1 引言
数字技术驱动下的工作连通行为，使组织成员能够超越时空处理任务，这已成为一种普遍的工作方式，并成为近年来学术研究的焦点之一。工作连通行为是指“个体利用移动电子设备及相关应用软件在非工作时间参与工作或与同事保持联系的行为”(Richardson & Benbunan-Fich, 2011)。工作−家庭中心性作为一种稳定的内在价值判断(指向个体对工作与家庭角色的重要性排序)，直接影响着其工作连通行为的表现特征，并决定了个体在面对工作与家庭事务时的优先级选择(Carr et al., 2008)。与家庭中心取向相比，工作中心取向的员工做出工作连通行为的时长和频率均更高(张晓翔 等, 2013)，工作投入水平也较高(王晓庄 等, 2016)。研究还表明，工作连通行为可通过双重路径影响员工的工作投入：其一是通过提升工作自主性产生促进效应；其二则是因增加角色压力而带来抑制效应(赵玉田, 王玉业, 2022)。然而，现有研究多局限于个体层面的独立分析，没有充分考虑组织中主管与下属互动的影响。鉴于组织中主管与下属互动具有高频性和持续性特征，双方工作−家庭中心性的匹配如何影响下属的工作连通行为及工作投入水平，尚待深入探讨。基于此，本研究拟依据工作要求−资源模型(job demands-resources model, JD-R)，系统考察主管与下属工作−家庭中心性一致性对下属工作投入的影响机制及差异化表现。
根据JD-R理论，影响工作压力的因素包括工作资源与工作要求两类。工作资源不仅能缓冲工作要求的消极影响，还能促进工作投入水平的提高(Bakker et al., 2005)。对社会角色重要性的认知差异，直接决定着个体的资源分配策略。具体表现为，被赋予更高价值的角色(无论是工作还是家庭)，通常会获得更多的资源投入(Bakker et al., 2019)。实证研究进一步表明，工作中心性较高的个体会主动将更多资源(如注意力、时间和情感)配置于工作中(Carr et al., 2008)，工作投入水平更高(Bal & Kooij, 2011)。相反，家庭中心性较高的个体则更可能优先向家庭领域分配个人资源(Weer et al., 2010)，这可能会阻碍其工作投入程度。
本研究中，工作与家庭被视作一个连续体的两极：得分高代表工作导向，得分低代表家庭导向。主管与下属的工作−家庭中心性匹配状态分为一致(如双方都高或都低)与不一致(双方高低不同)两类。当主管与下属呈高−高匹配时，双方均重视工作。下属会向工作倾斜资源，主管也致力于提供工作支持，从而增加下属的工作资源。根据JD-R理论，这通常带来较高的工作投入。若为低−低匹配，则双方均更看重家庭，会将更多资源用于家庭，从而制约工作投入(Bakker et al., 2005)。同时，家庭导向的主管对下属工作需求支持不足，使其工作资源匮乏，进一步导致工作投入降低。故提出假设1：与主管与下属工作−家庭中心的“低−低”匹配相比，“高−高”匹配情况下，下属的工作投入水平更高。
基于JD-R理论，在高−低匹配情况下，下属视家庭为生活的中心，在工作上分配的资源较少，因此工作投入水平较低(Wan et al., 2022)。尽管以工作为中心的主管愿意为下属提供工作资源，但主管的支持只是外因，以家庭为中心的下属可能排斥主管提供的工作资源，因此工作投入水平较低。相反，在低−高匹配情况下，以工作为中心的下属工作自主性较高(Gillet et al., 2021)，而工作自主性是个体的一种重要的工作资源，有助于提升工作投入水平(Hakanen et al., 2008)。以家庭为中心的主管虽然不能为下属提供工作资源，但下属可以向组织中的其他成员寻求帮助，及时补充工作资源。从实质上来看，工作−家庭中心的不一致匹配意味着主管与下属对于工作和家庭孰轻孰重的价值观念是不一致的，而工作投入主要受自身价值观的驱动。据此提出假设2：和主管与下属工作−家庭中心的“高−低”匹配情况相比，“低−高”匹配情况下，下属的工作投入度更高。
从主管与下属互动视角来看，主管的工作−家庭中心性不同，对下属的工作连通行为和工作投入的影响也不同。根据JD-R理论，以工作为中心的下属具有较高的内在工作动机，更可能通过主动的工作连通行为向主管寻求更多的工作资源(Richardson & Benbunan-Fich, 2011)。主管给予的工作资源会直接增加下属的工作投入水平(Bakker & Demerouti, 2007)。此外，由工作中心型主管发起的工作连通行为，能够为下属工作资源的获取创造便利条件，进而提升其工作投入水平(Yang et al., 2023)。据此认为，在“高−高”匹配模式下，价值观契合的主管与下属均倾向于主动发起工作连通行为，这有助于下属持续获取工作资源，从而提升其工作投入。相比之下，在“低−低”匹配中，双方均以家庭为重心，不愿在非工作时间处理工作事务，因而连通行为较少，下属资源补充不足，工作投入也相应较低。由此可见，工作−家庭中心性的一致匹配强化了价值观的相似性，进而增大其对个体行为与态度的影响。因此，“高−高”匹配相较于“低−低”匹配，更能激发下属的工作连通行为，并带来更高的工作投入水平。
当主管与下属工作−家庭中心性不一致时，价值观的矛盾可能引发冲突，削弱相互支持。具体来看，“低−高”匹配下，主管支持不足，但以工作为中心的下属能够通过自主投入工作资源，并通过工作连通行为对外寻求资源来增进工作投入(李虎 等, 2025)。而“高−低”匹配下，下属本身工作连通意愿低，制约了工作投入；即便主管提供资源，也常因下属的价值观抗拒而被抵消，导致整体工作投入水平低下。
综上，提出假设3：工作连通行为在主管和下属的工作−家庭中心一致性与工作投入间起中介作用。
2 研究方法
2.1 被试
利用问卷网调研平台提供的样本服务功能，采用主管与下属配对法，同时向主管和下属双方在线发放问卷，施测时间为2021年11月。样本主要来源于广东、北京等省(直辖市)的私营企业，涵盖医疗、美容等多个行业。问卷调查采用主管与下属分别作答的形式，主管问卷用于测量其工作−家庭中心性，下属问卷则评估下属自身的工作−家庭中心性、工作连通行为与工作投入水平。每位主管平均匹配3名下属，通过分组编码实现数据关联，填写时仅需输入个人编码，且双方无法查看彼此作答内容。在剔除无效问卷后，共获得有效问卷516份，其中包含387对主管与下属配对样本，有效回收率为73.02%。主管样本(129人)中，男性占44.96%(58人)；本科学历占82.95%(107人)；26～45岁占91.47%(118人)；工作3年以上占90.70%(117人)；已婚占90.70%(117人)。下属样本(387人)中，男性占41.86%(162人)；本科学历占80.36%(311人)；26～45岁占77.00%(298人)；工作3年以上占82.95%(321人)；已婚占85.79%(332人)。
2.2 研究工具
工作−家庭中心性。采用Carr等人(2008)改编的工作−家庭中心度量表，包括5个项目，代表性题项如“我认为生活重心应该放在工作而非家庭上”。采用李克特5点式计分，得分越高表明工作比家庭越重要。本研究中主管与下属工作−家庭中心性量表的α系数分别为0.90和0.91。
工作投入。采用Schaufeli等人(2006)修订的UWES(Utrecht Work Engagement Scale)简化版量表，共包括9个项目，代表性题项如“我对工作充满了热情”。该量表采用李克特5点式计分，分数越高表明工作投入水平越高。本研究中量表的α系数为0.91。
控制变量。参照Matta等人(2015)的观点，将性别、年龄、学历和工作年限分别转化为性别相似性、年龄相似性、学历相似性和工作年限相似性(主管与下属得分差的绝对值)，并将其作为控制变量。
2.3 数据分析
多项式回归是线性回归的扩展，用于描述和建模一个或多个自变量与因变量之间的非线性关系。响应面分析在此基础上，进一步解决了“如何利用这种关系找到最优解”的问题。针对本研究数据的嵌套结构，采用跨层多项式回归与响应面分析方法，检验主管与下属在工作−家庭中心性上的一致性效应，并通过响应面图直观呈现结果。在开展多项式回归分析之前，首先将两个自变量的原始分数转换为标准化分数。随后，依据Shanock等人(2010)提出的差异判断标准，以两个自变量标准化分数相差超过半个标准差作为不一致的判定依据，并计算样本中不一致匹配所占的比例，即基本差异率。若该比例低于10%，则认为变量间差异过小，不再适宜进行多项式回归分析。表1 结果显示：在全部样本中，主管与下属工作−家庭中心性一致的占44.96%；在不一致样本中，主管得分高于下属的占23.77%，主管得分低于下属的占31.27%，总体不一致比例为55.04%，高于Shanock等人建议的10%阈值。因此，本研究数据满足多项式回归分析的前提条件，可进一步开展分析。
表1 主管和下属的工作−家庭中心性匹配情况 |
| n | 所占百分比(%) | 均值(主管) | 均值(下属) | |
| 主管>下属 | 92 | 23.77 | 0.54 | −0.72 |
| 一致 | 174 | 44.96 | 0.20 | 0.29 |
| 主管<下属 | 121 | 31.27 | −0.70 | 0.13 |
3 结果
3.1 共同方法偏差分析与验证性因素分析
为检验数据是否存在严重的同源方差问题，本研究采用Harman单因素检验法进行判定。分析结果显示，未旋转时第一个主成分的解释方差为38.27%，未超过40%的临界标准，表明共同方法偏差并未对研究结果造成严重影响(周浩, 龙立荣, 2004)。
进一步使用Amos软件对整体测量模型进行验证性因素分析。结果表明，包含四个潜变量(主管工作−家庭中心性、下属工作−家庭中心性、工作连通行为与工作投入)的四因子模型各项拟合指数均达到可接受水平。与各项竞争模型相比，该模型拟合优度最佳(见表2 )，说明四个研究变量具有良好的区分效度。
表2 验证性因素分析结果 |
| 编号 | 模型 | 因素 | χ2 | df | TLI | CFI | RMSEA | Δχ2 |
| 模型1 | 四因子 | S; E; WI; WC | 408.35 | 203 | 0.96 | 0.96 | 0.05 | |
| 模型2 | 三因子 | S+E; WC; WI | 942.16 | 206 | 0.86 | 0.87 | 0.10 | 533.81*** |
| 模型3 | 二因子 | S+E+WC; WI | 1008.74 | 208 | 0.84 | 0.86 | 0.10 | 600.39*** |
| 模型4 | 单因子 | S+E+WI+WC | 1009.77 | 209 | 0.85 | 0.86 | 0.10 | 601.41*** |
注：S=主管工作−家庭中心性，E=下属工作−家庭中心性，WC=工作连通行为，WI=工作投入；*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3.2 描述性统计
如表3 所示，下属工作−家庭中心性与其工作连通行为(r=0.51, p<0.01)和工作投入水平(r=0.69, p<0.01)均相关显著；主管工作−家庭中心性与下属的工作连通行为(r=0.44, p<0.01)和工作投入水平(r=0.61, p<0.01)也均相关显著。
表3 变量的平均数、标准差和相关系数 |
| 变量 | M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
| 1.性别相似性 | 0.49 | 0.50 | |||||||
| 2.年龄相似性 | 0.30 | 0.79 | −0.13** | ||||||
| 3.学历相似性 | 0.10 | 0.60 | −0.13* | −0.07 | |||||
| 4.工作年限相似性 | 0.27 | 1.00 | −0.15** | 0.28** | 0.01 | ||||
| 5.主管工作−家庭中心性 | 2.86 | 0.94 | −0.03 | −0.05 | −0.12** | 0.05 | |||
| 6.下属工作−家庭中心性 | 3.01 | 0.99 | −0.02 | −0.11** | −0.08 | −0.02 | 0.45** | ||
| 7.工作投入 | 3.26 | 0.87 | −0.01 | −0.06 | −0.10* | 0.02 | 0.61** | 0.69** | |
| 8.工作连通行为 | 3.16 | 0.84 | −0.03 | −0.09* | −0.06 | −0.02 | 0.44** | 0.51** | 0.52** |
注：下属n=387，主管n=129。 |
3.3 主管与下属工作−家庭中心一致性对工作投入的主效应分析
本研究采用如下多项式回归方程进行分析：工作投入=b0+b1S+b2E+b3S2+b4(S×E)+b5E2+e。
其中，b0为截距，S为主管工作−家庭中心性，E为下属工作−家庭中心性，b1至b5为对应项的回归系数，e为误差项。
分析步骤依次为：(1)模型1：纳入性别、年龄、学历与工作年限的相似性作为控制变量；(2)模型2：在模型1基础上，加入S与E的一次项，以检验两者匹配对工作投入的影响；(3)模型3：在模型2基础上，进一步加入S2、E2及S×E，以检验非线性与交互效应；(4)比较模型3相较于模型2的解释量(R2)是否显著增加，并对二次方程的斜率与曲率进行显著性检验。
从表4 可知，模型3调整后的R2变化显著，即对于工作投入的解释量显著高于模型2(ΔR2＝0.01, p<0.001)，说明主管与下属的工作−家庭中心一致与否对工作投入的影响是显著的(Carter & Mossholder, 2015)。三维响应面的拐点坐标为(1.22, 5.39)，第一主轴为Y=19.35−3.36X，第二主轴为Y=−0.38+0.30X。为了更加直观地展现数据结果，本研究采用Origin 2018绘制了三维响应面图形(图1 )。
表4 多项式回归结果 |
| 变量 | 下属工作投入(WI) | ||
| 模型1 | 模型2 | 模型3 | |
| 常数项 | 3.30*** | 3.27*** | 3.41*** |
| 性别相似性 | −0.00 | 0.00 | 0.02 |
| 年龄相似性 | −0.06 | 0.01 | 0.02 |
| 学历相似性 | −0.14* | −0.01 | −0.01 |
| 工作年限相似性 | 0.02 | 0.01 | 0.00 |
| 自变量 | |||
| 主管工作−家庭中心性(S)b1 | 0.41*** | 0.38*** | |
| 下属工作−家庭中心性(E)b2 | 0.50*** | 0.51*** | |
| 主管工作−家庭中心性的平方(S2)b3 | −0.09** | ||
| 主管工作−家庭中心性× 下属工作−家庭中心性(S×E)b4 | −0.03 | ||
| 下属工作−家庭中心性的平方(E2)b5 | −0.04** | ||
| ΔR2 | 0.00 | 0.16*** | 0.01*** |
| 响应面分析 | |||
| 拐点坐标 | (1.22, 5.39) | ||
| 第一主轴 | Y=19.35−3.36X | ||
| 第二主轴 | Y=−0.38+0.30X | ||
| 一致性线(S=E) | |||
| 斜率(b1+b2) | 0.89*** | ||
| 曲率(b3+b4+b5) | −0.16*** | ||
| 不一致性线(S=−E) | |||
| 斜率(b1−b2) | −0.13*** | ||
| 曲率(b3−b4+b5) | −0.10 | ||
| 侧移(b2−b1)/[2×(b3−b4+b5)] | −0.62 | ||
从表4 模型3的多项式回归分析的结果来看，沿不一致性线(S=−E)的截面显示：其斜率显著为负(b1−b2=−0.13, p<0.001)，曲率不显著(b3−b4+b5 =−0.10, p>0.05)。这表明，当主管与下属的工作−家庭中心性取向相反时，下属的工作投入会随着不一致程度的增大而线性降低。结合侧移量(−0.62)的分析，可以推断，在“低−高”匹配(即主管以家庭为中心、下属以工作为中心)情境下的员工工作投入水平，高于“高−低”匹配(即主管偏向工作、下属偏向家庭)情境。沿一致性线(S=E)的截面显示，斜率显著为正(b1+b2=0.89, p<0.001)，曲率显著为负(b3+b4+b5=−0.16, p<0.001)，这表明，当主管与下属的工作−家庭中心性取向一致时，下属的工作投入呈倒U型曲线变化。
为在统计上精确验证上述一致性线上的倒U型关系以及不一致性线上两种匹配类型的差异，本研究遵循Edwards和Rothbard(1999)的方法，进行了Z-hat检验。当主管与下属的工作−家庭中心性保持一致时，工作投入存在一个统计上显著的峰值(顶点值4.17显著高于低点值2.38)，从而严格验证了一致性线上的倒U型关系。同时，检验也直接证实了当主管与下属价值取向相反时，“下属重工作、主管重家庭”的配置(工作投入3.52)显著优于“主管重工作、下属重家庭”的配置(工作投入3.14)。以上结果可以从图1 中比较直观地看出，这些发现为假设2的成立提供了坚实的证据。
3.4 中介效应分析
参照Edwards和Cable(2009)的研究，本研究将主管与下属的工作−家庭中心性整合为一个组块变量，并以此为自变量，检验工作连通行为在其与工作投入之间的中介作用。表5 结果显示，工作连通行为对工作投入的预测作用显著(β=0.08, p<0.01)，而组块变量对工作投入的回归系数也保持显著(β=0.94, p<0.001)。同时，组块变量对工作投入的解释变异显著增加(∆R2=0.003)，表明假设3初步得到支持。
表5 工作连通行为的中介效应检验 |
| 工作连通行为 | 工作投入 | ||||
| 模型1 | 模型2 | 模型3 | 模型4 | ||
| 组块变量 | 0.75*** | 1.00*** | 0.94*** | ||
| 工作连通行为 | 0.72*** | 0.08** | |||
| R2 | 0.51*** | 0.85*** | 0.49*** | 0.86** | |
| ΔR2 | 0.00** | ||||
运用Bootstrap法对工作连通行为的中介作用进行稳健性检验。表6 结果显示，工作连通行为可显著正向预测下属的工作投入(β=0.08, p<0.01)。同时，主管与下属工作−家庭中心性构成的组块变量不仅对工作投入的直接效应显著(β=0.94, p<0.001)，对工作连通行为也具有显著正向影响(β=0.74, p<0.001)。此外，工作连通行为间接效应的Bootstrap 95%置信区间为[0.01, 0.11]，不包含0，表明其中介作用成立。假设3再次得到验证。
表6 组块变量对于工作投入的直接和间接效应检验 |
| 变量 | 工作连通行为 | 工作投入 | ||||
| β | SE | β | SE | |||
| 组块变量(一致/不一致的直接效应) | 0.74*** | 0.04 | 0.94*** | 0.03 | ||
| 工作连通行为(控制块变量后) | 0.08** | |||||
| 组块变量对于工作投入的间接效应 | 0.06*** | 0.02 | ||||
| 95%水平置信区间 | [0.01, 0.11] | |||||
4 讨论
4.1 主管与下属工作−家庭中心一致性对下属工作投入的影响
实证结果支持了研究假设(假设1与假设2)，即下属的工作投入由自身与主管的工作−家庭中心性共同塑造。具体来看，在主管与下属的中心性匹配模式中，高−高配对组合下的下属工作投入，显著高于低−低组合；同时，低−高配对下的下属工作投入，也优于高−低配对的情况。基于JD-R理论框架，在一致性匹配中，当工作导向的下属自身已具备良好的工作资源配置，若其主管亦秉持工作中心价值观，则能获得额外的资源支持，形成“锦上添花”之效，其工作投入也因此达到最高水平。而在低−低匹配下，下属自身资源投入意愿低，又缺乏主管支持，可谓“内外交困”，其工作投入自然处于最低水平。在不一致匹配中，下属自身的工作−家庭中心性起着主导作用：即便难以获得家庭导向主管的支持，工作导向的下属仍能通过其他渠道扩展资源，维持较高的工作投入；反之，家庭导向的下属即使面对工作导向主管的资源支持，也可能不愿接受此类“救济”，导致其工作资源相对匮乏，投入水平因而偏低。这一结论与佘卓霖等人(2020)的研究是一致的。
4.2 工作连通行为的中介作用
实证结果支持假设3，即主管与下属工作−家庭中心性的不同匹配模式会通过工作连通行为影响员工的工作投入产生差异化影响。依据JD-R理论，工作资源是工作投入的促进因素。与低−低一致性匹配相比，在高−高一致性匹配下，员工拥有强大的内在工作动机，对于主管价值观的认可，可能会加重工作中心性对于员工工作连通行为的驱动作用，得到更多的工作资源，故工作投入程度会更高；在低−高匹配下，员工有强大的工作动机，尽管不易得到主管在非工作时间内的支持，但可以主动与其他人发生工作连通行为，以寻求工作资源，故工作投入水平较高；在高−低匹配下，以家庭为中心的员工工作动机不足，可能会将主管在非工作时间内的工作要求视为干扰，难于主动发生工作连通行为，工作资源匮乏，工作投入水平较低。这一结论与主管与下属匹配理论是契合的(刘光辉 等, 2010)。
4.3 研究意义与局限
本研究采用配对取样设计，系统地考察了主管与下属工作−家庭中心性匹配类型通过员工工作连通行为影响工作投入的作用机制及差异。首先，基于二元互动视角，本研究发现，当员工与其主管在工作中心价值观上呈现高度一致时，能够显著提升员工的工作资源水平，进而促进其工作连通行为并提升工作投入水平。这一发现突破了以往研究仅从个体层面分析工作−家庭中心性影响工作行为的不足，拓展了JD-R理论在组织情境中的应用范围。其次，本研究发现，员工在非工作时间内的工作连通行为会显著影响其工作投入水平。这一发现为深入探究工作资源跨领域影响工作投入的作用机制提供了新的理论视角，对完善JD-R理论体系具有重要启示意义。
本研究的结果为组织如何有效提升员工工作投入水平提供了实践参考。基于上述结论，提出以下管理建议：首先，组织可将工作−家庭中心性作为人才选拔与团队匹配的一项重要参考维度，并通过针对性的培训项目，推动主管与下属在以工作为中心的价值导向上达成一致，从而增强内部价值观的协同性。其次，建议组织为主管与下属之间的工作连通创造更便利的条件。例如，可配备必要的无线通信设备与协同办公平台，保障沟通渠道的顺畅。同时，应进一步完善远程工作支持体系，使主管能够及时为员工提供工作所需资源，进而促进员工的工作投入。此外，需注意工作连通行为的强度与持续性。组织管理者应关注员工是否长期处于高强度的工作连通状态，避免因此加剧职业倦怠，反而对工作投入产生负面影响。合理的边界管理与资源支持同样重要。
本研究还存在一些局限：首先，虽然本研究发现工作连通行为可正向预测员工的工作投入，与Fujimoto等人(2016)及Ter等人(2016)的结论相符。但有研究显示持续高强度的工作连通行为会随时间推移降低工作投入(Ragsdale & Hoover, 2016)。这表明二者之间可能并非简单的线性关系，未来可进一步检验其可能的非线性作用机制。其次，本研究基于JD-R理论验证了工作连通行为的中介作用。未来研究还可从认知−情绪−行为视角，探索如情绪体验等中介路径。例如，主管与下属在价值观上的一致可能增强员工积极情绪，从而提升其工作投入；而价值观冲突则可能通过引发消极情绪进而抑制工作投入。此外，在研究方法上，尽管已采用主管与下属配对数据并通过共同方法偏差检验，未来仍可通过纵向追踪设计，在多个时间点收集数据，并结合客观绩效指标，进一步降低共同方法偏差，提升研究的外部效度。
5 结论
本研究基于JD-R理论，基于双元视角分析了主管与下属工作−家庭中心的一致性匹配对下属工作投入的影响机制。研究结果表明主管与下属之间的高−高匹配是员工作投入水平的最佳预测因子；在主管与下属不一致匹配情况下，员工自身的工作−家庭中心性比主管的工作−家庭中心性对员工的工作投入更有预测力。工作连通行为在主管与下属工作−家庭中心一致性对下属工作投入的影响中起中介作用。