The moderating effects of self-efficacy in the family-to-work conflict process

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自我效能於家庭對工作衝突及其前因後果的調節

作用

張妤玥

台灣大學工商管理學系暨商學研究所

陸洛

台灣大學工商管理學系暨商學研究所

職家衝突（work and family conflict）在國內外已累積了相當豐富的成果，本研究以過往較少探究的「家庭對工作衝突」（family-to-work conflict, FWC）為焦點，並納入工作與家庭場域的前因變項與後果變項，探討完整的「壓力源─FWC─壓力後果」反應歷程。此外，亦探討員工個人自我效能在其中所扮演的調節作用角色。本研究縱貫兩個時間點，以全台全職工作者為研究對象，總計回收 279 份有效問卷，採用階層迴歸（hierarchical regression）來驗證假設。研究結果顯示，工作負荷與家庭衝突為 FWC 的顯著預測因子；家庭滿意度則為 FWC 重要的後果變項。在調節作用方面，自我效能會影響家庭衝突與 FWC、以及 FWC 與家庭滿意度之間的關聯。本研究亦探討管理意涵與未來研究建議。關鍵詞：職家衝突、家庭對工作衝突、工作對家庭衝突、自我效能、縱貫研究在雙薪家庭比例日漸攀升的情況下，男性較以往承擔更多的家庭要求，女性則需滿足繁重的工作要求。在家庭方面，除了家務、孩子之外，強調孝道的台灣社會期待子女應照料父母的心理與生理。因此，不論甜蜜的負擔還是沉甸甸的重擔，忙碌於工作與家庭兩端已是現今台灣員工的正常寫照。順應此股現象而發展的工作與家庭研究（work and family research，以下簡稱職家研究）已累積不少成果，幫助我們釐清複雜的工作角色與家庭角色之互動。不過，在眾

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多的研究中，有關家庭角色對工作角色的干擾，也就是所謂的「家庭對工作衝突」（family-to-work conflict，簡稱 FWC），討論較少。

然而，若員工因家庭要求而影響到工作角色的行使，便可能造成員工心不在焉或工作績效不彰，是故，FWC 絕對是組織應加以重視的問題。不過，組織該如何幫助員工減緩 FWC 的衝突感受，或是減少 FWC 帶來的衝擊呢？其中，大型組織可藉由推行「家庭友善方案」（Family friendly practices），如彈性工時、育兒協助、在家工作等方式來提供員工所需的協助，然而，此等友善方案需投注較多的人力與金錢，並非所有組織皆有能力提供。換個角度思考，培養員工主動積極的克服困難，讓他們相信自己有能力可以處理各項挑戰，則是組織可以考慮的實惠作法。綜覽過去文獻，相較於 WFC 研究遍地開花，FWC 的研究相對少數，致使我們對 FWC 所涉歷程中各關鍵因子間的細緻關聯所知有限。而除了直接效果、中介效果之外，FWC 歷程中還可能存在調節作用，此等研究更是鳳毛麟角。有鑑於現有的文獻缺口，及 FWC 在實務上對組織與員工的重大影響，本研究將從個人特性角度出發，探討隸屬員工個人資源的「自我效能」在 FWC 衝突歷程中的緩衝效果。具體而言，本研究的目的為：（1）聚焦於 FWC 及其前因後果之關連；（2）進一步檢視此關聯是否具有個別差異，即：當員工具有不同程度的自我效能時，FWC 及其前因後果之關聯是否也不盡相同。

職家研究概況

隨著整合分析（meta-analysis）與回顧性文章的增加（Allen, Herst, Bruck, & Sutton, 2000; Amstad, Meier, Fasel, Elfering, & Semmer, 2011; Byron, 2005; Ford, Heinen, & Langkamer, 2007; McNall, Nicklin, & Masuda, 2010），顯示職家研究領域的發展已累積了相當豐碩的研究成果。職家研究不僅相關實徵研究多，研究構念也很多。Carlson 與 Grzywacz（2008）認為職家文獻中的諸多構念不外乎是由負向、正向、與平衡觀點來出發。負向觀點的研究焦點為職家衝突（work

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and family conflict 或 work-family conflict）；正向觀點的概念則有：正向外溢（positive spillover）、促進（facilitation）、增益（enrichment）；最後，平衡觀點的概念也有多種切入角度，如均等（equality）與契合（fit）。

在上述的構念中，「職家衝突」最廣為討論，尤其是從職場壓力的角度切入。

職家衝突是一種角色間的衝突（interrole conflict），意指個人工作場域的角色要

求與家庭場域的角色要求相互競爭（Kahn, Wolfe, Quinn, Snocek, & Rosenthal,

1985）。此說法大致獲得學界的認同，其他學者也有類似的定義。也就是說，當工作與家庭對個人的規範與角色期望不相容時，任一生活場域的滿意或成功，將會致使另一生活場域的犧牲或妥協，便是面臨了職家衝突的挑戰。承上所述，學者進一步將職家衝突區分為兩種，當工作角色干擾到家庭角色的扮演是謂「工作對家庭衝突」（work-to-family conflict，簡稱 WFC）；當家庭角色干擾到工作角色的扮演則是「家庭對工作衝突」（FWC）。換句話說，職家衝突具有雙向的滲透性，在概念上包含 WFC 與 FWC 兩種衝突形式（Frone, Russell, & Cooper, 1992）。研究發現 WFC 與 FWC 雖具有中度正相關（張婷婷、陸洛，2009；Shockley & Singla, 2011），但兩者的概念意涵不同，前因與後果也不盡相同（Frone et al., 1992; Frone, Yardley, & Markel, 1997）。故，應視為兩個獨立的構念。不過，儘管概念上可以區分 WFC 與 FWC，但為避免兩者彼此干

擾，在檢驗任一者的效果時（如：FWC），應將另一者（即：WFC）納入控制，

以得到較純淨的檢驗結果。

實徵研究發現 WFC 對員工的影響遠比 FWC 來得嚴重（Frone, 2003; Lu, Gilmour, Kao, & Huang, 2006）。一項台灣代表性大樣本的調查也顯示：員工所感受到的 WFC 顯著高於 FWC（Lu, Kao, Chang, Wu, & Cooper, 2008）；中國大陸的研究也發現：員工的 WFC 比 FWC 高出約 1.5 倍，且無性別差異（陸佳芳、

時勘、Lawer，2002）。因此，文獻上對 WFC 的討論較多，有關 FWC 的探討則

少了許多。

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扮演影響到工作角色。當員工的工作受到干擾，則工作滿意度、工作績效、組織承諾等工作場域的後果變項將受到最直接的衝擊。研究已顯示：FWC 與工作壓力有正相關，FWC 與工作績效也存有負向關聯，而 WFC 對工作後果變項的影響則尚須透過 FWC 與其他家庭場域變項（Frone et al., 1992; 1997）。換言之， FWC 與工作後果的關聯較為直接，WFC 與工作後果的關聯則較為間接。另外，研究也顯示 FWC 程度越高，則憂鬱的程度也越高；不過，WFC 與憂鬱之間則沒有存在顯著關聯（Frone et al., 1992）。因此，瞭解員工的 FWC 及其可能帶來的影響，對組織來說同樣重要。

FWC 的前因與後果

在繁雜的職家互動現象場中，Frone 等人（1992; 1997）採用壓力的觀點，將職家衝突歷程分為前因、核心，與後果三部分來討論。將工作與家庭兩場域中的「要求」視為壓力源（stressors），將職家衝突視為中介因子（mediator），將工作與非工作的後果視為「壓力後果」（strains）。由於職家衝突是兩個場域的角色衝突，因此，有來自兩個個別場域的壓力源，壓力後果也展現在職家兩個場域上。不過，Geurts 與 Demerouti（2003）回顧指出，在眾多研究中，職家衝突有時被視作壓力源，有時又被當作壓力後果處理，更多時候是作為中介因子，其定位顯得模糊不清。爾後，Eby、Casper、Lockwood、Bordeaux 與 Brinley （2005）回顧工商∕組織（IO∕OB）領域的 238 篇職家研究，他們整理了職家衝突作為中介因子的研究發現，清楚指出職家衝突的確是前因與後果變項的中介因子。一般而言，在壓力歷程中，潛在壓力源將直接造成壓力後果，而在職家衝突歷程中，則是經歷了「職家衝突」此一心理歷程，也就是：潛在壓力源先引發個人 WFC 或 FWC 的感受，進而造成壓力後果。壓力源之所以會造成 FWC，而 FWC 又進一步造成壓力後果，是根據壓力理論中「努力－恢復模式」（Effort-Recovery model, E-R）（Meijman & Mulder,

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1998）的觀點：滿足任一角色的要求都需付出努力，個體的身心系統（physiology and psychobiological systems）需要休息才能回復到平衡狀態。但若此種恢復的機會被剝奪，面對職家衝突的員工就常處於蠟燭兩頭燒，在工作與家庭間疲於奔命的窘境，此時身心系統尚未從工作（或家庭）要求中恢復，又必須為家庭（或工作）要求而努力，長期處於一個失衡的狀態，加倍付出的補償性努力只會使身心系統處於更大壓力之中，日積月累便造成士氣低落、身心耗竭與崩潰。換言之，倘若來自工作與家庭的壓力超過了個人所能承擔的程度，兩個場域的要求將轉化為「衝突」。在馬不停蹄滿足不同角色要求的同時，個體無法喘息，沒有足夠的能量投入下一個活動。日積月累之下，疲勞將有害個體在各場域的角色表現，進而損及對該角色的滿意度。

跨場域壓力源：工作負荷

根據前述「努力－恢復模式」，當個體工作負荷量大，在工作上越需投注加倍的努力，無形之中拉長工作時間以完成工作要求，造成身心俱疲（Karasek & Theorell, 1990; Lu, Siu, & Cooper, 2005）。但每當個體投入越多努力，他∕她越需要更多的時間來恢復心力上與體力上的耗損，但也可能因未能如期恢復，而妨礙家庭角色的扮演，造成後續的 FWC。另一方面，過重的工作負荷可能引發個體自覺無法勝任工作的擔憂，即使下了班，心中想的仍是工作，自然無心參與家庭互動。當個體為了工作心煩、焦慮，希望儘快完成工作要求時，便容易覺得來自家庭角色的要求阻礙了工作角色的扮演。工作負荷之於 FWC 為跨場域（cross-domain）壓力源，Frone 等人（1992; 1997）曾指出跨場域前因對 WFC 或 FWC 的影響力需透過其他中介因子傳遞。不過，這些跨場域前因仍然是重要的，不因他們的效果較為間接而受到忽視。後續的研究都發現：在 WFC 或 FWC 上，跨場域的影響很普遍，即使不透過中介因子，其影響效果亦存在（張婷婷、陸洛、陸昌勤，2009；陸洛、黃茂丁、

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高旭繁，2005）。一項採用台灣代表性樣本的研究便顯示：工作負荷為 FWC 的重要預測因子（Lu et al., 2008）；國外的縱貫研究亦有同樣的發現（Leiter &

Durup, 1996）。而在 Byron（2005）的整合分析中，工作負荷與 FWC 之關聯，

其強度甚至高過 FWC 與其他家庭場域前因之間的關聯。而在新近的回顧中也發現（Michel, Kotrba, Mitchelson, Clark, & Baltes, 2011），工作負荷與 FWC 的關聯是所有工作角色壓力源中最強的（ρ= .26）。上述的整合分析與實徵研究顯示：工作負荷與 FWC 之間的關聯甚為穩定，在本研究中便以「工作負荷」作為工作場域壓力源的代表。

同場域壓力源：家庭衝突

一樣根據「努力－恢復模式」，過多的家庭場域要求，同樣會讓個體喘不過氣來。像是育有年幼子女，個體不僅需費心陪伴，也耗損了極大的體力。但在幼兒的高度依賴下，個體的休息時間往往被極度壓縮。研究顯示家庭衝突是台灣夫妻常遇到的問題，且影響著夫妻的婚姻適應（高旭繁、陸洛，2006）。如果家庭裡面有很多衝突，需要花很多時間擺平、取得共識、獲得諒解，一樣會耗損個體諸多心力，此等對情緒與時間能量的侵蝕，將進一步影響工作角色的扮演。家庭衝突之於 FWC 則是同場域（specific-domain）壓力源。Frone 等人（1992）曾指出，同場域壓力源是職家衝突的重要前因。來自家庭場域的壓力、要求、負荷是造成 FWC 的重要因素。而在 Byron（2005）的整合分析中，家庭衝突與 FWC 之間亦有穩定的關聯（ρ = .32）；新近的另一篇整合分析中（Michel et al., 2011），泛指各種家庭角色壓力的指標亦與 FWC 的關聯最強（ρ = .40）。在少數採取縱貫設計的研究中，Leiter 與 Durup（1996）的研究顯示：T1（時間點一之簡稱）的家庭衝突的確會提昇 T2（時間點二之簡稱）的 FWC。因此，在本研究中將以「家庭衝突」作為家庭場域壓力源的代表，以捕捉家庭壓力源的主

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觀心理感受，亦填補過去職家研究偏重家庭客觀指標的缺漏（Michel et al., 2011）。因此，我們假設： H1：壓力源與 FWC 之間為正向關聯 H1a：工作負荷與 FWC 之間為正向關聯 H1b：家庭衝突與 FWC 之間為正向關聯

FWC 引發的壓力感受

承襲前述「努力─恢復模式」（Meijman & Mulder, 1998）的觀點：為了滿足生活角色的責任，個體需付出努力以完成諸多任務，稱之為「適應負荷」（allostatic load），此等努力將引發個人體內複雜的生理與心理變化。這些一時的變化需要時間「復原」。當復原的機會被剝奪時，持續被激化的賀爾蒙或神經傳遞素將有害個體的免疫系統，而當負向情緒一直無法平復或宣洩，也容易造成更不利的影響。換言之，過度消耗的身心狀態無法滿足新的任務要求，為了達成要求又將投入更多努力，進而壓縮復原的機會。如此惡性循環，終將造成個體生理、心理、與行為上的傷害。舉例來說，基於「注意力有限」原則，研究指出職家衝突將造成個體難以專注於工作上，進而造成工作績效的影響（Demerouti, Taris, & Bakker, 2007）。

「努力─恢復模式」雖是生理機制導向，但「缺乏時間復原的疲乏感」同樣會影響個體的心理感受。當個體因工作負荷與家庭衝突而引發 FWC 感受時，奔波於工作與家庭的兩端，讓個體未能有足夠的時間修復資源的耗損，又得繼續下一個行程，容易對該角色產生厭倦感或不滿意的感受。此等 FWC 對態度後果的影響，一則表現在工作場域，也就是「工作滿意度」，二則表現在家庭場域，也就是「家庭滿意度」。在工作滿意度方面，國內外研究均顯示 FWC 與工作滿意度之間為穩定的

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負向關聯（張婷婷、陸洛，2009；Rantanen, Mauno, Kinnunen, & Rantanen, 2011）。新近的二項整合分析結果也顯示： FWC 與工作滿意度之間存有負向關聯（Amstad et al., 2011; Shockley & Singla, 2011）。另一方面，在職家研究中，非工作場域的態度指標「家庭滿意度」也有諸多探討。整合分析同樣顯示：FWC 與家庭滿意度存有的負向關聯（Amstad et al., 2011; Shockley & Singla, 2011）；其他國內外的實徵研究也有一致的發現（陸洛等，2005；Rantanen et al., 2011）。顯示，當家庭角色影響工作角色的扮演時，個體也會對家庭感到不滿意。根據上述回顧，我們假設： H2：FWC 與壓力後果之間為負向關聯 H2a：FWC 與工作滿意度之間為負向關聯 H2b：FWC 與家庭滿意度之間為負向關聯

自我效能作為調節因子

職家領域累積了相當多的直接效果檢驗，漸漸開始有對調節變項的探討。早期研究多局限於性別、婚姻狀態、育有小孩與否、小孩年齡等背景變項，來比較職家衝突與前因、與後果的關聯性是否在不同群體間有所不同（Byron, 2005; Geurts & Demeroutim, 2003）。針對背景變項的比較，可讓我們得知哪些族群是職家衝突的高危險群，但對於如何降低職家衝突的傷害，卻幫助有限。從壓力研究可知，在不同情況下，相同的壓力源未必會導致相同的後果。 Kahn 與 Byosiere（1992）更認為緩衝效果或交互作用會發生於任何一種「壓力源—壓力後果」變項組合中，不論是情境因素或個人特性，皆有可能降低壓力源對個人的衝擊。同樣的，「要求—控制理論」（demand-control model, DCM）（Karasek, 1979）認為工作自主性可減緩工作負荷所造成負向後果；而「工作要求—資源理論」（job demands-resources theory, JD-R）（Bakker & Demerouti, 2007）也指出

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工作資源可減緩工作要求對壓力後果的衝擊。雖然 DCM 與 JD-R 的範疇聚焦於工作脈絡，但其基本概念仍是探討壓力歷程中「壓力源」與「資源」的相互影響，皆指出「資源」在壓力歷程的關鍵性角色。

壓力研究指出「自我效能」可能是關鍵的調節變項之一，可影響壓力源與壓力後果之間關聯的強度與方向（Xie & Schaubroeck, 2001）。「壓力」係指人與環境之間存在者某種特殊的關係，是人和環境不斷互動過程中的一種複雜的動態系統，當個人評估自己的資源不足以因應壓力事件，並進而危及個人身心健康時，便有壓力的感受（Lazarus & Folkman, 1984）。上述「互動式」壓力觀點，

突顯了個人在整個壓力歷程中的「主動」角色。首先，在「初級評估」（primary

appraisal）中，個人需知覺到環境中的壓力事件；而在「次級評估」（secondary

appraisal）中，個人會考量可因應的方式，以及自身對後果的掌控程度，並根據上述評估的結果來決定壓力的程度（Lazarus & Folkman, 1984）。顯示個人對壓力源的主觀知覺、主觀判斷在壓力歷程中的重要性。

同樣的，「社會認知理論」（social cognitive theory）提到，壓力反應取決於個人對因應能力的評估，而個人的自我效能在次級評估中扮演著重要的角色（Bandura, 1997）。自我效能意指個人相信自己能組織並執行某項行動以達成期望結果的程度（Bandura, 1997）。換句話說，自我效能是對於自己有能力處理壓力事件的信念，且該信念是穩定且全面性的。回應到壓力歷程，當個人的自我效能低時，壓力源將導致壓力後果；反之，當自我效能高時，個人可對抗壓力源的威脅並減緩壓力後果。此處，自我效能可能具備兩種不同的調節（保護）機制，其一是「消滅作用」，發生在「壓力源─壓力感（FWC）」的關係上，即自我效能讓某些潛在壓力源不致引發壓力感受；其二是「紓緩作用」，發生在「壓力感（FWC）─壓力後果」的關係上，即壓力感受雖已產生，但自我效能讓負向衝擊得以降低或減小。具體而言，我們認為高自我效能者由於相信自己具有解決困難的能力，即使面臨過重的工作負荷時或激烈的家庭衝突，仍能盡可能扮演好工作與家庭角色，進而降低 FWC 的感受；相反的，同樣面對高工作負

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荷與家庭衝突的情況，低自我效能者自覺無法達到角色要求，消極面對壓力源的威脅，進而加劇職家角色之衝突。換言之，壓力源的衝擊與自我效能的正向能量相互抵消，因而減弱了壓力源對 FWC 的影響，亦即呈現「消滅作用」。

國外研究顯示：自我效能在壓力源—壓力後果關係上的確具有調節效果（Jex, Bliese, Buzzell, & Primeau, 2001; Salanova, Peiró, & Schaufeli, 2002; Schaubroeck & Merritt, 1997）。新近一篇針對義大利工作者的研究也發現：自我效能可調節壓力評估與生活品質之間的關聯，對自我效能低的工作者來說，自覺壓力程度越高則生活品質越差，不過，對自我效能高的工作者來說，兩者之間沒有關聯（Prati, Pietrantoni, & Cicognani, 2010）。另一項針對北京與香港工作者的研究也顯示：員工的自我效能的確可減緩壓力源與心理健康的負向關聯（Siu, Lu, & Spector, 2007）。台灣的研究同樣發現自我效能的緩衝效果，對低自我效能的工作者來說，工作缺乏自主性的程度越高，則工作績效越差；但對高自我效能的工作者而言，兩者的負向關聯則減緩許多（Lu, Chang, & Lai, 2011）。

在職家衝突研究領域中，已有研究探討職家衝突與自我效能的直接效果（如：Allen et al., 2012; Beauregard, 2006; Wang, Lawler, & Shi, 2010）；或探討

特定面向自我效能與職家衝突感受之間的關聯，如：「處理職家衝突的自我效能」

（Cinamon, 2010; Hennessy & Lent, 2008; Michael, Most, & Cinamon, 2011）、「親職自我效能」（Cinamon, 2006; Cinamon, Weisel, & Tzuk, 2007）。不過，就我們的搜尋顯示，似乎尚未有研究探究自我效能在職家衝突壓力歷程中所扮演的調節角色。根據社會認知理論（Bandura, 1997）與前述實徵研究發現，我們提出以下假設： H3：自我效能可調節壓力源與 FWC 之間的關聯 H3a：自我效能可減緩工作負荷與 FWC 之間的正向關聯 H3b：自我效能可減緩家庭衝突與 FWC 之間的正向關聯

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另外，壓力研究顯示：高自我效能者傾向採用主動或問題焦點的因應策略，

低自我效能者則較傾向採用情緒焦點的因應策略（Jex et al., 2001）。而 Semmer

與 Meier（2009）的回顧顯示，對壓力採取問題焦點的因應策略可為個人減緩壓力後果。因此，當個人具有較高程度的自我效能時，即使家庭角色干擾工作角色而產生的衝突感受已然存在，個人傾向採取問題焦點的解決方法，進而能降低 FWC 對兩場域滿意度的影響。Litt（1988）便指出，自我效能會影響個人對環境「掌控」的能力與意願，若個人不相信自己做得到，對於結果的不確定性程度較高，則壓力的殺傷力也隨之升高。換言之，由於個人的自我效能較高，面對壓力時，個人相信自己做得到、可以控制該情況，使得個人在壓力情境下有積極作為。也就是說，在 FWC 與壓力後果方面，自我效能影響了個體對「傷害」的掌控感，亦即呈現「紓緩作用」。因此，我們提出以下假設： H4：自我效能可調節 FWC 與壓力後果之間的關聯 H4a：自我效能可減緩 FWC 與工作滿意度之間的負向關聯 H4b：自我效能可減緩 FWC 與家庭滿意度之間的負向關聯綜而言之，我們參照 Frone 等人（1992, 1997）的論述，並從壓力理論的角度，以 FWC 為中介因子，探討其前因與後果，以填補文獻上對 FWC 的忽視。更重要的是，參照 Bandura（1997）社會認知論的觀點，本研究欲進一步探討「自我效能」是否作為壓力源與 FWC、以及 FWC 與壓力後果之關聯的調節因子。也就是說，在不同的自我效能程度下，這些關聯的方向或強度會有所不同。期能釐清此壓力歷程的個別差異，以對職家領域的知識有增益性貢獻。更特別的是，多數職家研究採橫斷式設計，對於研究概念之間的因果關係難以釐清，也容易有共同方法變異的疑慮。不論是壓力領域（Cooper, Dewe, & O'Driscoll, 2001）或是職家領域（Casper, Eby, Bordeaux, Lockwood, & Lambert,

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應國外學者的呼籲，也避免研究方法上的陷阱。本研究架構如圖 1 所示： 圖 1 研究架構圖

研究方法

研究對象

本研究以台灣地區有全職工作者作為樣本，進行結構性問卷施測。在縱貫設計上，所有研究變項均測量兩次，兩個時間點間隔為六個月。由於隨機取樣不易，故採便利取樣。研究參與者招募管道包括國內幾所公私立大學在職專班學生、個人人際網絡，以及諸多組織管理者之協助。我們儘量選取不同行業、不同組織、不同管理位階、不同專業背景、不同年齡之填答者，力求樣本之異質性。研究參與者首先填答所有問卷，六個月後，填答第二次。研究參與者填答問卷之前先閱讀一份說明書，內容包括簡短的研究目的說明、匿名填答與個人資料之保密。研究參與者填答完問卷後直接交予研究者或聯絡人，並可獲贈一份小禮物。第一次施測發放 381 份問卷，回收 351 份有效 Time 2 Time 1 工作壓力家庭壓力家庭對工作衝突工作滿意度家庭滿意度自我效能

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問卷；以此起始樣本為基礎，第二次施測回收 310 份問卷。在扣除遺漏值過多，或多數量表均勾選某一選項的問卷之後，最終的有效問卷為 279 份。本研究樣本男性與女性比例為 49.5%：50.5%。平均年齡為 36.63 歲，標準差為 10.90。在婚姻狀態上，已婚或同居者占 51.4%，未婚、離婚或分居者占 48.6%。平均年資為 9.36 年，標準差為 9.09。26.2%任管理職（包括低階、中階、高階與決策主管），平均受教育年數為 15.77 年，標準差為 1.90。在行業類別方面，製造業（19%）、服務業（19.3%）與文教業（17.2%）人員在本研究的樣本中占了大多數。

研究工具

本研究編製結構性問卷以收集資料，主要變項有：工作負荷、家庭衝突、 FWC、工作滿意度、家庭滿意度、幸福感與自我效能。另外，也收集人口學∕ 工作變項的資料，包含性別、年齡、婚姻狀態、教育程度、工作年資、職階、行業等。我們在選用量表時，除考慮量表所測之構念內涵與本研究所設定之理論意涵的適配性，還特別考慮量表在前人研究中已建立之信效度，及其在華人文化中的適用性。在滿足這些條件後，我們所選來測量工作負荷、FWC、工作滿意度與家庭滿意度的四份量表均在先前的跨文化（包括台灣樣本）研究中使用過，且證明所測之構念具文化等同性（cultural equivalence）及良好信度（Spector et al., 2007; Spector et al., 2004）。這些量表在用於台灣樣本的研究中也顯示具良好之構念效度（張婷婷、陸洛，2009）及關聯效度（高旭繁、陸洛、陸昌勤，2008； Lu, Cooper et al., 2010; Lu et al., 2009）。各主要研究變項的量表分述如下：

1. 工作負荷

採用 Spector 與 Jex（1998）編製的「量化工作負荷量表」（Quantitative

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量超過我的負荷」等，所有題項分數相加即為總分。此量表採用 Likert 5 點量尺，選項從 1（從不或每月少於一次）到 5（每天有幾次），次數越高表示工作負荷越重。在本研究中，T1 與 T2 的內部一致性信度分別為 .82 與 .85。再測信度為 .64。 2. 家庭衝突 改自高旭繁與陸洛（2006）「婚姻衝突問卷」。此乃高旭繁與陸洛（2006）回顧本土婚姻適應文獻，發現華人夫妻最容易在「教養子女」、「長輩奉養」、「家事分工」、「溝通與情感表達」、「交友與人際互動」五面向上經驗到婚姻衝突。本量表共 5 題，在本研究中將「夫妻」改為「家人」，以 Likert 4 點量尺（1 表示非常不會，4 表示非常會）測量「衝突頻率」，分數愈高代表家庭衝突愈高。在本研究中，T1 與 T2 的內部一致性信度分別為 .84 與 .86。再測信度為 .55。此外，為確認這五個題項隸屬於家庭衝突此構念之下，我們亦使用了 T1 的資料進行了探索性因素分析，以主成分未轉軸法，萃取特徵值大於 1 之題項。結果顯示可萃取單一因子，總解釋變異量為 61%，每題的因素負荷皆為 .76 以上。 3. 職家衝突（WFC 與 FWC） 本研究採用 Carlson、Kacmar 與 Williams（2000）編製的「工作家庭衝突量表」中「家庭對工作衝突分量表」，共有 5 題。例題如「家中的負荷讓我無法完成工作上的事務」。本量表採用 Likert 5 點量尺（1 = 非常不同意，5 = 非常同意），分數愈高代表 FWC 愈嚴重。在本研究中，T1 與 T2 的內部一致性信度皆為 .91。此外，亦測量 Carlson 等人（2000）量表中的「工作對家庭衝突分量表」作為控制變項，一樣為 5 題。例題如「我的工作負荷會干擾我的家庭生活」，同樣為 Likert 5 點量尺，分數越大代表 WFC 越高。在本研究中，T1 與 T2 的內部一致性信度分別為 .93 與 .94。再測信度為 .61（FWC）與 .70（WFC）。 4. 工作滿意度

取自「密西根組織評鑑問卷」（ Michigan Organizational Assessment Questionnaire）（Cammann, Fichman, Jenkins, & Klesh, 1983），共計 3 題，問項

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有「整體而言，我喜歡在這裡工作」、「整體而言，我滿意我的工作」和「整體

而言，我不喜歡我的工作」（反向題）。以 Likert 5 點量尺（1 表示從未如此，5

表示總是如此）衡量，分數愈高表示工作滿意度愈高。在本研究中，T1 與 T2 的內部一致性信度分別為 .79 與 .80。再測信度為 .62。

5. 家庭滿意度

取自「家庭滿意度量表」（Family Satisfaction Scale）（Edwards & Rothbard,

1999），共計 3 題，問項有「整體而言，我喜歡我的家庭生活」、「整體而言，我

的家庭生活很幸福」和「整體而言，我的家庭生活很快樂」。以 Likert 5 點量尺

（1 表示從未如此，5 表示總是如此）衡量，分數愈高表示家庭滿意度愈高。在本研究中，T1 與 T2 的內部一致性信度皆為 .97。再測信度為 .58。

6. 自我效能

取自 Schwarzer 等人（1997）的「一般自我效能量表」（General Self-efficacy

Scale），共計 5 題，問項如「如果我盡力去做的話，我總是能夠解決難題的」。以 Likert 6 點量尺（1 表示非常不符合，6 表示非常符合）衡量，分數愈高表示自我效能感愈高。在本研究中，T1 與 T2 的內部一致性信度分別為 .85 與 .91。再測信度為 .67。

驗證性因素分析與共同方法變異之檢測

1. 基本模式配適度 在進行假設檢驗之前，我們使用 AMOS 16 軟體對上述 7 個研究變項進行驗證性因素分析（confirmatory factor analysis, CFA）。驗證性因素分析主要是確認觀察變項是否能精確地衡量潛在變項，本研究的模式包含 7 個潛在變項（即前述 7 個研究變項）與 31 個觀察變變項（即 7 個量表的總題數）。據研究架構所示，工作負荷、家庭衝突與自我效能採用 T1 的資料，FWC、工作滿意度、家庭滿意度、幸福感採用 T2 的資料。在基本模式配適度方面，本研究模式的

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適配度指標為：χ2

= 865.3，df = 433，GFI = .81，CFI = .90，RMSEA = .07。由 於研究模式的適配度未盡理想，故依據 Jöreskog 與 Sörbom（1984）的模式修正建議，將同一構面中題項之間具有相關者建立新的關聯。根據 AMOS 分析報表的修正模式指標，工作負荷的「我工作的速度必須很快」與「我必須很努力工作」兩題項的誤差項、自我效能的「即使別人反對我，我仍有辦法取得我所要的」與「我能冷靜地面對困難，因為我可信賴自己處理問題的能力」兩題項的誤差項，以及 FWC 的「我的家庭負荷會干擾我工作相關的活動」與「我的家庭時間會讓我暫緩工作上的事務」兩題項的誤差項間具有相關，故於原模式中新增上述三個關聯。新研究模式的適配度為：χ2 = 819.32，df = 430，GFI = .81， CFI = .91，RMSEA = .06。雖然 GFI 仍低於 .90。不過，Cheung 與 Rensvold（2002）的研究發現：模式的整體適配度會受樣本大小、題目、與構面（因素）數目增加的影響，而使適配度指標值變小。因此，當模式中含三個以上構面時，宜以

RMSEA 進行模式適配度之解釋（李茂能，2006）。依此建議，本研究模式的適

配度雖未盡理想，但仍屬可接受之範圍。 2. 內在結構配適度

內在結構配適度之檢驗包含個別題目的信度（individual item reliability）、組合信度（composite reliability, CR）與平均變異萃取（average variances extracted, AVE）。在個別題目的信度方面，依據 Hair、Black、Babin、Anderson 與 Tatham （1998）的建議，理想的個別題目信度是指個別題目的因素負荷量（題目與因 素的路俓係數）須達 .5 以上，且達統計之顯著水準（t > 1.96, p < .05）。本研究模式的因素負荷量僅有兩個題項小於 .5（分別是工作要求中的「我工作速度必須很快」為 .48，以及自我效能中的「我能冷靜地面對困難，因為我可信賴自己處理問題的能力」為 .41），其餘題項的因素負荷量皆大於 .5 以上，且達統計之顯著水準。不過， .4 的因素負荷量仍為可接受的範圍。因此，本研究之個別題目大抵符合上述的標準，信度良好。

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其次，組合信度（CR）表示研究構面的內部一致性。Hair 等人（1998）認為理想的 CR 值要大於 .7，則研究構面具有良好的內部一致性。本研究模式的 CR 值介於 .78 至.97 之間，表示研究模式的內部品質良好。最後，平均變異萃取量（AVE）則代表觀察變項能測得多少百分比的潛在變項，Fornell 與 Larcker （1981）建議 AVE 要大於 .5，本研究模式的 AVE 皆介於 .5 至 .91 之間。綜而言之，Hair 等人（1998）認為收斂效度（convergent validity）必須同時考量個別題目信度、CR 與 AVE 等三項指標，若此三項指標均符合標準，方能表示本研究所測之構念具收斂效度。由上述可知，本研究模式的個別題目信度、CR 及 AVE 皆符合標準，所有題目的因素負荷量（題目與因素的路俓係數）皆達顯 著水準（ p < .001），且每一題目因素負荷量也無跨因子之情形（Bollen, 1989），顯示本研究各構面內部具有良好的收斂效度。 3. 區辨效度 一個測量模型具有區辨效度（discriminate validity），其研究構面間的關係程度必須小於研究構面內的關係程度，即以構面間的關係矩陣來檢定，研究變項的平均變異抽取量（AVE）之平方根值需大於其他不同構面下的相關係數（Hair et al., 1998）。就表 1 結果顯示，對角線上的平均變異萃取（AVE）之平方根值皆大於構面間的相關，表示本研究模式具有區辨效度。 表 1 各研究變項之平均值、標準差與相關 平均值標準差 1. 2. 3. 4. 5. 6. 7. 1.工作負荷 (T1) 18.02 3.29 .71 2.家庭衝突 (T1) 9.90 3.53 .16 ** .73 3.自我效能 (T1) 21.80 3.41 .06 -.06 .73 4.WFC (T2) 12.60 4.16 .39 *** .25 *** -.01 .87 5.FWC (T2) 10.76 3.36 .13 * .24 *** -.10 .64 *** .82 6.工作滿意度 (T2) 11.92 2.54 -.05 -.18 ** .32 *** -.22 *** -.08 .75 7.家庭滿意度 (T2) 10.76 3.12 -.03 -.33 *** .22 *** -.09 -.11 .34 *** .95 * p < .05, ** p < .01, *** p < .001 註：對角線為 AVE 開根號值，非對角線為各構面間的相關係數

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4. 共同方法變異 本研究調查採自陳式問卷，研究結果可能會受到共同方法變異（common method variance, CMV）之影響。有鑑於此，研究架構中，工作負荷、家庭衝突與自我效能採用 T1 的資料，FWC、工作滿意度、家庭滿意度與幸福感採用 T2 的資料。此外，在作答說明中，盡量使變項間看起來不相關，以避免填答者自行猜測兩者間的關係，而使得研究結果產生高估。為確認研究結果是否受到 CMV 之污染，本研究依據 Podsakoff 及 Organ（1986）的建議，採用 Harman's 單一因子檢定法測試。此法乃投入所有題項一起進行探索性因素分析（EFA），在未轉軸情況下無法得出一綜合因子，則或可證明共同方法變異造成之偏誤並不嚴重。結果發現，在投入所有題項後得出 7 個因素，共解釋了 70.52%的變異量，而由第一因素解釋的變異量僅為 22.17%。彭台光、高月慈及林鉦棽（2006）的研究指出：第一因素的解釋變異量如未大於 50%，則表示共同方法變異造成的問題應不嚴重。根據上述，本研究以事前防範以及事後檢測之雙重處理模式，來盡量降低共同方法變異之偏誤。

研究結果

假設檢驗

為檢驗研究假設，本研究採用階層迴歸，以釐清主效果與調節效果。根據研究架構，預測 T2 的 FWC 時，第一層先行放入 T1 的性別、教育程度、婚姻狀態、年資與職位等控制變項，第二層是同為控制變項的 WFC（T2），第三層放入自變項 T1 的工作負荷與家庭衝突，第四層放入調節變項 T2 的自我效能；最後，第五層放入工作負荷與自我效能的交乘項，以及家庭衝突與自我效能的交乘項。換言之，此部分的迴歸分析檢驗的是「歷時效果」。這是因為依據「努

力—恢復模式」（Meijman & Mulder, 1998）論述，員工在工作或家庭場域中的過度負荷及超限付出，必須經過時間的累積，即長期被剝奪恢復的機會，方會表現為職家衝突的緊張感受。是故，我們用六個月的施測間隔，拉開「因」（工作負荷、家庭衝突）與「果」（FWC）的前後順序，以歷時效果的檢驗來釐清因果關係。表 2 彙整了階層迴歸的標準化迴歸係數。由表 2 可知，兩個壓力源皆為 FWC 的顯著預測因子，其中，工作負荷的β 係數為 -.16（p = .003），迴歸係數為「負向」與我們所預期的「正向」關聯相反。此外，家庭衝突的 β 係數為 .12（p = .026）。故，H1a 未獲支持，H1b 獲支持。為了釐清工作負荷、WFC 與 FWC 之間的關係，我們進行了補充分析。首先，在控制了同表 2 的人口學變項後，檢視工作負荷對 WFC 的直接效果，其 β 係數為 .34（p = .000）；此外，從表 2 則可發現，WFC 對 FWC 的 β 係數為 .64 （p = .000），看似為一個「工作負荷」影響「WFC」，「WFC」再影響「FWC」 的中介效果。不過，同樣在控制相同人口學變項之後，我們檢視工作負荷對 FWC

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的直接效果，也就是先不控制 WFC。結果顯示工作負荷對 FWC 的 β 係數為 .05 （ns），代表直接效果不成立。另外參照表 2 可知，當迴歸方程式中加入 WFC 之後，則工作負荷對 FWC 的預測效果即達顯著。上述條件不符合 Baron 與 Kenny （ 1986 ）提出的中介效果要件，呈現出不一致的中介效果（ inconsistent mediation）（MacKinnon, Krull, & Lockwood, 2000）。其中，WFC 乃為一抑制變

項（suppressor variable），其存在提高了自變項（即：工作負荷）對依變項（即： FWC）的預測力。 表 2 預測 T2 的 FWC FWC (T2) 自變項 β ΔR2 Step 1 性別 (T1) .08 .04 教育程度 (T1) .07 婚姻狀態 (T1) .08 年資 (T1) .03 職位 (T1) .12 Step 2 WFC (T2) .61 *** .36 *** Step 3 工作負荷 (T1) -.16 ** .03 ** 家庭衝突 (T1) .12 * Step 4 自我效能 (T1) -.10 * .01 * Step 5 工作負荷＊自我效能 .04 .03 ** 家庭衝突＊自我效能 -.19 *** R2 .47 F（df） 18.64 *** （11, 230） * p < .05, *** p < .001 註：性別：1＝男性，0＝女性；婚姻狀態：1＝已婚，0＝未婚離婚分居；教育程度：9＝國中，12 ＝高中∕職，14＝專科，16=大學，18＝碩士，22＝博士；職位：0＝一般員工，1＝主管職

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而根據研究架構圖，FWC 對後果變項的影響，均採用 T2 的資料。因此，預測工作滿意度與家庭滿意度時，第一、二層同樣先行放入性別等人口學變項以及 FWC 作為控制，第三層放入 FWC，第四層放入自我效能，第此層放入 FWC 與自我效能的交乘項。換言之，此部分的迴歸分析為「同時效果」之檢驗。這是因為依據 Frone 等人（1997）的理論分析與實徵檢驗，發現職家衝突的感受不需時間累積，會直接反映在相關場域的角色行為上。是故，我們用 T2 所測得知 FWC 與滿意度、幸福感，來檢視其同時性關聯。同樣的，表 3 彙整了上述五個步驟的階層迴歸結果。由表 3 可知，FWC 與兩個後果變項之間的關聯為：工作滿意度（β = .05, ns）、家庭滿意度（β = -.18, p = .026）。故，H2a 未獲支持，H2b 則獲得支持。 表 3 預測 T2 的工作滿意度、家庭滿意度 工作滿意度 (T2) 家庭滿意度 (T2) 自變項 β ΔR2 β ΔR2 Step 1 性別 (T1) -.08 .10 *** -.06 .09 ** 教育程度 (T1) .01 .08 婚姻狀態 (T1) .23 ** .28 *** 年資 (T1) .07 -.10 職位 (T1) .08 * .03 Step 2 WFC (T2) -.27 *** .07 *** -.18 ** .03 ** Step 3 FWC (T2) .05 .00 -.18 * .02 * Step 4 自我效能 (T1) .32 *** .09 *** .20 ** .03 ** Step 5 FWC *自我效能 .09 .01 .13 * .02 * R2 .26 .18 F（df） 9.338*** 5.85*** （9, 234）（9, 234） *p < .05, **p < .01, ***p < .001 註：性別：1＝男性，0＝女性；婚姻狀態：1＝已婚，0＝未婚離婚分居；；教育程度：9＝國中， 12＝高中∕職，14＝專科，16=大學，18＝碩士，22＝博士；職位：0＝一般員工，1＝主管職

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調節作用之檢驗則參見表 2 與表 3 第五步驟的迴歸係數。由表 2 可知，工 作負荷與 FWC 之關聯不因自我效能高低而有所不同（β = .04, ns），自我效能則 會影響家庭衝突與 FWC 之間的關聯（β = -.19, p = .000）。故，假設 3a 未獲支 持，假設 3b 獲支持。根據 Cohen 與 Cohen（1983）的作法，進一步繪製當「自我效能得分高」（平均數加一個標準差），與當「自我效能得分低」（平均數減一個標準差）的情況下家庭衝突與 FWC 之關聯的示意圖。由圖 2 可看出，在高 自我效能的情況下，家庭衝突與 FWC 之間是趨近於水平的關聯（β = -.03, ns）； 相反地，在低自我效能的情況下，家庭衝突與 FWC 則是明顯的正向關聯（β = .32, p = .045）。因此，H3a 未獲支持，H3b 獲得支持。 圖 2 家庭衝突與自我效能交互作用示意圖（依變項：FWC 2） 表 3 的步驟五則為檢驗 FWC 與兩個後果變項之關聯是否受自我效能影響。由表 3 可知，就家庭滿意度而言，FWC 與自我效能之間存有交互作用。交互作用圖（文中省略）的結果顯示兩條斜率相似且平緩，斜率檢定亦顯示兩者並未顯著不同於 0。不過，在高自我效能的情況，其 FWC 與家庭滿意度之間的

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關聯較弱（β = -.10），在低自我效能的情況下，FWC 與家庭滿意度的負向關聯較強（β = -.11），與研究假設 4b 相符。因此，在多元迴歸中交互作用項達顯著的前提下，輔以檢視高低自我效能兩群體的 FWC 與家庭滿意度之關聯強度， H4b 獲支持，H4a 未獲支持。

討論與結論

研究結果概述

本研究目的在於以「壓力源影響 FWC、FWC 影響壓力後果」為主軸，探討自我效能的調節作用。研究結果顯示：對 FWC 來說，工作負荷與家庭衝突皆為重要的預測因子。特別的是，此假設採用了兩個時間點的資料來檢驗，說明兩者對 FWC 具有「跨時間」的影響。也就是說，當個人的家庭衝突越多，此負向衝擊會加劇個人日後的 FWC 感受；不過，工作負荷與日後 FWC 感受之間的負向關聯則是與假設預期完全相反的結果。在 FWC 與壓力後果方面，研究結果顯示 FWC 與家庭滿意度為負向關聯，表示 FWC 的影響展現在個人的家庭場域，對於工作場域則較無影響。整體而言，在直接效果部分 H1 與 H2 均獲部分支持。在調節效果部分，研究結果顯示：自我效能會干擾家庭衝突與 FWC 之間的關聯，在高自我效能的情況下，家庭衝突不會導致 FWC；但在低自我效能的情況下，家庭衝突越高則 FWC 越高。此外，自我效能亦可減緩 FWC 對家庭滿意度的負向衝擊。故，H3 與 H4 同樣獲得部分支持。

同場域與跨場域的 FWC 預測因子

作為職家衝突的一種形式，FWC 係指家庭場域對工作場域的影響，因此源自於家庭場域的壓力源對 FWC 應有較強的影響力（Frone et al., 1992, 1997）。

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上述觀點於職家衝突預測因子的整合分析中已獲支持（Byron, 2005; Michael et al., 2011）。不過，本研究結果則與上述文獻有不同的發現，其中，屬於跨場域的預測因子「工作負荷」與 FWC 之間為負向關聯，且其強度高過同場域的預 測因子「家庭衝突」與 FWC 之間的正向關聯（迴歸係數差異檢定結果：t = -3.69， p < .05）。我們認為這樣的結果有三個可能的解釋，一則是當個體發現工作負荷偏高時，他∕她會早一步完成家庭角色的責任，不讓家庭干擾工作場域活動的進行；個體也可能與家人商量、請求他們的協助，讓個體可以減少甚至是完全不必承擔家庭庶務的處理。在高工作負荷的情況下，這樣的事先安排、家人協助的情況越多，進而降低了 FWC 的衝突感受。第二個可能的解釋：工作負荷可以是威脅，但也可以是挑戰、成功的機會，端視個體如何解讀（Lazarus & Folkman,

1984）。工作負荷對不同人格特質的員工會有不同的意義與影響（陳佳雯、陸洛、

許雅玉，2012），適度的工作負荷甚至會激發華人員工良好的工作表現（Lu et al.,

2011; Lu, Kao, Siu, & Lu, 2010），及組織公民行為（張婷婷、陸洛、黃睦芸，

2011）。此外，像是高成就取向、高獨立我的人，喜歡追求工作上的成就，為了盡可能提高對工作的投入，他們亦傾向清楚切割工作與家庭場域，在兩者之間築了一道厚實的牆，不讓家庭要求影響到工作（陸洛、張婷婷、張妤玥，2012）。也因為他們投注絕大部分的心力於工作上，對家庭的關注少，甚至可能沒有感覺到 FWC。因此，後續研究可進一步將前述可能的作用機制納入考慮，以增進我們對工作負荷與 FWC 關聯的了解。最後一點，也可能是最重要的一點則是我們從補充分析中發現的 WFC 抑制效果（suppression effect）。當未考慮 WFC 時，工作負荷對 FWC 無顯著預測力；而當同時考量了 WFC 之後，工作負荷對 FWC 則為顯著的負向關聯。WFC 並非中介變項，整體模式為「不一致中介效果」。其實，WFC 與 FWC 兩構面

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& Singla, 2011）。雖然，從理論層次可區分兩者的不同（Frone et al., 1997），但在統計檢驗上，兩者的互相干擾卻是事實。如 Lu 等人（2008）以台灣代表性樣本檢視職家衝突的前因後果，FWC 與工作負荷之間的相關，在控制了 WFC 之後由顯著降為不顯著；而在本研究中卻是由無顯著關聯變成有顯著負向關聯，結果相當不一致。依循這樣的想法，我們認為雖然職家研究已經累積了豐富的成果，然而，由於 WFC 與 FWC 概念重複性過高，致使相關研究結果仍有很大的釐清空間。未來研究除了相互控制 WFC 或 FWC 的影響之外，更可從概念著手，看看是否能更區分兩構面，降低其重疊的程度。

同場域與跨場域的 FWC 影響後果

承襲「場域特定觀點」（domain specificity perspective），Frone 等人（1997）認為在壓力歷程的後半段，當工作角色干擾到家庭角色的扮演時（也就是 WFC），會對家庭場域的壓力後果引發負向的影響；而當家庭角色干擾到工作角色的扮演時（也就是 FWC），則會對工作場域的壓力後果引發較強的負向影響。因此，FWC 與工作滿意度的關聯應強過 FWC 與家庭滿意度的關聯。不過，在本研究中 FWC 與家庭滿意度為顯著負向關聯，與工作滿意度則無關聯，與前述 Frone 等人（1997）的觀點有所出入。雖然，Frone 等人（1997）的「壓力源—壓力感受模式」廣為學者採用。不過，有關職家衝突與同場域或跨場域壓力後果關聯的強弱，近來亦有不同的觀點提出。例如，Shockley 與 Singla（2011）認為 Frone 等人（1997）對於何以職家衝突會對壓力後果產生跨場域的影響，其推論不甚清楚。且，根據「來源歸因」觀點（the source attribution perspective），他們指出當職家衝突產生時，個體會思考這個衝突從何而來？並進而怪罪該來源場域（Shockley & Singla,

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問題都是家庭造成的，是家庭中的爭吵、壓力、或責任，使得他∕她無法好好工作，進而對家庭產生怨懟，而有較差的家庭滿意度。他們進一步以整合分析驗證上述說法，結果顯示：相較於工作滿意度，FWC 與家庭滿意度有較強的關聯；而相較於家庭滿意度，WFC 的確與工作滿意度有較強的關聯（Shockley & Singla, 2011）。另一篇整合研究也提出相同的結果（Amstad et al., 2011），本研究結果則是支持了「來源歸因」的論點。這也可能是何以 FWC 與工作滿意度之間無顯著關聯的原因。

自我效能對 FWC 壓力歷程的影響

從圖 2 可知，在不同自我效能的情況下，家庭衝突與 FWC 之間的關聯，其方向性並不相同。對低自我效能的員工來說，家庭衝突越多，則 FWC 感受越強；對高自我效能的員工來說，家庭衝突並不會造成 FWC。另一方面，自我效能還可減緩 FWC 對家庭滿意度的負向衝擊。此研究結果呼應過去的研究發現（如：Jex et al., 2001; Salanova et al., 2002; Siu et al., 2007），也與 Litt（1988）的觀點吻合：自我效能是壓力歷程中的緩衝因子。

根據社會認知論的觀點（Bandura, 1997），自我效能是個體相信自己是否有

能力解決問題的「信念」。此信念是影響壓力源與壓力感受之間關聯的關鍵因子

（Xie & Schaubroeck, 2001）。當員工具有良好的自我效能時，他∕她會自覺對壓力有較高的掌控，相信自己可以克服困境。因此，相較於低自我效能者，對高自我效能者來說，他們相信自己有解決家庭衝突的能力，這份正向的信念可成為支持員工的力量，因而削弱了家庭衝突對 FWC 的影響。換言之，我們假設的「消滅作用」確實存在。除了前述此等「相信自己」的信念之外，Jex 等人（2001）也具體指出高自我效能者傾向採用問題焦點因應策略，低自我效能者傾向採用情緒焦點因應策略。由於高自我效能者會針對問題根源採取相對應的解決方法，不僅僅是抒

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發負向情緒而已，進而能讓他們即便處在家庭衝突較為嚴重的情況下，仍不會加重 FWC 的感受；或是在高度的 FWC 情況下，減輕對家庭滿意度的傷害。換言之，我們假設的「紓緩作用」也存在。反觀低自我效能者，由於不覺自己可以處理家庭干擾工作的情形，在只抒發情緒而未實際解決問題的情況下，進而造成更嚴重的 FWC，也損及了對家庭的滿意度。至於未成立的調節作用 H3a，可能由於工作負荷與 FWC 之間的關聯受到 WFC 之影響，在主效果不甚穩定的情況下，調節作用也受到影響。另一個未成立的調節作用 H4a，依循來源歸因的觀點（Shockley & Singla, 2011），FWC 發生後，個體會怪罪家庭場域，因此 FWC 不會造成員工工作不滿意。當壓力反應未出現，則自我效能的調節作用也就無用武之地。

管理意涵

員工對組織的重要性自不待言，組織不應只關注員工的工作表現，舉凡員工的家庭、生活、及其他個人問題均應獲得組織的重視。根據本研究結果顯示，員工的家庭衝突會提高自身的 FWC 感受，也就是讓員工感覺到工作角色受到干擾。雖然，在本研究中 FWC 的衝擊僅限於員工的家庭滿意度，不致於影響員工的工作滿意度。我們仍要提醒管理者，相關分析顯示態度後果變項之間達顯著正相關，雖然 FWC 與工作滿意度之間沒有直接關係，但隨著家庭滿意度的下降，可能連帶影響到工作滿意度。此外，儘管工作滿意度不受 FWC 影響，但不必然對具體的工作行為（如：績效）也同樣沒有影響。組織不應就此感到放心，而應體認到一個事實：工作與家庭場域是無法全然切割的。即便工作是員工用以換取薪資的付出，理應全然投入以獲得最佳的工作表現。但，工作與家庭之間的那堵「牆」，似乎是怎麼關也關不緊的。當員工的家庭生活影響到工

作時，儘管此力道不若工作對家庭的影響（Lu et al., 2006; Lu et al., 2008），但組織同樣深受其害。

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因此，組織應正視員工的非工作生活場域，如本研究所示，家庭衝突便是造成員工 FWC 感受的重要因素。除了關心員工的家庭生活，亦可於員工輔助方案中納入家庭議題的諮商。讓員工有傾訴的管道，並進一步學習如何化解家庭中不斷上演的衝突。此外，根據本研究的調節作用結果，組織應特別關注自我效能低的員工。對這群員工來說，他們不相信自己可以處理家庭衝突，不認為自己可以解決 FWC，因而衝擊到工作滿意度。自我效能雖作為一種相對穩定的信念，但亦可透過訓練培養。組織可提供相關的教育課程、諮商專線、或經驗分享座談，提升員工的自我效能，進能對抗壓力源的侵襲。

研究限制與結論

本研究仍有幾項限制需予以說明：第一，基於時間與成本考量，本研究採用便利取樣。雖然我們採取多種管道發放問卷，並盡量兼顧性別、婚姻狀況的比例，但整體而言，此次樣本的教育程度偏高，多為非主管階級，且以製造業、服務業與文教業為多數。因此，研究結果需小心推論之。第二，縱貫研究需要填答者的熱情支持，此或可說明何以樣本教育程度偏高。不過，即便是願意參與縱貫研究的填答者，過多的問卷題項將消磨填答的意願與品質。因此，我們在問卷中尚無法包含太多的變項，以致於在本研究中，工作場域的預測因子以工作負荷為代表，家庭場域的預測因子以家庭衝突為代表。若欲進一步分析前述同場域與跨場域預測因子解釋利之強弱，未來研究可加入更多變項，以匯聚更強而有力的研究發現。第三，本研究探討一般自我效能（general self-efficacy）的調節作用，職家文獻上已有學者探討特定自我效能（specific self-efficacy）與職家衝突感受之間的關聯，如處理職家衝突的自我效能（Michael et al., 2011）或親職自我效能（Cinamon et al., 2007）。倘若能測量特定自我效能，想必更能貼近描述自我效能於職家衝突的緩衝作用，是為本研究限制。不過，Bandura（1997）指出自我

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效能乃一穩定且全面性的正向信念。管理者藉由觀察員工的一般自我效能，亦能推論其信念於職家衝突發生時的作用。因此，本研究所探究之一般自我效能的緩衝效果，仍有啟發之價值。綜而言之，本研究以台灣全職工作者為對象，探討 FWC 的前因與後果，並檢視自我效能的調節作用。結果顯示家庭衝突則會引發 FWC，而 FWC 的影響後果則是以家庭場域為主；至於工作負荷與 FWC 之間的關聯較為複雜，尚需考慮 WFC 的作用，需要未來研究進一步釐清。本研究採用縱貫研究以降低共同方法變異之影響，進一步釐清了預測因子與 FWC 的因果關係。此外，更重要的是，本研究將壓力研究中自我效能的調節作用，延伸至職家領域，確認了自我效能所扮演的角色。唯，有關調節作用的運作機制仍須未來研究進一步驗證之。而有關近來文獻上爭論的同場域∕跨場域預測因子與職家衝突關聯強弱的議題，國內似乎尚未有相關的探討。建議未來研究可納入更多預測因子，並同時檢視 WFC 與 FWC，做一完整的模式比較，以增進對職家議題的瞭解。

致謝

本研究由國科會資助，計畫編號為 NSC97-2410-H-002-201-MY3，特此感謝。

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