三重资源视角下员工繁荣的形成机制研究

王乐乐 张兰霞 毛孟雨

(东北大学工商管理学院)

Research on the Formation Mechanism of Thriving of Employee from the Perspective of Triple Resources

WANG Lele ZHANG Lanxia MAO Mengyu

(Northeastern University， Shenyang， China)

Abstract： According to the theory of resource conservation and resource caravans, based on the data of 369 longitudinal questionnaires, through Mplus 7.0 software, and using structural equation modeling, this study probed into the influencing factors of thriving of employee from the triple perspectives of individual resources, work resources and family resources, and verified the intermediary role of work family relationship in the process of triple resources affecting thriving of employee. Through the Stata 15.0 software, the relative weight analysis method was applied to analyze the relative influence of triple resources on thriving of employee and the relative intermediary strength of different work family relationships. The results show that work flexibility and family flexibility which belong to individual resources have a positive impact on thriving of employee through work-family conflict and family-work conflict respectively. Family-supported supervisor behavior belonging to work resources has a positive impact on thriving of employee through work-family enrichment and work-family conflict, among which work-family enrichment has a stronger effect. Work autonomy has a positive impact on thriving of employee only through work-family enrichment. Work-supported family behavior and family autonomy belonging to family resources have a positive impact on thriving of employee through family-work enrichment and family-work conflict, in which the intermediary role of family-work enrichment is stronger. Family resources have the greatest impact on thriving of employee, work resources are the second, and individual resources have the least impact.

Keywords： thriving of employee; individual resources; work resources; family resources; work family relationships; relative weight analysis

1 研究背景

处在高度动态性、复杂性和不确定性的时代中，组织所面临的外部机遇与挑战瞬息万变，如何减少员工的工作倦怠，使其持续保持旺盛的精力和高效的工作状态，是目前组织亟需解决的难题[1]。有研究表明，工作繁荣有助于减轻员工的工作倦怠并提高其健康水平。目前，工作繁荣也引起了学者们的广泛关注并取得了较为丰富的研究成果[2]。事实上，员工的成长和发展并非只发生在工作中，也发生在家庭中。随着生活质量的提高和生活理念的改变，员工不再只注重工作领域的繁荣，而是更加注重工作与家庭的平衡[3]。与此同时，由于信息技术的发展，员工很难将工作和家庭完全分割开来。工作-家庭溢出效应的相关研究也表明，工作和家庭是相互依存的，员工在工作中的相关体验可以溢出至家庭领域,家庭领域的相关体验也可溢出至工作领域。基于此，如何实现工作和家庭的共同繁荣是员工最为关心的问题，也是组织实现有效人力资源管理的关键。然而，通过文献梳理却不难发现，目前已有研究大多数关注的是员工的工作繁荣，仅有少量研究关注到了员工的家庭繁荣，并且鲜有学者同时从工作和家庭两个视角对员工的繁荣状态进行整体性研究。这不仅在理论上是不完整的，而且在实践上也存在较大的局限性。

资源不仅为员工提供了对抗其角色间冲突的工具，而且有助于满足员工胜任、自由和关系等基本的心理需求,一旦基本心理需求得到满足后，员工便会经历更多的个体成长与自我发展，并体验到更多的活力和心理幸福感，而这恰恰是员工繁荣的主要内涵。“资源大棚”理论指出，资源存在于“大棚”中，而不是集中于单个孤立的变量上，即某类或某些资源间是相互联系、相互影响的。有研究表明，员工繁荣除了需要外部环境资源的保障外，还需要个体内在资源的支撑，只有外部环境资源与个体内在资源同时发挥作用，才能更好地促进员工繁荣水平的提升[4]。然而，现有相关研究多是从某单一视角探讨某一资源对员工工作繁荣或家庭繁荣的影响因素及其作用机制，忽略了资源彼此之间的相互影响。此外，已有研究在探究个体工作繁荣或家庭繁荣的影响因素时，仅探讨了某一类资源(如工作资源中的某一种或几种资源的作用效果)，并未区分各种资源的相对作用强度，似乎每种资源都必不可少也不可替代。

工作-家庭关系是链接个体资源、工作资源和家庭资源与工作-家庭平衡间的纽带[4]，而员工繁荣的本质表现就是工作和家庭的共同繁荣。目前，有关工作-家庭关系的研究主要基于两种视角：①冲突视角，认为员工受时间与精力等资源限制不能有效地兼顾工作和家庭角色时而引发的冲突[5]，即工作-家庭冲突，具体包括因工作干扰家庭而造成的工作-家庭冲突和因家庭干扰工作而造成的家庭-工作冲突；②增益视角，认为员工可以从工作或家庭角色的投入中获得更多的资源，进而提升其在家庭或工作领域中的表现，即工作-家庭增益[6]，具体包括因工作促进家庭而形成的工作-家庭增益和因家庭促进工作而形成的家庭-工作增益。有研究表明，工作资源对工作-家庭冲突和工作-家庭增益的影响更为显著，家庭资源则对家庭-工作冲突和家庭-工作增益的影响更为显著[7]。尽管有元分析表明，工作资源对家庭-工作冲突和家庭-工作增益有较为显著的影响，家庭资源对工作-家庭冲突和工作-家庭增益也有较为显著的影响，但有关影响都很微弱，其相关系数基本上在-0.04～0.14之间[8]。为此，囿于篇幅，本研究仅探讨工作-家庭冲突和工作-家庭增益在工作资源与员工繁荣之间的中介效应以及家庭-工作冲突和家庭-工作增益在家庭资源与员工繁荣之间的中介效应。

综上所述，本研究拟将工作繁荣和家庭繁荣纳入到员工繁荣这一整体研究框架下；同时，从个体资源、工作资源和家庭资源三重视角，探讨员工繁荣的影响因素，并检验工作-家庭关系在三重资源影响员工繁荣过程中的中介效应。在此基础上，本研究还将采用相对权重分析法探寻影响员工繁荣的关键资源，以期弥补现有研究的不足，为组织提供更具实践意义和可操作性的指导和建议。

2 理论基础及研究假设

2.1 员工繁荣

SPREITZER等[9]首次提出了“工作繁荣”的概念，并将其界定为员工在工作中同时体验到活力和学习的心理状态。随着社会的进步和人们价值取向的改变，员工对家庭繁荣的重视程度不断增强，由此家庭繁荣开始得到学者们的关注。CARMELI等[10]首次提出“家庭繁荣”的概念，并将其看作是员工在家庭中同时体验到活力与学习的积极心理状态。有研究表明，繁荣水平较高的员工不仅会经历较少的工作压力、工作倦怠和离职意向等负面状态和情绪[11]，而且会拥有更高水平的工作满意度、创新能力和组织承诺[12]，并且更容易实现“快乐工作，幸福家庭”的目标。由此，本研究拟同时关注个体的工作繁荣和家庭繁荣，并将其整合到“员工繁荣”这一整体研究框架下，并将其界定为“员工在工作和家庭中同时体验到活力和学习的一种连续的、动态的积极心理状态”。

2.2 个体资源对工作-家庭冲突和工作-家庭增益的影响

依据工作家庭边界理论，员工会围绕自身的工作和家庭建立起不同的角色边界，并且不断在两个领域间穿梭和跨越，此时员工需要较强的边界管理能力。MATTHEWS等[13]首次提出边界弹性能力的概念，并将其界定为个体感知到的在客观上能够缩小或扩大某一领域边界以满足其他领域需求的能力,包括工作弹性能力和家庭弹性能力。GREENHAUS等[5]指出，弹性能力是个体在压力下的一种动态、可塑的建设性“抵抗资源”。依据资源保存理论中的初始资源效应，与拥有较少初始资源的个体相比，拥有较多初始资源的个体遭遇资源损失的可能性更低，获取新资源的能力更强。鉴于此，与边界弹性能力弱的员工相比，边界弹性能力强的员工不仅可以更好地利用自身资源满足工作和家庭的需要，减少工作-家庭冲突，而且能够在满足工作和家庭需求的同时获得更多资源，实现工作-家庭增益。相关研究也表明，边界弹性能力可有效协调工作与家庭之间的关系[14]。由此，本研究提出以下假设：

假设1a工作弹性能力对工作-家庭冲突具有显著的负向影响，对工作-家庭增益具有显著的正向影响。

假设1b家庭弹性能力对家庭-工作冲突具有显著的负向影响，对家庭-工作增益具有显著的正向影响。

2.3 工作资源对工作-家庭冲突和工作-家庭增益的影响

VOYDANOFF[15]在工作需求-资源模型中将“自主性”和“主管支持”作为工作领域内的重要资源；WAYNE等[4]在研究中也将“工作自主性”和“家庭支持型主管行为”作为工作领域的关键资源。由此，本研究选取“工作自主性”和“家庭支持型主管行为”作为工作资源中的代表性资源。

工作自主性反映了员工在规划和开展具体工作时所拥有的自由度和控制权[16]。目前，随着移动终端和信息技术的快速发展，员工在家庭中处理工作任务已成常态，这就直接削减了其可能分配给家庭领域中的资源。依据资源损失螺旋效应，家庭领域初始资源的损失会引发资源的进一步损失，使员工在家庭中引发紧张和压力反应，从而引起工作-家庭冲突。而依据资源获得螺旋效应，初始资源的获得有益于资源的进一步获得。鉴于此，当员工在工作安排和设计上具有较大自主性时，便会获得更多的额外资源，这不仅可使员工从时间安排上适当地弥补其在工作与家庭领域资源分配过程中所消耗掉的有限心理资源，而且工作自主性作为边界灵活性的载体，具有边界渗透性的特点，可使员工更灵活地跨越工作家庭边界[17]，将工作领域中的积极能量溢出至家庭领域，从而使员工在家庭领域获得更多的积极情感体验，实现工作-家庭增益。由此，本研究提出以下假设：

假设2a工作自主性对工作-家庭冲突具有显著的负向影响，对工作-家庭增益具有显著的正向影响。

HAMMER等[18]首次提出“家庭支持型主管行为”的概念，并将其视为主管表现出来的支持员工履行家庭职责的行为，包括情感性支持、工具性支持、角色榜样行为和创新式工作-家庭管理4个维度。作为给予员工工作和家庭双方面支持的主管行为，家庭支持型主管行为可有效地帮助个体缓解工作和家庭角色的双重压力。一方面，家庭支持型主管行为能给员工提供情感和工具上的支持。有研究表明，情感支持和工具支持同较少的工作-家庭冲突和更多的工作-家庭增益相关[19]；另一方面，家庭支持型主管行为不仅带给员工榜样的力量，而且还可帮助员工重新设计工作内容，有助于员工在工作与家庭之间合理分配时间与精力，进而使其经历较少的工作-家庭冲突和较多的工作-家庭增益[20]。由此，本研究提以下假设：

假设2b家庭支持型主管行为对工作-家庭冲突具有显著的负向影响，对工作-家庭增益具有显著的正向影响。

2.4 家庭资源对家庭-工作冲突和家庭-工作增益的影响

参照WAYNE等[4]的研究，本研究选取“家庭自主性”和“工作支持型家庭行为”为家庭资源的代表性资源。

与员工从事有偿的工作或任务相似，家庭责任(如做家务、照料孩子与父母等)在自主性方面也存在差异性。在家庭中，有些员工可以完全自主做出决定，有些员工则需要与其他家庭成员协商后做出决定，还有些员工很少甚至不参与家庭决定。同样，家庭自主性也具有边界渗透性的特点。当员工在家庭中具有较大自主性时，可部分地填补其在工作中资源的损失，缓解其在工作中的压力和紧张感，进而缓解家庭和工作领域间的冲突[16]。此外，家庭自主性也是一种重要的能源性资源，拥有较多家庭自主性的员工不仅可从时间安排上适当地补充其在工作与家庭领域资源分配过程中所消耗掉的有限心理资源，而且还可将家庭领域中的积极能量溢出至工作领域，从而使员工在工作领域获得更多的积极情感体验[17]，实现家庭-工作增益。由此，本研究提出以下假设：

假设3a家庭自主性对家庭-工作冲突具有显著的负向影响，对家庭-工作增益具有显著的正向影响。

工作支持型家庭行为指家庭成员所展现出的支持员工履行工作职责的行为。工作支持型家庭行为可给员工带来情感性资源和工具性资源。一方面，家庭成员可通过倾听和关心员工的工作需求来提供情感支持，情感支持不仅为员工应对生活中的压力和困难提供了能量，而且还可增强员工的应对能力，进而减少家庭-工作冲突[13]。同时，情感支持可使员工产生被关心的感觉，进而产生积极情绪并溢出到工作中，产生更多的家庭-工作增益。另一方面，当家庭成员处理家庭任务(如家务、育儿等)或满足员工的工作需求时，便为员工提供了更多的可投入于工作的时间和精力[13]。这不仅减少了家庭事务对员工工作的干扰，降低工作-家庭冲突，而且可使员工全身心地投入到工作中去，实现家庭-工作增益。由此，本研究提出以下假设：

假设3b工作支持型家庭行为对家庭-工作冲突具有显著的负向影响，对家庭-工作增益具有显著的正向影响。

2.5 工作-家庭增益对员工繁荣的影响

GREENHAUS等[6]首次提出工作-家庭增益的概念，并将其界定为员工在工作或家庭角色中的经历有助于提高其在家庭或工作中整体效能的过程，包括工作-家庭增益和家庭-工作增益两个维度。有研究表明，工作-家庭增益主要是通过工具性路径和情感性路径来实现。前者意味着个体参与某一领域活动所获得的资源，能够提高其在另一个领域的表现；后者意味着个体参与某一领域活动所获得的积极情感，能够使其在其他领域表现的更好[6]。鉴于此，体验到工作-家庭增益和家庭-工作增益的员工，可在家庭和工作中获得更多资源和积极情感，这不仅可帮助员工在能力和情感上更好地应对来自家庭和工作的压力，而且使员工在履行家庭和工作职责时会更加积极主动，从而获得活力体验[20]。此外，依据资源获得螺旋效应和资源投资原则，拥有较多资源的员工会进行资源投资以获取更多资源，并且员工拥有的资源越多，对资源的投资能力就越大，自我成长和发展的主动性动机就越强，从而获得更多的学习体验[21]。由此，本研究提出以下假设：

假设4a工作-家庭增益对员工繁荣具有显著的正向影响。

假设4b家庭-工作增益对员工繁荣具有显著的正向影响。

2.6 工作-家庭冲突对员工繁荣的影响

GREENHAUS等[22]首次提出“工作-家庭冲突”的概念，并将其界定为工作和家庭在某些方面出现难以调和的矛盾时，员工所经历的一种角色冲突。依据资源损失螺旋效应，资源的损失将导致资源的进一步损失。当员工经历工作-家庭冲突时，会消耗其有限的资源以解决冲突，而以冲突形式出现的资源损失将会进一步减少员工自身资源，使员工无法有效地履行工作或家庭职责，陷于顾此失彼、分身乏术的恶性循环中，最终导致其减少学习等角色外行为。鉴于此，当经历工作-家庭冲突时，员工很难感受到充满活力和学习的积极心理状态。此外，已有研究也表明，工作-家庭冲突作为一种阻断性压力源不仅会降低员工的生活满意度、工作满意度[23]，还会使员工产生心理脱离、情感耗竭等负面情绪[24]，而这些负面情绪会极大降低员工的活力体验和积极的学习状态。由此，本研究提出以下假设：

假设5a工作-家庭冲突对员工繁荣具有显著的负向影响。

假设5b家庭-工作冲突对员工繁荣具有显著的负向影响。

2.7 工作-家庭关系在个体资源、工作资源和家庭资源与员工繁荣间的中介作用

工作-家庭关系是影响员工生活和工作质量最为重要的因素[25]，工作-家庭关系处理得越好，员工越容易在工作和生活中实现更高水平的繁荣[26]。而来自工作和家庭的资源以及员工自身的特有资源是影响员工的工作-家庭关系的重要因素。WAYNE等[4]指出，个体资源、工作资源和家庭资源通过工作-家庭关系对员工工作-家庭平衡产生间接影响。此外，资源也可对员工的态度和行为等产生直接影响。鉴于此，本研究认为，个体资源、工作资源和家庭资源在近端与工作-家庭冲突和工作-家庭增益有关，在远端与员工繁荣有关，即工作-家庭关系在个体资源、工作资源和家庭资源与员工繁荣间起中介作用。由此，本研究提出以下假设：

假设6工作-家庭冲突和工作-家庭增益在个体资源、工作资源和家庭资源与员工繁荣之间起中介作用。

2.8 个体资源、工作资源和家庭资源对员工繁荣的相对影响程度分析

依据资源保存理论，个体资源、工作资源和家庭资源均可能对员工繁荣产生影响。而当多种资源同时存在时，寻找关键资源或关键影响因素就成为至关重要的任务[4]。本研究认为，与个体资源和家庭资源相比，工作资源对员工繁荣的影响最大：①工作可满足员工及家人的物质需要，是员工及家人获得幸福生活的重要物质基础和保障；②工作可满足员工被尊重和自我实现的需求。相关研究也表明，与个体和家庭资源相比，工作资源对员工的工作-家庭平衡的作用更为重要。由此，本研究提出以下假设：

假设7与个体资源和家庭资源相比，工作资源对员工繁荣更为重要。

本研究的整体研究框架见图1。

3 预测试

3.1 数据收集与研究样本

本研究的主要变量涉及工作和家庭两个领域。其中：工作领域中相关变量的测量均采用国外较为成熟的Liket 5点量表；家庭领域相关变量的测量则参考有关研究的做法，由工作领域相关变量的成熟量表改编而成，具体而言就是将工作领域相关变量测量量表中的“工作”改变为“家庭”，将“主管”改变为“家人”等。为保证所采集数据的质量，本研究对初始问卷进行了预测试。参考已有研究的方法，本研究将性别、年龄、学历、工作岗位、工作年限、婚姻状况、是否有孩子和老人需要照顾作为控制变量。

本研究采用现场发放问卷的方式进行预测试数据的采集。由于受疫情防控的影响，本研究选择地处沈阳的两家大中型企业作为调研对象。预测试共发放问卷246份，回收问卷217份，在剔除空缺题项过多及填答题项连续重复等无效问卷后，得到有效问卷168份，问卷有效回收率为68.3%。在预测试样本中，性别方面，男性占51.2%、女性占48.8%；年龄方面，25岁以下占6.5%、26～30岁占23.8%、31～40岁占32.7%、41～50岁占20.3%，51岁及以上占16.7%；教育程度方面，高中及以下占29.1%、大专占18.5%、本科占43.5%、硕士及以上占8.9%；岗位层级方面，一线员工占56.0%、基层管理者占28.0%、中层管理者占14.2%、高层管理者占1.8%；工作年限方面，1年以下占7.1%、1～3年占15.5%、4～6年占17.2%、7～10年占17.3%、10年以上占42.9%；婚姻状况方面，未婚占27.4%、已婚占70.2%、离异占2.4%；家人照顾方面，有14周岁及以下孩子需要照顾占36.9%、有75周岁及以上老人需要照顾占32.1%。预测试样本在性别、年龄、学历和工作岗位等人口统计学变量上的区间分布相对合理。

3.2 KOM与Bartlett球形度检验

本研究对涉及的全部量表进行KOM与Bartlett球形度检验，以判断其是否适合做因子分析，有关结果见表1。由表1可知，所有变量的KOM值均大于0.7，Bartlett球形度检验均显著，这表明所有变量均适合做因子分析。

表1 量表信度与收敛效度检验(N=168)

3.3 信效度检验

由表1可知，所有量表的一致性信度和组成信度都在0.8以上，说明本研究的全部量表具有良好的信度，同时，本研究对全部量表进行收敛效度和区别效度检验。由表1还可知，所有量表的AVE值都在0.6以上，说明本研究的全部变量具有较好的收敛效度。此外，对各变量进行验证性因子分析(CFA)，以检验各变量间的区别效度，有关结果见表2。由表2可知，十一因子模型在统计上明显优于其他模型，表明本研究的11个关键变量均具有良好的区别效度。

表2 量表区别效度检验(N=168)

4 正式检验

4.1 数据收集与研究样本

本研究采用问卷调查的方式收集数据。课题组成员通过分工协作的方式与东北地区某双一流建设高校的部分在职博士研究生、EMBA、MBA以及已毕业且在企业任职的优秀校友取得联系，通过持续两周的反复交流和沟通，共有13家企业承诺可为本研究的实地调研提供帮助。但因时间冲突、地域限制以及疫情等的影响，最后仅对辽宁省的5家企业、天津市的2家企业以及山东省的1家企业实施了实地调查，这些企业均为大中型企业。为尽量减少共同方法偏差，本研究分3个阶段进行数据采集，每两个阶段的调查间隔一个月。第一次调查(T1)收集员工的背景以及自变量信息；第二次调查(T2)收集中介变量信息；第三次调查(T3)收集因变量信息。

为方便数据匹配，研究人员在企业接待人员的协助下，在每家企业中随机抽取了100名员工并依次对其进行编号。此外，为提高员工的参与程度及数据的可靠性，研究人员准备了精美的小礼物，并在问卷发放前赠送给参与调查的员工。第一次问卷共发放问卷903份，回收有效问卷633份，问卷有效回收率为70.1%；第二次问卷共发放问卷633份，回收有效问卷467份，问卷有效回收率为73.8%；第三次问卷共发放问卷467份，回收有效问卷369份，问卷有效回收率为79.0%。在有效样本中，性别方面，男性占56.4%、女性占43.6%；年龄方面，25岁及以下占21.4%、26～30岁占36.9%、31～40岁占19.8%、41～50岁占12.4%、51岁及以上占9.5%；教育程度方面，高中及以下占16.0%，专科占13.6%，本科占48.8%，硕士及以上占21.6%；岗位层级方面，一线员工占58.0%、基层管理者占29.5%、中层管理者占10.6%、高层管理者占1.9%；工作年限方面，1年以下占18.4%、1～3年占25.7%、4～6年占19.0%、7～10年占11.2%、10年以上占25.7%；婚姻状况方面，未婚占50.4%、已婚占47.7%、离异占1.9%；家人照顾方面，有14周岁及以下孩子需要照顾占25.2%、有75周岁及以上老人需要照顾占20.9%。

4.2 共同方法变异检验

本研究先后采用Harman单因素检验法和验证性因子分析对共同方法变异程度进行检验。结果表明，最大因子方差解释率为30.489%(小于40%)，且模型拟合不佳(χ2/df=5.193、CFI=0.557、TLI=0.535、RMSEA=0.107)，表明本研究数据不存在严重的共同方法偏差问题。

4.3 信度检验

本研究采用Cronbach’sα系数和组成信度(CR)衡量各量表的信度(见表3)。由表3可知，各变量的Cronbach’sα系数均在0.7以上，组成信度(CR)值均在0.8以上，表明各量表具有较好的一致性信度和组成信度。

4.4 效度检验

为检验各变量间的区分效度，本研究对各变量进行验证性因子分析(CFA)，有关结果见表4。由表4可知，十一因子模型不仅符合相关标准，且在统计上明显优于其他模型，这表明本研究的11个关键变量均具有良好的区分效度。此外，本研究进一步计算各变量的平均提取方差值(AVE值)，以检验各变量的收敛效度。由表3可知，各变量的AVE值均大于0.5，表明各变量具有良好的收敛效度。

表3 量表测量(N=369)

表4 验证性因子分析(N=369)

4.5 描述性统计及相关分析

描述性统计和相关分析结果见表5。由表5可知，来自个体、工作和家庭3个领域的6种资

表5 各变量平均值、标准差和相关系数(N=369)

源均与工作-家庭冲突、工作-家庭增益以及员工繁荣显著相关，相关性范围从0.11(p<0.05)到0.69(p<0.01)之间，为后续进一步研究分析奠定了基础。

4.6 假设检验

4.6.1直接效应检验

注：χ2=2 386.758、df=1 271、χ2/df=1.878、TLI=0.902、CFI=0.910、RMSEA=0.049；***表示p<0.001,下同。图2 直接效应检验结果

本研究通过路径分析法检验研究假设(见图2)。由图2可知：工作弹性能力和家庭弹性能力仅对工作-家庭冲突和家庭-工作冲突具有显著负向影响(β=-0.136，p<0.05；β=-0.175，p<0.01)，而工作-家庭增益和家庭-工作增益的影响不显著(β=0.078，p>0.05；β=0.045，p>0.05)，因此，假设1得到部分支持。家庭支持型主管行为和工作自主性均对工作-家庭冲突有显著的负向影响(β=-0.244，p<0.001；β=-0.282，p<0.001)，对工作-家庭增益有显著的正向影响(β=0.483，p<0.001；β=0.339，p<0.001)，因此，假设2得到支持；工作支持型家庭行为和家庭自主性均对家庭-工作冲突有显著负向影响(β=-0.262，p<0.001；β=-0.196，p<0.01)，对家庭-工作增益有显著正向影响(β=0.564，p<0.001；β=0.185，p<0.01)，因此，假设3得到支持；工作-家庭增益和家庭-工作增益对员工繁荣均有显著正向影响(β=0.212，p<0.01；β=0.342，p<0.001)，因此，假设4得到支持；工作-家庭冲突和家庭-工作冲突均对员工繁荣有显著负向影响(β=-0.137，p<0.05；β=-0.139，p<0.05)，因此，假设5得到支持。

为检验自变量间的交互效应是否对研究结论产生影响，本研究在加入控制变量的基础上，将三重资源的交乘项加入到总模型之中进行检验。结果显示，家庭支持型主管行为×工作自主性对员工繁荣的影响不显著(β=0.048，p=0.198)；工作支持型家庭行为×家庭自主性对员工繁荣的影响不显著(β=0.056，p=0.222)；工作弹性能力×家庭弹性能力对员工繁荣的影响不显著(β=0.007，p=0.851)；家庭支持型主管行为×工作自主性对工作-家庭冲突的影响不显著(β=0.035，p=0.501)；家庭支持型主管行为×工作自主性对工作-家庭增益的影响不显著(β=0.035，p=0.414)；工作支持型家庭行为×家庭自主性对家庭-工作冲突的影响不显著(β=-0.081，p=0.224)；工作支持型家庭行为×家庭自主性对家庭-工作增益的影响不显著(β=0.013，p=0.770)。这表明三重资源的交乘项对员工繁荣和工作家庭关系的影响均不显著性，因此，三重资源对员工繁荣和工作家庭关系具有独立的影响效力。

4.6.2中介效应检验

本研究使用Mplus 7.0软件中的Bootstrap自助抽样法(共抽取了5 000个样本)检验中介效应(见表6)。由表6可知，工作弹性能力仅通过工作-家庭冲突对员工繁荣产生间接影响，家庭弹性能力仅通过家庭-工作冲突对员工繁荣产生间接影响，即边界弹性能力对员工繁荣的影响是通过工作-家庭冲突这一路径实现的，而非工作-家庭增益；家庭支持型主管行为通过工作-家庭冲突和工作-家庭增益两条路径对员工繁荣产生间接影响；而工作自主性仅通过工作-家庭增益对员工繁荣产生间接影响；工作支持型家庭行为和家庭自主性通过家庭-工作冲突和家庭-工作增益两条路径对员工繁荣产生间接影响。由此，假设6得到部分支持。

表6 中介效应的Bootstrap分析(95%CI)(N=369)

4.6.3相对权重分析

目前，多数研究均采用标准回归系数或优势比判断各自变量对因变量的相对影响程度，但这两种方法只能衡量相互独立的自变量对因变量的相对影响程度。事实上，多数研究中的多个自变量之间都或多或少地会存在着一定的相关性，因此，研究结果可能会夸大或缩小自变量对因变量的相对影响程度，并且总体估计结果往往会超过100%。而基于Logistic回归模型的相对权重分析法(Relative Weight Analysis)， 可将线性回归模型的总变异分解并分配至各自变量，避免了因自变量间存在相互影响而产生的误差[31]。由此，相对权重分析有助于识别个体资源、工作资源和家庭资源对员工繁荣的相对影响程度，从而发现影响员工繁荣的关键资源。基于此， 本研究通过相对权重分析对个体资源、工作资源和家庭资源在员工繁荣方面的相对影响程度进行比较分析(见表7)。由表7可知，个体资源、工作资源、家庭资源总共解释了员工繁荣的31.30%，其中，个体资源、工作资源、家庭资源分别占总解释率的15.61%、26.42%、57.97%。由此，假设7没有得到支持。由表7中还可知：个体资源中的家庭弹性能力对员工繁荣的影响比工作弹性能力大；工作资源中的工作自主性对员工繁荣的影响比家庭支持型主管行为大；家庭资源中的工作支持型家庭行为对员工繁荣的影响比家庭自主性大。

表7 层次回归分析和相对权重分析结果(N=369)

由于在个体资源、工作资源和家庭资源与员工繁荣间分别存在多重中介变量，比较并分析每个中介变量的相对贡献度可更好地揭示其作用机制。鉴于此，本研究继续使用相对权重分析对工作-家庭关系在三重资源与员工繁荣间中介效应的相对重要性进行分析。由于中介效应检验结果显示，工作自主性、工作弹性能力和家庭弹性能力仅通过工作-家庭关系中的某一条路径对员工繁荣产生影响，因此，无需再对其中介效应进行比较分析。在此，本研究仅对工作-家庭关系在家庭支持型主管行为、工作支持型家庭行为以及家庭自主性与员工繁荣间的中介效应进行比较分析(见表8)。由表8可知：工作-家庭冲突和工作-家庭增益共解释了家庭支持型主管行为对员工繁荣38.8%的中介效应，其中，工作-家庭增益占70.19%，工作-家庭冲突占29.78%，表明家庭支持型主管行为主要通过工作-家庭增益对员工繁荣产生间接影响；家庭-工作冲突和家庭-工作增益共解释了工作支持型家庭行为对员工繁荣41.4%的中介效应，其中，家庭-工作增益占69.34%，家庭-工作冲突占27.49%，表明工作支持型家庭行为主要通过家庭-工作增益对员工繁荣产生间接影响；家庭-工作冲突和家庭-工作增益共解释了家庭自主性对员工繁荣41.0%的中介效应，其中，家庭-工作增益占70.09%，家庭-工作冲突占27.78%，表明家庭自主性主要通过家庭-工作增益对员工繁荣产生间接影响。

表8 中介效应相对权重分析结果(N=369)

5 补充研究

前文的预测试和正式检验结果均表明，员工繁荣这一变量具有较好的一致性信度、组成信度、收敛效度以及区别效度，本研究提出的研究假设也大多得到验证，而且其内涵、外延及底层逻辑与工作繁荣、家庭繁荣在本质上基本相似[32]。但鉴于员工繁荣毕竟是在整合了“工作繁荣”和“家庭繁荣”的基础上提出的新概念。为进一步检验员工繁荣能否真实地反映员工的整体繁荣状态，本研究采用访谈研究法对其进行辅助检验，具体研究程序如下：①样本选择。为保证研究的连续性，在正式问卷调查企业联络人的协助下，本研究随机选取了全程参与问卷填答的部分员工进行访谈。②开放式访谈。本研究对选定的员工进行了开放式访谈，每次访谈时间在1小时左右。访谈内容主要包括：您对“员工繁荣”这个词怎么理解？您认为实现繁荣的员工主要有哪些特征或表现？您认为员工繁荣应该体现在哪些方面？在访谈结束后，研究人员就其中一些模糊的或有争议的地方进行电话或微信补访，以确保能够准确地采集到受访者的观点。当访谈进行到第16名员工时，本研究发现，已达到理论饱和，开放式访谈到此结束。③资料整理。本研究对前15名员工有关员工繁荣的重要访谈资料进行归纳和整理(编号为E1～E15)，部分经典访谈语录见表9。由表9可知，员工繁荣的核心概念、特征以及结构与本研究在前文的推理和逻辑思路相吻合。这表明，本研究将工作繁荣和家庭繁荣整合为员工繁荣是较为稳妥和可靠的。

表9 部分员工访谈记录(N=15)

6 结语

本研究主要得到以下结论：①隶属于个体资源的工作弹性能力和家庭弹性能力通过降低工作-家庭冲突而非增加工作-家庭增益对员工繁荣产生影响。②隶属于工作资源的工作自主性和家庭支持型主管行为对工作-家庭冲突有显著的负向影响，对工作-家庭增益有显著的正向影响。③隶属于家庭资源的家庭自主性和工作支持型家庭行为是影响员工家庭-工作关系的重要因素，两者均对家庭-工作冲突有显著的负向影响，对家庭-工作增益有显著的正向影响。④工作-家庭关系对员工繁荣具有显著的影响。其中，工作-家庭冲突对员工繁荣有显著的负向影响，工作-家庭增益对员工繁荣有显著的正向影响。另外，工作-家庭冲突和工作-家庭增益在家庭支持型主管行为影响员工繁荣的过程中起中介作用，相对而言，工作-家庭增益的中介作用更强。此外，家庭-工作冲突和家庭-工作增益在家庭自主性和工作支持型家庭行为影响员工繁荣的过程中起中介作用，相对而言，家庭-工作增益的中介作用更强。工作自主性则通过工作-家庭增益而非工作-家庭冲突对员工繁荣产生影响。⑤与个体资源和工作资源相比，家庭资源对员工繁荣的影响最大；与家庭资源和工作资源相比，个体资源对员工繁荣的影响最小。

本研究的理论贡献主要在于：①将工作繁荣和家庭繁荣整合到同一研究框架中，并提出了“员工繁荣”的构念，这不仅响应了以往学者的呼吁[33]，而且使研究内容和结论在理论上更为完整。②同时从个体、工作和家庭三重资源视角探讨员工繁荣的影响因素，在丰富员工繁荣影响因素的同时，也相对地提升了研究结论的可靠性。③从工作-家庭的冲突和增益两个视角揭示了个体、工作和家庭三重资源对员工繁荣的作用机制，深化了资源与员工繁荣关系间中介机制的研究。④运用相对权重分析确定了影响员工繁荣的关键资源，不仅弥补了现有理论研究的不足，而且为后续从关键资源视角探究员工繁荣的形成机制奠定了基础。⑤在一定程度上改变了传统的资源保存理论对资源作用和价值的认知。

本研究的实践启示在于：①组织应重视家庭资源对员工繁荣的影响，因此，组织可通过制定家庭关怀计划，加强家庭成员对员工工作的支持和理解，进而提升员工的整体繁荣水平。②鼓励家庭支持型主管行为和家庭支持型工作行为的产生，帮助员工更好地处理家庭工作关系。例如，作为主管和家庭成员可以通过给予员工更多的支持、帮助和理解等方式来减少其工作家庭冲突，增加其工作家庭增益。③组织管理者和家人可通过给予员工更多的工作自主权和家庭自由度，让员工可以根据具体情况自由、灵活的安排工作和家庭任务，帮助其平衡工作家庭关系。④组织管理者应全面构建诸如弹性工作和休闲假期等工作-家庭平衡型人力资源管理体系，让员工获得更多时间、情感和环境等方面的资源支持，使员工更好的协调和管理其工作家庭关系，帮助员工实现“快乐工作，幸福家庭”的终极目标。⑤组织可通过培训等来培养和提升员工的边界弹性能力，帮助员工快速从工作和家庭的压力中恢复过来，从而避免资源的螺旋损失，使员工保持持续的学习和活力状态。

本研究也存在以下不足：①所有变量均由员工自评完成，虽然有关检验表明，本研究并不存在严重的共同方法偏差，但未来研究还可由员工的配偶和主管对员工的繁荣状态进行评价。②员工在家庭中体验到的繁荣、支持和自主的内涵可能与工作中有所不同，因此，可通过改编工作领域量表的方式获得家庭繁荣、家庭弹性能力、工作支持型家庭行为、家庭自主性的测量量表，这可能会在一定程度上进一步加强研究结论的可靠性。此外，未来研究也可尝试开发家庭领域的相关量表。③缺乏对员工繁荣形成机制中调节效应的探讨，未来可进一步加强这方面的研究。