下属与公仆型领导互动能更好地履行家庭责任吗？——基于互动仪式理论视角

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(1.武汉大学 经济与管理学院，湖北 武汉 430072; 2.武汉大学 社会学系，湖北 武汉 430072)

1 引言

随着女性劳动参与率的上升以及中国“二胎”政策的开放，青年一代面临着越来越大的压力[1]。他们不仅需要努力工作追求事业上的成功，还需要兼顾家庭以履行自身的家庭责任，实现工作家庭平衡。尤其在中国背景下，由于受传统儒家文化的影响，员工具有很强的家庭导向性，重视家人及家庭生活[2]。每个员工的家庭责任感对其具有重要的意义。因此，如何帮助员工更好地履行家庭责任以提升他们的家庭生活质量，越来越多地受到研究者与实践者的关注[3]。

公仆型领导是一种以关注他人的利益为主要特征的领导方式。在影响员工家庭生活的各种因素中，其扮演了不可忽视的角色。公仆型领导除了对下属的职业发展与成功展现出真诚的关怀，还会重视下属在组织之外的需求、发展与幸福[4,5]，因此，公仆型领导逐渐被应用于工作家庭领域的研究，如关注公仆型领导对员工工作家庭冲突和工作家庭积极溢出[6]以及配偶的家庭满意度与家庭生活质量的作用[7]，但有关公仆型领导对员工自身家庭责任感的影响机制的研究还鲜见。同时，以往研究多数是从资源保存理论[6]和工作家庭增益理论[6～8]出发探究公仆型领导对工作场所之外结果变量的影响，探讨了以组织认同、情绪耗竭、个人学习和基于组织自尊为中介变量的作用机制[6～8]，然而，这些中介变量大多是资源类变量。从积极心理学视角来看，组织期望员工是积极、热情和充满能量的[9]，并且，为了更好地实现工作和家庭的需求，员工也需要有充足的能量去处理工作以外家庭中的一切事物以履行自身的家庭责任。在工作场所中，公仆型领导以下属的需求为导向，会通过与他人各种形式的互动来传达工作任务和交流情感等[10]。因此，本研究将关系能量——一种来源于他人的能量，是通过人际互动产生的有助于提升个体工作能力的心理智谋(psychological resourcefulness)[11]作为中介，以检验关系能量在公仆型领导对员工家庭责任感施加影响过程中的作用机制。根据互动仪式理论[12]的观点，公仆型领导在工作场所中与下属之间的互动，能使双方逐渐建立起共同的关注点并且肢体形态相互影响或情感之间相互感染，从而唤起与激活员工，提升他们的关系能量；具有较高关系能量水平的个体具备更多的精力用来投入到家庭角色中，关心和照顾家人，积极参与家庭活动，和家庭成员互帮互助,以实现家庭责任感。此外，根据Liao等[13]的研究发现, 个体因素是影响家庭结果的边界条件，员工的工作家庭分割偏好被证明能够调节领导-成员关系交换对家庭绩效的作用。本研究以员工个体的工作家庭增益作为调节变量，既能更好地连接工作与家庭领域，也可以更深入地探究在员工工作家庭增益的不同水平下，关系能量影响员工家庭责任感以及关系能量发挥中介作用的差异。

综上所述，本研究将探究公仆型领导对员工家庭责任感的作用，进一步丰富在家庭生活领域关于公仆型领导的研究；以互动仪式理论作为整体框架，通过检验关系能量在公仆型领导与员工家庭责任感之间的中介作用，以揭示一条新的从工作领域促进家庭生活的路径；将工作家庭增益作为调节变量加入理论模型，探讨工作家庭增益作为边界条件对关系能量影响家庭责任感这一过程的调节作用以及整个过程的被调节的中介作用。

2 理论基础与研究假设

2.1 公仆型领导与家庭责任感

公仆型领导强调领导者具有一种与生俱来的想要为他人服务和服务第一的感受[14]。公仆型领导包含“公仆”与“领导者”两层含义，其服务与领导的功能是同时存在的，作为公仆，他天生地想要服务他人，满足他人的需求并且促进他人的利益[15]。作为公仆型的领导者，他是服务于下属的，展现出一种无私的承诺来帮助员工实现自身的最大化成长与发展[16]。李贵卿等[3]研究表明，工作中的经历可以对员工个体的家庭责任感产生促进作用。个体在工作中的体验、感知以及获得的各种资源等有助于其家庭生活质量的提升，使其能够更好地履行家庭角色所包含的义务。公仆型领导在工作场所中公开、公平、真诚地与他人互动以及行为举止符合道德规范，体会下属的情感并愿意听取他们的意见，可以被视为一种积极的社会互动[10]。根据互动仪式理论，下属依靠与公仆型领导的这种积极的互动会激起其活力、精力和热情等感受。从积极心理学的视角来看，当这种被唤起的状态从工作领域转移到家庭领域之后，个体能够将家庭中枯燥单一的任务变得令人兴奋与愉悦，更愿意参与到家庭事务中，从而尽到自身应尽的责任。由此，提出以下假设：

H1公仆型领导对员工的家庭责任感具有正向影响。

2.2 关系能量的中介作用

据Spreitzer等[17]关于能量以及能量与组织的关系研究，能量有六个研究流派，其中第六个流派将研究视角从个体层面转移到了社会互动层面，已有实证研究开始初步地探索社会的、人际的以及关系形式的能量。基于能量研究的第六流派，Owens等[11]从接受者的角度出发探讨了能量在人际互动中的作用并提出了关系能量的概念，即关系能量是一种通过与他人的互动而获得的心理智谋。这种心理智谋反映了通过一系列的人际交往而产生的动机、精力、热情和活力。关系能量并不意味着一种不同类型的能量，“关系”是用来捕捉能量存在或被激活的水平。

公仆型领导能够通过与下属积极的互动激发他们的关系能量。首先，公仆型领导强调与员工建立起良好的人际关系[18]。公仆型领导在工作中愿意花精力，通过互动与下属之间形成可信赖的关系。根据互动仪式理论，下属在与公仆型领导的互动过程中会越发意识到领导的行为和感受，并增进对他/她的认识，提升情感强度，以此产生激活的感受。Quinn[19]在其关于对工作中有活力的员工的研究发现，员工与他人之间互动的质量越高，其所感受到的能量就越多。因此，体验与他人积极的互动有助于让他们感到激情与精力充沛。由于员工与公仆型领导在工作中会进行持续的、不断的互动，可以导致积极的唤起和能量。

此外，Quinn和Dutton[20]认为，人际关系与能量之间的关系就是“语言行为与能量之间的相互影响作用”，人与人之间在工作中的交谈可以提升个体的能量，进而产生其他的作用。相互之间的交谈被个体诠释为能够满足自身对自主、胜任及关系需求的重要因素之一，因此，可以使他们在工作中变得更加精力充沛。公仆型领导是以下属为导向的领导方式，具有谦和与真诚的特质，会在工作中以平等的方式对待下属[16]，因而会与下属进行对等的互动以及开放式的交流。通过与公仆型领导的这种交流，员工能够体验被激活的状态，在工作中变得充满活力。由此，提出以下假设：

H2公仆型领导对员工的关系能量有正向影响。

关系能量对个体的态度和行为有积极的作用，可以促进其在家庭中责任感的实现。关系能量是一种积极的情感唤起状态，是通过与领导的互动产生的一种能量。根据拓展—建构理论[21]，个体积极的情感体验可以扩展思维——活动序列，使个体获得更多的认知与行为。当员工感到充满活力时，即处于一种激活的状态中，他们能够更好地感知与理解家庭生活，从更积极的视角来思考家庭生活，在面对困难和挑战时变得更有韧性和更具希望。并且，高关系能量的员工能够有更广阔的视野，使他们不仅仅局限在工作领域，也更多地关注工作之外的地方，比如家庭领域。因此，他们可以投入更多的能量来关心和陪伴家庭成员、照顾老人与孩子，以及承担日常家务等，以提升家庭责任感。

另一方面，由关系能量所引发的高水平的思维——活动序列能够加深个体的社会人际关系，并促进各种丰富资源的获取。被激活的能量可以帮助员工建构相应的包括身体、智力、社会和心理在内的各种资源[22]。这些在工作场所中积累的资源可以被用于家庭领域以帮助员工应对压力与抓住机遇。由于这些资源是具有持久性的，它们可以保障员工在未来的日子里更好地参与到家庭中，努力扮演好在家庭中的角色，比如，为家庭成员提供支持，进行坦诚的交流分享，共同面对生活中的困难和解决问题，以促进自身的责任感。由此，提出以下假设：

H3员工的关系能量对家庭责任感有正向影响。

如前所述，公仆型领导以下属为导向，在工作中会与他们进行积极的互动，与他们建立起良好的人际关系，平等地沟通交流，营造和谐互助的氛围，提升他们的关系能量。当员工具有高水平的关系能量时，能够拓宽自己的视野和认知等，更多地关注工作之外的家庭领域，并积累资源以帮助个体履行自身的家庭责任。因此，关系能量可以作为中介，将公仆型领导产生的积极的影响传递到员工的家庭责任感。由此，提出以下假设：

H4员工的关系能量在公仆型领导与家庭责任感之间起中介作用。

2.3 工作家庭增益的调节作用

根据上世纪70年代工作家庭相互促进相关理论观点，Greenhaus和Powell[23]首先提出了工作家庭增益的概念，并将其定义为个体在某一领域中的经历可以提升他/她在另一领域中的生活质量。作为积极的工作家庭连接变量，工作家庭增益的高低可以影响个体在处理工作家庭相关事务时的感知与行为。具有高水平工作家庭增益的个体能成功地处理工作与家庭领域的需求，其工作与家庭之间有良好的连接，因此，个体在工作领域中积极的体验容易溢出到家庭领域，并促进个体家庭角色的扮演[24]。当他们在工作中通过与领导的互动而变得充满活力而拥有关系能量时，工作家庭增益高的个体会更加关注工作与家庭之间的积极互动，更能意识到且更想要将这种被激活的状态带回到家庭中，以一种良好的状态照顾孩子、孝顺老人和完成各种家务，努力营造出和谐有爱的家庭氛围，从而强化关系能量对家庭责任感的影响。相反，低水平工作家庭增益的员工其工作与家庭之间的连接并没有那么紧密，工作对家庭生活质量的作用不明显。对于这种员工而言，当他们与领导互动被唤起时难以意识到这种能量是可以溢出到家庭角色中的，并且不愿意将工作中的体验带到家庭领域中，从而弱化了关系能量与家庭责任感之间的正向关系。由此，提出以下假设：

H5员工的工作家庭增益正向调节关系能量与家庭责任感之间的关系，即当员工具有较高的工作家庭增益体验时，关系能量与家庭责任感之间的正向关系更强，反之则更弱。

基于以上假设，本研究进一步提出一个被调节的中介模型，即工作家庭增益调节公仆型领导通过关系能量对员工家庭责任感的间接作用。由于工作家庭增益能够加强关系能量对员工家庭责任感的影响，而员工关系能量的获得需要通过在工作场所中与公仆型领导良好的互动。鉴于此，当员工的工作家庭增益水平较高时，公仆型领导所激发的关系能量更有可能溢出到家庭领域，提升员工的家庭责任感；而对于工作家庭增益水平较低的员工而言，公仆型领导通过关系能量对员工家庭责任感的作用更弱。由此，提出以下假设：

H6工作家庭增益正向调节关系能量在公仆型领导与家庭责任感之间的中介效应。即与低水平工作家庭增益的个体相比，当员工的工作家庭增益水平较高时，关系能量的中介作用更强。

本研究的理论模型见图1。

图1 理论模型

3 研究方法

3.1 研究样本与调查过程

本研究以湖北省武汉市5家公司(涉及医药、传媒、电子行业)随机抽取的部分员工为对象，并采用问卷调查的方法。调查数据收集在每家公司人力资源主管的协助下于两个时间点以现场发放问卷的方式进行。在第一个时间点(2016年11月)的调查数据收集中，参与的员工报告了有关公仆型领导、关系能量和工作家庭增益的题项，以及提供一些基本的人口统计信息；在第二个时间点(2016年12月)的调查数据收集中，问卷发放给第一次已经参与调研的员工，他们将自愿报告有关家庭责任感的题项。为了确保调查的匿名性和数据的保密性，两个时间点调查所用的每一份问卷均事先装在一个信封里，信封内附有小卡片说明此次问卷调查的目的以及纯学术性，并提示员工完成问卷后将其放回信封内密封，调研人员进行现场回收。

调研共发放调查问卷550份，最终回收有效问卷417份(有效问卷回收率为87.61%)。在417名员工中，男性占54.9%；本科及以上学历占83%；已婚占68.1%；多数已有子女(58.3%)；平均年龄为32.44岁。

3.2 测量工具

本研究的各测量条目均采用Likert 5点记分，1=“完全不同意”，5=“完全同意”。

公仆型领导。采用Ehrhart[18]开发的量表，包含14个题项。如“我的领导把部门员工的个人发展放在重要的位置”。其一致性信度系数为0.945。

关系能量。采用Owens等[11]开发的量表，包含5个题项。由于互动的对象为领导，因此将每个题项中描述的互动对象从“这个人”替换为“我的领导”。如“当我和我的领导互动时，我会感到精力充沛”。其一致性信度系数为0.903。

工作家庭增益。采用Kacmar等[24]开发的量表，包含3个题项。如“工作使我有种自我满足感，这使得我在家庭中表现更好”。其一致性信度系数为0.865。

家庭责任感。采用李贵卿等[3]开发的工作—生活多角色责任感量表，包含17个题项。本研究选取了其中有关家庭责任感的4个题项，如“我充满感恩的思想，使家庭成员和睦相处，团结互助”。其一致性信度系数为0.803。

控制变量。已有文献证明了一些人口统计特征变量会影响个体从工作到非工作的溢出过程的体验[25]。因此，本研究将员工的性别，年龄，教育程度，婚姻状况与有无子女作为控制变量。

4 研究结果

4.1 共同方法偏差检验

虽然本研究的数据是在两个时间点收集的，但因都是由员工进行自我报告，所以仍可能存在共同方法偏差的问题，并影响变量之间的关系。因此，本研究采用控制非可测潜在因子影响法[26]，通过验证性因子分析(CFA)对可能存在的共同方法偏差进行检验。将共同方法偏差的效应作为一个潜变量纳入原始的模型，允许所有研究变量的条目在这个方法潜变量上负载，并将其命名为“CMV”，四因子模型与“CMV”形成了一个五因子模型(χ2=252.959,df=127,χ2/df=1.992,CFI=0.977,GFI=0.942,IFI=0.977,RMR=0.030,RMSEA=0.049)。相较于四因子模型，其拟合度有显著的提升(Δχ2=141.982,Δdf=19,p<0.05)。接着，我们计算了“CMV”的平均方差萃取值(AVE)为0.30，小于规定的0.50，因此，CMV不能被视为模型中的一个潜变量[27]。上述结果表明，该研究不存在严重的共同方法偏差问题。

4.2 描述性统计分析

根据描述性统计分析的结果，本研究中各变量(除控制变量)的均值介于3.94～4.25之间，标准差介于0.54～0.68之间。公仆型领导与下属的家庭责任感显著正相关(r=0.264,p<0.001)，公仆型领导与关系能量显著正相关(r=0.657,p<0.001)；下属的关系能量与他们自身的家庭责任感也显著正相关(r=0.258,p<0.001)，为本研究所提出的假设提供了初步的证据。

4.3 假设检验

4.3.1 主效应检验

因本研究的所有数据都是员工报告的，因此采用分层回归的方法。首先，将控制变量性别、年龄、教育程度、婚姻状况和有无子女加入回归方程；其次，加入自变量公仆型领导。由表1中的模型5可知，公仆型领导对家庭责任感有显著的正向影响(β=0.244,p<0.001)。由此，假设1得到支持。

4.3.2 中介效应检验

在表1中，由模型2可知，公仆型领导对员工的关系能量有显著的正向影响(β=0.687,p<0.001)；由模型4可知，关系能量对员工的家庭责任感有显著的正向影响(β=0.229,p<0.001)；将公仆型领导与关系能量同时引入回归方程以后，关系能量仍显著影响员工的家庭责任感(模型6，β=0.133,p<0.05)，而公仆型领导对员工家庭责任感的影响系数由先前的0.244(p<0.001)降到0.153(p<0.01)。基于此，关系能量在公仆型领导与员工家庭责任感之间起到了部分中介的作用。由此，假设2，假设3，假设4得到支持。为了使研究结果更科学，更准确，本研究采用Process插件对关系能量的中介作用进行了进一步的检验。5000次的随机抽样以后，分析结果表明关系能量的间接效用为0.089(SE=0.042, 95%CI[0.003, 0.168])，置信区间不包含0。由此，假设4得到进一步的支持。

4.3.3 调节效应检验

由表1可知，关系能量与员工家庭责任感显著正相关(模型4，β=0.229,p<0.001)。在模型7中，将工作家庭增益加入回归方程以后，关系能量对员工家庭责任感有显著正向影响(β=0.123,p<0.01)。由模型8可知，进一步加入关系能量与工作家庭增益的交互项以后，交互项显著影响员工家庭责任感(β=0.139,p<0.001)。由此，假设5得到支持。根据Aiken等[28]的建议，本研究绘制了关系能量与工作家庭增益的交互作用示意图(见图2)。

表1 层级回归结果

注：n=417;*，**，***分别表示p<0.05,p<0.01,p<0.001。

图2 工作家庭增益对关系能量与员工家庭责任感关系的调节作用

4.3.4 被调节的中介效应检验

为了检验工作家庭增益对公仆型领导通过关系能量对家庭责任感的间接作用，本研究采用Process宏程序，设置重复抽样5000次，结果如表2所示。当员工具有高水平的工作家庭增益时，公仆型领导通过关系能量对员工家庭责任感的间接效应为0.122(SE=0.041,95%CI[0.037, 0.204])；而当员工的工作家庭增益水平较低时，公仆型领导的间接效应为-0.012(SE=0.057,95%CI[-0.130,0.095])。被调节的中介效应判断指标Index为0.098(SE=0.035,95%CI[0.041, 0.182])，不包含0。因此，关系能量在公仆型领导与员工家庭责任感之间的中介作用受到工作家庭增益的调节。由此，假设6得到支持。

表2 有调节的中介效应分析

5 结论与讨论

本研究基于互动仪式理论，探究了公仆型领导对员工自身家庭责任感的影响以及关系能量的中介作用和工作家庭增益的调节作用。研究发现：公仆型领导正向影响员工的家庭责任感；关系能量在公仆型领导与员工的家庭责任感之间起中介作用；工作家庭增益正向调节关系能量与员工家庭责任感之间的关系，员工自身的工作家庭增益水平越高，关系能量对家庭责任感的影响越强，反之越弱；工作家庭增益还可以调节公仆型领导通过关系能量影响员工家庭责任感的间接作用。

5.1 理论意义

本研究具有以下三个方面的理论贡献：

第一，丰富了公仆型领导对下属在工作场所之外的影响作用的研究。本文将视角从关注公仆型领导在工作领域的作用转移到了关注其在家庭领域的作用，探究公仆型领导对员工家庭责任感的影响。家庭责任感作为家庭生活质量的重要保障是每个人都需要承担的。由于公仆型领导会关心下属的发展与幸福，包括在工作场所之内以及之外的，因此，将公仆型领导的影响延伸到家庭领域是合理的。本研究也响应了Zhu等[29]提出的探究积极形式的领导力对员工积极结果影响的号召。

第二，从互动仪式理论视角揭示了公仆型领导对员工家庭责任感的作用机制。根据互动仪式理论，关系能量可以作为一种重要的中介机制将公仆型领导的作用传递到家庭责任感。虽然已有研究探究了资源类变量在公仆型领导与员工工作家庭结果之间起中介作用，然而，与能量相关的作用机制在很大程度上被忽略了。本研究引进互动仪式理论作为整体的框架，从一个新的视角解释了公仆型领导对员工家庭结果的中介机制，即公仆型领导可以通过与下属之间积极的互动触发他们的关系能量，进而提升其家庭责任感。

第三，探究了工作家庭增益的调节作用。本研究揭示了关系能量影响家庭责任感的边界条件，并从工作家庭的视角验证了公仆型领导在间接影响下属相关结果过程中的调节效应。由于已有研究多是将工作家庭增益作为模型中的中介变量或结果变量，而本文探究了工作家庭增益作为调节变量时的作用，因此，进一步丰富了工作家庭增益的相关研究。

5.2 实践意义

本研究对组织的日常管理实践具有一定的启示:组织应该重视管理者的公仆型领导特质与能力。在企业培训项目中可以加入公仆型领导方面的内容来帮助领导者掌握相关的技能，激发其潜能。对于现任管理者而言，他们应该被鼓励尽可能多地在工作中展示公仆型领导的行为，包括关怀下属，提供资源促进他们的成长与发展等。此外，在工作中营造一种服务导向的文化氛围来推进公仆型领导的实施，并且通过各种方式广泛宣传服务精神也是很重要的。

并且，组织应该重视员工的关系能量，关注他们在工作中的状态而不只是工作绩效。领导者应该努力与下属之间建立良好的人际关系，增进彼此之间面对面的沟通交流，通过积极的互动使他们在工作中具有充沛的精力。同时，由于员工的关系能量也可以通过与同事之间的互动从同事那里获取，由此，组织可以通过素质拓展等活动增强整个团队的凝聚力，帮助员工与员工之间建立和谐的，互帮互助的工作伙伴关系。

最后，当管理者在实施管理策略时，需要考虑个体因素的不同可能产生的影响。根据我们的研究结果，对于具有高工作家庭增益感知的员工，公仆型导向的领导者通过关系能量提升下属的家庭责任感的作用更强。然而，对于工作家庭增益水平感知较低的员工，建议管理者可以采取其他的方式来最大化下属的家庭责任感，比如，实施家庭支持型主管行为，关心下属的工作家庭需求，通过工作设计促进下属工作家庭之间的整合。

5.3 局限与展望

本研究也存在一定的局限性：(1)虽然基于两个时点的数据验证了模型，本研究结果的共同方法偏差仍然是一个问题。除了结果变量家庭责任感，其余的变量都是在同一个时点由员工自己报告的。鉴于此，我们期望未来的研究可以采用纵向的研究设计或实验来推演变量之间的因果关系，并且让被调查者的配偶或家庭成员报告结果变量，使得研究结果更具客观性与严谨性。(2)在中国情景下进行的调研，对研究结果的普适性存在一定的限制，未来研究可以更多地关注该研究结论的普适性，在其他文化背景下对该模型进行检验。(3)只检验了工作家庭增益的调节作用，还存在其他的调节变量有待进一步挖掘。今后的研究可以关注工作场所特征,文化特征等作为边界条件在公仆型领导，关系能量影响结果变量的过程中所起的作用。