一、引　言

随着后工业社会的来临，服务业兴起和女性大量进入劳动市场的结构性转变不仅改变了传统男性养家的家庭结构模式（Male-Breadwinner Model），也导致了社会风险结构与本质的改变，家庭成员无法有效地调和工作与家庭责任以及低薪工作等因素往往容易使家庭或个人陷入角色冲突的窘境。传统以工业社会为基础的福利国家体制已经无法有效地应对由此产生的新社会风险，如何通过工作–家庭支持计划（WF支持）实现两者间的平衡已成为福利国家在转型中的重要议题。

近几年，国内越来越多的文献开始关注工作与家庭冲突议题，工作与家庭冲突会牵涉到个人对家庭生活和职场表现满意与否等生活福祉，但国内研究关注的焦点大都在企业制度、体制类型、职工福利等正式WF支持资源上（刘永强等，2008；刘伯红等，2008；吴愈晓等，2015），对非正式WF支持资源的讨论相对不足。虽然家庭支持政策出发点是好的，但在降低劳动者工作家庭冲突或改善个人生活福祉上的效果却并不理想（Beauregard和Henry，2009），反而非正式WF支持资源的获得对缓解家庭工作冲突的效果相对明显一些（Allen和Kiburz，2012）。同时，相对于工作与家庭福利方案的实施，非正式的工作与家庭支持实施较为容易且成本较低。另外，大部分研究所考察的家庭工作冲突是单向的。

本文的贡献主要体现在两个方面：首先，将“家庭工作冲突”作为架构的核心概念，以资源保存理论（Conservation of Resource，COR）为基础提供了一个综合的分析框架，从“工作对家庭的冲突”（Work-to-Family Conflict，简称WFC）和“家庭对工作的冲突”（Family-to-Work Conflict，简称FWC）两个维度检验家庭工作冲突的前因和后果；其次，突破以往多数研究只分析家庭工作冲突对个人单一福祉的影响，本研究探讨家庭工作冲突对个体工作满意度与生活满意度两种生活福祉的影响，并特别关注了非正式工作资源在其中发挥的调节作用。研究结果表明，资源损失确实会使员工陷入更为严重的家庭工作冲突，但来自组织管理层的支持则可以有效缓解家庭工作冲突，非正式工作资源对家庭工作冲突与员工工作（生活）满意度也具有显著的调节作用。

二、文献回顾与研究假设

（一）工作与家庭冲突的概念与测量

虽然学者们对于家庭工作冲突的定义略有不同，但大都认为：家庭工作冲突应被视为是一种压力的感受，是无法兼顾家庭与工作角色时所产生的冲突（Poelmans等，2005）。家庭工作冲突又可进一步区分为两种方向，工作对家庭的冲突和家庭对工作的冲突。两者不但在概念上截然不同，而且只存在中等程度的相关（Netemeyer等，1996）。1990年代以前，大部分研究着重在工作对家庭的单向影响，随着理论的发展，直到2000年后学者才开始关注工作与家庭冲突间的双向影响（Carlson等，2006；Promislo和Deckop，2010；Matthews等，2012）。除了工作领域影响到家庭领域（WFC），家庭领域也有可能影响到工作领域（FWC），例如家中有幼儿的员工，繁重的家庭负担扰乱了工作上的进度，进而导致工作满意度下降，这是FWC的体现。因此，要完整了解工作与家庭间的互动，必须同时考量工作与家庭冲突的两个方向（Frone等，1992），为避免混淆，我们将工作与家庭双向的冲突称为家庭工作冲突，包含工作对家庭冲突（WFC）和家庭对工作冲突（FWC）。

关于家庭工作冲突的探讨主要包括往前追溯导致家庭工作冲突的压力源和探究家庭工作冲突所带来的影响两种途径。后者有助于了解家庭工作冲突的冲击，然而，唯有从前端着手才能知道哪些因素是导致家庭工作冲突的根源，哪些为保护因素，进而能防患于未然。在过去二十年来，学术界关于“潜在压力源→家庭工作冲突感受→压力后果”这个主轴已有充分的讨论。本文在此基础上，将家庭工作冲突分为前因、核心以及后果三部分来讨论，前因指预测家庭工作冲突发生的因素，核心是家庭工作冲突，包括WFC和FWC两个方向，后果则是指家庭工作冲突造成的不良后果，研究将主要围绕工作和生活满意度展开。

在“重家庭，轻工作”的导向下，国内相关研究大多从家务分工和家庭照料等视角出发探讨家庭工作冲突的原因（吴愈晓等，2015），或者关注家庭工作冲突对个人劳动市场表现的影响（杨菊华，2016），其中只有少量研究同时考虑工作与家庭的冲突与冲突干扰方向对个人生活福祉的影响（李锡元和高婧，2011；李雪松，2012；许琪和戚晶晶，2016）。本研究通过全国性代表样本，同时考虑工作与家庭冲突维度的干扰方向对生活福祉（工作满意度与生活满意度）的影响效果，一定程度上可以补足现有研究的不足。

（二）家庭工作冲突的资源观点

角色压力理论的核心观点是资源稀少假设，基本思想就是受限于有限的时间与精力等资源，当个人必须同时扮演多重角色时，这些稀少资源就有可能被耗尽。如个人因时间和精力等资源有限，无法同时胜任来自工作与家庭多重却不兼容角色的责任与要求时，家庭工作冲突便产生了。然而，角色压力理论将员工获得的工作支持与健康联系在一起，但没有特别关注工作场所对非工作领域的支持，缺少工作自主程度以及主管在家庭生活方面给予的支持给员工健康和福祉带来的影响（Moen等，2016）。在压力过程理论看来，不断变化的资源和需求会增强或减少人们对生活的控制感，并影响他们的福祉。但压力过程理论又缺少了对中层工作环境重要性的认识，往往一项与工作组织有关的政策或措施将对个体（微观层面）的健康与福祉产生重要影响（Pearlin等，2005）。因此，角色压力和压力过程理论都只能提供关于家庭工作冲突的部分解释，无法提供一个整合性的理论架构以全面预测和解释家庭工作冲突的前因后果，尤其是对于调节变量如何缓冲或加重工作与家庭压力源、压力感受以及压力后果间的关系一直没有提供清楚说明（Grandey和Cropanzano，1999）。在政策情境和组织环境的约束下，个人获取资源、利用资源、转换资源的动机和能力都有可能存在差异，需要利用COR理论探讨各种因素对家庭工作冲突的调节效应。COR 理论认为由于个人资源是有限的，所以在应对压力与保存资源之间需取得平衡，资源损失与资源获得构成了COR理论的两个基本假定，其中资源损失是导致压力的主要成分，当个体将其有限的资源在不同领域进行分配与运用时，对一个角色投入资源，将导致投入另一个角色资源的减少（Edwards和Rothbard，2000）。因此，当个人面临工作资源损失时，例如工作压力增大或工作角色模糊，无论是主观感受的还是实际上的，都有可能导致家庭工作冲突的发生（Jin等，2013）。在此基础上，本研究提出假设1：工作压力与家庭工作冲突（ WFC 和 FWC ）具有正向关系，工作压力越大，员工所面临的家庭工作冲突程度也越高。

相对于资源损失，资源获得作为一种社会支持，有助于取得、保存、保护与培养基本资源，能缓和工作与家庭要求对员工所产生的压力，协助员工抵抗压力。因此，员工如果能够从组织中获得较多的资源，则可降低家庭工作冲突，并带来正面的效果（Rotondo和Kincaid，2008；Allard等，2011）。Ling和Poweli（2001）认为，由于中国人比较重视人际关系，因此工作领域中的人际关系构成了一种员工独特的工作资源，使得中国员工会尽可能在工作场所中与同事保持良好的关系，当员工因为工作压力而感到心烦时，来自同事的支持可以帮助员工增强自信心以处理压力事件，缓解家庭工作冲突（Luk和Shaffer，2005；Allen等，2013）。有研究提出，来自于管理者的支持尤为重要，他们所给予的工作支持和关心对降低家庭工作冲突具有积极作用，反之，则会导致家庭工作冲突提高（Taylor等，2009）。但也有研究认为管理层的支持仅与WFC有负向关系，与FWC无关（Foley等，2005）。以上研究大多基于西方国家的管理经验，在中国是否依然适用有待进一步的研究。综合上述，提出假设2：工作资源获得能够显著缓解员工的家庭工作冲突（ WFC和 FWC ）。

（三）工作与家庭冲突对生活福祉的影响

工作与家庭生活的负溢出是当代员工生活中常见的压力形式，大多实证研究结果支持了家庭工作冲突对个体福祉有不利影响这一观点（Haar等，2014）。最近的研究根据压力的来源，区分了工作对家庭的冲突（WFC）和家庭对工作的冲突（FWC），并证明了作为压力源，WFC和FWC均对个体的生活满意度、心理困扰、抑郁症以及躯体疾病等健康和福祉具有负面影响。Allen等（2000）将其归纳为工作相关结果（Work-Related Outcome）和非工作相关结果（Nonwork-Related Outcome）两类。对工作相关结果的研究主要围绕工作满意度、工作绩效和离职意向等议题展开（Allen等，2000）。其中，工作满意度是一种因工作产生的主观心理反应，这种反应对于激励员工和提高组织绩效具有重要的意义。大部分研究结果证实，家庭工作冲突与工作满意度呈负相关，即家庭工作冲突增加会降低员工的工作满意度和工作效率（Allen等，2000）。在非工作相关后果方面，WFC与生活满意度、婚姻满意度以及家庭满意度也均为负相关（Lu等，2010）。不过，WFC与婚姻满意度和家庭满意度的个别研究结果仍有不一致的现象（Gutek等，1991）。本文聚焦于工作满意度和生活满意度这两个后果变量，据此提出假设3：家庭工作冲突（WFC和FWC）与工作满意度具有负向关系，家庭工作冲突程度越高，员工的工作满意度越低。

相应地也提出假设4：家庭工作冲突（WFC和FWC）与生活满意度具有负向关系，家庭工作冲突程度越高，员工的生活满意度越低。

（四）工作资源的调节效应

压力过程理论认为压力意味着角色要求和资源之间的不匹配。Matijaš等（2018）发现，工作资源不仅可以直接影响个体的工作满意度和家庭工作冲突程度，更重要的是可以在很大程度上弱化家庭工作冲突对工作满意度的负面影响。Griep等（2016）和Marchand等（2016）也认为，工作资源的多少甚至决定了个体经历压力的方式。另外，考虑到就业者背景特征或情景因素的影响，即使同样的家庭工作冲突也可能产生异质影响（Yucel和Fan，2019）。因此，工作资源影响个体福祉存在两种作用机制，主效应和调节效应。现有文献大都把关注焦点放在了主效应模型上，仅有少数研究对调节效应进行了验证和解释，其中调节变量大多涉及个人特征与情境差异，例如：性别（Scott等，2015；Marchand等，2016；Yucel和Fan，2019）、家庭结构（Baron和Kenny，1986）、文化情境（Hagqvist等，2017）与心理韧性（祁玉龙，2015）等，但关于工作资源的研究仍相当缺乏（李永鑫和赵娜，2009；Drummond等，2017）。根据COR理论的基本假定：资源损失和资源获得的重要性对个人来说是不相等的，在面临家庭工作冲突的情况下，资源获得才显得弥足珍贵（Hobfoll和Lilly，1993）。假如同时面临原有资源丧失（情况一）和有机会获得新资源（情况二）两种情况，家庭工作冲突在情况一时将比情况二给员工造成更严重的冲击。在家庭工作冲突的情况下探讨资源损失的负向作用实为一种“雪上加霜”的效果。鉴于工作资源与个体福祉紧密相关，工作资源会对家庭工作冲突与福祉之间关系具有显著的调节效应（Moen等，2011），例如通过改变工作时间和在家工作也可以使员工灵活调整工作安排，以更好地适应个人和家庭的需要，从而改善个人福祉。Allen等（2000）建议可通过探讨调节变量的作用来检验上述观点。据此，本文提出假设5和假设6。

假设5：工作压力能够显著强化家庭工作冲突（WFC和FWC）对员工工作满意度的负向作用。

假设6：工作压力能够显著强化家庭工作冲突（WFC和FWC）对员工生活满意度的负向影响。

根据先前的探讨，来自工作领域中领导所提供的实质性资源，例如与管理层有良好的关系，有助于增强彼此理解，营造一个和谐、轻松的工作氛围，促进工作的顺利开展。员工在面对家庭工作冲突及其造成工作和生活满意度下滑的情况时，相较于与管理层关系不良的员工来说，管理者所提供的家庭友善支持无异于“雪中送炭”，在两者的交互作用下，能够有效缓解家庭工作冲突带来的不利影响。因此，本文认为与管理层保持良好的关系将是个人有效应对家庭工作冲突的重要工作资源，据此提出假设7和假设8。

假设7：与管理层的关系可以调节家庭工作冲突（WFC和FWC）与工作满意度之间的负向关系，与管理层的关系越好，家庭工作冲突与工作满意度之间的负向关系越弱。

假设8：与管理层的关系可以调节家庭工作冲突（WFC和FWC）与生活满意度之间的负向关系，与管理层的关系越好，家庭工作冲突与生活满意度之间的负向关系越弱。

三、数据与方法

（一）变量测量

本文的主要变量有工作压力、与管理层的关系、工作对家庭的冲突（WFC）、家庭对工作的冲突（FWC）、工作满意度、生活满意度。另外，本文还将受访者的年龄、性别、教育水平、婚姻状况、自评健康和家庭年收入作为控制变量。各变量分述如下：

工作压力，测量受访者在工作中的压力感受，由问卷中“感觉工作压力大在您的工作中经常发生吗？”来衡量，选项“从未有过”“几乎没有”“有时”“经常”“一直如此”分别赋值为1、2、3、4、5，定义为连续变量，分数越高员工越感觉工作压力大。^①

与管理层的关系由问卷中“整体来说，您觉得您工作单位的人际关系怎么样？—管理层与员工之间的关系”来衡量，选项“非常差”“比较差”“不好也不差”“比较好”“非常好”分别赋值为1、2、3、4、5，定义为连续变量，分数越高表示员工与管理层之间的关系越好。

工作对家庭的冲突（WFC），测量受访者是否认为工作妨碍了家庭生活，CGSS2015问卷中相关问题为“工作妨碍了家庭生活在您工作中经常发生吗？”，本文将题目选项“从未有过”“几乎没有”“有时”“经常”“一直如此”分别赋值为1、2、3、4、5，将WFC定义为连续变量，分数越高者其受到工作对家庭的妨碍程度越高。

家庭对工作的冲突（FWC），测量受访者是否认为家庭生活妨碍了工作，CGSS2015问卷中相关问题为“家庭生活妨碍了工作在您工作中经常发生吗？”，本文将题目选项“从未有过”“几乎没有”“有时”“经常”“一直如此”分别赋值为1、2、3、4、5，将FWC定义为连续变量，分数越高者其受到家庭对工作的妨碍程度越高。

工作满意度根据问卷中“对您的（主要）工作是否满意？”来衡量，选项“完全不满意”“很不满意”“比较不满意”“没有满意也没有不满意”“比较满意”“很满意”“完全满意”分别赋值为1、2、3、4、5、6、7，定义为连续变量，分数越高表示工作满意度越高。

生活满意度根据问卷中“总的来说，您觉得您的生活是否幸福？”来衡量，题目选项“非常不幸福”“比较不幸福”“说不上幸福不幸福”“比较幸福”“非常幸福”分别赋值为1、2、3、4、5，定义为连续变量，生活满意度分数越高代表越幸福。

年龄以受访者的实际岁数进行测度，定义为连续变量。性别、教育水平、婚姻状况定义为分类变量。自评健康由CGSS2015问卷中的问题“您觉得您目前的身体健康状况是？”来测量，题目选项“很不健康”“比较不健康”“一般”“比较健康”“很健康”分别赋值为1、2、3、4、5，定义为连续变量，分数越高表明员工越健康。因家庭年收入存在严重右偏，本文在分析时，对收入进行取自然对数的处理。

（二）数据来源

本文所使用的数据为2015年中国综合社会调查（CGSS）数据。该调查由中国人民大学中国调查与数据中心组织，采取四级分层抽样方案，全面地收集了多个层次的数据。CGSS2015数据共包含10 968个观察值，调查问卷中的A和B部分所有受访者都要回答，而C（东亚社会调查的工作模块）和D（国际调查合作计划的工作模块）部分抽中概率均为1/6，包含了1 828个观察值，在删除没有工作和家庭工作冲突为缺失值的样本后，保留了469个观察值。在数据分析过程中，经过检验后删除离群样本点12个，最终纳入分析的样本数为457个。

表1为主要变量的统计描述分析。总体上，公众2015年的工作满意度以及生活满意度较高，均值分别为4.8和3.9。在家庭工作冲突方面，WFC（均值2.29）大于FWC（均值2.02）。公众的工作压力处于中等水平（均值3.01），员工与管理层的关系整体较好（均值3.78）。样本数据的男女比例分配较均衡，男性占51%。年龄最小18岁，最大70岁。公众2015年的健康水平较高（均值4.03）。本文将教育水平分为4类，小学及以下、初中、高中、大学及以上，其中大学及以上所占比例较高（39%）。样本数据中大约83%的员工婚姻状况为有配偶。

四、实证结果与讨论

（一）主要变量的相关分析

表2的相关分析可以发现，WFC和FWC之间存在中高度正相关，相关系数为0.721，两者可能有重复测量的偏误，因此在回归分析部分，需要同时纳入两个变量，以控制潜在的重复部分，即在控制FWC的前提下，探讨WFC对工作（生活）满意度的影响。工作资源损失（工作压力）与员工家庭工作冲突（WFC和FWC）呈现显著正相关，而资源获得（与管理层关系）则与WFC和FWC都呈显著负相关，即与管理层关系越好，WFC和FWC越低。另外，无论是工作资源损失，还是工作资源获得，仅和家庭工作冲突具有中低度相关，因此可以排除自变量之间共线的可能性。另外，从表2还可以发现，员工的工作满意度、生活满意度与家庭工作冲突存在显著的负向关系，而与工作资源获得呈显著正相关。本研究的各项假设至此获得了初步验证，以下将进行更加复杂的统计检验。

（二）家庭工作冲突的前因

由表3可知，工作压力对家庭工作冲突有显著的正向影响且对WFC的影响较大，具体来说，工作压力每增加1个单位，WFC增加0.380分。员工与管理层关系对家庭工作冲突有显著的负向影响且对WFC的影响较大，即员工与管理层的关系越好，家庭工作冲突就越低，具体来说，员工与管理层的良好关系每增加1个单位，WFC减少0.213分。除了WFC外，我们发现工作角色压力源与FWC之间存在正相关关系，工作压力每增加1个单位，FWC增加0.242分。因为工作角色压力源是连接工作和家庭领域的机制，源于工作领域的压力源可能会影响到家庭（Foley等，2005），因此，在一个角色中经历的压力源（例如，工作压力源）可能会在另一个角色中产生负面体验和结果。由上述可知，工作资源损失和工作资源获得都可以影响家庭工作冲突（WFC与FWC），因此假设1和假设2得到验证。

相对于无配偶，有配偶员工的WFC与FWC均更为严重，我们认为这可能是由于两者不同的家庭结构导致的，有配偶员工所需处理的家庭事务也相对较多。而年龄、性别、教育水平对WFC与FWC则均无显著影响。值得注意的是，表3模型1和模型2中，家庭收入对WFC和FWC都具有显著的负向作用，说明与西方国家强调家庭工作冲突的个人主观体验不同（Greenhaus等，2012），我国的家庭工作冲突很大程度上源于对家庭经济方面的焦虑，表面上看起来是家庭与工作在时间上的冲突，其背后却是经济需要与家庭责任之间的根本性冲突（刘云香和朱亚鹏，2013）。

（三）家庭工作冲突的后果

表4的模型3显示，WFC对员工的工作满意度有显著的负向影响，具体来说，WFC每增加1个单位，工作满意度减少0.211分，FWC对工作满意度则不存在显著影响。所以，与格兰迪等（2005）的观点相一致，在中国，工作对家庭的影响和冲突也是导致员工不满的一个重要因素。WFC对工作满意度的相对影响应该大于FWC，因为当工作影响家庭时，工作是导致两者关系紧张的直接原因，这时人们更可能将工作视为对家庭的一种威胁而对之心存不满；而当家庭影响工作时，工作更像是一名受害者，这时人们抱怨的对象更应是家庭，而不是工作。模型3中工作压力对员工的工作满意度不存在显著的影响也从侧面支持了这一观点。由模型4可知，WFC对生活满意度没有显著影响，FWC可显著降低员工的生活满意度，具体来说，FWC每增加1个单位，生活满意度减少0.0887分。这说明当前我国的家庭工作冲突有很多不同于的特征，因此要理解中国的家庭工作冲突不能脱离独特的文化特征，更不能简单套用西方的家庭工作冲突理论来解释。一方面，中国员工的工作和家庭是相互连通的，不仅工作中的负面情绪会被带入家庭，家庭中的负面情绪也会被带入工作；另一方面，在我国，家庭工作冲突的深层次是原因经济需要与家庭责任之间的冲突，在家庭仍在追求物质生活更大满足的阶段，家庭负担陡增，家庭对工作的冲突（FWC）主要表现为家庭对工作的全面挤压，但是家庭对工作冲突（FWC）的结果却主要由家庭承担。

另外，工作资源对工作（生活）满意度具有显著影响。资源获得能够显著提高员工工作满意度，与管理层的关系越好，员工的工作满意度就越高，具体来说，员工与管理层的良好关系每增加1个单位，员工的工作满意度会提高0.334分。工作压力越高，员工的生活满意度越低，工作压力每增加1个单位，生活满意度降低0.0855分。员工与管理层的关系越好，员工的生活满意度越高，员工与管理层的良好关系每增加1个单位，生活满意度增加0.156分。

（四）工作资源的调节效应

我们根据Baron和Kenny（1986）所建议的调节性回归程序来检验调节变量的作用。本研究的假设5、假设6、假设7和假设8认为，工作资源损失与资源获得可以为家庭工作冲突的调节变量，也就是在假设5、假设6、假设7和假设8中，回归方程式中Y为员工工作（生活）满意度，X₁为工作资源损失（工作压力），X₂为资源获得（与管理层关系）。以X₁、X₂以及两者与WFC、FWC标准化的乘积项（X₁×WFC、X₁×FWC、X₂×WFC和X₂×FWC）进入预测Y的回归分析中，只有当交互项的回归系数显著时，才表示X₁或X₂是扮演调节变量的角色，影响着家庭工作冲突和工作（生活）满意度关系的方向或强度。

假设5认为，资源损失可以调节家庭工作冲突与工作满意度之间的关系。由表5中模型5和模型7可知，在预测员工的工作满意度时，工作压力和WFC之间的交互作用达到显著性水平，交互项系数为-0.0866（p<0.1），表示工作资源损失可以调节WFC与工作满意度之间的关系。为了进一步说明家庭工作冲突对工作满意度的影响在不同工作压力下是否有显著差异，我们将工作压力按照高于或低于均值一个标准差的标准来分组，以衡量压力的变化量，并通过在不同的压力组别中实施家庭工作冲突对于工作满意度的回归，比较两组回归系数的差异。根据Aiken等（1991）的建议进行斜率检验，从图1可以看出：WFC与工作满意度的负向关系在“工作压力高”和“工作压力低”这两个群体中都成立，但是这两条回归线的斜率有明显差异（t=−2.25，p<0.01）。因此，WFC对工作满意度的负向影响在“高工作压力”的群体中相对更强烈一些。综合上述说明，假设5获得部分支持。

图 1 工作压力对WFC与工作满意度关系的调节作用

图选项

假设6认为：工作资源损失可以调节家庭工作冲突与生活满意度之间的关系。从表5的模型5可知，在预测生活满意度时，WFC与工作压力的交互项达到显著水平（β≈−0.0670，p<0.05），表示工作压力对WFC和生活满意度之间的关系具有显著调节效应。通过Aiken等（1991）建议的斜率检验，图2可以更清楚看出：WFC与生活满意度在“低工作压力”和“高工作压力”两个群体中有显著不同的斜率，对于高工作压力群体而言，WFC与生活满意度之间具有负向关系，而在低工作压力群体中，WFC反而与生活满意度有正向关系，也就是说在工作事务较多干扰家庭正常生活时，如果能够保持较低的工作压力，则能有效改善员工的生活满意度。降低员工的工作压力可以弱化WFC对生活满意度的冲击，甚至改变WFC对生活满意度的影响方向（由负转为正），假设6得到部分验证。

图 2 工作压力对WFC与生活满意度关系的调节作用

图选项

假设8认为：工作资源获得可以调节家庭工作冲突与生活满意度之间的关系。从表5中模型6和模型8可知，在预测生活满意度时，与管理层关系和FWC的交互作用达到显著水平（β=0.0318，p<0.1），表示工作资源获得可以显著弱化FWC对生活满意的负向影响。同样，我们根据Aiken等（1991）的建议进行斜率检验，图3结果显示：FWC与生活满意度在“与管理层关系较好”和“与管理层关系较差”两个群体中有显著不同的斜率（t=2.17，p<0.1），当员工与管理层关系良好时，FWC对员工生活满意度的影响相对较弱。假设8得到部分验证。

图 3 与管理层关系对FWC与生活满意度关系的调节作用

图选项

五、稳健性检验

由于被解释变量−生活满意度和工作满意度分别是取值“1−5”和取值“1−7”的有序分类变量，因此本文构建了有序Logistic 回归模型进行稳健性检验。首先，通过模型9检验了WFC和FWC对受访者工作满意度和生活满意度的影响。从表6可以看出，有序Logistic回归与前文OLS回归的主效应结果一致，WFC对受访者的工作满意度具有负向影响，并且在1%的水平上显著，具体而言，当工作–家庭冲突（WFC）程度增加一单位时，受访者的工作满意度提高一个等级的概率将降低47.3%（1−e ^−0.640 ≈0.473）。FWC则在5%的水平上显著降低了受访者的生活满意度，即家庭–工作冲突（FWC）程度增加一个单位时，生活满意度提高一个等级的概率将降低38.3%（1−e ^−0.483 ≈0.617）。此外，模型结果还显示，与管理层保持良好的关系可以有效改善受访者的工作和生活满意度，而工作压力的增加则会显著降低其生活满意度，这也与OLS回归结果一致。其次，模型10至13分别考察了工作压力、与管理层关系两种工作资源对WFC、FWC与受访者生活和工作满意度关系的调节效应，结果显示，工作压力作为一种资源损失明显增强了WFC和FWC对于受访者生活和工作满意度的负面影响，虽然没能通过显著性检验，但调节效应的作用方向与OLS回归也基本保持一致。

六、结论与对策

以往关于家庭工作冲突的研究大多从角色理论的观点出发，认为多重角色的要求是导致家庭工作冲突的原因。本文认为资源与角色要求同等重要，并试图以资源保存理论整合两个相反但却互补的“压力”与“资源”观点，在“前因—家庭工作冲突—后果”的主轴下探讨家庭工作冲突产生的原因，了解资源获得与损失对家庭工作冲突的影响：当资源损失发生或个人感受到这些资源丧失的威胁时，就会产生压力，而造成家庭工作冲突的主要原因就在于没有获得足够的资源以同时应对家庭与工作的要求。对组织与员工来说，未来的挑战在于如何打破“压力→冲突→伤害”的破坏性循环，并进一步创造足够的资源以启动“资源→增益→满意”的建设性循环。本文的主要发现与结果：

工作压力和管理层的支持都可以预测WFC和FWC，这与西方的研究结果相符合。所有的无形工作资源都有助于减缓WFC，当个人的工作压力增大时，即个人资源发生损失时，为了顺利完成工作任务，个人必须花费更多的资源（包括时间与精力）在工作上，这必将减少其对家庭的付出，于是WFC也就发生了。工作压力也会外溢到家庭而影响到家庭角色扮演和家庭关系处理，这反过来又可能影响工作状态，也就导致了FWC。因此，组织必须要塑造一个支持工作与家庭平衡的文化，也要鼓励主管扮演支持家庭生活的角色。

本文分析结果显示假设2获得完全支持，工作资源的获得（与管理层的关系）对WFC和FWC有显著的正向影响，即无形工作资源的获得将有助于减少家庭工作冲突。COR理论认为资源获取对于缓解压力也是很重要的，拥有越多资源，代表失去其他资源的机会也随之降低，本文的研究结果也支持了这一观点，结果显示，组织在协助员工处理家庭工作冲突时，非正式支持资源也是非常重要的，与管理层关系良好一方面能够直接提升员工的生活和工作满意度，另一方面能够缓冲家庭工作冲突的冲击作用。在我国急剧的社会经济转型中，企业为了追求经济效益，剥离原有的社会服务功能，把劳动者的家庭责任视为与企业无关的个人私事，同时，政府也实施以市场导向为主的福利政策改革，对工作与家庭之间冲突的解决方案、相关的法规与推行的政策都属于刚起步阶段，平衡工作和家庭的责任多由个人和其家庭承担，由此导致了劳动者日益遭受到严重的工作压力和家庭工作冲突，并且已经严重影响到劳动者对家庭生活和工作满意与否等生活福祉。所以，除了政府推行“家庭友好型工作场所和家庭友好型公共政策”（Family-friendly workplace and Family-friendly policy）以及组织支持干预改善工作与家庭的平衡外，还应塑造一种支持家庭工作平衡的文化，鼓励管理者扮演员工家庭生活的支持者。来自管理者的支持虽然是无形的、非正式的工作资源，有时却比正式的福利制度安排更加行之有效。例如，弹性工作制度有时反不如组织管理者主动关怀员工，在工作时间安排上给予非正式弹性和灵活性更为有效，因为这能使员工感受到来自组织的支持。

在家庭工作冲突后果方面，以往研究发现家庭工作冲突将导致工作与生活方面的不满（Allen等，2000）。就本文的结果来看，假设3和假设4得到了部分支持，即WFC与工作满意度有显著的负向关系，FWC则与生活满意度有显著的负向关系，我们的研究结果与Carlson等（2006）和McNall等（2010）的发现有些许差异，对后果变量只有同场域的影响，并没有跨场域的影响。当工作影响家庭时，工作是导致两者关系紧张的直接原因，这时人们更可能将工作视为对家庭的一种威胁而对之心存不满，此时如果组织或管理者没有能够及时提供协助，可能导致冲突更加严重，并最终影响工作效率。此外，以往研究大都发现FWC与工作满意度有负向关系（Aryee等，1999），本文却发现FWC对工作满意度没有显著影响，反而是WFC会降低工作满意度，即当工作影响家庭时，个人会对工作产生不满，这可能与我国传统文化中较为重视家庭有关，在人们的心目中，家庭可能扮演着比工作更加重要的角色。家庭与劳动市场在经历传统性别角色分工变迁后，双薪家庭增加，越来越多的男性和女性在承担来自于职场的工作压力外，还需兼顾家庭照顾，并因此落入家庭工作两难的境地。解决这一问题不仅需要劳动者本身做出调整与努力，更需要政府与市场的介入，例如由政府或市场提供完善的托幼和养老等相关服务来为工作者缓解工作与家庭冲突带来的困境，从而提升个人福祉。

在工作资源对家庭工作冲突后果的调节作用方面，本文的研究结果部分支持了假设5和假设6。工作资源损失（工作压力）调节了家庭工作冲突与工作/生活满意度之间的关系，这一结果可根据COR理论进行解释：在家庭工作冲突的情况下，资源损失的负向作用实为一种“雪上加霜”的效果。本文还发现，作为一种无形的非正式工作资源，管理层的支持对于缓解FWC对生活满意度的冲击具有显著作用，在面临FWC时，如果组织的管理者能够与员工保持良好的关系，及时提供必要的支持，可以有效降低FWC对员工生活满意度的影响。

减少工作和家庭冲突并非只是个人的责任，组织也应提供多方资源帮助员工兼顾工作与家庭生活。组织如何选择适当的资源，以发挥最大效益，帮助员工减缓家庭工作冲突，进而提升员工的工作满意与绩效，降低员工流动率。一方面，当前我国劳动密集型产业仍占主导，无论是中高端人才还是普通的操作工，都缺乏与资本谈判的能力，整个社会缺乏塑造家庭友好型工作环境与公共政策的合适土壤（刘云香和朱亚鹏，2013）；另一方面，组织的资源是有限的，虽然某些大型组织可以通过推行弹性工时、托育协助、在家工作等正式制度支持来满足员工需求，但类似方案需要投入较多的人力与财力，很难全面实施所有的家庭友善政策与措施。与正式工作资源相比，培养支持家庭的组织文化和强化管理者支持就相对简单可行而且经济，更重要的是，员工从管理者那里获得对家庭价值的肯定和心理支持也能降低家庭工作角色冲突的感受，效果或许不亚于正式的家庭支持政策。因此，未来我们可以我们从完善员工的非正式资源入手来推行家庭友好型工作环境，积极倡导企业重新思考与员工之间的关系，鼓励企业改变习惯性的加压式管理方式，将员工的需求看成是企业的需求，促进企业和员工的双赢。

受研究资料的限制，本文还存在以下不足：首先，与纵向数据相比，横截面数据更容易产生反向因果关系，这也是为什么在家庭工作冲突研究中的许多重要发现不能在随后的纵向研究中被重复的原因之一，例如，较低的生活满意度也会导致FWC，从而影响我们的估计（Yucel和Fan，2019）。因此希望后续研究能利用追踪数据更好地阐明家庭工作冲突和个人福祉之间关系。其次，虽然男女性同样面临工作与家庭的拉扯，其处境却大不相同，因为围绕工作和家庭的预期角色和做法在很大程度上受到性别规范的影响，通常女性更强烈地认同家庭领域，男性则一般更强烈地认同工作领域，家庭工作冲突对个人福祉的影响也可能因性别而异。由于样本观测值较少，本文未能针对性别异质性展开分析。再次，WFC与FWC属于家庭工作冲突的两个不同维度，其影响因素也存在差异，除了正式和非正式工作资源以外，FWC更加强调由于家庭结构和生命周期等方面的需要而产生的冲突，本文对此关注也稍显不足，有待未来研究更深入地挖掘。

① 以往相关研究将五分类变量归为两类，截断点的确定有较强的随意性（Wagstaff和Doorslaer，1994）。本文希望保留五分类工作资源变量的全部信息，且当变量大于等于五类时，在保证同方差假设合理的条件下，可以将定序变量视为连续变量（Snijders和Bosker，1999），因而本文将工作资源作为连续变量处理。