曹鳳超

（北京大學(xué) 教育學(xué)院，北京 100871）

一、研究取樣

本文采用網(wǎng)上發(fā)放問卷經(jīng)常使用的工具“問卷星”，2019 年12 月初開始進(jìn)行問卷的發(fā)放，到2020年1 月底結(jié)束，歷時(shí)2 個(gè)月。被試者主要來自于筆者或身邊同學(xué)實(shí)習(xí)公司的員工、管理者、己經(jīng)工作的朋友及親屬等。本研究共發(fā)放問卷367 份，回收問卷數(shù)目共計(jì)349 份，回收率為95.1%。樣本的基本信息分布情況如表1 所示。

男女比例為47%和53%；年齡分布以30 歲以下和31～40 歲為主，分別為39.3%和35.5%，41～50歲的為16.6%，剩余的樣本為50 歲以上，占比為8.6%；學(xué)歷變量中本科占比最高為63.6%，其余分別為20.6%、13.2%、2.6%；婚姻狀況以已婚的居多，已婚占比為64.2%，未婚為35.8%；職位等級以一般員工居多為68.5%；最后對工作時(shí)間進(jìn)行了衡量，工作時(shí)間小于8 小時(shí)為36.7%，8～10 小時(shí)的占比52.7%，大于10 小時(shí)占比10.6%。

二、共同方法偏差檢驗(yàn)

由于本文使用在網(wǎng)上發(fā)放問卷進(jìn)行回收數(shù)據(jù)，并且是員工自評，方法較為單一，有可能導(dǎo)致共同方法偏差使研究結(jié)論的不準(zhǔn)確，因此本文進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)，主成分分析結(jié)果表明，共生成5 個(gè)因子，一共解釋了52.911%的變異，第一個(gè)因子解釋的方差變異是30.403%，低于建議的50%的判斷標(biāo)準(zhǔn)（Harrison，McLacghlin，Coalter，1996）。

表1 樣本基本信息分布情況

三、信度效度檢驗(yàn)

（一）信度

本文采用Cronbach a 系數(shù)對變量的信度進(jìn)行檢驗(yàn)。變量包括：家庭支持型主管行為（FSSB）、工作對家庭增益（W-FE）、家庭對工作增益（F-WE）、職業(yè)顧慮（CC）和工作績效（WP），各變量的Cronbach a 系數(shù)如表2 所示。

表2 變量Cronbach a 系數(shù)

以上檢測結(jié)果都滿足大于0.7 的要求，即本文變量回收數(shù)據(jù)有良好的信度。

（二）效度

本問卷變量采用的均為成熟量表，通過KMO與Barlett 球度檢驗(yàn)的結(jié)果對問卷的效度進(jìn)行測量。當(dāng)KMO 在0.9 以上，表明分析結(jié)果非常理想，而KMO小于0.6 說明分析結(jié)果不理想，在0.6～0.7 之間屬于勉強(qiáng)接受的范圍。KMO 大于0.7 同時(shí)Barlett 球度檢驗(yàn)顯著則說明變量效度滿足分析條件[1]。各變量的KMO值與Barlett 球度檢驗(yàn)結(jié)果如表3、表4 所示。

表3 變量KMO 值

表4 變量Barlett 球度檢測結(jié)果

如表3 所示，家庭支持型主管行為變量的KMO值為0.951；工作對家庭增益及家庭對工作增益的KMO 值分別為0.777 和0.728，且近似卡方處于顯著水平；職業(yè)顧慮與工作績效的KMO 值是0.795 和0.798，且Barlett 球度檢驗(yàn)處于顯著水平。綜上，以上變量均有較好的效度。

四、相關(guān)分析

本文采用相關(guān)分析來初步探索變量間的相關(guān)程度，使用SPSS21.0 進(jìn)行Pearson 相關(guān)分析[2-3]。研究變量包括6 個(gè)控制變量，及家庭支持型主管行為（FSSB）、職業(yè)顧慮（CC）、工作績效（WP）、工作對家庭增益（W-FE）和家庭對工作增益（F-WE），分析結(jié)果如表5 所示。

由表5 可以得知，模型變量的相關(guān)系數(shù)沒有超過0.7，可以進(jìn)行后文的假設(shè)檢驗(yàn)。同時(shí)將自變量四個(gè)維度與員工工作績效進(jìn)行相關(guān)分析，結(jié)果如表6所示。結(jié)果顯示其與四個(gè)維度的變量與工作績效的相關(guān)系數(shù)都沒有超過0.7，可以繼續(xù)進(jìn)行回歸分析。

表6 自變量各維度與因變量相關(guān)系數(shù)

五、假設(shè)檢驗(yàn)

（一）主效應(yīng)作用檢驗(yàn)

將員工的工作績效（WP）對家庭支持型主管行為（FSSB）進(jìn)行回歸，同時(shí)也將自變量四個(gè)維度分別與工作績效進(jìn)行回歸，結(jié)果如表7 所示。

表7 家庭支持型主管行為及各維度與工作績效回歸系數(shù)檢驗(yàn)

如表7 所示，家庭支持型主管行為和工作績效的回歸系數(shù)β=0.242（p＜0.001），從而假設(shè)一得證。其四個(gè)維度分別與工作績效進(jìn)行回歸的回歸系數(shù)也均顯著，回歸系數(shù)最高的是感情支持維度β=0.221（p＜0.001），其次是創(chuàng)新式工作家庭管理維度，系數(shù)為β=0.170（p＜0.001），角色榜樣維度和工具性支持維度的系數(shù)分別是0.163 和0.144（p＜0.001）。

（二）中介作用檢驗(yàn)

對中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)經(jīng)常使用的方法就是逐步回歸，但該方法也存在諸多弊端，由于本文模型包含兩個(gè)中介變量，“三步檢驗(yàn)法”在多個(gè)中介變量時(shí)就無法再測出具體的中介路徑，因而本文結(jié)合兩種中介分析的方法，在回歸分析之后，繼續(xù)進(jìn)行Bootstrap 中介檢驗(yàn)。本文利用spss21.0，第一步，工作績效（WP）對家庭支持型主管行為（FSSB）回歸分析；第二步，以家庭支持型主管行為（FSSB）為自變量，工作對家庭增益（W-FE）為因變量1 和家庭對工作增益（F-WE）為因變量2 進(jìn)行回歸分析；第三步，將家庭支持型主管行為（FSSB）、工作對家庭增益（W-FE）和家庭對工作增益（F-WE）與工作績效（WP）進(jìn)行回歸分析，分析結(jié)果如表8 所示[4]。

表8 工作對家庭增益與家庭對工作增益中介作用檢驗(yàn)

表8 中，模型1 反映的是家庭支持型主管行為（FSSB）對工作績效（WP）的回歸，與上文主效應(yīng)回歸分析結(jié)果一致；模型2 反映了家庭支持型主管行為與工作對家庭增益（W-FE）的回歸結(jié)果，回歸系數(shù)為β=0.647（p＜0.001），處于顯著水平；模型3 反映了家庭支持型主管行為與家庭對工作增益（F-WE）的回歸結(jié)果，回歸系數(shù)為β=0.330（p＜0.001），處于顯著水平；模型4 表明，在加入工作對家庭增益（W-FE）和家庭對工作增益（F-WE）后，工作績效（WP）對家庭支持型主管行為（FSSB）的回歸系數(shù)為β=0.031，處于不顯著水平，而工作績效（WP）對工作對家庭增益（W-FE）回歸系數(shù)為β=0.200（p＜0.001），家庭對工作增益（F-WE）與工作績效（WP）回歸系數(shù)為β=0.245（p＜0.001），均處于顯著水平。

為了進(jìn)一步地檢驗(yàn)工作對家庭增益和家庭對工作增益在家庭支持型主管行為和員工工作績效關(guān)系中扮演的中介作用，使用Bootstrap 中介檢驗(yàn)法檢驗(yàn)雙向工作家庭增益在其中的作用，結(jié)果顯示工作對家庭增益的中介效應(yīng)顯著，區(qū)間（LLCI=0.0663，ULCI=0.2040）不包含0，中介效應(yīng)的大小為0.129 8；家庭對工作增益的中介效應(yīng)也顯著，區(qū)間（LLCI=0.0466，ULCI=0.1333）不包含0，中介效應(yīng)為0.081 1，綜上所述，本文假設(shè)二和假設(shè)三得證。

同時(shí)本文也將整合雙向工作家庭增益（WFE）變量進(jìn)行其在家庭支持型主管行為與工作績效關(guān)系間中介作用的檢驗(yàn)，在加入工作家庭增益（WFE）變量后，工作績效（WP）對家庭支持型主管行為（FSSB）的回歸系數(shù)為β=0.023，處于不顯著水平，而工作績效（WP）對工作家庭增益（WFE）回歸系數(shù)為β=0.447（p＜0.001），處于顯著水平[5]。由此，可得知家庭支持型主管行為必須通過雙向的工作家庭增益影響工作績效，即雙向的工作家庭增益起到完全中介的作用。

（三）調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

本文利用spss21.0 檢驗(yàn)調(diào)節(jié)作用。首先，做工作對家庭增益（W-FE）對家庭支持型主管行為（FSSB）的回歸；其次，做家庭支持型主管行為（FSSB）和職業(yè)顧慮（CC）與工作對家庭增益（W-FE）的回歸；最后，將家庭支持型主管與職業(yè)顧慮交互項(xiàng)（FSSB*CC）引入模型中，檢驗(yàn)交互項(xiàng)與工作對家庭增益（W-FE）回歸的顯著性，分析結(jié)果如表9 所示。

表9 職業(yè)顧慮調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

將家庭支持型主管行為與職業(yè)顧慮的交互項(xiàng)引入模型之后，β 為-0.137（p＜0.01），說明職業(yè)顧慮能夠在家庭支持型主管行為（FSSB）與工作對家庭增益（W-FE）中扮演調(diào)節(jié)角色，因而假設(shè)四得以證實(shí)。

由于本文認(rèn)為職業(yè)顧慮是工作場所傳遞的信息[6-8]，對家庭支持行為與家庭對工作增益（F-WE）的調(diào)節(jié)作用暫不能肯定，但也進(jìn)行調(diào)節(jié)作用的檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)交互項(xiàng)的回歸系數(shù)β=-0.028，但P 值大于0.05，調(diào)節(jié)作用不顯著。同時(shí)，本文將整體包含兩個(gè)方向的工作家庭增益整體作為因變量，得到工作家庭增益（WFE）對家庭支持型主管行為與職業(yè)顧慮的交互項(xiàng)回歸系數(shù)為β=-0.083（p＜0.01），處于顯著水平，由此也可知，職業(yè)顧慮能夠作為家庭支持型主管行為與工作家庭增益（WFE）之間的調(diào)節(jié)變量。針對本文的研究假設(shè)四，即職業(yè)顧慮能夠在家庭支持型主管行為與工作對家庭增益關(guān)系中扮演調(diào)節(jié)角色以及回歸結(jié)果，繪制如圖1 的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖。

圖1 調(diào)節(jié)效應(yīng)圖

如圖1 所示，高職業(yè)顧慮和低職業(yè)顧慮對家庭支持型主管行為和工作績效的關(guān)系產(chǎn)生不同調(diào)節(jié)作用，且這兩個(gè)調(diào)節(jié)作用有顯著的差異。當(dāng)職業(yè)顧慮處于較低水平時(shí)，家庭支持型主管行為對工作績效的正向影響幅度大于高水平的職業(yè)顧慮情況下的影響幅度。

（四）研究假設(shè)驗(yàn)證結(jié)果匯總

通過前文的數(shù)據(jù)分析，本文得到以下的假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果，如表10 所示。

表10 假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

六、結(jié)論

本文通過對家庭支持型主管行為與員工工作績效之間作用機(jī)制的研究，其結(jié)果表明：家庭支持型主管行為能夠促進(jìn)員工工作績效的提升，情感支持維度的正向作用強(qiáng)于家庭支持型主管行為其他三個(gè)維度；雙向工作家庭增益在家庭支持型主管行為與員工工作績效之間起完全中介作用，其中工作對家庭增益的中介作用強(qiáng)于家庭對工作增益的中介作用；職業(yè)顧慮能夠調(diào)節(jié)家庭支持型主管行為對員工工作對家庭增益的作用效果，其中低水平職業(yè)顧慮的調(diào)節(jié)作用強(qiáng)于高水平的職業(yè)顧慮。