授权型领导对员工家庭生活质量的影响

易 健，关浩光，杨自伟

(1. 上海财经大学 国际工商管理学院，上海200433；2.上海市嘉定区税务局，上海201800)

一、前 言

在过去的几十年里，被Manz等(1989)称作“超级领导”的授权型领导得到了深入研究，有了长足的进展(Tekleab等，2008)。作为一种独立的领导风格，授权型领导不仅包括和下属分享权力，还包括增加员工的内在激励。这种领导风格还能够增加下属的自我效能感、自我控制感，并为下属创造有权利控制感的环境，使下属在组织中拥有较多的工作自主性及管理过程中的自我导向等(Arnold等，2000)。过去的研究普遍认为，授权型领导会对下属工作场所的绩效和职业的成功有积极的影响。如Tung等(2011)的研究发现，下属对授权型领导行为的感知可以促进团队的知识分享，提高团队的凝聚力，进而改善团队的绩效；Zhang等(2010)的调查研究表明，授权型领导对下属的创造力有积极的影响。虽然Zhang等(2012)提出，未来关于领导和家庭生活的研究应该包括验证授权型领导对家庭生活的影响，但是在现有的研究中，还没有学者对此予以充分关注。关注授权型领导对员工家庭生活的影响，一方面可以填补授权型领导研究的一个理论空白，另一方面对员工工作—家庭的研究也具有重要的现实意义。随着女性劳动力、单亲和双职工家庭数量的增加，越来越多的人在工作的同时还要承担诸如抚养子女、照顾老人等家庭责任，因此工作与家庭的平衡对个体、组织和社会都会产生非常重要的影响(Bond 等，2002)。

家庭是由多个个体组成的社会组织，Poston等(2003)提出用家庭生活质量(family quality of life)这个概念来对家庭成员的生活情况进行衡量，以反映家庭成员与家庭环境的相适应程度。根据Summer等人(2005)开发的城市家庭生活质量量表(beach center family quality of life scales)中对家庭生活质量的界定，家庭生活质量从家庭互动(family interaction)、抚养子女(parenting)、感情健康(emotion well-being)、物质福利(physical/material well-being)以及与残疾相关的支持(disability related support)五个方面来反映这种适应程度。其中，家庭互动又从家庭成员之间的相互支持、公开交流、解决问题和关心这四个方面来反映家庭生活的情况，是家庭生活质量的重要维度(Summer等，2005)。因此，本研究拟用家庭互动来衡量员工家庭生活质量。

为了深入认识授权型领导对员工家庭生活质量产生影响的过程和潜在机制，本文在分析授权型领导与员工家庭生活质量关系的基础上，还将基于工作—家庭增益理论(work-family enrichment theroy)，探索授权型领导影响员工家庭生活质量关系的中间机制。工作—家庭增益理论指出，员工从工作场所获得的资源(例如知识、观点、心理资源、社会资本资源)可以从工作场所转移到家庭场所，提高员工在家庭领域的绩效表现。其中，心理资源(例如自我效能、自我尊重)作为一种重要的资源，在员工的工作经历和家庭产出中通常扮演着一个重要的中介角色。而心理授权是指下属对授权的感知(Spreitzer,1995)，具体包括对工作意义、胜任感、工作自主和工作影响四种工作角色的定位，对这四种工作角色的定位会转换成心理资源，因此我们认为心理授权是沟通工作和家庭生活的桥梁。本文将探讨在授权型领导行为与员工家庭生活质量之间的关系中，员工的心理授权所发挥的中介作用。

同时，员工在工作与家庭的角色转换过程中，受性别角色社会化的影响，不同性别的人在处理工作和家庭之间的关系时所采用的思维方式也不同(Rothbard，2001)。男性更倾向于采用分割的思维模式，相应地，他们在家庭生活中的投入要少于其在工作领域的投入；而女性则主要采用整合的思维方式，相应地，她们在家庭领域的投入要多于其在工作领域的投入(Kalleberg等，2000)。因此，在心理授权影响家庭生活质量的过程中，员工性别差异的调节作用也是本文的重要研究内容。综上所述，本文将整合授权型领导、心理授权、家庭生活质量和员工性别来探讨授权型领导对员工家庭生活质量的影响效果、影响机制和影响情境，构建理论模型(如图1所示)。

图1 研究理论模型

二、理论与假设

(一)授权型领导对员工心理授权的影响

授权型领导不是通过权力或权威来命令或指导他人，而是通过他们的行为发展下属的自我影响能力，使得下属具备自我控制、自我调节、自我管理和自我领导能力。授权型领导不仅是和下属分享权力，也包括增加员工内在激励的行为，具体有：(1)以身作则：表示领导对他自己的工作、对团队成员的工作负责，比如尽可能比团队成员更努力地工作；(2)鼓励参与决策：领导在决策过程中采纳团队成员的建议，鼓励团队成员发表自己的意见；(3)指导行为：领导关心团队成员的培训和个人发展，比如领导对提高绩效提出建议以及帮助团队成员形成自我依赖的行为；(4)提供信息：领导为团队成员提供组织的关键信息，比如组织使命和哲学等；(5)关心/互动：领导关心团队成员的行为，比如领导花费一定的时间精力来满足员工的需要。

心理授权是从组织授权的概念发展而来，主要从心理学角度去理解授权，关注授权后员工的心理感知(Spreitzer，1995)。Thomas和Velthouse(1990)从广义上将心理授权定义为一个增强内在动机的概念，主要包括反映个体对其工作角色定位的四种认知：(1)工作意义(meaning)：指工作目标和目的价值，主要根据个体自己的思想和标准来判断(Spreitzer，1995)，并涉及工作角色要求与个体信念、价值观和行为的匹配(Hackman等，1980)；(2)胜任感(competence)：又称为自我效能，指个体对他自己履行任务的能力和信念(Gist，1987)，与代理信念、自我掌控或努力绩效期望这些概念类似(Bandura，1989)；(3)工作自主(self-determined)：指个体感觉自己可以选择开始或调节自己的行动(Deci等，1989)，反映了个体在工作行为和工作过程中开始和持续的自主性，比如决定工作方法、速度和努力程度(Bell等，1989)；(4)工作影响(Impact)：指个体能够影响战略、管理和工作产出的程度(Ashforth，1989)。

授权型领导会对员工的心理授权产生影响，主要在以下四个方面：(1)授权型领导倾向于对其下属的高工作绩效和“胜任力”表达信心；(2)授权型领导会帮助下属了解他们的工作对整个组织的有效性来增加下属的“工作意义感”；(3)授权型领导会让下属自己决定工作的方式(Sims等，1996)，为员工提供自主空间；(4)授权型领导会培养下属参与决策制定(Manz等，1987)，让下属感到他们的行为对工作产生影响，从而增加下属的“工作意义感”。已有研究表明，授权型领导会促进员工的心理授权(Gilad等，2011；Zhang等，2010)。如Gilad等(2011)研究发现，授权型领导与下属心理授权存在正相关关系；Zhang和Bartol(2010)对一家中国IT公司的实证研究也表明，授权型领导对下属的心理授权有积极影响。基于以上分析，本文提出以下假设：

假设1：授权型领导对员工心理授权有正向的影响。

(二)员工心理授权对员工家庭生活质量的影响

根据工作—家庭增益理论，员工在一个领域中获得的资源(如知识、观点、心理资源、社会资本等)会因为资源的可转移性，而对另一个领域的绩效产生影响。该理论认为，包括积极的自我评价(自我效能、自我尊重)和对未来积极的情绪(乐观、希望)在内的心理资源是工作—家庭增益过程的关键因素(Greenhaus等，2006)。具有更多心理资源的员工会倾向于关心和考虑他人的需要，因而在家庭中会关心家庭成员的需要，为家庭成员提供支持，帮助家庭成员解决问题，与家庭成员进行积极的互动。家庭互动包含了家庭成员之间的相互支持、公开交流、解决问题和关心等行为指标，心理授权意味着员工对“工作意义”、“胜任感”、“工作自主”和“工作影响”的感知，这些都被Greenhaus等(2006)称作心理资源，因此心理授权在很大程度上会影响到员工的家庭互动。被授权的个体会具有更多的心理资源，因而会对家庭成员表示关心和体贴，所以心理授权有助于员工在家庭角色扮演中的绩效表现。另外，被授权的员工也会鼓励家庭成员表达他们自己的观点，从而在家庭中形成积极的互动。所以，员工在工作中获得的心理授权会因为资源的可转移性而增加家庭成员之间的互动，促进员工家庭生活质量的提高。基于以上分析，本文提出以下假设：

假设2：员工心理授权对家庭生活质量有正向的影响。

(三)心理授权在授权型领导和家庭生活质量之间的中介作用

根据工作—家庭增益理论，工作场所要素对家庭领域产生影响通过资源的转移而实现，即资源在其中起着中介作用。按照该观点，授权型领导行为不是直接影响员工的家庭生活质量，而是通过某种资源的中介作用产生。心理授权作为一种心理资源，是领导行为和员工行为之间很好的中介变量。例如，Zhang等(2010)的研究表明，心理授权在授权型领导和员工创新行为之间起中介作用。所以我们认为，授权型领导通过增加员工的心理授权，使员工获得更多的心理资源，让员工更加积极、乐观，进而使其在家庭领域与家庭成员有更多互动，从而实现对家庭生活质量改善。基于以上分析，本文提出以下假设：

假设3：心理授权在授权型领导和家庭生活质量之间起中介作用。

(四)员工性别对心理授权和家庭生活质量的调节作用

过去对性别差异的研究表明，男性和女性在工作—家庭方面存在很大的性别差异。男性会将更多时间和精力投入到工作中，当工作与家庭的角色发生冲突时，家庭责任会为工作任务做出让步；而女性在此情况下则相反，她们在工作中会为家庭责任做出妥协(Kalleberg和Brett， 2000)。同时，过去的研究表明，工作—家庭之间的互动对女性的影响会比对男性的影响要大得多。比如Kossek等(1998)的研究表明，工作—家庭的冲突对女性工作、生活满意度的影响比男性更强；同时，Pleck(1985)提出女性的工作与家庭之间的关系要比男性强，因为男性比女性更倾向于分割这些角色。受性别角色的社会化影响，男性和女性在整合和分割工作—家庭方面存在不同思维模式(Rothbard，2001)。Andrews和Bailyn(1993)发现，65%的男性在处理工作和家庭时采用的是分割思维模式，而67%的女性采用的是整合思维模式，即女性会整合工作和家庭两个角色，而男性则会将这两个角色区别看待。根据工作—家庭增益理论(Greenhaus等，2006)，女性比男性更有可能将在工作场所获得的资源转移到家庭场所。同时，Greenhaus等(2006)研究表明，家庭投入会对工作—家庭增益的过程进行调节：家庭投入越多，工作—家庭增益越强，反之则越弱。而根据Kalleberg等人(2000)的研究结果，女性在家庭投入上明显比男性多，女性会投入更多的时间和精力在家庭上，会更加积极地将工作场所的资源转移到家庭场所。由此可知，性别会对工作—家庭增益的过程，即心理授权与家庭生活质量之间的关系进行调节。由此，本文提出以下假设。

假设4：员工的性别对心理授权和家庭生活质量之间的关系具有调节作用。

三、研究设计

(一)研究样本和取样程序

本研究选择四川省成都市一家银行的员工和其配偶作为研究样本。这样选择是因为：银行业从业人员多，研究结果具有广泛的参考价值；行业管理水平高，授权型领导行为在企业中存在的可能性大；员工大多数来自双职工家庭，工作—家庭的平衡对其尤为重要。样本数据收集分三个阶段：第一阶段，对300名员工进行问卷调查，收集关于授权型领导行为和员工人口统计学的信息，收回有效问卷250份；第二阶段在两个星期后进行，从收回的250份问卷的被试者中收集员工之前两个星期内心理授权的信息，收回有效问卷200份；第三阶段，两个星期后再从上一次收回的200份问卷的被试者的配偶处，收集关于之前两个星期内家庭生活质量和员工配偶人口统计学的信息，最终收回193份有效配对问卷，总的问卷有效率为64.3%。在收回的193对有效问卷中，被试员工平均年龄为30.2岁；男性占44%；大学本科以上学历占82.9%；在本企业的平均工作年限为7.6年。被试员工配偶平均年龄为30.7岁；大学本科学历占82.9%；全职工作占86.5%。

(二)变量的测量

本研究对变量的测量分别采用了授权型领导问卷、心理授权问卷和家庭生活质量问卷。这三个问卷都采用国外学者开发的成熟量表。为确保量表翻译前后的含义表达一致，我们先将英文量表翻译成中文，再将中文量表翻译成英文，最后再与原英文量表对照并修改完善。问卷的计分采用Likerts等级评分法，1～7分分别代表被测者从“完全不符合”到“完全符合”的不同评价。

1.授权型领导：该量表采用的是Ahearne等(2005)开发的包含12个题项的问卷，其中包括增加工作的意义、培养参与决策、对高绩效表达信心和从官僚等级限制中提供自主性四个维度，由员工自评。示例问题如：“我的主管帮助我了解我的个人目标与公司目标的关系”。该量表在本研究中的信度系数为0.92(大于管理学研究中常用的0.70)，这表明该量表具有良好的信度。

2.心理授权：该量表采用的是Spreitzer(1995)开发的包含12个题项的量表，包括工作意义、自我效能、工作自主和工作影响四个维度，由员工自评。示例问题如：“我的工作对我十分重要”。该量表在本研究中的信度系数为0.90。

3.家庭生活质量：该问卷采用的是Summer等(2005)开发的城市家庭生活质量量表中的家庭互动部分，共6个题项，由员工配偶评价。示例问题如：“我的家庭成员喜欢聚在一起”。该量表在本研究中的信度系数为0.96。

4.员工性别：员工的性别采用的是员工自我报告的形式在问卷调查的第一阶段获得。

5.控制变量：本研究分别将员工的年龄、教育程度、在企业的工作年限作为控制变量，采用员工自我报告的形式在第一阶段的问卷调查中由员工填写。

(三)统计分析

本研究采用SPSS17.0和AMOS17.0软件分析数据。分析内容主要包括：通过信度分析、验证性因素分析检验调查问卷的信度和效度；进行描述统计和相关分析；采用层级回归分析考察授权型领导、心理授权与员工的家庭生活质量之间的关系，以及心理授权的中介作用和员工性别的调节作用。

四、数据分析与结果

(一)区分效度的验证性因子分析

为了检验关键变量“授权型领导”、“心理授权”和“家庭生活质量”之间的区分效度以及各个测量量表的相应测量参数，本文研究采用AMOS 17.0对关键变量进行验证性因子分析(confirmatory factor analyses)，在三因子模型、二因子模型、单因子模型和零模型之间进行对比。结果显示，三因子模型吻合得很好(χ2(394)=887.74,P<0.01;RMSEA=0.08; CFI=0.89)(详见表1)，表明测量具有较好的区分效度。虽然包含心理授权和家庭生活质量的二因子模型也具有较好的拟合度，但是根据我们提出的理论假设模型，本研究将根据三因子模型进行后续分析。

表1 验证性因素分析结果

注：N=193；a在零模型中，所有测量项目之间没有关系；b将授权型领导和心理授权合并为一个潜在因子；c将心理授权和家庭生活质量合并为一个潜在因子；d将所有项目归属于同一个潜在因子。

(二)描述性统计分析

本研究采用皮尔逊相关分析法(pearson correlation analysis)对所有的自变量中介变量、调节变量、因变量和控制变量进行了相关分析，检验结果如表2所示。从分析结果可知，授权型领导和员工心理授权的相关系数为0.35，且显著(P<0.01)，所以授权型领导和心理授权正相关；员工心理授权和家庭生活质量的相关系数为0.36，且显著(P<0.01)，所以心理授权和家庭生活质量正相关。结果与我们的研究假设在方向上一致，为假设验证提供了初步证据。

表2 各主要变量的均值、方差和相关关系

注：**P<0.01，*P<0.05。员工的性别为分类变量，其中 “1”表示女性，“2”表示男性；员工和员工配偶的教育程度：“1”表示初中及其以下，“2”表示高中，“3”表示中专，“4”表示本科，“5”表示硕士及以上；员工配偶是否全职工作为分类变量，其中“1”表示全职，“2”表示非全职。

(三)假设检验

1.授权型领导对员工心理授权影响的检验。根据理论分析，授权型领导倾向于通过帮助员工了解工作，让员工参与决策等行为增加员工的工作意义感和自我效能，因而授权型领导与员工心理授权正相关。为验证假设1，我们将员工的年龄、教育程度和在本企业工作年限作为控制变量，对中介变量心理授权进行回归；再以控制变量为基础，将授权型领导作为自变量加入，对中介变量心理授权进行回归分析，结果见表3(模型1、模型2)。从表3可以看出，在排除了控制变量后，授权型领导与心理授权呈正相关，回归系数为0.37(P<0.01)，而且授权型领导对员工心理授权的解释力度(ΔR2)为14.0%，具有显著效果。所以，假设1得到数据支持。数据分析结果表明，授权型领导通过对下属的“胜任力”表示信心，为下属提供指导和自主决策权，将使员工在工作中获得更多的心理授权。

2.心理授权对家庭生活质量影响的检验。为验证假设2，我们将员工的年龄、教育程度和工作年限作为控制变量，对因变量家庭生活质量进行回归；再以控制变量为基础，将员工的心理授权作为自变量加入，对因变量进行回归。从表3(模型4)可以看出，在排除了控制变量后，员工的心理授权与家庭生活质量呈正相关，回归系数为0.37(P<0.01)，而且心理授权对家庭生活质量的解释力度(ΔR2)为13.0%，具有显著效果。所以，假设2得到数据支持。研究结果支持了Grrenhaus等(2006)所提出的观点：工作场所中的资源可以转移到家庭领域并对家庭生活产生影响。同时，研究结果也表明，工作—家庭增益理论在中国银行业的背景下同样适用：心理授权，作为一种资源通过在工作场所和家庭领域之间转移从而对家庭生活(家庭生活质量)产生影响。这对未来关于我国工作—家庭的研究提供了借鉴，同时也为相关企业管理实践提供了指导。

表3 假设检验结果

注：**P<0.01，*P<0.05。

3.心理授权中介作用检验。为验证假设3，首先，将第一阶段收集到的员工年龄、教育程度和工作年限作为控制变量对因变量家庭生活质量进行回归分析；其次，以控制变量为基础，将授权型领导作为自变量加入对因变量进行回归分析；最后，以控制变量和自变量为基础，加入中介变量对因变量进行回归分析。结果如表3所示(模型3、模型7、模型8)。当心理授权作为中介变量加入时，自变量授权型领导对家庭生活质量的关系变得不显著(回归系数β值由0.15变为0.02)，所以心理授权对授权型领导与家庭生活质量之间起完全中介的作用。本文进一步运用Sobel Test Statistic的方法来检验中介效应的显著性。研究结果表明，心理授权在授权型领导影响家庭生活质量的过程中起完全中介作用(Z=3.56,P<0.01)。所以假设3得到了进一步的数据支持。授权型领导对员工家庭生活质量的影响机制得以验证，即授权型领导通过增加员工的心理授权从而提高了员工的家庭生活质量。在这个过程中心理授权起着中介和桥梁的作用。同时，这也为未来工作—家庭的相关研究提供了新视角(心理视角)。

4.员工性别对员工的心理授权和家庭生活质量的调节作用检验。本研究做如下数据处理：首先，将第一阶段收到的员工的年龄、教育程度和工作年限作为控制变量对因变量(家庭生活质量)做回归分析；其次，以控制变量为基础，将心理授权和员工性别作为自变量对因变量进行回归；最后，以控制变量、中介变量和调节变量为基础，加入中介变量(心理授权)和调节变量(员工性别)中心化后的交互项对因变量(家庭生活质量)做回归。分析结果显示(见表3中的模型6)，交互项与结果变量之间的回归系数不显著(P> 0.05)。这表明员工的性别在心理授权和家庭生活质量之间的调节关系(假设4)未获数据支持。

五、结果与分析

本研究可以证明：授权型领导会通过增加员工的工作影响力和工作意义感，提高员工的工作自主性和胜任感来增加员工的心理授权；同时，员工会将在授权型领导的工作环境中所获得的心理资源(心理授权)转移到家庭场所，增加与家庭成员的互动，从而提高家庭生活质量。在授权型领导对员工家庭生活质量影响过程中，心理授权起着中介作用。但是，员工的性别在心理授权和家庭生活质量之间发挥调节作用的假设没有得到数据证明。出现这种结果的原因可能是：(1)样本选取的原因。本次研究所选取的样本是银行业的员工，员工的平均年龄30.9岁，80%的员工为“80后”，并且81.9%的员工具有本科及其以上的学历。这些年轻且受过高等教育的员工，在关于工作和家庭问题上的思想认识上趋于一致，同时这些受过高等教育的女性一般都有自己的职业追求。(2)思想观念变化的原因。随着经济发展和社会进步，受到男女平等观念的冲击，传统的性别角色和社会期待被打破，越来越多的女性有更高的职业追求，同时男性也越来越被期待承担更多的家庭责任，夫妻在家庭中的投入也越来越均等。(3)研究方法缺陷的原因。由理论分析可知，工作—家庭分割偏好和家庭投入对工作—家庭增益的过程进行调节，而性别的差异会表现为工作—家庭分割偏好和家庭投入的差异，所以本研究用性别代替了这两个变量。但是，本研究没有直接测量工作—家庭分割偏好和家庭投入。某些男性也可能具有低程度的工作—家庭分割偏好和高程度的家庭投入，这就使得员工性别对这一过程的调节具有不确定性。所以，未来的研究可以直接将工作—家庭分割偏好或家庭投入作为调节变量纳入心理授权和家庭生活质量影响的研究。

虽然假设4没有得到数据验证，但本研究具有如下重要意义：

第一，本文所建立的理论模型将授权型领导、心理授权、员工性别和家庭生活质量有机地联系起来，验证了授权型领导对员工家庭生活质量的影响效果、影响机制和影响情景，很好地响应了Zhang和Bartol(2010)、Zhang等(2012)提出的未来对授权型领导的研究应该扩展到工作场所之外的建议，以及Summer等(2005)提出的未来应该结合更多的工作场所因素来研究家庭生活质量问题的建议。而研究结果也证实了，授权型领导行为可以显著地提高员工的家庭生活质量。因此，本研究不仅回应了相关学者的理论提议，也在一定程度上填补了关于授权型领导影响研究的一个理论空白。另外，本研究表明，工作—家庭增益这个来自西方的理论在我国企业的情景下同样适用，这为我们理解工作—家庭之间的相互作用提供了理论基础，为未来关于我国企业员工的工作—家庭问题的研究提供了借鉴。

第二，验证了心理授权的中介作用。工作—家庭的影响机制一直是学者们热衷的问题，它能够帮助我们更清楚地了解工作—家庭相互作用的中间过程(Greenhaus等，2006)。本研究通过引入心理授权这个中介变量，验证了授权型领导不是直接对家庭生活质量产生影响，而是通过心理授权的中介作用来实现的，从而打开了授权型领导对家庭影响机制的部分“黑箱”，为未来相关研究提供了重要的理论依据。根据工作—家庭增益理论，可转移性的资源(如知识、观点、心理资源、社会资本资源)是沟通工作和家庭领域的桥梁，而本研究表明心理授权是工作—家庭增益过程中的重要资源，有助于我们理解授权型领导影响心理授权的中间机制，为未来关于工作—家庭的相关研究提供了新的视角。

本研究的结果对组织也具有重要的实践意义。当越来越多的组织开始关心员工的家庭生活时，企业和管理者都应该看到授权型领导可以通过员工心理授权的中介作用来提高员工的家庭生活质量。从企业角度，可以通过制度安排来鼓励管理者采取授权型领导风格，将授权型领导行为作为考核管理者行为的指标，同时还可以为企业的管理者提供相应的培训来塑造授权型领导风格。从企业管理者自身角度，企业管理者可以通过加强授权型领导行为实践来提高员工的家庭生活质量。

本研究的局限性与未来的研究方向：首先，研究采用的是员工自我报告的方式来收集授权型领导和心理授权的信息，数据会存在同源方差的问题。其次，被试者对于授权型领导、心理授权和家庭生活质量的评价较为主观，这会影响研究结果的客观性。再次，研究所选取的样本是已婚员工及其配偶，这限制了研究结果的普遍性。未来的研究应包括和家庭成员生活在一起的单身员工以及其他家庭结构的被试者。另外，由于资源有限，本研究只收集到成都市某银行员工及其配偶的193份有效配对数据，整体样本容量较小，使得本研究实证结果的一般性意义受到很大局限。因此，后续研究可用更大的样本来验证授权型领导对家庭生活质量的影响。最后，本研究仅限于对银行业的调查，而银行业作为一种典型的现代服务业，其工作性质是以顾客为导向，这就使得工作本身赋予了员工更大的自主性和更多的决策机会(授权型领导的重要维度)。同时，由于银行从业人员个人素质和社会地位较高，他们知识、观点和社会资本资源等资源(工作—家庭增益过程中的关键要素)也相应较高。这也限制了研究结论的代表性。未来研究应当增强样本多样性，将传统制造业和传统服务业等各行各业的数据纳入研究范围，以使研究结论更具普遍性。

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