¹济南大学教育与心理科学学院，山东 济南

²青岛恒星科技学院教育学院，山东 青岛

收稿日期：2023年9月19日；录用日期：2023年10月31日；发布日期：2023年11月10日

摘要

以1549名各行业员工为被试，以非工作时间工作连通行为量表、工作倦怠量表、工作–家庭冲突量表、工作家庭分割偏好量表为工具，探讨了员工的非工作时间工作连通行为对工作倦怠的影响，以及工作–家庭冲突的中介作用和工作家庭分割偏好对中介路径的调节作用。结果发现：1) 非工作时间的工作连通行为显著正向预测工作倦怠；2) 工作–家庭冲突在非工作时间工作连通行为与工作倦怠的关系中起中介作用，且工作家庭分割偏好分别调节了中介作用的前半路径和后半路径。

关键词

非工作时间工作连通行为，工作家庭分割偏好，工作家庭冲突，工作倦怠

The Relationship between Work Connectivity Behavior After-Hour and Job Burnout: A Moderated Mediating Model

Kexin Dong¹, Guohui Mao², Xu Tong¹

¹School of Education and Psychology, University of Jinan, Jinan Shandong

²School of Education, Hengxing University, Qingdao Shandong

Received: Sep. 19^th, 2023; accepted: Oct. 31^st, 2023; published: Nov. 10^th, 2023

ABSTRACT

Recruiting 1549 employees from various industries as subjects, using Work Connectivity Behavior After-hours Scale, the Job Burnout Scale, the Work-Family Conflict Scale, and the Work-Family Segmentation Preference Scale, we explored the relationship between employees’ work connectivity behavior after-hours and job burnout, and examined the mediating role of work-family conflict and the moderating role of work-family segmentation preference on mediated pathways. The results found that: 1) Work connectivity behavior after-hours significantly and positively predicted job burnout. 2) Work-family conflict mediated the relationship between work connectivity behavior after-hours and job burnout. And work-family segmentation preference moderated the first half path and the second half path of this mediation effect.

Keywords:Work Connectivity Behavior After-Hours, Work-Family Segmentation Preference, Work-Family Conflict, Job Burnout

Copyright © 2023 by author(s) and Hans Publishers Inc.

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1. 引言

随着信息技术的高速发展，通讯工具愈发便捷，使得移动办公越来越普及。尤其是在疫情之后，很多企业开启了居家办公模式，居家办公模式将会成为一种办公新趋势。移动办公和居家办公不仅打破了工作场所的边界，而且也打破了工作时间和非工作时间的边界，即产生非工作时间工作连通行为(work connectivity behavior after-hours, WCBA) (Katherine & Benbunan, 2011)。WCBA是指在非工作时间(包括上班前、下班后、周末或假期)，员工也可以利用互联网技术使用便携式通讯设备进行工作或者与同事联系工作内容的行为。

非工作时间工作连通行为对员工工作的影响是一把双刃剑。积极方面表现为，非工作时间工作连通行为使员工的工作更为便捷从而将更多的时间和精力投入到工作中去(Fujimoto et al., 2016)，提高工作自主性(石冠峰，郑雄，2021)；但是非工作时间工作连通行为也给员工带来了一系列消极影响，消极影响主要表现在如降低工作的活力(石冠峰，郑雄，2021)，产生情绪衰竭(Derks et al., 2014)，感到剧烈的工作负荷(王玮，宋宝香，2017)，降低工作的内在动机(Giurge & Woolley, 2022)，幸福感降低(Sonnentag, 2018)等工作倦怠方面。那么产生积极影响，或者降低消极影响的边界条件是什么？对此有研究者提出了个体因素(如时间管理技巧)和组织因素(组织规范和工作要求)的调节作用(Fenner & Renn, 2010; Gadeyne et al., 2018)。然而，国内外已有工作倦怠的研究存在对个体因素的剖析不够充分，忽视了个体的工作家庭分割偏好的作用，并且工作家庭分割偏好对工作倦怠的调节作用的实证研究较少，因此本研究将从个体因素切入，探讨工作连通行为对工作倦怠的影响机制，以及个体的工作家庭分割偏好的调节作用，从而为更好地提高移动办公和居家办公的效率提供建议。

工作倦怠(Job Burnout)在工作情境中是一个常见的消极因素，用来描述个体在工作压力中感觉到自己的身心被工作耗尽。Hobfoll (1988)提出的资源保存理论(conservation of resources theory, COR)是解释工作倦怠的强有力的理论，该理论认为，个体具有保存、保护和获取资源的倾向，因此无论是潜在的资源损失威胁，还是实际的资源损失都会引发个体的紧张和压力。而非工作时间工作连通行为由于占用了个体的非工作时间的资源，造成时间资源的损失，因此极易引发不良情绪、情绪衰竭(马红宇等，2014a)。工作要求–控制模型(job demand-control model, JD-C) (Karasek, 1979)认为工作要求和工作控制共同决定工作压力，工作要求反映员工所从事的工作任务的数量和困难程度，如工作负荷、问题解决要求等；工作控制反映了员工对工作行为施加影响的程度。研究证实高工作要求和工作中各种控制能力的缺失是导致倦怠的主要因素(Fletcher & Jones, 1993)。非工作时间工作连通行为频率的增长意味着员工的工作需求增加与控制能力的缺失，因此非工作时间的工作连通行为对工作倦怠有正向影响。

非工作时间的工作连通行为是如何影响员工的工作倦怠水平的？由于非工作时间工作连通行为的重要特征是模糊了工作和家庭的界限，从时间和空间上渗透人们的家庭生活，阻碍个体兼顾工作和家庭(Park et al., 2011; Towers et al., 2006)，继而引发工作家庭冲突(Richardson & Thompson, 2012; 马红宇等，2014b)。非工作时间工作连通行为扩大了工作需求，需要员工投入更多的如时间等工作资源(聂琦等，2021)，在私人时间处理工作事务会使个体陷入高度待命状态，其对家庭所投入的精力会被工作所干扰，这可能会引发员工产生焦虑、否定自我等消极情绪。在这种具有矛盾冲突的家庭环境中，员工更可能认为这种不良情绪是由工作所致，从而对工作产生倦怠感。因此，工作家庭冲突中介了非工作时间工作连通行为和工作倦怠的影响。

以往关于非工作时间的工作连通行为对员工的工作家庭冲突和工作倦怠的影响的研究其实忽视了员工的个体差异。如对于那些需要同时照顾工作和家庭的员工，居家办公也许是平衡工作和家庭的最好选择；相反，对有些员工来说，非工作时间需要全心全意照顾家庭，不希望工作的入侵，这时工作连通行为可能会造成工作对家庭的冲突，进而产生对工作的倦怠感。因此，对于工作家庭边界管理偏好不同的个体，非工作时间的工作连通行为的影响结果并不相同。研究也发现个人偏好和组织偏好的分配影响工作家庭冲突(马丽，徐枞巍，2011)。工作家庭分割偏好(Work-Family Segmentation Preference)作为一种重要的个体特质，被描述为个体主观上对工作领域和家庭领域的认知、心理和行为的分离程度(Glen & Kreiner, 2006)，应该会调节非工作时间工作连通行为对工作倦怠的影响。一方面，当员工在时间和空间上都与工作持续紧密相连时，即非工作时间的工作连通行为频率增加时，分割偏好程度高的个体越体验到工作对他们的家庭生活的入侵，心理上越抗拒，个体体验到的消耗感和厌恶等消极情绪就越多，因此可能会引发更大的工作家庭冲突。另一方面非工作时间工作连通行为不停地攻占员工在家庭中的时间、空间、精力等个人资源，导致工作家庭冲突加剧(Batt & Valcour, 2003)，继而在工作和家庭的对抗中，员工体验到的冲突能直接作用于其身心，引发身心疲劳，提高工作倦怠水平(苏涛等，2019)，也就是说，高工作家庭分割偏好强化了工作家庭冲突对工作倦怠的影响。综上所述，本研究提出如下的理论模型(图1)。

图1. 研究假设模型

2. 方法

2.1. 对象

采用方便抽样的方法，通过问卷星平台向济南市各行业的工作人员发放网络问卷，共回收问卷1795份，其中剔除所涉及变量±3个标准差之外的246份问卷，最终获得有效问卷1549份，有效率86.30%。其中，男性461人，女性1088人。从被试年龄来看，25岁及以下的占0.1%，26~30岁占0.6%，31~35岁的占28.2%，36~40岁的占48%，41~45岁的占18.7%，46~50岁的占3.7%，50岁及以上的占0.7%。从被试受教育程度来看，6.4%为初中(含初中未毕业)学历，16.1%为高中学历，26.5%为大专(含夜大、电大)学历，44.7%为本科学历，66.3为研究生(硕士或博士)学历。从被试社会职业类别来看，2.4%为国家与社会管理者，17.2%为经理人员，8.7%为私营企业主，28.9%为专业技术人员，10.5%为办事人员，12.4%为个体工商户，10.7%为商业服务业员工，3.0%为产业工人，0.8%为农业劳动者，5.5%为城乡无业、失业、半失业者。有63.3%的被试具有固定的上下班时间，确保了工作与非工作时间的界限；36.7%的被试报告上下班时间不固定。

2.2. 工具

2.2.1. 非工作时间工作连通行为量表

采用Richardson和Thompson (2012)开发，马红宇等(2014a)修订的非工作时间工作连通行为量表，本研究选取了“在非工作时间里，与工作有关的人因为工作上的事，通过上述通信工具与我联系的频率”等3个频率维度的题目，5点计分(1 = 从不；5 = 总是)，分数越高表示被试在非工作时间的工作连通行为越多。该量表在本研究中的Cronbach’s Alpha系数为0.87。

2.2.2. 工作–家庭冲突量表

由Netemeyer et al. (1996)编制，用来测量个体的工作家庭冲突水平。该量表共计10个题项，分为工作–家庭冲突(5题项)和家庭–工作冲突(5题项)两个维度，由于本文主要考察的工作连通行为是工作事务影响家庭生活，因此仅采用工作–家庭冲突这一维度的5个题目，7点计分(1 = 完全不同意；7 = 完全同意)。该量表在本研究中的Cronbach’s Alpha系数为0.91。

2.2.3. 工作倦怠量表

采用李超平和时勘(2003)修订的MBI-GS量表的情感衰竭分量表，共5个题目。采用7点计分(1 = 从不；7 = 非常频繁)，得分越高表示工作倦怠水平越高。在本研究中的 Cronbach’s Alpha系数为0.90。

2.2.4. 工作家庭分割偏好量表

采用Kreiner开发的一个作为测试个体对分割或者融合管理策略偏好的量表，将工作家庭分割构念看作单一维度，包括“我不喜欢在家的时候还要考虑工作事”等4个题项，5点计分(1 = 从不；5 = 总是)，得分越高说明员工对工作和家庭的边界分割越明确。该量表在本研究中的Cronbach’s Alpha系数为0.91。

2.3. 数据收集与处理

采用问卷星收集并回收数据，所有被试均匿名作答。将所有被试的资料整理后，用统计软件SPSS 26.0进行描述统计、相关分析；使用SPSS 26.0中的PROCESS 3.0宏程序对变量进行有调节的中介效应检验。

3. 结果

3.1. 共同方法偏差

采用Harman单因子检验(周浩，龙立荣，2004)，结果发现特征根大于1的因子有4个，且第一个因子解释了全部变异量的36.198%，小于临界值40%，说明本研究不存在严重的共同方法偏差。

考虑到Harman单因子检验存在不少问题，本研究继而采用“控制未测量的潜在方法因子”对共同方法偏差进行检验(汤丹丹，温忠麟，2020)。首先使用Amos 24.0软件构建仅含特质因子的四因素模型，然后在模型中加入方法因子作为总体因子，形成五因素模型，观察模型拟合是否有明显改善，结果发现二者差异不大：Δχ²/df < 0.00，ΔGFI = 0.018，ΔAGFI = 0.017，ΔCFI = 0.012，ΔRMSEA = 0.009，ΔIFI = 0.012。因此本研究不存在严重的共同方法偏差。

3.2. 变量的描述性统计和相关分析

本研究中，所有变量的描述性统计以及变量间的相关性分析见表1。非工作时间工作连通行为、工作倦怠、工作家庭冲突、工作家庭分割偏好两两之间均呈显著相关(ps < 0.01)，为有调节的中介效应检验提供了基础。职业与工作连通行为负相关，学历与工作连通行为、工作家庭分割偏好、工作倦怠正相关。因此后续分析中将性别、职业、学历作为控制变量。

表1. 描述性统计分析和相关分析结果(N = 1549)

注：性别为虚拟变量，男 = 0，女 = 1。^* p< 0.05，^** p< 0.01，^*** p< 0.001，下同。

3.3. 有调节的中介效应检验

根据温忠麟和叶宝娟(2014)提出的有调节的中介模型的检验程序，将性别、职业、学历作为控制变量，通过两步进行有调节的中介效应分析，采用SPPS中的PROCESS 3.0宏程序以及Bootstrap法重复抽样5000次分别计算95%的置信区间(Hayes, 2015)。

第一步，对简单中介模型进行检验。选择Model 4检验工作家庭冲突在非工作时间工作连通行为与工作倦怠之间的中介作用。结果表明，非工作时间工作连通行为对工作倦怠的正向预测作用显著(β = 0.18, p < 0.001)；加入中介变量工作家庭冲突后，连通行为对工作倦怠的直接预测作用不再显著(β = 0.04, p > 0.05)，连通行为对工作家庭冲突的正向预测作用显著(β = 0.35, p < 0.001)，工作家庭冲突对工作倦怠的正向预测作用也显著(β = 0.40, p < 0.001) (见表2)。其中，Bootstrap检验表明中介作用95%的置信区间为[0.11, 0.17]，中介效应量占总效应量的78.16%。

表2. 中介模型检验表

第二步，采用Model 58检验工作家庭分割偏好对中介模型前后两条路径的调节作用。表3结果表明，工作家庭分割偏好和连通行为的交互项能显著预测工作家庭冲突(β = 0.07, p < 0.001)，工作家庭分割偏好和工作家庭冲突的交互项能显著预测工作倦怠(β = 0.05, p < 0.001)，这表明工作家庭分割偏好在连通行为–工作家庭冲突–工作倦怠这一模型中对前半路径和后半路径同时起到调节作用(见图2)。

表3. 有调节的中介作用

图2. 非工作时间的工作连通行为影响工作倦怠的心理机制

为在调节效应下检验非工作时间工作连通行为对工作倦怠的间接效应，分别取工作家庭分割偏好高于1个标准差和低于1个标准差的值进行Bootstrap检验。结果如表4所示，工作家庭分割偏好在其较低、中等、较高水平时，中介效应都显著(95% CI_{M − 1SD} [0.05, 0.11], 95%CI_M [0.11, 0.17], 95%CI_{M + 1SD} [0.17, 0.26])。因此，有调节的中介效应是存在的。

表4. 标准试验系统结果数据

采用简单斜率检验进一步考察工作家庭分割偏好条件正负1个标准差时的效应值，具体分析工作家庭分割偏好在模型中对前半路径和后半路径的调节作用。前路径的简单斜率检验表明，在工作家庭分割偏好高分组(M + 1SD)的被试中，连通行为对工作家庭冲突具有显著正向预测作用(simple slope = 0.47，t = 12.69, p < 0.001)；在工作家庭分割偏好低分组(M − 1SD)的被试中，连通行为对工作家庭冲突也具有正向预测作用，但系数相对降低(simple slope = 0.25, t = 6.51, p < 0.001) (图3)。后路径的简单斜率检验表明，在工作家庭分割偏好高分组(M + 1SD)的被试中，工作家庭冲突对工作倦怠具有显著正向预测作用(simple slope = 0.46, t = 16.93, p < 0.001)；在工作家庭分割偏好低分组(M − 1SD)的被试中，工作家庭冲突对工作倦怠也具有正向预测作用，但系数略微降低(simple slope = 0.31, t = 10.43, p < 0.001) (图4)。

图3. 分割偏好对连通行为与工作家庭冲突关系的调节作用

图4. 分割偏好对工作家庭冲突与工作倦怠关系的调节作用

4. 讨论

工作家庭分割偏好对非工作时间工作连通行为与工作家庭冲突、工作家庭冲突与工作倦怠这两种关系分别起正向调节作用。分割水平越高，非工作时间工作连通行为与工作家庭冲突的正向关系越强，反之则越弱。同样的，分割水平越高，工作家庭冲突与工作倦怠的正向影响越强，反之越弱。

4.1. 结果讨论

本研究发现，不同社会经济地位员工的非工作时间的工作连通行为都可以正向预测他们的工作倦怠水平，这与以往的研究结果一致(Xie et al., 2017)。这是因为工作连通行为越多，个人的时间和空间皆被渗透，工作领域和家庭领域之间的融合与渗透，都会导致个体在不同角色间来回变换，进而产生更多的工作家庭冲突(潘清泉，韦慧民，2017)。员工的非工作时间的工作连通行为频率越高，其工作家庭冲突越高，这也就意味着工作连通行为所带来的大量信息，会削弱个体本身的认知能力(袁硕，唐贵瑶，2018)，而工作家庭冲突又进一步增强了员工的工作倦怠感。因此员工想通过改变他们的工作连通行为带来的工作倦怠感，就需要在工作家庭冲突方面付出一定的努力。员工可以通过有意识的控制工作家庭冲突的方法来调和自己的消极情绪，从而体验到较低的倦怠情绪，较高的幸福美满。

通讯工具以及办公软件的创新发展使得居家办公越来越便捷，工作和家庭的边界越来越淡化，以往研究也证实了工作连通行为使得个体工作领域与非工作领域间的界限愈发模糊(Kaufman-Scarborough, 2006)。但如果员工个人具有强烈的边界感则会体验到更多的冲突感和倦怠感，即工作连通行为对减少工作家庭冲突越不利(Derks et al., 2016)，本研究也证实了这一结果。本研究发现员工的工作家庭分割偏好水平越高，非工作时间工作连通行为与工作家庭冲突的正向关系越强；同样的，分割水平越高，工作家庭冲突与工作倦怠的正向影响越强。Giurge和Woolley (2022)的研究发现，当人们在非标准(相对于标准)工作时间从事工作活动时，他们对工作的内在动机更低。然而，内在动机是帮助工作和家庭之间平衡的重要因素(Ilies et al., 2017)。由于高分割偏好的个体，更倾向将工作和家庭的界线划分清楚，更认同“在什么时间该做什么事”，更不希望工作事务与家庭生活混淆在一起，这也就代表着当工作连通行为发生时，此类员工会“厌恶”在两个身份之间来回转换，从而感受到的冲突感会更强，因此强化了工作连通行为对工作家庭冲突的作用。这说明，具有分割偏好特质的个体会有意识的区分工作和个人生活领域的界限；除此之外我们还发现，属于高分割偏好的个体在面临工作家庭冲突时，会认为是工作连通行为引发的家庭矛盾，将消极情绪转嫁给工作，进而强化了其工作倦怠感。低分割偏好的个体，更习惯于将工作和家庭相互渗透，他们的边界感很弱，能两个身份之间自如变换，这也就在无形中减缓了许多冲突矛盾。另一方面，由于低分割偏好的个体对这两个领域的界线持模糊态度，或并不反感工作和家庭的交融，因此在发生工作家庭冲突后，能比高分割偏好的个体更冷静的看待冲突，产生倦怠感的几率也会减弱。

4.2. 研究意义

在理论意义方面，首先，本研究探讨了员工的工作连通行为对其工作倦怠的影响机制，在一定程度上拓宽了资源保存理论和工作要求–控制模型的内容。其次，以往研究从组织角度关注了组织分割供给对员工工作倦怠的缓冲作用(吴洁倩等，2018)，本研究从个体角度考察了员工工作家庭分割偏好对非工作时间的工作连通行为对工作倦怠的影响，从而对于指导员工克服工作倦怠具有一定的指导意义。

在实践意义方面，非工作时间的工作连通行为已经成为一种普遍现象。从个体角度上看，员工要认识到居家办公是社会发展的趋势，工作连通行为将是不可避免的，要积极地适应这一变化，改变自己的工作家庭分割偏好，提高对工作家庭模糊便捷的容忍度；同时，积极面对工作家庭的身份转换，学会灵活的转换角色。但也要注意不能过度整合工作–家庭的身份，否则很难保持多重身份的边界，可能会导致个体在家庭中很难从工作身份中脱离出来，进而还会增强工作家庭冲突，体验工作倦怠。

4.3. 研究不足及未来研究展望

本研究存在一定的不足。首先，本研究采用了横向研究设计，未来研究可采用瞬时评估法或日志法实时记录被试的工作连通行为，对比同一个体在非工作时间工作连通行为时间上的差异，以提高结果的准确性。其次，本文对非工作时间工作连通行为的研究仅涉及非工作时间工作连通行为的频率，并未涉及工作连通行为的时长，在未来研究中需要做进一步的探讨。

5. 讨论

本研究主要得出以下结论：

1) 非工作时间工作连通行为对工作倦怠有正向的预测作用。

2) 工作–家庭冲突在非工作时间工作连通行为与工作倦怠之间起中介作用。

3) 员工的工作家庭分割偏好调节了非工作时间工作连通行为对工作–家庭冲突的影响，以及工作–家庭冲突对工作倦怠的影响。

文章引用

董可心,毛国辉,童 旭. 非工作时间工作连通行为与工作倦怠的关系：一个有调节的中介模型
The Relationship between Work Connectivity Behavior After-Hour and Job Burnout: A Moderated Mediating Model[J]. 心理学进展, 2023, 13(11): 4933-4942. https://doi.org/10.12677/AP.2023.1311621

参考文献