工作-家庭促进对职业女性主观幸福感的影响——基于中国样本的分析

严标宾， 林 知， 邓 珊， 张 艳

(1.华南理工大学工商管理学院，广州 510640；2.广东外语外贸大学国际工商管理学院，广州 510006)

一直以来，学者们对工作-家庭关系的研究大多集中在消极方面，关注两方面内容：(1)工作与家庭相互冲突和干扰．例如，Kahn等[1]认为工作和家庭两方面的压力在某些方面是不可调和的，从而产生一种角色交互冲突；Greenhaus和Beutell[2]也支持这一观点，认为参与工作(家庭)角色就会使得参与家庭(工作)角色变得更加困难；Frone等[3]则认为，工作与家庭是相互影响的，既有工作对家庭的干扰，也有家庭对工作的干扰．李国伟[4]也得出了类似的结论．(2)工作与家庭的冲突关系带来消极的情绪，影响工作满意度和工作绩效．如房颖[5]发现，工作-家庭冲突和家庭-工作冲突对员工的工作满意度有显著的影响；周春淼和郝兴昌[6]指出，工作干涉家庭和家庭干涉工作对生活满意度有显著预测作用，呈显著负相关．钟亦鸣[7]发现工作—家庭冲突对工作绩效有显著的影响．

然而，随着对工作与家庭关系的深入研究，越来越多的学者质疑工作与家庭相互冲突的结论，后者认为工作与家庭之间存在一种相互促进的关系,个体在某一角色活动中收获的情感、价值观、技能或者行为都能在工作与家庭间进行积极渗溢，并且这种渗溢的方向是双向进行的[8]．其实，Staines[9]的研究表明，在工作环境中发生的事情与家庭环境中发生的事情有相似性，个体对自己工作的感觉是其对整个生活感觉的一部分．在此基础上，Greenhaus和 Powell[10]进一步构建了一个工作-家庭促进的理论模型,假设工作或家庭产生资源的促进作用，并提出了工作家庭促进的2条机制——工具性途径和情感性途径，前者指角色A的资源可以直接转移到角色B中，进而促进B的工作绩效；后者指通过产生的资源，提高角色A自身的积极情感，进一步提高角色B的工作绩效和正面情绪．张伶等[11]也发现工作-家庭促进能够有效降低员工的工作抑郁．

进一步研究发现，工作家庭不仅是相互促进、相互溢出的，而且经常作为一个整体的影响因素，产生积极的效果．Higgins和Duxburg[12]认为：工作家庭的溢出不仅产生积极的效果，还会带来消极的效果.积极的溢出会对工作或者家庭产生积极情感，从而增强个人的主观幸福感．Grzywacz和Marks[13]的研究表明，工作家庭之间的积极溢出与决策权力、家庭支持等正面因素有较大的相关性，而消极溢出则与工作压力、家庭矛盾等消极因素较多相关．Barnett和Hyde[14]提出一种助长理论，指出个人参与多个不同的角色会有益于他们的健康和提高个体的主观幸福感(SWB)．Wayne等[15]进一步指出：通过工作或家庭角色，个人收获积极的资源可以整体提升家族系统的运作．

考虑到目前职业女性在我国社会发展中扮演着越来越重要的角色的同时受到我国传统价值观影响，职业女性承载了更多的家庭和工作双重压力，对她们而言，最幸福的事情莫过于同时收获成功的事业和美满的家庭．因此，将职业女性作为研究对象，考察其工作-家庭促进与主观幸福感(SWB)二者的关系显得非常有意义．基于上述综述，提出本研究的第1个、第2个假设：

假设1：职业女性工作对家庭的促进与家庭对工作的促进正相关．

假设2：职业女性工作家庭相互促进能提升其主观幸福感．

工作家庭关系受到多个因素的综合影响，例如个体、周围环境和时间特征等，工作家庭关系反映了个人和环境之间适当的匹配．Frone等[3]表明：由于受到配偶、家庭、同事、上司的支持等，人和环境的积极作用较高，工作家庭的积极溢出也会较明显．通常情况下，工作或家庭占有资源的比例是导致工作家庭积极溢出的重要因素．另外，郑雪等[16]对主观幸福感的研究发现，诸如经济状况、性别、年龄、工作特征和婚姻状况等都会对主观幸福感产生影响．

为此，提出本研究的第3个假设：

假设3：年龄、受教育程度和婚姻状况等人口统计学变量会影响工作家庭促进与主观幸福感的关系，即人口统计学变量充当了一种调节效应．

1 研究方法

1.1 研究对象

本研究选取广州、深圳、汕头、肇庆、佛山和惠州等地的职业女性作为样本来源，以2种方式实施调查．第1种调查采用滚雪球的方式邀请职业女性参与访谈及问卷调查，名单以作者熟悉的职业女性开始，并经由这些女性推荐产生，共发放问卷105份，回收有效问卷92份，问卷有效回收率为87.62%．之所以采用此种方式是基于滚雪球方式具有样本方便取得、容易获得有意义的受访者的优点．需要说明的是，由于随机抽样在现实调查中的困难性，此方法不是随机抽样，是问卷调查常用的一种抽样方法[17]．第2种调查采用整体抽样产生，共发放问卷100份，回收95份，有效数据87份．样本的基本信息可以参照表5、表6．

1.2 研究工具

1.2.1 工作-家庭促进问卷 工作-家庭促进由2个维度构成，分别是工作对家庭的促进和家庭对工作的促进．前者采用Carlson(2006)测量量表[18]，包含发展促进、情感促进和心理资本促进3个维度，共7个题目；后者采用唐汉瑛[19]自编的工作家庭增益量表，共7个项目，包括发展促进、情感促进和效率促进等3个维度．本次测量中，职业女性工作对家庭的促进量表的3个因子“发展促进”、“情感促进”、“心理资本促进”的α系数分别为0.94、0.95、0.89；家庭对工作促进量表的3个因子“发展促进”、“情感促进”、“效率促进”的α系数分别为0.95、0.90和0.88．

1.2.2 主观幸福感测量 参照姚春生等[20]翻译的幸福感指数量表(Index of well-being)，将职业女性的主观幸福感分为总体情感指数、家庭幸福感和工作幸福感等3个维度，分别由7个、1个和2个项目组成．主观幸福感指标由这3个维度总分相加得到．本次测量中，主观幸福感总量表的α系数为0.94．

量表中，加入了个人的基本信息，包括年龄、教育程度、婚姻状况、孩子年龄、职业类型和工作年限等．数据采用SPSS16.0软件包进行数据处理与分析．

2 结果与分析

2.1 职业女性工作家庭相互促进、主观幸福感描述

为了掌握职业女性在工作促进家庭、家庭促进工作，以及主观幸福感的基本状况，分析了这几个维度上的平均数和标准差(表1)．所有量表都是五点评分，结果表明，除家庭幸福感维度外，其他各维度上的平均得分都较高．为下一步的分析奠定了重要的基础．

表1 职业女性工作对家庭促进、家庭对工作促进、主观幸福感的描述分析Table 1 Descriptive analysis of professional women work-to-family facilitation, family-to-work facilitation and SWB

2.2 职业女性工作家庭相互促进与主观幸福感的关系分析

为检验假设1，首先分析了职业女性的工作对家庭促进与家庭对工作促进这2个因素的相关．结果发现，无论是总体水平上，还是在它的3个维度上，两者都表现出适度的正相关(表2)．这一结果支持了假设1，即职业女性工作对家庭的促进与家庭对工作的促进是相互积极渗溢的．

表2职业女性工作对家庭促进与家庭对工作促进的Pearson相关

Table 2 Pearson correlation analysis of professional women work-to-family facilitation to family-to-work facilitation

工作对家庭促进家庭对工作促进发展促进情感促进效率促进总的家庭对工作促进发展促进0.56***0.63***0.52***0.63***情感促进0.58***0.58***0.43***0.59***心理资本促进0.43***0.67***0.51***0.57***总的工作对家庭促进0.59***0.70***0.55***0.67***

注： *表示P<0.05；**表示P<0.01；***表示P<0.001；下同．

为了检验假设2，通过相关分析和回归分析考察了工作对家庭促进、家庭对工作促进、主观幸福感的关系．相关分析发现，主观幸福感与工作对家庭促进的相关为0.59，与家庭对工作促进的相关为0.62,均是中度正相关．进一步分析发现，除家庭幸福感与工作对家庭促进及其3个维度的相关比较低外(分别为0.34、0.34、0.24、0.35)，主观幸福感(及其他2个维度)与工作家庭促进各维度均具有中度正相关(表3)．对主观幸福感产生影响的因素只有家庭对工作促进的“情感促进”变量和工作对家庭促进的“发展促进”变量，前者解释了主观幸福感变异的37.5%，后者在此基础上增加了5.3%的解释量(表4)．说明职业女性的主观幸福感主要受到家庭对工作促进因素的影响．这一结果部分支持了假设2．

2.3 人口统计学变量对工作家庭促进与主观幸福感关系的影响

为了检验假设3，首先分析了职业女性工作-家庭促进，以及主观幸福感在人口学统计变量上的差异．结果发现，工作对家庭促进在受教育程度和职业类型这2个维度上表现出差异；家庭对工作促进则在工作年限和婚姻状况这2个维度上表现出差异(表5)．不过，婚姻状况的离异和丧偶状态的样本量较小，可能降低这一结果的可信性．主观幸福感则在受教育程度、婚姻状况、职业类型和工作年限等4个因素上表现出显著差异(表6)．进一步分析发现，教育程度越高，主观幸福感越强；已婚职业女性比未婚、丧偶、离异的职业女性主观幸福感强；较之其他职业，女性教师的主观幸福感得分最高；工作年限在2年以下的职业女性，对于主观幸福感的感受也十分强烈．

表3 职业女性工作对家庭促进、家庭对工作促进与主观幸福感的Pearson相关Table 3 Pearson correlation analysis of professional women work-to-family facilitation, family-to-work facilitation to SWB

表4 职业女性工作家庭促进对主观幸福感的回归分析Table 4 Regression analysis of professional women work-family facilitation to SWB

注：β为标准化回归系数，下同.

表5 工作对家庭促进、家庭对工作促进的人口统计学差异性分析Table 5 One-way ANOVA for work-to-family facilitation, family-to-work facilitation

表6 主观幸福感的人口统计学差异性分析Table 6 One-way ANOVA for SWB

在此基础上，结合表4的内容，分析了人口统计学变量的调节效应[21]，结果发现(表7)，第2步中回归系数0.237(t=2.792,P=0.006)、-0.271(t=-3.129,P=0.002)显著.R2的变化只有0.034，显著．因此，人口统计学变量产生调节作用，但其调节效应不大．这一结论部分支持假设3．

根据上述分析，构建了工作-家庭促进对主观幸福感影响的结构模型，并用LISREL8.30进行分析，其路径图结果见图1．如图所示，工作对家庭的促进显著影响了主观幸福感(β=0.39,P<0.01);家庭对工作的促进也对主观幸福感产生了显著影响(β=-0.35,P<0.01).假设2得到验证.

表7 人口统计学变量的调节效应分析Table 7 The moderation effect analysis of demographic variables

注：df=24，x2=122，x2/df=5，CFI=0.95，NFI=0.94，NNFI=0.92，IFI=0.915，RMSEA=0.08

3 讨论

本文的研究对象取职业女性的狭义范畴，包括普通员工、管理人员和技术人员等各种行业的工作者．其特点主要有：文化层次较高，主体意识较强，经济较为稳定．正因为考虑这些因素，以及受现实操作条件的制约，本文只抽取了179名有效被试．

首先，本研究发现(表1)，总体上来看，职业女性工作促进家庭、家庭促进工作、主观幸福感等得分都高于平均值．然而，家庭幸福感(2.2分)和工作幸福感(3.5分)得分比较低，总体情感指数则得分较高(4.96分)．我们认为，一个重要的因素是因为，总体情感指数侧重于关注情绪层面的判断，而工作幸福感与家庭幸福感则更偏重于认知层面的判断，这一结果再一次证明幸福感包括认知和情感2个维度的观点[16]．不仅如此，工作与家庭相互促进，也有相互冲突的影响，因此，工作家庭促进是对工作家庭冲突研究的重要补充．这也从侧面证明了本研究的意义．

另外，由于主观幸福感作为一种整体的判断指标，包括情感、认知两方面的内容[22]，所以在后面的相关分析和回归分析时，仍然采用主观幸福感的指标．

其次，本研究还发现，工作对家庭的促进的维度与家庭对工作的促进的维度两两中度正相关显著．这表明两者是相互积极渗溢的．这一研究发现支持渗溢理论的观点，个体参与活动获得的正面情感、价值观或行为均可以促进工作和家庭之间的溢出，并且积极渗透溢出方向是双向进行的．也说明，对于职业女性来说，家庭和事业都非常重要，两者相互影响，不能偏颇．

再次，相关分析发现，主观幸福感(及总体情感指数、工作幸福感两个维度)与工作家庭促进各维度具有中度正相关．这确实如Higgins和Duxbury[23]指出的，积极的溢出会从多方面影响个体的工作或家庭的积极情感，从而提高工作或家庭的高效率和满意度；可以减少工作压力、家庭矛盾等，进而提高幸福感[13]．同时也支持了其他一些学者的研究．如Barnett和Hyde[14]发现工作角色会提升幸福感．Sieber[24]、Geurts等[25]得出了同样的结论，后者认为这可能得益于工作过程中获得了某种资源或支持．

然而，进一步的回归分析却发现，对主观幸福感产生影响的因素只有家庭对工作促进的“情感促进”变量和工作对家庭促进的“发展促进”变量，前者解释了主观幸福感变异的37.5%，后者在此基础上增加了5.3%的解释量(表4)．这是一个非常有趣的发现．这表明，虽然目前越来越多的女性步入职场，并在工作上取得了重要的成就，这些成就确实提升了其幸福感，但是对于她们来说，能够提升其幸福感的因素仍然以家庭的情感促进为主．换句话说，家庭对于女性的意义仍然高于男性．这一结果与Greenhaus和Beutell[2]的观点不谋而合．

我们认为，这一结果的背后折射出我国职业女性价值观的重要变迁，具有显著的社会意义．学者们认为，这种变迁大致经历了3个阶段的变化：第一阶段，“以夫为贵，以子为尊”、“男主外，女主内”的价值取向．这种取向主要受到封建伦理和道德规范潜移默化地形成的，如男强女弱、男尊女卑、男主女从等，女性“未嫁从父，既嫁从夫，夫死从子”；“尽女孝，行妇顺，执妻职，为母贤”等，迫使女性被动地遵循这种传统，成为男性的附属品，活动天地局限于家庭之内，终身为家庭、为男性服务[26]．第二阶段，价值观的多元化倾向．有研究者指出，改革开放扩展了女性的生存发展空间，也给女性带来了机遇和挑战，中国女性的价值观取向也随着发生了深刻的变化，呈现如下特点[27]：(1)价值取向多元化；(2)思维方式的开放性；(3)价值取向功利化；(4)自我意识凸显；(5)负重爬坡的竞争价值取向．中国女性在社会上和家庭中越来越多地要求自主和平等，努力追求自我价值的实现．第三阶段，女性价值观复归．近年来当代知识女性价值观念复归的倾向比较明显[28]．薛亚利和李忠明[29]对现代都市职业女性的研究也指出，贤妻良母依然是衡量女性和完善女性的价值标准．显然，我国传统文化赋予女性重要的家庭角色的价值观仍然还具有较强的影响力．

事实上，我国职业女性的价值观仍然处在转型期．虽然越来越多的女性走出家庭，进入职场，我国女性原有的主导价值观不再占有统治地位，但是，面对社会造就的“男强女弱”的客观现实以及传统的性别歧视，女性在竞争中仍然面临着严峻的挑战．并且，适应这种挑战的新的价值观还没有成型，因此，在未来的很长时间，家庭情感在我国职业女性心目中的地位仍超越工作成就，“事业成功的女性，往往以牺牲家庭为代价；事业成功的男人背后却必定有一个温柔贤淑的女性”等描述也仍然被人们认可．

最后，本研究还发现，工作-家庭促进、主观幸福感受到教育程度、婚姻状况等人口统计学变量的影响，不过，人口统计学变量在工作-家庭促进与主观幸福感的关系中起到微弱的调节作用．这一结果间接支持上述的研究结论，即职业女性的主观幸福感主要受到家庭对工作促进中的“情感促进”的影响．结构方程构建的模型较好地呈现了工作-家庭促进对主观幸福感的影响路径，但是我们发现有2个拟合指数不太理想，即x2/df=5和RMSEA=0.08．我们认为，之所以出现这一结果，是因为样本容量还有待扩充．考虑到“滚雪球”取样的难度，我们认为这一结果仍然可以接受．

依据上述研究结果，可得出以下几点结论：

第一，职业女性工作对家庭的促进与家庭对工作的促进中度正相关，两者互溢．

第二，职业女性工作家庭促进影响其主观幸福感，但家庭对工作促进的“情感促进”变量起最主要的作用．

第三，在职业女性工作家庭促进影响主观幸福感的关系中，人口统计学变量起到微弱的调节作用．

必须指出的是，尽管本研究得出了一些有价值的结论，但由于自身资源的约束和经验的不足，仍存在以下几点局限性:(1)研究成果推广的局限性．本研究的调查对象仅限于广东地区的职业女性，本文的结论并不能代表全国范围的职业女性，因为全国范围的职业女性处在不同的经济环境、文化背景下，她们对待工作与家庭的态度有较大的差异性．(2)数据收集方法的局限性．本研究主要采用问卷调查的形式对职业女性本人的相关信息进行资料的采集，没有对其配偶、父母等家人进行访谈，因此在一定程度上可能会出现自我评价偏高的问题，影响数据的有效性和准确性．(3)个人特征变量的局限性．职业女性除受教育程度、婚姻状况和职业类型等方面的影响外，还有可能受到自身价值观和人格特征的影响，同时家庭成员(父母、子女、配偶等)对职业女性的影响也不容忽视，这需要通过更深入的研究才能得到进一步验证．另外，已婚与未婚的职业女性(甚至是否有小孩、小孩年龄情况不同等)在这些关系上的表现也可能存在一些差异．这些正是下一步研究要努力的方向．

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