溢出-交叉视角下工作狂对配偶孤独感的影响 *

黄 杰 朱 丹

(湖南第一师范学院教育科学学院，儿童心理发育与脑认知科学湖南省重点实验室，长沙 410205)

1 前言

随着中国经济的迅猛发展，职场竞争愈发激烈，员工很容易对工作产生一种不可抑制的冲动与渴望，他们强迫自己时刻保持高强度的工作状态，将大量时间和精力都投入工作，从而舍弃正常的娱乐休闲和家庭活动，研究者将这种不良工作状态称之为工作狂（workaholism）（Andreassen,2014）。受工作优先价值体系的影响，中国员工由于工作需要舍小家为大家的现象司空见惯，有时甚至作为一种美德受到家庭成员的认同和支持（郭昫澄, 马红宇, 姜海, 袁明, 2017）。但是，工作狂不仅可能对其自身社会功能和身心健康造成消极影响（李全, 佘卓霖, 杨百寅, 齐明正, 2018; 刘豆豆, 陈宇帅, 杨安, 叶茂林, 吴丽君, 2020; Molino,Bakker, & Ghislieri, 2016），还可能对其家庭成员产生一定的消极影响（胡俏, 何铨, 2018; 刘杰, 石伟,2008; Shimazu, Kubota, & Bakker, 2015）。研究结果表明，工作狂的配偶常常觉得自己被忽略，从而产生孤独寂寞的感觉；工作狂的子女抑郁程度也显著高于非工作狂的子女（刘杰, 石伟, 2008）。要避免不良工作行为对家庭生活的干扰，促进事业与家庭双丰收，这是现代双职工家庭亟待妥善解决的现实问题，对提高双职工家庭生活质量具有十分重要的意义。因此，工作狂对个体家庭生活的负面影响及其机制逐渐成为职业心理健康领域的热点话题（Clark, Michel, Zhdanova, Pui, & Baltes,2016）。

孤独感是当今社会一种非常普遍的现象，是指个体人际关系数量和质量不能满足其社交需要时产生的一种不愉快的主观情绪体验（Hays &DiMatteo, 1987）。研究者将孤独感分成两种亚型，即社会孤独感和情感孤独感，前者源于缺乏丰富的社会关系网络，而后者源于缺乏亲密的依恋关系（Givertz, Woszidlo, Segrin, & Jia, 2019）。配偶是个体重要的社会交往对象和依恋对象，但是工作狂将过量甚至全部的时间和精力都投入到工作中，这可能对夫妻交流的时间和深度造成一定的影响，导致配偶的情感需要和社交需要不能得到充分满足而产生孤独感（翁清雄, 臧颜伍, 2016;Ng, Sorensen, & Feldman, 2007）。以往研究结果证实，工作狂对夫妻亲密关系的形成与维系存在一定的负面影响（McMillan, O'Driscoll, & Burke,2003）。工作狂得分越高，婚姻凝聚力得分则较低，其配偶婚姻满意度也越低，夫妻之间的矛盾与冲突也越多（高中华, 赵晨, 2014; 翁清雄, 臧颜伍, 2016）。基于此，本研究假设在双职工家庭中，个体工作狂水平可能与其配偶的孤独感水平呈显著正相关。

在双职工家庭中，工作狂如何影响其配偶孤独感的中介机制尚不清楚。溢出-交叉模型（spillover-crossover model）为探讨上述问题提供了一个整合研究框架（马红宇, 谢菊兰, 唐汉瑛, 申传刚, 张晓翔, 2016; 严瑜, 王轶鸣 , 2016; Bakker &Demerouti, 2013）。溢出效应是指个体角色压力从工作领域渗入其家庭领域，从而影响其家庭功能，继而对其家庭成员的情绪、态度和行为造成影响。工作家庭冲突是指个体工作需要与家庭需要难以协调时产生的一种角色冲突（高中华, 赵晨,2014; Amstad, Meier, Fasel, Elfering, & Semmer,2011）。工作狂在工作中过度消耗其时间和精力，导致在家庭领域的投入减少，工作角色和家庭角色发生冲突，从而导致工作家庭冲突加剧（胡俏,何铨, 2018; Shimazu et al., 2015）。在双职工家庭，个体工作家庭冲突可能进一步对其配偶家庭生活满意度、婚姻质量等方面存在一系列的消极影响（李海, 姚蕾, 张勉, 朱金强, 2017）。Bakker 和Demerouti（2013）指出，工作家庭冲突使个体对配偶的社会支持行为减少，而社会贬抑行为增加，从而严重影响夫妻关系质量。Amstad等（2011）同样指出，员工工作家庭冲突越高，其婚姻质量和家庭关系越差，夫妻之间的冲突越多，亲密程度也随之降低。因此，工作家庭冲突可能使配偶产生被忽视和孤独寂寞的感觉。基于上述理论分析和研究结果，本研究假设工作家庭冲突是工作狂影响配偶孤独感的重要中介变量。

以往研究结果表明，情绪体验可以在双职工夫妻之间相互传递（Bakke, Shimazu, Demerouti,Shimada, & Kawakam, 2014）。譬如，快乐（Rodríguez-Muñoz, Sanz-Vergel, Demerout, & Bakker,2014）、关系满意度（Zhang, Foley, & Yang,2013）、幸福感（马红宇等, 2016）、日常压力（Westman, 2001）等在夫妻之间存在显著的相互交叉影响。Westman认为，家庭领域中的交叉效应可能涉及情绪感染和消极社会互动两种机制。就情绪感染机制而言，孤独感常常使个体表现出寂寞、孤立、无助、抑郁等不良情绪反应，其配偶可能会自动模仿并内化他们的面部表情、姿态和动作，从而也产生类似的孤独感体验（Hatfield,Cacioppo, & Rapson, 1993）。工作狂面对压力和挫折时容易采取情感发泄策略，从而加强了配偶的消极情绪体验（Shimazu, Demerouti, Bakker,Shimada, & Kawakami, 2011）。就消极社会互动机制而言，孤独感较强的个体容易对社会互动产生消极的认知，预期他人具有敌意和贬义，从而使个体在社交过程中表现出较少的社会支持行为，而侵略性或社会贬抑行为增加，这种消极社会互动可能强化其配偶不被理解、不被支持的感觉（Bakker & Demerouti, 2013）。基于此，本研究假设孤独感在双职工夫妻之间可能存在相互的交叉影响。

综上，本研究构建了工作狂对配偶孤独感影响的溢出-交叉模型，该模型假设工作狂通过工作家庭冲突影响配偶孤独感，同时假设孤独感在夫妻之间存在相互影响，如图1所示。

图1 工作狂影响配偶孤独感的溢出-交叉模型

2 方法

2.1 研究对象

采用公开招募的方式对湖南省242个双职工家庭进行调查。在年龄上，丈夫平均年龄38.02±7.78岁，妻子平均年龄34.64±6.53岁，配对样本t检验结果表明丈夫年龄显著高于妻子（t=13.20,p＜0.01），这符合中国“男大女小”的婚恋观。在学历上，丈夫专科及以下占26%，本科占53%，研究生及以上占21%；妻子专科及以下占27%，本科占56%，研究生及以上占17%；夫妻学历差异不显著（χ2=1.64,p＞0.05）。在职业上，丈夫企业员工占70%，公务员及事业单位占30%；妻子企业员工占74%，公务员及事业单位占26%；夫妻职业差异也不显著（χ2=0.65,p＞0.05），这也符合中国“门当户对”的婚恋观。

2.2 研究工具

工作狂量表。本研究采用Schaufeli编制的工作狂量表（张琳琳, 马世超, 梅松丽, 2011），该量表包括过度工作和强迫工作两个维度，每个维度包括5道题目，共计10道题目。采取5点李克特计分方式（1=完全不符合; 5=完全符合）。本研究中丈夫和妻子样本的Cronbach α系数分别为0.83与0.79。成对数据验证性因素分析需要将双方同一变量视为互依的两个维度（谢菊兰, 马红宇, 唐汉瑛, 姜海, 2017），采用此方法对夫妻工作狂进行验证性因素分析。结果表明，本研究中工作狂量表具有良好的结构效度（χ2=259.04,df=155,RMSEA=0.05, CFI=0.92, TLI=0.90, GFI=0.91,IFI=0.92）。

工作家庭冲突量表。本研究采用Carlson，Kacmar和Williams（2000）编制的工作家庭冲突量表，该量表包括时间、压力、行为三个方面的工作家庭冲突，每个维度3道题目，共计9道题目。采取5点李克特计分方式（1=完全不符合; 5=完全符合）。本研究中丈夫和妻子样本的Cronbach α系数分别为0.74与0.73。验证性因素分析结果表明，工作家庭冲突量表具有良好的结构效度（χ2=179.74,df=119, RMSEA=0.05, CFI=0.93, TLI=0.91,GFI=0.93, IFI=0.93）。

孤独感量表。本研究采用Hays和DiMatteo（1987）编制的孤独感量表，该量表包括8道题目，采取5点李克特计分方式（1=从不; 5=一直）。本研究中丈夫和妻子样本的Cronbach α系数分别为0.88与0.89。验证性因素分析结果表明，孤独感量表具有良好的结构效度（χ2=246.16,df=95,RMSEA=0.08, CFI=0.92, TLI=0.89, GFI=0.90,IFI=0.92）。

人口统计学变量包括年龄、学历、职业等内容。

2.3 研究程序和数据处理

在长沙市两个社区公开招募自愿参与的被试，要求夫妻双方均须有正式工作。其中一个社区采取纸笔作答，将问卷编号后装入信封发放给被试，要求自行按照指导语独立作答，回答完毕后将问卷装回信封。研究者共回收211对夫妻的有效问卷并赠予被试一份小礼物作为答谢；另一个社会采取在线调查，未赠予礼物，共回收31对夫妻的有效问卷。第二个社区除丈夫工作狂显著低于第一个社区外（t=2.34,p＜0.05），其他研究变量不存在显著差异。使用SPSS19.0和AMOS21.0对数据进行分析。

3 结果

3.1 共同方法偏差检验结果

采用Harman单因子法检验共同方法偏差（Podsakoff, MacKenzie, Lee, & Podsakoff, 2003），即对所有条目进行未旋转的主成分因素分析，如果得到多个因子且第一个因子解释的变异量未超过40%，则表明不存在严重的共同方法偏差。本研究中丈夫样本提取出6个特征根大于1的因子，第一个因子解释的变异量为21.22%；妻子样本提取出7个特征根大于1的因子，第一个因子解释的变异量为20.78%。因此，本研究不存在明显的共同方法偏差问题。

3.2 描述性统计分析结果

表1为各研究变量的平均数、标准差及相关系数矩阵。表1结果表明，研究变量两两之间呈显著正相关，相关方向符合预期，初步支持研究假设。配对样本t检验结果表明，丈夫工作狂和工作家庭冲突平均得分高于妻子平均得分（t=3.53,p＜0.05;t=1.91,p=0.058），而孤独感平均得分低于妻子平均得分（t=-6.25,p＜0.01）。

表1 各研究变量的平均数、标准差及相关系数矩阵

3.3 结构方程模型结果

根据前言所述构建假设模型M1，该模型假设丈夫工作狂通过其工作家庭冲突影响妻子孤独感，而妻子工作狂也通过其工作家庭冲突影响丈夫孤独感，且孤独感在夫妻之间存在相互的交叉影响。相关分析结果表明，丈夫年龄与妻子孤独感呈显著负相关（r=-0.13,p＜0.05），因此在所有模型中控制了这一因素的影响。成对数据同一指标的误差可能相关，因此在模型构建时将它们设置成相关。孤独感题目数量较多，直接使用原始题目建模容易产生较大的参数估计偏倚，因此按照吴艳和温忠麟（2011）的建议，采用平衡法将题目打包。首先对问卷进行因子分析，然后将题目按载荷大小由大到小、再由小到大依次归入3个小包。

表2结果表明，M1拟合良好（χ2=154.30,df=100, RMSEA=0.05, CFI=0.96, TLI=0.95, GFI=0.93,IFI=0.96），且所有路径系数均达到显著水平。在M1的基础上构建了一系列备择模型，根据卡方变化和简约性原则确定孰优孰劣。考虑到工作狂可能会直接影响配偶的孤独感（McMillan et al.,2003），M2在M1的基础上增加工作狂到其配偶孤独感的直接路径。结果表明，M2与M1相比卡方显著减少（Δχ2=7.27,=2,p＜0.05），但是新增路径系数中丈夫工作狂到妻子孤独感的非标准化路径系数不显著（β=0.01,SE=0.08,p＞0.05），而妻子工作狂到丈夫孤独感的非标准化路径系数达到显著（β=0.30,SE=0.15,p＜0.05）。M3删除 M2中不显著的路径，结果表明M3卡方增加不显著（Δχ2=0.01,=1,p＞0.05），且所有路径均达到显著水平，根据简约性原则接受M3。考虑到传统文化中“男主外、女主内”的性别角色差异（伍新春, 郭素然 , 刘畅, 陈玲 玲, 郭幽圻，2012），M4在M3的基础上检验工作狂的溢出-交叉效应是否跨性别一致，即将所有对应的路径限定为相等。结果表明，M4与M3相比卡方增加不显著（Δχ2=5.25,=3,p＞0.05），但是M4更加简约，且各条路径均达到显著水平。

综上所述，本研究将M4作为最终接受的模型。利用偏差矫正的非参数百分位Bootstrap法（重抽5000个样本）对其路径系数进行检验，结果表明工作狂正向影响工作家庭冲突（β=0.34,SE=0.08, BC 95%CI [0.15, 0.58]），工作家庭冲突继而正向影响配偶孤独感（β=0.40,SE=0.14, BC 95%CI [0.03, 0.77]），妻子工作狂对丈夫孤独感存在显著的直接影响（β=0.27,SE=0.13, BC 95%CI[0.04, 0.73]）。因此，丈夫工作家庭冲突完全中介丈夫工作狂对妻子孤独感的影响，而妻子工作家庭冲突则部分中介妻子工作狂对丈夫孤独感的影响。此外，孤独感在夫妻之间存在显著的交叉影响（β=0.58,SE=0.15, BC 95%CI [0.25, 0.96]）。

4 讨论

4.1 工作狂对双职工夫妻孤独感影响的溢出-交叉效应

本研究从溢出-交叉视角探讨了工作狂对双职工夫妻孤独感的影响及其作用途径。对242个双职工家庭的调查结果表明，个体工作狂水平越高，其配偶孤独感水平也越高。以往研究发现，工作狂配偶的抑郁、焦虑和其它精神障碍水平较高（Shimazu et al., 2011），而家庭关系、家庭生活满意度等水平较低（Bakker et al., 2014; Shimazu et al.,2015）。本研究则进一步发现，工作狂对配偶孤独感存在严重影响，提示个体过度沉迷工作可能对其配偶情感体验和身心健康造成广泛的负面影响（吕惠聪, 温忠麟, 邓家毓, 陈启山, 2015）。双职工家庭是目前中国主流的家庭模式，而且国内工作优先的价值体系鼓励员工将大量时间和精力都投入工作，甚至将努力工作看成是有家庭责任感的表现（李海等, 2017），因此工作狂对家庭成员的负面影响应引起国内组织管理者和研究者的注意。

结构方程模型结果表明，工作狂正向影响工作家庭冲突，继而正向影响配偶的孤独感，这与溢出-交叉模型（Bakker & Demerouti, 2013）和以往实证研究结果是一致的（Shimazu et al., 2015）。工作狂将大量甚至全部时间与精力都投入工作，这必然会侵占对家庭领域的时间和精力投入，从而与其理应承担的家庭角色和责任相冲突，对配偶的社会支持和陪伴交流减少（Hobfoll, Halbesleben,Neveu, & Westman, 2018）。正因为如此，Matuska（2010）甚至认为，工作狂就是工作家庭冲突的另一种表述。以往研究还发现，工作狂还可能将工作中的负面信息带入家庭生活，夫妻矛盾增加，导致配偶因不被理解或不被支持而产生孤独感（翁清雄, 臧颜伍, 2016; McMillan et al., 2003）。

表2 模型比较

以往研究大多认为，配偶之间的影响主要表现为男性对女性的单向影响（李海等, 2017）。本研究结果表明，丈夫工作狂对妻子孤独感的直接影响不显著，但是妻子工作狂对丈夫孤独感却存在显著的直接影响。这可能是因为，中国传统性别角色观对男性的工作角色期望高于女性，而对女性的家庭角色期望高于男性，即“男主外，女主内”（伍新春等，2012），但对双职工家庭而言，激烈的职场竞争使女性同样面临着较高的工作压力，这必然要求她们减少在家庭领域的投入，将原本用于家庭的时间和精力转移至工作，这与“女主内”的角色定位相冲突，从而导致丈夫更易产生孤独感；而“男主外”的角色定位要求男性承担更多的工作责任，因此丈夫将大部分时间和精力都投入工作，舍弃正常家庭活动，但这恰恰与社会赋予的角色定位相一致，因此可能并不会直接诱发其配偶产生孤独感。

本研究还发现，孤独感在双职工夫妻之间存在相互交叉影响，这与以往基于情绪感染和消极社会互动机制的研究结果是一致的（Westman,2001）。在家庭生活中，个体不仅可能将孤独感等消极情绪体验带入与配偶的日常社会互动，使对方也感染到相似的情绪体验（Hatfield et al.,1993），同时还可能表现出消极的行为模式，如故意忽略对方的情感需求，在人际交往中存在自我防范的心理倾向，预期他人具有敌意和贬义等，这些行为模式可能使配偶产生不被信任、不被理解等感受，从而妨碍亲密关系的建立。孤独感在双职工夫妻之间的相互交叉影响，意味着个体孤独感一方面促进配偶孤独感的产生与发展，而配偶孤独感反过来又进一步加深个体自身的孤独感，从而使孤独感在配偶之间不断地相互刺激，从而形成特定的消极家庭氛围。

4.2 实践意义

工作和家庭是个体生活不可或缺的两个重要组成部分。生态系统理论认为，个体所处的各个社会子系统并非相互独立，而是相互作用相互影响的。在职场竞争日趋激烈和双职工家庭日趋普遍的时代背景下，工作狂现象由此产生并逐渐加剧，如若不及时加以调整干预，势必对个体及其家庭都将造成严重的危害。工作对个体不仅仅意味着经济来源，更是幸福的来源；而家庭是身心休憩的港湾，也是幸福的归宿。这提示组织管理者在制定员工管理政策时，应充分考虑工作狂对家庭成员行为和情感的消极影响，有必要将工作与家庭领域适度隔离，避免其将工作领域的压力和情绪带回家庭，从而帮助维持健康的家庭氛围；在家庭生活中，员工也需要与配偶保持高质量的沟通，减少夫妻之间的消极互动，从而抑制孤独感的相互交叉影响。

4.3 不足与展望

本研究的局限性主要体现在以下几个方面。第一，本研究采用横断研究设计，难以确定变量之间的因果关系，同时难以明确其动态特征，未来研究可以采取纵向研究进一步探索工作狂对家庭成员的动态影响。第二，以往有研究认为，工作狂也可能给个体带来积极影响（翁清雄, 臧颜伍,2016），因此未来研究有必要探讨工作狂对工作家庭冲突的影响是否存在调节效应。第三，夫妻之间存在相同或类似的环境特征和个体特征，未来研究需要进一步考虑这些共同特征对工作狂与配偶孤独感的溢出-交叉效应的影响。第四，本研究样本量相对较小，未来研究需要抽取更大样本对研究结果予以验证。

5 结论

本研究从溢出-交叉视角探索了工作狂对双职工夫妻孤独感的影响及其作用途径。结果表明，丈夫工作家庭冲突完全中介丈夫工作狂对妻子孤独感的影响，妻子工作家庭冲突部分中介妻子工作狂对丈夫孤独感的影响，而孤独感在夫妻之间存在显著的相互交叉影响。