将功补过！基于身份维护视角的家庭−工作冲突作用机制

摘" 要" 家庭−工作冲突是组织管理领域的研究热点之一。本研究基于身份维护理论探讨了家庭−工作冲突对员工工作行为的积极效应。通过实验研究（研究1和2）和经验取样法研究（研究3）支持了理论假设：家庭−工作冲突导致员工感知工作表现失分， 从而促使他们提升工作努力程度并减少家庭投入。相对女性员工， 男性员工家庭−工作冲突通过感知工作表现失分对工作努力和家庭投入减少的正向间接效应较强。本研究的结论挑战了“家庭−工作冲突总是有害”的主流假设， 并为组织在应对员工家庭−工作冲突问题时提供了重要启示， 帮助其在实践中趋利避害。

关键词" 家庭−工作冲突， 身份维护理论， 感知工作表现失分， 工作努力， 家庭投入减少

分类号" B849; C93

1" 问题提出

在当今社会， 家庭和工作是大多数成年人日常生活中最为重要的两个领域。家庭−工作冲突（family-work conflict）反映了个体家庭与工作之间的关系， 指的是个体由于满足家庭需求而导致工作需求无法得到充分满足的状态（Greenhaus amp; Beutell， 1985）。随着人口老龄化和“三孩政策”的实施， 家庭压力逐渐增加。同时， 移动通信技术的普及也加深了家庭和工作之间的相互渗透， 员工工作中受到家庭干扰的情况逐渐变得普遍（Perrigino et al.， 2018）。因此， 家庭−工作冲突成为了学界关注的热点话题。

家庭−工作冲突如何影响员工在工作中的行为表现， 一直是研究者们关注的问题。现有研究主要从角色理论和资源理论视角探讨家庭−工作冲突与员工工作行为间的关系， 认为家庭−工作冲突代表了家庭与工作间的角色冲突和资源冲突， 会导致员工消极的工作行为（ten Brummelhuis amp; Bakker， 2012）， 包括增加员工的离职行为（Rubenstein et al.， 2020）、越轨行为（Botsford Morgan et al.， 2018）、人际伤害行为（Courtright et al.， 2016）等。虽然这些视角揭示了家庭−工作冲突对员工工作行为的负面影响， 但是近年来有学者指出将家庭−工作冲突简单地视为有害并不能全面描述其与员工工作行为之间的关系， 呼吁挑战“家庭−工作冲突总是有害”的主流观点（Wilson et al.， 2018）。同时， 一些研究也间接证明家庭−工作冲突可能导致员工表现出积极的工作行为。例如， Ladge和Little （2019）通过理论分析推出， 当职场父母觉得自己因照顾子女而没能满足工作方面的期望时， 会将精力集中在工作上， 努力展现出积极的工作形象; Dahm等（2019）通过访谈研究发现， 那些因生育暂时离开职场的职场精英， 会自愿安排时间处理工作， 努力保证工作不被耽误。可见， 即便遭遇家庭−工作冲突， 员工也可能展现出积极的工作行为进行应对。因此， 探索家庭−工作冲突对员工工作行为的积极影响， 不仅可能在理论层面扩展研究者们对家庭−工作冲突与员工工作行为间关系的认识， 挑战“家庭−工作冲突总是有害”这一主流假设， 也可能在实践层面帮助组织在面对员工家庭−工作冲突问题时趋利避害。

本研究将基于身份维护理论（identity maintenance theory）和家庭−工作冲突的相关研究， 探讨家庭−工作冲突对员工工作行为的积极影响。根据身份维护理论， 个体在面临不同身份之间冲突时， 会感觉被冲突的身份受到威胁。为了维护受威胁的身份， 个体会调整对这些身份的重视程度， 并重新分配资源（Greenbaum et al.， 2022; Kreiner et al.， 2006）。因此， 本研究认为家庭−工作冲突可能导致员工感觉自己工作表现不佳， 从而采取行动来维护工作身份。一方面， 员工可能会增加工作努力， 提升工作表现; 另一方面， 员工也可能减少家庭投入， 减轻家庭对工作的负面影响。

此外， 员工性别可能是家庭−工作冲突影响员工身份维护过程的重要边界条件。根据身份维护理论， 个体拥有多个身份， 当这些身份发生冲突时， 个体如何感知身份威胁和进行身份维护取决于这些身份的重要性比较。具体而言， 当被冲突的身份较重要时， 个体感知的身份威胁更强; 反之， 当被冲突的身份较不重要时， 个体感知的身份威胁更弱（Burke， 1991; Greenbaum et al.， 2022）。因此， 在家庭−工作冲突发生时， 员工对家庭身份和工作身份的重要性排序是决定员工身份维护过程的关键因素， 而员工的性别可以反映出他们对工作身份和家庭身份的重要性排序。进化心理学的研究表明， 男性和女性不同的神经系统和大脑结构使得男性更加关注工作领域， 而女性更加关注家庭领域（Buss amp; Shackelford， 1997; Fischer-Shofty et al.， 2013; Sjöberg et al.， 2006; 岳童 等， 2017; 罗笠铢 等， 2011）。同时， 社会心理学的研究指出， 个体通常遵守社会所规范的性别角色， 即“男主外， 女主内”的设定， 并最终将这种设定内化为自我概念的一部分（Eagly et al.， 1995; Leung， 2003）。综合上述观点， 本研究假设， 在面对家庭−工作冲突时， 与女性员工相比， 男性员工更容易感知工作表现失分， 并更加地努力工作和减少家庭投入， 从而维护工作身份（如图1所示）。

1.1" 身份维护理论与家庭−工作冲突

身份维护理论认为身份间的冲突产生于个体过度投入某一身份而牺牲另一身份， 这种冲突会导致个体感到被牺牲的身份表现不佳并产生身份威胁感。为了消除这种身份威胁感， 个体通常会采取调整对身份重视程度的方式进行应对， 包括增加对被牺牲身份的重视和投入， 减少对过度投入身份的重视和投入（Greenbaum et al.， 2022; Kreiner et al.， 2006）。在员工生活中， 家庭和工作是两个极为重要的领域， 由于个体资源有限， 过度投入其中一个领域将导致在另一个领域资源投入不足（Edwards amp; Rothbard， 2000）， 从而产生家庭与工作间的冲突（Greenhaus amp; Beutell， 1985）。根据身份维护理论和家庭−工作冲突的相关研究， 本研究认为家庭−工作冲突代表员工过度投入家庭身份而牺牲工作身份的情况， 这种情况不仅可能降低员工的任务绩效（Nohe et al.， 2014）， 还可能导致领导对家庭−工作冲突员工持负面绩效评价（Carlson et al.， 2008）。因此， 家庭−工作冲突会导致员工认为自己工作表现不佳， 这可能会促使员工调整对家庭和工作身份的重视程度和资源投入， 例如增加对工作身份的重视和投入， 在工作中更加努力， 或者减少对家庭身份的重视和投入， 在个人家务方面分配更少的资源。

1.2" 家庭−工作冲突与感知工作表现失分

根据身份维护理论， 家庭−工作冲突将导致员工感觉自身工作身份受到威胁， 这种身份威胁表现为员工感知的角色缺憾（perceived role shortcomings）或亏损（deficit， Greenbaum et al.， 2022; Ladge amp; Little， 2019）。本研究将这种工作身份威胁操作化定义为感知工作表现失分， 即员工认为自己失去了作为有价值组织成员的声誉的程度， 这一概念体现了员工对自身工作身份是否存在缺憾或亏损的信念（Ng amp; Yam， 2019）。结合身份维护理论和家庭−工作冲突的定义可知， 员工家庭−工作冲突水平越高， 表明员工在工作中因受到家庭影响而难以满足其工作身份相关需求的程度越深（Greenhaus amp; Beutell， 1985）， 这必然会影响员工对工作身份的自我认知（Wang， Lawler， et al.， 2010）， 导致员工持消极的工作相关自我概念（Li et al.， 2021; Wang， Lawler， et al.， 2010; 王振源 等， 2022）， 产生自己对组织贡献不足的感受（Amstad et al.， 2011）， 从而使员工感知自己的工作表现有所减分。综上， 本研究提出如下假设：

假设1：家庭−工作冲突对感知工作表现失分有正向影响。

1.3" 感知工作表现失分与员工的身份维护行为

根据身份维护理论， 当个体因身份冲突而产生身份威胁感时， 通常会采取改变对身份重视程度和资源投入的方式来维护身份（Greenbaum et al.， 2022; Kreiner et al.， 2006）， 以消除身份威胁感。基于该理论， 本研究认为当员工感知工作表现失分后， 为了提升工作表现以维护受到威胁的工作身份， 他们可能会改变对工作和家庭身份的重视程度， 增加工作身份的资源投入， 减少家庭身份的资源投入（Greenbaum et al.， 2022; Kreiner et al.， 2006; Ladge amp; Little， 2019）。具体而言， 员工感知工作表现失分将会增加其工作努力程度， 也即员工会增加在工作中投入资源（例如， 时间、精力等）的数量（Yeo amp; Neal， 2004）， 以维护工作身份。同时， 员工在感知工作表现失分时也会减少家庭投入， 也即考虑减少家庭时间（Aarntzen et al.， 2019）， 减少对家庭身份的资源投入， 从而避免对有限个人资源的挤占， 以保证有足够的资源投入到工作身份中。一些研究也间接支持上述观点， 例如， Amstad等（2011）发现员工家庭和工作领域之间的冲突不仅影响员工在各自领域的行为， 还会互相影响; Greenbaum等（2022）研究发现， 那些认为自己不是称职父母的员工， 不仅会增加对家庭身份的投入， 花更多时间陪伴子女， 也会减少工作身份的投入和产出。因此， 基于上述推论并结合假设1的内容， 本研究提出如下假设：

假设2：家庭−工作冲突通过感知工作表现失分间接正向影响工作努力。

假设3：家庭−工作冲突通过感知工作表现失分间接正向影响家庭投入减少。

1.4" 性别的调节作用

身份维护理论指出， 个体拥有多重身份， 每个身份对个体的重要性不同。在不同身份之间发生冲突时， 如果被冲突的身份更为重要， 个体的身份威胁感就会更强， 进而激发更强烈的身份维护动机; 反之， 其身份威胁感和维护动机则可能相对较弱（Burke， 1991; Greenbaum et al.， 2022）。因此， 在家庭与工作之间发生冲突时， 员工对家庭身份与工作身份的重要性排序成为决定身份维护过程的重要边界条件， 而员工的性别可以反映他们对工作和家庭身份的重要性排序。

男性和女性受进化过程和社会规范的影响， 逐渐形成了对工作领域和家庭领域不同的关注。在进化过程中， 男性主要承担高风险的觅食活动， 而女性更多专注于后代的抚育。这种差异导致男性和女性发展出不同的神经系统和大脑结构， 使得女性对家庭和婴儿等信息更加敏感， 而男性更关注社会环境信息（Buss amp; Shackelford， 1997; Sjöberg et al.， 2006; 罗笠铢 等， 2011）。同时， 相同激素对男性和女性可能产生截然相反的影响， 如催产素提高了男性竞争关系识别准确性， 促进了女性亲情关系识别（Fischer-Shofty et al.， 2013; 岳童 等， 2017）。社会规范也影响男性和女性对工作与家庭身份的重要性排序， 塑造了性别角色的内化（Eagly et al.， 1995; Leung， 2003）。在传统规范下， 男性被期望承担更多的工作养家责任， 女性则被期望承担更多的家庭关怀责任。因此， 研究表明， 女性员工更强调家庭和看护家人的道德义务， 而男性更注重工作和挣钱义务（Brandth amp; Kvande， 2017; Cinamon amp; Rich， 2002; Cooper， 2000）。综上， 本研究推测， 在面对家庭−工作冲突时， 更看重工作身份的男性员工相比更看重家庭身份的女性员工更容易感知工作表现失分。结合上述推论， 本研究提出如下假设：

假设4：性别调节家庭−工作冲突与感知工作表现失分间的关系， 相比女性员工， 男性员工家庭−工作冲突对感知工作表现失分的正向影响更强。

进一步地， 基于假设2、假设3和假设4的内容， 本研究提出如下有调节的中介假设：

假设5：性别调节家庭−工作冲突通过感知工作表现失分对工作努力的正向影响， 相比女性员工， 男性员工该间接效应更强。

假设6：性别调节家庭−工作冲突通过感知工作表现失分对家庭投入减少的正向影响， 相比女性员工， 男性员工该间接效应更强。

1.5" 研究概览

本研究采用多研究设计和多样本方法对理论模型进行检验。研究1和研究2以全职员工为实验对象， 通过回忆式实验和情境实验的方式对家庭−工作冲突与感知工作表现失分的因果关系进行检验， 以确保本研究的内部效度。研究3则以企业员工为调查样本， 通过问卷调查的方式检验整体理论模型， 以扩展本研究的外部效度。

2" 研究1：回忆式实验研究

2.1" 研究样本

研究1为预注册回忆式实验（PreregisterID：202401.00079）， 通过见数（Credamo）平台招募全职员工参与实验。回忆式实验要求被试直接回忆一次真实的家庭−工作冲突经历， 这种方法具有真实性强、便于被试想象等优点（陈坤瑜 等， 2021）。本研究根据效应量（Cohen’s d = 0.4）和期望功效值（Power = 0.8）， 利用Gpower 3.1.9.7计算得到计划样本量为200人。最终获得了200份有效问卷（有效回收率86.58%）。其中， 男性71人（35.50%）， 女性129人（64.50%）; 已婚145人（72.50%）; 有未成年子女的员工132人（66.00%）; 一般员工67人（33.50%）， 基层管理者47人（23.50%）， 中层管理者62人（31.00%）， 高层管理者24人（12.00%）; 平均年龄31.98岁（SD = 7.34）; 平均工龄8.53年（SD = 6.45）。

2.2" 实验设计与程序

研究1采用单因素组间实验设计（家庭−工作冲突 vs 无家庭−工作冲突）， 通过见数平台的随机块功能， 将参与者随机分配到家庭−工作冲突组（N = 100）与无家庭−工作冲突组（N = 100）， 实验组与控制组人口统计学特征无显著差异（p gt; 0.05）。实验开始后， 参与者需回忆最近两周的一段经历并具体描述这段经历的内容。在实验组（即家庭−工作冲突组）， 参与者被要求回忆一段经历， 在该经历中参与者的家庭需求干扰了工作， 导致参与者难以履行工作职责。在控制组（即无家庭−工作冲突组）， 参与者被要求回忆一段经历， 在该经历中参与者的家庭需求没有干扰工作， 参与者能够履行工作职责。上述实验材料根据工作−家庭冲突的回忆式实验研究材料（Cheng et al.， 2021）以及家庭−工作冲突测量量表（Netemeyer et al.， 1996）改编而成。

完成回忆任务后， 参与者需写下回忆场景内容， 并依次填写感知工作表现失分、操纵检验题目和人口统计学信息。

2.3" 测量工具

研究使用的量表均为以往研究使用过的成熟量表， 并使用“翻译−回译”的标准程序将英文量表翻译为中文（Brislin， 1980）。所有变量采用李克特5点量表（1 = “非常不同意”， 5 = “非常同意”）。

感知工作表现失分。改编自Ng和Yam （2019）编制的感知创造力表现积分量表， 共包含3题。本研究将原量表中加分相关的表述反向改编成减分描述， 用以描述员工感知家庭−工作冲突对其成为一名有价值组织成员的减分（Ng amp; Yam， 2019）。例如， “我在工作中的表现减分” 。参与者根据当下感受进行填答。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.89。

操纵检验。为了减少操纵检验对参与者填答因变量的潜在干扰（Hauser amp; Schwarz， 2015; 卫旭华 等， 2022）， 确保实验操纵的有效性， 本研究参考以往工作−家庭冲突实验研究以及其他相关实验研究的建议（Greenhaus amp; Powell， 2003; 卫旭华 等， 2022）， 将操纵检验题目置于感知工作表现失分量表之后。由于本研究操纵的持续效果较长， 所以将操纵检验放在因变量后是合理的（卫旭华 等， 2022）， 其他工作−家庭冲突实验研究也采用了与本研究相同的放置顺序（例如， Greenhaus amp; Powell， 2003）。家庭−工作冲突操纵检验题目改编自Zhang等（2019）研究中关于工作−家庭冲突的操纵检验题目， 改编后的题目为“在上述回忆的场景中， 我家里的事情干扰了我工作相关的活动”。参与者根据回忆场景中的感受进行填答。

2.4" 研究结果

2.4.1" 操纵检验

操纵检验结果显示， 实验组的家庭−工作冲突得分（M = 4.23， SD = 0.65）高于控制组的得分（M = 1.75， SD = 1.05）。由于莱文方差齐性检验显示， 家庭−工作冲突实验组与控制组的方差不齐， 因此， 本研究参考了已有研究（Tost et al.， 2013）， 采用了不假定等方差的t检验。结果显示， t（165.20） = 20.12， p lt; 0.001， Cohen’s d = 2.84。因此， 本研究对家庭−工作冲突的操纵是成功的。

2.4.2" 假设检验

描述统计和相关分析结果如表1所示。研究1利用软件SPSS 23对数据进行线性回归分析， 结果如表2所示。

假设1预测， 家庭−工作冲突对感知工作表现失分有正向影响。根据表2模型1可知， 家庭−工作冲突显著正向影响感知工作表现失分（b = 1.54， SE = 0.12， p lt; 0.001）， 假设1得到验证。

假设4预测， 性别调节家庭−工作冲突与感知工作表现失分间的关系， 相比女性员工， 男性员工家庭−工作冲突对感知工作表现失分的正向影响更强。由表2模型2可知， 家庭−工作冲突操纵与性别的交互项显著影响感知工作表现失分（b = 0.62， SE = 0.25， p = 0.012）。简单斜率分析结果显示， 当员工为男性时， 家庭−工作冲突操纵对感知工作表现失分的影响较大（b = 1.94， SE = 0.20， p lt; 0.001）， 当员工为女性时， 家庭−工作冲突操纵对感知工作表现失分的影响较小（b = 1.32， SE = 0.15， p lt; 0.001）， 且两种情况下斜率的差异显著（b = 0.62， SE = 0.25， p = 0.011）， 调节效应如图2所示。假设4得到验证。

3" 研究2：情境实验研究

3.1" 研究样本

研究2为情境实验， 参与者为华南地区某银行信用卡中心的职能部门员工。本研究基于效应量（Cohen’s d = 0.4）和期望功效值（Power = 0.8）， 利用Gpower 3.1.9.7计算出计划样本量为200人。研究2最终招募280人参与实验， 通过筛选描述内容与情境不符的样本， 最终获取232份有效问卷（有效回收率82.86%）， 其中， 男性89人（38.36%）， 女性143人（61.64%）; 已婚149人（64.22%）; 有未成年子女的员工117人（50.43%）; 一般员工151人（65.09%）， 基层管理者52人（22.41%）， 中层管理者25人（10.78%）， 高层管理者4人（1.72%）; 平均年龄32.53岁（SD = 4.65）; 平均工龄9.06年（SD = 7.21）。

3.2" 实验设计和程序

研究2采用单因素组间实验设计， 通过问卷星的“情景随机”功能将参与者随机分配到“高家庭−工作冲突”情境（N = 120）或“低家庭−工作冲突”情境（N = 112）。实验组与控制组人口统计学特征无显著差异（p gt; 0.05）。实验开始后， 参与者将阅读一段关于一名普通员工在工作场所中的情境材料（见下文）， 并尽可能想象他们在材料的场景中， 阅读完毕后参与者需回忆并描述所阅读的内容， 并依次填答感知工作表现失分、工作努力意向、家庭投入减少、操纵检验题目及人口统计学信息。为保证填答质量， 我们将描述内容与情境不符合的问卷进行删除。

家庭−工作冲突操纵。实验材料由研究者参考现有工作−家庭冲突情境材料（Greenhaus amp; Powell， 2003; Zhang et al.， 2019）进行编制。在实验组（即高家庭−工作冲突）， 参与者阅读的材料为“现在是上班时间， 你正在和同事们讨论一项非常重要又紧急的工作方案。然而， 这时候你收到家里的信息， 要你回家处理一件紧急的事情。因此， 你不得不退出和同事们讨论， 请假回家”。在控制组（即低家庭−工作冲突）， 参与者阅读的材料为“现在已经到下班时间了， 你和同事们正在聊一些日常工作。然而， 这时候你收到家里的信息， 要你回家处理一件紧急的事情。因此， 你不得不退出和同事们的聊天， 先下班回家”。

3.3" 测量工具

研究使用的量表均为以往研究使用过的成熟量表， 并使用“翻译−回译”的标准程序将英文量表翻译为中文（Brislin， 1980）。所有变量采用李克特5点量表（1 = “非常不同意”， 5 = “非常同意”）。

感知工作表现失分。与研究1相同， 改编自Ng和Yam （2019）编制的感知创造力表现积分量表， 参与者根据在上述情境中的感受填答。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.90。

工作努力意向。参考跨情境改编量表的相关研究（Dineen et al.， 2017; Schaubroeck et al.， 2021; 卢海陵 等， 2021）， 本研究改编Sun等（2013）编制的求职努力程度量表， 共包含3题。例如， “经历上述情境后， 接下来我将在工作上投入很多时间”。参与者根据在上述情境中的感受填答。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.94。

家庭投入减少。改编自Aarntzen等（2019）编制的工作投入减少量表， 共包含2题。例如， “经历上述情境后， 接下来我将思考如何减少花在个人家事的时间”。参与者根据在上述情境中的感受填答。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.63。

操纵检验。与研究1相同， 本研究将家庭−工作冲突操纵检验题目放置在因变量之后测量。家庭−工作冲突的操纵检验题目改编自Zhang等（2019）研究中关于工作−家庭冲突的操纵检验的题目， 改编后的题目为“在上述情境中， 我家里的事情干扰了我工作相关的活动”。参与者根据在上述情境中的感受填答。

3.4" 研究结果

3.4.1" 操纵检验

操纵检验结果显示， 实验组的家庭−工作冲突得分（M = 2.85， SD = 1.26）高于控制组的得分（M = 2.25， SD = 1.05）。与研究1类似， 本研究中家庭−工作冲突实验组与控制组的方差不齐， 因此采用不假定等方差的t检验结果。结果显示， t（227.48） = 3.96， p lt; 0.001， Cohen’s d = 0.52。因此， 本研究对家庭−工作冲突的操纵是成功的。

3.4.2" 假设检验

描述统计和相关分析结果如表3所示。研究2利用软件SPSS 23对数据进行线性回归分析， 结果如表4所示。

假设1预测， 家庭−工作冲突对感知工作表现失分有正向影响。根据表4模型1可知， 家庭−工作冲突操纵显著正向影响感知工作表现失分（b = 0.76， SE = 0.14， p lt; 0.001）， 假设1得到验证。

假设2预测， 家庭−工作冲突通过感知工作表现失分间接正向影响工作努力。为了检验中介效应的显著性， 本研究使用Process 4.1插件进行Bootstrap分析， 随机抽样10000次以估计中介效应值95%的偏差校正置信区间（confidence interval， CI）。结果显示， 家庭−工作冲突操纵通过感知工作表现失分影响工作努力意向的间接效应显著（indirect effect = 0.18， 95% CI [0.07， 0.32]）， 假设2得到验证。

假设3预测， 家庭−工作冲突通过感知工作表现失分间接正向影响家庭投入减少， 中介效应检验的结果显示， 家庭−工作冲突操纵通过感知工作表现失分影响家庭投入减少的间接效应显著（indirect effect = 0.19， 95% CI [0.08， 0.32]）， 假设3得到验证。

假设4预测， 性别调节家庭−工作冲突与感知工作表现失分间的关系， 相比女性员工， 男性员工家庭−工作冲突对感知工作表现失分的正向影响更强。由表4模型2可知， 家庭−工作冲突操纵与性别的交互项显著影响感知工作表现失分（b = 0.59， SE = 0.28， p = 0.039）。简单斜率分析结果显示， 当员工为男性时， 家庭−工作冲突操纵对感知工作表现失分的影响较大（b = 1.21， SE = 0.22， p lt; 0.001）; 当员工为女性时， 家庭−工作冲突操纵对感知工作表现失分的影响较小（b = 0.53， SE = 0.17， p = 0.002）， 且两种情况下斜率的差异显著（b = 0.59， SE = 0.28， p = 0.037）， 调节效应如图3所示。假设4得到验证。

假设5与假设6提出了第一阶段被调节的中介效应假设。根据Edwards和Lambert （2007）检验被调节的中介的方法， 采用Bootstrap法（随机抽样10000次）分别计算男性和女性员工样本中， 家庭−工作冲突操纵通过感知工作表现失分影响工作努力意向间接效应的95%偏差校正置信区间。结果显示， 当员工为男性时， 间接效应较大（indirect effect = 0.26， 95% CI [0.11， 0.47]）; 当员工为女性时， 间接效应较小（indirect effect = 0.12， 95% CI [0.04， 0.28]）， 并且两种情况下的差异显著（difference = 0.14， 95% CI [0.02， 0.32]）。假设5得到验证。同样地， 对假设6进行检验。结果显示， 当员工为男性时， 家庭−工作冲突操纵通过感知工作表现失分影响家庭投入减少的间接效应较大（indirect effect = 0.27， 95% CI [0.13， 0.48]）; 当员工为女性时， 间接效应较小（indirect effect = 0.13， 95% CI [0.04， 0.28]）， 并且两种情况下的差异显著（difference = 0.14， 95% CI [0.02， 0.32]）。假设6得到验证。

研究1与研究2的结果为家庭−工作冲突与感知工作表现失分的因果关系提供了证据。尽管研究1和研究2验证了本研究理论模型的内部效度， 但仍然需要通过工作场所的问卷调查对理论模型的外部效度进行扩展。因此， 研究3将开展全模型的问卷调查研究， 对理论模型再次进行检验。

4" 研究3：问卷调查研究

4.1" 研究样本和调查程序

本研究采用经验取样法进行问卷调查。采用不同研究设计、不同研究样本的全景式方法（full-cycle approach， Chatman amp; Flynn， 2005）对研究模型进行检验， 有助于增强研究结论的可靠性。此外， 家庭−工作冲突反映了个体因满足家庭需求而导致工作需求无法满足的状态， 员工每天体验不同情绪， 经历不同事件， 都可能引发其家庭−工作冲突水平的变化（Greenhaus amp; Beutell， 1985; Ilies et al.， 2007）。已有多项研究证明家庭−工作冲突存在波动性（Gabriel et al.， 2020; Greenbaum et al.， 2022; Ilies et al.， 2007; Judge et al.， 2006; Nohe et al.， 2014; Wang， Liu， et al.， 2010）。因此， 适合采用经验取样法考察家庭−工作冲突的动态变化及相应影响。

本次调查邀请了华南地区某银行信用卡中心负责电话催账的工作人员， 参考以往经验取样法的相关研究（刘德鹏 等， 2023）， 招募了102位工作人员参与调查。本次调查分两个阶段：在第一阶段， 参与者需要填写各自的性别、年龄等人口统计特征， 第一阶段结束后一周开始第二阶段调查。第二阶段， 参与者需要在连续两周的10个工作日内， 每天填写3次问卷。第一次问卷测量参与者当下的积极和消极情绪、昨晚的睡眠质量以及当下的家庭−工作冲突。有关家庭−工作冲突的经验取样研究发现， 家庭−工作冲突更可能在上午发生， 尤其是在工作日早上刚上班的时候（French amp; Allen， 2020; French et al.， 2022）。本研究调查对象的上班时间为8：00， 每天8：00至8：30间调查对象所在团队会开一个约10分钟的晨会。因此， 本研究在8：30发放第一次问卷（平均收回时间为8：51）。第二次问卷测量参与者当下的感知工作表现失分， 发放时间设定为每天中午12：00 （平均收回时间为12：24）。第三次问卷测量参与者下午的工作努力以及回家后的家庭投入减少， 发放时间设定为每天傍晚18：00 （平均收回时间为18：34）。参考以往经验取样研究中每日发放三次问卷的调研时间范围（例如， Calderwood et al.， 2021; Gerpott et al.， 2022; Sabey et al.， 2021）， 本研究将早上和中午问卷的开放时间设置为3个小时。傍晚问卷则参考王尧等（2019）以及庞旭宏等（2023）的做法， 将截止时间设定为午夜24：00， 填答者只能在规定时间范围内填答问卷。本研究采用电子问卷进行问卷的线上发放与回收。为保证填答的匿名性， 参与者填答时无需署名， 只需填写不记名的调查编号。为提高填答率， 每次问卷发放一小时后将对未填答的编号进行提醒。

第一阶段调查共回收102份问卷。第二阶段调查共计回收2877人次问卷（填答率94.02%）， 其中， 早上问卷的填答人次为967 （填答率94.80%）， 中午问卷的填答人次为958 （填答率93.92%）， 傍晚问卷的填答人次为952 （填答率93.33%）。如果参与者某天只填写了一或两次数据， 则该天数据将存在缺失值， 无法用于数据分析（Cho amp; Kim， 2022; Gabriel et al.， 2021; Lanaj et al.， 2021; Rosen et al.， 2016）， 需进行删除。共删除了216人次， 获得887份第二阶段每天完整问卷（填答率86.96%）。102名参与者中， 除1名参与者从未填写第二阶段问卷， 1名参与者仅完整填写第二阶段1天问卷外， 其余100名参与者均完整填写了第二阶段4天或以上的问卷。为进行滞后控制（lagged control）分析， 参考现有研究（Hill et al.， 2021; Liao et al.， 2018）， 将每天的数据与前一天数据进行匹配， 共获得来自100名参与者的786份匹配数据。本次调查的100名参与者中， 女性61人（61.00%）， 男性39人（39.00%）; 未婚52人（52.00%）， 已婚48人（48.00%）; 未育68人（68.00%）， 生育1孩24人（24.00%）， 生育2孩8人（8.00%）; 平均年龄30.17岁（SD = 3.96）; 平均司龄5.16年（SD = 3.39）; 大专学历35人（35.00%）， 本科学历65人（65.00%）。

4.2" 测量工具

研究使用的量表均为以往研究使用过的成熟量表， 并使用“翻译−回译”的标准程序将英文量表翻译为中文（Brislin， 1980）。无特殊说明， 变量采用李克特5点量表（1 = “非常不同意”， 5 = “非常同意”）。

家庭−工作冲突。采用Netemeyer等（1996）编制的家庭−工作冲突量表测量员工每日的家庭−工作冲突。该量表多次应用于家庭−工作冲突经验取样研究， 能够较好地捕捉个体家庭−工作冲突水平每天的变化（Gabriel et al.， 2020; Greenbaum et al.， 2022; Nohe et al.， 2014）。共5题， 例如“我家里的事情干扰了我工作相关的活动”。员工根据当下的实际感受填答。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.96。

感知工作表现失分。与研究1相同， 改编自Ng和Yam （2019）编制的感知创造力表现积分量表。员工根据当下的实际感受填答。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.97。

工作努力。与研究2工作努力意向量表类似， 改编自Sun等（2013）编制的努力程度量表， 共3题。员工根据当天下午实际工作情况填答。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.96。

家庭投入减少。与研究2相同， 改编Aarntzen等（2019）的工作投入减少量表， 测量员工考虑减少家庭投入时间的程度， 员工根据当下的实际感受填答。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.96。

控制变量。本研究将参与者的睡眠质量、积极情绪和消极情绪作为控制变量， 其中睡眠质量采用1道题测量（Buysse et al.， 1989）， 题目为“您昨晚的睡眠质量怎么样？”， 从1 = “非常差”到5 = “非常好”。积极情绪和消极情绪采用Mackinnon等（1999）开发的短版量表， 本研究中该量表的Cronbach’s α系数依次为0.83和0.96。为了更好地建立变量间的因果关系顺序， 考察研究变量相对前一天的变化， 参考先前研究的建议（Beal， 2015; Hill et al.， 2021）， 本研究控制了变量前一天的水平。最后， 为了控制研究变量在每周的周期性变化， 参考现有研究（Gabriel et al.， 2019）， 本研究控制了星期的第几天以及相应的正弦和余弦函数。

4.3" 分析策略

由于研究3所收集的数据为嵌套型数据结构， 因此本研究采用Mplus 8.3软件的多层线性模型对数据进行分析。研究变量分为两层：个体内与个体间， 个体内变量为积极情绪、消极情绪、睡眠质量、家庭−工作冲突、感知工作表现失分、工作努力和家庭投入减少， 个体间变量为性别。为了检验本研究数据能否使用多层线性模型， 本研究分析了各变量个体内和个体间方差比例（Hofmann et al.， 2000; Podsakoff et al.， 2019）。如表5所示， 与以往经验取样研究类似（Andel et al.， 2022; Hill et al.， 2021; Song et al.， 2018; Welsh et al.， 2022; 刘德鹏 等， 2023）， 本研究个体内方差占比在20%～50%， 适合使用多层线性模型进行数据分析。在进行假设检验前， 本研究根据Ohly等（2010）的建议， 将个体内变量进行组均值中心化（group-mean centered）， 个体间变量进行总均值中心化（grand-mean centered）。由于本研究假设员工性别对员工身份维护过程具有跨层调节作用， 这代表不同性别的员工间的身份维护过程存在差异， 因此， 本研究参考以往研究（Lin et al.， 2019; Yuan et al.， 2018; 董念念 等， 2023; 刘德鹏 等， 2023）， 将各路径均设定为随机效应。此外， 由于研究3中的数据为非独立数据， 因此， 在检验中介效应和被调节的中介效应时， 本研究采用RStudio软件中的蒙特卡罗模拟抽样法（Monte Carlo method）进行分析（Selig amp; Preacher， 2008）。

4.4" 研究结果

4.4.1" 描述统计和相关分析

表6为研究3中各变量的均值、标准差和变量间相关系数。

4.4.2" 验证性因素分析

为验证家庭−工作冲突、感知工作表现失分、工作努力、家庭投入减少四个变量间的区分效度， 本研究参考以往研究的做法（Calderwood et al.， 2021; Gabriel et al.， 2021; Liao et al.， 2021; Methot et al.， 2021; 董念念 等， 2023）， 使用Mplus 8.3对上述变量进行多水平验证性因素分析， 分析结果如表7。由表7可知， 假设的四因子模型拟合指数（χ2/df = 2.10， CFI = 0.98， TLI = 0.97， RMSEA = 0.04， SRMR = 0.01）优于其他三因子模型， 表明本研究变量间具有较好的区分效度。

4.4.3" 假设检验

采用Mplus 8.3软件的多层线性模型对数据进行分析， 多层线性回归结果如表8所示。

假设1预测， 家庭−工作冲突对感知工作表现失分有正向影响。由表8模型1可知， 在控制了员工积极情绪、消极情绪、睡眠质量及前一天的感知工作表现失分之后， 家庭−工作冲突对感知工作表现失分的正向影响显著（b = 0.17， SE = 0.05， p = 0.001）。假设1得到验证。

假设2预测， 家庭−工作冲突通过感知工作表现失分间接正向影响工作努力。蒙特卡罗模拟抽样结果显示， 家庭−工作冲突通过感知工作表现失分影响工作努力的间接效应显著（indirect effect = 0.02，"95% CI [0.001， 0.05]）。假设2得到验证。

假设3预测， 家庭−工作冲突通过感知工作表现失分间接正向影响家庭投入减少。蒙特卡罗模拟抽样结果显示， 家庭−工作冲突通过感知工作表现失分影响家庭投入减少的间接效应显著（indirect effect = 0.04， 95% CI [0.002， 0.08]）。假设3得到验证。

假设4预测， 性别调节家庭−工作冲突与感知工作表现失分间的关系， 相比女性员工， 男性员工家庭−工作冲突对感知工作表现失分的正向影响更强。根据表8模型2可知， “家庭−工作冲突×性别”交互项显著正向影响感知工作表现失分（b = 0.26， SE = 0.12， p = 0.034）。简单斜率分析结果显示， 当员工为男性时， 家庭−工作冲突对感知工作表现失分的影响显著（b = 0.36， SE = 0.10， p lt; 0.001）; 当员工为女性时， 家庭−工作冲突对感知工作表现失分的影响不显著（b = 0.10， SE = 0.07， p = 0.13）， 且两种情况下的差异显著（b = 0.26， SE = 0.12， p = 0.034）， 简单调节效应如图4所示， 假设4得到验证。

假设5预测， 性别调节家庭−工作冲突通过感知工作表现失分对工作努力的正向影响， 相比女性员工， 男性员工该间接效应更强。由蒙特卡罗模拟抽样结果可知， 当员工为男性时， 家庭−工作冲突通过感知工作表现失分影响工作努力的间接效应显著（indirect effect = 0.05， 95% CI [0.004， 0.11]）; 当员工为女性时， 家庭−工作冲突通过感知工作表"现失分影响工作努力的间接效应不显著（indirect effect = 0.01， 95% CI [−0.004， 0.04]）; 两种情况下， 间接效应的差异显著（difference = 0.04， 90% CI [0.002， 0.08]）。假设5得到验证。

假设6预测， 性别调节家庭−工作冲突通过感知工作表现失分对家庭投入减少的正向影响， 相比女性员工， 男性员工该间接效应更强。蒙特卡罗模拟结果表明， 当员工为男性时， 家庭−工作冲突通过感知工作表现失分影响家庭投入减少的间接效应显著（indirect effect = 0.07， 95% CI [0.007， 0.17]）; 当员工为女性时， 家庭−工作冲突通过感知工作表现失分影响家庭投入减少的间接效应不显著（indirect effect = 0.02， 95% CI [−0.006， 0.06]）; 两种情况下， 间接效应的差异显著（difference = 0.05， 90% CI [0.004， 0.12]）。假设6得到验证。

4.5" 补充分析

以上假设检验为包含控制变量的分析结果， 为了提升本研究结论的稳健性和可靠性， 参考Spector和Brannick （2011）的建议， 本研究补充了不含所有控制变量以及不含睡眠质量、积极情绪与消极情绪三个控制变量的数据分析 ， 数据分析结果再次验证了各研究假设， 进一步支撑了本研究的研究结论。

5" 讨论

本研究基于身份维护理论， 探讨了员工家庭−工作冲突对其工作和家庭的影响。研究结果显示， 员工家庭−工作冲突通过引发员工感知工作表现失分进而导致其增加工作努力和减少家庭投入， 性别在这一过程中起调节作用。相对女性员工群体， 家庭−工作冲突通过感知工作表现失分正向影响员工工作努力和家庭投入减少的间接效应在男性员工群体中更强。

5.1" 理论贡献

本研究对家庭−工作冲突等主题的研究有重要的理论意义。

首先， 本研究发现了家庭−工作冲突对员工工作行为的积极影响， 挑战了“家庭−工作冲突总是有害”的主流假设， 响应了Wilson等（2018）对于探讨家庭−工作冲突积极效应的呼吁， 为家庭−工作冲突与员工工作行为之间的关系提供了更全面、更均衡的解释。现有研究大多基于资源视角， 认为家庭−工作冲突会降低员工的工作资源投入水平， 进而引发消极的工作行为（Amstad et al.， 2011; Rubenstein et al.， 2020）。然而， 本研究基于身份维护视角发现， 家庭−工作冲突会导致员工感知工作表现失分， 从而激发他们投入更多资源， 更努力地工作。以上两种理论视角对于家庭−工作冲突情况下个体在工作领域资源分配的观点存在矛盾。这可能有以下两种解释：第一， 两种理论视角可能适用于不同时间维度的解释， 身份维护理论视角可能更适合用来解释短期维度下家庭−工作冲突个体的资源分配， 个体在面临家庭−工作冲突时， 直接反应可能是消除身份冲突所带来的威胁感， 因此在短期内可能通过增加工作资源投入的方式进行身份维护（Greenbaum et al.， 2022; Zhang et al.， 2019）。资源保存理论则可能更适合于长期维度下的解释， 从长期看， 面临家庭−工作冲突的个体很可能因为缺少资源而陷入资源损失螺旋， 最终导致工作资源投入水平的降低， 产生消极的工作结果（Hobfoll et al.， 2018）。第二， 两种理论视角可能是不同条件下的替代性关系。例如， 那些认为工作身份更重要的个体， 在面临家庭−工作冲突时， 更可能产生工作身份维护动机， 增加工作领域资源投入（身份维护理论视角） （Greenbaum et al.， 2022; Zhang et al.， 2019）; 而那些认为工作身份不太重要的个体， 在面临家庭−工作冲突时， 则不太可能产生工作身份维护动机， 因此可能放任工作领域的资源减少， 最终导致消极的工作结果（资源理论视角） （ten Brummelhuis amp; Bakker， 2012）。

其次， 本研究发现了性别是影响个体身份维护过程的重要边界条件。身份维护理论指出， 身份重要性是影响个体感知身份威胁和进行身份维护的关键边界条件（Burke， 1991; Greenbaum et al.， 2022）。性别反映了员工对工作身份与家庭身份重要性的不同看法， 影响员工对这两种身份重要性的排序（Cinamon amp; Rich， 2002; Courtright et al.， 2016; Ladge amp; Little， 2019; Powell amp; Greenhaus， 2010）。因此， 在家庭−工作冲突与感知工作表现失分的关系中， 性别是重要的边界变量， 但当前尚未有实证研究探索性别在此过程中的调节作用。本研究则验证了在家庭−工作冲突情境下， 男性员工更容易感知工作表现失分， 并采取行动进行工作身份维护。该结论既验证了身份维护理论的理论内容， 也丰富了身份维护理论相关边界条件的研究。

最后， 本研究基于身份维护理论， 发现了感知工作表现失分在员工家庭−工作冲突与行为结果间的中介作用。以往探讨员工家庭−工作冲突与行为结果间关系的研究主要从角色理论与资源理论出发， 选择工作压力、自我损耗等代表个体资源稀缺状态的概念作为中介变量（Courtright et al.， 2016; Netemeyer et al.， 2005）。本研究则首次引入身份维护理论， 发现家庭−工作冲突会导致员工感知工作表现失分， 进而促使员工通过增加工作努力， 减少家庭投入来维护工作身份。本研究丰富了员工家庭−工作冲突影响行为结果的中间解释机制。

5.2" 实践意义

本研究对管理实践的启示主要包含如下两个方面：第一， 本研究为企业应对员工家庭−工作冲突问题提供了新的思路。本研究发现家庭−工作冲突可能导致员工认识到自己的工作表现变差， 从而更加努力工作。该发现启发管理者， 在当前家庭−工作冲突问题愈发普遍和难以避免的背景下， 应当给遇到家庭−工作冲突问题的员工一定的宽容和自由度， 在员工绩效表现下降时及时提醒员工， 帮助员工认识其工作表现问题， 从而促使员工主动将更多精力投入工作， 尽可能弥补员工家庭−工作冲突问题带来的不利影响。

第二， 本研究发现性别是家庭−工作冲突引发员工身份维护过程的重要边界条件。与男性员工相比， 女性员工在面对家庭−工作冲突时更难展现出主动的工作身份维护行为。该发现提示管理者应该为女性员工提供更多的工作和家庭支持。例如， 管理者可以关注女性员工的家庭需求， 分享处理家庭−工作冲突的经验， 并为她们遇到的家庭问题提供有针对性的帮助。

5.3" 研究不足及展望

本研究存在以下几个方面的不足， 可以在未来研究中进一步完善。第一， 尽管本研究采用的多方法、多时间点数据收集方法一定程度上避免了可能存在的共同方法偏差， 同时调节效应的结果也证实本研究中共同方法偏差的影响并不严重（Podsakoff et al.， 2012）， 但未来研究仍可以考虑增加更多元化的数据来源， 以进一步减少共同方法偏差的影响。例如， 可以采用员工−上级−配偶的多源配对方式进行数据收集， 让员工评价自身的家庭−工作冲突和感知工作表现失分， 让员工的直接上级评价其工作努力程度， 让员工的配偶评定其家庭投入减少情况。此外， 研究1与研究2的实验设计未能达到随机对照试验（randomized controlled trial， RCT）的控制标准， 难以严格验证内部效度。未来研究可以开展更严谨的随机对照试验， 从而最大程度地避免选择偏倚和混杂因素对实验结果的影响。

第二， 研究2的操纵检验结果显示， 实验组的家庭−工作冲突均值较低（M = 2.85， SD = 1.26）。一个可能的解释是研究2实验组情境材料中描述的“非常重要又紧急的工作方案”和“回家处理一件紧急的事情”较为模糊， 导致部分员工难以理解情境， 从而使得家庭−工作冲突得分较低。因此， 为弥补这一缺陷， 我们进行了回忆式实验研究， 未来研究也可以根据实际现象开发更具体的家庭−工作冲突情境材料。

第三， 根据家庭−工作冲突的发生规律（French amp; Allen， 2020; French et al.， 2022）， 研究3选择了在早上刚上班时测量家庭−工作冲突。未来研究可以考虑在每天下班时测量当天的家庭−工作冲突， 并用其预测第二天的感知工作表现失分、工作努力和家庭投入减少。此外， 研究3下午问卷只测量了员工考虑减少家庭投入的情况， 未能测量员工实际的家庭投入减少情况。未来研究可以考虑增加一次晚间问卷， 测量实际的家庭投入减少情况。

第四， 本研究从身份维护理论视角探讨了家庭−工作冲突的积极影响， 未来研究可以从更多视角研究家庭−工作冲突的积极效应。例如， 基于反刍的目标进展理论（goal process theory of rumination， Martin amp; Tesser， 1996）， 个体感知目标进展受阻将产生目标导向的反刍思维， 并采取解决目标差异的行动策略（Martin et al.， 2003; Martin amp; Tesser， 1996）。当员工经历家庭−工作冲突时， 会认为其工作−家庭平衡目标受阻， 从而产生解决家庭−工作冲突的心理和行为反应。基于归因理论（Weiner， 1985）， 当个体将负面结果归因于内部、不稳定但可控的因素时， 可能会产生内疚情绪， 从而促进个体补偿修复对他人带来的伤害（郝娜， 崔丽莹， 2022）。员工经历家庭−工作冲突而感知工作表现失分， 当员工将自己工作表现不佳归因为自己当天时间安排不当， 可能会对工作和组织产生内疚感， 从而产生补偿组织的动机与行动。

最后， 本研究将性别作为家庭−工作冲突与感知工作表现失分关系的调节变量存在一定的局限性。在当前时代背景下， 越来越多的女性将更多的精力投入了工作岗位， 并且更加看重其工作身份， 性别对工作−家庭领域的影响逐渐减弱（Hwang amp; Hoque， 2023; Shockley et al.， 2017）。因此， 未来可以进一步探究性别与性别角色态度的双重调节作用， 或探究不同性别平等文化背景下性别调节作用的差异。除此之外， 未来研究可以探讨其他类型的边界条件。例如， 根据目的工作行为理论， 个体的人格特质会引发不同的目标努力动机， 并指导特定的思维、情绪和行为方式（Barrick et al.， 2013）， 其中责任心与成就动机有关， 高责任心的员工倾向努力履行工作任务以获得成就感（Barrick et al.， 2002）。因此， 他们可能更容易感知到家庭−工作冲突所导致的工作表现失分， 从而更有可能产生努力工作的动机和行为。除了个体特征， 工作场所特征也可能有所影响。例如， 高组织竞争氛围将导致工作的不确定性， 在高组织竞争氛围中的员工容易因绩效比较而产生未能实现绩效目标的压力（Fletcher et al.， 2008）， 因此， 他们更有可能因工作任务被家庭需求干扰而感知工作表现失分， 进而影响其工作和家庭行为。

参" 考" 文" 献

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Making up for merit！ A study of the identity work of family-work conflict

LU Hailing1，2， DONG Guoqing1， YANG Yang3， WANG Yongli4， TAN Ling5， LAI Shaodong4

（1 School of Economics and Management， Nanjing University of Science and Technology， Nanjing 210094， China）

（2 Institute for Digital Economy， Nanjing University of Science and Technology， Nanjing 210094， China）

（3 College of Business， Jiaxing University， Jiaxing 314001， China）

（4 School of Business， Sun Yat-sen University， Guangzhou 510275， China）

（5 School of Management， Guangdong University of Technology， Guangzhou 510520， China）

Abstract

Family and work are essential domains of most adults’ daily lives in the modern era. Family-work conflict is “a form of inter-role conflict in which role pressures from the work and family domains are mutually incompatible in some respects.” Although the negative consequences of family-work conflict have featured prominently in the literature， scholars have insinuated that it may yield positive work behaviors. However， there is little empirical evidence demonstrating the positive results of family-work conflicts and the mechanisms for such functional consequences. To address this theoretical gap， we drew upon the identity maintenance perspective and hypothesized that employees who experience family-work conflict perceive a loss of job performance and desire to maintain work identity， which， in turn， facilitates employees’ work effort and considers reducing family hours.

We conducted three studies to test our hypotheses. In Study 1， a recall experiment was conducted to test the causal effect between family-work conflict and perceived job-performance loss. We recruited 200 participants through Credamo platform. Family-work conflict was manipulated by asking participants to recall their experiences. The results support the causal relationship between family-work conflict and perceived job-performance loss. In Study 2， we confirmed the conclusion through a between-participant scenario experiment. We recruited 232 full-time employees from southern China. When the test was administered， the participants were randomly assigned to one of the two experimental conditions： a high family-work conflict （N = 120） and a low family-work conflict （N = 112）. Subsequently， the participants were required to read and describe the scenario and its content， respectively. They then completed the manipulation check of family-work conflict， reported their perceived job-performance loss and work-effort intention， and considered reducing family hours. In Study 3， we conducted a multi-wave field study with 786 dyadic data points from 100 employees. At Time 1， the employees were asked to report their demographic information. At Time 2， the employees completed three reports daily for 10 consecutive days. In the first report， the employees rated their affectivity， overnight sleep quality， and family-work conflict. The second and third reports focused on perceived job-performance loss， work effort， and reducing family hours.

Confirmatory factor analysis， regression analysis， bootstrapping， and Monte Carlo methods were used for data analysis. The results showed that family-work conflict was positively associated with perceived job-performance loss. Employees’ perceived job-performance loss increases their work efforts and reduces family hours. Gender also moderated the positive effects between family-work conflict and perceived job-performance loss; this relationship was stronger for male employees. Furthermore， family-work conflict has a conditional， positive indirect effect on work effort and considers reduced family hours through perceived job-performance loss， such that the indirect effects are stronger for male employees than for female employees.

This study extends the theory and research on family-work conflict in three ways. First， we complement and extend the family-work conflict research by revealing the positive effects of family-work conflict on employee work behaviors. The existing literature generally emphasizes that family-work conflict is detrimental to work. This study challenged conventional wisdom and provided a more balanced and dialectical understanding of the relationship between family-work conflict and work behavior. Second， we enrich the empirical research on the conditional effect of identity maintenance by providing evidence that gender is a significant factor influencing the process of identity maintenance. Third， we draw upon identity maintenance theory to explore the mechanism of family-work conflict to stimulate employees’ identity maintenance process. We further revealed a new explanatory mechanism of the relationship between employees’ family-work conflict and behavioral outcomes.

Keywords" family-work conflict， identity maintenance theory， perceived job performance loss， work effort， reducing family hours