□ 吳 楠 潘清泉

一、引言

隨著數(shù)字化轉型的深入，VUCA 時代外部環(huán)境易變性、不確定性、復雜性和模糊性的特征愈發(fā)明顯。[1]因此，身處這一環(huán)境的企業(yè)應不斷提高對工作的創(chuàng)新性要求，以期更好地應對不確定性，保證企業(yè)生存、發(fā)展并贏得競爭優(yōu)勢。在此背景下，工作壓力與日俱增，員工工作領域和家庭領域之間的資源競爭（如時間、精力等）愈發(fā)突出。[2]同時，已有研究指出，雙職工家庭逐漸成為中國城市家庭結構的主流，撫育子女、贍養(yǎng)父母都對雙職工夫妻提出了更高的家庭責任要求。[3]而家庭責任會使員工對從事創(chuàng)新活動帶來的物質風險產(chǎn)生擔憂，從而抑制員工的創(chuàng)造力。[4]因此，為緩解員工工作—家庭需求沖突，鼓勵員工開拓創(chuàng)新，學者們開始關注組織情境和家庭情境對員工創(chuàng)新行為的影響?，F(xiàn)有研究多聚焦于組織情境，并得出家庭支持型主管行為[5]、家庭親善政策[6]等會顯著正向預測員工創(chuàng)新與創(chuàng)造力的結論，而作為非工作領域的家庭情境在現(xiàn)有研究中卻較少涉及，[7]即使有所提及，也多是基于工作—家庭沖突視角，認為兩個領域的資源要求在本質上是爭奪而非互利關系。[8]

但事實并非如此。所謂“家和萬事興”，家庭成員支持在提高員工個體資源的同時，也促進了其角色外工作行為的產(chǎn)生。[9]特別是同員工有著密切關系的家庭核心成員——配偶，作為員工極為重要的社會關系成員，[7]其提供的支持可以讓員工獲得更多資源。相對于情感支持而言，工具性支持是指向他人提供的任務協(xié)助、任務指導[10]和靈活性時間安排[11]等有形援助，配偶工具性支持即是指配偶提供的有形援助，屬于物理性質（時間、事務、經(jīng)濟等）的穩(wěn)定資源。配偶工具性支持在家庭、工作兩個領域之間進行轉移時，對資源轉入領域的影響更為明顯，[2]更有益于促進家庭—工作增益。家庭—工作增益是指個體在家庭場域中獲得的資源、經(jīng)驗等有助于提高其在工作角色中工作質量的程度。[12]也就是說，當個體通過從家庭角色獲得的情緒支持、技能支持等資源來提升工作角色的表現(xiàn)時，就會產(chǎn)生家庭—工作增益。根據(jù)資源—獲取—發(fā)展模型，當個體從家庭領域中獲取資源時，他們會傾向于在工作領域進行資源增益以實現(xiàn)個人工作目標。[13]可見配偶工具性支持通過資源供給促進家庭—工作增益，進而激發(fā)員工創(chuàng)新行為這一作用機制存在邏輯基礎以及進行理論探討的可能性。

需要指出的是，配偶工具性支持并非一定會促進員工創(chuàng)新行為，這是由于工作家庭區(qū)隔偏好會抑制或促進個人資源跨界溢出。[14]盡管資源可以實現(xiàn)跨領域溢出，但個體特質差異會導致不同個體資源溢出效果存在差異。正如克萊納（Kreiner）研究發(fā)現(xiàn)，基于不同程度的工作家庭區(qū)隔偏好，個體在工作和家庭之間設置了強弱不同的界線，進而對跨領域的資源轉移和吸收產(chǎn)生制約。[15]但這種影響效應在研究中往往易被忽略，目前大多數(shù)學者僅針對工作家庭區(qū)隔偏好對情境需求的消極溢出進行探討，而忽視了工作家庭區(qū)隔偏好對情境資源積極溢出的研究。[9]

基于此，本文引入工作家庭區(qū)隔偏好作為調節(jié)變量，構建了以家庭—工作增益為中介的研究模型，系統(tǒng)探究配偶工具性支持對員工創(chuàng)新行為的影響。

二、假設提出

（一）配偶工具性支持與員工創(chuàng)新行為

配偶工具性支持是指員工從配偶處獲得的有形關懷和幫助。[16]具體而言，即配偶主動承擔更多的家庭責任，這不僅減輕了員工來自家庭領域的壓力，[17]同時也向員工發(fā)出關心、關懷和支持的信號，有效激發(fā)了員工的積極情感。[18]

根據(jù)資源——獲取——發(fā)展模型（The Resource-Gain-Development Perspective，RGD），個體具有成長、發(fā)展的自然傾向，當個體投入一種角色中時，就會努力獲取有利于其自身發(fā)展的資源，并將資源最大化利用以獲得收益。與此同時，個體會將這些收益主動投入另一角色領域，保障個體在另一角色中的良好運作，進一步實現(xiàn)資源的強化和增益。[13]諾法查（Nurfaizal）等研究發(fā)現(xiàn)，盡管配偶獨立于工作場所之外，但配偶工具性支持可以提高員工創(chuàng)造力和創(chuàng)新行為的發(fā)生頻次。[19]員工創(chuàng)新行為即是指員工在工作中產(chǎn)生創(chuàng)新性觀點，并將其付諸實踐的過程，[20]往往在個體感知具備進行創(chuàng)新的物質資源或情境資源時才易得到激發(fā)。

配偶工具性支持是來自家庭領域中的一種極為重要的情境資源。[7]因此，當個體在家庭領域獲得配偶工具性支持時，會最大化利用這一資源，同時將配偶工具性支持所帶來的充裕資本、積極情緒等轉移至工作領域，進而促進創(chuàng)新行為的產(chǎn)生。[8,21]具體而言，一方面，基于資源—獲取—發(fā)展模型的資源跨界溢出，創(chuàng)新行為所具備的復雜性、不確定性和風險性特征意味著員工先前的資源投入不一定能得到回報，因此創(chuàng)新行為對員工個體資源提出了較高要求。[5]當配偶主動分擔員工的家務勞動、給予員工生活上的便利和照顧時，不僅從客觀上減輕員工扮演家庭角色的壓力，維持員工身體健康，[9]也向員工傳達出關心和支持的信號，促進員工積極情緒的產(chǎn)生。[18]這時，員工傾向于將充足的個人資源投入工作領域以促進個人在工作領域的良好運作，[13]維持較低的時間壓力、充裕的物質條件、愉悅的個人情緒以及可控的外部環(huán)境，這些都是拓展員工思維模式和推動創(chuàng)新行為的重要先行條件，[22]為員工實施創(chuàng)新行為提供了堅實保證。[23]另一方面，基于社會交換視角的研究表明，社會交換是影響員工創(chuàng)造力的重要因素。[24]配偶工具性支持給予員工極大程度上的家庭支持，能夠激發(fā)員工強烈的回報心理以實現(xiàn)互利互惠。[25]在中國的工作倫理觀里，工作的目的即為家庭帶來榮耀和財富，提升家庭整體利益。參與創(chuàng)新活動對于員工適應組織發(fā)展的動態(tài)變化、提高個人核心競爭力來說是必不可少的，[26]往往能夠為員工帶來較好的回報，如組織地位、職級晉升及獎金福利等，因此員工在自身資源充足的情況下很有可能通過創(chuàng)新行為來提升家庭利益，以此回報配偶給予的支持。據(jù)此，本文提出以下假設。

H1：配偶工具性支持對員工創(chuàng)新行為具有正向影響。

（二）家庭—工作增益的中介作用

配偶工具性支持讓員工可以從家庭領域獲得積極的個人資源，當他們將所獲資源投資于工作領域時，也就產(chǎn)生了家庭—工作增益。[2]根據(jù)資源—獲取—發(fā)展模型，資源是增益過程中的一個關鍵性驅動因素。[13]配偶工具性支持是一種重要的家庭領域支持性資源，當員工獲得較高水平的配偶工具性支持時，如員工管理家庭和照顧子女的責任得到配偶的分擔、在家務上得到配偶的幫助等（家庭資源），這使得員工對于家庭角色的資源投入減少，也就意味著更多個人資源（如時間、精力和注意力等）得到保留。[9]因此，當員工在家庭領域獲得配偶工具性支持時，其會最大化利用這一資源，即將這些有助于自身發(fā)展的收益運用于工作領域，更多地專注于與工作相關的任務、積累工作經(jīng)驗（工作資源），更好地勝任自身的工作角色及家庭角色，[27]形成家庭—工作增益。

已有研究發(fā)現(xiàn)，配偶愿意在家庭責任上花費更多時間將會讓員工體驗到工作、家庭之間角色扮演的靈活性，使他們在工作中的表現(xiàn)更為出色。[28]據(jù)此，本文提出以下假設。

H2：配偶工具性支持對家庭—工作增益具有正向影響。

實現(xiàn)員工創(chuàng)新行為需要大量個人資源的投入，包括時間、金錢、精力等，對個體資源池來說是不小的損耗。而配偶工具性支持正向預測的家庭—工作增益能夠從提高家庭領域資源獲取、降低工作領域資源折損和增加自身資源三個方面提升員工自身的資源水平，為員工增加更多機會、更多時間去思考新方法來改進與工作相關的任務，[29]促進員工創(chuàng)新行為的產(chǎn)生。具體而言，首先，個體需要協(xié)調好工作角色和家庭角色才能達成增益。[30]在現(xiàn)實生活中，工作任務和家庭責任會不可避免地產(chǎn)生一定的時間沖突，雙職工家庭員工就需要更合理的規(guī)劃和安排，在對方有需求時提供配偶工具性支持以保障對方工作的順利進行。這一實踐過程促使員工更新自身看待問題和解決問題的知識、技能和方式，[7]從而拓寬員工固有的思維模式，提出創(chuàng)新性想法，有助于促進員工創(chuàng)新行為的產(chǎn)生。[31]其次，感知到家庭—工作增益的個體，獲得了來自家庭領域的物質資源和情感資源，進而能夠從容應對工作壓力，自身風險承擔能力提高，主動投入資源以實現(xiàn)自我發(fā)展和提升的可能性更高。[9]例如，配偶的家務分擔、家庭活動安排等讓個體認識到自己的工作得到認可與支持，自身資源充沛，激發(fā)了個體的工作上進心和積極性，進而更容易在工作中進行創(chuàng)新。據(jù)此，本文提出以下假設。

H3：家庭—工作增益在配偶工具性支持與員工創(chuàng)新行為之間起中介作用，即配偶工具性支持會促進員工的家庭—工作增益，從而正向影響員工的創(chuàng)新行為。

（三）工作家庭區(qū)隔偏好的調節(jié)作用

工作家庭區(qū)隔偏好是指個體在主觀上分離工作領域與家庭領域的偏好程度，[15]不同個體工作和家庭邊界的滲透性和區(qū)隔性存在差異。區(qū)隔偏好水平較高的個體通常能夠將工作任務和家庭生活明顯分隔開來，兩個領域之間互不干涉，致使資源很難在兩個領域之間流動。[32]而區(qū)隔偏好水平較低的個體則相反。

這也就意味著，配偶工具性支持這一積極資源的利用效率取決于個體工作家庭區(qū)隔偏好水平。區(qū)隔偏好高的個體在不同領域之間具有較為嚴格的分割界限，[32]這將限制個人積極資源的轉移，配偶工具性支持帶來的家庭—工作增益也就更難發(fā)生。[33]而與此相反，區(qū)隔偏好低的個體，其不同領域之間的界限較為模糊，資源跨界增益也就更容易產(chǎn)生。已有學者進行實證研究發(fā)現(xiàn)，工作家庭區(qū)隔偏好負向影響家庭—工作增益。[33]據(jù)此，本文提出以下假設。

H4：工作家庭區(qū)隔偏好調節(jié)配偶工具性支持與家庭—工作增益之間的關系。具體表現(xiàn)為個體的工作家庭區(qū)隔偏好越低，配偶工具性支持對家庭—工作增益的正向效應會越強。

（四）有調節(jié)的中介模型構建

基于以上論述，本文認為家庭—工作增益在配偶工具性支持與員工創(chuàng)新行為之間存在中介效應，該中介效應的強弱會受個體工作家庭區(qū)隔偏好的影響。高工作家庭區(qū)隔偏好個體的家庭—工作邊界滲透性較低，他們傾向于更多的將資源控制在某一領域內，而非占用另一領域資源。[34]但是，高區(qū)隔偏好不僅避免了資源損耗，也使員工富余的資源難以跨界溢出，這就意味著資源利用效率降低，[14]因而配偶工具性支持這類家庭支持資源對工作領域產(chǎn)生的有效增益減少。相對而言，在工作家庭區(qū)隔偏好低的情況下，跨領域之間的積極資源溢出更為容易，配偶工具性支持對家庭—工作增益的影響更為顯著。因此，家庭—工作增益在配偶工具性支持與員工創(chuàng)新行為之間的正向影響作用更強。據(jù)此，本文提出以下假設。

H5：工作家庭區(qū)隔偏好在配偶工具性支持影響家庭—工作增益進而增強員工創(chuàng)新行為的間接路徑中起著調節(jié)作用，具體表現(xiàn)為工作家庭區(qū)隔偏好水平越低，配偶工具性支持通過家庭—工作增益促進員工創(chuàng)新行為的效應越強。

綜合以上分析，本文構建了如圖1 所示的理論模型。

圖1 理論模型

三、研究方法

（一）研究樣本與測量

本文采用問卷調查法進行數(shù)據(jù)收集，調研對象為廣州市、深圳市、鄭州市、西安市等多個城市不同行業(yè)的已婚員工，且夫妻雙方均為企業(yè)在職員工。共計發(fā)放問卷300 份，剔除無效數(shù)據(jù)后獲得有效問卷258 份，有效回收率為86.00%。在被試樣本信息中，女性占55.43%，男性占44.57%；30 歲及以下占22.87%，31～40 歲占40.70%，41～50 歲占28.68%，50歲以上占7.75%；52.71%員工沒有完全固定的上下班時間，47.29%員工有固定上下班時間；教育背景以本科為主，占35.27%；企業(yè)性質以私營企業(yè)為主，占45.74%。

（二）測量工具

本研究所采用量表均為國內外學者廣泛使用的成熟量表，為盡可能保證翻譯后量表的一致性，嚴格遵循互譯原則進行合理翻譯。經(jīng)測量，量表信效度良好，有利于被試對象對問題的理解和問卷的收集。以下量表均采用Likert 5 點計分法（1=非常不符合，5=非常符合）。

配偶工具性支持。采用金（King）編制的量表，[35]并通過統(tǒng)計技術手段，對該量表進行修訂，共包含8 個題項。代表性題項有“當我因工作而來不及完成相應的家庭事務時，配偶會幫我處理”“如果不得不推遲下班，配偶能夠處理好家里的事務”。該量表的Cronbach'sα系數(shù)為0.929。

家庭—工作增益。采用韋恩（Wayne）等編制的4 題項量表，[36]代表性題項有“你的家庭生活幫助你放輕松，為第二天的工作做好準備”。該量表的Cronbach'sα系數(shù)為0.850。

員工創(chuàng)新行為。采用劉云等編制的5 題項量表，[37]代表性題項有“為了實現(xiàn)同事的創(chuàng)新構想，我經(jīng)常建言獻策”。該量表的Cronbach'sα系數(shù)為0.856。

工作家庭區(qū)隔偏好。采用Kreiner 編制的4 題項量表，[15]代表性題項有“我喜歡回家時能把工作拋之腦后”。該量表的Cronbach'sα系數(shù)分別為0.851。

控制變量。借鑒已有的研究經(jīng)驗，[9]本研究選取性別、年齡、教育背景、企業(yè)性質、職位及公司是否有規(guī)定固定的上下班時間6 個變量作為控制變量。

（三）分析策略

本研究主要使用SPSS 22.0 軟件以及PROCESS 3.3 插件和AMOS 23.0 對數(shù)據(jù)樣本進行分析處理。首先，采用驗證性因子分析檢驗核心變量的區(qū)分效度。其次，采用共同方法偏差避免同源數(shù)據(jù)帶來的影響。最后，通過層級回歸分析來檢驗研究假設。

四、研究結果

（一）信效度分析

本研究使用AMOS 23.0 進行驗證性因子分析，結果見表1。四因子模型的適配指標最為理想，四因子模型擬合指數(shù)為：χ2/df=2.477，RMSEA=0.076，CFI=0.939，TLI=0.929，SRMR=0.0738，說明四個變量之間區(qū)分效度良好。

表1 各模型適配度結果表

考慮到本研究問卷收集時點集中且來源較為單一，為增強研究結論的嚴謹性，采用Harman 單因子方法來評估共同方法偏差的影響。將本研究中測量四個變量的全部題項進行探索性因子分析，分析結果顯示主因子變異解釋量為36.32%，小于40%，表明數(shù)據(jù)中共同方法偏差影響在允許范圍內。

（二）描述性統(tǒng)計檢驗結果

本研究采用相關性分析初步探索各變量之間的相關關系。由表2 可知，配偶工具性支持與員工創(chuàng)新行為顯著正相關（β=0.704，p＜0.01），這為驗證假設H1提供了基礎。配偶工具性支持與家庭—工作增益顯著正相關（β=0.792，p＜0.01），家庭—工作增益與員工創(chuàng)新行為顯著正相關（β=0.860，p＜0.01），這為假設H2和假設H3提供了基礎。另外，工作家庭區(qū)隔偏好與家庭—工作增益（β=-0.099，p＜0.01）、員工創(chuàng)新行為（β=-0.113，p＜0.05）都顯著負相關，基本符合研究假設。

表2 各變量的均值、標準差和相關系數(shù)

（三）假設檢驗

1.主效應和中介作用

本研究采用多元線性回歸分析檢驗假設H1、H2和H3，表3 展示了分步回歸的結果。表3 中模型1 顯示，所有的控制變量均不會顯著影響家庭—工作增益，排除控制變量影響。模型2 顯示，配偶工具性支持對家庭—工作增益具有顯著的正向影響（β=0.737，p＜0.001），因此，假設H2得到支持。在控制其他變量影響后，模型4 顯示，配偶工具性支持對員工創(chuàng)新行為具有顯著的正向影響（β=0.602，p＜0.001），假設H1得到支持。此外，進一步考察配偶工具性支持與家庭—工作增益、員工創(chuàng)新行為之間關系的結果顯示（模型5），當控制變量家庭—工作增益后，配偶工具性支持對員工創(chuàng)新行為的影響系數(shù)從0.602（p＜0.001）下降為0.052（p＞0.05），由顯著變?yōu)椴伙@著，這表明家庭—工作增益在配偶工具性支持與員工創(chuàng)新行為之間發(fā)揮完全中介作用，假設H3得到支持。

表3 中介效應的層級回歸結果

2.調節(jié)作用的影響檢驗

本研究調節(jié)效應的檢測引入分層回歸分析的三步檢驗法，即通過變量的交互項來檢驗工作家庭區(qū)隔偏好的調節(jié)效果，驗證本研究所提出的假設H4。具體分析結果見表4。表4 中模型3 顯示，工作家庭區(qū)隔偏好對家庭—工作增益具有顯著的負向影響（β=-0.120，p＜0.001）。為了檢驗假設H4，本研究在表4中模型3 的基礎上又進一步加入了配偶工具性支持與工作家庭區(qū)隔偏好的交互項進行回歸分析。實證結果表明，交互項對家庭—工作增益的影響作用顯著為負（β=-0.189，p＜0.001），說明調節(jié)效應存在，也就是說，當員工工作家庭區(qū)隔偏好較低時，配偶工具性支持對家庭—工作增益的正向影響越強。此外，為了更形象地闡述工作家庭區(qū)隔偏好在配偶工具性支持與家庭—工作增益之間所起到的調節(jié)作用，本文選取區(qū)隔偏好高（均值+1SD）和低（均值-1SD）兩種取值繪制了調節(jié)效應圖，如圖2 所示。結果發(fā)現(xiàn)，當工作家庭區(qū)隔偏好低時，配偶工具性支持與家庭—工作增益的正向關系更強。因此，假設H4得到支持。

表4 調節(jié)效應的層級回歸結果

圖2 工作家庭區(qū)隔偏好的調節(jié)效應圖

3.有調節(jié)的中介效應檢驗

從上述驗證可以看出，工作家庭區(qū)隔偏好調節(jié)了配偶工具性支持和家庭—工作增益之間的關系，因此還需要檢驗工作家庭區(qū)隔偏好對家庭—工作增益的中介效應是否會產(chǎn)生調節(jié)作用。本研究采用SPSS 軟件PROCESS插件（3.3）的模型7，Bootstrap 次數(shù)為5 000次，檢驗工作家庭區(qū)隔偏好是否調節(jié)了家庭—工作增益在配偶工具性支持和員工創(chuàng)新行為之間的中介作用。表5 顯示，Index=-0.1411，Boot 標準誤為0.0382，95%水平下的CI 為[-0.2193，-0.0696]，該區(qū)間不包含0。由此可知，工作家庭區(qū)隔偏好可以調節(jié)家庭—工作增益在配偶工具性支持和員工創(chuàng)新行為之間的中介作用。具體來說，在低區(qū)隔偏好組，配偶工具性支持對員工創(chuàng)新行為的間接效應顯著（間接效應值=0.6748），95%水平下的CI為[0.5448，0.8041]；在高區(qū)隔偏好組，配偶工具性支持對員工創(chuàng)新行為的間接效應仍顯著（間接效應值=0.4364），95%水平下的CI為[0.3568，0.5187]。這也就意味著，“配偶工具性支持—家庭工作增益—員工創(chuàng)新行為”這條路徑中被調節(jié)的中介效應是成立的，當員工區(qū)隔偏好較低時，家庭—工作增益所起的中介效應就會更強。此外，高低組間間接效應差異顯著（間接效應差異值=-0.2384），95%水平下的CI 為[-0.3704，-0.1176]，該區(qū)間同樣不包含0，表明調節(jié)作用顯著。綜上所述，工作家庭區(qū)隔偏好能夠顯著調節(jié)家庭—工作增益在配偶工具性支持與員工創(chuàng)新行為之間的中介作用，假設H5得到支持。

表5 有調節(jié)的中介模型檢驗

五、結論與討論

（一）研究結論

本文從個體工作—家庭資源溢出視角來解讀配偶工具性支持和員工創(chuàng)新行為產(chǎn)生作用的過程，以及工作家庭區(qū)隔偏好對該過程的調節(jié)作用。結果表明，家庭—工作增益在配偶工具性支持與員工創(chuàng)新行為之間起完全中介作用；并且，工作家庭區(qū)隔偏好越低的個體，家庭—工作增益越容易溢出，表現(xiàn)為被調節(jié)的中介作用。

（二）理論意義

本文在資源—獲取—發(fā)展模型的框架下，系統(tǒng)研究了配偶工具性支持對員工工作行為產(chǎn)生的積極反應及其邊界條件，有以下三個方面理論貢獻。

第一，本文豐富了工作—家庭資源積極溢出的相關研究?，F(xiàn)有研究大都聚焦于工作—家庭消極溢出效應，[38]近年來，學者們對家庭—工作增益表現(xiàn)出的興趣愈發(fā)強烈，但關于家庭—工作增益的前因和后效研究仍較為匱乏，且家庭—工作增益包含兩個方向的增益：工作對家庭增益、家庭對工作增益，而現(xiàn)有研究多關注工作領域的資源溢出，而較少有學者關注家庭領域支持性資源的溢出。[27]因此，本文重點關注家庭領域對工作領域產(chǎn)生的影響，從資源—獲取—發(fā)展模型視角出發(fā)，提出配偶工具性支持這一影響機制，不僅深化了工作家庭關系的理論視角，而且配偶工具性支持作為重要的家庭資源為資源—獲取—發(fā)展模型注入新的活力。此外，在國內外，配偶工具性支持仍是新興研究視角，本文將其作為解釋變量，為后續(xù)學者提供研究參考。

第二，本文基于配偶工具性支持角度擴充了員工創(chuàng)新行為的前因研究，揭示了兩者之間的關系。正如前文所述，鑒于員工創(chuàng)新行為對組織生存和發(fā)展的重要性，學者們廣泛探究了其前因變量。然而現(xiàn)有文獻多將員工創(chuàng)新行為的發(fā)生歸因于組織中的領導風格、組織氛圍等，[39]忽略了家庭生活的影響。[7]因此，在研究激發(fā)員工創(chuàng)新行為的原因時，只考察組織領域因素而不考察家庭積極因素的影響是不全面的。結合以上研究結論，本文基于員工角色外表現(xiàn)多源于其對正面影響因素的感知，[40]依據(jù)資源—獲取—發(fā)展模型，從家庭對工作的溢出角度，也就是從配偶工具性支持視角出發(fā)探討員工創(chuàng)新行為。研究結論補充了現(xiàn)有文獻中僅從工作領域考察員工創(chuàng)新行為前因變量的不足，也響應了學者們認為應當從工作—家庭領域相互溢出角度考量如何激發(fā)員工正面行為的呼吁。

第三，本文明確了配偶工具性支持作用于家庭—工作增益及員工創(chuàng)新行為的邊界條件。本文將工作家庭區(qū)隔偏好作為邊界作用因素深入剖析為何在配偶工具性支持水平相同的情況下，個體家庭—工作增益程度有所差異的問題。既彌補了工作—家庭溢出的現(xiàn)有研究中對個體特質這一重要邊界的忽視，又響應了格林豪斯（Greenhaus）和鮑威爾（Powell）指出的將個體特質作為邊界因素對家庭—工作增益產(chǎn)生影響的呼吁。[28]此外，以往研究大都提出工作家庭區(qū)隔偏好高的個體，可以通過在家庭與工作之間建立嚴格屏障而獲益，[32]然而本文數(shù)據(jù)分析表明，工作家庭區(qū)隔偏好較高也有一定的負面作用。在個人積極資源充裕的情況下，它會成為一個障礙并約束配偶工具性資源這類家庭支持性資源向工作領域流動，抑制了家庭—工作增益的積極作用。即本文通過對工作家庭區(qū)隔偏好的負面影響進行探討，對現(xiàn)有研究進行補充。

（三）實踐意義

在現(xiàn)代化和市場化趨勢下，中國在職員工中女性比例超過40%，雙職工家庭成為中國家庭關系的主要模式，這也就意味著夫妻雙方需要通過分工合作來完成家務勞動。我國傳統(tǒng)文化歷來極為重視家庭，加之近年來中國員工對工作—家庭平衡的追求，探究工作—家庭溢出在新時代背景下成為一個熱點話題，管理者也極為關注如何通過家庭支持性資源來激發(fā)員工創(chuàng)新行為。這正是本文的實踐啟示所在。

第一，企業(yè)必須注重員工家庭的作用。員工努力工作的主要動力來源于家庭，家庭支持對于員工而言至關重要。首先，在招聘員工的過程中，企業(yè)可以將家庭和睦和配偶對員工就業(yè)的態(tài)度作為篩選條件之一。其次，在員工入職后，企業(yè)可以組織員工及其配偶共同參與的講座、活動、咨詢服務等，促進夫妻雙方彼此了解，在深入學習以及深層溝通中提升雙方對彼此的認同感和滿意度。最后，適當關注員工家庭情況，給予員工家庭相應的支持，營造家庭支持型的組織氛圍，從而促使員工的配偶出于社會交換心理、互惠互利原則表現(xiàn)出更多工具性支持，激發(fā)員工創(chuàng)新行為。

第二，激發(fā)員工創(chuàng)新行為需要組織內及組織外多方共同作用。家庭內部必須建立適當?shù)倪\營模式。例如，員工在工作時，伴侶任一方都有責任向另一方提供支持和幫助。對于雙職工家庭而言，成功是屬于家庭整體的，因而無論是出于工作考量還是家庭考量，家庭成員都應當建立一種相互扶持的意識，盡可能地在對方相對更為忙碌時提供支持和理解，并主動承擔更多的家庭職責，以免去配偶家庭角色的后顧之憂。

第三，企業(yè)應當重視不同員工的工作家庭區(qū)隔偏好，因人而異地設置人性化的企業(yè)管理邊界機制。企業(yè)應當提前了解員工的工作家庭區(qū)隔偏好，在招聘時遴選與企業(yè)需求較為一致的員工，并錄入員工工作檔案。此外，可以根據(jù)員工的工作家庭區(qū)隔偏好進行合理的崗位安排與調整，有目的性地改善員工工作時間和工作方式，如制定彈性工作制、許可一定的工作時間非工作連通行為等，盡可能降低員工過高或過低的工作家庭區(qū)隔偏好帶來的負面影響。

（四）局限性和研究展望

首先，本文采用的研究數(shù)據(jù)為橫截面數(shù)據(jù)，盡管通過統(tǒng)計分析驗證了共同方法偏差對研究結果的影響并不嚴重，但不可避免地會存在一定的同源性偏差。因此在未來的研究設計中，可以選擇多時點的縱向研究方法來獲取數(shù)據(jù)，或通過日記分析法進行數(shù)據(jù)采集，進一步保證研究結果的可信度。

其次，本文僅考察了配偶工具性支持對員工創(chuàng)新行為的作用機制，主要是考慮到配偶是員工家庭關系中最親密的個體。但依據(jù)現(xiàn)實生活而言，員工父母提供的家庭支持也至關重要，且父母所提供的支持是持續(xù)且無償?shù)模蚨谖磥硌芯恐?，可以考慮深入探究父母工具性支持對員工創(chuàng)新行為的影響。

最后，本文對工作家庭區(qū)隔偏好的測量工具簡單參照相關研究中對此變量的測量量表，即采用Kreiner 開發(fā)的4 題項量表。[15]但Kreiner 呼吁在未來研究中，可探索工作家庭區(qū)隔偏好對家庭指向工作的結果變量的測量工具，因此未來研究可以考慮采用或開發(fā)更為契合家庭—工作的測量量表，以提高研究結果的科學性和嚴謹性。