論指出， 在資源損失時資源的額外獲取與補充變得格外重要， 這樣才能從損失中恢復（Hobfoll， 2011）。員工一天工作結束后的資源損耗極大， 進行WCBA是在繼續損耗資源而非補充資源， 表現為心理脫離水平降低。具體而言， 在身體上， WCBA使得員工在休息時間仍然需要處理工作相關事務， 保持對工作的關注和思考， 這會阻礙他們從工作中完全抽離， 導致心理脫離困難（Derks et al.， 2014）。在心理或者精神上， WCBA讓員工或擔心工作任務的處理進展和結果， 或擔心錯過重要的工作信息與任務， 這種對工作的持續關注使得員工難以實現心理脫離（Eichberger et al.， 2021）。已有研究證明， WCBA導致工作在員工身體和精神上的存在感增強， 進而降低心理脫離水平， 阻礙員工的資源恢復體驗（王曉辰 等， 2019; Eichberger et al.， 2021）。據此， 本文提出假設：

H3： WCBA對心理脫離有負向影響。

根據資源保存理論的資源投入原則， 人們會通過資源獲取從已有損失中恢復（Hobfoll， 2011）。員工要想在一天的工作后恢復體力、精神資源， 必須在精神和身體上都遠離工作環境。Eden （2001）的研究指出， 人們在不工作時得到資源補充有助于資源收益螺旋的產生。例如， 工作休息間隙（Coffeng et al.， 2015）、周末（Fritz et al.， 2010）或假期（de Bloom et al.， 2013）的心理脫離都有助于個體從工作中解脫出來并有助于成功收回資源。結合假設3論述， WCBA導致員工在整個工作日中耗盡工作資源后依舊需要繼續投入工作， 在身體和心理上無法脫離工作， 帶來心理脫離水平的降低， 這會使得員工無法補充失去的資源， 甚至有可能進一步產生資源損失螺旋效應（Hobfoll， 2001）， 進而導致工作?家庭平衡以及任務績效降低。

具體而言， 在工作領域， 心理脫離的降低使得員工無法恢復精力， 這會導致工作效率的降低， 進而帶來任務績效的下降（Wendsche amp; Lohmann- Haislah， 2017）。在家庭領域， 如果員工在非工作時間無法實現心理脫離， 他們可能會帶著工作上的壓力回家， 難以投入到家庭活動中。基于工作?家庭平衡相關研究（Greenhaus amp; Allen， 2011）， 這實際上減少了與家人相處的角色資源（例如陪伴時間和對家人的關注）， 進而降低工作?家庭平衡（Sonnentag amp; Fritz， 2015; 王曉辰 等， 2019）。據此， 本文提出H4：

H4a： 心理脫離在WCBA與工作?家庭平衡之間起中介作用。WCBA負向影響心理脫離， 進而降低工作?家庭平衡。

H4b： 心理脫離在WCBA與任務績效之間起中介作用。WCBA負向影響心理脫離， 進而降低工作績效。

2.3.3" 工作自主性和心理脫離中介作用的比較

如前所述， WCBA對工作和家庭領域產生的影響可能是差異化的， 其原因在于： 工作自主性和心理脫離在不同領域內所起作用的相對強弱有差異。在工作領域中， 影響員工更多的是工作自主性帶來的資源增益; 而在家庭領域中， 影響員工更多的則是心理脫離困難造成的資源損耗。

從資源的角度出發， 工作自主性和心理脫離分別影響員工的資源增加和資源補充（石冠峰， 鄭雄， 2021）。員工在進行WCBA的過程中感受到工作自主性可視為其工作資源的增加（馬紅宇 等， 2016）， 因此將其視為資源增益路徑; 而心理脫離是一種恢復體驗， WCBA不利于員工心理脫離進而使得員工難以補充資源（Park et al.， 2011）， 因此將其視為資源損耗路徑。工作自主性作為一種核心工作特征（Hackman amp; Oldham， 1976）， 更接近任務績效等工作領域結果變量的近端， 而處于家庭領域的遠端。心理脫離與其相反， 更接近工作?家庭平衡等家庭領域結果變量的近端， 而處于工作領域的遠端， 例如胡君辰和李榮華（2022）通過梳理恢復體驗相關研究發現： 任務績效等工作表現是心理脫離的遠端結果變量， 而生活滿意度等個體心理變量為近端結果變量。因此， 我們認為在WCBA對任務績效的影響過程中， 工作自主性的資源增益效應相較于心理脫離的資源損耗效應會更為直接有力， 在WCBA對工作?家庭平衡的影響過程中則相反。綜上提出H5：

H5a： 相較于工作自主性， 心理脫離在WCBA與工作?家庭平衡之間的負向中介作用更強。

H5b： 相較于心理脫離， 工作自主性在WCBA與任務績效之間的正向中介作用更強。

本文的理論模型如圖1所示。

3" 研究方法與程序

3.1" 文獻檢索、篩選與編碼

文獻的檢索、篩選與納入流程見圖2。首先， 本文使用幾種策略進行了文獻檢索： （1）數據庫檢索： 將“Work Connectivity Behavior/Work-Related ICT-Use/Work-Related Smartphone Use/Work-Related Electronic Communication/Technology-assisted supplemental work”分別與“job autonomy/flexibility”， “psychological detachment”， “work-family balance/ work-nonwork balance/work-life balance”， “task/in-role performance”組合成關鍵詞， 在Web of Science、Google Scholar、EBSCO等數據庫中檢索外文文獻; 以“非工作時間工作連通/非工作時間電子溝通”分別與“工作自主性/工作彈性”， “心理脫離”， “工作?家庭平衡/工作?生活平衡”， “工作/任務/角色內績效”搭配形成關鍵詞， 在中國知網（CNKI）數據庫中檢索中文文獻; （2）查找相關綜述文獻與元分析參考文獻、找到引用關于WCBA綜述及量表的文獻（Boswell amp; Olson-Buchanan， 2007; Derks et al.， 2014; Richardson amp; Benbunan-Fich， 2011; Schlachter et al.， 2018）; （3）搜索AOM Proceeding、SIOP等相關會議文獻。論文檢索時間范圍為各數據庫初始起錄年月至2024年2月， 得到1008篇文獻（969篇英文文獻+39篇中文文獻）可能被納入元分析。

然后， 遵照以下原則對文獻進行篩選： （1）排除主題不相符文獻以及非中英文文獻; （2）排除非所關注的自變量以及非所關注的因變量; （3）必須為聚焦于個體層面的實證類文獻; （4）排除使用相同樣本在多個期刊上發表的相同研究; （5）因使用β值得到的元分析結果往往會出現偏差（Roth et al.， 2018）， 本研究僅包含報告了變量間相關系數及樣本量的文獻。

最后， 對篩選后的56篇文獻進行編碼。編碼內容包括文獻標題、作者、期刊、樣本量、變量名稱、相關系數、量表信度、樣本地區、性別比例、平均年齡等信息。若一篇文獻包含多個獨立樣本， 則對每個獨立樣本分開編碼。

另外， 檢驗WCBA的中介效應分析時， 需要基于所有變量兩兩之間的相關系數進行元分析。由于沒有研究對心理脫離和工作?家庭平衡以及任務績效和工作?家庭平衡進行元分析， 因此本研究對這兩組變量進行單獨的元分析， 納入15篇文獻， 其中3篇文獻為主效應已經納入文獻， 因此新納入文獻為12篇， 本次元分析需要編碼的文獻為68篇。此外， 本研究從以往3篇元分析文獻中獲得了4組變量間的相關系數， 具體情況見表6相關系數矩陣。例如， 從Vaziri等人（2022）的元分析中獲得了工作?家庭平衡與工作自主性之間的相關系數等。

經過上述步驟， 本次元分析最終納入文獻總數為71篇， 涉及283個效應值。

3.2" 變量的操作化

關于自變量， WCBA是指員工實際表現， 不包括組織的期望或者員工感知的需求， 也不包括含有動機維度的WCBA， 且必須在常規工作時間之后或之外發生， 不包含遠程辦公、長時間工作等其他相近概念。其中， 當相關系數表中WCBA的時長和頻率同時出現時， 使用Hunter （2004）的方法進行相關系數組合效應值計算， 確保所有樣本之間是獨立的， 如公式1所示：

（公式1）

其中， 表示變量x和變量y之間的相關系數， 是第i個樣本對中變量x和變量y之間的相關系數， 表示變量x所有樣本對之間的相關系數的平均值， 表示變量y所有樣本對之間的相關系數的平均值， n是變量x的樣本數量， m是變量y的樣本數量。

關于中介變量和因變量， 選取首先滿足了理論邏輯要求， 同時也滿足了代表性原則及元分析的文獻數目要求。其中， 工作自主性包括工作自主性、工作進度位置控制， 不包括縱向研究中作為WCBA前因的工作自主性。關于心理脫離， 本文只關注屬于外部恢復（即在工作結束后）的心理脫離體驗， 不考慮工作間隙的心理脫離， 因為此種心理脫離發生在工作時間中， 不屬于WCBA所關注的非工作時間。工作?家庭平衡指對工作?家庭關系的整體評價， 納入工作?家庭平衡滿意度， 排除從工作?家庭沖突和工作家庭增益視角研究的工作?家庭平衡， 因為工作?家庭沖突和工作?家庭增益是工作?家庭平衡的近端前因， 相比之下我們更關注遠端的結果， 而工作?家庭平衡滿意度能夠更準確地反映個體在工作與家庭之間的平衡狀態（Abendroth amp; Den Dulk， 2011）。任務績效包含任務績效、角色內績效以及任務進展情況， 排除角色外績效、關系績效以及周邊績效。

3.3" 元分析程序

3.3.1" 效應值轉換

為了降低主觀評價帶來的測量誤差影響， 需要對文獻中原始樣本的相關系數進行信度修正， 以便更準確地反映變量間的真實相關性。具體修正公式如公式2所示：

（公式2）

其中， 表示第i個經過測量誤差修正后的真實相關系數， 代表第i個研究中原始樣本的相關系數， 和分別是自變量和因變量的信度。對于信度缺失的研究， 如果是主觀測量方式， 則采用其他所有研究的信度均值進行代替， 如果是通過客觀指標進行評價的， 如直接問“一天之中使用手機/電腦工作的分鐘數”， 則信度按1計算（Lee et al.， 2021; Leslie et al.， 2014）。

3.3.2" 異質性檢驗程序

使用CMA 3.0軟件進行異質性檢驗， 元分析中的異質性檢驗用于評估所納入研究之間結果的一致性， 以判斷各研究結果之間的相似程度。根據異質性統計檢驗結果， 選擇元分析使用固定效應模型或者隨機效應模型。

3.3.3" 發表偏倚檢驗程序

發表偏倚是指研究結果在統計上顯著時更容易被發表， 從而導致效應值出現偏差的現象。在WCBA的異質性檢驗后通過漏斗圖（Rothstein et al.， 2005）、Begg秩相關檢驗（Begg amp; Mazumdar， 1994）、Egger回歸系數檢驗（Egger et al.， 1997）三種方法檢驗發表偏倚問題。其中， 漏斗圖是通過觀察散點圖的形式來檢驗發表偏差的直觀方法， 對稱的倒漏斗效應值分布表示較低的發表偏差（Rothstein et al.， 2005）。Egger檢驗目的是檢測回歸模型中解釋變量的異方差性， Egger回歸是指效應值除以標準誤對標準誤倒數做回歸， 當截距項的p值小于0.05時， 表明數據存在異方差性， 即存在發表偏差（Egger et al.， 1997）。Begg檢驗通過檢驗標準化效應值與標準誤之間的秩相關來判斷發表偏倚， 如果秩相關顯著， 即表明標準誤隨著效應大小的增加而減少， 則可能存在發表偏倚（Begg amp; Mazumdar， 1994）。

3.3.4" 直接效應檢驗程序

進行直接效應分析時， 首先對每個獨立研究中經過信度修正的相關系數執行Fisher's Z轉換， 轉換公式如公式3所示：

（公式3）

其中， 表示第i個經過Fisher's Z轉換的效應值， 表示第i個經過測量誤差修正后的真實相關系數。

接著， 將轉換后的Z值進行加權平均， 最后再進行逆轉換得到WCBA與個體結果之間的總體元分析相關系數， 逆轉換公式如公式4所示：

（公式4）

其中， 為經過信度修正的總體相關系數估計值， 為經過Fisher's Z轉換的加權平均相關系數。

3.3.5" 中介效應檢驗程序

使用Mplus 8.0和R 4.3.2軟件進行中介效應檢驗以及中介效應的差值比較分析。參照Jak和Cheung （2018）的MASEM兩步法： 第一步， 利用元分析結果構建所有變量之間的相關系數矩陣， 第二步， 以樣本量的調和平均數（Viswesvaran amp; Ones， 1995; 衛旭華， 2021）作為結構方程模型元分析的樣本量使用Mplus 8.0進行結構方程模型元分析。同時在中介分析結果的基礎上， 使用R 4.3.2軟件對間接效應進行蒙特卡洛置信區間的檢驗。

4" 研究結果

4.1" 異質性檢驗

異質性檢驗結果如表1所示， Q統計量均達到

顯著水平（p lt; 0.001）， 且I2均在75%以上， 表明WCBA與各變量間的效應值都存在較高的異質性。因此， 本文采用隨機效應模型進行元分析。

4.2" 發表偏倚檢驗

本研究主要通過漏斗圖、Egger檢驗、Begg檢驗來檢驗發表偏倚問題。具體漏斗圖情況如圖3， 通過漏斗圖可觀察到WCBA與工作自主性、心理脫離、工作?家庭平衡以及任務績效的研究文獻基本均勻分布于效應量兩側， 具有較為對稱的倒漏斗分布。通過表2的發表偏倚檢驗可知， 所有Begg檢驗p值均不顯著（p gt; 0.05）， 所有Egger檢驗的p值也均不顯著（p gt; 0.05）。綜上， 本研究未發現嚴重的發表偏差問題。

4.3" 直接效應分析

表3直接效應分析結果顯示， 在中介變量方面， WCBA與工作自主性呈弱相關關系， 兩者間ρ為0.18， 95% CI為[0.13， 0.24]; 與心理脫離呈中等程度負相關關系， ρ為?0.38， 95% CI為[?0.44， ?0.32]。由此， H1和H3得到驗證。

在結果變量方面， WCBA與工作?家庭平衡呈弱負相關關系， ρ為?0.24， 95% CI為[?0.30， ?0.17]。WCBA與任務績效為不顯著關系， 置信區間包含0。因此仍需進一步探究WCBA的中介機制。

4.4" 中介效應檢驗

在進行中介效應檢驗時， 參照Jak和Cheung （2018）的MASEM兩步法： 第一步， 利用元分析結果構建所有變量之間的相關系數矩陣（見表4）所示， 所有元分析獨立樣本量的調和平均數為5055。本研究從現有3篇元分析文獻中獲得了4組變量間的相關系數， 例如， 從Vaziri等人（2022）的元分析中獲得了工作?家庭平衡與工作自主性之間的相關系數等。此外， 由于沒有研究對心理脫離和工作?家庭平衡以及任務績效和工作?家庭平衡進行元分析， 因此本研究對這兩組變量進行單獨的元分析。

第二步， 在極大似然法基礎上利用結構方程模型對中介效應進行檢驗。為了驗證本研究模型的有效性， 本文對假設模型以及其他模型進行了擬合程度比較， 根據表5分析結果， 假設的模型1優于其他四個模型。其中模型1為本研究假設模型; 模型2中心理脫離只中介WCBA與工作?家庭平衡， 工作自主性只中介WCBA與任務績效; 模型3中將工作自主性的中介路徑固定為0， 只保留心理脫離的中介; 模型4中將心理脫離的中介路徑固定為0， 只保留工作自主性的中介; 模型5中將自變量與因變量之間的直接路徑固定為0， 移除了直接路徑。根據模型擬合度指標， χ2、RMSEA和SRMR越小， CFI越大， 則模型擬合度越好; 同時， Δχ2 （Δdf）的顯著性也表示模型1的擬合度較好。因此本研究的雙中介模型各項擬合指標綜合來看均優于其他模型。

元分析結構方程模型結果見圖4。首先， WCBA與工作自主性、心理脫離的關系顯著， 路徑系數分別為0.18 （p lt; 0.001）和?0.38 （p lt; 0.001）。其次， 工作自主性對工作?家庭平衡和任務績效均為顯著正向影響， 路徑系數分別為0.27 （p lt; 0.001）和0.27 （p lt; 0.001）。最后， 心理脫離對工作?家庭平衡和任務績效均為顯著正向影響， 路徑系數分別為0.46 （p lt; 0.001）和0.09 （p lt; 0.001）。

在路徑分析基礎上， 本研究借鑒以往元分析研究的做法（李超平 等， 2023; Headrick et al.， 2023）， 計算路徑系數乘積， 檢驗WCBA通過兩種路徑對員工產生影響的間接效應， 并且使用蒙特卡羅（Monte Carlo， MC）模擬方法重復抽樣20000次， 來估計間接效應的95%置信區間（Preacher amp; Selig， 2012）， 結果見表6。首先， 工作自主性在WCBA和工作?家庭平衡和任務績效之間均發揮正向中介作用， 間接效應分別為0.05 （p lt; 0.001）和0.05 （p lt; 0.001）， 95% CI分別為[0.04， 0.06]和[0.04， 0.06]。由此， H2a和H2b得到驗證。其次， 心理脫離在WCBA與工作?家庭平衡和任務績效的關系中起負向中介作用， 間接效應分別為?0.18 （p lt; 0.001）和?0.03， 95% CI為[?0.19， ?0.16]和[?0.04， ?0.02]。由此， H4a和H4b得到驗證。

最后， 參照溫忠麟等人（2022）的方法進行中介效應比較檢驗， 其中當兩條中介路徑效應值相反時， 應使用中介效應絕對值的差值進行比較，結果見表6。可以發現， 相較于工作自主性， WCBA更多通過心理脫離對工作?家庭平衡起負向作用， 工作自主性和心理脫離中介效應差值為?0.13 （p lt; 0.001）， 95% CI為[?0.14， ?0.11]。此外， 相較于心理脫離， WCBA更多通過工作自主性對任務績效起正向作用， 差值分別為0.01 （p lt; 0.05）， 95% CI分別為[0.01， 0.04]和[0.00， 0.02]。由此， H5a和H5b得到驗證。

5" 研究結論與展望

5.1" 研究結論

為響應前人對WCBA全面影響進行探索的呼吁， 本研究聚焦于探究WCBA是否會通過資源獲取和資源損耗的雙重機制在家庭領域和工作領域產生差異化影響。基于資源保存理論， WCBA可能導致資源獲取或損耗， 因此本研究提出WCBA會通過工作自主性和心理脫離等兩個中介變量對員工的工作?家庭平衡和任務績效產生相反影響。本研究的元分析結果證明： （1）WCBA對工作自主性產生正向影響， 而對心理脫離產生負面影響; （2）工作自主性在WCBA與工作?家庭平衡和任務績效之間起正向中介作用; （3）心理脫離在WCBA與工作?家庭平衡和任務績效之間起負向中介作用; （4）在工作領域， WCBA通過工作自主性產生的積極影響比心理脫離產生的消極影響更強， 而在家庭領域， WCBA通過心理脫離產生的消極影響比工作自主性產生的積極影響更強。

5.2" 理論啟示

本研究從工作?家庭視角出發， 驗證了WCBA在工作和家庭領域內產生的差異化效應， 并進一步揭示了其作用機制。通過這一研究， 不僅為WCBA的理論框架提供了擴展， 也為類似跨領域變量的研究提供了理論參考和指導。

首先， 本研究通過元分析對工作?家庭邊界領域的研究進行了重要更新與補充?，F有工作?家庭邊界領域的元分析主要關注延長工作時間、遠程辦公和長時間工作等工作安排的影響（Th?rel et al.， 2022; Beckel et al.， 2023; Liao et al.， 2019; Pak et al.， 2022）， 而本次元分析基于WCBA領域豐富的原始研究， 填補了工作?家庭邊界領域元分析研究的缺口。

其次， 本研究明晰了WCBA發揮作用的中介機制， 理清了不同中介變量在解釋WCBA效果時的差異性作用。基于資源保存理論， 本研究分別從資源增益和資源損耗視角， 檢驗了工作自主性和心理脫離在WCBA發揮影響時的中介作用。研究結果表明WCBA既可能通過增加工作自主性帶來資源增益， 促進員工的工作?家庭平衡和任務績效， 也可能通過降低心理脫離阻止資源恢復， 造成負面結果。特別需要指出， 對于WCBA和工作?家庭平衡的關系， 尚未有研究探究工作自主性的中介機制， 本研究通過元分析檢驗了這一路徑的有效性， 從而揭示了WCBA與工作?家庭平衡之間可能存在的正向影響機制。

最后， 研究通過元分析比較了WCBA在家庭和工作領域的差異化影響。雖然已有學者探究了該行為的“雙刃劍”效應（石冠峰， 鄭雄， 2021; 袁凌 等， 2023; 趙越 等， 2024; Yang et al.， 2022）， 但是很少有文獻對雙中介效應進行效應值比較， 探索該行為在工作領域以及家庭領域的最終影響是“凈增益”還是“凈損耗”。本研究通過元分析證明， 在家庭領域， 心理脫離在WCBA和工作?家庭平衡之間具有更強的中介作用; 而在工作領域， 工作自主性在WCBA和任務績效之間具有更強的中介作用。以上發現表明， WCBA在工作領域更多帶來“凈增益”， 而在家庭領域更多帶來“凈損耗”， 從而明晰了WCBA在不同領域的差異化影響。

5.3" 實踐啟示

考慮到工作場所逐漸數字化和無邊界化， 嚴格避免WCBA并不現實（Perlow， 2012）。因此， 組織和領導者需要引導員工從WCBA的積極影響中獲益， 并且預防和減輕潛在的有害影響。而本文的元分析結果表明， WCBA在工作和家庭領域會產生差異化影響， 這啟發我們應在不同的領域著重關注不同的中介機制。

在工作領域的管理實踐中應更多地關注激發工作自主性， 管理者應明確WCBA的目標和期望， 避免過度工作和信息過載。例如， 可以設定WCBA的優先級， 鼓勵員工優先處理重要緊急的任務， 避免在非工作時間處理瑣碎事務（Ren et al.， 2023）; 組織允許員工根據個人需求調整工作時間， 以減少非工作時間進行工作的資源損耗作用， 增加工作連通行為的靈活性與自主性。

在家庭領域的管理實踐應更多地關注心理脫離， 組織應識別由于頻繁的WCBA而缺乏恢復體驗的員工， 為其提供培訓并實施干預措施; 組織還應建立清晰的工作時間邊界， 鼓勵員工在非工作時間與工作保持距離， 避免工作過度侵占個人生活（Sonnentag amp; Fritz， 2015）。而員工在進行WCBA的過程中要及時補充個體資源， 例如在WCBA過程中主動進行一些放松活動來補充心理資源（韓志偉 等， 2024）， 避免因個體資源持續損耗而引發的任務績效和工作?家庭平衡的下降。

對于政策制定者而言， 本文的研究為完善工作時間法規提供了理論支持。在過去10年中， 對WCBA的研究不斷積累， 該概念在立法方面也越來越受到關注。政策制定者可以根據研究結果， 引導企業合理安排員工的工作時間， 保護員工的合法權益。這也有助于構建良好的社會就業環境， 促進社會和諧穩定。

5.4" 不足與展望

首先， 在理論選取上， 本研究僅基于資源保存理論對WCBA的中介機制進行探討， 從而對過往研究中WCBA的差異化影響進行解釋。然而， 我們不能排除其它理論也可以解釋WCBA的差異化影響， 而不同的理論視角可能對應不同的中介變量， 后續研究可以考慮學習Peng和Kim （2020）的做法， 對不同理論下的差異路徑同時進行元分析檢驗， 從而進一步探究WCBA的影響機制。

其次， 在前因和結果變量的選擇上， 本研究只探討了兩種可能的結果變量。未來的研究可以嘗試檢驗WCBA對其他變量的影響， 如工作滿意度、工作投入、組織承諾和創新績效等。通過這些研究， 可以更全面地評估WCBA的影響范圍和深度。

第三， 個體動機、婚育情況等個體特征因素可能會對WCBA與個體結果之間關系產生不同的調節作用。在方法層面， 研究設計的不同（如橫截面研究、縱向研究以及日記研究）、WCBA的測量方式也可能影響研究結果。本次元分析并未納入上述調節變量， 在未來樣本量足夠的條件下， 元分析研究可以進行更為細致的邊界條件分析。

第四， 在理論層面上， 我們無法完全排除WCBA與結果變量之間存在的曲線關系的可能。雖然當前關于這一非線性關系的實證研究尚不多見， 但Ren等人（2023）的研究表明非工作時間數字連通與工作績效之間可能存在倒U形關系， 這為未來的研究提供了一個重要的探索方向， 即探索WCBA和工作與家庭領域結果之間是否存在復雜的曲線關系。

最后， 在元分析過程中， 本研究發現現有研究主要采用了縱向研究和截面研究的方法。未來的研究可以關注WCBA的變化趨勢， 并采用日記研究法等動態研究方法， 以更準確和深入地考察WCBA的影響效應。

參考文獻

（納入元分析的文獻請見網絡版附錄）

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A meta-analysis of the influence of work connectivity behaviorafter-hours on employees： The mediating role of work autonomyand psychological detachment

LI Hu1， LI Jianguo1， ZENG Lei1， SU Lingjie2

（1 School of Business， Nanjing University， Nanjing 210093， China）

（2 Economic Service Center of Yangshe Town， Zhangjiagang 215600， China）

Abstract： With the development of modern communication technology， Work Connectivity Behavior After-hours （WCBA） has become increasingly common， which has led to complex impacts. This study conducts a meta-analysis based on 71 articles and reveals the following findings： （1） WCBA exerts a positive impact on work-family balance and task performance through work autonomy， and a negative impact through psychological detachment; （2） The positive mediating effect of work autonomy on the relationship between WCBA and task performance is stronger than the negative mediating effect of psychological detachment; compared to the positive mediating role of work autonomy， the negative mediating role of psychological detachment between WCBA and work-family balance is stronger. This study clarifies the mediating mechanisms of the differential effects of WCBA in the family and work domains， updating and enriching research in the field of work-family boundaries.

Keywords： work connectivity behavior after-hours， work-family balance， task performance， COR

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收稿日期：2024-09-02

* 國家自然科學基金面上項目（72072086）資助。

通信作者：李建國， E-mail： 502023020175@smail.nju. edu.cn