非工作時間工作連通行為與婚姻倦怠的關系

王亞婷 韓 吟 杜秀芳

(濟南大學教育與心理科學學院，濟南 250022)

1 引言

婚姻倦怠是指在長期要求情感卷入的伴侶關系中，由于期望和現實延續性不符合，導致個體產生的一種身體的、情感的和心理的耗竭狀態(Pines,1987a)。婚姻倦怠往往是離婚的一個重要信號(汪家龍等,2021;Pines,1996)。以往的研究考察了性別(Pines,1987b)、樂觀和孤獨感(Ahadizadeh &Khalatbari,2020)等個體因素和婚姻倦怠的關系，但很少關注工作方面的因素對婚姻倦怠的影響。而工作和家庭是人們生活中兩個重要的組成部分，研究也發現生活中一個領域的滿意度與另一個領域的滿意度相關，一個領域的壓力與另一個領域的壓力相關(Eby et al.,2005;Zimmerman &Hammer,2010)，因此工作本身的特點也會是影響婚姻倦怠的重要因素。

近年來隨著信息交互技術以及社交軟件的發展，在工作領域產生了一種新型工作方式——非工作時間工作連通行為(Work Connectivity Behavior After-hour,WCBA)，即員工利用手機、電腦等便攜的通訊設備跨越時空邊界與工作保持連接(Richardson &Benbunan-Fich,2011)。這使得員工在非工作時間將大量時間及精力投入工作中，投入家庭領域的時間和精力減少，進而影響婚姻質量，引發伴侶的不滿和倦怠。因此，本研究將探討非工作時間工作連通行為對于婚姻倦怠的影響及其機制，以避免非工作時間工作連通行為對婚姻倦怠產生負面影響。

1.1 非工作時間工作連通行為對婚姻倦怠的影響

以往研究探討了非工作時間工作連通行為對工作領域的影響，如非工作時間工作連通行為會負向預測工作績效(趙富強等,2016)。然而，非工作時間工作連通行為的后續效應并不局限于工作領域，它還會影響員工的個人生活，乃至整個家庭。根據資源保存理論，個人擁有的資源有限，員工在非工作時間內將資源投入工作當中，會干擾他們的家庭生活，引發工作幸福感降低、情緒耗竭等消極后果(Derks et al.,2014;Xie et al.,2018)。對電子設備過度使用的研究也發現，互聯網設備和智能手機的依賴導致伴侶間相處時間減少、雙方爭吵增多、親密度降低等(Hawkins &Hertlein,2013;Krasnova et al.,2016;Miller-Ott et al.,2012)；如果伴侶有手機依賴行為，那么另一方更容易出現沮喪、注意力喪失等不良情緒體驗(Krasnova et al.,2016)；電子通訊技術的跨時空邊界的使用會導致婚姻不滿和婚姻倦怠(Chesley,2005)。因此，我們認為在家過度使用電子設備即使是因為工作也會導致婚姻倦怠。由此提出假設1：非工作時間工作連通行為與婚姻倦怠呈正相關。

1.2 工作家庭沖突的中介機制

工作家庭沖突連接了工作領域和家庭領域，根據溢出效應模型，非工作時間工作連通行為作為一種特殊的工作行為，它使得人們的工作和家庭之間的邊界滲透性愈來愈強(Duxbury et al.,2014)，工作-家庭邊界趨向融合。在這種情況下，人們的工作可能會不斷地侵占原本屬于個人生活的時間、空間和精力,最終導致工作對家庭的沖突。以往大量的研究表明，不可預期的工作安排(Fox &Dwyer,1999)、工作時間過長(金家飛等,2014;Grzywacz &Marks,2000)、在家辦公(王振源等,2015)、工作性通訊工具的使用(馬紅宇等,2016;Derks et al.,2015)等工作特征會讓個體體驗到較高的工作家庭沖突。因此，非工作時間工作連通行為是工作家庭沖突的前因變量。

工作家庭沖突會影響家庭成員之間的交流與溝通，甚至會破壞他們之間的相互關系，對個體的家庭生活產生不良的負面影響，導致生活滿意感降低(Tadelen-Kar?kay et al.,2017)。此外，工作家庭沖突還可能會使個體的壓力體驗增加，表現出更多的焦慮和易怒情緒。對中小學女教師群體的研究發現，其工作家庭沖突對婚姻倦怠有正向預測作用(杜秀枝,楊陽,2022)。因此我們認為非工作時間工作連通行為可能通過工作家庭沖突作用于婚姻倦怠。由此提出假設2：工作對家庭的沖突中介了非工作時間工作連通行為對婚姻倦怠的影響。

1.3 伴侶支持應對的調節作用

在面對沖突壓力時，不是所有的夫妻之間都出現婚姻倦怠，工作-家庭沖突對婚姻倦怠的影響存在較大的家庭差異。當夫妻一方遇到較大的沖突壓力時，如果他們能從對方那里獲得情感上和實際解決問題上的支持與幫助，即積極的伴侶支持應對，以共同應對來自外界的或關系本身所存在的壓力問題，則會緩解壓力對婚姻倦怠的影響(范菲菲,2014)。大量研究發現,伴侶支持對婚姻滿意度(Kurdek,2005;Pasch &Bradbury,1998)有重要影響,它是安全感的重要來源(Hazan &Shaver,1994)。積極的伴侶支持應對和婚姻功能、關系滿意度間存在顯著的正相關(Bodenmann et al.,2011;Wright &Aquilino,1998)，它有助于降低倦怠水平(Garrosa et al.,2010),維持婚姻穩定(Bodenmann et al.,2006)。因此，我們提出假設3：伴侶的支持應對緩解了工作對家庭的沖突對婚姻倦怠的負面影響，即伴侶的支持應對水平越高越能有效減緩工作家庭沖突對婚姻倦怠的負面影響。

綜上，我們構建了如圖1的研究模型。

圖1 研究模型

2 研究方法

2.1 研究對象

通過問卷星采用方便取樣的方式向中小學家長群發放調查鏈接，收集了1662份數據。其中刪除了工作連通時長在±3個標準差以外的被試33人，以及婚姻倦怠得分與伴侶支持應對得分在±3個標準差以外的被試8人和1人，剩余有效數據1620人。其中男性478名，女性1142名(具體的樣本分布情況見表1)。

表1 人口學變量的分布及其差異檢驗結果

2.2 研究工具

非工作時間工作連通行為量表。采用Richardson和Thompson(2012)開發，馬紅宇等(2016)修訂的非工作時間工作連通行為量表。本量表中的非工作時間是指工作日午休時間、下班后、周末和法定節假日；產生連通行為的常見通信工具包括手機、電腦、固定電話、郵件、QQ、微信等。共有3個題目，如“在非工作時間里，我因為工作上的事，通過上述通信工具與相關的人聯系的頻率”。采用5點計分，1 代表“從不”，5 代表“總是”，得分越高，非工作時間工作連通行為也越頻繁。在本研究中該量表的Cronbach’sα系數為0.87。

工作家庭沖突量表。采用Netemeyer等(1996)編制的工作家庭沖突量表，該量表共10個題目，包括工作對家庭沖突和家庭對工作沖突兩個維度，分別包含5個題目。由于本研究主要考察工作領域對家庭領域的影響，所以采用了工作對家庭沖突維度的5個題目，例如“我的工作要求影響了我的家庭生活”，采用7點計分，1 代表“完全不同意”，7 代表“完全同意”。在本研究中該量表的 Cronbach’sα系數為0.91。

伴侶支持應對問卷。采用Bodenmann(2008)編制，Xu等(2016)以中國夫妻為被試修訂的伴侶支持應對問卷(Dyadic Coping Inventory,DCI)。該問卷包括壓力溝通、積極應對、消極應對、授權應對、共同應對及應對質量評價六個維度，共37個題目。其中，壓力溝通、積極應對、消極應對、授權應對四個維度分別又分為給伴侶的支持應對和感受到伴侶給自己的支持應對，因為本研究主要考察職場人士在工作和家庭中感知到來自伴侶的支持應對，因此參考以往研究(Xu et al.,2016)，只選取這四個維度中個體感知到的來自伴侶的支持應對和共同應對的題目，共20個。其中壓力溝通4個題目，如“我坦誠地告訴他/她我的真實感受并會感謝他/她的支持”；積極應對5個題目，如“他/她能感受并理解我的壓力”；消極應對4個題目，如“他/她責備我沒有很好的應付壓力”；授權應對2個題目，如“為了幫助我應對困境，他/她分擔通常需要我做的事情”；共同應對5個題目，如“當與伴侶都有壓力時，我們試著共同面對問題并尋找明確的解決方案”。采用5點計分，1 代表“很少”，5 代表“總是”。其中消極支持應對題目反向計分，最終得分越高說明伴侶支持應對越積極。本研究中Cronbach’sα系數為0.94。

婚姻倦怠量表。采用 Pines(1996)編制，李永鑫和吳瑞霞(2009)修訂的婚姻倦怠量表，包括動機喪失、耗竭和士氣消沉三個維度。共有27個題目，其中動機喪失維度包含4個題目，如“我覺得很開心”(反向計分)；耗竭維度有17個題目，如“我覺得就要崩潰了”；士氣消沉維度包含4個題目，如“我感到疲倦”。采用5點計分，1 代表“從不”，5 代表“總是”。本研究中總量表的Cronbach’sα系數為0.95。

2.3 數據分析

采用SPSS 26.0軟件將收集的數據進行差異檢驗、相關分析等以及采用AMOS 24.0程序進行有調節的中介結構方程模型檢驗。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman 單因子檢驗法，也就是同時對所有變量的測量條目進行探索性因素分析。如果得到多個因子,且第一個因子解釋的變異量沒有超過40%,則表明共同方法偏差問題不嚴重(Ashford &Tsui,1991)。分析結果表明，第一個因子解釋的變異量只有33.45%,因此,本研究的共同方法偏差影響在允許范圍內。

3.2 人口學變量差異檢驗

描述統計結果見表1，統計分析中我們對被試在各變量上的得分取均值，即WCBA、伴侶支持應對和婚姻倦怠的取值范圍為1～5；工作對家庭的沖突取值范圍為1～7。大多數學者指出當偏度絕對值小于3，峰度絕對值小于10時，表明該樣本基本上服從正態分布(Kline,1998)，本研究中人口學變量的峰度和偏度的絕對值均分別未大于0.67和1.25，說明它們基本上服從正態分布。

3.3 相關分析

各研究變量的平均數、標準差和相關系數如表2所示，它們的峰度和偏度的絕對值均未大于1.08，說明它們基本上服從正態分布。其中，WCBA、工作對家庭的沖突和婚姻倦怠總分兩兩之間存在顯著正相關，WCBA與婚姻倦怠的耗竭和士氣消沉維度呈現顯著正相關，而與動機喪失不存在顯著相關；工作對家庭的沖突和婚姻倦怠的三個維度之間也存在顯著正相關。伴侶支持應對總分及其兩個不同維度和婚姻倦怠以及動機喪失、耗竭和士氣消沉三個不同維度之間兩兩存在顯著負相關；伴侶支持應對總分及其兩個不同維度和工作對家庭的沖突之間兩兩存在顯著負相關。

表2 各變量的描述統計及相關分析結果

3.4 有調節的中介模型檢驗

為有效控制測量誤差，本研究采用結構方程建模的方法進行有調節的中介模型檢驗，以性別、年齡、職業、學歷和家庭月收入為控制變量，以工作對家庭的沖突為中介變量，以伴侶支持應對為調節變量，檢驗WCBA對婚姻倦怠的作用。

首先，在控制性別、年齡、職業、學歷和家庭月收入后，檢驗WCBA對婚姻倦怠的總效應，發現路徑系數顯著(γ=0.17,t=5.99,SE=0.03,p<0.001)。

其次，在加入工作對家庭的沖突這一中介變量和伴侶支持應對這一調節變量后，WCBA對婚姻倦怠的直接效應不再顯著(γ=0.02,t=0.75,SE=0.03,p=0.45)；WCBA對工作對家庭的沖突(γ=0.33,t=11.87,SE=0.04,p<0.001)、工作對家庭的沖突對婚姻倦怠(γ=0.49,t=17.69,SE=0.02,p<0.001)、伴侶支持應對對婚姻倦怠(γ=-0.41,t=-13.37,SE=0.06,p<0.001)以及工作對家庭的沖突和伴侶支持應對的交互項對婚姻倦怠(γ=-0.05,t=-1.92,SE=0.02,p=0.05)的路徑系數顯著(見圖2)。并且模型擬合良好，χ2/df=6.93,CFI=0.91,TLI=0.90,RMSEA=0.06,SRMR=0.08。該結果表明，工作對家庭的沖突在WCBA對婚姻倦怠的正向預測中發揮中介作用，伴侶支持應對緩解了工作對家庭的沖突對婚姻倦怠的正向預測作用，并對婚姻倦怠有顯著的負向預測作用，驗證了假設2和假設3。

圖2 有調節的中介模型

最后，采用偏差校正非參數百分位Bootstrap檢驗，重復取樣5000次，進行簡單斜率分析，結果顯示：無論伴侶支持應對處于高水平還是低水平，工作對家庭沖突的間接效應均顯著(ps<0.001)。但是，在伴侶支持應對處于高水平(均值+1SD)(間接效應=0.15)時比低水平時(均值-1SD)(間接效應=0.18)更能緩解工作對家庭的沖突對婚姻倦怠的正向預測作用，呈現邊緣顯著(p=0.07)，如表3所示。

表3 有調節的中介效應檢驗

4 討論

本研究發現，人口學變量在WCBA和工作對家庭的沖突上存在差異。男性比女性普遍經歷更多的WCBA和工作對家庭的沖突。這一現象可能歸因于當代中國的職場壓力和文化差異，現實中男性具有更高水平的工作壓力(侯鳳妹等,2012)，工作需求外溢的可能性增加，也更容易干擾家庭。本研究還發現，隨著年齡或學歷的增加，員工反而經歷更多的WCBA和工作對家庭的沖突，這可能是因為年齡代表著員工的資歷，年齡長的個體更有可能處于重要職位，需要承擔更多的事務；學歷在一定程度上反映了工作的性質，高學歷個體的工作更可能離不開電子設備，在非工作時間使用便攜式通訊工具的可能性更大。

本研究還發現人口學變量在婚姻倦怠和伴侶支持應對上存在差異。與以往研究一致，女性經歷了更多的婚姻倦怠(Pines,1987b)，感受到伴侶的支持應對較少，這與女性心理活動更感性、更情感化的特點相一致。36～40歲的個體感受到的婚姻倦怠水平相對最高，很可能這個年齡階段的個體既面臨工作晉升的壓力，又面臨子女教育、父母贍養等家庭壓力，情感上進入中年疲憊期，比較容易產生疲倦感。正如經濟基礎對于一個家庭而言非常重要，當家庭月收入在5000元以下或失業或半失業的個體經歷了較高水平的婚姻倦怠，同時他們感受到的伴侶的支持應對也相對較少。

4.1 WCBA對婚姻倦怠的影響

本研究在資源保存理論和溢出效應模型理論框架下，將研究視角從WCBA在工作領域的作用延伸到了婚姻領域。與預先假設一致，結果發現WCBA是婚姻倦怠的預測變量，工作中的WCBA越多，越容易引起夫妻間的婚姻倦怠。這也支持了資源保存理論，說明人們的資源本身是有限的，WCBA代表著將時間和精力更多投入工作中(Ragsdale &Hoover,2016)，更少地投入家庭和婚姻，所以會引起婚姻倦怠等問題。

4.2 工作對家庭的沖突的中介作用

WCBA通過工作對家庭的沖突間接影響婚姻倦怠，這一結果支持了溢出效應模型和資源保存理論。《人口、多元化和企業命運》報告中表明中國大陸的女性勞動參與率為亞太地區最高，2018年達69%。因此，高女性勞動參與率說明大部分家庭中可能男女雙方都處于工作狀態，與女性多為全職家庭主婦的社會相比，夫妻雙方在家庭和婚姻中投入的情感、時間和行為等資源減少，這必然使工作對家庭的沖突增多，雙方的矛盾增多，尤其是在結束工作后，還需要處于“全天候保持工作連通”的狀態。工作對家庭的沖突勢必會影響夫妻關系，導致婚姻倦怠，這與杜秀枝和楊陽(2022)對于中小學女護士教師的研究一致。

4.3 伴侶支持應對的調節作用

本研究發現伴侶的支持應對能夠緩解工作對家庭的沖突對婚姻倦怠的影響。這說明自我感知到來自伴侶的支持應對和共同支持應對讓個體感受到夫妻雙方一體的狀態，讓彼此更相互依賴，產生情感上的支持，能夠很好地緩解因工作壓力對婚姻倦怠造成的負面影響。

以往關于壓力和夫妻幸福感或婚姻滿意度之間關系的研究發現，伴侶支持應對是保護因子之一(Gagliardi et al.,2013;Gasbarrini et al.,2015)。有研究發現，當個體在壓力誘導之前得到伴侶的支持時，積極的支持應對對壓力的皮質醇水平起到緩沖作用(Ditzen et al.,2007)；夫妻交流和二元應對有利于緩解伴侶在日常生活中經歷的某些(盡管不是全部)壓力的負面影響(Gasbarrini et al.,2015)。因此并不是所有人在經歷了工作對家庭的沖突的壓力后都會產生婚姻倦怠、焦慮等，伴侶之間的支持應對起到了調節作用。

4.4 研究啟示

本研究基于資源保存理論和溢出效應框架探討了非工作時間工作連通行為對婚姻倦怠的影響及其作用機制。將WCBA的影響拓展到婚姻與家庭領域，有助于從工作領域的角度去考慮如何避免婚姻倦怠的產生。首先，從組織的角度，管理者在合理利用通訊工具靈活開展工作的同時，應防止其對家庭生活產生消極作用，這需要組織在制定政策時，注意為員工“減負”，盡量不要在非工作時間給員工安排工作。其次，從家庭角度，個體在關注工作的同時不要忽略家庭，應處理好工作和家庭的平衡，盡量避免因工作造成家庭沖突，對婚姻造成不利影響。最后，婚姻關系中伴侶雙方也要關注對方的沖突與壓力，給予彼此積極支持應對來緩解其負面影響，這對于維持婚姻與家庭和諧有著重要意義。

4.5 不足與展望

本研究考察了WCBA對婚姻倦怠影響的機制，也存在一些局限。第一，考察的是已婚人士在非工作時間工作連通行為對家庭的影響，在取樣時是以個體為單位，沒有把夫妻雙方作為一個二元群體進行考察，這就忽視了雙方的交互影響。因此，在未來的研究中可以以夫妻為單位考察他們之間的交叉效應。第二，之前的研究表明WCBA對于工作家庭是一把雙刃劍，而在本研究中只考察了消極影響，沒有考慮其積極影響。因此在未來的研究中可以考察WCBA對工作家庭產生的積極影響及其機制。第三，本研究盡管被試量較大，但取樣僅限濟南市，樣本的代表性不夠。

5 結論

(1)非工作時間工作連通行為對婚姻倦怠和工作對家庭的沖突有顯著正向預測作用；

(2)非工作時間工作連通行為通過工作對家庭的沖突對婚姻倦怠產生預測作用；

(3)伴侶支持應對調節了工作對家庭的沖突對婚姻倦怠的作用。