1. 引言

工作与家庭是当代人的两大生活主题，随着后福特主义以消费为中心的工作模式出现，灵活而稳定的工作要求吸引女性大规模进入劳动力市场，家庭也随即被带入工作场所，工作与家庭的界限变得模糊，二者的平衡成为棘手问题。据Lambert和Kossek (2005)调查：“工作与家庭之间的平衡是当今组织、家庭及个人面临的最严峻考验”。工作–家庭支持是实现工作–家庭平衡的重要途径，包括正式的支持(如制度支持)与非正式的支持(如文化支持) (Stock et al., 2006)。我国学者李永鑫和赵娜(2009)、王永丽等(2012)整合正式的与非正式的工作–家庭支持，分别探索工作–家庭支持对员工离职倾向、创造力的影响机制。Stock等(2016)的跨文化研究表明，在美国等西方国家，正式的工作–家庭支持对员工的影响更显著；在中国，非正式的工作–家庭支持比正式的支持政策更能影响员工表现；同时Stock等(2006)呼吁要依据文化差异区分研究正式的与非正式的工作–家庭支持。据Stock等的结论，非正式的工作–家庭支持在中国背景下更具现实价值。工作–家庭支持氛围(work-family support climate)从组织氛围层面描述组织对员工家庭生活的非正式支持，其操作化定义为个体对于组织支持其家庭生活的总体感知(Thompson, Beauvais, & Lyness, 1999)。本文响应了Stock等的呼吁，从工作–家庭支持氛围的角度，探索中国情境下非正式的工作–家庭支持对员工相关结果(如，心理契约)的影响。

心理契约描述组织与员工对彼此责任与义务的心理期望，员工普遍认为“组织为孩子的培养提供帮助是组织责任的一部分”(Parker & Allen, 2001)。这表明，员工认为组织有义务为其家庭生活提供帮助与支持，并将其视为心理契约的一部分，当组织未承担该义务时，员工产生心理契约违背的感知。Taylor等(2009)指出工作–家庭支持有助于提高员工的心理契约公平感，并呼吁后续研究深入探索工作–家庭支持对心理契约其他维度的影响机制，但目前整合两者的研究较少。本文拟探索工作–家庭支持氛围对心理契约违背的影响机制。

Mauno等(2005)提出“我们不知道组织支持如何转化为个体福利，比如，可能通过感知的工作–家庭增益在支持性的组织措施与个体福利间起中介作用”。工作–家庭增益衡量个体从工作中获得的资源提高其家庭生活质量的程度。Peeters等(2009)呼吁“未来研究应关注工作–家庭之间的积极关系，探讨这种积极关系与其影响因素和作用结果之间的关系”，这为本文从工作–家庭增益的角度深入探索工作–家庭支持氛围对心理契约违背的影响机制提供了指引。

组织的工作–家庭支持有利于员工已经得到学者普遍认同，但很难笼统地认为这种影响在不同情境下具有相同作用。据Ngo等(2009)的研究，工作–家庭支持氛围对员工绩效具有正向影响。与之相反，Baral和Bhargava (2013)发现工作–家庭支持氛围并未显著提高员工绩效。由此，工作–家庭支持氛围与员工结果之间关系中可能存在一些重要的调节机制。现实中难免此种情境，即个体在履行家庭义务时受到工作事务的干扰，如周末接工作电话、在家处理工作邮件，此情境即工作–家庭侵入(work-family interference)，且工作–家庭侵入会导致员工对组织的不满。 此情境下，即使组织营造支持家庭的氛围，员工也不易感知到组织对其家庭的支持，这不利于组织–员工间心理契约的维护。

本文以社会交换理论为框架，探讨心理契约违背的影响因素、产生机制和边界条件。具体来讲，主要包括三个方面：首先，探讨工作–家庭支持氛围对员工心理契约违背的影响，进一步丰富工作–家庭关系与员工心理契约关系的研究；其次，检验工作–家庭增益在工作–家庭支持氛围与心理契约违背之间的中介作用； 第三，由于员工经历工作对家庭的干扰会导致其产生心理契约违背的感知，本文将检验个体经历的工作–家庭侵入对于工作–家庭支持氛围与心理契约违背关系的调节作用。

2. 文献回顾与研究假设

2.1. 工作–家庭支持氛围与心理契约违背

心理契约描述组织与员工对彼此责任与义务的心理期望，当员工感到组织未履行心理契约中的义务而产生消极情绪时，心理契约违背由此产生(Turnley & Feldman, 1999)。员工将组织为其家庭提供支持视为心理契约的一部分，当组织为员工提供家庭支持时，员工对组织履行责任的评价更积极(Dikkers et al., 2004)。

社会交换理论认为，组织与员工会对自身付出和回报作出评价，并会评估彼此的付出与回报之间的平等性，评估结果决定双方的后续反应。当组织有效满足员工需求时，员工将积极评价组织的“付出”，并以积极的态度与行为回报组织，如此组织的支持与员工的反馈形成良性的“反馈环”(Blau，1964)。

工作–家庭支持氛围反映了员工对于组织重视与支持其家庭生活共同的假设、信念和价值观。现有研究关于工作–家庭支持氛围的操作化定义已基本达成共识，即衡量员工对于组织支持其家庭生活的总体感知。可以推断，支持家庭的组织氛围使员工感知到组织支持，即使组织未充分履行心理契约中的义务，员工也会作出有利组织的归因，如认为组织无法或暂时无力履行责任，而非有意食言，这种归因会抑制心理契约违背的产生(Turnley & Feldman, 1999)。据此提出假设

H1：工作–家庭支持氛围对心理契约违背具有负向影响。

2.2. 工作–家庭增益的中介作用

工作–家庭增益衡量个体从工作中获得的资源提高家庭质量的程度，当个体从工作中获得经验、建议、积极情感等资源有利于其家庭时，工作–家庭增益得以(Greenhaus & Powell, 2006)。研究表明工作领域的支持通过工作–家庭增益的中介作用，间接影响员工相关结果。如，Baral和Bhargava (2010)提出主管支持通过促进员工的工作–家庭增益，间接提高其工作满意度；朱农飞和周路路(2010)发现工作–家庭增益在工作–家庭支持与离职倾向之间的中介作用显著。因此，本文认为工作–家庭增益在工作–家庭支持氛围对心理契约违背的作用过程中起到中介作用，支持家庭的组织氛围通过工作–家庭增益发挥作用。据此提出假设

H2：工作–家庭支持氛围经工作–家庭增益部分中介，间接影响心理契约违背。

2.3. 工作–家庭支持氛围的调节作用

基于工作–家庭边界理论，工作与家庭是由边界界定的不同领域，个体每天在工作与家庭之间进行跨边界的角色转换，而频繁的角色转换会导致角色冲突(Clark, 2000)。工作–家庭侵入(work-family interference)衡量个体在履行家庭角色时受工作相关事务打扰的程度，如在家接听工作电话、在家处理工作邮件(Matthews & Barnes-Farrell, 2010)。工作–家庭侵入导致员工体验到工作对家庭的干扰，即使组织营造支持家庭的氛围，但个体亲历的工作–家庭侵入(如在家频繁处理工作事务)会削弱组织的支持氛围对工作–家庭增益的正向影响。 据此提出假设

H3：工作–家庭侵入对工作–家庭支持氛围与工作–家庭增益之间关系具负向调节作用。即工作–家庭侵入越高，工作–家庭支持氛围对工作–家庭增益的正向影响越小。

综合上述假设, 本文的研究框架见图1。

3. 研究方法

3.1. 样本与数据

本文选择中国互联网调研平台“问卷星”(www.sojump.com)，通过购买其收费样本服务来收集问卷，每个参与者会获得￥10报酬，调研前事先告知参与者调查目的并向其保证信息隐私。在收到的2012份问卷中，有1324份问卷答题时间过短或答案无效而被删除，最终回收有效问卷688份，有效样本率为34.00%。有效样本的结构描述见表1。由方差分析可知，有效样本和无效样本在人口统计特征上没有样

表1. 样本结构描述

本偏差( p > 0.05)。

3.2. 测量工具

本文中，变量的测量均使用在国际期刊上公开发表的成熟量表，为确保中英文版本的一致性，对量表进行了回译。然后，让几位在职员工填答问卷, 根据他们的反馈，对中文词句再次进行了修订, 以确保问卷语句意义清晰、易懂。

工作–家庭支持氛围的测量借鉴Kossek等(2000)整理的量表，该量表包含“分担家庭问题”的积极氛围与“让家庭做出牺牲”的消极氛围两个维度。现实中，相比“分担家庭问题”而言，组织更希望员工为完成工作而“让家庭做出牺牲”，这种消极的氛围让员工难以真正得益于组织的工作–家庭支持政策。^[23]本文选取“分担家庭问题”这一维度，以满足在未来运用中的可行性。该维度共3个测量条目，李克特5点计分，典型条目如“我能够在单位与同事分享家庭关心的事情”，一致性系数α为0.82。

工作–家庭增益的测量采用Grzywacz和Marks(2000)开发的量表，该量表是目前国内外相关研究中较为权威的量表，该量表用来测量员工从工作中获得的技能、情感等对其家庭生活的积极影响。该量表包含4个测量条目，李克特5点计分，在数据处理中，发现其中一个条目“当我每天的工作很愉快时，我会更积极地陪伴我的家人”的因子负荷较低，删除该题项后量表的一致性系数α值变大，故在后续的数据处理过程中，工作–家庭增益的测量包含3个条目，典型条目如“我在工作中做的事情可以帮助我们处理家庭方面的事务”，一致性系数α为0.71。

工作–家庭侵入的测量采用Matthews和Barnes-Farrell(2010)开发的量表，主要用于测量员工在履行家庭责任的过程中受到工作相关责任干扰的程度。该量表包含5个测量条目，李克特5点计分，典型题项如：“在家的时候接到同事或上级电话”，一致性系数α为0.96。

心理契约违背的测量采用Robinson和Morrison (2000)编制的量表，该量表用于测量员工感知到的组织违背预期心理契约的程度。该量表包含4个测量条目，李克特5点计分，典型题项如“我感觉组织已经违背了我们之间的约定”，一致性系数α为0.93。

控制变量。相关研究表明性别、年资、年龄等人口统计学变量会影响员工的心理契约违背(Turnley & Feldman, 2000；申学武，2005；于颖，2010)，如于颖 (2010)发现与女性相比，男性具有更高的心理契约违背感。本文认为家庭结构、孩子数量等家庭相关因素会显著影响个体对组织的期望与要求，另外，周工作时间越长的员工，越可能体验到工作对其家庭时间的剥夺，更容易产生心理契约违背的感知。因此，本文把人口统计学变量、家庭相关变量和周工作时间作为控制变量。

3.3. 数据分析

采用SPSS 22.0和Mplus 6.12进行统计分析。首先，通过因子分析预防数据的同源误差；其次，通过信效度分析检验各变量的信度与效度；最后，采用PLS的路径系数分析检验本文假设。

4. 研究结果

4.1. 数据的预分析

为避免同源误差，本文严格按照Podsakoff等(2003)推荐的方法进行了处理。首先，通过保证保密性而提高被测的参与度。在数据收集过程中，为确保研究结果真实、准确、严谨，作者全程负责问卷调查。其次，本文将问卷中的所有题项放在一起做因子分析，不进行旋转的第一个主成分就是同源误差的量，如果这个量不占大多数，那么同源误差的情况就不足以影响到研究结论。因子分析后发现，第一个主成分是28.85% (表格省略)，不占大多数。通过以上方法，综合控制了可能存在的同源误差，使其基本不会影响研究结论。

4.2. 描述性统计分析

各变量的均值、标准差和相关系数如表2所示。从中看出，在人口特征变量中，年龄与工作–家庭侵入负相关关系显著(β = −0.1, p ≤ 0.01)，性别与工作–家庭支持氛围正相关关系显著(β = 0.10, p ≤ 0.01)，工作时间与心理契约违背正相关关系显著(β = 0.1, p ≤ 0.01)；工作–家庭支持氛围与工作–家庭增益正相关关系显著(β = 0.29, p ≤ 0.01)，工作–家庭支持氛围与心理契约违背负相关关系显著(β = −0.31, p ≤ 0.01)，工作–家庭增益与心理契约违背负相关关系显著(β = −0.34, p ≤ 0.01)，工作–家庭侵入与心理契约违背正相关关系显著(β = 0.19, p ≤ 0.01)。

4.3. 信度与效度检验

4.3.1. 信度检验

各变量的内部一致性信度与组合信度如表3所示。从中看出，内部一致性信度采用α系数，一般要求大于0.7，本文各变量的α系数均在0.7以上，适合作进一步研究。组合信度采用CR指标，一般要求大于0.7，本文各变量的CR值均大于0.8，结果比较理想。

4.3.2. 效度检验

采用Chin(1998)推荐的方法进行效度检验，通过因子载荷和平均方差抽取量(AVE)来检验潜在变量的收敛性，利用测量指标的交叉载荷系数检验潜变量的区分效度。此外，如果AVE的平方根大于其他所有

表2. 描述性统计分析和相关系数矩阵

注：N = 668，对角线上的黑体代表 AVE 的平方根， ^*p ≤ .05, ^**p ≤ 0.01,双尾检验。

表3. 构念的信度与效度

注：^*p ≤ .05；^**p ≤ .01，双尾检验。

构念之间的相关系数，证明具有很好的区分效度。如表3和表4所示，测量项目在相应的一阶潜变量上的因子负载均在0.7以上或接近0.7，AVE均高于0.5，说明潜在变量可以解释测量变量的一半以上，测量具有较好的收敛效度；如表2和表4所示，测量指标对应的潜变量上载荷系数均高于它在其它潜变量上的载荷系数，AVE的平方根大于其它所有构念之间的相关系数，表明概念测量具有较好的区分效度。

4.4. 假设检验

对工作–家庭增益中介作用的验证，借鉴Baron和Kenny(1986)提出的关于中介作用分析的4个条件：(1)自变量与中介变量显著相关；(2)中介变量与因变量显著相关；(3)自变量与因变量显著相关；(4)当控制中介变量，自变量对因变量的影响变小(部分中介)或没有(完全中介)。

从表5、图2看出，工作–家庭支持氛围对工作–家庭增益影响显著，工作–家庭增益对心理契约违背影响显著，当工作–家庭增益加入工作–家庭支持氛围对心理契约违背的影响路径中，工作–家庭支持氛围对心理契约违背的直接影响路径系数由−0.31(p ≤ 0.001)减为−0.22(p ≤ 0.01)，工作–家庭增益在工作–家庭支持氛围对心理契约违背的影响中起部分中介效应，H2得以验证。

表4. 测量指标间的交叉载荷系数表

注：WFT1、WFT2、WFT3、WFT4分别代表工作–家庭侵入的4个题项；WFC1、WFC2、WFC3分别代表工作–家庭支持氛围的3个题项；WFE1、WFE2、WFE3、WFE4分别代表工作–家庭增益的4个题项；PCV1、PCV2、PCV3、PCV4分别代表心理契约违背的4个题项。

表5. PLS分析的路径系数

注: n = 688；^***p ≤ .001；^**p ≤ .01；^*p ≤ .05 (双尾)。

本文使用潜调节结构模型法(Latent Moderated Structural Equations, LMS)检验工作–家庭侵入的调节效应(Kelava et al., 2011；温忠麟，吴艳，侯杰泰，2013)，LMS 提供了比较有效的参数估计，估计的标准误相对无偏，是目前用结构方程模型来检验调节效应的较为有效的方法(Klein & Moosbrugger, 2000；温忠麟等，2013)。结果表明，工作–家庭侵入与工作–家庭支持氛围的乘积项系数显著(β = −0.12, p ≤ 0.01)，H3得到支持。表明工作–家庭侵入在工作–家庭支持氛围与工作–家庭增益之间存在显著的调节作用。员工体验的工作–家庭侵入越高，工作–家庭支持氛围对工作–家庭增益的正向影响越弱。

如图3所示，当员工经历的工作–家庭侵入较低时，工作–家庭支持氛围对工作–家庭增益具显著的正向影响；但员工经历的工作–家庭侵入较高时，工作–家庭支持氛围对工作–家庭增益的正向影响不显著，即，组织的工作–家庭支持氛围在不同的工作–家庭侵入水平下，对工作–家庭增益的影响不同。综合以上分析H3得证，具体表现为，相比高工作–家庭侵入的员工，工作–家庭支持氛围对低工作–家庭侵入的员工的工作–家庭增益影响更大。

从图4看出，整个模型的R²值为0.12，表明整个模型解释心理契约违背12%以上的变动方差，说明工作–家庭界面对心理契约违背具较强的解释力度。控制变量性别、年龄和工作时间对心理契约违背影响的路径系数分别为−0.02、0.01和0.09 (p ≤ 0.05)，说明性别与年龄对心理契约违背并无显著影响，工作时间对心理契约违背具有显著正向影响(β = 0.09, p ≤ 0.05)。不难理解，工作时间越长，个体越难满足家庭需要，越容易引发心理契约违背。

5. 结论与讨论

5.1. 研究结论

研究表明：(1)工作–家庭支持氛围对心理契约违背具显著负向影响。本文在中国情境下探索性发现工作–家庭支持氛围是心理契约违背的重要影响因素。(2)工作–家庭增益在工作–家庭支持氛围与心理契约违背之间起部分中介作用。该结论表明工作–家庭增益可以作为前因变量与心理契约违背之间关系的解释性因素，验证了Peeters等(2009)的研究。(3)工作–家庭侵入对工作–家庭支持氛围与工作–家庭增益之间关系具有调节作用。具体表现为，员工体验的工作–家庭侵入越高，工作–家庭支持氛围对工作–家庭增益的正向影响越弱。这表明，当员工的家庭受工作干扰时，即使组织营造支持员工家庭的氛围，员工感知到的工作–家庭增益会差强人意。

5.2. 讨论

研究启示：(1)工作–家庭支持氛围对员工的心理契约违背具有显著的负向影响。在管理实践中，组织要营造支持员工家庭的氛围，如鼓励员工在工作之余分享家庭问题，这既能降低组织提供有形福利的成本，也有利于组织–员工的关系维护。(2)工作–家庭增益在工作–家庭支持氛围与心理契约违背之间

起中介作用。在管理实践中，组织要提供相关支持满足员工的家庭需求，如灵活的工作安排、家庭医疗请假等，以促进员工的工作–家庭增益。(3)工作–家庭侵入对工作–家庭支持氛围与工作–家庭增益之间关系具负向调节作用。在管理实践中，组织应尽量避免工作事务干扰员工的家庭，如周末或节假日尽量减少工作电话、工作邮件；尽量避免临时加班等。

研究的不足：(1)本文从组织层面考察工作支持对员工的正向影响，个体层面的支持同样值得研究，如上级或同事对员工家庭的支持。今后可探索上级支持或同事支持对员工的影响。(2)本文从工作–家庭增益的角度探索工作–家庭支持氛围对心理契约违背的影响机制，现实中工作–家庭增益与工作–家庭冲突并存，今后可同时从这两个方面考察其中介作用。(3)本文的工作–家庭变量均为工作→家庭方向，未考察家庭→工作方向。工作家庭关系具双向性，今后可从工作→家庭和家庭→工作两个方向考察工作家庭关系对员工的影响。

基金项目

中央高校基本科研业务基金资助项目(2016SK03)；北京电子科技学院2016年博士启动基金资助项目。

NOTES

^*通讯作者。

参考文献