新生代知识员工工作家庭冲突的人口特征差异

新生代知识员工工作家庭冲突的人口特征差异

1工作家庭冲突的发生机制新老工人是指受过教育并能运用知识的员工。他们具有很强的独立性和独立性，注重自我学习和成长（李艳萍，侯玉芳，2012）。近年来,新生代知识员工所具备的知识技能和创新能力已成为企业提升竞争优势的重要途径(伍晓奕,2007;周石,2009)。然而,作为我国全面贯彻计划生育政策以来诞生的一代,新生代知识员工不但面临激烈的职场竞争,而且还要负责照顾年迈的父母和年幼的子女。当来自工作领域不断增加的工作要求、时间压力等影响了员工有效履行家庭责任的能力时,就会导致工作家庭冲突现象的发生(Bhave,Kramer,&Glomb,2010)。目前,相关研究,尚未对以下两个问题做出较为明确地回答:第一,针对中国情境,哪些新生代知识员工会感受到较高水平的工作家庭冲突?第二,对于那些面临较高水平工作家庭冲突的员工,该如何实施具有针对性的措施,以降低工作家庭冲突对他们的负面影响?人口特征差异能够为回答以上问题提供有价值的视角。作为揭示个人履历、员工群体构成的重要资料来源,人口特征(demographics)很早就得到了学者们的关注(李英武,车宏生,2006;严进,吴英杰,张娓,2010)。但现有研究主要从如下两方面开展:一是分析工作家庭冲突的直接人口特征差异(Duxbury&Higgins,1991)。二是揭示工作家庭冲突与前因后果变量之间的关系是否具有人口特征差异(Allenetal.,2012;Martins,Eddleston,&Veiga,2002)。然而,在现实中,很难真正分离出工作家庭冲突在单一人口特征变量上的差异性,多种人口特征差异的效应往往交织在一起。因此本研究以此点切入,从人口特征差异交互效应视角对新生代知识员工的工作家庭冲突进行深入分析,以期为针对性地实施工作家庭平衡策略提供理论依据。2职业生涯与导致性别差异的因素本研究将性别作为揭示新生代知识员工工作家庭冲突人口特征差异交互效应的基础变量。事实上,性别是获得最为广泛关注的人口特征变量(Eagly,2013)。例如,Byron(2005)通过对60篇文献进行分析发现,男性的工作干涉家庭要显著高于女性,而女性的家庭干涉工作要显著高于男性。以往研究均支持了传统社会角色理论中“男主外,女主内”的观点,即男性员工面临着更高的工作期望,更容易感受到工作对家庭的干涉,而女性员工则面临着更高的家庭期望,更容易感受到家庭对工作的干涉。由此可见,工作家庭冲突存在显著的性别差异。工龄是本研究关注的第二个人口特征变量。随着工龄的增长,员工将经历一系列不同的职业生涯阶段。在这个过程中,他们通过不断的职业摸索,来促使自我概念得以不断完善(Savickas,1997)。当工龄达到一定年限,进入特定职业生涯阶段以后,员工还需要平衡越来越多的工作与家庭角色要求。当员工无力应对这些角色要求时,会经历不同程度的工作家庭冲突(Super,Savickas,&Super,1996)。因此,工作家庭冲突具有显著的工龄差异。而工龄对工作家庭冲突的影响还与性别有关,例如职业生涯研究者发现,由于男女社会分工不同,各自承载着不同的社会角色期望,因此其职业生涯将呈现显著的性别差异:随着工龄的增长,大多数女性承担的家庭责任将不断增加,甚至会超过男性,在家庭角色履行上需付出更多精力,因此可能遭受更高程度的工作家庭冲突(Arun,Arun,&Borooah,2004;Friedman&Greenhaus,2000)。O’Laughlin和Bischoff(2005)发现,对于美国尚未取得终身制的高校科研人员而言,随着工龄的不断提高,如果不推迟养育子女时间的话,女性工作家庭冲突的提高幅度将显著高于男性。与之类似,女性新生代知识员工不仅需要承担与男性相当水平的工作要求,而且由于独特的社会分工,她们在职业生涯早期面临的家庭责任将逐渐超过男性,由此造成的工作家庭冲突提高幅度也将高于男性。因此,我们提出以下假设:假设1:新生代知识员工工作家庭冲突的性别差异与工龄差异之间具有显著的二维交互效应。随着工龄的不断提高,女性员工工作家庭冲突的提高幅度要高于男性员工。职位层次是本研究关注的第三个人口特征变量。首先,职位层次的不断提高需要员工在工作中投入更多的时间。例如,Hill等(2006)发现管理层每周至少工作60小时,远远高于处于较低职位的员工。其次,除了时间要求增加外,职位层次的提高还促使员工在工作中付出更多的精力。例如,处理更为复杂的工作问题、承担更高程度的责任、以及面临更高水平的模糊性,这些都会带来额外的工作压力。DiRenzo等(2011)发现,不断提升的职位层次会导致员工遭受越来越严重的工作家庭冲突。而职位层次对工作家庭冲突的影响还与性别有关。研究发现,受传统社会分工影响,男性的职业生涯往往围绕工作领域以直线方式开展,追求职位层次的不断提高。一旦从普通员工晋升为管理者,男性新生代知识员工将承担更多的工作要求,这些短时间内迅速增加的工作要求将带来较高水平的工作家庭冲突。然而,大多数女性的职业生涯则会呈现出非直线式的特征,由于有限的精力无法同时满足来自工作与家庭的角色要求,工作与家庭之间一旦出现分歧,她们就会感受到较高的冲突;但Levinson(2011)也指出,少数女性拥有较强的工作家庭平衡能力,这不仅能够帮助她们弥补家庭领域的资源消耗,而且还能够支持她们在职业生涯早期获得晋升,顺利跻身于管理层,由此她们感受到的工作家庭冲突要显著低于普通员工。因此,我们提出以下假设:假设2:新生代知识员工工作家庭冲突的性别差异与职位层次差异具有显著的二维交互效应,男性管理者的工作家庭冲突要显著高于男性普通员工,而女性管理者的工作家庭冲突要显著低于女性普通员工。工作家庭冲突可以看作是一个动态变化的过程。随着工龄的不断增长,职位层次的不断提高,工作家庭冲突将呈现出显著的性别差异。对于男性而言,他们通常被期待能够以工作为中心,因此工龄提高与职位提升将对他们提出更高的工作要求,因此随着工龄的增长,男性管理者的工作家庭冲突提高幅度将高于一般员工。对于女性而言,她们通常徘徊于工作与家庭两个领域,但由于有限的精力无法同时满足来自工作与家庭的角色要求,工作与家庭之间一旦出现分歧,她们就会感受到较高的冲突;而只有少数女性致力于提升自己的工作家庭平衡能力,这种能力随着职业生涯的不断演进表现得更为明显,因此她们可以较为顺利地晋升到管理层,感受到较低的工作家庭冲突。也就是说,对于能够较好地平衡工作家庭关系的女性管理者而言,她们的工作家庭冲突提高速度要显著低于普通员工(Inkson,2006)。因此,我们提出以下假设:假设3:新生代知识员工工作家庭冲突的性别差异与工龄差异、职位差异具有显著的三维交互效应。对于男性员工而言,随着工龄的不断增加,管理者的工作家庭冲突提高幅度要大于普通员工,而对于女性员工而言,随着工龄的不断增加,管理者的工作家庭冲突提高幅度要小于普通员工。3学习方法3.1调查对象的选取本研究样本来自于某企业集团位于北京、浙江、陕西等地的十家控股公司与四家参股公司。我们首先从集团公司1980年之后出生的员工中随机选取了1000人作为调查对象。由于出差、休假以及无法离岗等原因,实际有576名员工参与了调查,共收回545份问卷。在删除了没有填写完整、忘记填写员工代码或者连续多个条目以上做出相同回答的问卷后,总共获得了500份有效问卷。最后,我们从集团人力资源管理系统中查询并获得了这500名调查对象的人口特征信息。本研究使用Stata11.0进行统计分析,构念测量采用5点李克特量表。3.2变量和控制变量(1)自变量。本研究自变量是性别、工龄与职位层次这三个人口特征差异,操作化过程是分别对性别、工龄与职位层次进行编码。具体而言,男性员工和女性员工分别53%和47%;根据样本员工的工龄分布特点,我们将入职3年以下者定义为低工龄,入职3到5年者为中工龄,入职5年以上者为高工龄,这三个类型分别占30%,36%和34%;管理者和普通员工分别17%和83%。(2)因变量。本研究的因变量为工作家庭冲突,我们采用根据Gutek等(1991)改编的5条目单维度工作家庭冲突量表进行测量。在本研究中的验证性因子分析拟合指数如下:χ2/df为2.82,RMSEA为.06,CFI和NNFI分别为.99和.97。α系数为.74。(3)控制变量。本研究选择了两组控制变量。第一组为除本研究自变量之外,可能会对研究结果产生影响的其它人口特征变量,即教育水平和收入。第二组是与工作家庭冲突相关程度较高的工作与家庭两个领域的结果变量(Michel,Mitchelson,Kotrba,LeBreton,&Baltes,2009),即工作满意度和生活满意度(Adams,King,&King,1996)。对工作满意度的测量采用了Tsui等(1992)开发的6条目单维度量表。本研究中的验证性因子分析拟合指数如下:χ2/df为3.56,RMSEA为.07,CFI和NNFI分别为.94和.93。α系数为.81。对生活满意度的测量采用了Diener等(1985)开发的5条目单维度量表。在本研究中的验证性因子分析拟合指数如下:χ2/df为1.84,RMSEA为.05,CFI和NNFI均为.98。α系数为.84。4研究结果4.1新生代知识员工群体中男性比女性更大的工作家庭冲突表1列出了各变量的平均数、标准差和相关系数。工作家庭冲突与性别正相关,说明新生代知识员工群体中男性比女性面临更大的工作家庭冲突。工作家庭冲突与低工龄占比负相关,与中工龄占比不相关,与高工龄占比正相关,这说明工作家庭冲突是一个动态变化的过程,会随工龄的增长而加剧。4.2影响因素的因素分析本研究采用Harman单因素检验进行了共同方法偏差检验。未旋转的主成分因素分析表明,第一个因子解释的变异量为30.11%。根据Podsakoff等(2003)提供的临界标准,即得到多个因子且第一个因子的变异解释量不超过40%,我们可以认为本研究的共同方法偏差问题并不严重。4.3性别、小道和岗位层次的三维交互项单因变量多因素方差分析的结果如表2所示。模型1中为两组控制变量,以及性别、工龄和职位层次这三个自变量的主效应。性别与工龄对工作家庭冲突分别具有显著影响(F=14.79,p<.01;F=15.12,p<.01),而职位层次的直接影响不显著(F=1.84,ns);模型2是在模型1的基础上加入了性别、工龄和职位层次三者的二维交互项。性别与工龄的交互项具有显著影响(F=3.29,p<.05),假设1得到初步验证。性别与职位层次的交互项具有显著影响(F=10.91,p<.01),假设2得到初步验证;模型3是在模型2的基础上加入了性别、工龄和职位层次三者的三维交互项。性别、工龄和职位层次的三维交互项具有显著影响(F=3.09,p<.05),假设3得到初步验证。4.4男性管理者的家庭冲突随工作模式的互图1为性别与工龄的二维交互效应。虽然男性员工的工作家庭冲突在各工龄阶段均大于女性员工,但是随着工龄的不断增加,女性员工工作家庭冲突的提高幅度要大于男性员工。假设1得到进一步验证。图2为性别与职位层次的二维交互效应。男性管理者的工作家庭冲突要显著高于男性普通员工,而女性管理者的工作家庭冲突要显著低于女性普通员工。假设2得到进一步验证。图3为性别、工龄和职位层次的三维交互效应。对于男性而言,随着工龄的不断增加,管理者的工作家庭冲突提高幅度要大于普通员工,而对于女性而言,随着工龄的不断增加,管理者的工作家庭冲突提高幅度要小于普通员工。假设3得到进一步验证。5研究结论与展望首先,本研究发现新生代知识员工的工作家庭冲突存在显著的性别差异与工龄差异,而职位层次差异并不显著。本研究发现男性比女性感受到的工作家庭冲突更为强烈,这是因为这些男性新生代知识员工正处于职业生涯早期,不仅面临着与日俱增的工作压力,而且还承担着娶妻生子、买房购车、赡养老人等家庭责任,这符合中国情境特点。之外,在本研究中,工作家庭冲突的工龄差异与以往研究发现一致,即与工龄较低者相比,工龄较高者感受到的工作家庭冲突更为强烈。但工作家庭冲突的职位层次差异没有得到验证,这意味着有能力获得职位提升的员工能够自己找到排解工作家庭冲突的办法。其次,本研究发现性别差异分别与工龄差异和职位层次差异存在显著的二维交互效应。以往研究大多是逐个分析单一人口特征变量与工作家庭冲突之间的关系(Byron,2005),很少从交互效应视角检验不同人口特征变量对工作家庭冲突的共同影响。基于此,本研究通过对二维交互效应分析,揭示了之前检验单个人口特征差异容易忽视的两个深层含义:一是女性新生代知识员工的工作家庭冲突普遍低于男性,但随着工龄的不断增加,她们的工作家庭冲突提高