工作屬性和工作家庭沖突：LMX的調節(jié)作用

工作屬性和工作家庭沖突：LMX勺調節(jié)作用1,21曾垂凱時勘1中國科學院研究生院管理學院，北京（100080）2沈陽師范大學管理學院，沈陽（110034）摘要本研究旨在考察領導者-成員交換（LMX）在工作屬性與工作家庭沖突之間勺調節(jié)作用。對526名企業(yè)員工的研究顯示，在控制了人口統(tǒng)計學變量之后，①工作屬性的三個成分（工作要求、技能決定和決策自主）和LMX對工作浸擾家庭的主效應均顯著；技能決定與LMX對家庭浸擾工作主效應顯著，工作要求與決策自主對家庭浸擾工作的主效應不顯著或邊緣顯著；②工作要求和LMX對工作浸擾家庭的交互效應達到邊緣顯著，對家庭浸擾工作的交互效應顯著，這個結果表明，LMX對工作屬性與工作家庭沖突的關系具有調節(jié)作用。③本研究的結果支持了管理的權變理論，需要以一種權變的觀點來看待LMX工作要求和工作家庭沖突的關系。關鍵詞：工作屬性；工作家庭沖突；領導者-成員交換（LMX）；調節(jié)作用1引言隨著越來越多的女性由家庭走向職場和越來越多的男性開始承擔家庭責任，工作和家庭彼此依賴的關系不斷增強，越來越多的人們不得不同時承擔來自工作和家庭生活方面的多重角色。在這種背景下，很多組織行為學和人力資源管理領域的學者開始將研究視角轉向工作和家庭生活的交互作用領域，開展工作-家庭關系的研究。其中，工作家庭沖突（是研究熱點之work-familyconflict）一。工作與家庭能否達成平衡成為關涉人們生活幸福與家庭和諧的關鍵因素［1，2］工作-家庭沖突是當來自工作和家庭兩方面的壓力在某些方面難以調和時產生的一種角色交互沖突。冏。Greenhaus等人認為，工作家庭沖突包括兩個層面：因工作方面的要求而產生的工作-家庭沖突，即由于工作任務或工作需要使得個體難以盡到對家庭的責任，亦稱“工作侵擾家庭”（workinterferencewithfamily）；因家庭方面的需要而產生的家庭-工作沖突，即因為家庭負擔過重而影響工作任務的完成，亦稱“家庭侵擾工作”familyinterferencewithwork）［3,4］工作-家庭沖突給員工和管理者的生活和工作帶來的負面影響較多。譬如，它使個體產生緊張和壓抑，情緒低落，家庭及生活滿意度下降，主觀幸福感低落［4］；在工作中，會造成士氣低落、遲到、曠工、離職、工作倦怠、工作滿意度和組織承諾降低等現(xiàn)象［5,6］。已有的文獻一致表明，工作一家庭沖突與員工的工作壓力相關。Eby等人通過內容分析和文獻回顧揭示，員工的工作-家庭沖突與其工作壓力正相關［7］。李超平等對醫(yī)護工作者的研究［8］陸佳芳等對銀行職員、科研單位和高新技術企業(yè)工作者的研究［9］，劉永強、趙曙明對MBA學員的研究都一致發(fā)現(xiàn)［2］，員工的工作壓力與他們的工作-家庭沖突正相關。Karasek的經典研究表明，工作壓力來源于工作本身所包含的兩個關鍵屬性一一工作要求和工作控制［10］。工作要求是指存在于工作情境中反映員工所從事的工作任務的數(shù)量和困難程度的因素，即壓力源，如工作負荷、角色沖突以及問題解決要求等；而工作控制則反映了員工能夠對工作行為施加影響的程度，它主要表現(xiàn)在員工的技能水平和決策幅度兩個方面。Karasek認為，工作壓力既不單獨取決于工作要求，也不單獨取決于工作控制，而是二者共同作用的結果［io］。Frone等人通過實證研究發(fā)現(xiàn)，工作負荷與責任、工作自主性缺乏及角色模糊等工作壓力源與工作一家庭沖突呈正相關［4］?；谶@些研究成果，我們有理由相信，工作要求、技能決定和決策自主等工作屬性能夠有效預測員工的工作家庭沖突。YanLing和GaryNPowell用西方的模型研究了當代中國工薪家庭成員所遭遇的工作家庭沖突。研究發(fā)現(xiàn)，在工作家庭沖突的前因變量中，“工作中的人際關系需求”是中國文化不同于西方（美國）文化的一種獨特的工作角色需求［11］。良好的人際關系在中國文化中具有特殊的重要性。黃光國的“人情與面子”理論指出，當資源分配者與請托者的關系屬于情感性關系時，資源分配者會以“各盡其能，各取所需”的方式與資源請托者進行社會交易；而當二者的關系屬于工具性關系時，雙方都會以“公平法則”公事公辦地與對方交往，即在彼此認為“公平”的情況下交易［12］。在工作場所中，資源的分配通常由領導者決定，可以推論，員工工作中最重要的人際關系莫過于其與領導者的關系。領導者-成員關系（LMX,Leader-MemberExchange）被定義為員工與其上級之間交換關系的質量［13］。其核心思想是：領導者與其下屬在工作場所中所結成的關系性質，決定著領導者與下屬之間交換的生理或心理努力、物質資源、信息及生活支持的數(shù)量等［14］。高質量的LMX代表領導者與其下屬之間相互的信任、忠誠、專業(yè)性尊重、資源支持和貢獻性行為，而低質量的LMX則伴隨這些方面的匱乏［15］。已有的研究顯示，員工與領導者良好的關系和較低的工作壓力水平相關［16］。來自領導者的支持，特別是情感方面的支持，會減輕員工的工作壓力。個體對領導者支持的感知與其對自己工作和家庭事務的控制感呈正相關，并由此與較低的工作-家庭沖突水平相聯(lián)系［17］。基于上述分析，我們提出以下的研究假設：H1:工作屬性與工作家庭沖突顯著相關；H2：LMX在工作屬性與工作家庭沖突之間起調節(jié)作用。2被試與方法2.1被試研究者在某大型企業(yè)發(fā)放問卷550份，收回有效問卷526份，回收率95.6%。其中男性263人（50%），女性258人（49%），未填5人；未婚149人（28.3%），已婚350人（66.5%），未填27人；年齡分布：24歲以下的61人（11.6%），25至34歲249人（47.3%），35歲至44歲143人（27.2%），45歲至54歲61人（11.6%），55歲以上11人（2.1%），未填1人；受教育程度：高中以下6人（1.1%），高中或中技85人（16.2%），大專172人（32.7%）,本科246人（46.8%），碩士以上15人（2.9%）,未填2人。2.2測量工作屬性：采用KarasekRA.的工作要求一決策自主問卷。它包括工作要求、技能決定和決策自主三個分量表，分別包含7、4、4個項目［10］。問卷項目呈現(xiàn)形式為5點利克特量表，1代表“非常小”，5代表“非常大”。工作要求的得分越高表示員工的工作負荷和時間壓力越高；技能決定和決策自主的得分越高表示工作控制力越大。工作家庭沖突：采用Gutek等人編制，Carlson和Perrewe補充的工作家庭沖突問卷昭。問卷包括工作侵擾家庭和家庭侵擾工作兩個分量表，各包含6個項目。采用5點計分，1代表“完全同意”，5代表“完全不同意”。對所有項目反向記分后，得分越高表示沖突程度越高。LMX:采用Hui等翻譯的Scandura和Graen編制的LMX7叫2。］。該量表共包括7個項目，采用5點計分，1代表“非常不同意”，5代表“非常同意”。LMX分數(shù)越高表示領導者與其下屬的關系越好。本研究中，上述各量表的內部一致性系數(shù)（a系數(shù)）見表1?？梢?，本研究除個別量表信度偏低之外（技能決定定.61）,其余量表的內部一致性系數(shù)均在.70以上，符合測量學的要求。調查時還獲取了被試的一般人口統(tǒng)計學資料。所有調查問卷由該公司人力資源部統(tǒng)一發(fā)放給各抽樣部門，由被試匿名填寫，三天之內回收。結果3.1研究變量的描述統(tǒng)計結果本研究采用SPSS13.0處理數(shù)據(jù)，各研究變量的描述性統(tǒng)計分析結果見表1。表1研究變量的描述性統(tǒng)計結果（n=526）變量MSDr123456789101性別NANA—2年齡2.45.92-.06—3婚姻狀況NANA.08.52**—4教育程度6**32**-.13**—.785工作要求3.37.59-.01-.05-.04.18**6技能決定3.36.58-.06-.05.04.11*.17**.617決策自主3.17.68-.12**.02.04.05.07.39**.798工作浸擾家庭1.03.03.10*.42**-.07-.15**.849家庭浸擾工作1.92.58-.03.04-.06.00-.01-.18**-.15**32**.8610LMX3.70.69-.05-.06.02.05.04.30**.27**-.25**-.30**.82注：NA表示不適用廣**P<0.01,*P<0.05;對角線上的粗體數(shù)字是各研究變量在本研究中的內部一致性系數(shù)，“一”表示無法計算該項指標。工作要求與工作浸擾家庭由表1可知，工作屬性的各子成分與工作家庭沖突相關顯著的是:工作要求與工作浸擾家庭正相關，技能決定與家庭浸擾工作負相關，決策自主與工作浸擾家庭及家庭浸擾工作均負相關。這個結果驗證了研究假設1。同時可見，除工作要求外，LMX與工作屬性及工作家庭沖突的各子成分都相關顯著。3.2調節(jié)回歸分析結果研究者以工作屬性為自變量，分別以工作家庭沖突的兩個子成分（工作浸擾家庭和家庭浸擾工作）為因變量，進行多層回歸分析。各變量進入回歸模型的程序是：人口統(tǒng)計學變量作為控制變量第一步進入，自變量的主效應第二步進入，調節(jié)變量LMX的主效應第三步進入，自變量和調節(jié)變量的各交互效應項第四步進入。在這里，為消除變量間共線性的消極影響，采用Aiken和West的建議幻，將自變量和調節(jié)變量做中心化變換（即變量減去其均值）之后再相乘得到各交互效應項。多層回歸分析的結果見表2。表2LMX對工作屬性與工作家庭沖突的調節(jié)作用分析結果（n=526）工作浸擾冢庭冢庭浸擾工作第一步控制變量模型一模型二模型三模型四模型一模型二模型三模型四性別-.04-.04-.05-.05-.04-.06-.07-.07年齡.06.05.02.02.10?.09?.07.06婚姻狀況.01.03.05.05-.11*-.09?-.08-.07教育程度.14**.08?.08?.07?.03.05.05.04第二步自變量工作要求45***.44***45***.01.01.02技能決定-.10*-.05-.05-.14**-.09?-.08決策自主15***-.11*-.11**-.09?-.05-.04第二步調節(jié)變量LMX22***22***.24***-26***第四步交互作用項工作要求XLMX.07?.12**技能決定XLMX.05-.03決策自主XLMX-.02-.06F2.12?20.64***22.36***16.83***1.473.51***6.55***5.59***R2.08.01.05.10.12AdjustedR2.07.00.03.08.09?R2.01?22***.04***.01.01.04***.05***.02*注：***P<0.001,**P<0.01,*P<0.05,?P<0.1R2）來看,從上表可見，在工作浸擾家庭萬面，從各模型的萬差變化（?控制變量的預測效應達到邊緣顯著，自變量和調節(jié)變量的主效應都顯著，交互效應不顯著。具體而言，在控制變量中，受教育程度對工作浸擾家庭的標準回歸系數(shù)在模型一達到顯著水平，在其他模型中均為邊緣顯著；其余控制變量在各模型中都不顯著。在控制了人口統(tǒng)計學變量后，工作屬性的三個子成分主效應均顯著，其中，工作要求的預測作用是正向的，技能決定和決策自主均為負向的（模型二）。LMX的主效應顯著，標準回歸系數(shù)為負（模型三）。工作要求和LMX的交互效應達到邊緣顯著水平，技能決定及決策自主和LMX的交互效應都不顯著（模型四）。在家庭浸擾工作方面，除模型一外，其他三個回歸模型都是顯著的，且各步的？R2均顯著。這表明后三個模型中的各預測變量與因變量有明顯的線性關系，并且變量的每一次進入都能有效導致模型整體解釋力的提高。具體而言，年齡對家庭浸擾工作的標準回歸系數(shù)在模型一和模型二達到邊緣顯著水平；婚姻狀況在模型一顯著，在模型二邊緣顯著；性別和教育程度在所有模型中都不顯著。在控制了人口統(tǒng)計學變量后，工作要求的主效應不顯著；技能決定和決策自主分別達到顯著和邊緣顯著，方向為負（模型二）。LMX的主效應顯著，方向為負（模型三）。工作要求和LMX的交互效應顯著，技能決定及決策自主和LMX的交互效應均不顯著（模型四）。綜合上述結果，研究假設2得到了驗證。3.3調節(jié)作用的交互效應分析結果為更加清晰地揭示LMX質量高低對工作屬性和工作家庭沖突之關系的調節(jié)作用，研究者采用Aiken等所建議的程序對表2中的兩組交互效應展開進一步分析倉U。分別根據(jù)LMX和工作要求的分數(shù)，以平均數(shù)為基準將被試分為三組。高于平均數(shù)一個標準差的為高分組，低于平均數(shù)一個標準差的為低分組，二者之間的為中間組。分別估計當LMX處于高（M+1SD）、中（M）、低（M-1SD）三種不同水平時，工作要求和工作家庭沖突的關系。分析結果如圖1、2所示。庭家擾浸作一97.5.3J.92272.52.32,1、庭家擾浸作一97.5.3J.92272.52.32,1、rtIF中工作要求圖1LMX對工作要求與工作浸擾家庭的關系之調節(jié)作用從圖1可以看出，當LMX質量較低時，在低、中、高三種不同水平的工作要求上，工作浸擾家庭都較高LMX質量的提高，工作要求對（在5點量表中的平均得分都超過3分）。其中，以工作要求較高時，得分最高；工作要求較低時次之；中等程度的工作要求，得分相對最小。隨著工作浸擾家庭的影響逐漸減弱。在變化程度上，以較高或較低的工作要求最為顯著，中等程度的工作要求對工作浸擾家庭的影響隨LMXLMX質量的提高，工作要求對作工擾浸庭家中作工擾浸庭家工作要求圖2LMX對工作要求與家庭浸擾工作的關系之調節(jié)作用從圖2可以看出，當LMX質量較低時，工作要求越低，家庭浸擾工作越嚴重。隨著LMX質量的提高，工作要求對家庭浸擾工作的影響逐漸減弱，工作要求越低，減弱越明顯，較高的工作要求對家庭浸擾工作的影響隨LMX質量的提高而降低不太顯著。從圖中還可以發(fā)現(xiàn)，當LMX的質量處于中等程度時，面臨不同工作要求的員工在家庭浸擾工作上的差異較小。討論4.1關于控制變量的討論從本文的統(tǒng)計分析結果可以發(fā)現(xiàn)：教育程度對工作浸擾家庭的預測作用在四個模型里都顯著或邊緣顯著?？赡艿慕忉屖?，隨著所受教育程度的提高，員工對事業(yè)成就的追求可能越高，因而，工作投入程度可能越高，造成工作浸擾家庭的結果。與此相反，教育程度對家庭浸擾工作的預測作用在所有模型里均不顯著，說明隨著受教育程度的提高，員工更加關注事業(yè)，不愿意因為家庭瑣事而影響自己的工作。有趣的是，無論工作浸擾家庭還是家庭浸擾工作，性別的預測作用均不顯著。研究者對工作家庭沖突的平均數(shù)所進行的獨立樣本T檢驗結果亦顯示，工作浸擾家庭與家庭浸擾工作的性別差異均不顯著。這個結果與劉永強等人的研究及Izraeli對以色列男性和女性管理者的研究結果一致的22：，但與，Higgins等人及Anderson等人的結果不同⑵1：。，4.2關于主效應的討論本研究表明，工作屬性的三個成分和LMX對工作浸擾家庭的預測作用均顯著。工作要求的預測作用為正，說明工作要求越高，員工需要在工作方面投入得越多，導致工作浸擾家庭。相反，技能決定、決策自主和LMX的預測作用均為負，說明員工的工作技能越高，決策自主權越大，和領導者的關系越融洽，那么員工工作起來就如魚得水，游刃有余，不會因為工作的原因而影響家庭生活。在預測家庭浸擾工作方面，技能決定和LMX的預測作用均顯著，方向為負，決策自主的預測作用也達到邊緣顯著?？赡艿脑蚴牵瑔T工的工作技能越高，所得到的來自領導者的理解和支持越多，其工作決策的靈活性越大，個體因為家庭事務而影響本職工作的程度就越小，即家庭浸擾工作的消極影響就越弱。研究還發(fā)現(xiàn)，工作要求對家庭浸擾工作的預測作用不顯著。4.3關于交互效應的討論本研究結果顯示，工作要求和LMX的交互效應對工作家庭沖突的兩個成分預測作用顯著或邊緣顯著，這表明LMX能夠調節(jié)工作要求對工作家庭沖突的影響。在工作浸擾家庭方面，交互效應的結果提示我們，不管面對何種程度的工作要求，工作浸擾家庭都隨著LMX質量的提高而降低。在LMX質量不變的情況下，可以通過調整工作要求來平衡工作浸擾家庭。具體做法是，當LMX質量較低時，要平衡工作浸擾家庭，向員工提出中等程度的工作要求最為適宜；當LMX質量較高時，降低工作要求可以平衡工作浸擾家庭。KarenKorabik等人在總結前人研究成果的基礎上提出，較低的工作支持（較低的領導者和同事的支持、較少的家庭一友好政策）和較高的工作需求（較長的工作時間、較高的工作負荷和工作投入）將導致較高的工作浸擾家庭[24]。本文的研究發(fā)現(xiàn)在一定程度上證明了他們的推論。在家庭浸擾工作方面，交互效應的結果提示我們，不管面對何種程度的工作要求，家庭浸擾工作都隨著LMX質量的提高而降低。在LMX質量不變的情況下，可以通過調整工作要求來平衡家庭浸擾工作。具體做法是，當LMX質量較低時，要平衡家庭浸擾工作，最佳策略是適當提高工作要求；相反，當LMX質量較高時，要平衡家庭浸擾工作，最佳策略是降低工作要求。4.4本研究的貢獻與局限本文的研究結果，驗證了權變管理的觀點。對LMX、工作要求和工作家庭沖突三者之間的關系，應該采取一種權變的態(tài)度：當LMX質量較高時，員工可能已經“不待揚鞭自奮蹄”，過分提高對他們的工作要求，只會導致其工作家庭沖突（此時可能出現(xiàn)兩種情況：要么員工因傾心工作而無暇兼顧家庭事務，工作浸擾家庭上升；要么員工因家庭事務分心而不能完成工作任務，家庭浸擾工作上升）；當LMX質量較低時，過低的工作要求只會導致員工工作怠慢，此時適當提高工作要求有助于平衡工作家庭沖突。在工作要求既定的情況下，平衡工作家庭沖突的策略是提高LMX的質量。本研究的理論貢獻是，通過實證的方法，在中國文化背景中證明了管理的權變理論，揭示了LMX對工作要求與工作家庭沖突關系的調節(jié)作用。其實踐意義在于，為管理實踐提出了具體的參考性建議。本研究的主要局限是，被試來源于某大型企業(yè)，采用橫斷設計和自我報告的形式（Thomas和Ganste噌指出，這是工作-家庭關系研究領域中普遍存在的問題網）收集數(shù)據(jù)，難免會存在方法本身所帶來的實驗誤差。未來的研究需要通過多種途徑來來獲得多方面的數(shù)據(jù)開展縱向研究，最大限度地減少方法誤差。5結論本研究的主要結論為：第一，工作要求、技能決定、決策自主和LMX都是工作浸擾家庭的有效預測因子，技能決定、決策自主和LMX還對家庭浸擾工作具有跨效標的預測力，工作要求對家庭浸擾工作的預測作用不顯著；第二，LMX能夠調節(jié)由工作要求引起的工作家庭沖突（工作浸擾家庭或家庭浸擾工作）；對技能決定及決策自主與工作家庭沖突各成分之間的關系，LMX的調節(jié)作用在本研究中沒有達到顯著水平；第三，本研究的結果支持了管理的權變理論，需要以一種權變的觀點來看待LMX、工作要求和工作家庭沖突的關系；最后，研究還發(fā)現(xiàn)，工作浸擾家庭隨著個體受教育程度的提高而上升；工作家庭沖突的性別差異在本研究中不顯著。參考文獻1Anderson,SE.,Coffey,BS.&Byerly,RT.Formalorganizationalinitiativesandinformalworkplacepractices:Linkstowork-familyconflictandjob-relatedoutcomes.JournalofManagement,2002,28（6）:787-810.2劉永強，趙曙明.工作一家庭沖突的影響因素及其組織行為后果的實證研究.南京社會科學,2006,5:1-9.GreenhausJH,BeutellNJ.SourcesofConflictbetweenWorkandFamilyRoles.TheAcademyofManagementReview,1985,10（1）:76-88.FroneMR,RussellM,CooperML.AntecedentsandOutcomesofWork-FamilyConflict:TestingaModeloftheWork-FamilyInterface.Journalofappliedpsychology,1992,77(1):65-78.HigginsCA,DuxburyLE.Work-familyconflictindual-careervamily.OrganizationalBehaviorandHumanDecisionProcesses,1992,51⑴:5175O'DriscollMP,IlgenDR,HildrethK.TimeDevotedtoJobandOff-JobActivities,InterroleConflict,andAffectiveExperiences.Journalofappliedpsychology,1992,77(3):272-279.Eby,L.T.,Casper,WT.,Lockwood,A.,etal.WorkandfamilyresearchinIO/OB:Contentanalysisandreviewoftheliterature(1980-2002).JournalofVocationalBehavior.2005,66:124-197.8李超平、時堪、羅正學等.醫(yī)護人員工作家庭沖突與工作倦怠的關系.中國心理衛(wèi)生雜志,2003,12:807-809。9陸佳芳、時堪、Lawler,JJ.工作家庭沖突的初步研究.應用心理學,2002,2:45-50.KarasekRA.Jobdemands,jobdecisionlatitude,andmentalstrain:Implicationsforjobredesign.AdministrativeScienceQuarterly.1979,24:285-308.YanLing,GaryNPowell.Work-familyConflictinContemporaryChinaBeyondanAmerican-basedModel.InternationalJournalofCrossCulturalManagement,2001,3:357-373.12黃光國.人情與面子：中國人的權力游戲.見黃光國,胡先縉.面子：中國人的權力游戲.北京：中國人民大學出版社，2004.1-39.GraenGB.Role-makingprocesseswithincomplexorganizations.InDunnetteMD(Ed.),Handbookofindustrialandorganizationalpsychology.Chicago:RandMcNally,1976.1201-1245.LidenRC,SarroweRT,etal.Leader-memberexchangetheory:Thepastandpotentialforthefuture.ResearchinPersonnelandHumanResourcesManagement,1997,15:47-119.LidenRC,MaslynJM.Multidimensionalityofleader-memberexchange:Anempiricalassessemtthroughscaledeve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