工作性通信工具使用与双职工夫妻的幸福感：基于溢出‒交叉效应的分析*

2016-02-02马红宇谢菊兰唐汉瑛申传刚张晓翔

心理学报 2016年1期

马红宇谢菊兰唐汉瑛申传刚张晓翔

(1青少年网络心理与行为教育部重点实验室, 武汉 430079) (2华中师范大学心理学院, 武汉 430079)

(3华侨大学工商管理学院, 泉州 362021)

1 研究背景与研究问题

随着信息技术无缝渗透于人们的日常工作和生活, “全天候保持工作连通(round-the-clock availability)”的新时代已经到来(O'Driscoll, Brough,Timms, & Sawang, 2010)。员工在非工作时间使用通信工具处理工作, 即工作性通信工具使用(working through information and communication technologies after hours, 以下简称 W_ICTs)的现象已经非常普遍。这种工作方式的改变给员工生活所带来的潜在影响引起了全社会的关注, 同时也给各国的企业和社会管理提出了新挑战。例如, 法国两大工会与两大企业联盟已于2014年4月达成协议, 规定公司不得在非工作时间内通过邮件、短信或电话等方式让员工处理工作相关事务; 同年 9月, 德国劳工部长亦向媒体表示“德国拟立法禁止雇主下班后与员工进行工作方面的联系”。以往基于“消极”视角的研究为这类决定和举措提供了支持, 例如, 研究发现W_ICTs会降低工作心理脱离(Park, Fritz, & Jex,2011), 造成工作→家庭冲突(Boswell & Olson-Buchanan, 2007; Derks, van Duin, Tims, & Bakker,2015), 引起失眠、抑郁等生理问题(Arlinghaus &Nachreiner, 2013, 2014; Lanaj, Johnson, & Barnes,2014; Schieman & Young, 2013), 诱发工作情绪衰竭(Derks, van Mierlo, & Schmitz, 2014), 造成工作倦怠(Derks & Bakker, 2014)等。然而, 这类决定和举措却与基于“积极”视角的研究结论相悖, 例如,有研究发现 W_ICTs加强了工作和生活的连通性,提高了家庭边界的弹性和渗透性(Leung, 2011), 增加了员工应对工作的能力和灵活性, 提升了员工的工作控制感(Richardson & Thompson, 2012)和工作满意感(Diaz, Chiaburu, Zimmerman, & Boswell,2012)。

在经济飞速发展的今天, 追求更有质量的生活和提升幸福感, 已在现代人工作和生活目标体系中占据重要地位。W_ICTs作为伴随信息时代而出现的一种新兴工作行为, 广泛而深入地影响着人们的生活, 也必然会对其幸福感产生深远影响。尽管已有研究已初步揭示 W_ICTs对员工的幸福感具有“双刃剑”式的效应(Ohly & Latour, 2014), 但这并不能让我们清楚地认识 W_ICTs与幸福感之间的关系。仅从积极或者消极的单一视角出发探讨W_ICTs对员工幸福感的影响, 是造成有关W_ICTs效应的结论并不一致的重要原因。仔细分析可以发现, W_ICTs抑制和促进员工幸福感的基础均是其促进了员工工作‒家庭边界的融合。根据工作‒家庭边界理论(Clark, 2000), 工作‒家庭边界融合可能同时正向影响员工的工作→家庭积极溢出和工作→家庭消极溢出。如果能基于已有关于工作‒家庭边界理论的研究, 同时考虑W_ICTs对员工工作→家庭积极溢出和工作→家庭消极溢出的影响, 即从“整合”的视角考察其后续影响, 将有助于企业和政府从整体上了解和把握W_ICTs对员工生活的影响并对其进行管理。

作为一种新兴的工作行为, W_ICTs的后续效应并不局限于个体层面, 还可能影响员工重要他人的生活。从夫妻乃至整个家庭层面考察W_ICTs的后续效应, 将有助于更全面地认识W_ICTs对员工幸福感的影响。然而, 以往有关W_ICTs后续效应的研究多在个体层面进行, 关于“员工的 W_ICTs能否以及如何影响其重要他人”等问题仍有待进一步探讨。溢出‒交叉效应模型(spillover-crossover model)为探讨上述问题提供了很好的视角(Bakker,Demerouti, & Burke, 2009; Bakker & Demerouti,2013)。该模型认为个体在工作中的相关体验可以溢出至家庭领域, 并通过社会互动交叉影响配偶的幸福感, 进一步配偶的幸福感又会影响员工的幸福感。此模型较好地解释了员工的工作对其自身和配偶幸福感的影响与发生机制。基于溢出‒交叉效应模型, 我们认为 W_ICTs是一种特殊的工作行为,其影响员工配偶幸福感的过程可能需要经历两个环节：首先通过工作→家庭溢出将W_ICTs的效应传递到家庭领域, 而后经由夫妻间的社会互动(社会阻抑行为)影响其配偶的幸福感。

综上, 本研究拟在前人研究的基础上整体考察W_ICTs对员工工作→家庭溢出(同时考虑工作→家庭冲突和工作→家庭增益两个方面)的影响, 进而更为全面地揭示W_ICTs与个体幸福感之间的关系;并在此基础上, 引入溢出‒交叉效应的视角, 进一步探讨 W_ICTs的后效在夫妻层面的传递过程：“W_ICTs→‘工作→家庭溢出’→夫妻间的社会互动(社会阻抑行为)→夫妻双方的幸福感”。研究框架见图1。

图1 研究框架图

2 研究假设

2.1 W_ICTs对工作→家庭溢出的影响

以往研究表明通信工具的使用对员工家庭生活的影响是一把双刃剑(Dén-Nagy, 2014; Håkansson& Sengers, 2013)。信息和通信技术的改革与创新为人们随时随地与工作相关人员取得联系提供了可能, 使得人们的工作和家庭之间的边界渗透性愈来愈强(Duxbury, Higgins, Smart, & Stevenson, 2014),工作‒家庭边界趋向于融合。而工作‒家庭边界融合对员工的家庭生活既有消极影响又有积极影响。一方面, 在工作‒家庭边界融合的情况下, 人们的工作会不断地侵占原本属于个人生活的时间和空间,占用过多精力, 最终导致工作→家庭冲突。另一方面, 工作‒家庭边界融合代表了一种资源。这种资源能使个体可以弹性应对工作需求, 有助于个体工作相关的积极体验顺利溢出至其家庭领域。因此, 作为工作‒家庭边界融合的具体表现, W_ICTs可能既会诱发员工的工作→家庭冲突, 又会增加员工的工作→家庭增益。

此外, W_ICTs同时具有工作资源(指工作中有助于促进个体工作目标达成、减少工作需求所带来的生理和心理上的消耗、激励个人成长和发展的因素)和工作需求(指工作中需要员工持续付出生理和心理努力的方面)的特点。一方面, W_ICTs允许员工在非工作时间与其他人合作和交流, 能提高员工应对工作需求的主动权, 可以给员工带来了更多的工作自主权和控制感, 进而提高他们的生产率, 具有工作资源的功能; 另一方面这种“在非工作时间与他人合作和交流”的需求其实质是对员工的时间和注意力等方面的额外要求(Diaz et al., 2012;Richardson & Thompson, 2012)。而根据以往有关工作→家庭溢出的研究, 工作需求往往与工作→家庭冲突正相关, 工作资源往往与工作→家庭增益正相关(reviewed by Ten Brummelhuis & Bakker, 2012)。综上, 我们提出：

假设H1, W_ICTs与个体的工作→家庭冲突正相关。

假设H2, W_ICTs与个体的工作→家庭增益正相关。

2.2 W_ICTs对配偶社会阻抑行为的交叉影响

在双职工家庭中, 男性和女性均需要承担家庭任务。当夫妻一方因工作需求而无法完成家庭任务时, 会增加另一方的家庭压力; 相应地, 当夫妻一方能主动承担更多家庭任务时, 会减轻另一方的家庭压力。从工作需求的视角, W_ICTs将侵占个体原本属于家庭领域的时间和精力, 诱发工作→家庭冲突(Boswell & Olson-Buchanan, 2007), 导致个体将一些“需要立即应对”的家庭责任转移给配偶, 进而给配偶造成压力。从工作资源的视角, W_ICTs有助于减少/消除个体因非工作时间无法与工作场所保持联系所带来的紧张与焦虑, 使得个体在家时能处于一种良好的情绪状态; 同时, W_ICTs还可以通过促进员工之间的合作, 提高生产力(Lyytinen & Yoo,2001), 促使个体获得更多的积极工作体验, 进而更有能量应对家庭需求(Bakker et al., 2009)。在好的心情和能量充沛的情况下, 个体可能愿意分担更多的家庭责任, 进而减少配偶的家庭需求, 降低配偶的家庭压力。而以往研究表明, 压力与夫妻之间消极的、非支持的人际互动密切相关(Burke, Weir,& DuWors, 1980)。社会阻抑行为(social undermining)就是一种消极的、非支持的人际互动行为(包括向个体直接表达消极情绪, 传达消极评价/批评, 或阻碍个体目标达成的行为) (Vinokur & van Ryn,1993)。综上, 我们提出一组不一致中介假设：

假设H3, W_ICTs可以通过加剧员工自身的工作→家庭冲突进而诱发其配偶的社会阻抑行为。

假设H4, W_ICTs可以通过促进员工自身的工作→家庭增益进而减少其配偶的社会阻抑行为。

2.3 工作→家庭溢出对员工自身幸福感的影响

尽管以往研究已表明工作→家庭冲突与个体幸福感负相关, 工作→家庭增益与个体幸福感正相关(Matthews, Wayne, & Ford, 2014), 但较少有研究探讨工作→家庭溢出影响员工幸福感的作用机制。Demerouti (2012)曾提出, 员工的工作→家庭溢出对其家庭的影响可能比对其自身的影响更大。而配偶是员工家庭中的重要成员, 是影响员工幸福感的重要因素。因此, 配偶有可能在员工工作→家庭溢出影响其自身幸福感的过程中扮演重要角色。前文已论述员工的工作→家庭溢出将影响配偶的社会阻抑行为。而以往研究表明, 亲密关系是否融洽是影响个体幸福感最重要的因素之一, 夫妻之间或者情侣之间的社会阻抑行为与个体的幸福感负相关(Vinokur & Vinokur-Kaplan, 1990; Vinokur, Price, &Gaplan, 1996)。基于此, 我们提出：

假设 H5, 双职工夫妻的工作→家庭冲突会诱发其配偶的社会阻抑行为进而降低其自身的幸福感。

假设 H6, 双职工夫妻的工作→家庭增益会减少其配偶的社会阻抑行为进而促进其自身的幸福感。

2.4 夫妻社会阻抑行为之间以及幸福感之间的直接交叉效应

直接交叉(direct crossover)是指个体的体验可以直接促进另一个体产生相似体验的过程, 例如个体的幸福感可以直接促进配偶的幸福感(Bakker &Demerouti, 2013), 丈夫的高工作压力会诱发妻子的脾气爆发(Burke et al., 1980)等。直接交叉是实现交叉效应的重要途径之一(Bakker, Shimazu, Demerouti,Shimada, & Kawakami, 2013; Rodríguez-Muñoz, Sanz-Vergel, Demerouti, & Bakker, 2014)。以往研究表明,在夫妻关系中, 一方的表现会对另一方的表现产生影响, 这种影响体现在行为、情感和认知各个层面(Kenny, Kashy, & Cook, 2006)。个体对他人给予亲密关注或者将自己与他人看作一个整体时更有可能产生直接交叉效应, 尤其是亲密的配偶间更可能产生直接交叉效应(Bakker & Demerouti, 2013)。基于此, 我们提出：

假设 H7, 夫妻之间的社会阻抑行为存在着直接交叉效应。

假设 H8, 夫妻之间的幸福感体验存在着直接交叉效应。

3 研究方法

3.1 研究对象

研究对象是具有固定上下班时间的双职工夫妻, 在上海、浙江、湖北、湖南等地共发放调查问卷334对, 有效回收278对, 有效回收率为83.23%。其中180对有18岁以下小孩, 98对无18岁以下小孩; 153对夫妻有父母帮忙处理家务, 125对夫妻无父母帮忙处理家务。丈夫的平均年龄为39.64 ± 7.80岁, 妻子的平均年龄为37.78 ± 7.65岁。

3.2 研究工具

3.2.1 W_ICTs

采用自编的W_ICTs量表, 测量双职工夫妻的W_ICTs, 妻子和丈夫各 3题, 例如“在非工作时间里, 与工作有关的人因为工作上的事, 通过上述通信工具与我联系的频率”, 采用Likert 5点量表计分,1代表“从不”, 5代表“非常频繁”, 得分越高表示W_ICTs越频繁。本次测量, 在丈夫样本和妻子样本中的

系数分别为0.80和0.74。考虑到在进行成对数据的验证性因素分析时, 比较合适的做法是将成对关系中双方的同一变量视为互依的两个维度(本研究对各量表的验证性因素分析均采用此方法)(Kenny et al., 2006)。将丈夫的W_ICTs与妻子的W_ICTs视为互依的两个维度, 对其进行验证性因素分析发现, 两维度模型拟合良好, χ= 9.75,

= 5,RMSEA = 0.059, TLI和CFI等指标均超过0.98, 因子载荷均超过0.50。验证性因素分析的模型图见图2。

图2 W_ICTs的验证性因素分析图

3.2.2 工作→家庭冲突

采用Carlson, Kacmar和Williams (2000)编制的工作→家庭冲突量表, 包括时间、精力和行为三个方面的冲突, 每个维度各3题。采用Likert 5点量表计分, 1代表“从不”, 5代表“非常频繁”, 得分越高表示冲突程度越强。该量表的可靠性和有效性已得到了国内研究的验证(刘玉新, 张建卫, 彭凯平,2013)。本次测量, 时间、压力和行为三个维度的

系数在丈夫样本中依次为 0.85、0.86、0.79, 在妻子样本中依次为0.83、0.83、0.79。

3.2.3 工作→家庭增益

采用Wayne, Musisca和Fleeson (2004)编制的工作→家庭增益量表, 共4题。采用Likert 5点量表计分, 1代表“完全不同意”, 5代表“完全同意”,得分越高表示增益越强。经国内相关研究的检验,该量表的信效度良好(马红宇, 申传刚, 杨璟, 唐汉瑛, 谢菊兰, 2014)。本次测量, 在丈夫样本和妻子样本中的

系数分别为0.81和0.71。

3.2.4 配偶的社会阻抑行为

采用“回译”的方法对Vinokur和van Ryn (1993)所编制的社会阻抑行为量表进行翻译和修订。共5题, 例如, “我爱人以令人不愉快的方式对待我”。采用Likert 5点量表计分, 1代表“从不”, 5代表“非常频繁”, 得分越高表示社会阻抑行为的频率越高。本次测量, 在丈夫样本和妻子样本中的

系数分别为0.81和0.76。验证性因素分析结果表明两维度模型拟合良好, χ= 74.89,

=29, RMSEA =0.076, TLI和CFI等指标均超过0.92。

3.2.5 幸福感

参照以往有关溢出‒交叉效应的研究中幸福感的测量方法(e.g.Bakker et al., 2009, 2013), 本研究选用工作满意感和婚姻满意感两个指标来测量幸福感。采用 Cammann, Fichman, Jenkins和 Klesh(1983)所编制的量表测量工作满意感, 共 3题。以Likert 7点量表计分, 1代表“完全不符合”, 7代表“完全符合”, 得分越高表示工作满意感越强。本次测量, 在丈夫样本和妻子样本中的

系数分别为0.81和0.84。验证性因素分析结果表明两维度模型拟合良好, χ= 8.13,

= 5, RMSEA = 0.048, TLI和CFI等指标均超过0.98。婚姻满意感采用国内学者修订的Olson婚姻质量量表中的婚姻满意感分量表(汪向东, 王希林,马弘, 1999), 共10题, 但是已有研究发现有关夫妻宗教信仰的题目不符合我国文化背景(程灶火等,2004), 所以在我们的调查中, 删除了此题, 保留了其他9题。以Likert 7点量表计分, 1代表“完全不符合”, 7代表“完全符合”, 得分越高表示婚姻满意感越强。本次测量, 在丈夫样本和妻子样本中的

系数分别为0.82和0.83。

3.2.6 控制变量的选取与测量

考虑到孩子的年龄和是否有长者帮助处理家务是影响中国员工工作‒家庭关系的重要因素(Lu,Siu, Spector, & Shi, 2009), 本研究选取“是否有小孩”与“是否有父母帮助处理家务”作为控制变量。其中有小孩赋值为1, 没有小孩赋值为0; 有父母帮助处理家务赋值为1, 无父母帮助处理家务赋值为0。

3.3 研究程序与统计分析

采取夫妻配对调查, 现场发放并回收问卷。采用SPSS 21.0和Amos 21.0进行统计分析。研究中用到的分析方法主要有：成对数据分析法(the dyadic data analysis method), 结构方程模型以及偏差矫正的非参数百分位bootstrap法。

4 研究结果

4.1 共同方法偏差检验

Harman单因素检验分析结果表明, 在丈夫样本中, 八因素模型(W_ICTs为单维量表, 工作→家庭冲突为三维量表, 工作→家庭增益为单维量表,配偶的社会阻抑行为为单维量表, 幸福感为两维量表)拟合的结果(χ= 926.20,

= 467, IFI = 0.89,TLI= 0.87, CFI = 0.89, RMSEA = 0.060)明显优于单因素模型拟合结果(χ= 2995.99,

= 495, IFI = 0.38,TLI= 0.34, CFI = 0.38, RMSEA = 0.14)。在妻子样本中, 八因素模型拟合的结果(χ= 838.43,

= 467,IFI = 0.90, TLI = 0.88, CFI = 0.90, RMSEA = 0.054)亦明显优于单因素模型拟合结果(χ= 2474.29,

=495, IFI = 0.45, TLI = 0.40, CFI = 0.44, RMSEA =0.12)。共同方法偏差对本研究的影响较小。

4.2 描述性统计及相关分析

表1显示了各研究变量的平均数、标准差、相关系数和信度系数。从表 1可知, 员工的 W_ICTs与其工作→家庭冲突的时间和压力维度以及工作→家庭增益均显著正相关。配偶的社会阻抑行为与员工工作→家庭冲突的3个维度均显著正相关, 与员工的工作→家庭增益、夫妻双方的工作满意感以及夫妻双方的婚姻满意感均显著负相关。夫妻之间的社会阻抑行为显著正相关, 夫妻之间的工作满意感显著正相关, 夫妻之间的婚姻满意感显著正相关。

4.3 研究假设检验

考虑到成对数据的互依性, Kenny等人(2006)建议采用结构方程模型对成对数据进行分析, 并且通过在路径分析时设置成对外生变量相关以及成对内生变量残差相关的方式体现成对数据的互依性。夫妻配对数据是成对数据的一种, 因此本研究采用此方法来检验研究假设。同时, 采用AMOS 21.0中的偏差矫正的非参数百分位 bootstrap法检验各通径系数以及间接效应的显著性(共抽1000个样本)。

4.3.1 研究模型检验

经检验, 本研究提出的理论模型拟合良好, χ=785.83,

= 539, IFI = 0.93, TLI = 0.91, CFI = 0.92,RMSEA = 0.041。幸福感(W)总方差的被解释率

为0.72 (

= 0.72,

< 0.01, 95%

= [0.39, 1.19]),幸福感(H)总方差的被解释率

为0.80 (

= 0.80,

< 0.01, 95%

= [0.54, 1.10])。具体各路径的系数见图 3, 其中, W_ICTs (H)能显著正向影响工作→家庭冲突(H)和工作→家庭增益(H); W_ICTs (W)能显著正向影响工作→家庭冲突(W)和工作→家庭增益(W); 假设H1与H2得到验证。采用联合显著性法(joint significance)检验本研究的中介假设。发现“W_ICTs→‘工作→家庭冲突’→社会阻抑行为(配偶)”的每条路径均显著, 且在丈夫样本和妻子样本中的效应分别为 0.04和0.10, 假设H3得到验证; “W_ICTs→‘工作→家庭增益’→社会阻抑行为(配偶)”的每条路径均显著, 且在丈夫样本和妻子样本中的效应分别为‒0.02和‒0.03, 假设H4得到验证; “工作→家庭冲突’→社会阻抑行为(配偶)→幸福感”的每条路径均显著, 且在丈夫样本和妻子样本中的效应分别为‒0.13和‒0.29, 假设 H5得到验证; “‘工作→家庭增益’→社会阻抑行为(配偶)→幸福感”的每条路径均显著,且在丈夫样本和妻子样本中的效应分别为 0.09和0.23, 假设H6得到验证。“社会阻抑行为(W)→社会阻抑行为(H)”显著, 而“社会阻抑行为(H)→社会阻抑行为(W)”不显著, 且稳定指标

= 0.15(绝对值小于1即为模型系统是稳定的), 假设H7得到部分验证。“幸福感(H)→幸福感(W)”和“幸福感(W)→幸福感(H)”均显著, 且

= 0.10, 假设H8得到验证。同时采用比较“需自由估计直接效应的部分中介效应模型”和“直接效应固定为0的部分中介效应模型”的χ变化的方法(Preacher & Hayes, 2004), 对工作→家庭溢出(工作→家庭冲突和工作→家庭增益)是否完全中介了 W_ICTs对配偶社会阻抑行为的交叉影响进行了检验。发现丈夫和妻子的工作→家庭冲突和工作→家庭增益均共同完全中介着W_ICTs对配偶社会阻抑行为的影响(Δχ= 0.34,Δ

= 2,

> 0.05)。

图3 基于溢出-交叉效应的检验结果

4.3.2 W_ICTs对配偶社会阻抑行为的交叉效应检验

考虑到工作→家庭冲突和工作→家庭增益在W_ICTs与配偶的社会阻抑行为之间起不一致中介作用(中介效应一正一负); 因此有必要检验 W_ICTs对配偶社会阻抑行为的整体影响。采用偏差矫正的非参数百分位bootstrap法分析发现, W_ICTs (H)对社会阻抑行为(W)的影响不显著(

= 0.03,

= 0.02,

> 0.05, 95%

= [‒0.02, 0.08]); W_ICTs (W)对社会阻抑行为(H)的影响显著,

值为0.08 (

= 0.05,

< 0.05, 95%

= [0.01, 0.19])。

4.3.3 W_ICTs对夫妻双方幸福感的整体影响检验

采用偏差矫正的非参数百分位 bootstrap法分析双职工夫妻的W_ICTs对其自身及配偶幸福感的整体影响。发现 W_ICTs (W)对幸福感(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])均有显著的负向影响。而W_ICTs (H)对幸福感(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])均无显著影响。

5 讨论

5.1 W_ICTs对夫妻双方幸福感的影响

在我国, 一方面, 当工作需求和家庭需求相冲突时, 我国员工的工作往往具有更高的优先权, 即工作优先行为规范(张勉, 李海, 魏钧, 杨百寅,2011); 另一方面, “男主外, 女主内”是我国传统文化中有关性别角色期望的重要内容。本研究发现尽管我国女性员工的 W_ICTs符合“工作优先行为规范”, 但因其与“女主内”的性别角色期望不一致,使得W_ICTs会显著降低女性的幸福感。同时, 本研究的结果表明, 妻子的 W_ICTs会显著降低丈夫的幸福感。这主要是因为在我国, 女性仍然承担着绝大多数的家务劳动(於嘉, 2014), 妻子的W_ICTs有可能导致其不能很好地完成这些家务劳动, 降低整个家庭的生活质量, 进而降低丈夫的幸福感。

此外, 本研究发现丈夫的W_ICTs不会显著影响夫妻双方的幸福感, 这与 Bamberg, Dettmers,Funck, Krähe 和 Vahle-Hinz (2012)以 31 名(其中男性30名)德国员工为被试的研究结果并不一致。其研究发现：“随时保持联络式的工作” (on-call work)与员工的幸福感负相关。对此, 我们认为, 虽然“随时保持联络式的工作”符合人们对于男性的“性别角色期望”, 但违背了德国个体主义文化对于“超时工作”的态度(超时工作将会被家人视为追求个人职业发展的自私行为)。而我国男性的W_ICTs既符合“性别角色期望”又符合我国员工的“工作优先行为规范”, 所以对夫妻双方幸福感的负性影响较小。

5.2 W_ICTs对工作→家庭溢出的影响

W_ICTs使得工作和家庭这两个原本在空间上相互分离的角色趋于融合。关于工作‒家庭边界的分割‒融合对工作→家庭溢出的影响, 一直是学者关注的焦点。有学者考察了边界融合对工作→家庭冲突的影响, 发现频繁在家使用通信工具处理工作有关的事宜, 会使员工体验到更多的家庭注意力分散(工作→家庭冲突的一种表现) (Park et al., 2011);有学者同时考察了边界分割对工作→家庭冲突和工作→家庭增益的影响, 发现工作‒家庭边界分割不仅降低了工作→家庭冲突, 同时也降低了工作→家庭增益(Powell & Greenhaus, 2010)。本研究同时考察了边界融合对工作→家庭冲突和工作→家庭增益的影响, 发现因 W_ICTs而带来的边界融合,既会加剧个体的工作→家庭冲突, 又能促进个体的工作→家庭增益。这一研究发现不仅有助于人们更为全面地了解边界融合对工作→家庭溢出的影响,而且从边界融合的角度表明工作→家庭冲突和工作→家庭增益并非同一维度的两端, 它们不是此消彼长的关系。

5.3 我国双职工夫妻社会阻抑行为之间的直接交叉效应

本研究发现, 我国双职工夫妻社会阻抑行为之间存在不对称的直接交叉效应。具体而言, 妻子的社会阻抑行为会显著正向影响丈夫的社会阻抑行为, 而丈夫的社会阻抑行为则不会诱发妻子的社会阻抑行为。“男主外, 女主内”的性别角色期望不仅会影响他人对个体行为的评价, 同时也会影响个体对自身行为的认同。当女性因W_ICTs而受到丈夫的社会阻抑时, 女性会合理化丈夫的行为, 从而产生较少的社会阻抑行为; 相反, 当男性因 W_ICTs而受到妻子的社会阻抑时, 男性会认为自己努力工作是为了让家庭生活更好, 从而产生负性情绪, 继而产生较多的社会阻抑行为。以往研究也表明女性在家工作的频率上升时, 其负罪感和紧张也会上升;男性在家工作的频率与负罪感和紧张则不存在显著相关(Glavin, Schieman, & Reid, 2011)。

5.4 理论思考与实践启示

5.4.1 理论思考

本研究的理论贡献主要体现在两方面：首先,将溢出‒交叉效应引入到我国员工 W_ICTs的研究中。不仅为同时考察W_ICTs的积极和消极影响提供了新的思路; 而且基于夫妻互动将W_ICTs后效的受众从“个体”扩展到了“配偶”, 发现个体的W_ICTs对夫妻双方幸福感的影响存在性别差异,提示未来可以从性别差异的视角更为深入地研究W_ICTs的后效及边界条件。此外, 溢出‒交叉效应自提出以来, 多数研究均是在西方文化背景下开展的(e.g.Bakker et al., 2013; Demerouti, 2012; Rodríguez -Muñoz et al., 2014), 较少有研究基于我国文化背景来检验溢出‒交叉效应。本研究发现, 当我国员工的W_ICTs同时符合“性别角色期望”和“工作优先行为规范”时, W_ICTs对夫妻双方幸福感的溢出‒交叉影响不显著; 当我国员工的 W_ICTs符合“工作优先行为规范”但与“性别角色期望”不一致时,W_ICTs对夫妻双方幸福感的溢出‒交叉影响显著。这提示以后有关溢出‒交叉效应的研究应考虑性别的调节作用, 同时未来研究也应注意我国员工“工作优先行为规范”发挥作用的边界条件。

再者, 尝试对溢出‒交叉效应中的交叉模式进行了新的思索。以往研究多基于“压力与攻击行为的关系”, 从“个体家庭资源对自身互动行为的影响”角度提出：工作需求/资源所带来的工作→家庭冲突/增益会消耗/增加个体的家庭资源(尤其是心理资源), 进而诱发/抑制个体在夫妻互动中的社会阻抑行为, 最终交叉影响配偶的社会阻抑行为和幸福感; 个体的工作→家庭冲突/增益(个体家庭资源的变化)对配偶的影响需要通过自身社会阻抑行为的中介, 是一种间接交叉效应(Bakker & Demerouti,2013)。然而, “个体的家庭资源”不仅会直接影响个体本身的互动行为, 同时也会影响其应对家庭需求的能力。从家庭系统的角度, 在双职工家庭中, 夫妻必须共同应对家庭需求, 个体应对家庭需求的能力会影响配偶所需承担的家庭需求量。本研究从这一角度发现个体的工作→家庭冲突/增益可以直接交叉影响配偶。具体而言, 个体的W_ICTs (工作需求/资源)所带来的工作→家庭冲突/增益可以通过增加/减少配偶的家庭需求, 诱发/抑制配偶的社会阻抑行为, 最终影响个体的社会阻抑行为及夫妻双方的幸福感。直接交叉和间接交叉是实现交叉效应的两种重要途径, 它们可以同时存在(Mawritz,Mayer, Hoobler, Wayne, & Marinova, 2012)。因此本研究与以往研究并不矛盾, 而是对溢出‒交叉效应中交叉模式的进一步推进。

5.4.2 实践启示

首先, 本研究结果可为组织管理实践提供一定的指导。本研究发现女性的W_ICTs会显著负向影响其自身与配偶的幸福感, 而男性的W_ICTs却不会。这提示组织在制定员工工作‒家庭边界管理政策或者家庭友好政策时, 应充分考虑到人们对女性员工家庭角色的期望, 为女性员工提供较多的工作‒家庭分割供给, 以减少女性员工的 W_ICTs, 从而有效提升双职工夫妻的幸福感。

其次, 研究结果表明, 夫妻之间的社会阻抑行为是W_ICTs影响双职工夫妻幸福感的重要中介变量。考虑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较低。员工可以通过设置W_ICTs的边界, 加强与配偶的沟通, 进而减少夫妻之间的这种消极互动, 以抑制W_ICTs对幸福感的消极影响。实际上, Park和Jex (2011)的研究已发现在家设置通信工具的使用边界, 能有效降低员工的工作→家庭冲突水平。Sonnentag和Braun (2013)也提出倘若不得不在家工作时, 可以通过设置物理、时间和心理三种微边界来减少工作干扰家庭所带来的消极影响。

5.5 局限与展望

本研究的局限主要体现在如下几个方面。第一,尽管本研究发现W_ICTs对双职工夫妻的幸福感同时起着“两面性”作用, 但并未分析“在何种情况下、对什么样的人W_ICTs将会产生更多的积极或消极影响”, 未来研究可采用个案研究法或日志法对这一系问题进行深入探讨。第二, 本研究对幸福感的测量采用是的工作满意感和婚姻满意感两个指标,未来研究仍需进一步探讨W_ICTs与双职工夫妻的情感幸福感的关系。第三, 本研究仅以社会阻抑行为来考察夫妻间的互动在W_ICTs与双职工夫妻幸福感之间的中介作用, 未来研究可以从积极心理学的视角考察社会支持(夫妻互动的一种)在 W_ICTs与双职工夫妻幸福感之间的中介作用。

6 结论

本研究从溢出‒交叉效应的视角探讨了W_ICTs对双职工夫妻幸福感的影响及作用机制。结果表明, W_ICTs的效应可以经由工作→家庭冲突/增益以及夫妻间的社会阻抑行为消极/积极影响夫妻双方的幸福感; 但整体而言, W_ICTs对双职工夫妻幸福感的作用受到发出者性别的影响, 女性的W_ICTs会显著负向影响夫妻双方的幸福感, 而男性的W_ICTs不会显著影响夫妻双方的幸福感。

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