组织亲家庭支持对生活满意感的影响机制：基于工作—家庭资源的视角(3)
2.2.5控制变量
控制变量分别是性别、婚姻状况和是否有18岁以下的小孩。
3.结果
3.1共同方法偏差检验
FSSB、工作-家庭增益和生活满意感三个自我报告的量表进行共同方法偏差检验。结果表明。三因素模型(x2=181.23，df=62，p<0.001；CFI=0.96，IFI=0.96。RMSRA=0.06)的拟合程度要好于单因素模型(x2=1071.63，af=65，p<0.001；CFI=0.64，IFI=0.64，RMSRA=0.18；△x2=890.40，△df=3。p<0.001)。同时，Harman检验表明共同方法偏差不严重(Harrison，McLaughtin，&Coalter，1996)。
3.2描述性统计结果
各变量的平均数、标准差及相关系数，见表1。
3.3FSSB的调节效应检验
除性别、婚姻状态和是否有18岁以下的小孩三个类别变量外。先将其它变量转换成Z分数，再将亲家庭政策与FSSB的Z分数相乘，作为交互作用项分数，结果见表2。亲家庭政策使用与FSSB的交互项显著正向影响工作一家庭增益(方程4；B=0.15，p<0.001)。并且交互项的效应量显著(R2=0.02，p<0.001)。因此，假设1得到验证，使用Dearing和Hamilton(2006)提出的简单斜率检验方法来分析FSSB的调节作用。高分组、低分组分别由平均数加减一个标准差获得。分析图见图2，，与低FSSB组(B=-0.03，t=-0.10；p>0.05)相比，亲家庭政策使用与工作一家庭增益之间的关系在高FSSB组(B=0.13，t=4.45；p<0.001)更加强烈。
3.4工作-家庭增益的中介作用检验
根据Baron和Kenny(1986)提出的中介效应检验，各步骤的回归系数和方程检验结果见表2。亲家庭政策使用对生活满意感(方程6；B=0.12。p<0.01)、FSSB对生活满意感(方程8；B=0.31。p<0.001)都有解释作用。亲家庭政策使用显著正向影响工作-家庭增益(方程2；B=0.16，p<0.001)。当工作一家庭增益进入模型时，它对生活满意感有显著正向影响(方程7；B=.31，p<0.001)。在工作-家庭增益进入后。亲家庭政策使用对生活满意感的影响不显著(方程7；B=0.07，p>0.05)，，中介效应占总效应的比例为41%。结果支持了假设2a。FSSB显著正向影响工作一家庭增益(方程3；B=0.33，p<0.001)。当工作一家庭增益进入模型时，它对生活满意感有显著正向影响(方程9；B=0.24，p<0.001)。在工作一家庭增益进入后，FSSB仍然可以显著影响生活满意感，但是影响程度降低了(方程9；B=0.23，p<0.001)。中介效应占总效应的比例为26%。结果支持了假设2b。
3.5工作-家庭增益的有中介的调节效应检验
我们参照叶宝娟和温忠麟(2013)提出的有中介的调节效应的步骤检验假设3，见表2。第一步，检验FSSB的调节作用，即亲家庭政策与FSSB的交互项显著正向影响工作一家庭增益(方程4；B=0.15，p<0.001)。第二步，检验工作-家庭增益的中介作用，即工作一家庭增益显著影响生活满意感(方程11；B=0.23，p<0.001)。因此，假设3得到验证。
4.讨论
4.1家庭支持型主管行为的调节作用
本研究发现组织正式c亲家庭政策使用)与非正式(FSSB)的亲家庭支持的交互作用与工作一家庭增益呈正相关，拓展了对工作一家庭增益提高的协同效应研究。Greenhaus(2012)等研究验证了家庭支持型主管和组织家庭支持感两种组织非正式的亲家庭支持之间的协同效应对工作一家庭平衡有预测作用。本研究发现，这种协同效应还存在于组织正式与非正式的亲家庭支持之间。当员工感知到高FSSB时，亲家庭政策使用与工作一家庭增益的关系更强烈。这就是说。一个关心员工家庭和生活需求的主管可以使得亲家庭政策发挥更大的作用。对于低FSSB来说，亲家庭政策使用均没有显著预测工作一家庭增益。这说明如果没有主管的家庭和生活支持，亲家庭政策的效果会大大降低(Thompson，Beauvais，&Lyness，1999)。Wang和Walumbwa(2007)的研究表明在低变革型领导和高亲家庭政策的水平下，员工的工作结果更差(组织承诺更低，退缩行为更高)。这一结果提示，主管所持有的对员工家庭和生活支持的态度和提供的支持型行为对于亲家庭政策效果的发挥具有重要作用。
4.2工作-家庭增益的中介作用
工作-家庭增益是工作资源向家庭和生活领域转换的关键机制(Ten Brummelhuis&Bakker，2012)。我们的研究发现工作-家庭增益在亲家庭政策使用与生活满意感的关系中起完全中介作用，在FSSB与生活满意感的关系中起部分中介作用。Lu(2015)等研究也表明主管支持通过工作一家庭增益的中介作用对家庭满意感有正向预测作用。同样，两种支持的交互作用也通过工作-家庭增益来影响员工生活满意感。这也说明，多种资源的协同效应能够产生更大的积极效果(Vansteenkiste，Simons，Lens，Sheldon，&Deci，2004)。工作-家庭增益中介机制的验证有助于我们深入理解亲家庭政策使用和FSSB如何对家庭领域结果产生影响。这一结果也有效验证了工作-家庭资源理论的假设，即工作资源通过工作-家庭增益的过度，最终影响家庭领域结果(Ten Brummelhuis&Bakker，2012)。总之，工作-家庭增益在组织亲家庭的正式支持、非正式支持以及正式和非正式支持交互作用与生活满意感之间起到了衔接作用。
4.3意义及展望
本研究得到组织亲家庭支持中亲家庭政策使用与生活满意感之间的有中介的调节模型，家庭支持型主管行为对增强亲家庭政策使用与生活满意感的关系具有重要作用。第一。对于如何提高亲家庭政策的实施效果。本研究提示制定相关的政策仅仅是第一步，更要通过提高主管对于员工家庭和生活方面支持的意识并给予实际的支持行为。家庭支持型主管行为是一种可干预的主管行为(Hammer，Kossek，Anger，Bodner，&Zimmerman，2011；Kellyet al，2014)。通过干预提升FSSB，进而增强亲家庭政策对员工生活满意感的积极影响。反之。一个较少给予员工家庭和生活支持的主管，企业即使制定出相关的政策，这些政策也不能很好的帮助员工降低工作与家庭的角色需求。提升生活满意感。第二，本研究揭示了组织的工作-家庭资源向家庭领域转换的过程。研究发现员工获得工作对家庭的积极溢出体验是组织的亲家庭政策使用和FSSB对生活满意感產生影响的关键过程。
5.结论
本研究得出如下结论：(1)亲家庭政策使用与家庭支持型主管行为对提升工作-家庭增益具有协同效应，即相比低FSSB来说，感知到高FSSB员工的亲家庭政策使用对工作-家庭增益的积极影响更大。(2)工作-家庭增益是家庭支持型主管行为调节亲家庭政策使用与生活满意感关系的中介变量。 (姜海 马红宇 杨林川 谢菊兰)
控制变量分别是性别、婚姻状况和是否有18岁以下的小孩。
3.结果
3.1共同方法偏差检验
FSSB、工作-家庭增益和生活满意感三个自我报告的量表进行共同方法偏差检验。结果表明。三因素模型(x2=181.23，df=62，p<0.001；CFI=0.96，IFI=0.96。RMSRA=0.06)的拟合程度要好于单因素模型(x2=1071.63，af=65，p<0.001；CFI=0.64，IFI=0.64，RMSRA=0.18；△x2=890.40，△df=3。p<0.001)。同时，Harman检验表明共同方法偏差不严重(Harrison，McLaughtin，&Coalter，1996)。
3.2描述性统计结果
各变量的平均数、标准差及相关系数，见表1。
3.3FSSB的调节效应检验
除性别、婚姻状态和是否有18岁以下的小孩三个类别变量外。先将其它变量转换成Z分数，再将亲家庭政策与FSSB的Z分数相乘，作为交互作用项分数，结果见表2。亲家庭政策使用与FSSB的交互项显著正向影响工作一家庭增益(方程4；B=0.15，p<0.001)。并且交互项的效应量显著(R2=0.02，p<0.001)。因此，假设1得到验证，使用Dearing和Hamilton(2006)提出的简单斜率检验方法来分析FSSB的调节作用。高分组、低分组分别由平均数加减一个标准差获得。分析图见图2，，与低FSSB组(B=-0.03，t=-0.10；p>0.05)相比，亲家庭政策使用与工作一家庭增益之间的关系在高FSSB组(B=0.13，t=4.45；p<0.001)更加强烈。
3.4工作-家庭增益的中介作用检验
根据Baron和Kenny(1986)提出的中介效应检验，各步骤的回归系数和方程检验结果见表2。亲家庭政策使用对生活满意感(方程6；B=0.12。p<0.01)、FSSB对生活满意感(方程8；B=0.31。p<0.001)都有解释作用。亲家庭政策使用显著正向影响工作-家庭增益(方程2；B=0.16，p<0.001)。当工作一家庭增益进入模型时，它对生活满意感有显著正向影响(方程7；B=.31，p<0.001)。在工作-家庭增益进入后。亲家庭政策使用对生活满意感的影响不显著(方程7；B=0.07，p>0.05)，，中介效应占总效应的比例为41%。结果支持了假设2a。FSSB显著正向影响工作一家庭增益(方程3；B=0.33，p<0.001)。当工作一家庭增益进入模型时，它对生活满意感有显著正向影响(方程9；B=0.24，p<0.001)。在工作一家庭增益进入后，FSSB仍然可以显著影响生活满意感，但是影响程度降低了(方程9；B=0.23，p<0.001)。中介效应占总效应的比例为26%。结果支持了假设2b。
3.5工作-家庭增益的有中介的调节效应检验
我们参照叶宝娟和温忠麟(2013)提出的有中介的调节效应的步骤检验假设3，见表2。第一步，检验FSSB的调节作用，即亲家庭政策与FSSB的交互项显著正向影响工作一家庭增益(方程4；B=0.15，p<0.001)。第二步，检验工作-家庭增益的中介作用，即工作一家庭增益显著影响生活满意感(方程11；B=0.23，p<0.001)。因此，假设3得到验证。
4.讨论
4.1家庭支持型主管行为的调节作用
本研究发现组织正式c亲家庭政策使用)与非正式(FSSB)的亲家庭支持的交互作用与工作一家庭增益呈正相关，拓展了对工作一家庭增益提高的协同效应研究。Greenhaus(2012)等研究验证了家庭支持型主管和组织家庭支持感两种组织非正式的亲家庭支持之间的协同效应对工作一家庭平衡有预测作用。本研究发现，这种协同效应还存在于组织正式与非正式的亲家庭支持之间。当员工感知到高FSSB时，亲家庭政策使用与工作一家庭增益的关系更强烈。这就是说。一个关心员工家庭和生活需求的主管可以使得亲家庭政策发挥更大的作用。对于低FSSB来说，亲家庭政策使用均没有显著预测工作一家庭增益。这说明如果没有主管的家庭和生活支持，亲家庭政策的效果会大大降低(Thompson，Beauvais，&Lyness，1999)。Wang和Walumbwa(2007)的研究表明在低变革型领导和高亲家庭政策的水平下，员工的工作结果更差(组织承诺更低，退缩行为更高)。这一结果提示，主管所持有的对员工家庭和生活支持的态度和提供的支持型行为对于亲家庭政策效果的发挥具有重要作用。
4.2工作-家庭增益的中介作用
工作-家庭增益是工作资源向家庭和生活领域转换的关键机制(Ten Brummelhuis&Bakker，2012)。我们的研究发现工作-家庭增益在亲家庭政策使用与生活满意感的关系中起完全中介作用，在FSSB与生活满意感的关系中起部分中介作用。Lu(2015)等研究也表明主管支持通过工作一家庭增益的中介作用对家庭满意感有正向预测作用。同样，两种支持的交互作用也通过工作-家庭增益来影响员工生活满意感。这也说明，多种资源的协同效应能够产生更大的积极效果(Vansteenkiste，Simons，Lens，Sheldon，&Deci，2004)。工作-家庭增益中介机制的验证有助于我们深入理解亲家庭政策使用和FSSB如何对家庭领域结果产生影响。这一结果也有效验证了工作-家庭资源理论的假设，即工作资源通过工作-家庭增益的过度，最终影响家庭领域结果(Ten Brummelhuis&Bakker，2012)。总之，工作-家庭增益在组织亲家庭的正式支持、非正式支持以及正式和非正式支持交互作用与生活满意感之间起到了衔接作用。
4.3意义及展望
本研究得到组织亲家庭支持中亲家庭政策使用与生活满意感之间的有中介的调节模型，家庭支持型主管行为对增强亲家庭政策使用与生活满意感的关系具有重要作用。第一。对于如何提高亲家庭政策的实施效果。本研究提示制定相关的政策仅仅是第一步，更要通过提高主管对于员工家庭和生活方面支持的意识并给予实际的支持行为。家庭支持型主管行为是一种可干预的主管行为(Hammer，Kossek，Anger，Bodner，&Zimmerman，2011；Kellyet al，2014)。通过干预提升FSSB，进而增强亲家庭政策对员工生活满意感的积极影响。反之。一个较少给予员工家庭和生活支持的主管，企业即使制定出相关的政策，这些政策也不能很好的帮助员工降低工作与家庭的角色需求。提升生活满意感。第二，本研究揭示了组织的工作-家庭资源向家庭领域转换的过程。研究发现员工获得工作对家庭的积极溢出体验是组织的亲家庭政策使用和FSSB对生活满意感產生影响的关键过程。
5.结论
本研究得出如下结论：(1)亲家庭政策使用与家庭支持型主管行为对提升工作-家庭增益具有协同效应，即相比低FSSB来说，感知到高FSSB员工的亲家庭政策使用对工作-家庭增益的积极影响更大。(2)工作-家庭增益是家庭支持型主管行为调节亲家庭政策使用与生活满意感关系的中介变量。 (姜海 马红宇 杨林川 谢菊兰)