摘" 要" 家庭?工作沖突是組織管理領(lǐng)域的研究熱點之一。本研究基于身份維護理論探討了家庭?工作沖突對員工工作行為的積極效應(yīng)。通過實驗研究（研究1和2）和經(jīng)驗取樣法研究（研究3）支持了理論假設(shè)：家庭?工作沖突導致員工感知工作表現(xiàn)失分， 從而促使他們提升工作努力程度并減少家庭投入。相對女性員工， 男性員工家庭?工作沖突通過感知工作表現(xiàn)失分對工作努力和家庭投入減少的正向間接效應(yīng)較強。本研究的結(jié)論挑戰(zhàn)了“家庭?工作沖突總是有害”的主流假設(shè)， 并為組織在應(yīng)對員工家庭?工作沖突問題時提供了重要啟示， 幫助其在實踐中趨利避害。

關(guān)鍵詞" 家庭?工作沖突， 身份維護理論， 感知工作表現(xiàn)失分， 工作努力， 家庭投入減少

分類號" B849; C93

1" 問題提出

在當今社會， 家庭和工作是大多數(shù)成年人日常生活中最為重要的兩個領(lǐng)域。家庭?工作沖突（family-work conflict）反映了個體家庭與工作之間的關(guān)系， 指的是個體由于滿足家庭需求而導致工作需求無法得到充分滿足的狀態(tài)（Greenhaus amp; Beutell， 1985）。隨著人口老齡化和“三孩政策”的實施， 家庭壓力逐漸增加。同時， 移動通信技術(shù)的普及也加深了家庭和工作之間的相互滲透， 員工工作中受到家庭干擾的情況逐漸變得普遍（Perrigino et al.， 2018）。因此， 家庭?工作沖突成為了學界關(guān)注的熱點話題。

家庭?工作沖突如何影響員工在工作中的行為表現(xiàn)， 一直是研究者們關(guān)注的問題?，F(xiàn)有研究主要從角色理論和資源理論視角探討家庭?工作沖突與員工工作行為間的關(guān)系， 認為家庭?工作沖突代表了家庭與工作間的角色沖突和資源沖突， 會導致員工消極的工作行為（ten Brummelhuis amp; Bakker， 2012）， 包括增加員工的離職行為（Rubenstein et al.， 2020）、越軌行為（Botsford Morgan et al.， 2018）、人際傷害行為（Courtright et al.， 2016）等。雖然這些視角揭示了家庭?工作沖突對員工工作行為的負面影響， 但是近年來有學者指出將家庭?工作沖突簡單地視為有害并不能全面描述其與員工工作行為之間的關(guān)系， 呼吁挑戰(zhàn)“家庭?工作沖突總是有害”的主流觀點（Wilson et al.， 2018）。同時， 一些研究也間接證明家庭?工作沖突可能導致員工表現(xiàn)出積極的工作行為。例如， Ladge和Little （2019）通過理論分析推出， 當職場父母覺得自己因照顧子女而沒能滿足工作方面的期望時， 會將精力集中在工作上， 努力展現(xiàn)出積極的工作形象; Dahm等（2019）通過訪談研究發(fā)現(xiàn)， 那些因生育暫時離開職場的職場精英， 會自愿安排時間處理工作， 努力保證工作不被耽誤?？梢姡?即便遭遇家庭?工作沖突， 員工也可能展現(xiàn)出積極的工作行為進行應(yīng)對。因此， 探索家庭?工作沖突對員工工作行為的積極影響， 不僅可能在理論層面擴展研究者們對家庭?工作沖突與員工工作行為間關(guān)系的認識， 挑戰(zhàn)“家庭?工作沖突總是有害”這一主流假設(shè)， 也可能在實踐層面幫助組織在面對員工家庭?工作沖突問題時趨利避害。

本研究將基于身份維護理論（identity maintenance theory）和家庭?工作沖突的相關(guān)研究， 探討家庭?工作沖突對員工工作行為的積極影響。根據(jù)身份維護理論， 個體在面臨不同身份之間沖突時， 會感覺被沖突的身份受到威脅。為了維護受威脅的身份， 個體會調(diào)整對這些身份的重視程度， 并重新分配資源（Greenbaum et al.， 2022; Kreiner et al.， 2006）。因此， 本研究認為家庭?工作沖突可能導致員工感覺自己工作表現(xiàn)不佳， 從而采取行動來維護工作身份。一方面， 員工可能會增加工作努力， 提升工作表現(xiàn); 另一方面， 員工也可能減少家庭投入， 減輕家庭對工作的負面影響。

此外， 員工性別可能是家庭?工作沖突影響員工身份維護過程的重要邊界條件。根據(jù)身份維護理論， 個體擁有多個身份， 當這些身份發(fā)生沖突時， 個體如何感知身份威脅和進行身份維護取決于這些身份的重要性比較。具體而言， 當被沖突的身份較重要時， 個體感知的身份威脅更強; 反之， 當被沖突的身份較不重要時， 個體感知的身份威脅更弱（Burke， 1991; Greenbaum et al.， 2022）。因此， 在家庭?工作沖突發(fā)生時， 員工對家庭身份和工作身份的重要性排序是決定員工身份維護過程的關(guān)鍵因素， 而員工的性別可以反映出他們對工作身份和家庭身份的重要性排序。進化心理學的研究表明， 男性和女性不同的神經(jīng)系統(tǒng)和大腦結(jié)構(gòu)使得男性更加關(guān)注工作領(lǐng)域， 而女性更加關(guān)注家庭領(lǐng)域（Buss amp; Shackelford， 1997; Fischer-Shofty et al.， 2013; Sj?berg et al.， 2006; 岳童 等， 2017; 羅笠銖 等， 2011）。同時， 社會心理學的研究指出， 個體通常遵守社會所規(guī)范的性別角色， 即“男主外， 女主內(nèi)”的設(shè)定， 并最終將這種設(shè)定內(nèi)化為自我概念的一部分（Eagly et al.， 1995; Leung， 2003）。綜合上述觀點， 本研究假設(shè)， 在面對家庭?工作沖突時， 與女性員工相比， 男性員工更容易感知工作表現(xiàn)失分， 并更加地努力工作和減少家庭投入， 從而維護工作身份（如圖1所示）。

1.1" 身份維護理論與家庭?工作沖突

身份維護理論認為身份間的沖突產(chǎn)生于個體過度投入某一身份而犧牲另一身份， 這種沖突會導致個體感到被犧牲的身份表現(xiàn)不佳并產(chǎn)生身份威脅感。為了消除這種身份威脅感， 個體通常會采取調(diào)整對身份重視程度的方式進行應(yīng)對， 包括增加對被犧牲身份的重視和投入， 減少對過度投入身份的重視和投入（Greenbaum et al.， 2022; Kreiner et al.， 2006）。在員工生活中， 家庭和工作是兩個極為重要的領(lǐng)域， 由于個體資源有限， 過度投入其中一個領(lǐng)域?qū)е略诹硪粋€領(lǐng)域資源投入不足（Edwards amp; Rothbard， 2000）， 從而產(chǎn)生家庭與工作間的沖突（Greenhaus amp; Beutell， 1985）。根據(jù)身份維護理論和家庭?工作沖突的相關(guān)研究， 本研究認為家庭?工作沖突代表員工過度投入家庭身份而犧牲工作身份的情況， 這種情況不僅可能降低員工的任務(wù)績效（Nohe et al.， 2014）， 還可能導致領(lǐng)導對家庭?工作沖突員工持負面績效評價（Carlson et al.， 2008）。因此， 家庭?工作沖突會導致員工認為自己工作表現(xiàn)不佳， 這可能會促使員工調(diào)整對家庭和工作身份的重視程度和資源投入， 例如增加對工作身份的重視和投入， 在工作中更加努力， 或者減少對家庭身份的重視和投入， 在個人家務(wù)方面分配更少的資源。

1.2" 家庭?工作沖突與感知工作表現(xiàn)失分

根據(jù)身份維護理論， 家庭?工作沖突將導致員工感覺自身工作身份受到威脅， 這種身份威脅表現(xiàn)為員工感知的角色缺憾（perceived role shortcomings）或虧損（deficit， Greenbaum et al.， 2022; Ladge amp; Little， 2019）。本研究將這種工作身份威脅操作化定義為感知工作表現(xiàn)失分， 即員工認為自己失去了作為有價值組織成員的聲譽的程度， 這一概念體現(xiàn)了員工對自身工作身份是否存在缺憾或虧損的信念（Ng amp; Yam， 2019）。結(jié)合身份維護理論和家庭?工作沖突的定義可知， 員工家庭?工作沖突水平越高， 表明員工在工作中因受到家庭影響而難以滿足其工作身份相關(guān)需求的程度越深（Greenhaus amp; Beutell， 1985）， 這必然會影響員工對工作身份的自我認知（Wang， Lawler， et al.， 2010）， 導致員工持消極的工作相關(guān)自我概念（Li et al.， 2021; Wang， Lawler， et al.， 2010; 王振源 等， 2022）， 產(chǎn)生自己對組織貢獻不足的感受（Amstad et al.， 2011）， 從而使員工感知自己的工作表現(xiàn)有所減分。綜上， 本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：家庭?工作沖突對感知工作表現(xiàn)失分有正向影響。

1.3" 感知工作表現(xiàn)失分與員工的身份維護行為

根據(jù)身份維護理論， 當個體因身份沖突而產(chǎn)生身份威脅感時， 通常會采取改變對身份重視程度和資源投入的方式來維護身份（Greenbaum et al.， 2022; Kreiner et al.， 2006）， 以消除身份威脅感?；谠摾碚摚?本研究認為當員工感知工作表現(xiàn)失分后， 為了提升工作表現(xiàn)以維護受到威脅的工作身份， 他們可能會改變對工作和家庭身份的重視程度， 增加工作身份的資源投入， 減少家庭身份的資源投入（Greenbaum et al.， 2022; Kreiner et al.， 2006; Ladge amp; Little， 2019）。具體而言， 員工感知工作表現(xiàn)失分將會增加其工作努力程度， 也即員工會增加在工作中投入資源（例如， 時間、精力等）的數(shù)量（Yeo amp; Neal， 2004）， 以維護工作身份。同時， 員工在感知工作表現(xiàn)失分時也會減少家庭投入， 也即考慮減少家庭時間（Aarntzen et al.， 2019）， 減少對家庭身份的資源投入， 從而避免對有限個人資源的擠占， 以保證有足夠的資源投入到工作身份中。一些研究也間接支持上述觀點， 例如， Amstad等（2011）發(fā)現(xiàn)員工家庭和工作領(lǐng)域之間的沖突不僅影響員工在各自領(lǐng)域的行為， 還會互相影響; Greenbaum等（2022）研究發(fā)現(xiàn)， 那些認為自己不是稱職父母的員工， 不僅會增加對家庭身份的投入， 花更多時間陪伴子女， 也會減少工作身份的投入和產(chǎn)出。因此， 基于上述推論并結(jié)合假設(shè)1的內(nèi)容， 本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：家庭?工作沖突通過感知工作表現(xiàn)失分間接正向影響工作努力。

假設(shè)3：家庭?工作沖突通過感知工作表現(xiàn)失分間接正向影響家庭投入減少。

1.4" 性別的調(diào)節(jié)作用

身份維護理論指出， 個體擁有多重身份， 每個身份對個體的重要性不同。在不同身份之間發(fā)生沖突時， 如果被沖突的身份更為重要， 個體的身份威脅感就會更強， 進而激發(fā)更強烈的身份維護動機; 反之， 其身份威脅感和維護動機則可能相對較弱（Burke， 1991; Greenbaum et al.， 2022）。因此， 在家庭與工作之間發(fā)生沖突時， 員工對家庭身份與工作身份的重要性排序成為決定身份維護過程的重要邊界條件， 而員工的性別可以反映他們對工作和家庭身份的重要性排序。

男性和女性受進化過程和社會規(guī)范的影響， 逐漸形成了對工作領(lǐng)域和家庭領(lǐng)域不同的關(guān)注。在進化過程中， 男性主要承擔高風險的覓食活動， 而女性更多專注于后代的撫育。這種差異導致男性和女性發(fā)展出不同的神經(jīng)系統(tǒng)和大腦結(jié)構(gòu)， 使得女性對家庭和嬰兒等信息更加敏感， 而男性更關(guān)注社會環(huán)境信息（Buss amp; Shackelford， 1997; Sj?berg et al.， 2006; 羅笠銖 等， 2011）。同時， 相同激素對男性和女性可能產(chǎn)生截然相反的影響， 如催產(chǎn)素提高了男性競爭關(guān)系識別準確性， 促進了女性親情關(guān)系識別（Fischer-Shofty et al.， 2013; 岳童 等， 2017）。社會規(guī)范也影響男性和女性對工作與家庭身份的重要性排序， 塑造了性別角色的內(nèi)化（Eagly et al.， 1995; Leung， 2003）。在傳統(tǒng)規(guī)范下， 男性被期望承擔更多的工作養(yǎng)家責任， 女性則被期望承擔更多的家庭關(guān)懷責任。因此， 研究表明， 女性員工更強調(diào)家庭和看護家人的道德義務(wù)， 而男性更注重工作和掙錢義務(wù)（Brandth amp; Kvande， 2017; Cinamon amp; Rich， 2002; Cooper， 2000）。綜上， 本研究推測， 在面對家庭?工作沖突時， 更看重工作身份的男性員工相比更看重家庭身份的女性員工更容易感知工作表現(xiàn)失分。結(jié)合上述推論， 本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：性別調(diào)節(jié)家庭?工作沖突與感知工作表現(xiàn)失分間的關(guān)系， 相比女性員工， 男性員工家庭?工作沖突對感知工作表現(xiàn)失分的正向影響更強。

進一步地， 基于假設(shè)2、假設(shè)3和假設(shè)4的內(nèi)容， 本研究提出如下有調(diào)節(jié)的中介假設(shè)：

假設(shè)5：性別調(diào)節(jié)家庭?工作沖突通過感知工作表現(xiàn)失分對工作努力的正向影響， 相比女性員工， 男性員工該間接效應(yīng)更強。

假設(shè)6：性別調(diào)節(jié)家庭?工作沖突通過感知工作表現(xiàn)失分對家庭投入減少的正向影響， 相比女性員工， 男性員工該間接效應(yīng)更強。

1.5" 研究概覽

本研究采用多研究設(shè)計和多樣本方法對理論模型進行檢驗。研究1和研究2以全職員工為實驗對象， 通過回憶式實驗和情境實驗的方式對家庭?工作沖突與感知工作表現(xiàn)失分的因果關(guān)系進行檢驗， 以確保本研究的內(nèi)部效度。研究3則以企業(yè)員工為調(diào)查樣本， 通過問卷調(diào)查的方式檢驗整體理論模型， 以擴展本研究的外部效度。

2" 研究1：回憶式實驗研究

2.1" 研究樣本

研究1為預(yù)注冊回憶式實驗（PreregisterID：202401.00079）， 通過見數(shù)（Credamo）平臺招募全職員工參與實驗?；貞浭綄嶒炓蟊辉囍苯踊貞浺淮握鎸嵉募彝?工作沖突經(jīng)歷， 這種方法具有真實性強、便于被試想象等優(yōu)點（陳坤瑜 等， 2021）。本研究根據(jù)效應(yīng)量（Cohen’s d = 0.4）和期望功效值（Power = 0.8）， 利用Gpower 3.1.9.7計算得到計劃樣本量為200人。最終獲得了200份有效問卷（有效回收率86.58%）。其中， 男性71人（35.50%）， 女性129人（64.50%）; 已婚145人（72.50%）; 有未成年子女的員工132人（66.00%）; 一般員工67人（33.50%）， 基層管理者47人（23.50%）， 中層管理者62人（31.00%）， 高層管理者24人（12.00%）; 平均年齡31.98歲（SD = 7.34）; 平均工齡8.53年（SD = 6.45）。

2.2" 實驗設(shè)計與程序

研究1采用單因素組間實驗設(shè)計（家庭?工作沖突 vs 無家庭?工作沖突）， 通過見數(shù)平臺的隨機塊功能， 將參與者隨機分配到家庭?工作沖突組（N = 100）與無家庭?工作沖突組（N = 100）， 實驗組與控制組人口統(tǒng)計學特征無顯著差異（p gt; 0.05）。實驗開始后， 參與者需回憶最近兩周的一段經(jīng)歷并具體描述這段經(jīng)歷的內(nèi)容。在實驗組（即家庭?工作沖突組）， 參與者被要求回憶一段經(jīng)歷， 在該經(jīng)歷中參與者的家庭需求干擾了工作， 導致參與者難以履行工作職責。在控制組（即無家庭?工作沖突組）， 參與者被要求回憶一段經(jīng)歷， 在該經(jīng)歷中參與者的家庭需求沒有干擾工作， 參與者能夠履行工作職責。上述實驗材料根據(jù)工作?家庭沖突的回憶式實驗研究材料（Cheng et al.， 2021）以及家庭?工作沖突測量量表（Netemeyer et al.， 1996）改編而成。

完成回憶任務(wù)后， 參與者需寫下回憶場景內(nèi)容， 并依次填寫感知工作表現(xiàn)失分、操縱檢驗題目和人口統(tǒng)計學信息。

2.3" 測量工具

研究使用的量表均為以往研究使用過的成熟量表， 并使用“翻譯?回譯”的標準程序?qū)⒂⑽牧勘矸g為中文（Brislin， 1980）。所有變量采用李克特5點量表（1 = “非常不同意”， 5 = “非常同意”）。

感知工作表現(xiàn)失分。改編自Ng和Yam （2019）編制的感知創(chuàng)造力表現(xiàn)積分量表， 共包含3題。本研究將原量表中加分相關(guān)的表述反向改編成減分描述， 用以描述員工感知家庭?工作沖突對其成為一名有價值組織成員的減分（Ng amp; Yam， 2019）。例如， “我在工作中的表現(xiàn)減分” 。參與者根據(jù)當下感受進行填答。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.89。

操縱檢驗。為了減少操縱檢驗對參與者填答因變量的潛在干擾（Hauser amp; Schwarz， 2015; 衛(wèi)旭華 等， 2022）， 確保實驗操縱的有效性， 本研究參考以往工作?家庭沖突實驗研究以及其他相關(guān)實驗研究的建議（Greenhaus amp; Powell， 2003; 衛(wèi)旭華 等， 2022）， 將操縱檢驗題目置于感知工作表現(xiàn)失分量表之后。由于本研究操縱的持續(xù)效果較長， 所以將操縱檢驗放在因變量后是合理的（衛(wèi)旭華 等， 2022）， 其他工作?家庭沖突實驗研究也采用了與本研究相同的放置順序（例如， Greenhaus amp; Powell， 2003）。家庭?工作沖突操縱檢驗題目改編自Zhang等（2019）研究中關(guān)于工作?家庭沖突的操縱檢驗題目， 改編后的題目為“在上述回憶的場景中， 我家里的事情干擾了我工作相關(guān)的活動”。參與者根據(jù)回憶場景中的感受進行填答。

2.4" 研究結(jié)果

2.4.1" 操縱檢驗

操縱檢驗結(jié)果顯示， 實驗組的家庭?工作沖突得分（M = 4.23， SD = 0.65）高于控制組的得分（M = 1.75， SD = 1.05）。由于萊文方差齊性檢驗顯示， 家庭?工作沖突實驗組與控制組的方差不齊， 因此， 本研究參考了已有研究（Tost et al.， 2013）， 采用了不假定等方差的t檢驗。結(jié)果顯示， t（165.20） = 20.12， p lt; 0.001， Cohen’s d = 2.84。因此， 本研究對家庭?工作沖突的操縱是成功的。

2.4.2" 假設(shè)檢驗

描述統(tǒng)計和相關(guān)分析結(jié)果如表1所示。研究1利用軟件SPSS 23對數(shù)據(jù)進行線性回歸分析， 結(jié)果如表2所示。

假設(shè)1預(yù)測， 家庭?工作沖突對感知工作表現(xiàn)失分有正向影響。根據(jù)表2模型1可知， 家庭?工作沖突顯著正向影響感知工作表現(xiàn)失分（b = 1.54， SE = 0.12， p lt; 0.001）， 假設(shè)1得到驗證。

假設(shè)4預(yù)測， 性別調(diào)節(jié)家庭?工作沖突與感知工作表現(xiàn)失分間的關(guān)系， 相比女性員工， 男性員工家庭?工作沖突對感知工作表現(xiàn)失分的正向影響更強。由表2模型2可知， 家庭?工作沖突操縱與性別的交互項顯著影響感知工作表現(xiàn)失分（b = 0.62， SE = 0.25， p = 0.012）。簡單斜率分析結(jié)果顯示， 當員工為男性時， 家庭?工作沖突操縱對感知工作表現(xiàn)失分的影響較大（b = 1.94， SE = 0.20， p lt; 0.001）， 當員工為女性時， 家庭?工作沖突操縱對感知工作表現(xiàn)失分的影響較?。╞ = 1.32， SE = 0.15， p lt; 0.001）， 且兩種情況下斜率的差異顯著（b = 0.62， SE = 0.25， p = 0.011）， 調(diào)節(jié)效應(yīng)如圖2所示。假設(shè)4得到驗證。

3" 研究2：情境實驗研究

3.1" 研究樣本

研究2為情境實驗， 參與者為華南地區(qū)某銀行信用卡中心的職能部門員工。本研究基于效應(yīng)量（Cohen’s d = 0.4）和期望功效值（Power = 0.8）， 利用Gpower 3.1.9.7計算出計劃樣本量為200人。研究2最終招募280人參與實驗， 通過篩選描述內(nèi)容與情境不符的樣本， 最終獲取232份有效問卷（有效回收率82.86%）， 其中， 男性89人（38.36%）， 女性143人（61.64%）; 已婚149人（64.22%）; 有未成年子女的員工117人（50.43%）; 一般員工151人（65.09%）， 基層管理者52人（22.41%）， 中層管理者25人（10.78%）， 高層管理者4人（1.72%）; 平均年齡32.53歲（SD = 4.65）; 平均工齡9.06年（SD = 7.21）。

3.2" 實驗設(shè)計和程序

研究2采用單因素組間實驗設(shè)計， 通過問卷星的“情景隨機”功能將參與者隨機分配到“高家庭?工作沖突”情境（N = 120）或“低家庭?工作沖突”情境（N = 112）。實驗組與控制組人口統(tǒng)計學特征無顯著差異（p gt; 0.05）。實驗開始后， 參與者將閱讀一段關(guān)于一名普通員工在工作場所中的情境材料（見下文）， 并盡可能想象他們在材料的場景中， 閱讀完畢后參與者需回憶并描述所閱讀的內(nèi)容， 并依次填答感知工作表現(xiàn)失分、工作努力意向、家庭投入減少、操縱檢驗題目及人口統(tǒng)計學信息。為保證填答質(zhì)量， 我們將描述內(nèi)容與情境不符合的問卷進行刪除。

家庭?工作沖突操縱。實驗材料由研究者參考現(xiàn)有工作?家庭沖突情境材料（Greenhaus amp; Powell， 2003; Zhang et al.， 2019）進行編制。在實驗組（即高家庭?工作沖突）， 參與者閱讀的材料為“現(xiàn)在是上班時間， 你正在和同事們討論一項非常重要又緊急的工作方案。然而， 這時候你收到家里的信息， 要你回家處理一件緊急的事情。因此， 你不得不退出和同事們討論， 請假回家”。在控制組（即低家庭?工作沖突）， 參與者閱讀的材料為“現(xiàn)在已經(jīng)到下班時間了， 你和同事們正在聊一些日常工作。然而， 這時候你收到家里的信息， 要你回家處理一件緊急的事情。因此， 你不得不退出和同事們的聊天， 先下班回家”。

3.3" 測量工具

研究使用的量表均為以往研究使用過的成熟量表， 并使用“翻譯?回譯”的標準程序?qū)⒂⑽牧勘矸g為中文（Brislin， 1980）。所有變量采用李克特5點量表（1 = “非常不同意”， 5 = “非常同意”）。

感知工作表現(xiàn)失分。與研究1相同， 改編自Ng和Yam （2019）編制的感知創(chuàng)造力表現(xiàn)積分量表， 參與者根據(jù)在上述情境中的感受填答。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.90。

工作努力意向。參考跨情境改編量表的相關(guān)研究（Dineen et al.， 2017; Schaubroeck et al.， 2021; 盧海陵 等， 2021）， 本研究改編Sun等（2013）編制的求職努力程度量表， 共包含3題。例如， “經(jīng)歷上述情境后， 接下來我將在工作上投入很多時間”。參與者根據(jù)在上述情境中的感受填答。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.94。

家庭投入減少。改編自Aarntzen等（2019）編制的工作投入減少量表， 共包含2題。例如， “經(jīng)歷上述情境后， 接下來我將思考如何減少花在個人家事的時間”。參與者根據(jù)在上述情境中的感受填答。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.63。

操縱檢驗。與研究1相同， 本研究將家庭?工作沖突操縱檢驗題目放置在因變量之后測量。家庭?工作沖突的操縱檢驗題目改編自Zhang等（2019）研究中關(guān)于工作?家庭沖突的操縱檢驗的題目， 改編后的題目為“在上述情境中， 我家里的事情干擾了我工作相關(guān)的活動”。參與者根據(jù)在上述情境中的感受填答。

3.4" 研究結(jié)果

3.4.1" 操縱檢驗

操縱檢驗結(jié)果顯示， 實驗組的家庭?工作沖突得分（M = 2.85， SD = 1.26）高于控制組的得分（M = 2.25， SD = 1.05）。與研究1類似， 本研究中家庭?工作沖突實驗組與控制組的方差不齊， 因此采用不假定等方差的t檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示， t（227.48） = 3.96， p lt; 0.001， Cohen’s d = 0.52。因此， 本研究對家庭?工作沖突的操縱是成功的。

3.4.2" 假設(shè)檢驗

描述統(tǒng)計和相關(guān)分析結(jié)果如表3所示。研究2利用軟件SPSS 23對數(shù)據(jù)進行線性回歸分析， 結(jié)果如表4所示。

假設(shè)1預(yù)測， 家庭?工作沖突對感知工作表現(xiàn)失分有正向影響。根據(jù)表4模型1可知， 家庭?工作沖突操縱顯著正向影響感知工作表現(xiàn)失分（b = 0.76， SE = 0.14， p lt; 0.001）， 假設(shè)1得到驗證。

假設(shè)2預(yù)測， 家庭?工作沖突通過感知工作表現(xiàn)失分間接正向影響工作努力。為了檢驗中介效應(yīng)的顯著性， 本研究使用Process 4.1插件進行Bootstrap分析， 隨機抽樣10000次以估計中介效應(yīng)值95%的偏差校正置信區(qū)間（confidence interval， CI）。結(jié)果顯示， 家庭?工作沖突操縱通過感知工作表現(xiàn)失分影響工作努力意向的間接效應(yīng)顯著（indirect effect = 0.18， 95% CI [0.07， 0.32]）， 假設(shè)2得到驗證。

假設(shè)3預(yù)測， 家庭?工作沖突通過感知工作表現(xiàn)失分間接正向影響家庭投入減少， 中介效應(yīng)檢驗的結(jié)果顯示， 家庭?工作沖突操縱通過感知工作表現(xiàn)失分影響家庭投入減少的間接效應(yīng)顯著（indirect effect = 0.19， 95% CI [0.08， 0.32]）， 假設(shè)3得到驗證。

假設(shè)4預(yù)測， 性別調(diào)節(jié)家庭?工作沖突與感知工作表現(xiàn)失分間的關(guān)系， 相比女性員工， 男性員工家庭?工作沖突對感知工作表現(xiàn)失分的正向影響更強。由表4模型2可知， 家庭?工作沖突操縱與性別的交互項顯著影響感知工作表現(xiàn)失分（b = 0.59， SE = 0.28， p = 0.039）。簡單斜率分析結(jié)果顯示， 當員工為男性時， 家庭?工作沖突操縱對感知工作表現(xiàn)失分的影響較大（b = 1.21， SE = 0.22， p lt; 0.001）; 當員工為女性時， 家庭?工作沖突操縱對感知工作表現(xiàn)失分的影響較小（b = 0.53， SE = 0.17， p = 0.002）， 且兩種情況下斜率的差異顯著（b = 0.59， SE = 0.28， p = 0.037）， 調(diào)節(jié)效應(yīng)如圖3所示。假設(shè)4得到驗證。

假設(shè)5與假設(shè)6提出了第一階段被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)假設(shè)。根據(jù)Edwards和Lambert （2007）檢驗被調(diào)節(jié)的中介的方法， 采用Bootstrap法（隨機抽樣10000次）分別計算男性和女性員工樣本中， 家庭?工作沖突操縱通過感知工作表現(xiàn)失分影響工作努力意向間接效應(yīng)的95%偏差校正置信區(qū)間。結(jié)果顯示， 當員工為男性時， 間接效應(yīng)較大（indirect effect = 0.26， 95% CI [0.11， 0.47]）; 當員工為女性時， 間接效應(yīng)較小（indirect effect = 0.12， 95% CI [0.04， 0.28]）， 并且兩種情況下的差異顯著（difference = 0.14， 95% CI [0.02， 0.32]）。假設(shè)5得到驗證。同樣地， 對假設(shè)6進行檢驗。結(jié)果顯示， 當員工為男性時， 家庭?工作沖突操縱通過感知工作表現(xiàn)失分影響家庭投入減少的間接效應(yīng)較大（indirect effect = 0.27， 95% CI [0.13， 0.48]）; 當員工為女性時， 間接效應(yīng)較?。╥ndirect effect = 0.13， 95% CI [0.04， 0.28]）， 并且兩種情況下的差異顯著（difference = 0.14， 95% CI [0.02， 0.32]）。假設(shè)6得到驗證。

研究1與研究2的結(jié)果為家庭?工作沖突與感知工作表現(xiàn)失分的因果關(guān)系提供了證據(jù)。盡管研究1和研究2驗證了本研究理論模型的內(nèi)部效度， 但仍然需要通過工作場所的問卷調(diào)查對理論模型的外部效度進行擴展。因此， 研究3將開展全模型的問卷調(diào)查研究， 對理論模型再次進行檢驗。

4" 研究3：問卷調(diào)查研究

4.1" 研究樣本和調(diào)查程序

本研究采用經(jīng)驗取樣法進行問卷調(diào)查。采用不同研究設(shè)計、不同研究樣本的全景式方法（full-cycle approach， Chatman amp; Flynn， 2005）對研究模型進行檢驗， 有助于增強研究結(jié)論的可靠性。此外， 家庭?工作沖突反映了個體因滿足家庭需求而導致工作需求無法滿足的狀態(tài)， 員工每天體驗不同情緒， 經(jīng)歷不同事件， 都可能引發(fā)其家庭?工作沖突水平的變化（Greenhaus amp; Beutell， 1985; Ilies et al.， 2007）。已有多項研究證明家庭?工作沖突存在波動性（Gabriel et al.， 2020; Greenbaum et al.， 2022; Ilies et al.， 2007; Judge et al.， 2006; Nohe et al.， 2014; Wang， Liu， et al.， 2010）。因此， 適合采用經(jīng)驗取樣法考察家庭?工作沖突的動態(tài)變化及相應(yīng)影響。

本次調(diào)查邀請了華南地區(qū)某銀行信用卡中心負責電話催賬的工作人員， 參考以往經(jīng)驗取樣法的相關(guān)研究（劉德鵬 等， 2023）， 招募了102位工作人員參與調(diào)查。本次調(diào)查分兩個階段：在第一階段， 參與者需要填寫各自的性別、年齡等人口統(tǒng)計特征， 第一階段結(jié)束后一周開始第二階段調(diào)查。第二階段， 參與者需要在連續(xù)兩周的10個工作日內(nèi)， 每天填寫3次問卷。第一次問卷測量參與者當下的積極和消極情緒、昨晚的睡眠質(zhì)量以及當下的家庭?工作沖突。有關(guān)家庭?工作沖突的經(jīng)驗取樣研究發(fā)現(xiàn)， 家庭?工作沖突更可能在上午發(fā)生， 尤其是在工作日早上剛上班的時候（French amp; Allen， 2020; French et al.， 2022）。本研究調(diào)查對象的上班時間為8：00， 每天8：00至8：30間調(diào)查對象所在團隊會開一個約10分鐘的晨會。因此， 本研究在8：30發(fā)放第一次問卷（平均收回時間為8：51）。第二次問卷測量參與者當下的感知工作表現(xiàn)失分， 發(fā)放時間設(shè)定為每天中午12：00 （平均收回時間為12：24）。第三次問卷測量參與者下午的工作努力以及回家后的家庭投入減少， 發(fā)放時間設(shè)定為每天傍晚18：00 （平均收回時間為18：34）。參考以往經(jīng)驗取樣研究中每日發(fā)放三次問卷的調(diào)研時間范圍（例如， Calderwood et al.， 2021; Gerpott et al.， 2022; Sabey et al.， 2021）， 本研究將早上和中午問卷的開放時間設(shè)置為3個小時。傍晚問卷則參考王堯等（2019）以及龐旭宏等（2023）的做法， 將截止時間設(shè)定為午夜24：00， 填答者只能在規(guī)定時間范圍內(nèi)填答問卷。本研究采用電子問卷進行問卷的線上發(fā)放與回收。為保證填答的匿名性， 參與者填答時無需署名， 只需填寫不記名的調(diào)查編號。為提高填答率， 每次問卷發(fā)放一小時后將對未填答的編號進行提醒。

第一階段調(diào)查共回收102份問卷。第二階段調(diào)查共計回收2877人次問卷（填答率94.02%）， 其中， 早上問卷的填答人次為967 （填答率94.80%）， 中午問卷的填答人次為958 （填答率93.92%）， 傍晚問卷的填答人次為952 （填答率93.33%）。如果參與者某天只填寫了一或兩次數(shù)據(jù)， 則該天數(shù)據(jù)將存在缺失值， 無法用于數(shù)據(jù)分析（Cho amp; Kim， 2022; Gabriel et al.， 2021; Lanaj et al.， 2021; Rosen et al.， 2016）， 需進行刪除。共刪除了216人次， 獲得887份第二階段每天完整問卷（填答率86.96%）。102名參與者中， 除1名參與者從未填寫第二階段問卷， 1名參與者僅完整填寫第二階段1天問卷外， 其余100名參與者均完整填寫了第二階段4天或以上的問卷。為進行滯后控制（lagged control）分析， 參考現(xiàn)有研究（Hill et al.， 2021; Liao et al.， 2018）， 將每天的數(shù)據(jù)與前一天數(shù)據(jù)進行匹配， 共獲得來自100名參與者的786份匹配數(shù)據(jù)。本次調(diào)查的100名參與者中， 女性61人（61.00%）， 男性39人（39.00%）; 未婚52人（52.00%）， 已婚48人（48.00%）; 未育68人（68.00%）， 生育1孩24人（24.00%）， 生育2孩8人（8.00%）; 平均年齡30.17歲（SD = 3.96）; 平均司齡5.16年（SD = 3.39）; 大專學歷35人（35.00%）， 本科學歷65人（65.00%）。

4.2" 測量工具

研究使用的量表均為以往研究使用過的成熟量表， 并使用“翻譯?回譯”的標準程序?qū)⒂⑽牧勘矸g為中文（Brislin， 1980）。無特殊說明， 變量采用李克特5點量表（1 = “非常不同意”， 5 = “非常同意”）。

家庭?工作沖突。采用Netemeyer等（1996）編制的家庭?工作沖突量表測量員工每日的家庭?工作沖突。該量表多次應(yīng)用于家庭?工作沖突經(jīng)驗取樣研究， 能夠較好地捕捉個體家庭?工作沖突水平每天的變化（Gabriel et al.， 2020; Greenbaum et al.， 2022; Nohe et al.， 2014）。共5題， 例如“我家里的事情干擾了我工作相關(guān)的活動”。員工根據(jù)當下的實際感受填答。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.96。

感知工作表現(xiàn)失分。與研究1相同， 改編自Ng和Yam （2019）編制的感知創(chuàng)造力表現(xiàn)積分量表。員工根據(jù)當下的實際感受填答。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.97。

工作努力。與研究2工作努力意向量表類似， 改編自Sun等（2013）編制的努力程度量表， 共3題。員工根據(jù)當天下午實際工作情況填答。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.96。

家庭投入減少。與研究2相同， 改編Aarntzen等（2019）的工作投入減少量表， 測量員工考慮減少家庭投入時間的程度， 員工根據(jù)當下的實際感受填答。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.96。

控制變量。本研究將參與者的睡眠質(zhì)量、積極情緒和消極情緒作為控制變量， 其中睡眠質(zhì)量采用1道題測量（Buysse et al.， 1989）， 題目為“您昨晚的睡眠質(zhì)量怎么樣？”， 從1 = “非常差”到5 = “非常好”。積極情緒和消極情緒采用Mackinnon等（1999）開發(fā)的短版量表， 本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)依次為0.83和0.96。為了更好地建立變量間的因果關(guān)系順序， 考察研究變量相對前一天的變化， 參考先前研究的建議（Beal， 2015; Hill et al.， 2021）， 本研究控制了變量前一天的水平。最后， 為了控制研究變量在每周的周期性變化， 參考現(xiàn)有研究（Gabriel et al.， 2019）， 本研究控制了星期的第幾天以及相應(yīng)的正弦和余弦函數(shù)。

4.3" 分析策略

由于研究3所收集的數(shù)據(jù)為嵌套型數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)， 因此本研究采用Mplus 8.3軟件的多層線性模型對數(shù)據(jù)進行分析。研究變量分為兩層：個體內(nèi)與個體間， 個體內(nèi)變量為積極情緒、消極情緒、睡眠質(zhì)量、家庭?工作沖突、感知工作表現(xiàn)失分、工作努力和家庭投入減少， 個體間變量為性別。為了檢驗本研究數(shù)據(jù)能否使用多層線性模型， 本研究分析了各變量個體內(nèi)和個體間方差比例（Hofmann et al.， 2000; Podsakoff et al.， 2019）。如表5所示， 與以往經(jīng)驗取樣研究類似（Andel et al.， 2022; Hill et al.， 2021; Song et al.， 2018; Welsh et al.， 2022; 劉德鵬 等， 2023）， 本研究個體內(nèi)方差占比在20%～50%， 適合使用多層線性模型進行數(shù)據(jù)分析。在進行假設(shè)檢驗前， 本研究根據(jù)Ohly等（2010）的建議， 將個體內(nèi)變量進行組均值中心化（group-mean centered）， 個體間變量進行總均值中心化（grand-mean centered）。由于本研究假設(shè)員工性別對員工身份維護過程具有跨層調(diào)節(jié)作用， 這代表不同性別的員工間的身份維護過程存在差異， 因此， 本研究參考以往研究（Lin et al.， 2019; Yuan et al.， 2018; 董念念 等， 2023; 劉德鵬 等， 2023）， 將各路徑均設(shè)定為隨機效應(yīng)。此外， 由于研究3中的數(shù)據(jù)為非獨立數(shù)據(jù)， 因此， 在檢驗中介效應(yīng)和被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)時， 本研究采用RStudio軟件中的蒙特卡羅模擬抽樣法（Monte Carlo method）進行分析（Selig amp; Preacher， 2008）。

4.4" 研究結(jié)果

4.4.1" 描述統(tǒng)計和相關(guān)分析

表6為研究3中各變量的均值、標準差和變量間相關(guān)系數(shù)。

4.4.2" 驗證性因素分析

為驗證家庭?工作沖突、感知工作表現(xiàn)失分、工作努力、家庭投入減少四個變量間的區(qū)分效度， 本研究參考以往研究的做法（Calderwood et al.， 2021; Gabriel et al.， 2021; Liao et al.， 2021; Methot et al.， 2021; 董念念 等， 2023）， 使用Mplus 8.3對上述變量進行多水平驗證性因素分析， 分析結(jié)果如表7。由表7可知， 假設(shè)的四因子模型擬合指數(shù)（χ2/df = 2.10， CFI = 0.98， TLI = 0.97， RMSEA = 0.04， SRMR = 0.01）優(yōu)于其他三因子模型， 表明本研究變量間具有較好的區(qū)分效度。

4.4.3" 假設(shè)檢驗

采用Mplus 8.3軟件的多層線性模型對數(shù)據(jù)進行分析， 多層線性回歸結(jié)果如表8所示。

假設(shè)1預(yù)測， 家庭?工作沖突對感知工作表現(xiàn)失分有正向影響。由表8模型1可知， 在控制了員工積極情緒、消極情緒、睡眠質(zhì)量及前一天的感知工作表現(xiàn)失分之后， 家庭?工作沖突對感知工作表現(xiàn)失分的正向影響顯著（b = 0.17， SE = 0.05， p = 0.001）。假設(shè)1得到驗證。

假設(shè)2預(yù)測， 家庭?工作沖突通過感知工作表現(xiàn)失分間接正向影響工作努力。蒙特卡羅模擬抽樣結(jié)果顯示， 家庭?工作沖突通過感知工作表現(xiàn)失分影響工作努力的間接效應(yīng)顯著（indirect effect = 0.02，"95% CI [0.001， 0.05]）。假設(shè)2得到驗證。

假設(shè)3預(yù)測， 家庭?工作沖突通過感知工作表現(xiàn)失分間接正向影響家庭投入減少。蒙特卡羅模擬抽樣結(jié)果顯示， 家庭?工作沖突通過感知工作表現(xiàn)失分影響家庭投入減少的間接效應(yīng)顯著（indirect effect = 0.04， 95% CI [0.002， 0.08]）。假設(shè)3得到驗證。

假設(shè)4預(yù)測， 性別調(diào)節(jié)家庭?工作沖突與感知工作表現(xiàn)失分間的關(guān)系， 相比女性員工， 男性員工家庭?工作沖突對感知工作表現(xiàn)失分的正向影響更強。根據(jù)表8模型2可知， “家庭?工作沖突×性別”交互項顯著正向影響感知工作表現(xiàn)失分（b = 0.26， SE = 0.12， p = 0.034）。簡單斜率分析結(jié)果顯示， 當員工為男性時， 家庭?工作沖突對感知工作表現(xiàn)失分的影響顯著（b = 0.36， SE = 0.10， p lt; 0.001）; 當員工為女性時， 家庭?工作沖突對感知工作表現(xiàn)失分的影響不顯著（b = 0.10， SE = 0.07， p = 0.13）， 且兩種情況下的差異顯著（b = 0.26， SE = 0.12， p = 0.034）， 簡單調(diào)節(jié)效應(yīng)如圖4所示， 假設(shè)4得到驗證。

假設(shè)5預(yù)測， 性別調(diào)節(jié)家庭?工作沖突通過感知工作表現(xiàn)失分對工作努力的正向影響， 相比女性員工， 男性員工該間接效應(yīng)更強。由蒙特卡羅模擬抽樣結(jié)果可知， 當員工為男性時， 家庭?工作沖突通過感知工作表現(xiàn)失分影響工作努力的間接效應(yīng)顯著（indirect effect = 0.05， 95% CI [0.004， 0.11]）; 當員工為女性時， 家庭?工作沖突通過感知工作表"現(xiàn)失分影響工作努力的間接效應(yīng)不顯著（indirect effect = 0.01， 95% CI [?0.004， 0.04]）; 兩種情況下， 間接效應(yīng)的差異顯著（difference = 0.04， 90% CI [0.002， 0.08]）。假設(shè)5得到驗證。

假設(shè)6預(yù)測， 性別調(diào)節(jié)家庭?工作沖突通過感知工作表現(xiàn)失分對家庭投入減少的正向影響， 相比女性員工， 男性員工該間接效應(yīng)更強。蒙特卡羅模擬結(jié)果表明， 當員工為男性時， 家庭?工作沖突通過感知工作表現(xiàn)失分影響家庭投入減少的間接效應(yīng)顯著（indirect effect = 0.07， 95% CI [0.007， 0.17]）; 當員工為女性時， 家庭?工作沖突通過感知工作表現(xiàn)失分影響家庭投入減少的間接效應(yīng)不顯著（indirect effect = 0.02， 95% CI [?0.006， 0.06]）; 兩種情況下， 間接效應(yīng)的差異顯著（difference = 0.05， 90% CI [0.004， 0.12]）。假設(shè)6得到驗證。

4.5" 補充分析

以上假設(shè)檢驗為包含控制變量的分析結(jié)果， 為了提升本研究結(jié)論的穩(wěn)健性和可靠性， 參考Spector和Brannick （2011）的建議， 本研究補充了不含所有控制變量以及不含睡眠質(zhì)量、積極情緒與消極情緒三個控制變量的數(shù)據(jù)分析 ， 數(shù)據(jù)分析結(jié)果再次驗證了各研究假設(shè)， 進一步支撐了本研究的研究結(jié)論。

5" 討論

本研究基于身份維護理論， 探討了員工家庭?工作沖突對其工作和家庭的影響。研究結(jié)果顯示， 員工家庭?工作沖突通過引發(fā)員工感知工作表現(xiàn)失分進而導致其增加工作努力和減少家庭投入， 性別在這一過程中起調(diào)節(jié)作用。相對女性員工群體， 家庭?工作沖突通過感知工作表現(xiàn)失分正向影響員工工作努力和家庭投入減少的間接效應(yīng)在男性員工群體中更強。

5.1" 理論貢獻

本研究對家庭?工作沖突等主題的研究有重要的理論意義。

首先， 本研究發(fā)現(xiàn)了家庭?工作沖突對員工工作行為的積極影響， 挑戰(zhàn)了“家庭?工作沖突總是有害”的主流假設(shè)， 響應(yīng)了Wilson等（2018）對于探討家庭?工作沖突積極效應(yīng)的呼吁， 為家庭?工作沖突與員工工作行為之間的關(guān)系提供了更全面、更均衡的解釋?，F(xiàn)有研究大多基于資源視角， 認為家庭?工作沖突會降低員工的工作資源投入水平， 進而引發(fā)消極的工作行為（Amstad et al.， 2011; Rubenstein et al.， 2020）。然而， 本研究基于身份維護視角發(fā)現(xiàn)， 家庭?工作沖突會導致員工感知工作表現(xiàn)失分， 從而激發(fā)他們投入更多資源， 更努力地工作。以上兩種理論視角對于家庭?工作沖突情況下個體在工作領(lǐng)域資源分配的觀點存在矛盾。這可能有以下兩種解釋：第一， 兩種理論視角可能適用于不同時間維度的解釋， 身份維護理論視角可能更適合用來解釋短期維度下家庭?工作沖突個體的資源分配， 個體在面臨家庭?工作沖突時， 直接反應(yīng)可能是消除身份沖突所帶來的威脅感， 因此在短期內(nèi)可能通過增加工作資源投入的方式進行身份維護（Greenbaum et al.， 2022; Zhang et al.， 2019）。資源保存理論則可能更適合于長期維度下的解釋， 從長期看， 面臨家庭?工作沖突的個體很可能因為缺少資源而陷入資源損失螺旋， 最終導致工作資源投入水平的降低， 產(chǎn)生消極的工作結(jié)果（Hobfoll et al.， 2018）。第二， 兩種理論視角可能是不同條件下的替代性關(guān)系。例如， 那些認為工作身份更重要的個體， 在面臨家庭?工作沖突時， 更可能產(chǎn)生工作身份維護動機， 增加工作領(lǐng)域資源投入（身份維護理論視角） （Greenbaum et al.， 2022; Zhang et al.， 2019）; 而那些認為工作身份不太重要的個體， 在面臨家庭?工作沖突時， 則不太可能產(chǎn)生工作身份維護動機， 因此可能放任工作領(lǐng)域的資源減少， 最終導致消極的工作結(jié)果（資源理論視角） （ten Brummelhuis amp; Bakker， 2012）。

其次， 本研究發(fā)現(xiàn)了性別是影響個體身份維護過程的重要邊界條件。身份維護理論指出， 身份重要性是影響個體感知身份威脅和進行身份維護的關(guān)鍵邊界條件（Burke， 1991; Greenbaum et al.， 2022）。性別反映了員工對工作身份與家庭身份重要性的不同看法， 影響員工對這兩種身份重要性的排序（Cinamon amp; Rich， 2002; Courtright et al.， 2016; Ladge amp; Little， 2019; Powell amp; Greenhaus， 2010）。因此， 在家庭?工作沖突與感知工作表現(xiàn)失分的關(guān)系中， 性別是重要的邊界變量， 但當前尚未有實證研究探索性別在此過程中的調(diào)節(jié)作用。本研究則驗證了在家庭?工作沖突情境下， 男性員工更容易感知工作表現(xiàn)失分， 并采取行動進行工作身份維護。該結(jié)論既驗證了身份維護理論的理論內(nèi)容， 也豐富了身份維護理論相關(guān)邊界條件的研究。

最后， 本研究基于身份維護理論， 發(fā)現(xiàn)了感知工作表現(xiàn)失分在員工家庭?工作沖突與行為結(jié)果間的中介作用。以往探討員工家庭?工作沖突與行為結(jié)果間關(guān)系的研究主要從角色理論與資源理論出發(fā)， 選擇工作壓力、自我損耗等代表個體資源稀缺狀態(tài)的概念作為中介變量（Courtright et al.， 2016; Netemeyer et al.， 2005）。本研究則首次引入身份維護理論， 發(fā)現(xiàn)家庭?工作沖突會導致員工感知工作表現(xiàn)失分， 進而促使員工通過增加工作努力， 減少家庭投入來維護工作身份。本研究豐富了員工家庭?工作沖突影響行為結(jié)果的中間解釋機制。

5.2" 實踐意義

本研究對管理實踐的啟示主要包含如下兩個方面：第一， 本研究為企業(yè)應(yīng)對員工家庭?工作沖突問題提供了新的思路。本研究發(fā)現(xiàn)家庭?工作沖突可能導致員工認識到自己的工作表現(xiàn)變差， 從而更加努力工作。該發(fā)現(xiàn)啟發(fā)管理者， 在當前家庭?工作沖突問題愈發(fā)普遍和難以避免的背景下， 應(yīng)當給遇到家庭?工作沖突問題的員工一定的寬容和自由度， 在員工績效表現(xiàn)下降時及時提醒員工， 幫助員工認識其工作表現(xiàn)問題， 從而促使員工主動將更多精力投入工作， 盡可能彌補員工家庭?工作沖突問題帶來的不利影響。

第二， 本研究發(fā)現(xiàn)性別是家庭?工作沖突引發(fā)員工身份維護過程的重要邊界條件。與男性員工相比， 女性員工在面對家庭?工作沖突時更難展現(xiàn)出主動的工作身份維護行為。該發(fā)現(xiàn)提示管理者應(yīng)該為女性員工提供更多的工作和家庭支持。例如， 管理者可以關(guān)注女性員工的家庭需求， 分享處理家庭?工作沖突的經(jīng)驗， 并為她們遇到的家庭問題提供有針對性的幫助。

5.3" 研究不足及展望

本研究存在以下幾個方面的不足， 可以在未來研究中進一步完善。第一， 盡管本研究采用的多方法、多時間點數(shù)據(jù)收集方法一定程度上避免了可能存在的共同方法偏差， 同時調(diào)節(jié)效應(yīng)的結(jié)果也證實本研究中共同方法偏差的影響并不嚴重（Podsakoff et al.， 2012）， 但未來研究仍可以考慮增加更多元化的數(shù)據(jù)來源， 以進一步減少共同方法偏差的影響。例如， 可以采用員工?上級?配偶的多源配對方式進行數(shù)據(jù)收集， 讓員工評價自身的家庭?工作沖突和感知工作表現(xiàn)失分， 讓員工的直接上級評價其工作努力程度， 讓員工的配偶評定其家庭投入減少情況。此外， 研究1與研究2的實驗設(shè)計未能達到隨機對照試驗（randomized controlled trial， RCT）的控制標準， 難以嚴格驗證內(nèi)部效度。未來研究可以開展更嚴謹?shù)碾S機對照試驗， 從而最大程度地避免選擇偏倚和混雜因素對實驗結(jié)果的影響。

第二， 研究2的操縱檢驗結(jié)果顯示， 實驗組的家庭?工作沖突均值較低（M = 2.85， SD = 1.26）。一個可能的解釋是研究2實驗組情境材料中描述的“非常重要又緊急的工作方案”和“回家處理一件緊急的事情”較為模糊， 導致部分員工難以理解情境， 從而使得家庭?工作沖突得分較低。因此， 為彌補這一缺陷， 我們進行了回憶式實驗研究， 未來研究也可以根據(jù)實際現(xiàn)象開發(fā)更具體的家庭?工作沖突情境材料。

第三， 根據(jù)家庭?工作沖突的發(fā)生規(guī)律（French amp; Allen， 2020; French et al.， 2022）， 研究3選擇了在早上剛上班時測量家庭?工作沖突。未來研究可以考慮在每天下班時測量當天的家庭?工作沖突， 并用其預(yù)測第二天的感知工作表現(xiàn)失分、工作努力和家庭投入減少。此外， 研究3下午問卷只測量了員工考慮減少家庭投入的情況， 未能測量員工實際的家庭投入減少情況。未來研究可以考慮增加一次晚間問卷， 測量實際的家庭投入減少情況。

第四， 本研究從身份維護理論視角探討了家庭?工作沖突的積極影響， 未來研究可以從更多視角研究家庭?工作沖突的積極效應(yīng)。例如， 基于反芻的目標進展理論（goal process theory of rumination， Martin amp; Tesser， 1996）， 個體感知目標進展受阻將產(chǎn)生目標導向的反芻思維， 并采取解決目標差異的行動策略（Martin et al.， 2003; Martin amp; Tesser， 1996）。當員工經(jīng)歷家庭?工作沖突時， 會認為其工作?家庭平衡目標受阻， 從而產(chǎn)生解決家庭?工作沖突的心理和行為反應(yīng)?；跉w因理論（Weiner， 1985）， 當個體將負面結(jié)果歸因于內(nèi)部、不穩(wěn)定但可控的因素時， 可能會產(chǎn)生內(nèi)疚情緒， 從而促進個體補償修復對他人帶來的傷害（郝娜， 崔麗瑩， 2022）。員工經(jīng)歷家庭?工作沖突而感知工作表現(xiàn)失分， 當員工將自己工作表現(xiàn)不佳歸因為自己當天時間安排不當， 可能會對工作和組織產(chǎn)生內(nèi)疚感， 從而產(chǎn)生補償組織的動機與行動。

最后， 本研究將性別作為家庭?工作沖突與感知工作表現(xiàn)失分關(guān)系的調(diào)節(jié)變量存在一定的局限性。在當前時代背景下， 越來越多的女性將更多的精力投入了工作崗位， 并且更加看重其工作身份， 性別對工作?家庭領(lǐng)域的影響逐漸減弱（Hwang amp; Hoque， 2023; Shockley et al.， 2017）。因此， 未來可以進一步探究性別與性別角色態(tài)度的雙重調(diào)節(jié)作用， 或探究不同性別平等文化背景下性別調(diào)節(jié)作用的差異。除此之外， 未來研究可以探討其他類型的邊界條件。例如， 根據(jù)目的工作行為理論， 個體的人格特質(zhì)會引發(fā)不同的目標努力動機， 并指導特定的思維、情緒和行為方式（Barrick et al.， 2013）， 其中責任心與成就動機有關(guān)， 高責任心的員工傾向努力履行工作任務(wù)以獲得成就感（Barrick et al.， 2002）。因此， 他們可能更容易感知到家庭?工作沖突所導致的工作表現(xiàn)失分， 從而更有可能產(chǎn)生努力工作的動機和行為。除了個體特征， 工作場所特征也可能有所影響。例如， 高組織競爭氛圍將導致工作的不確定性， 在高組織競爭氛圍中的員工容易因績效比較而產(chǎn)生未能實現(xiàn)績效目標的壓力（Fletcher et al.， 2008）， 因此， 他們更有可能因工作任務(wù)被家庭需求干擾而感知工作表現(xiàn)失分， 進而影響其工作和家庭行為。

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Making up for merit！ A study of the identity work of family-work conflict

LU Hailing1，2， DONG Guoqing1， YANG Yang3， WANG Yongli4， TAN Ling5， LAI Shaodong4

（1 School of Economics and Management， Nanjing University of Science and Technology， Nanjing 210094， China）

（2 Institute for Digital Economy， Nanjing University of Science and Technology， Nanjing 210094， China）

（3 College of Business， Jiaxing University， Jiaxing 314001， China）

（4 School of Business， Sun Yat-sen University， Guangzhou 510275， China）

（5 School of Management， Guangdong University of Technology， Guangzhou 510520， China）

Abstract

Family and work are essential domains of most adults’ daily lives in the modern era. Family-work conflict is “a form of inter-role conflict in which role pressures from the work and family domains are mutually incompatible in some respects.” Although the negative consequences of family-work conflict have featured prominently in the literature， scholars have insinuated that it may yield positive work behaviors. However， there is little empirical evidence demonstrating the positive results of family-work conflicts and the mechanisms for such functional consequences. To address this theoretical gap， we drew upon the identity maintenance perspective and hypothesized that employees who experience family-work conflict perceive a loss of job performance and desire to maintain work identity， which， in turn， facilitates employees’ work effort and considers reducing family hours.

We conducted three studies to test our hypotheses. In Study 1， a recall experiment was conducted to test the causal effect between family-work conflict and perceived job-performance loss. We recruited 200 participants through Credamo platform. Family-work conflict was manipulated by asking participants to recall their experiences. The results support the causal relationship between family-work conflict and perceived job-performance loss. In Study 2， we confirmed the conclusion through a between-participant scenario experiment. We recruited 232 full-time employees from southern China. When the test was administered， the participants were randomly assigned to one of the two experimental conditions： a high family-work conflict （N = 120） and a low family-work conflict （N = 112）. Subsequently， the participants were required to read and describe the scenario and its content， respectively. They then completed the manipulation check of family-work conflict， reported their perceived job-performance loss and work-effort intention， and considered reducing family hours. In Study 3， we conducted a multi-wave field study with 786 dyadic data points from 100 employees. At Time 1， the employees were asked to report their demographic information. At Time 2， the employees completed three reports daily for 10 consecutive days. In the first report， the employees rated their affectivity， overnight sleep quality， and family-work conflict. The second and third reports focused on perceived job-performance loss， work effort， and reducing family hours.

Confirmatory factor analysis， regression analysis， bootstrapping， and Monte Carlo methods were used for data analysis. The results showed that family-work conflict was positively associated with perceived job-performance loss. Employees’ perceived job-performance loss increases their work efforts and reduces family hours. Gender also moderated the positive effects between family-work conflict and perceived job-performance loss; this relationship was stronger for male employees. Furthermore， family-work conflict has a conditional， positive indirect effect on work effort and considers reduced family hours through perceived job-performance loss， such that the indirect effects are stronger for male employees than for female employees.

This study extends the theory and research on family-work conflict in three ways. First， we complement and extend the family-work conflict research by revealing the positive effects of family-work conflict on employee work behaviors. The existing literature generally emphasizes that family-work conflict is detrimental to work. This study challenged conventional wisdom and provided a more balanced and dialectical understanding of the relationship between family-work conflict and work behavior. Second， we enrich the empirical research on the conditional effect of identity maintenance by providing evidence that gender is a significant factor influencing the process of identity maintenance. Third， we draw upon identity maintenance theory to explore the mechanism of family-work conflict to stimulate employees’ identity maintenance process. We further revealed a new explanatory mechanism of the relationship between employees’ family-work conflict and behavioral outcomes.

Keywords" family-work conflict， identity maintenance theory， perceived job performance loss， work effort， reducing family hours