工作属性和工作家庭冲突：LMX的调节作用

工作属性和工作家庭冲突：LMX勺调节作用1,21曾垂凯时勘1中国科学院研究生院管理学院，北京（100080）2沈阳师范大学管理学院，沈阳（110034）摘要本研究旨在考察领导者-成员交换（LMX）在工作属性与工作家庭冲突之间勺调节作用。对526名企业员工的研究显示，在控制了人口统计学变量之后，①工作属性的三个成分（工作要求、技能决定和决策自主）和LMX对工作浸扰家庭的主效应均显著；技能决定与LMX对家庭浸扰工作主效应显著，工作要求与决策自主对家庭浸扰工作的主效应不显著或边缘显著；②工作要求和LMX对工作浸扰家庭的交互效应达到边缘显著，对家庭浸扰工作的交互效应显著，这个结果表明，LMX对工作属性与工作家庭冲突的关系具有调节作用。③本研究的结果支持了管理的权变理论，需要以一种权变的观点来看待LMX工作要求和工作家庭冲突的关系。关键词：工作属性；工作家庭冲突；领导者-成员交换（LMX）；调节作用1引言随着越来越多的女性由家庭走向职场和越来越多的男性开始承担家庭责任，工作和家庭彼此依赖的关系不断增强，越来越多的人们不得不同时承担来自工作和家庭生活方面的多重角色。在这种背景下，很多组织行为学和人力资源管理领域的学者开始将研究视角转向工作和家庭生活的交互作用领域，开展工作-家庭关系的研究。其中，工作家庭冲突（是研究热点之work-familyconflict）一。工作与家庭能否达成平衡成为关涉人们生活幸福与家庭和谐的关键因素［1，2］工作-家庭冲突是当来自工作和家庭两方面的压力在某些方面难以调和时产生的一种角色交互冲突。冏。Greenhaus等人认为，工作家庭冲突包括两个层面：因工作方面的要求而产生的工作-家庭冲突，即由于工作任务或工作需要使得个体难以尽到对家庭的责任，亦称“工作侵扰家庭”（workinterferencewithfamily）；因家庭方面的需要而产生的家庭-工作冲突，即因为家庭负担过重而影响工作任务的完成，亦称“家庭侵扰工作”familyinterferencewithwork）［3,4］工作-家庭冲突给员工和管理者的生活和工作带来的负面影响较多。譬如，它使个体产生紧张和压抑，情绪低落，家庭及生活满意度下降，主观幸福感低落［4］；在工作中，会造成士气低落、迟到、旷工、离职、工作倦怠、工作满意度和组织承诺降低等现象［5,6］。已有的文献一致表明，工作一家庭冲突与员工的工作压力相关。Eby等人通过内容分析和文献回顾揭示，员工的工作-家庭冲突与其工作压力正相关［7］。李超平等对医护工作者的研究［8］陆佳芳等对银行职员、科研单位和高新技术企业工作者的研究［9］，刘永强、赵曙明对MBA学员的研究都一致发现［2］，员工的工作压力与他们的工作-家庭冲突正相关。Karasek的经典研究表明，工作压力来源于工作本身所包含的两个关键属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员工所从事的工作任务的数量和困难程度的因素，即压力源，如工作负荷、角色冲突以及问题解决要求等；而工作控制则反映了员工能够对工作行为施加影响的程度，它主要表现在员工的技能水平和决策幅度两个方面。Karasek认为，工作压力既不单独取决于工作要求，也不单独取决于工作控制，而是二者共同作用的结果［io］。Frone等人通过实证研究发现，工作负荷与责任、工作自主性缺乏及角色模糊等工作压力源与工作一家庭冲突呈正相关［4］。基于这些研究成果，我们有理由相信，工作要求、技能决定和决策自主等工作属性能够有效预测员工的工作家庭冲突。YanLing和GaryNPowell用西方的模型研究了当代中国工薪家庭成员所遭遇的工作家庭冲突。研究发现，在工作家庭冲突的前因变量中，“工作中的人际关系需求”是中国文化不同于西方（美国）文化的一种独特的工作角色需求［11］。良好的人际关系在中国文化中具有特殊的重要性。黄光国的“人情与面子”理论指出，当资源分配者与请托者的关系属于情感性关系时，资源分配者会以“各尽其能，各取所需”的方式与资源请托者进行社会交易；而当二者的关系属于工具性关系时，双方都会以“公平法则”公事公办地与对方交往，即在彼此认为“公平”的情况下交易［12］。在工作场所中，资源的分配通常由领导者决定，可以推论，员工工作中最重要的人际关系莫过于其与领导者的关系。领导者-成员关系（LMX,Leader-MemberExchange）被定义为员工与其上级之间交换关系的质量［13］。其核心思想是：领导者与其下属在工作场所中所结成的关系性质，决定着领导者与下属之间交换的生理或心理努力、物质资源、信息及生活支持的数量等［14］。高质量的LMX代表领导者与其下属之间相互的信任、忠诚、专业性尊重、资源支持和贡献性行为，而低质量的LMX则伴随这些方面的匮乏［15］。已有的研究显示，员工与领导者良好的关系和较低的工作压力水平相关［16］。来自领导者的支持，特别是情感方面的支持，会减轻员工的工作压力。个体对领导者支持的感知与其对自己工作和家庭事务的控制感呈正相关，并由此与较低的工作-家庭冲突水平相联系［17］。基于上述分析，我们提出以下的研究假设：H1:工作属性与工作家庭冲突显著相关；H2：LMX在工作属性与工作家庭冲突之间起调节作用。2被试与方法2.1被试研究者在某大型企业发放问卷550份，收回有效问卷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；年龄分布：24岁以下的61人（11.6%），25至34岁249人（47.3%），35岁至44岁143人（27.2%），45岁至54岁61人（11.6%），55岁以上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%），大专172人（32.7%）,本科246人（46.8%），硕士以上15人（2.9%）,未填2人。2.2测量工作属性：采用KarasekRA.的工作要求一决策自主问卷。它包括工作要求、技能决定和决策自主三个分量表，分别包含7、4、4个项目［10］。问卷项目呈现形式为5点利克特量表，1代表“非常小”，5代表“非常大”。工作要求的得分越高表示员工的工作负荷和时间压力越高；技能决定和决策自主的得分越高表示工作控制力越大。工作家庭冲突：采用Gutek等人编制，Carlson和Perrewe补充的工作家庭冲突问卷昭。问卷包括工作侵扰家庭和家庭侵扰工作两个分量表，各包含6个项目。采用5点计分，1代表“完全同意”，5代表“完全不同意”。对所有项目反向记分后，得分越高表示冲突程度越高。LMX:采用Hui等翻译的Scandura和Graen编制的LMX7叫2。］。该量表共包括7个项目，采用5点计分，1代表“非常不同意”，5代表“非常同意”。LMX分数越高表示领导者与其下属的关系越好。本研究中，上述各量表的内部一致性系数（a系数）见表1。可见，本研究除个别量表信度偏低之外（技能决定定.61）,其余量表的内部一致性系数均在.70以上，符合测量学的要求。调查时还获取了被试的一般人口统计学资料。所有调查问卷由该公司人力资源部统一发放给各抽样部门，由被试匿名填写，三天之内回收。结果3.1研究变量的描述统计结果本研究采用SPSS13.0处理数据，各研究变量的描述性统计分析结果见表1。表1研究变量的描述性统计结果（n=526）变量MSDr123456789101性别NANA—2年龄2.45.92-.06—3婚姻状况NANA.08.52**—4教育程度6**32**-.13**—.785工作要求3.37.59-.01-.05-.04.18**6技能决定3.36.58-.06-.05.04.11*.17**.617决策自主3.17.68-.12**.02.04.05.07.39**.798工作浸扰家庭1.03.03.10*.42**-.07-.15**.849家庭浸扰工作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表示不适用广**P<0.01,*P<0.05;对角线上的粗体数字是各研究变量在本研究中的内部一致性系数，“一”表示无法计算该项指标。工作要求与工作浸扰家庭由表1可知，工作属性的各子成分与工作家庭冲突相关显著的是:工作要求与工作浸扰家庭正相关，技能决定与家庭浸扰工作负相关，决策自主与工作浸扰家庭及家庭浸扰工作均负相关。这个结果验证了研究假设1。同时可见，除工作要求外，LMX与工作属性及工作家庭冲突的各子成分都相关显著。3.2调节回归分析结果研究者以工作属性为自变量，分别以工作家庭冲突的两个子成分（工作浸扰家庭和家庭浸扰工作）为因变量，进行多层回归分析。各变量进入回归模型的程序是：人口统计学变量作为控制变量第一步进入，自变量的主效应第二步进入，调节变量LMX的主效应第三步进入，自变量和调节变量的各交互效应项第四步进入。在这里，为消除变量间共线性的消极影响，采用Aiken和West的建议幻，将自变量和调节变量做中心化变换（即变量减去其均值）之后再相乘得到各交互效应项。多层回归分析的结果见表2。表2LMX对工作属性与工作家庭冲突的调节作用分析结果（n=526）工作浸扰冢庭冢庭浸扰工作第一步控制变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别-.04-.04-.05-.05-.04-.06-.07-.07年龄.06.05.02.02.10?.09?.07.06婚姻状况.01.03.05.05-.11*-.09?-.08-.07教育程度.14**.08?.08?.07?.03.05.05.04第二步自变量工作要求45***.44***45***.01.01.02技能决定-.10*-.05-.05-.14**-.09?-.08决策自主15***-.11*-.11**-.09?-.05-.04第二步调节变量LMX22***22***.24***-26***第四步交互作用项工作要求XLMX.07?.12**技能决定XLMX.05-.03决策自主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）来看,从上表可见，在工作浸扰家庭万面，从各模型的万差变化（?控制变量的预测效应达到边缘显著，自变量和调节变量的主效应都显著，交互效应不显著。具体而言，在控制变量中，受教育程度对工作浸扰家庭的标准回归系数在模型一达到显著水平，在其他模型中均为边缘显著；其余控制变量在各模型中都不显著。在控制了人口统计学变量后，工作属性的三个子成分主效应均显著，其中，工作要求的预测作用是正向的，技能决定和决策自主均为负向的（模型二）。LMX的主效应显著，标准回归系数为负（模型三）。工作要求和LMX的交互效应达到边缘显著水平，技能决定及决策自主和LMX的交互效应都不显著（模型四）。在家庭浸扰工作方面，除模型一外，其他三个回归模型都是显著的，且各步的？R2均显著。这表明后三个模型中的各预测变量与因变量有明显的线性关系，并且变量的每一次进入都能有效导致模型整体解释力的提高。具体而言，年龄对家庭浸扰工作的标准回归系数在模型一和模型二达到边缘显著水平；婚姻状况在模型一显著，在模型二边缘显著；性别和教育程度在所有模型中都不显著。在控制了人口统计学变量后，工作要求的主效应不显著；技能决定和决策自主分别达到显著和边缘显著，方向为负（模型二）。LMX的主效应显著，方向为负（模型三）。工作要求和LMX的交互效应显著，技能决定及决策自主和LMX的交互效应均不显著（模型四）。综合上述结果，研究假设2得到了验证。3.3调节作用的交互效应分析结果为更加清晰地揭示LMX质量高低对工作属性和工作家庭冲突之关系的调节作用，研究者采用Aiken等所建议的程序对表2中的两组交互效应展开进一步分析仓U。分别根据LMX和工作要求的分数，以平均数为基准将被试分为三组。高于平均数一个标准差的为高分组，低于平均数一个标准差的为低分组，二者之间的为中间组。分别估计当LMX处于高（M+1SD）、中（M）、低（M-1SD）三种不同水平时，工作要求和工作家庭冲突的关系。分析结果如图1、2所示。庭家扰浸作一97.5.3J.92272.52.32,1、庭家扰浸作一97.5.3J.92272.52.32,1、rtIF中工作要求图1LMX对工作要求与工作浸扰家庭的关系之调节作用从图1可以看出，当LMX质量较低时，在低、中、高三种不同水平的工作要求上，工作浸扰家庭都较高LMX质量的提高，工作要求对（在5点量表中的平均得分都超过3分）。其中，以工作要求较高时，得分最高；工作要求较低时次之；中等程度的工作要求，得分相对最小。随着工作浸扰家庭的影响逐渐减弱。在变化程度上，以较高或较低的工作要求最为显著，中等程度的工作要求对工作浸扰家庭的影响随LMXLMX质量的提高，工作要求对作工扰浸庭家中作工扰浸庭家工作要求图2LMX对工作要求与家庭浸扰工作的关系之调节作用从图2可以看出，当LMX质量较低时，工作要求越低，家庭浸扰工作越严重。随着LMX质量的提高，工作要求对家庭浸扰工作的影响逐渐减弱，工作要求越低，减弱越明显，较高的工作要求对家庭浸扰工作的影响随LMX质量的提高而降低不太显著。从图中还可以发现，当LMX的质量处于中等程度时，面临不同工作要求的员工在家庭浸扰工作上的差异较小。讨论4.1关于控制变量的讨论从本文的统计分析结果可以发现：教育程度对工作浸扰家庭的预测作用在四个模型里都显著或边缘显著。可能的解释是，随着所受教育程度的提高，员工对事业成就的追求可能越高，因而，工作投入程度可能越高，造成工作浸扰家庭的结果。与此相反，教育程度对家庭浸扰工作的预测作用在所有模型里均不显著，说明随着受教育程度的提高，员工更加关注事业，不愿意因为家庭琐事而影响自己的工作。有趣的是，无论工作浸扰家庭还是家庭浸扰工作，性别的预测作用均不显著。研究者对工作家庭冲突的平均数所进行的独立样本T检验结果亦显示，工作浸扰家庭与家庭浸扰工作的性别差异均不显著。这个结果与刘永强等人的研究及Izraeli对以色列男性和女性管理者的研究结果一致的22：，但与，Higgins等人及Anderson等人的结果不同⑵1：。，4.2关于主效应的讨论本研究表明，工作属性的三个成分和LMX对工作浸扰家庭的预测作用均显著。工作要求的预测作用为正，说明工作要求越高，员工需要在工作方面投入得越多，导致工作浸扰家庭。相反，技能决定、决策自主和LMX的预测作用均为负，说明员工的工作技能越高，决策自主权越大，和领导者的关系越融洽，那么员工工作起来就如鱼得水，游刃有余，不会因为工作的原因而影响家庭生活。在预测家庭浸扰工作方面，技能决定和LMX的预测作用均显著，方向为负，决策自主的预测作用也达到边缘显著。可能的原因是，员工的工作技能越高，所得到的来自领导者的理解和支持越多，其工作决策的灵活性越大，个体因为家庭事务而影响本职工作的程度就越小，即家庭浸扰工作的消极影响就越弱。研究还发现，工作要求对家庭浸扰工作的预测作用不显著。4.3关于交互效应的讨论本研究结果显示，工作要求和LMX的交互效应对工作家庭冲突的两个成分预测作用显著或边缘显著，这表明LMX能够调节工作要求对工作家庭冲突的影响。在工作浸扰家庭方面，交互效应的结果提示我们，不管面对何种程度的工作要求，工作浸扰家庭都随着LMX质量的提高而降低。在LMX质量不变的情况下，可以通过调整工作要求来平衡工作浸扰家庭。具体做法是，当LMX质量较低时，要平衡工作浸扰家庭，向员工提出中等程度的工作要求最为适宜；当LMX质量较高时，降低工作要求可以平衡工作浸扰家庭。KarenKorabik等人在总结前人研究成果的基础上提出，较低的工作支持（较低的领导者和同事的支持、较少的家庭一友好政策）和较高的工作需求（较长的工作时间、较高的工作负荷和工作投入）将导致较高的工作浸扰家庭[24]。本文的研究发现在一定程度上证明了他们的推论。在家庭浸扰工作方面，交互效应的结果提示我们，不管面对何种程度的工作要求，家庭浸扰工作都随着LMX质量的提高而降低。在LMX质量不变的情况下，可以通过调整工作要求来平衡家庭浸扰工作。具体做法是，当LMX质量较低时，要平衡家庭浸扰工作，最佳策略是适当提高工作要求；相反，当LMX质量较高时，要平衡家庭浸扰工作，最佳策略是降低工作要求。4.4本研究的贡献与局限本文的研究结果，验证了权变管理的观点。对LMX、工作要求和工作家庭冲突三者之间的关系，应该采取一种权变的态度：当LMX质量较高时，员工可能已经“不待扬鞭自奋蹄”，过分提高对他们的工作要求，只会导致其工作家庭冲突（此时可能出现两种情况：要么员工因倾心工作而无暇兼顾家庭事务，工作浸扰家庭上升；要么员工因家庭事务分心而不能完成工作任务，家庭浸扰工作上升）；当LMX质量较低时，过低的工作要求只会导致员工工作怠慢，此时适当提高工作要求有助于平衡工作家庭冲突。在工作要求既定的情况下，平衡工作家庭冲突的策略是提高LMX的质量。本研究的理论贡献是，通过实证的方法，在中国文化背景中证明了管理的权变理论，揭示了LMX对工作要求与工作家庭冲突关系的调节作用。其实践意义在于，为管理实践提出了具体的参考性建议。本研究的主要局限是，被试来源于某大型企业，采用横断设计和自我报告的形式（Thomas和Ganste噌指出，这是工作-家庭关系研究领域中普遍存在的问题网）收集数据，难免会存在方法本身所带来的实验误差。未来的研究需要通过多种途径来来获得多方面的数据开展纵向研究，最大限度地减少方法误差。5结论本研究的主要结论为：第一，工作要求、技能决定、决策自主和LMX都是工作浸扰家庭的有效预测因子，技能决定、决策自主和LMX还对家庭浸扰工作具有跨效标的预测力，工作要求对家庭浸扰工作的预测作用不显著；第二，LMX能够调节由工作要求引起的工作家庭冲突（工作浸扰家庭或家庭浸扰工作）；对技能决定及决策自主与工作家庭冲突各成分之间的关系，LMX的调节作用在本研究中没有达到显著水平；第三，本研究的结果支持了管理的权变理论，需要以一种权变的观点来看待LMX、工作要求和工作家庭冲突的关系；最后，研究还发现，工作浸扰家庭随着个体受教育程度的提高而上升；工作家庭冲突的性别差异在本研究中不显著。参考文献1Anderson,SE.,Coffey,BS.&Byerly,RT.Formalorganizationalinitiativesandinformalworkplacepractices:Linkstowork-familyconflictandjob-relatedoutcomes.JournalofManagement,2002,28（6）:787-810.2刘永强，赵曙明.工作一家庭冲突的影响因素及其组织行为后果的实证研究.南京社会科学,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、时堪、罗正学等.医护人员工作家庭冲突与工作倦怠的关系.中国心理卫生杂志,2003,12:807-809。9陆佳芳、时堪、Lawler,JJ.工作家庭冲突的初步研究.应用心理学,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黄光国.人情与面子：中国人的权力游戏.见黄光国,胡先缙.面子：中国人的权力游戏.北京：中国人民大学出版社，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:Anempiricalassessemtthroughscaledevelopment.JournalofManagement,1998,24(1):43-72Carlson,DS.&Perrew,PL.Theroleofsocialsupportinthestressor-strainrelationship.JournalofManagement,1999,25:513-540.Thomas,LT.&Ganster,DC.Impactoffamily-supportiveworkvariablesonwork-familyconflictandstrain:Acontrolperspective.JournalofAppliedPsychology,1995,80:6-15.18阳志平,王薇等译.工作评价一一组织诊断与研究实用量表.中国轻工业出版社,2004,185-186.ScanduraTA,GraenGB.Moderatingeffectsofinitialleader-memberexchangestatusontheeff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