下屬與公仆型領導互動能更好地履行家庭責任嗎？
——基于互動儀式理論視角

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(1.武漢大學 經濟與管理學院，湖北 武漢 430072; 2.武漢大學 社會學系，湖北 武漢 430072)

1 引言

隨著女性勞動參與率的上升以及中國“二胎”政策的開放，青年一代面臨著越來越大的壓力[1]。他們不僅需要努力工作追求事業上的成功，還需要兼顧家庭以履行自身的家庭責任，實現工作家庭平衡。尤其在中國背景下，由于受傳統儒家文化的影響，員工具有很強的家庭導向性，重視家人及家庭生活[2]。每個員工的家庭責任感對其具有重要的意義。因此，如何幫助員工更好地履行家庭責任以提升他們的家庭生活質量，越來越多地受到研究者與實踐者的關注[3]。

公仆型領導是一種以關注他人的利益為主要特征的領導方式。在影響員工家庭生活的各種因素中，其扮演了不可忽視的角色。公仆型領導除了對下屬的職業發展與成功展現出真誠的關懷，還會重視下屬在組織之外的需求、發展與幸福[4,5]，因此，公仆型領導逐漸被應用于工作家庭領域的研究，如關注公仆型領導對員工工作家庭沖突和工作家庭積極溢出[6]以及配偶的家庭滿意度與家庭生活質量的作用[7]，但有關公仆型領導對員工自身家庭責任感的影響機制的研究還鮮見。同時，以往研究多數是從資源保存理論[6]和工作家庭增益理論[6～8]出發探究公仆型領導對工作場所之外結果變量的影響，探討了以組織認同、情緒耗竭、個人學習和基于組織自尊為中介變量的作用機制[6～8]，然而，這些中介變量大多是資源類變量。從積極心理學視角來看，組織期望員工是積極、熱情和充滿能量的[9]，并且，為了更好地實現工作和家庭的需求，員工也需要有充足的能量去處理工作以外家庭中的一切事物以履行自身的家庭責任。在工作場所中，公仆型領導以下屬的需求為導向，會通過與他人各種形式的互動來傳達工作任務和交流情感等[10]。因此，本研究將關系能量——一種來源于他人的能量，是通過人際互動產生的有助于提升個體工作能力的心理智謀(psychological resourcefulness)[11]作為中介，以檢驗關系能量在公仆型領導對員工家庭責任感施加影響過程中的作用機制。根據互動儀式理論[12]的觀點，公仆型領導在工作場所中與下屬之間的互動，能使雙方逐漸建立起共同的關注點并且肢體形態相互影響或情感之間相互感染，從而喚起與激活員工，提升他們的關系能量；具有較高關系能量水平的個體具備更多的精力用來投入到家庭角色中，關心和照顧家人，積極參與家庭活動，和家庭成員互幫互助,以實現家庭責任感。此外，根據Liao等[13]的研究發現, 個體因素是影響家庭結果的邊界條件，員工的工作家庭分割偏好被證明能夠調節領導-成員關系交換對家庭績效的作用。本研究以員工個體的工作家庭增益作為調節變量，既能更好地連接工作與家庭領域，也可以更深入地探究在員工工作家庭增益的不同水平下，關系能量影響員工家庭責任感以及關系能量發揮中介作用的差異。

綜上所述，本研究將探究公仆型領導對員工家庭責任感的作用，進一步豐富在家庭生活領域關于公仆型領導的研究；以互動儀式理論作為整體框架，通過檢驗關系能量在公仆型領導與員工家庭責任感之間的中介作用，以揭示一條新的從工作領域促進家庭生活的路徑；將工作家庭增益作為調節變量加入理論模型，探討工作家庭增益作為邊界條件對關系能量影響家庭責任感這一過程的調節作用以及整個過程的被調節的中介作用。

2 理論基礎與研究假設

2.1 公仆型領導與家庭責任感

公仆型領導強調領導者具有一種與生俱來的想要為他人服務和服務第一的感受[14]。公仆型領導包含“公仆”與“領導者”兩層含義，其服務與領導的功能是同時存在的，作為公仆，他天生地想要服務他人，滿足他人的需求并且促進他人的利益[15]。作為公仆型的領導者，他是服務于下屬的，展現出一種無私的承諾來幫助員工實現自身的最大化成長與發展[16]。李貴卿等[3]研究表明，工作中的經歷可以對員工個體的家庭責任感產生促進作用。個體在工作中的體驗、感知以及獲得的各種資源等有助于其家庭生活質量的提升，使其能夠更好地履行家庭角色所包含的義務。公仆型領導在工作場所中公開、公平、真誠地與他人互動以及行為舉止符合道德規范，體會下屬的情感并愿意聽取他們的意見，可以被視為一種積極的社會互動[10]。根據互動儀式理論，下屬依靠與公仆型領導的這種積極的互動會激起其活力、精力和熱情等感受。從積極心理學的視角來看，當這種被喚起的狀態從工作領域轉移到家庭領域之后，個體能夠將家庭中枯燥單一的任務變得令人興奮與愉悅，更愿意參與到家庭事務中，從而盡到自身應盡的責任。由此，提出以下假設：

H1公仆型領導對員工的家庭責任感具有正向影響。

2.2 關系能量的中介作用

據Spreitzer等[17]關于能量以及能量與組織的關系研究，能量有六個研究流派，其中第六個流派將研究視角從個體層面轉移到了社會互動層面，已有實證研究開始初步地探索社會的、人際的以及關系形式的能量?；谀芰垦芯康牡诹髋?，Owens等[11]從接受者的角度出發探討了能量在人際互動中的作用并提出了關系能量的概念，即關系能量是一種通過與他人的互動而獲得的心理智謀。這種心理智謀反映了通過一系列的人際交往而產生的動機、精力、熱情和活力。關系能量并不意味著一種不同類型的能量，“關系”是用來捕捉能量存在或被激活的水平。

公仆型領導能夠通過與下屬積極的互動激發他們的關系能量。首先，公仆型領導強調與員工建立起良好的人際關系[18]。公仆型領導在工作中愿意花精力，通過互動與下屬之間形成可信賴的關系。根據互動儀式理論，下屬在與公仆型領導的互動過程中會越發意識到領導的行為和感受，并增進對他/她的認識，提升情感強度，以此產生激活的感受。Quinn[19]在其關于對工作中有活力的員工的研究發現，員工與他人之間互動的質量越高，其所感受到的能量就越多。因此，體驗與他人積極的互動有助于讓他們感到激情與精力充沛。由于員工與公仆型領導在工作中會進行持續的、不斷的互動，可以導致積極的喚起和能量。

此外，Quinn和Dutton[20]認為，人際關系與能量之間的關系就是“語言行為與能量之間的相互影響作用”，人與人之間在工作中的交談可以提升個體的能量，進而產生其他的作用。相互之間的交談被個體詮釋為能夠滿足自身對自主、勝任及關系需求的重要因素之一，因此，可以使他們在工作中變得更加精力充沛。公仆型領導是以下屬為導向的領導方式，具有謙和與真誠的特質，會在工作中以平等的方式對待下屬[16]，因而會與下屬進行對等的互動以及開放式的交流。通過與公仆型領導的這種交流，員工能夠體驗被激活的狀態，在工作中變得充滿活力。由此，提出以下假設：

H2公仆型領導對員工的關系能量有正向影響。

關系能量對個體的態度和行為有積極的作用，可以促進其在家庭中責任感的實現。關系能量是一種積極的情感喚起狀態，是通過與領導的互動產生的一種能量。根據拓展—建構理論[21]，個體積極的情感體驗可以擴展思維——活動序列，使個體獲得更多的認知與行為。當員工感到充滿活力時，即處于一種激活的狀態中，他們能夠更好地感知與理解家庭生活，從更積極的視角來思考家庭生活，在面對困難和挑戰時變得更有韌性和更具希望。并且，高關系能量的員工能夠有更廣闊的視野，使他們不僅僅局限在工作領域，也更多地關注工作之外的地方，比如家庭領域。因此，他們可以投入更多的能量來關心和陪伴家庭成員、照顧老人與孩子，以及承擔日常家務等，以提升家庭責任感。

另一方面，由關系能量所引發的高水平的思維——活動序列能夠加深個體的社會人際關系，并促進各種豐富資源的獲取。被激活的能量可以幫助員工建構相應的包括身體、智力、社會和心理在內的各種資源[22]。這些在工作場所中積累的資源可以被用于家庭領域以幫助員工應對壓力與抓住機遇。由于這些資源是具有持久性的，它們可以保障員工在未來的日子里更好地參與到家庭中，努力扮演好在家庭中的角色，比如，為家庭成員提供支持，進行坦誠的交流分享，共同面對生活中的困難和解決問題，以促進自身的責任感。由此，提出以下假設：

H3員工的關系能量對家庭責任感有正向影響。

如前所述，公仆型領導以下屬為導向，在工作中會與他們進行積極的互動，與他們建立起良好的人際關系，平等地溝通交流，營造和諧互助的氛圍，提升他們的關系能量。當員工具有高水平的關系能量時，能夠拓寬自己的視野和認知等，更多地關注工作之外的家庭領域，并積累資源以幫助個體履行自身的家庭責任。因此，關系能量可以作為中介，將公仆型領導產生的積極的影響傳遞到員工的家庭責任感。由此，提出以下假設：

H4員工的關系能量在公仆型領導與家庭責任感之間起中介作用。

2.3 工作家庭增益的調節作用

根據上世紀70年代工作家庭相互促進相關理論觀點，Greenhaus和Powell[23]首先提出了工作家庭增益的概念，并將其定義為個體在某一領域中的經歷可以提升他/她在另一領域中的生活質量。作為積極的工作家庭連接變量，工作家庭增益的高低可以影響個體在處理工作家庭相關事務時的感知與行為。具有高水平工作家庭增益的個體能成功地處理工作與家庭領域的需求，其工作與家庭之間有良好的連接，因此，個體在工作領域中積極的體驗容易溢出到家庭領域，并促進個體家庭角色的扮演[24]。當他們在工作中通過與領導的互動而變得充滿活力而擁有關系能量時，工作家庭增益高的個體會更加關注工作與家庭之間的積極互動，更能意識到且更想要將這種被激活的狀態帶回到家庭中，以一種良好的狀態照顧孩子、孝順老人和完成各種家務，努力營造出和諧有愛的家庭氛圍，從而強化關系能量對家庭責任感的影響。相反，低水平工作家庭增益的員工其工作與家庭之間的連接并沒有那么緊密，工作對家庭生活質量的作用不明顯。對于這種員工而言，當他們與領導互動被喚起時難以意識到這種能量是可以溢出到家庭角色中的，并且不愿意將工作中的體驗帶到家庭領域中，從而弱化了關系能量與家庭責任感之間的正向關系。由此，提出以下假設：

H5員工的工作家庭增益正向調節關系能量與家庭責任感之間的關系，即當員工具有較高的工作家庭增益體驗時，關系能量與家庭責任感之間的正向關系更強，反之則更弱。

基于以上假設，本研究進一步提出一個被調節的中介模型，即工作家庭增益調節公仆型領導通過關系能量對員工家庭責任感的間接作用。由于工作家庭增益能夠加強關系能量對員工家庭責任感的影響，而員工關系能量的獲得需要通過在工作場所中與公仆型領導良好的互動。鑒于此，當員工的工作家庭增益水平較高時，公仆型領導所激發的關系能量更有可能溢出到家庭領域，提升員工的家庭責任感；而對于工作家庭增益水平較低的員工而言，公仆型領導通過關系能量對員工家庭責任感的作用更弱。由此，提出以下假設：

H6工作家庭增益正向調節關系能量在公仆型領導與家庭責任感之間的中介效應。即與低水平工作家庭增益的個體相比，當員工的工作家庭增益水平較高時，關系能量的中介作用更強。

本研究的理論模型見圖1。

圖1 理論模型

3 研究方法

3.1 研究樣本與調查過程

本研究以湖北省武漢市5家公司(涉及醫藥、傳媒、電子行業)隨機抽取的部分員工為對象，并采用問卷調查的方法。調查數據收集在每家公司人力資源主管的協助下于兩個時間點以現場發放問卷的方式進行。在第一個時間點(2016年11月)的調查數據收集中，參與的員工報告了有關公仆型領導、關系能量和工作家庭增益的題項，以及提供一些基本的人口統計信息；在第二個時間點(2016年12月)的調查數據收集中，問卷發放給第一次已經參與調研的員工，他們將自愿報告有關家庭責任感的題項。為了確保調查的匿名性和數據的保密性，兩個時間點調查所用的每一份問卷均事先裝在一個信封里，信封內附有小卡片說明此次問卷調查的目的以及純學術性，并提示員工完成問卷后將其放回信封內密封，調研人員進行現場回收。

調研共發放調查問卷550份，最終回收有效問卷417份(有效問卷回收率為87.61%)。在417名員工中，男性占54.9%；本科及以上學歷占83%；已婚占68.1%；多數已有子女(58.3%)；平均年齡為32.44歲。

3.2 測量工具

本研究的各測量條目均采用Likert 5點記分，1=“完全不同意”，5=“完全同意”。

公仆型領導。采用Ehrhart[18]開發的量表，包含14個題項。如“我的領導把部門員工的個人發展放在重要的位置”。其一致性信度系數為0.945。

關系能量。采用Owens等[11]開發的量表，包含5個題項。由于互動的對象為領導，因此將每個題項中描述的互動對象從“這個人”替換為“我的領導”。如“當我和我的領導互動時，我會感到精力充沛”。其一致性信度系數為0.903。

工作家庭增益。采用Kacmar等[24]開發的量表，包含3個題項。如“工作使我有種自我滿足感，這使得我在家庭中表現更好”。其一致性信度系數為0.865。

家庭責任感。采用李貴卿等[3]開發的工作—生活多角色責任感量表，包含17個題項。本研究選取了其中有關家庭責任感的4個題項，如“我充滿感恩的思想，使家庭成員和睦相處，團結互助”。其一致性信度系數為0.803。

控制變量。已有文獻證明了一些人口統計特征變量會影響個體從工作到非工作的溢出過程的體驗[25]。因此，本研究將員工的性別，年齡，教育程度，婚姻狀況與有無子女作為控制變量。

4 研究結果

4.1 共同方法偏差檢驗

雖然本研究的數據是在兩個時間點收集的，但因都是由員工進行自我報告，所以仍可能存在共同方法偏差的問題，并影響變量之間的關系。因此，本研究采用控制非可測潛在因子影響法[26]，通過驗證性因子分析(CFA)對可能存在的共同方法偏差進行檢驗。將共同方法偏差的效應作為一個潛變量納入原始的模型，允許所有研究變量的條目在這個方法潛變量上負載，并將其命名為“CMV”，四因子模型與“CMV”形成了一個五因子模型(χ2=252.959,df=127,χ2/df=1.992,CFI=0.977,GFI=0.942,IFI=0.977,RMR=0.030,RMSEA=0.049)。相較于四因子模型，其擬合度有顯著的提升(Δχ2=141.982,Δdf=19,p<0.05)。接著，我們計算了“CMV”的平均方差萃取值(AVE)為0.30，小于規定的0.50，因此，CMV不能被視為模型中的一個潛變量[27]。上述結果表明，該研究不存在嚴重的共同方法偏差問題。

4.2 描述性統計分析

根據描述性統計分析的結果，本研究中各變量(除控制變量)的均值介于3.94～4.25之間，標準差介于0.54～0.68之間。公仆型領導與下屬的家庭責任感顯著正相關(r=0.264,p<0.001)，公仆型領導與關系能量顯著正相關(r=0.657,p<0.001)；下屬的關系能量與他們自身的家庭責任感也顯著正相關(r=0.258,p<0.001)，為本研究所提出的假設提供了初步的證據。

4.3 假設檢驗

4.3.1 主效應檢驗

因本研究的所有數據都是員工報告的，因此采用分層回歸的方法。首先，將控制變量性別、年齡、教育程度、婚姻狀況和有無子女加入回歸方程；其次，加入自變量公仆型領導。由表1中的模型5可知，公仆型領導對家庭責任感有顯著的正向影響(β=0.244,p<0.001)。由此，假設1得到支持。

4.3.2 中介效應檢驗

在表1中，由模型2可知，公仆型領導對員工的關系能量有顯著的正向影響(β=0.687,p<0.001)；由模型4可知，關系能量對員工的家庭責任感有顯著的正向影響(β=0.229,p<0.001)；將公仆型領導與關系能量同時引入回歸方程以后，關系能量仍顯著影響員工的家庭責任感(模型6，β=0.133,p<0.05)，而公仆型領導對員工家庭責任感的影響系數由先前的0.244(p<0.001)降到0.153(p<0.01)?；诖?，關系能量在公仆型領導與員工家庭責任感之間起到了部分中介的作用。由此，假設2，假設3，假設4得到支持。為了使研究結果更科學，更準確，本研究采用Process插件對關系能量的中介作用進行了進一步的檢驗。5000次的隨機抽樣以后，分析結果表明關系能量的間接效用為0.089(SE=0.042, 95%CI[0.003, 0.168])，置信區間不包含0。由此，假設4得到進一步的支持。

4.3.3 調節效應檢驗

由表1可知，關系能量與員工家庭責任感顯著正相關(模型4，β=0.229,p<0.001)。在模型7中，將工作家庭增益加入回歸方程以后，關系能量對員工家庭責任感有顯著正向影響(β=0.123,p<0.01)。由模型8可知，進一步加入關系能量與工作家庭增益的交互項以后，交互項顯著影響員工家庭責任感(β=0.139,p<0.001)。由此，假設5得到支持。根據Aiken等[28]的建議，本研究繪制了關系能量與工作家庭增益的交互作用示意圖(見圖2)。

表1 層級回歸結果

注：n=417;*，**，***分別表示p<0.05,p<0.01,p<0.001。

圖2 工作家庭增益對關系能量與員工家庭責任感關系的調節作用

4.3.4 被調節的中介效應檢驗

為了檢驗工作家庭增益對公仆型領導通過關系能量對家庭責任感的間接作用，本研究采用Process宏程序，設置重復抽樣5000次，結果如表2所示。當員工具有高水平的工作家庭增益時，公仆型領導通過關系能量對員工家庭責任感的間接效應為0.122(SE=0.041,95%CI[0.037, 0.204])；而當員工的工作家庭增益水平較低時，公仆型領導的間接效應為-0.012(SE=0.057,95%CI[-0.130,0.095])。被調節的中介效應判斷指標Index為0.098(SE=0.035,95%CI[0.041, 0.182])，不包含0。因此，關系能量在公仆型領導與員工家庭責任感之間的中介作用受到工作家庭增益的調節。由此，假設6得到支持。

表2 有調節的中介效應分析

5 結論與討論

本研究基于互動儀式理論，探究了公仆型領導對員工自身家庭責任感的影響以及關系能量的中介作用和工作家庭增益的調節作用。研究發現：公仆型領導正向影響員工的家庭責任感；關系能量在公仆型領導與員工的家庭責任感之間起中介作用；工作家庭增益正向調節關系能量與員工家庭責任感之間的關系，員工自身的工作家庭增益水平越高，關系能量對家庭責任感的影響越強，反之越弱；工作家庭增益還可以調節公仆型領導通過關系能量影響員工家庭責任感的間接作用。

5.1 理論意義

本研究具有以下三個方面的理論貢獻：

第一，豐富了公仆型領導對下屬在工作場所之外的影響作用的研究。本文將視角從關注公仆型領導在工作領域的作用轉移到了關注其在家庭領域的作用，探究公仆型領導對員工家庭責任感的影響。家庭責任感作為家庭生活質量的重要保障是每個人都需要承擔的。由于公仆型領導會關心下屬的發展與幸福，包括在工作場所之內以及之外的，因此，將公仆型領導的影響延伸到家庭領域是合理的。本研究也響應了Zhu等[29]提出的探究積極形式的領導力對員工積極結果影響的號召。

第二，從互動儀式理論視角揭示了公仆型領導對員工家庭責任感的作用機制。根據互動儀式理論，關系能量可以作為一種重要的中介機制將公仆型領導的作用傳遞到家庭責任感。雖然已有研究探究了資源類變量在公仆型領導與員工工作家庭結果之間起中介作用，然而，與能量相關的作用機制在很大程度上被忽略了。本研究引進互動儀式理論作為整體的框架，從一個新的視角解釋了公仆型領導對員工家庭結果的中介機制，即公仆型領導可以通過與下屬之間積極的互動觸發他們的關系能量，進而提升其家庭責任感。

第三，探究了工作家庭增益的調節作用。本研究揭示了關系能量影響家庭責任感的邊界條件，并從工作家庭的視角驗證了公仆型領導在間接影響下屬相關結果過程中的調節效應。由于已有研究多是將工作家庭增益作為模型中的中介變量或結果變量，而本文探究了工作家庭增益作為調節變量時的作用，因此，進一步豐富了工作家庭增益的相關研究。

5.2 實踐意義

本研究對組織的日常管理實踐具有一定的啟示:組織應該重視管理者的公仆型領導特質與能力。在企業培訓項目中可以加入公仆型領導方面的內容來幫助領導者掌握相關的技能，激發其潛能。對于現任管理者而言，他們應該被鼓勵盡可能多地在工作中展示公仆型領導的行為，包括關懷下屬，提供資源促進他們的成長與發展等。此外，在工作中營造一種服務導向的文化氛圍來推進公仆型領導的實施，并且通過各種方式廣泛宣傳服務精神也是很重要的。

并且，組織應該重視員工的關系能量，關注他們在工作中的狀態而不只是工作績效。領導者應該努力與下屬之間建立良好的人際關系，增進彼此之間面對面的溝通交流，通過積極的互動使他們在工作中具有充沛的精力。同時，由于員工的關系能量也可以通過與同事之間的互動從同事那里獲取，由此，組織可以通過素質拓展等活動增強整個團隊的凝聚力，幫助員工與員工之間建立和諧的，互幫互助的工作伙伴關系。

最后，當管理者在實施管理策略時，需要考慮個體因素的不同可能產生的影響。根據我們的研究結果，對于具有高工作家庭增益感知的員工，公仆型導向的領導者通過關系能量提升下屬的家庭責任感的作用更強。然而，對于工作家庭增益水平感知較低的員工，建議管理者可以采取其他的方式來最大化下屬的家庭責任感，比如，實施家庭支持型主管行為，關心下屬的工作家庭需求，通過工作設計促進下屬工作家庭之間的整合。

5.3 局限與展望

本研究也存在一定的局限性：(1)雖然基于兩個時點的數據驗證了模型，本研究結果的共同方法偏差仍然是一個問題。除了結果變量家庭責任感，其余的變量都是在同一個時點由員工自己報告的。鑒于此，我們期望未來的研究可以采用縱向的研究設計或實驗來推演變量之間的因果關系，并且讓被調查者的配偶或家庭成員報告結果變量，使得研究結果更具客觀性與嚴謹性。(2)在中國情景下進行的調研，對研究結果的普適性存在一定的限制，未來研究可以更多地關注該研究結論的普適性，在其他文化背景下對該模型進行檢驗。(3)只檢驗了工作家庭增益的調節作用，還存在其他的調節變量有待進一步挖掘。今后的研究可以關注工作場所特征,文化特征等作為邊界條件在公仆型領導，關系能量影響結果變量的過程中所起的作用。