1. 引言
信息时代的到来，改变了传统的办公方式，工作时间和工作的物理环境都发生了变化。近年随着信息通讯技术和社交软件的发展，移动办公逐渐普及，促使一种新型工作交互方式的出现——非工作时间连通行为(work connectivity behavior afterhour, WCBA)。这指的是员工下班后在家通过通讯设备(如手机、电脑)和应用软件(如微信、QQ)进行办公(Richardson & Benbunan-Fich, 2011)。尽管非工作时间工作连通行为提高了工作便利性，它同时严重干扰了个体的家庭生活，使工作和家庭之间的界限变得模糊(O’Driscoll, Brough, Timms, & Sawang, 2010)。个体如何管理工作与家庭的相互渗透和融合，成为研究者关注的焦点。边界理论(border theory)的提出为理解和研究上述社会现象提供了理论解释。边界理论认为个体的工作–家庭的存在相互作用的界面，个体每天在两个领域内穿行，要跨过领域的边界才能顺利完成角色的转换。该理论在于探讨个体是如何划分工作和家庭之间的界限进而顺利地完成角色转化，获得工作和家庭之间的平衡(Clark, 2000)。然而，个体对于工作–家庭边界的管理偏好并不是完全相同的(Ashforth, Kreiner, & Fugate, 2000)。有的人喜欢将工作角色和家庭角色整合在一起，进而期望建立融合型工作–家庭边界，这类个体也通常会产生更多的非工作时间连通行为。同时也有人不想将工作带入家庭生活中或者将家庭生活带到工作中，他们希望将保持工作和家庭之间清楚的界限，而这类个体通常会产生更少的非工作时间连通行为。工作–家庭分割偏好是指个体不希望将工作带入家庭生活的一种期望，是工作–家庭整合偏好的反面(Kreiner, 2006)。工作–家庭分割偏好和工作–家庭整合偏好处于同一个连续体的两段。个体的工作–家庭偏好不同，工作–家庭实际边界所带来的影响可能不同(Butts et al., 2015; Derks et al., 2016)。由此得到假设1：工作家庭分割偏好和非工作时间连通行为呈显著负相关。
非工作时间连通行为意味着将工作相关的事务带入到家庭生活中，与工作相关的事情就会占用本来用于家庭生活中的时间和精力，就不能更好的履行家庭职责，工作连通行为入侵了员工的家庭生活，由此引发了工作–家庭冲突(Boswell & Olson-Buchanana, 2007; Richardson & Thompson, 2012a)。一些实证研究的结果也表明非工作时间连通行为会导致更高的工作家庭冲突，例如Diaz等人(2012)对193名员工进行调查发现，非工作时间的工作性通讯工具使用会诱发员工的工作–家庭冲突；Derks和Bakker (2014)以69名员工为被试开展的一项为期5个工作日的调查表明，高强度的使用手机会导致更多的工作–家庭冲突；随后Derks和他团队的研究者以100名员工为被试开展的一项为期4天的日记调查研究(2015)进一步支持了手机使用会导致更多的工作–家庭冲突这一观点。然而，新近的研究表明，非工作时间连通行为与员工工作–家庭冲突的关系将会因人而异，此观点已得到了实证研究的支持。例如Derks等人(2016)对71名员工开展为期4个工作日的日记调查发现，工作–家庭分割偏好可以通过调节非工作时间连通行为与工作–家庭冲突之间的关系，进而影响非工作时间连通行为对员工家庭角色的影响。具体而言，对于工作–家庭分割偏好较低的个体，非工作时间连通行为使用可以帮助他们缓解工作–家庭冲突，进而改善基于关系的家庭角色表现；而对于工作–家庭分割偏好较高的个体，非工作时间连通行为与其工作–家庭冲突和家庭角色表现均不相关。Butts等人(2015)通过对341名员工进行为期7天的在线经验抽样调查发现，工作–家庭分割偏好可以调节非工作时间连通行为对工作–家庭沖突的影响。具体而言，工作–家庭分割偏好越高，非工作时间连通行为对工作–家庭沖突的诱发作用越强。由于工作家庭分割偏好会影响到个体的非工作时间连通行为，也就是说整合偏好的个体容易产生更多的非工作时间连通行为，把工作相关事务带到家庭当中，占用与家人以及非工作相关的领域的时间和精力，进而引起工作家庭冲突；而分割偏好的个体则易产生更少的非工作时间连通行为，这类个体通常不会让工作相关事物入侵家庭生活，由此不易因非工作时间连通行为而产生工作家庭冲突。由此，本研究提出H2：非工作时间连通行为是工作家庭分割偏好影响工作家庭冲突的中介机制。
非工作时间工作连通行为意味着员工需要随时应对来自工作领域的呼唤，代表着工作永无止境。同事和领导的信息、电话，都必须做出回应，个人和工作完全绑定在一起，从而丧失了支配个人生活时间的自由，这也导致与家人以及非工作相关的领域接触变少了，引起工作－生活的冲突，致使和与家人的关系紧张。与家人关系越紧张，对婚姻的满意度越低。因此，本研究提出H3：工作–家庭冲突在非工作时间工作连通行为和婚姻满意度的关系中起中介作用。H4：非工作时间连通行为与工作家庭冲突在工作家庭分割偏好和婚姻满意度间起链式中介作用。链式中介作用是指由多个呈现顺序性特征的中介变量组成中介作用链条，自变量对因变量的影响通过中介链起作用(Taylor et al., 2008)。
综上所述，己有研究论述了工作家庭分割偏好、非工作时间连通行为、工作家庭冲突和婚姻满意度变量两两间的联系，但缺乏对四个变量间内在联系和相互关系的深人系统分析。本研究建构了工作家庭分割偏好经非工作时间连通行为和工作家庭冲突影响婚姻满意度的链式中介模型(图1)，以揭示工作家庭分割偏好在婚姻满意度中的作用及机制。
Figure 1. Chain mediation model diagram
图1. 链式中介模型图
2. 方法
2.1. 被试
从济南某中小学随机选取学生家长作为研究对象，通过问卷星回收问卷2009份，其中有效问卷1549份，回收率77.10%。其中，家长角色为父亲的461人，母亲1088人。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；有36.7%的被试上下班时间不固定。
2.2. 研究材料
2.2.1. 人口学资料调查
采用自编问卷对被试进行人口学资料调查，包括家庭角色、年龄、职业、收入、孩子年级等。
2.2.2. 非工作时间工作连通行为量表
本研究采用Richardson和Thompson (2012b)开发，马红宇等(2014)修订的非工作时间工作连通行为量表，分为两个维度：频率(3个题目)和持续时间(开放性问题)。个体的得分越高表明其非工作时间连通行为的水平越高。在本研究中该问卷的Cronbach’ s α为0.87。
2.2.3. 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做单一维度，共4个题项，采用Likert 5点计分，得分越高证明越偏好分割的边界管理策略。在本研究中该量表的Cronbach’s α为0.83。
2.2.4. 工作家庭冲突量表
Netemeyer et al. (1996)编制了工作家庭冲突量表，用来测量个体的工作家庭冲突水平。该量表共计10个题项组成，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，该量表采用Likert 7点计分(1~7：完全不同意到完全同意)。在本研究中该量表的Cronbach’s α为0.91。
2.2.5. 婚姻满意度量表
婚姻满意度量表采用Olson (1977)婚姻满意度问卷中的婚姻满意度分量表，共10个项目，5个正向计分题，5个反向计分题。采用Likert 5级评分(1 = 完全反对，5 = 完全同意)，正向计分题得分越高表示越满意，反向计分题得分越高表示越不满意。在本研究中该量表的Cronbach’s α为0.87。
采用SPSS 26.0进行数据分析，并采用PROCESS插件(Hayes, 2018)进行Bootstrap路径效应量分析。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差检验
采用Harman单因素检验法进行共同方法偏差检验。将所有原始题目一起进行因素分析，提取5个特征根大于1的因子，第一个因子解释变异的26.14%，低于40%的临界值，表明数据不存在严重的共同方法偏差。
3.2. 变量的描述性统计分析和相关分析
描述性统计分析和相关分析结果见表1。
Table 1. Descriptive statistics and correlation analysis
表1. 描述统计和相关分析
注：*p < 0.05; **p < 0.01; ***p < 0.001。角色：1 = 男、2 = 女。
由表1可知，工作–家庭分割偏好与婚姻满意度呈不显著的负相关(r = −0.03, p > 0.05)，假设H1不成立。此外，非工作时间连通行为和工作–家庭冲突也呈显著正相关(r = 0.31, p < 0.01)，工作–家庭冲突和婚姻满意度呈显著的负相关(r = −0.28, p < 0.01)。由于工作–家庭分割偏好、非工作时间连通行为、工作–家庭冲突在性别、受教育程度、月均收入中的差异性检验的结果都表明差异显著，故在接下来的回归分析当中将之作为控制变量。
3.3. 工作–家庭分割偏好与婚姻满意度的关系：非工作时间连通行为与工作–家庭冲突的 链式中介作用
在控制角色、受教育程度和社会经济地位的基础上，采用PROCESS插件通过抽取5000个Bootstrap样本估计中介效应的95%置信区间，对非工作时间连通行为和工作–家庭冲突的中介效应进行分析。根据95%的置信区间是否包含0来检验中介效应是否显著，若置信区间不包含0则表示中介效应显著，若包含0则表示中介效应不显著(Taylor, MacKinnon, & Tein, 2008)。
由表2结果可知，工作家庭分割偏好–工作家庭冲突–婚姻满意度这条路径的95%的置信区间不包含0，由此得出结论，工作家庭冲突是工作家庭分割偏好影响婚姻满意度的中介机制，则假设H3成立。
Table 2. Effects of chain mediation paths
表2. 链式中介路径效应
注：95%置信区间。
同样，链式中介效应检验的结果表明工作家庭分割偏好通过非工作时间连通行为和工作–家庭冲突的链式中介影响婚姻满意度，由此假设H4成立(图2)。
Figure 2. Diagram of the mediating effect of chains
图2. 链式中介效应量图
4. 讨论
本研究基于工作–家庭边界理论，构建了一个模型，探讨了工作–家庭分割偏好如何影响婚姻满意度，并以工作人员为样本，揭示了非工作时间连通行为和工作–家庭冲突的链式中介作用。结果表明，本研究未能证实假设H1和H2，这可能是因为分割偏好并非直接与婚姻满意度相关联，而是通过与非工作时间连通行为的匹配来影响婚姻满意度。换言之，分割偏好高的人不必然拥有更低的婚姻满意度。相反，当分割偏好高的个体在非工作时间的连通行为与其偏好不匹配时，可能会产生边界模糊感，引发情绪耗竭和工作–家庭冲突。非工作时间连通行为的边界塑造受到个体工作–家庭分割偏好的影响。这种行为在工作与家庭之间模糊了边界，符合工作–家庭整合偏好的个体的边界管理偏好(Ammons, 2013)。当员工的行为与其偏好一致时，通常会感受到较小的压力。对于具有工作–家庭整合偏好的个体而言，非工作时间连通行为与更高的控制感相关(Piszczek, 2017)，并且与较少的情绪耗竭、工作–家庭冲突相关(Derks, 2016; Piszczek, 2017)。这类个体更有可能在家中与家人分享工作中的体验和一天的主观感受，也更容易将工作中的积极情绪和满足感带入家庭领域，从而为家庭生活带来积极的情感体验。相反，当分割偏好的个体在非工作时间使用通讯工具处理工作事务时，他们可能会感受到更大的压力，因为这种行为与他们的偏好不一致(Ammons, 2013)，这降低了他们对边界管理的控制感，进而可能引发工作情绪耗竭(Piszczek, 2017)。具体来说，工作–家庭分割偏好越高，非工作时间连通行为对工作–家庭冲突的诱发作用越强。
本研究的理论意义在于，它揭示了非工作时间连通行为和工作–家庭冲突在工作–家庭分割偏好影响婚姻满意度中的链式中介作用，并深化了我们对工作–家庭分割偏好影响婚姻满意度作用机制的理解。在实践方面，作为一项探索性研究，这一发现为维护工作与家庭平衡提供了参考依据，并将非工作时间连通行为的影响从工作领域扩展到家庭生活领域，同时也考虑了移动办公日益普及的社会大背景下婚姻质量的特点。
本研究存在一些局限，值得进一步探讨。首先，作为一项横向研究，它无法揭示变量之间的因果关系。基于理论和现有研究，我们构建了一个假设模型，未来的研究可以使用交叉滞后等方法来验证变量间的因果关系。其次，采用的自我报告法可能难以消除社会赞许性的影响。未来研究可能采用实验法来探究家庭仪式对幸福感的影响。最后，本研究仅考虑了工作–家庭分割偏好作为自变量，未来研究可以将工作–家庭分割偏好和非工作时间连通行为的一致性作为自变量来探究这一路径，并尝试加入新的变量，以全面展示分割偏好对婚姻满意度的潜在促进作用。