工作-家庭关系对工作绩效的影响: 交叉观还是匹配观？——来自元分析的证据

● 陈耘 赵富强 罗奎 张光磊

一、引言

双职工家庭的普现、人口老龄化的上升、出生率的下降以及员工角色内外绩效的诉求,使得工作-家庭关系日益成为学术界研究的热 点（Koubova & Buchko, 2013）。 工 作和家庭领域的诸多方面均受到工作-家庭关系的影响（Carlson, Grzywacz, & Zivnuska,2009）, 其不仅关乎个体的身心健康、职业发展、家庭幸福和工作满意, 还关乎组织绩效和社会和谐（赵简, 孙健敏, 张西超, 2013）。工作-家庭关系分为工作家庭冲突和工作家庭促进（Frone & Tetrick, 2003）, 以往工作-家庭关系研究主要集中于工作-家庭界面间的相互干扰, 随着积极心理学的不断发展, 工作-家庭界面间积极促进的研究日趋增多（Eby,Maher, & Butts, 2010）。

工作-家庭关系对工作和家庭领域的影响一直备受关注,而文献回顾发现, 工作-家庭关系对工作绩效的影响呈现多样性, 工作-家庭关系对工作领域影响更强还是对家庭领域影响更强一直备受争议, 由此产生“交叉”（cross-domain）观与“匹配”（matching）观。基于资源保存理论的“交叉”观认为, 产生于工作领域的工作-家庭关系对家庭领域的影响强于工作领域, 产生于家庭领域的工作-家庭关系对工作领域的影响强于家庭领域, 这种影响领域的“交叉”观一直以来居于主流地位（Frone, Russell, & Cooper,1992; Barling, Kelloway, & Frone, 2005; Graves, Ohlott,& Ruderman, 2007; Dugan, Matthews, Barnes-Farrell,2012）。而后基于社会交换和归因理论的“匹配”观认为,产生于工作领域的工作-家庭关系对工作领域的影响强于家庭领域, 产生于家庭领域的工作-家庭关系对家庭领域的影响强于工作领域（Amstad, Meier, Fasel, Elfering, &Semmer, 2011; Shockley & Singla, 2011）。由于理论依据、文化情境以及绩效界定等都会影响研究结论, 不同理论依据、文化情境以及绩效界定等均会产生不同的研究结论,依据这些结论的管理决策和实践也会相应不同, 因而其效果也会大相径庭。此外, 既有工作-家庭关系与工作绩效（job performance, JP）的元分析研究主要集中于冲突方面,而促进方面样本量少且仅为英文文献。

鉴于既有研究结论的多样性、交叉-匹配关系的争议性、文化情境和绩效界定的差异性以及相关元分析的局限性, 有必要进一步厘清工作-家庭关系与工作绩效之间的影响作用, 以全面评估工作-家庭关系对工作绩效的影响。基于此, 本研究通过元分析, 结合近来的中英实证文献, 聚焦于工作-家庭关系对工作绩效影响的既有研究结果, 进行定量综合分析, 以探究工作-家庭关系对工作绩效的真实影响, 检验“交叉-匹配”视角在描述工作-家庭关系对工作绩效影响中的适用性以及文化情境、绩效界定的调节作用, 从而为针对性管理决策制定和政策出台提供理论依据。

二、理论假设

（一）工作-家庭关系影响工作绩效的主效应假设

既有研究指出, 工作家庭冲突是角色内冲突, 其源自家庭角色和工作角色在某些方面的不相容（Greenhaus& Beutell, 1985）。工作家庭冲突具有双向性, 即工作能够干扰家庭——工作-家庭冲突（work-family conflict,WFC）, 家庭也能够干扰工作——家庭-工作冲突（family-work conflict, FWC） （Rantanen, Kinnunen,Feldt, & Pulkkinen, 2008）。研究发现, 工作家庭冲突有许多消极影响, 如降低工作满意度和提升离职倾向等（陈忠卫, 田素芹, 汪金龙, 2014; 高中华, 赵晨, 2014）。根据资源保存（conservation of resource, COR）理论, 个体倾向于获取和保存自身稀缺资源, 这些资源被定义为个体所看重的或有助于其目标实现的资源, 如时间、精力、情感和环境等, 个体在经历WFC或FWC时, 将消耗自身有限资源处理其所面临的困境, 从而导致其没有足够资源履行工作职责, 由此带来消极后果, 如低绩效（Greenhaus& Powell, 2006）等。基于此, 本文提出以下假设:

假设H1: WFC对工作绩效有显著负向影响。

假设H2: FWC对工作绩效有显著负向影响。

工作家庭促进用来描述工作角色和家庭角色间的积极关系, 其被定义为工作（或家庭）角色的经历能够改善家庭（或工作）角色的经历（Greenhaus et al., 2006）。工作家庭促进具有双向性, 工作-家庭促进（work-family enhancement, WFE）代表家庭角色因工作角色而获得的资源支持和积极情感体验, 家庭-工作促进（familywork enhancement, FWE）代表工作角色因家庭角色而获得的资源支持和积极情感体验（Frone et al., 2003）。以往研究发现, 工作家庭促进能够对工作变量产生积极影响, 如提升工作满意度等（Zhang, Lin, & Wan, 2015）。根据资源保存理论, 个体倾向于从周边环境取得资源, 用以实现自身目标, 如个体利用家庭角色获取的资源提升工作角色绩效（Carlson, Ferguson, Kacmar, Grzywacz,&Whitten, 2011）, 而个体从工作中习得的技能也可用来更为高效地处理家庭事务（Zhang et al., 2015）。工作家庭促进能够帮助个体产生积极心理状态, 以促进其能力提升, 最终促进工作绩效（Luthans, Norman, Avolio, &Avey, 2008）。当个体经历促进时, 工作或家庭责任履行的想法将帮助其建立和拓展心理和智力资源, 因而一个角色的资源可以用来提升另一角色的绩效（Carlson et al.,2011）。因此, 个体经历工作-家庭促进时, 能够促进工作绩效的提高。基于此, 本研究提出以下假设:

假设H3: WFE对工作绩效有显著正向影响。

假设H4: FWE对工作绩效有显著正向影响。

（二）工作-家庭关系影响工作绩效之交叉-匹配假设

既有研究用“交叉”观来解释WFC（或FWC）与家庭（或工作）变量之间的关系, 用“匹配”观来解释WFC（或FWC）与工作（或家庭）变量之间的关系（Amstad et al., 2011）, 如WFC与婚姻满意度的关系和FWC与工作绩效的关系即为交叉关系, 而WFC与工作绩效的关系和FWC与婚姻满意度的关系即为匹配关系。

根据资源保存理论视角的“交叉”观, 一个领域角色的履行会产生资源需求, 由于个体稀缺资源的竞争性, 就会导致资源紧张, 使得个体没有足够资源去履行其他领域角色责任, 从而降低其他领域角色绩效（Frone et al.,1992）, 如在工作中履行家庭角色责任会占据太多时间资源, 从而使得个体没有充裕时间去处理工作任务, 从而导致较低工作绩效（Dugan et al., 2012）。因此, FWC而不是WFC, 会对绩效产生显著负向影响（Graves et al.,2007）。根据交叉模型, WFC会通过家庭领域变量转化为新的FWC, 从而对工作领域变量产生影响, FWC在某种程度上成为WFC对工作领域变量的中介, 因而FWC对工作绩效的影响应强于WFC对工作绩效的影响（赵富强,罗奎, 张光磊, 陈耘, 2016）, FWC对工作绩效、任务绩效、人际促进和工作奉献都有显著负向影响, 而WFC对上述变量均未发现显著影响（赵富强等, 2016）。

根据评价归因理论的“匹配”观, 当一个角色受到威胁时, 个体倾向于归罪威胁产生的源头（Shockley et al,2011）, 因而WFC主要影响工作领域的结果变量, FWC主要影响家庭领域的结果变量（Amstad et al., 2011）。如当工作干扰到家庭时, 个体会将责任归咎于工作, 因而其离职倾向会提升（Dugan et al., 2012）; 同理对于工作绩效, 当工作角色干扰到家庭角色时, 个体将对冲突源的工作角色进行负面评价, 从而影响个体在此角色中的经历,进而影响个体工作绩效（Amstad et al., 2011）。研究发现,WFC对工作满意度和工作压力的影响强于FWC（Nohe,Meier, Sonntag, & Michel, 2015）。

综上所述, 工作家庭冲突的“匹配”研究主要依据评价归因理论, 在西方情境下WFC与态度倾向变量的影响中获得部分支持, 而工作家庭冲突的 “交叉”研究发现,FWC几乎对所有态度倾向变量和行为结果变量均有显著负向影响（Li, Lu, & Zhang, 2013）。因而 “匹配”观更为关注短期、感性、表面的因果报应关系, 而“交叉”观更为关注长期、理性、本质的资源竞争关系（赵富强等,2016）。基于此, 本研究提出如下假设:

假设H5: FWC对工作绩效的影响强于WFC的影响。

根据社会交换理论, WFE对工作领域的变量有更强影响, FWE对家庭领域变量有更强影响（McNall, Nicklin,& Masuda, 2010）, 当个体从一个领域获取资源并受益之后, 基于社会交换理论的互惠原则, 其会对资源的来源领域有更为积极的态度和行为。个体在经历WFE时, 源自工作领域的稀缺资源获取会让个体感到工作组织对其价值的看重和福祉的关心（Aselage & Eisenberger, 2003）,从而感到有责任和义务对组织进行回馈, 因而工作会更加努力, 由此产生高工作绩效（Tang, Siu, & Cheung,2014）。

根据资源溢出理论,工作（家庭）认知产生的积极情绪和资源等, 能够转移到家庭（工作）领域, 从而促进家庭（工作）领域积极情绪的产生和效能的提高（Edwards& Rothbard, 2000）; 一个角色产生的资源能够通过情感路径转移到另一角色, 由此促进另一角色绩效的提升（Greenhaus et al., 2006）, 因而FWE对周边绩效有显著正向影响（Carlson, Witt, & Zivnuska, 2008）。

综上所述, 尽管工作家庭促进的“匹配”和“交叉”研究主要理论依据不同, 但均发现工作家庭促进与结果变量有显著影响, 但社会交换的实质是资源支持后的感恩回馈, 个体获取的稀缺资源既可用于工作又可用于家庭, 而感恩回馈本质是个体稀缺资源的相互溢出（Chen, Powell,& Cui, 2014）。基于此, 本研究提出如下假设:

假设H6: FWE对工作绩效的影响强于WFE的影响。

（三）文化情境与绩效界定的调节效应假设

文化是人类共同的历史体验而形成的价值体系, 影响着人们的信念和情绪, 同时塑造着人们的行为（Koman,Wolff, & Howard, 2007）, 因而在工作-家庭关系对工作行为的影响中起着重要的塑造作用（Powell, Francesco, &Ling, 2009）, 因而工作-家庭关系研究需要考虑文化情境（Kossek, Pichler, Bodner, & Leslie, 2011）。由于不同文化情境下, 个体处理工作-家庭关系的方式不同, 因而可能导致工作-家庭关系对工作绩效的影响不同。此外, 跨文化研究能够检验工作-家庭关系相关结论的效度（Ford, Heinen, & Langkamer, 2007）。东方文化看重社会交换的互惠, 因而因果报应成为主流社会信念（Siu, Lu,& Brough, 2010）, 同时更为看重人际关系、互相合作和维持和谐（陈佩, 杨付, 2016）, 而西方社会家庭责任优于工作职责（Spector, Allen, & Poelma, 2007）。基于以上分析, 本研究提出如下假设:

假设H7: 文化情境调节工作-家庭关系对工作绩效的影响, 东方文化情境下工作-家庭关系对工作绩效的影响更强。

工作绩效是多工作指标的综合而非单维概念, 因而工作-家庭关系对工作绩效影响的研究需要考虑工作绩效的类型与构成（Shirom,Gilboa, Fried, & Cooper, 2008）。个体的任务绩效和周边绩效存在显著差异（Motowidlo,Borman, & Schmit, 1997）, 工作绩效定义为任务绩效还是周边绩效影响工作-家庭关系与工作绩效间的作用结果（Edwards, Bell, Arthur, & Decuir, 2008; 赵富强等,2016）。既有研究尚未阐明工作-家庭关系与工作绩效不同维度间影响作用, 因而响应以往研究倡议, 本研究检验工作绩效界定是否影响工作-家庭关系与工作绩效间作用结果, 以丰富相关研究。基于此, 本研究提出如下假设:

假设H8: 绩效界定调节工作-家庭关系对工作绩效的影响, 任务绩效界定下工作-家庭关系对工作绩效的影响更强。

通过上述分析, 本文提出以工作-家庭关系四因素（WFC/FWC/WFE/FWE）为前因变量, 工作绩效为结果变量, 以及文化情境和绩效界定为调节变量的元分析模型,如图1。

图1 概念模型图

三、研究方法

（一）文献检索

文献检索时间范围限于2005～2016年间公开发表的学术论文。本文采用以下方法全面搜集研究所需实证文献:（1）通过所在大学图书馆数据库对中英文献进行检索。英文检索对象包括EBSCO、Springer、Wiley等主流数据库,中文检索对象包括CNKI数据库、CSSCI、维普中文科技期刊和万方数据检索系统, 并利用Google学术和百度学术搜索相关文献。英文检索主题包含“Work Family”、“Work Life”、或“Work Home”, 且包含“Performance”、“Outcome”、“Result”、“Job Dedication”或“Interpersonal Facilitation”等关键词, 中文检索主题包含“工作家庭”、“工作生活”或“工作事业”, 且包含“绩效”、“结果”、“工作奉献”或“人际促进”等的文献。（2）为尽量确保没有文献遗漏, 本研究对国内外重要管理学期刊进行了专项检索, 如管理世界、南开管理评论、管理学报、管理评论、中国软科学、中国人力资源开发、心理学报、应用心理学、Academy of Management Journal、Journal of Applied Psychology、Journal of Organizational Behavior、Journal of Vocational Behavior、Personnel Psychology等。（3）为减少发表偏差（publication bias）, 本研究对已获文献的参考文献也进行了仔细检索, 对无法提供全文的, 通过文献传递方式获得。初步获取相关研究文献337篇。

（二）文献筛选

对初步获取的文献按照以下标准筛选与剔除: （1）实证性研究, 剔除非实证性文献以及变量区分模糊的论文;（2）资料数据完整, 明确报告了工作-家庭关系与工作绩效间相关系数或路径系数以及样本大小; （3）区分同一研究多阶段发表或同一样本不同文章发表的情况, 选取最符合标准和要求的文献。最终得到符合要求文献62篇, 其中英文33篇, 中文29篇。

为保证编码一致性, 编码工作首先由作者独立进行,编码完成后由两名人力资源管理方向的硕士研究生各选取20%元分析样本与作者进行交叉核对, 对不一致信息由项目组进行复核讨论决定。对纳入元分析的文献, 从研究描述项与效应值统计项两方面对文献进行编码。其中研究描述项包括文献作者、发表年限、论文题目、期刊名称等文献来源信息, 以及样本特征、样本国家等研究特征信息; 效应值统计项包括样本容量、信度系数、相关系数、路径系数、p值等; 如果同一研究有多个独立样本, 则提取所有独立样本的效应值; 对多时点收集数据的纵向研究只选择提供完整人口统计学特征的样本; 若同时在多时点汇报完整人口统计学特征的研究, 则选择首次样本; 对由于没有汇报客观任务绩效的信度, 则参照以往元分析将客观绩效信度设置为1（Gilboa, Shirom, Fried, & Cooper, 2008）。为检验文化情境与绩效界定等变量的调节作用, 本文参照以往元分析（Clark, Michel, Zhdanova, Shuang, & Baltes, 2016）将文化情境的西方样本编为0, 东方样本为1; 将工作绩效界定中的工作绩效编为1, 任务绩效为2, 周边绩效为3。

（四）效应值

本研究对相关兴趣变量效应值编码参照既有元分析处理方法（Schyns & Schilling, 2013）, 如果没有明确总体效应值的则通过逐层平均合并效应值; 如同一文献报告了多个维度相关系数, 则取简单平均数作为相关效应值; 若同时汇报了相关系数值和路径系数值, 则只取相关系数值作为元分析效应值; 若只汇报了路径系数, 则根据相关公式将路径系数转化为相关系数①。计算平均效应值时, 通过对原始相关系数的量表信度修正、效应值Fisher’s z值转换、Fisher’s z值加权平均值、Fisher’s z逆转换等, 从而得到最终效应值（ρ）及其Wald 95%置信区间（CI）（张晓,胡丽娜, 2013）。

图2 WFC/FWC与JP的漏斗图

表1 工作-家庭关系与工作绩效效应值的发表偏倚检验

图3 WFE/FWE与JP的漏斗图

（五）统计分析

本研究利用EXCEL2013和R3.4.0软件采用随机效应模型, 对工作家庭冲突与工作绩效主效应的29个独立样本48个效应值以及工作家庭促进与工作绩效主效应的14个独立样本27个效应值进行元分析。数据处理和分析主要通过漏斗图和Egger检验相结合进行发表偏倚和异质性检验, 利用Three-Level Meta-Analysis进行主效应、交叉-匹配以及调节效应检验。

四、元分析结果

（一） 发表偏倚检验

发表偏倚指研究结果显著的论文更有可能被期刊接收而发表, 没有得到理想或显著结果的论文不易被发表（Hunter & Schmidt, 2006）, 元分析结果可能因发表偏倚而导致结果缺乏准确性。为减少发表偏倚, 元分析应尽可能收集到所有可获研究, 这样元分析结果才具代表性（Gilboa et al., 2008）。由于收集未发表论文较为困难,因而无法全面收集（Barnett, 1998）, 因而需要进行发表偏倚检验。

通常用漏斗图来初步判断元分析是否存在发表偏倚问题（朱慧, 周根贵, 2013）。漏斗图不对称或不完整, 则可能存在发表偏倚。漏斗图横轴是Fisher’s z效应值,纵轴是Fisher’s z效应值标准差。图2分别反映WFC和FWC与工作绩效效应值的分布情况, 每个图基本对称且完整, 表明发表偏倚问题并不明显。Egger检验可以弥补漏斗图定性分析缺陷, 从定量层面说明元分析是否存在发表偏倚（黄永春, 姚山季, 2010）。Egger检验结果见表1, WFC/FWC与JP效应值的Egger检验p值均大于0.05, 说明工作家庭冲突与工作绩效间关系的研究结论不存在严重的发表偏倚问题。

图3分别反映WFE、FWE与JP效应值的分布情况。从漏斗图中可以看出, 每个图基本对称, 表明发表偏倚问题也不明显, 表1 Egger检验结果显示, WFE/FWE与JP效应值的Egger检验p值均小于0.05, 说明工作家庭促进与工作绩效相关的研究结论可能存在发表偏倚, 在解释和应用元分析结论时需谨慎对待。

（二）异质性分析

根据表2, WFC与JP效应值的异质性检验结果显示,Q值为233（p ＜ 0.05）表明效应值在文献间存在异质性,这可能是由于文献的样本差异或测量差异等造成的; I^2的值为0.88, 表示观察变异的88%是由效应值的真实差异造成的, 观察变异的12%是由于随机误差造成的; T^2的值为0.02, 说明研究间变异有2%可用于计算权重。表2中效应值的异质性检验结果表明, 所有效应值在一定程度上存在异质性。

（三）主效应检验

主效应检验结果如表3所示, WFC对整体工作绩效有显著负向影响, 效应值为-0.08, 95%的置信区间（CI）为（-0.15, -0.01）; FWC对整体工作绩效有显著负向影响, 效应值为-0.23, 95%的置信区间（CI）为（-0.31,-0.16）。因此, 假设H1和H2得以验证。WFE对工作绩效有显著正向影响, 效应值为0.31, 95%的置信区间（CI）为（0.19, 0.44）; FWE对工作绩效有显著正向影响, 效应值为0.39, 95%的置信区间（CI）为（0.26, 0.51）。因此,假设H3和H4得到支持。

（四）交叉-匹配检验

本研究采取嵌套模型方法检验工作家庭冲突的交叉-匹配效应, 首先得到基准模型M0, 然后将WFC对工作绩效的效应值与FWC对工作绩效的效应值限制相等, 得到新的嵌套模型（M1: WFC-JP = FWC-JP）, 通过比较基准模型M0和嵌套模型（M1）对数似然值（-2LL）的差异（diff LL）来验证假设。检验结果如表4所示, 基础模型和嵌套模型之间存在显著差异, p值为0.00小于0.01,结合表3, WFC对整体工作绩效的效应值为-0.08, FWC对整体工作绩效的效应值为-0.23。因此, FWC对工作绩效的负向影响更强, 假设H5得以支持。

表2 工作-家庭关系与工作绩效的基础元分析

表3 工作-家庭关系与工作绩效主效应检验结果

表6 文化情境调节工作家庭促进与工作绩效关系的嵌套模型检验

同样采取嵌套模型方法检验工作家庭促进的交叉-匹配效应。检验结果如表4所示, 基准模型M00和嵌套模型（M11）之间存在边际显著差异, p值为0.09小于0.1,WFE对工作绩效的效应值与FWE对工作绩效的效应值的差异边际显著, WFE对整体工作绩效的效应值为0.31,FWE对整体工作绩效的效应值为0.39, FWE对工作绩效的影响更强, 假设H6也在一定程度上支持。

（五）调节效应检验

1.文化情境调节效应检验

本文采用Three-Level Meta-Analysis来检验文化情境可能存在的调节作用, 工作家庭冲突检验结果如表5所示, 模型M1和M2显示在东西方文化情境下WFC和FWC对工作绩效的影响均不存在显著差异。工作家庭促进检验结果如表6所示, M1和M2表明WFE和FWE对工作绩效的影响在东西方文化情境下存在显著差异, 从而部分验证了文化情境（东方、西方）调节工作家庭促进与工作绩效的关系。因此, 假设H7得到部分支持。

表4 工作-家庭关系与工作绩效的“交叉-匹配”关系检验结果

表5 不同文化情境调节工作家庭冲突与工作绩效的检验

表7 不同文化情境下工作-家庭关系与工作绩效的检验

表8 工作绩效界定调节工作家庭冲突（WFC/FWC）与工作绩效关系的检验

如表7所示, 在东方文化情境下, WFC对工作绩效有显著影响, 效应值为-0.14, 而西方文化情境下, WFC对工作绩效没有显著影响; 在东西方文化情境下, FWC对工作绩效均有显著影响, 效应值分别为-0.30与-0.22; 在东西方文化情境下, WFE对工作绩效均有显著影响, 效应值分别为0.47与0.17; 在东西方文化情境下, FWE对工作绩效均有显著影响, 效应值分别为0.58与0.18。综上所述，这充分说明文化情境确实调节了工作-家庭关系对工作绩效的影响, 在东方文化情境下工作-家庭关系对工作绩效的影响均强于西方文化情境。

2.绩效界定调节效应调节效应

据表8, WFC和FWC对三类绩效的影响均不存在显著差异（见M1-M6）, 因而绩效类型对WFC与工作绩效间关系不存在显著影响; 根据表9, WFE和FWE对三类绩效的影响均不存在显著差异（见M1-M6）。因而绩效界定对WFE与工作绩效间关系不存在显著影响, 假设H8没有得到支持。

表9 工作绩效界定调节工作家庭促进（WFE/FWE）与工作绩效关系的检验

如表10所示, 工作-家庭关系对不同绩效类型均具有显著影响, 影响关系均不存在显著差异, 但影响效应大小有一定区别。WFC对工作绩效、任务绩效与周边绩效的效应值分别为-0.10、-0.18和-0.19; FWC对工作绩效、任务绩效与周边绩效的效应值分别为-0.26、-0.27和-0.25; WFE对工作绩效、任务绩效与周边绩效的效应值分别为0.33、0.28和0.28; FWE对工作绩效、任务绩效与周边绩效的效应值分别为0.41、0.32和0.35。

表10 工作-家庭关系与不同类型绩效的关系检验

五、结果讨论

（一） 主效应讨论

工作家庭冲突（WFC/FWC）对工作绩效有负向影响, 工作家庭促进（WFE/FWE）对工作绩效有正向影响。元分析发现, WFC和FWC均对工作绩效有显著负向影响, WFE和FWE均对工作绩效有显著正向影响。这与国内外大部分相关研究一致。元分析研究结论表明,Hobfoll的COR理论有助于更好地解释工作-家庭关系与工作绩效间的影响作用。根据COR理论, 员工在经历工作家庭冲突时将消耗资源以解决冲突, 这些资源的消耗导致员工无法很好履行工作职责, 从而导致较低的工作绩效; 同时, 个体倾向于从周边环境来取得资源用以履行工作职责, 个体在经历工作家庭促进时能将资源转化为自己意愿和能力的提升, 最终促进工作绩效的提高（Hobfoll, 2002）。因此, 工作家庭冲突与工作绩效的消极关系以及工作家庭促进与工作绩效的积极关系便得到较好解释。

此外, 本研究的工作家庭冲突与工作绩效线性关系结论与基于压力理论的倒U型关系不太一致（LePine &Podsakoff, 2005）, 这可能与压力类型有关, 抑制性压力负向影响绩效, 挑战性压力会提升绩效。面对高工作家庭冲突压力, 繁纷的家庭信息与复杂的工作信息相互交织重叠, 无疑会产生较大的信息过载, 家庭信息处理会占用员工较多的注意力资源, 从而使其减少对工作信息的关注, 进而导致绩效降低; 而当工作家庭冲突压力被员工感知为挑战时, 员工的内在工作潜能和斗志被激发, 从而有较高绩效表现（LePine et al., 2005）。由于元分析收集的原始数据是实证研究中变量间的简单线性相关系数, 而变量间即使简单线性相关系数为0, 也可能存在曲线相关。

因此, 本研究为工作家庭冲突与工作绩效间线性关系给出了稳健结论, 但两者是否为曲线关系还有待未来元分析提供更为可靠的结论, 同时工作家庭促进与工作绩效的复杂关系也有待阐明。

（二）交叉-匹配讨论

如果WFC和FWC与其他变量关系存在显著差异,那么区分工作家庭冲突方向将十分重要（Amstad et al.,2011）, 这同样适用于工作家庭促进。本研究发现, WFC与FWC对工作绩效均有显著负向影响, 两者之间存在显著差异, 且FWC对工作绩效的负向影响更强, 因而支持“交叉”观点。WFE和FWE均对工作绩效有显著正向影响,两者之间存在边际显著差异, FWE对工作绩效的正向影响更强, 也在一定程度上支持“交叉”观点。

本研究与以往研究不同之处在于: 以往研究发现工作家庭冲突对工作领域变量的影响支持“匹配”观, 本研究基于大样本和效应值发现, 工作家庭冲突对工作绩效的影响支持“交叉”观。工作领域变量是个宽泛概念, 既包括工作压力、工作满意度以及离职倾向等态度倾向变量, 又包括工作绩效等行为结果变量, 态度倾向变量不同于行为结果变量, 工作家庭冲突对工作领域态度倾向变量的影响支持“匹配”观, 不代表工作家庭冲突对行为结果变量的影响也支持“匹配”观, 因而区别对待工作领域的不同变量,有利于进一步明确工作-家庭关系对不同结果变量的具体影响, 从而有利于企业采取针对性人力资源实践以最少资源解决最大问题, 如工作家庭冲突对工作绩效的影响支持“交叉”观, 那么企业为提升员工工作绩效, 在同等资源条件下, 要优先解决员工的FWC而非WFC。

本研究与以往研究相似之处在于: 与Amstad等的研究一致, WFC和FWC与工作绩效效应值的95%的置信区间不存在重叠部分, 因而两效应值间存在显著差异（Christian, Garza, & Slaughter, 2011）, FWC对工作绩效的负向影响显著强于WFC。事实上, WFC和FWC之间还存在交互效应。研究发现, 在集体主义国家, FWC对WFC的交互作用最弱, WFC对FWC的交互作用最强（Hill,Yang, Hawkins, & Ferris, 2004; Hill, 2005）。

虽然研究结论不支持“匹配”观, 但不代表应该忽视“匹配”关系, “匹配”观较为支持态度倾向变量, 注重对因果关系的主观解释; 而“交叉”观较为支持行为结果变量,注重对稀缺资源竞争的客观理解。由于本研究选取的结果变量为工作绩效, 因而结果更为支持“交叉”观。综上所述,社会交换与归因理论更适合解释工作-家庭关系对态度倾向变量的匹配, 而资源保存理论更适合解释工作-家庭关系对行为结果变量的交叉, 因而“交叉-匹配”观适用均有条件依赖性。因此, 未来工作-家庭关系与结果变量间影响作用的研究需同时考虑WFC（或WFE）和FWC（或FWE）, 既需要根据“匹配”观考虑态度倾向变量, 又需要根据“交叉”观考虑行为结果变量, 从而提供更为科学合理的人力资源实践使员工心甘情愿地绩效斐然。

（三）调节效应讨论

一方面, 东西方文化情境下WFC和FWC对工作绩效的影响均不存在显著差异。尽管FWC对任务绩效的影响在不同文化情境下存在差异, 但当同时考虑周边绩效时,这种差异可能消除, 东方社会看重人际关系、互相合作和维持和谐（陈佩等, 2016）, 西方社会家庭责任优于工作职责（Spector et al., 2007）, 东方社会FWC对周边绩效的影响弱于西方。因而综合考虑不同文化情境则FWC对工作绩效的影响可能不存在显著差异。另一方面, WFE和FWE对工作绩效的影响在东西方文化情境下均存在显著差异, 这是由于东方文化下, 互惠或报恩的因果报应成为主流社会信念（Siu et al., 2010）, 个体经历工作家庭促进时对组织回馈显著强于西方。

同时, WFC、FWC、WFE和FWE对工作绩效、任务绩效、周边绩效均不存在显著差异。根据COR理论, 员工经历冲突时, 利用自己有限资源处理冲突, 使得工作所需资源得不到满足, 工作无法有效完成, 其结果便是较差绩效（Spector et al., 2007）, 反之亦然。因此, 绩效界定不影响工作-家庭关系与工作绩效间影响作用可依据COR理论得以解释。

五、启示与展望

（一）理论启示

本文通过对相关文献的整合梳理与综合分析, 深化了工作-家庭关系、工作绩效、“交叉-匹配”观点、文化情境以及绩效界定的研究, 因而具有重要的理论意义。第一, 本文选择工作-家庭界面的冲突和促进（双向）作为前因变量探究其与工作绩效的关系, 以解决以往变量界定不一和样本较少而产生的关系多样问题, 从而使得研究结果更为客观和准确（Gilboa et al., 2008）。第二, 本文基于“交叉-匹配”观研究工作-家庭关系对工作绩效的影响,为未来研究提供了有益启示。以往元分析并未回答工作家庭冲突与工作绩效的关系究竟是 “交叉”还是“匹配”。基于此, 本研究通过广泛收集东西方研究文献, 整合数据资料, 发现工作-家庭关系与结果变量——工作绩效的关系符合“交叉”观, 这与以往“匹配”观研究不同, 这有利于未来实证研究依据科学的理论观点, 采取更为合适的方法描述和解释工作-家庭关系与结果变量之间的影响。第三, 本研究对文化情境和工作绩效界定在工作-家庭关系与工作绩效间影响的差异分析, 有利于解决文化情境和绩效界定究竟是否有影响的争论, 有利于指导未来相关研究对跨文化情境的关注以及工作绩效的类型选择（Gilboa et al., 2008）。

（二）实践启示

工作-家庭关系对工作绩效真实影响的确认, 有利于企业根据变量间是否存在关系以及关系如何而设计出台相应措施, 降低冲突或提升促进, 并最终提升员工的工作绩效, 从而为企业创造竞争优势, 因而具有重要的决策指导和理论借鉴意义。第一, 工作家庭冲突对工作绩效有显著负向影响且FWC对工作绩效的影响强于WFC影响的结论,有助于企业准确识别绩效下降的具体原因, 从而采取针对性人力资源实践, 帮助员工消除工作家庭冲突对工作绩效的负向影响, 对企业维持较高的生产力具有重要意义; 可以指导企业在资源有限的条件下, 如何分清轻重主次, 抓大放小优化资源配置, 有的放矢优先解决主要冲突。第二,工作家庭促进对工作绩效有显著正向影响以及FWE对工作绩效的影响强于WFE影响的结论, 有助于企业发现哪些管理实践可以更为有效地促进工作-家庭关系, 帮助员工习得更多的技能, 提供更多的资源, 从而提升员工绩效,这将指导企业如何优化资源配置, 如某些情况下, 企业需要对员工进行培训, 使员工认识到多角色经历的益处, 而不是减少多角色参与, 以促进不同角色间的互相增益。第三, 实证研究中工作家庭冲突和工作家庭促进的测量很好反映了个体所经历的冲突和促进, 这为企业根据员工经历提供针对性人力资源实践和帮助员工满足工作或家庭角色需求指明了方向。第四, 文化情境和工作绩效界定在工作-家庭关系与工作绩效间调节作用的考察, 有利于企业根据不同的文化情境, 选择不同的人力资源实践, 从而实现不同的绩效目标。

综上所述, 基于社会交换、评价归因以及资源保存等多理论视角的交叉匹配整合研究以及文化情境和绩效界定调节效应的追踪考察, 让企业理解要想很好化解工作家庭冲突, 同时充分利用工作家庭促进, 让员工心甘情愿地绩效斐然, 既要考虑具体的文化情境, 改变员工对冲突和促进的正确归因和交换理解, 又要根据资源配置对不同结果变量的具体影响, 科学合理构型人力资源实践包。

（三）研究展望

尽管本文对工作-家庭关系与工作绩效之间的影响作用进行了定量综合分析, 但仍存在以下局限: 第一, 尽管采用多层次元分析模型分别检验了工作家庭冲突和工作家庭促进与工作绩效的关系, 但没有研究工作家庭冲突与工作绩效的效应值和工作家庭促进与工作绩效的效应值之间的相互影响, 因而无法研究工作家庭促进（冲突）的存在是否会影响到工作家庭冲突 （促进）与工作绩效的关系, 未来研究可以考虑。第二, 由于没有足够的研究样本, 因而没有区分基于时间、压力和行为的工作家庭冲突, 也没有进一步区分工作家庭促进的不同影响路径, 这可能会影响工作-家庭关系与工作绩效间的关系结论。再次, 工作-家庭关系与周边绩效的样本较少, 因而没有研究工作-家庭关系与家庭绩效间的作用, 从而使得无法得出更为可靠的稳健结论。第三, 本文没有收集到足够多的纵向实证研究样本, 仅考虑横向研究样本, 或是将纵向研究样本按照横向研究形式获取元分析样本, 这可能会影响工作-家庭关系与工作绩效间影响的因果性（Spector & Dwyer, 1988）。第四, 本文仅考察了对结论有重要直接影响的文化情境和绩效界定的调节作用, 而没有考察人口统计特征变量的调节作用。因而未来元分析研究可以将教育、行业、部门、来源等引入元分析, 以更为完整地检验人口统计特征变量在工作-家庭关系对工作绩效影响中的调节作用。

注 释

①路径系数β与相关系数r的转化公式为；r = β*0.98 + 0.05(β ≥ 0)；r =β*0.98 - 0.05(β ＜ 0)。

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