溢出-交叉視角下工作狂對配偶孤獨感的影響 *

黃 杰 朱 丹

(湖南第一師范學院教育科學學院，兒童心理發(fā)育與腦認知科學湖南省重點實驗室，長沙 410205)

1 前言

隨著中國經(jīng)濟的迅猛發(fā)展，職場競爭愈發(fā)激烈，員工很容易對工作產(chǎn)生一種不可抑制的沖動與渴望，他們強迫自己時刻保持高強度的工作狀態(tài)，將大量時間和精力都投入工作，從而舍棄正常的娛樂休閑和家庭活動，研究者將這種不良工作狀態(tài)稱之為工作狂（workaholism）（Andreassen,2014）。受工作優(yōu)先價值體系的影響，中國員工由于工作需要舍小家為大家的現(xiàn)象司空見慣，有時甚至作為一種美德受到家庭成員的認同和支持（郭昫澄, 馬紅宇, 姜海, 袁明, 2017）。但是，工作狂不僅可能對其自身社會功能和身心健康造成消極影響（李全, 佘卓霖, 楊百寅, 齊明正, 2018; 劉豆豆, 陳宇帥, 楊安, 葉茂林, 吳麗君, 2020; Molino,Bakker, & Ghislieri, 2016），還可能對其家庭成員產(chǎn)生一定的消極影響（胡俏, 何銓, 2018; 劉杰, 石偉,2008; Shimazu, Kubota, & Bakker, 2015）。研究結果表明，工作狂的配偶常常覺得自己被忽略，從而產(chǎn)生孤獨寂寞的感覺；工作狂的子女抑郁程度也顯著高于非工作狂的子女（劉杰, 石偉, 2008）。要避免不良工作行為對家庭生活的干擾，促進事業(yè)與家庭雙豐收，這是現(xiàn)代雙職工家庭亟待妥善解決的現(xiàn)實問題，對提高雙職工家庭生活質量具有十分重要的意義。因此，工作狂對個體家庭生活的負面影響及其機制逐漸成為職業(yè)心理健康領域的熱點話題（Clark, Michel, Zhdanova, Pui, & Baltes,2016）。

孤獨感是當今社會一種非常普遍的現(xiàn)象，是指個體人際關系數(shù)量和質量不能滿足其社交需要時產(chǎn)生的一種不愉快的主觀情緒體驗（Hays &DiMatteo, 1987）。研究者將孤獨感分成兩種亞型，即社會孤獨感和情感孤獨感，前者源于缺乏豐富的社會關系網(wǎng)絡，而后者源于缺乏親密的依戀關系（Givertz, Woszidlo, Segrin, & Jia, 2019）。配偶是個體重要的社會交往對象和依戀對象，但是工作狂將過量甚至全部的時間和精力都投入到工作中，這可能對夫妻交流的時間和深度造成一定的影響，導致配偶的情感需要和社交需要不能得到充分滿足而產(chǎn)生孤獨感（翁清雄, 臧顏伍, 2016;Ng, Sorensen, & Feldman, 2007）。以往研究結果證實，工作狂對夫妻親密關系的形成與維系存在一定的負面影響（McMillan, O'Driscoll, & Burke,2003）。工作狂得分越高，婚姻凝聚力得分則較低，其配偶婚姻滿意度也越低，夫妻之間的矛盾與沖突也越多（高中華, 趙晨, 2014; 翁清雄, 臧顏伍, 2016）?；诖?，本研究假設在雙職工家庭中，個體工作狂水平可能與其配偶的孤獨感水平呈顯著正相關。

在雙職工家庭中，工作狂如何影響其配偶孤獨感的中介機制尚不清楚。溢出-交叉模型（spillover-crossover model）為探討上述問題提供了一個整合研究框架（馬紅宇, 謝菊蘭, 唐漢瑛, 申傳剛, 張曉翔, 2016; 嚴瑜, 王軼鳴 , 2016; Bakker &Demerouti, 2013）。溢出效應是指個體角色壓力從工作領域滲入其家庭領域，從而影響其家庭功能，繼而對其家庭成員的情緒、態(tài)度和行為造成影響。工作家庭沖突是指個體工作需要與家庭需要難以協(xié)調(diào)時產(chǎn)生的一種角色沖突（高中華, 趙晨,2014; Amstad, Meier, Fasel, Elfering, & Semmer,2011）。工作狂在工作中過度消耗其時間和精力，導致在家庭領域的投入減少，工作角色和家庭角色發(fā)生沖突，從而導致工作家庭沖突加?。ê?何銓, 2018; Shimazu et al., 2015）。在雙職工家庭，個體工作家庭沖突可能進一步對其配偶家庭生活滿意度、婚姻質量等方面存在一系列的消極影響（李海, 姚蕾, 張勉, 朱金強, 2017）。Bakker 和Demerouti（2013）指出，工作家庭沖突使個體對配偶的社會支持行為減少，而社會貶抑行為增加，從而嚴重影響夫妻關系質量。Amstad等（2011）同樣指出，員工工作家庭沖突越高，其婚姻質量和家庭關系越差，夫妻之間的沖突越多，親密程度也隨之降低。因此，工作家庭沖突可能使配偶產(chǎn)生被忽視和孤獨寂寞的感覺?；谏鲜隼碚摲治龊脱芯拷Y果，本研究假設工作家庭沖突是工作狂影響配偶孤獨感的重要中介變量。

以往研究結果表明，情緒體驗可以在雙職工夫妻之間相互傳遞（Bakke, Shimazu, Demerouti,Shimada, & Kawakam, 2014）。譬如，快樂（Rodríguez-Mu?oz, Sanz-Vergel, Demerout, & Bakker,2014）、關系滿意度（Zhang, Foley, & Yang,2013）、幸福感（馬紅宇等, 2016）、日常壓力（Westman, 2001）等在夫妻之間存在顯著的相互交叉影響。Westman認為，家庭領域中的交叉效應可能涉及情緒感染和消極社會互動兩種機制。就情緒感染機制而言，孤獨感常常使個體表現(xiàn)出寂寞、孤立、無助、抑郁等不良情緒反應，其配偶可能會自動模仿并內(nèi)化他們的面部表情、姿態(tài)和動作，從而也產(chǎn)生類似的孤獨感體驗（Hatfield,Cacioppo, & Rapson, 1993）。工作狂面對壓力和挫折時容易采取情感發(fā)泄策略，從而加強了配偶的消極情緒體驗（Shimazu, Demerouti, Bakker,Shimada, & Kawakami, 2011）。就消極社會互動機制而言，孤獨感較強的個體容易對社會互動產(chǎn)生消極的認知，預期他人具有敵意和貶義，從而使個體在社交過程中表現(xiàn)出較少的社會支持行為，而侵略性或社會貶抑行為增加，這種消極社會互動可能強化其配偶不被理解、不被支持的感覺（Bakker & Demerouti, 2013）?；诖耍狙芯考僭O孤獨感在雙職工夫妻之間可能存在相互的交叉影響。

綜上，本研究構建了工作狂對配偶孤獨感影響的溢出-交叉模型，該模型假設工作狂通過工作家庭沖突影響配偶孤獨感，同時假設孤獨感在夫妻之間存在相互影響，如圖1所示。

圖1 工作狂影響配偶孤獨感的溢出-交叉模型

2 方法

2.1 研究對象

采用公開招募的方式對湖南省242個雙職工家庭進行調(diào)查。在年齡上，丈夫平均年齡38.02±7.78歲，妻子平均年齡34.64±6.53歲，配對樣本t檢驗結果表明丈夫年齡顯著高于妻子（t=13.20,p＜0.01），這符合中國“男大女小”的婚戀觀。在學歷上，丈夫?？萍耙韵抡?6%，本科占53%，研究生及以上占21%；妻子?？萍耙韵抡?7%，本科占56%，研究生及以上占17%；夫妻學歷差異不顯著（χ2=1.64,p＞0.05）。在職業(yè)上，丈夫企業(yè)員工占70%，公務員及事業(yè)單位占30%；妻子企業(yè)員工占74%，公務員及事業(yè)單位占26%；夫妻職業(yè)差異也不顯著（χ2=0.65,p＞0.05），這也符合中國“門當戶對”的婚戀觀。

2.2 研究工具

工作狂量表。本研究采用Schaufeli編制的工作狂量表（張琳琳, 馬世超, 梅松麗, 2011），該量表包括過度工作和強迫工作兩個維度，每個維度包括5道題目，共計10道題目。采取5點李克特計分方式（1=完全不符合; 5=完全符合）。本研究中丈夫和妻子樣本的Cronbach α系數(shù)分別為0.83與0.79。成對數(shù)據(jù)驗證性因素分析需要將雙方同一變量視為互依的兩個維度（謝菊蘭, 馬紅宇, 唐漢瑛, 姜海, 2017），采用此方法對夫妻工作狂進行驗證性因素分析。結果表明，本研究中工作狂量表具有良好的結構效度（χ2=259.04,df=155,RMSEA=0.05, CFI=0.92, TLI=0.90, GFI=0.91,IFI=0.92）。

工作家庭沖突量表。本研究采用Carlson，Kacmar和Williams（2000）編制的工作家庭沖突量表，該量表包括時間、壓力、行為三個方面的工作家庭沖突，每個維度3道題目，共計9道題目。采取5點李克特計分方式（1=完全不符合; 5=完全符合）。本研究中丈夫和妻子樣本的Cronbach α系數(shù)分別為0.74與0.73。驗證性因素分析結果表明，工作家庭沖突量表具有良好的結構效度（χ2=179.74,df=119, RMSEA=0.05, CFI=0.93, TLI=0.91,GFI=0.93, IFI=0.93）。

孤獨感量表。本研究采用Hays和DiMatteo（1987）編制的孤獨感量表，該量表包括8道題目，采取5點李克特計分方式（1=從不; 5=一直）。本研究中丈夫和妻子樣本的Cronbach α系數(shù)分別為0.88與0.89。驗證性因素分析結果表明，孤獨感量表具有良好的結構效度（χ2=246.16,df=95,RMSEA=0.08, CFI=0.92, TLI=0.89, GFI=0.90,IFI=0.92）。

人口統(tǒng)計學變量包括年齡、學歷、職業(yè)等內(nèi)容。

2.3 研究程序和數(shù)據(jù)處理

在長沙市兩個社區(qū)公開招募自愿參與的被試，要求夫妻雙方均須有正式工作。其中一個社區(qū)采取紙筆作答，將問卷編號后裝入信封發(fā)放給被試，要求自行按照指導語獨立作答，回答完畢后將問卷裝回信封。研究者共回收211對夫妻的有效問卷并贈予被試一份小禮物作為答謝；另一個社會采取在線調(diào)查，未贈予禮物，共回收31對夫妻的有效問卷。第二個社區(qū)除丈夫工作狂顯著低于第一個社區(qū)外（t=2.34,p＜0.05），其他研究變量不存在顯著差異。使用SPSS19.0和AMOS21.0對數(shù)據(jù)進行分析。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗結果

采用Harman單因子法檢驗共同方法偏差（Podsakoff, MacKenzie, Lee, & Podsakoff, 2003），即對所有條目進行未旋轉的主成分因素分析，如果得到多個因子且第一個因子解釋的變異量未超過40%，則表明不存在嚴重的共同方法偏差。本研究中丈夫樣本提取出6個特征根大于1的因子，第一個因子解釋的變異量為21.22%；妻子樣本提取出7個特征根大于1的因子，第一個因子解釋的變異量為20.78%。因此，本研究不存在明顯的共同方法偏差問題。

3.2 描述性統(tǒng)計分析結果

表1為各研究變量的平均數(shù)、標準差及相關系數(shù)矩陣。表1結果表明，研究變量兩兩之間呈顯著正相關，相關方向符合預期，初步支持研究假設。配對樣本t檢驗結果表明，丈夫工作狂和工作家庭沖突平均得分高于妻子平均得分（t=3.53,p＜0.05;t=1.91,p=0.058），而孤獨感平均得分低于妻子平均得分（t=-6.25,p＜0.01）。

表1 各研究變量的平均數(shù)、標準差及相關系數(shù)矩陣

3.3 結構方程模型結果

根據(jù)前言所述構建假設模型M1，該模型假設丈夫工作狂通過其工作家庭沖突影響妻子孤獨感，而妻子工作狂也通過其工作家庭沖突影響丈夫孤獨感，且孤獨感在夫妻之間存在相互的交叉影響。相關分析結果表明，丈夫年齡與妻子孤獨感呈顯著負相關（r=-0.13,p＜0.05），因此在所有模型中控制了這一因素的影響。成對數(shù)據(jù)同一指標的誤差可能相關，因此在模型構建時將它們設置成相關。孤獨感題目數(shù)量較多，直接使用原始題目建模容易產(chǎn)生較大的參數(shù)估計偏倚，因此按照吳艷和溫忠麟（2011）的建議，采用平衡法將題目打包。首先對問卷進行因子分析，然后將題目按載荷大小由大到小、再由小到大依次歸入3個小包。

表2結果表明，M1擬合良好（χ2=154.30,df=100, RMSEA=0.05, CFI=0.96, TLI=0.95, GFI=0.93,IFI=0.96），且所有路徑系數(shù)均達到顯著水平。在M1的基礎上構建了一系列備擇模型，根據(jù)卡方變化和簡約性原則確定孰優(yōu)孰劣?？紤]到工作狂可能會直接影響配偶的孤獨感（McMillan et al.,2003），M2在M1的基礎上增加工作狂到其配偶孤獨感的直接路徑。結果表明，M2與M1相比卡方顯著減少（Δχ2=7.27,=2,p＜0.05），但是新增路徑系數(shù)中丈夫工作狂到妻子孤獨感的非標準化路徑系數(shù)不顯著（β=0.01,SE=0.08,p＞0.05），而妻子工作狂到丈夫孤獨感的非標準化路徑系數(shù)達到顯著（β=0.30,SE=0.15,p＜0.05）。M3刪除 M2中不顯著的路徑，結果表明M3卡方增加不顯著（Δχ2=0.01,=1,p＞0.05），且所有路徑均達到顯著水平，根據(jù)簡約性原則接受M3。考慮到傳統(tǒng)文化中“男主外、女主內(nèi)”的性別角色差異（伍新春, 郭素然 , 劉暢, 陳玲 玲, 郭幽圻，2012），M4在M3的基礎上檢驗工作狂的溢出-交叉效應是否跨性別一致，即將所有對應的路徑限定為相等。結果表明，M4與M3相比卡方增加不顯著（Δχ2=5.25,=3,p＞0.05），但是M4更加簡約，且各條路徑均達到顯著水平。

綜上所述，本研究將M4作為最終接受的模型。利用偏差矯正的非參數(shù)百分位Bootstrap法（重抽5000個樣本）對其路徑系數(shù)進行檢驗，結果表明工作狂正向影響工作家庭沖突（β=0.34,SE=0.08, BC 95%CI [0.15, 0.58]），工作家庭沖突繼而正向影響配偶孤獨感（β=0.40,SE=0.14, BC 95%CI [0.03, 0.77]），妻子工作狂對丈夫孤獨感存在顯著的直接影響（β=0.27,SE=0.13, BC 95%CI[0.04, 0.73]）。因此，丈夫工作家庭沖突完全中介丈夫工作狂對妻子孤獨感的影響，而妻子工作家庭沖突則部分中介妻子工作狂對丈夫孤獨感的影響。此外，孤獨感在夫妻之間存在顯著的交叉影響（β=0.58,SE=0.15, BC 95%CI [0.25, 0.96]）。

4 討論

4.1 工作狂對雙職工夫妻孤獨感影響的溢出-交叉效應

本研究從溢出-交叉視角探討了工作狂對雙職工夫妻孤獨感的影響及其作用途徑。對242個雙職工家庭的調(diào)查結果表明，個體工作狂水平越高，其配偶孤獨感水平也越高。以往研究發(fā)現(xiàn)，工作狂配偶的抑郁、焦慮和其它精神障礙水平較高（Shimazu et al., 2011），而家庭關系、家庭生活滿意度等水平較低（Bakker et al., 2014; Shimazu et al.,2015）。本研究則進一步發(fā)現(xiàn)，工作狂對配偶孤獨感存在嚴重影響，提示個體過度沉迷工作可能對其配偶情感體驗和身心健康造成廣泛的負面影響（呂惠聰, 溫忠麟, 鄧家毓, 陳啟山, 2015）。雙職工家庭是目前中國主流的家庭模式，而且國內(nèi)工作優(yōu)先的價值體系鼓勵員工將大量時間和精力都投入工作，甚至將努力工作看成是有家庭責任感的表現(xiàn)（李海等, 2017），因此工作狂對家庭成員的負面影響應引起國內(nèi)組織管理者和研究者的注意。

結構方程模型結果表明，工作狂正向影響工作家庭沖突，繼而正向影響配偶的孤獨感，這與溢出-交叉模型（Bakker & Demerouti, 2013）和以往實證研究結果是一致的（Shimazu et al., 2015）。工作狂將大量甚至全部時間與精力都投入工作，這必然會侵占對家庭領域的時間和精力投入，從而與其理應承擔的家庭角色和責任相沖突，對配偶的社會支持和陪伴交流減少（Hobfoll, Halbesleben,Neveu, & Westman, 2018）。正因為如此，Matuska（2010）甚至認為，工作狂就是工作家庭沖突的另一種表述。以往研究還發(fā)現(xiàn)，工作狂還可能將工作中的負面信息帶入家庭生活，夫妻矛盾增加，導致配偶因不被理解或不被支持而產(chǎn)生孤獨感（翁清雄, 臧顏伍, 2016; McMillan et al., 2003）。

表2 模型比較

以往研究大多認為，配偶之間的影響主要表現(xiàn)為男性對女性的單向影響（李海等, 2017）。本研究結果表明，丈夫工作狂對妻子孤獨感的直接影響不顯著，但是妻子工作狂對丈夫孤獨感卻存在顯著的直接影響。這可能是因為，中國傳統(tǒng)性別角色觀對男性的工作角色期望高于女性，而對女性的家庭角色期望高于男性，即“男主外，女主內(nèi)”（伍新春等，2012），但對雙職工家庭而言，激烈的職場競爭使女性同樣面臨著較高的工作壓力，這必然要求她們減少在家庭領域的投入，將原本用于家庭的時間和精力轉移至工作，這與“女主內(nèi)”的角色定位相沖突，從而導致丈夫更易產(chǎn)生孤獨感；而“男主外”的角色定位要求男性承擔更多的工作責任，因此丈夫將大部分時間和精力都投入工作，舍棄正常家庭活動，但這恰恰與社會賦予的角色定位相一致，因此可能并不會直接誘發(fā)其配偶產(chǎn)生孤獨感。

本研究還發(fā)現(xiàn)，孤獨感在雙職工夫妻之間存在相互交叉影響，這與以往基于情緒感染和消極社會互動機制的研究結果是一致的（Westman,2001）。在家庭生活中，個體不僅可能將孤獨感等消極情緒體驗帶入與配偶的日常社會互動，使對方也感染到相似的情緒體驗（Hatfield et al.,1993），同時還可能表現(xiàn)出消極的行為模式，如故意忽略對方的情感需求，在人際交往中存在自我防范的心理傾向，預期他人具有敵意和貶義等，這些行為模式可能使配偶產(chǎn)生不被信任、不被理解等感受，從而妨礙親密關系的建立。孤獨感在雙職工夫妻之間的相互交叉影響，意味著個體孤獨感一方面促進配偶孤獨感的產(chǎn)生與發(fā)展，而配偶孤獨感反過來又進一步加深個體自身的孤獨感，從而使孤獨感在配偶之間不斷地相互刺激，從而形成特定的消極家庭氛圍。

4.2 實踐意義

工作和家庭是個體生活不可或缺的兩個重要組成部分。生態(tài)系統(tǒng)理論認為，個體所處的各個社會子系統(tǒng)并非相互獨立，而是相互作用相互影響的。在職場競爭日趨激烈和雙職工家庭日趨普遍的時代背景下，工作狂現(xiàn)象由此產(chǎn)生并逐漸加劇，如若不及時加以調(diào)整干預，勢必對個體及其家庭都將造成嚴重的危害。工作對個體不僅僅意味著經(jīng)濟來源，更是幸福的來源；而家庭是身心休憩的港灣，也是幸福的歸宿。這提示組織管理者在制定員工管理政策時，應充分考慮工作狂對家庭成員行為和情感的消極影響，有必要將工作與家庭領域適度隔離，避免其將工作領域的壓力和情緒帶回家庭，從而幫助維持健康的家庭氛圍；在家庭生活中，員工也需要與配偶保持高質量的溝通，減少夫妻之間的消極互動，從而抑制孤獨感的相互交叉影響。

4.3 不足與展望

本研究的局限性主要體現(xiàn)在以下幾個方面。第一，本研究采用橫斷研究設計，難以確定變量之間的因果關系，同時難以明確其動態(tài)特征，未來研究可以采取縱向研究進一步探索工作狂對家庭成員的動態(tài)影響。第二，以往有研究認為，工作狂也可能給個體帶來積極影響（翁清雄, 臧顏伍,2016），因此未來研究有必要探討工作狂對工作家庭沖突的影響是否存在調(diào)節(jié)效應。第三，夫妻之間存在相同或類似的環(huán)境特征和個體特征，未來研究需要進一步考慮這些共同特征對工作狂與配偶孤獨感的溢出-交叉效應的影響。第四，本研究樣本量相對較小，未來研究需要抽取更大樣本對研究結果予以驗證。

5 結論

本研究從溢出-交叉視角探索了工作狂對雙職工夫妻孤獨感的影響及其作用途徑。結果表明，丈夫工作家庭沖突完全中介丈夫工作狂對妻子孤獨感的影響，妻子工作家庭沖突部分中介妻子工作狂對丈夫孤獨感的影響，而孤獨感在夫妻之間存在顯著的相互交叉影響。