家庭-工作冲突对女性员工职业成长的影响--一个被调节的中介模型

家庭—工作冲突对女性员工
职业成长的影响
*
—— 一个被调节的中介模型
一、引言
个体—组织关系在20世纪末发生了翻天覆地的变化，个体的职业成长和发展因跨越组织边界而得以拓展，这使得个体不再仅受单个组织的限制，可以择优流动于不同类型的组织中。

时至当今，互联网的高速发展使得信息不但能快速传播，而且更加具有透明度和易得性，因而人才流动比以往任何时候都更加容易和普遍。

如何将人才留在组织并保持其合理流动，就成
了诸多企业亟待解决的问题。

在日趋激烈的人才竞争环境中，员工的职业成长得到了更加广泛的关注和重视。

但值得注意的是，员工的职业成长有着显著的性别差异，虽然当下参与社会劳动的女性越来越多，但是仍然无法改变男性在劳动力市场所占有的主导地位，女性在进入劳动力市场后大都按照工作场所的性别角色规范行事，并且主动适应以男性为主导的组织文化。

相比男性员工而言，女性员工在职场中
基于资源保存、社会交换以及社会支持理论，探讨家庭—工作冲突对女性员工职业
成长的影响，并考察工作投入的中介效应和组织支持感的调节效应。

研究结果表明：（1）家庭—工作冲突显著负向预测女性员工的职业成长；（2）工作投入在家庭—工作冲突与女性员工的职业成长之间起部分中介作用；（3）组织支持感正向调节家庭—工作冲突和女性员工工作投入的关系，也正向调节家庭—工作冲突通过工作投入影响女性员工职业成长的间接效应。

要缓解家庭—工作冲突对女性员工职业成长的负面影响，企业应积极关注女性员工的职业成长，为其提供公平的职业成长环境，有针对性地采取措施，加强对女性员工的人文关怀，并建立符合女性职业发展的员工激励机制。

女性员工也应积极应对家庭—工作冲突对职业成长的影响，建立良好的家庭沟通机制与职业发展规划。

[关键词]家庭—工作冲突 女性职业成长 工作投入 组织支持感
[中图分类号] C93 [文献标识码] A [文章编号] 2096-5761（2020）03-0031-12
[摘 要]□ 陈晓暾 葛雅利
*本文系国家社科基金项目“西部地区传统产业生态化研究”（项目编号：14XJY007)、陕西省教育厅2018年度重点科学研究计划(哲学社会科学重点研究基地)（项目编号：18JZ011）的部分研究成果。

的处境更加艰难，职业成长受到多重制约。

基于仍占主导地位的传统性别角色分工，家庭教育和家庭内务等重担仍主要落在女性肩上。

当今社会，传统的“男主外、女主内”逐渐演变成 “男主外，女内外兼顾”的局面，女性员工普遍面临家庭—工作冲突，这种两难处境很可能进一步限制女性员工的职业成长。

如何缓解女性员工面临的家庭—工作冲突，促进其职业成长，进一步解放和发展女性劳动力，成为企业在优化人力资源过程中必须解决的关键问题。

虽然大量的现实生活案例显示了女性职业成长受到家庭—工作冲突的影响，但是学术界目前尚未有相关实证研究对家庭—工作冲突影响女性员工职业成长的内在作用机制进行深入探讨，因此，有必要探索其中的深层关系机制。

根据资源保存理论，个体在面对多重角色压力时，会进行评估并选择将有限的资源投入到其中一种角色行为当中。

奈特米尔（Netemeyer）等提出家庭—工作冲突作为一种角色冲突形式会影响员工对家庭和工作的态度，致使其增加对家庭的投入而减少对工作的投入。

[1]工作投入衡量了员工有效进入工作角色的状态，对工作结果有着直接影响，员工的职业成长可被视作一种非经济性报酬[2]，与员工工作行为和结果息息相关。

根据社会交换理论，员工工作投入和职业成长之间可形成一种社会交换关系，员工进行积极的工作投入以期在组织中获得更快的职业成长，组织满足员工职业成长需求，促使其增加工作投入对组织进行回报。

因此，本文关注工作投入的中介作用。

社会支持理论认为个体从外界获得的精神支持或物质帮助在一定程度上可缓解生活与工作中的压力。

[3]组织支持作为社会支持的一种，可有效缓解员工的角色压力，而组织支持感作为员工对组织支持感知的衡量，影响着员工对待工作的态度与行为。

[4]故本文基于不同水平的组织支持感，考察家庭—工作冲突影响工作投入的边界条件。

基于上述分析，本研究将女性员工作为研究对象，探讨家庭—工作冲突与职业成长之间的关系，同时引入工作投入和组织支持感两个变量来考察家庭—工作冲突对女性员工职业成长的具体影响机制和边界条件。

文章不仅有益于丰富有关家庭—工作冲突和职业成长的本土研究，而且能为女性员工应对家庭—工作冲突提供针对性建议，为企业吸引并激励女性人才提供指导。

二、文献回顾和研究假设
（一）家庭—工作冲突与职业成长
家庭—工作冲突作为一种角色冲突的形式，强调了家庭所带来的行为、时间压力等对工作相关责任的干扰。

根据资源消耗理论和角色冲突理论[5]，个体只有固定数量的心理和生理资源来消耗他们的角色义务。

当个人扮演多种角色时，角色压力会消耗甚至耗竭他们的资源。

家庭—工作冲突作为影响工作和非工作结果的压力源之一，会使与个体工作及非工作相关的结果受到损害，如职业发展、职业满意度等。

[6]研究表明，非工作领域如家庭和个人生活的影响已经逐渐融入职业成长当中[7]，而角色冲突会给个体进入非传统的工作领域带来负面影响[8]。

家庭—工作冲突更是被管理者视为阻碍员工工作走向优秀和成功的因素[9]，工作与家庭的压力是阻碍女性管理者职业成长的主要因素之一[10]，管理者对女性员工家庭—工作冲突的偏见导致其晋升更加困难[11]，女性员工出现职业高原，影响自身职业发展[12]。

此外，个体为了消除家庭—工作冲突而表现出较高的离职倾向[13]，与离职倾向息息相关的离职密度
作为一个衡量员工离职频率性的变量能够预测员工职业成长[14]。

以上研究都直接或间接证明了职业成长会受到家庭—工作冲突的影响。

经文献梳理发现，目前研究仅单一涉及了家庭—工作冲突与职业晋升的关系，缺乏对职业成长其他方面的研究。

据此，本研究提出如下假设：H1:家庭—工作冲突负向预测女性员工职业成长。

H1a:家庭—工作冲突负向预测女性员工职业目标与能力发展。

H1b:家庭—工作冲突负向预测女性员工职业晋升与报酬增长。

（二）工作投入的中介作用
工作投入指个体努力使自身与工作融入以期达到更好的状态去履行工作角色并完成工作任务。

[15]根据工作—要求资源模型，工作资源有助于减轻员工压力，促使其增加工作投入，进一步推动积极工作结果的产生。

[16]根据资源保存理论，当家庭—工作冲突导致员工面临角色两难选择时，员工为了降低资源的进一步流失会首先保留家庭资源而减少精力和时间去保存工作资源，因此，会降低员工工作投入。

已有研究表明，家庭—工作冲突对服务业员工的工作投入均有负向预测作用。

[17]家庭—工作冲突作为家庭角色和工作角色不兼容情况下造成的矛盾，不但直接影响员工工作角色的履行[18]，而且会通过紧张、倦怠等不良情绪的产生、工作压力增大等方式间接作用于员工的工作态度和行为，这其中就包括工作投入[19]。

此外，女性实际上每天花在家庭及相应责任上的时间比男性更多，女性在工作时更容易被家庭分心[20]。

工作投入和职业成长关系密切，现有大量研究表明职业成长正向预测员工工作投入，但较少研究工作投入对职业成长的影响。

通过梳理相关文献得知，工作投入能够带来高的工作绩效[21]，而工作绩效会随着个人—组织匹配度的增加而提高，并进一步促进其职业成长[22]；也有学者研究指出，工作投入正向预测职业价值观[23]，而职业价值观能够显著促进个体职业成长[24]；黄索普洛（Xanthopoulou）等研究表明，员工工作投入度越高，其收入越高[25]。

同时，根据社会交换理论，组织为员工提供的良好待遇会使员工采取积极的态度和行动，更好地投入工作为组织做出贡献，双方之间存在一种自愿的交换行为[26]，员工为了加快自身在组织内部的职业成长，会出于交换心理加强自身的工作投入。

由此可知，工作投入作为一种积极的工作状态，能够对员工职业成长起到促进作用。

个体在面对角色压力时为了保存自身资源，会选择安全舒适的情境[27]，家庭—工作冲突作为一种角色压力和持续存在的角色冲突，使员工偏向选择家庭角色的承担而对工作产生消极退缩等情绪，影响员工工作态度和行为，长此以往会导致员工工作技能难以提升、绩效下降、报酬得不到增加等一系列抑制职业成长的消极因素滋生，进而影响员工的职业成长[28]。

由此，家庭—工作冲突对女性员工造成的负向情绪会影响其工作状态，从而引发消极的工作结果，阻碍个人的职业成长和发展。

综上所述，当女性员工面临家庭—工作冲突时，会通过减少工作投入进一步对职业成长产生影响。

通过降低员工面临的家庭—工作冲突，能够提升员工工作投入，产生一系列如绩效提高等有效的工作结果，使员工有可能得到更快更好的职业成长。

因此，家庭—工作冲突对职业成长的影响能够通过员工工作投入来实现。

基于此，提出如下假设：
H2：工作投入在家庭—工作冲突和女性员工职业成长的关系之间起中介作用。

H2a：工作投入在家庭—工作冲突和女性员工职业目标与能力发展的关系之间起中介作用。

H2b：工作投入在家庭—工作冲突和女性员工职业晋升与报酬增长的关系之间起中介作用。

（三）组织支持感的调节作用
针对员工因角色冲突而产生的负面影响，组织可采取有效措施进行应对，例如通过提高员工对组织支持的感知来缓解家庭—工作冲突的消极影响。

组织支持感是员工判断组织对自身关心及重视程度的心理感知，当员工感受到组织的认可和支持时，他们会把更多的精力投入到工作实践中。

[29]根据资源保存理论和社会支持理论，当员工的资源损失时，员工会产生应对压力，而此过程需要员工进一步投入其他资源以解决该资源流失产生的后果。

组织支持感、社会支持等都可以被视为一种外部的工作资源，能够对员工的工作—家庭冲突和工作投入产生预测作用。

[30]已有研究表明，组织支持感能够调节员工自我同一性和工作投入之间的关系[31]，并调节工作家庭冲突与工作绩效的关系[32]，高组织支持感的员工更倾向于用良好的行为回馈组织[33]。

可见，组织支持感在员工角色感知和工作态度行为之间起到调节作用，具有高度组织支持感的个体更愿意努力工作以回报组织并得到更大的认可。

在面临家庭—工作冲突时，员工对家庭和工作角色之间的不兼容更加敏感，而来自组织的支持和认可会帮助员工缓解来自家庭的压力与冲突，以更加稳定和饱满的状态投入到工作中。

据此，本研究提出以下假设：
H3：组织支持感正向调节女性员工家庭—工作冲突与工作投入的关系。

（四）被调节的中介模型
根据资源保存理论，当员工面临家庭—工作冲突时，由于有限资源被不断消耗，因此会降低角色内、外行为。

[34]根据社会支持理论，组织支持感作为一种社会支持能够有效缓解因资源消耗所产生的消极影响。

因此，在经历家庭—工作冲突时，高水平组织支持感的员工会更为积极乐观地配置自身有限的资源，从而降低可能产生的消极情绪，提高员工工作投入，减少冲突带来的消极后果。

[35]从而，工作投入的高低受到不同水平组织支持感调节家庭—工作冲突负面作用的影响。

高水平组织支持感的员工能够通过组织给予的外部资源支持补充情绪劳动所消耗的资源[36]，弱化一部分家庭—工作冲突带来的负面情绪，降低家庭—工作冲突对工作投入的负面影响，同时员工有效的工作投入能够合理利用工作资源提供的效益，从而进一步促进职业成长。

而低水平组织支持感的员工认为组织对自身的理解和认可不够，会对组织产生抵触情绪，不能有效保护和分配有效的资源，以更加消极的态度和行为对待工作，从而增强家庭—工作冲突对工作投入的消极影响。

而较低的工作投入难以充分发挥员工的积极性和创造性，不能有效提升员工工作目标和技能水平，也不能使其得到报酬的增加和职位的晋升，因而，职业成长很难得到综合发展和提高。

因此，组织支持感作为一种外部资源支持，可以通过调节家庭—工作冲突的感知强度使员工积极处理资源有限问题并增加员工的工作投入，从而调节家庭—工作冲突对员工职业成长产生的影响。

据此，本文提出如下假设：
H4：组织支持感正向调节家庭—工作冲突
2.工作投入
参考绍费利（Schaufeli）等开发的6题项Utrecht 工作投入量表[38]，包括“工作时，我感到精力充沛”等，在本研究中克朗巴哈系数（Cronbach’s α）为0.895。

3.组织支持感
选用艾森伯格（Eisenberger）等2001年修订后的量表[39]，包括“家庭压力使我在工作中
还想着家里的事”等，在本研究中克朗巴哈系
数（Cronbach’s α）为0.905。

4.职业成长
采用国内使用广泛且信效度良好的15题项量表，由翁清雄和席酉民于2010年编制[40]，例如“与同事相比，我的职业提升速度比较快”等。

该量表将职业成长划分为职业目标进展、职业能力增长、晋升速度和报酬增长4个维度。

本研究结合数据分析的实际情况将提取出两个公因子分别命名为职业目标与能力发展、职业晋升与报酬增长。

在本研究中克朗巴哈系数（Cronbach’s α）为0.921。

四、实证分析
（一）效度与同源误差检验
研究采用AMOS21.0进行验证性因子分析，结果显示五因子假设模型的拟合度显著优于其他备选竞争模型（χ2/df = 1.318，CFI = 0.978，
TLI = 0.974，RMSEA = 0.034，RMR = 0.049），由
此可知，各变量间具有良好的区分效度，支持本研究的五因子假设模型。

研究采用控制非可测单潜变量模型法检验可能存在的同源误差，在验证性因子分析模型的基础上，额外增加一个共同方法偏差（CMV）潜在变量进行对比分析，在加入CMV 之后，卡方自由度比值的变化为0.001，近似误差均方根（RMSEA）的变化为0.002，而其他指标没有变化，说明这两个模型
三、研究设计
（一）数据的收集与样本特征
本研究通过问卷调查的方式收集了企业女性员工相关数据，经整理发现此次共计回收问卷371份，剔除59份无效问卷，得到312份有效问卷，问卷有效率为84.1%。

其中，从年龄分布来看，30岁及以下195人，31~40岁88人，41~50岁24人，51岁及以上5人；从婚姻状况来看，未婚129人，已婚183人；从学历来看，大专及以下68人，本科203人，硕士及以上41人；从工作年限看，小于等于3年146人，4~6年83人，7~10年51人，大于等于11年32人。

（二）测量工具
本研究所使用的量表均借鉴国内外知名成熟的量表，所有问卷涉及的量表均采用李克特五点计分法，1~5表示从“非常不符合”到“非常符合”。

1.家庭—工作冲突
借鉴由卡尔森（Carlson）和卡马克（Kacmar）设计的量表[37]，选取了测量家庭—工作冲突方面的9个题项，包括“我花在家庭义务上的时间通常会干涉我工作任务的完成”等题目，在本研究中克朗巴哈系数（Cronbach’s α）为0.872。

图1 理论模型
与女性职业成长的关系，这一调节作用受到工作投入的影响。

即对高水平组织支持感的女性员工而言，整个中介效应比低水平组织支持感的女性员工更弱。

由此构成一个被调节的中介模型（见图1）。

归，结果由模型1、模型5以及模型8表示。

可知，在控制人口统计变量之后，家庭—工作冲突显著负向影响工作投入（β= -0.295，p ＜0.01），工作投入显著正向影响职业目标与能力发展（β= 0.672，p ＜0.01），工作投入显著正向影响职业晋升与报酬增长（β= 0.554，p ＜0.01）。

其次，将自变量家庭—工作冲突与中介变量工作投入同时纳入回归方程，从模型4、模型6以及模型7、模型9可以看出：家庭—工作冲突对职业目标与能力发展的影响系数由-0.320（p ＜0.01）改变为-0.135（p ＜0.01），对职业晋升与报酬增长的影响系数由-0.214（p ＜0.01）改变为-0.056（p ＜0.01），数值的绝对值均减小，表明自变量对因变量的效应减弱，而此时中介变量工作投入对职业目标与能力发展（β= 0.626，p ＜0.01）以及职业晋升与报
的变量关系没有显著性区别，因此，不存在显著的同源误差。

（二）描述性统计分析
表1展示了各变量间的相关关系以及平均值和标准差。

从中可知，家庭—工作冲突与职业目标与能力发展、职业晋升与报酬增长的相关系数分别为-0.448和-0.363，均在0.001的
表1 变量的描述性统计分析
变量
平均数标准差12
3
4
5
1.家庭—工作冲突
2.83 1.0412.工作投入
3.130.89-0.358***13.组织支持感 3.250.87-0.145*0.566**1
4.职业目标与能力发展 3.200.90-0.448***0.711***0.569*1
5.职业晋升与报酬增长
2.76
0.91
-0.363***
0.591***
0.546*
0.223
1
水平上显著负相关，假设H1a 和H1b 得到初步验证；家庭—工作冲突与工作投入的相关系数为-0.358（p ＜0.001），可知家庭—工作冲突与工作投入之间显著负相关；工作投入和职业成长的两个维度之间系数分别为0.711和0.591，p 均小于0.001，说明工作投入和职业成长之间显著正相关。

（三）假设检验1.主效应和中介检验
在表2中，模型1、4、5、7、8展示了家庭—工作冲突对工作投入、女性员工职业成长的影响以及工作投入对职业成长的影响。

其中模型4和模型7分别表示，在控制了女性员工的年龄、婚姻状况、学历以及工作年限等人口统计变量之后，自变量家庭—工作冲突与因变量职业成长的两个维度职业目标与能力发展（β= - 0.320，
p ＜0.01）、职业晋升与报酬增长（β= - 0.214，p ＜0.01）显著负相关，假设H1、H1a、H1b 得
到进一步验证，即研究所提出的主效应得到验证。

本研究根据回归分析法进行中介效应检验，结果如表2所示。

首先，分别做自变量对中介变量的回归以及中介变量对因变量的回
注：*表示p<0.05，**表示p<0.01，***表示p<0.001。

酬增长（β= 0.535，p＜0.01）的正向效应仍然显著，说明工作投入在家庭—工作冲突和职业目标与能力发展以及职业晋升与报酬增长之间起到中介作用，研究假设H2、H2a、H2b得到验证。

此外，使用海耶斯（Hayes）2013年开发的PROCESS程序插件进一步确认中介效应的显著性。

根据拔靴法（Bootstrap）通过模拟抽样分布的过程可以得到更加准确的标准误估计值，研究设置1 000次自助抽样次数，选择偏差校正的非参数百分位法（Bias Corrected）校正置信区间，得到95%的置信区间，如表3所示，间接
效应1和间接效应2的95%置信区间均不包含0，与表2回归结果一致。

2.调节效应检验
如表2的模型3所示，工作投入对家庭—工作冲突与组织支持感的交互项回归系数显著且为正（β= 0.077，p＜0.05），表明组织支持感正向调节家庭—工作冲突和工作投入之间的关系，因此，假设H3成立。

为进一步验证调节
表2 假设检验结果
变量
工作投入职业目标与能力发展职业晋升与报酬增长模型1模型2模型3模型4模型5模型6模型7模型8模型9年龄0.313*0.254**0.249**0.306*0.0730.110-0.088-0.095-0.079婚姻状况-0.062-0.047-0.052-0.254*-0.264**-0.216**-0.228*-0.215**-0.195**学历-0.037-0.021-0.020-0.0180.0020.005-0.041-0.022-0.021工作年限-0.084-0.011-0.011-0.0580.035-0.005-0.0030.0590.042家庭—工作冲突-0.295**-0.240**-0.241**-0.320**-0.135**-0.214**-0.056组织支持感0.540**0.530**
家庭—工作冲突
*组织支持感
0.077*
工作投入0.672**0.626**0.554**0.535** R20.1620.4270.4330.2620.5630.5800.2100.4370.439ΔR20.1480.4150.4190.2500.5550.5720.1970.4270.428 F11.365**36.368**31.853**20.925**75.699**67.480**15.646**45.554**38.283**注：*表示p<0.05，**表示p<0.01。

表3 拔靴法（Bootstrap）中介效应检验
中介路径Effect BootSE Bootstrap （95%CI）
直接效应1家庭—工作冲突
→职业目标与能力发展
-0.1930.036[-0.265,-0.122]
直接效应2家庭—工作冲突
→职业晋升与报酬增长
-0.1520.043[-0.236,-0.067]
间接效应1家庭—工作冲突
→工作投入→职业目标与能
力发展
-0.1970.034[-0.267,-0.136]
间接效应2家庭—工作冲突
→工作投入→职业晋升与报
酬增长
-0.1660.030[-0.234,-0.109]
3.有调节的中介效应检验
使用Mplus7.4统计软件，根据爱德华兹（Edwards）等提出的方法分析，在不同组织支持感的水平下[42]，工作投入在家庭—工作冲突和女性员工职业成长之间的中介效应。

从表4可知，高水平组织支持感的女性员工，家庭—工作冲突经工作投入对职业成长的间接影响显著且绝对值较小（β= -0.183，p ＜0.01）；低水平组织支持感的女性员工，这一影响显著且绝对值相对较大（β= -0.250，p ＜0.01），且间接效应的差异显著（β= 0.067，p ＜0.001）。

这表明，组织支持感对工作投入在家庭—工作冲突和女性员工职业成长之间的中介效应起正向调节作用，假设H4得到验证。

五、讨论
（一）理论意义
首先，本文研究了家庭—工作冲突对女性员工职业成长的影响，结果表明，家庭—工作冲突对女性员工职业成长的各个维度均起到负向预测作用。

家庭—工作冲突作为一种典型的角色冲突会影响员工工作角色的履行，以往研究已表明家庭—工作冲突对员工工作绩效具有负向影响，本研究将这种负向影响进一步延伸至职业成长。

可见，家庭与工作之间的冲突可以通过对个体有限资源的倾斜配置而直接影响诸如员工晋升等与职业生涯进程相关的要素。

由此，本研究不仅进一步扩大了资源保存理论的适用性，而且扩展了家庭—工作冲突的影响后果，同时，拓展了影响女性员工职业成长的因素研究。

其次，本文考察了工作投入的中介作用，结果证实，工作投入在家庭—工作冲突与女性员工职业成长的关系中起着部分中介作用。

由此可以看出家庭—工作冲突既直接影响女性员工职业成长，也通过工作投入进一步作用于职业成长。

工作投入这一介质能够成立是因为个体对工作付出的时间、精力等会影响工作投入，
图2 组织支持感的调节效应
表4 有调节的中介效应检验
调节变量
家庭—工作冲突（X）→工作投入（M）→职业成长（Y）阶段效应第一阶段
直接效应
间接效应
总效应
低组织支持感
（-1SD）-0.574**-0.226-0.250**-0.476*
高组织支持感（+1SD）
-0.419**-0.233*-0.183**-0.416**
差异 0.155*-0.007 0.067*** 0.060
注：*表示p<0.05，**表示p<0.01，***表示p<0.001；低组织支持感表示均值减一个标准差，高组织支持感表示均值加一个标准差。

效应的具体作用模式，采用阿里肯（Aliken）等[41]提供的方法绘制，如图2所示的组织支持感调节效应，高低水平组织支持感依据该变量的均值加减一个标准差获得。

由图2可知，低水平组织支持感的斜率绝对值比高水平组织支持感的斜率绝对值大，即低水平组织支持感的调节强度更高。

当女性员工感知到家庭—工作冲突时，组织支持感水平低的员工对冲突更加敏感，会大幅度降低工作投入水平，加剧家庭—工作冲突对工作投入的负向影响。

低家庭—工作冲突工作投入
4.0
3.53.0
2.5
2.0
高组织支持感低组织支持感
高家庭—工作冲突。