工作家庭平衡双构面视角下社会支持对农村教师工作投入的影响：一个多重中介模型(2)
H4a：工作家庭冲突在社会支持与工作投入之间起着中介作用；
H4b：工作家庭促进在社会支持与工作投入之间起着中介作用。
基于以上假设，研究的假设模型如图1所示：
2对象和方法
2.1被试
以贵州省在职在编的已婚农村教师为研究对象，发放问卷400份，共得有效问卷351份，有效回收率87.75%。其中，男性174人，女性171人，未填写6人；年龄：24岁以下40人，25 34岁172人，35-44岁73人，45-54岁51人，55岁以上10人，未填写5人；学历：高中或中专学历32人，大专学历117人，本科学历188人，研究生学历2人，未填写12人；工作年限：3年以内101人，4-7年63人，8-12年67人，13-19年50人，20年以上67人，未填写3人；月收入：2000-4000元236人，4000-6000元103人，6000元以上5人，未填写7人。
2.2研究工具
2.2.1工作家庭平衡量表
工作家庭平衡采用Grzywacz和Mzrks(2000)开发，曾练平和燕良轼(2013)修订的中文版工作家庭平衡量表。采用Likert5点计分，从“1”到“5”，分别对应“不同意”、“较不同意”、“说不清楚”、“较同意”、“同意”。在本次取样中，工作侵扰家庭、工作促进家庭、家庭侵擾工作和家庭促进工作4个维度的内部一致性系数α分别为0.83，0.73，0.80，0.71。
2.2.2社会支持量表
社会支持采用Caplan等(Caplan，Cobb，French Jr，van Harrison，& Pinneau Jr，1975)编制的量表，该量表已使用于国内的实证研究(谢义忠，时勘，2007)。采用Likert5点计分，从“1”到“5”，分别对应的“非常小”、“比较小”、“一般”、“比较大”、“非常大”。上司支持、同事支持和亲朋支持3个维度在本次取样中的内部一致性系数α分别为0.81、0.72、0.79。
2.2.3工作投入量表
工作投入采用Schaufeli等(Schaufeli，Salanova，Gonzalezroma，& Bakker，2002)开发，张轶文和甘怡群(2005)修订的工作投入量表。采用Likert5点计分，从“1”到“5”，分别对应的“不同意”、“较不同意”、“说不清楚”、“较同意”、“同意”。活力、奉献和专注3个维度在本次取样中的内部一致性系数α分别为0.75、0.79、0.78。
2.2.4数据分析
以原始问卷为基础，调查数据均采用EPID-ATA 3.1集中录入。采用SPSS24.0和Amos24.0分析数据。具体进行的统计分析包括：首先探索性因素分析检验共同方法偏差；接着通过信度分析和验证性因素分析检验调查问卷的信度和效度；然后，进行描述统计和相关分析；最后采用中介作用分析检验社会支持、工作家庭平衡与工作投入三者之间的关系。
3结果
3.1共同方法偏差与问卷信效度检验
采用Podsakoff等(Podsakoff，Mackenzie，Lee， & Podsakoff，2003)和周浩，龙立荣(2004)的建议检验共同方法偏差，进行Harman单因素检验，对所有变量的项目进行未旋转的因素分析。分析结果显示，特征根大于1的公因子共有9个，而且第一个公因子解释的变异量只有23.68%。参照得到多个公因子，且第一个公因子解释的变异量不超过40%的先定标准，说明本研究的同源偏差问题并不严重。
使用Cronbachα系数来测量问卷的信度。结果如前所述，本研究所使用的问卷及其子维度α系数都在0.70以上，达到了心理测量学的要求。
采用验证性因素分析检验主要研究变量的区分效度，结果见表1。
由表1可知，四因素模型M6与数据拟合较好(RMSEA=0.09，TLI=0.90，CFI=0.94，X2/df=4.12)，各项拟合指标均优于其他竞争模型，说明四个主要因素具有良好的区分效度。
3.2主要变量的描述性统计
因缺少常模，研究者采用单样本t检验，将社会支持、工作家庭平衡与工作投入的测量均值与理论均值进行了对比。结果显示：农村教师的工作家庭冲突处于中等偏下水平(t=-5.00，p<0.001)，工作家庭促进处于中等偏上水平(t=11.49，p<0.001)，工作投入处于中等偏上水平(t=17.57，p<0.001)，社会支持处于中等偏上水平(t=10.03，p<0.001)。
相关分析的结果(见表2)显示：社会支持与工作家庭冲突显著负相关(r=-0.34，p<0.01)，与工作家庭促进显著正相关(r=0.38，p<0.01)，这些结果说明：研究假设H1a和H1b得到了初步验证；社会支持与工作投入显著正相关(r=0.39，p<0.01)，这个结果说明：研究假设H2得到了初步验证；工作家庭冲突与工作投入显著负相关(r=0.31，p<0.01)，工作家庭促进与工作投入显著正相关(r=0.42，p<0.01)，这些结果说明：研究假设H3a和H3b得到了初步验证。本研究的相关系数取值范围在-0.34至0.42之间，根据Tsui，Ashford，Clair和Xin(1995)的观点，存在严重的多重共线性的相关系数临界值为0.75，可知本研究数据并不存在严重的多重共线性问题。
3.3工作家庭平衡的中介效应分析
采用潜变量结构方程模型检验工作家庭平衡的中介效应。即以社会支持为自变量，工作家庭平衡的双构面(工作家庭冲突和工作家庭促进)为中介变量，工作投入为因变量构建了并行多重中介模型，其结构模型见图2。 (曾练平 何明远 潘运 赵守盈)
H4b：工作家庭促进在社会支持与工作投入之间起着中介作用。
基于以上假设，研究的假设模型如图1所示：
2对象和方法
2.1被试
以贵州省在职在编的已婚农村教师为研究对象，发放问卷400份，共得有效问卷351份，有效回收率87.75%。其中，男性174人，女性171人，未填写6人；年龄：24岁以下40人，25 34岁172人，35-44岁73人，45-54岁51人，55岁以上10人，未填写5人；学历：高中或中专学历32人，大专学历117人，本科学历188人，研究生学历2人，未填写12人；工作年限：3年以内101人，4-7年63人，8-12年67人，13-19年50人，20年以上67人，未填写3人；月收入：2000-4000元236人，4000-6000元103人，6000元以上5人，未填写7人。
2.2研究工具
2.2.1工作家庭平衡量表
工作家庭平衡采用Grzywacz和Mzrks(2000)开发，曾练平和燕良轼(2013)修订的中文版工作家庭平衡量表。采用Likert5点计分，从“1”到“5”，分别对应“不同意”、“较不同意”、“说不清楚”、“较同意”、“同意”。在本次取样中，工作侵扰家庭、工作促进家庭、家庭侵擾工作和家庭促进工作4个维度的内部一致性系数α分别为0.83，0.73，0.80，0.71。
2.2.2社会支持量表
社会支持采用Caplan等(Caplan，Cobb，French Jr，van Harrison，& Pinneau Jr，1975)编制的量表，该量表已使用于国内的实证研究(谢义忠，时勘，2007)。采用Likert5点计分，从“1”到“5”，分别对应的“非常小”、“比较小”、“一般”、“比较大”、“非常大”。上司支持、同事支持和亲朋支持3个维度在本次取样中的内部一致性系数α分别为0.81、0.72、0.79。
2.2.3工作投入量表
工作投入采用Schaufeli等(Schaufeli，Salanova，Gonzalezroma，& Bakker，2002)开发，张轶文和甘怡群(2005)修订的工作投入量表。采用Likert5点计分，从“1”到“5”，分别对应的“不同意”、“较不同意”、“说不清楚”、“较同意”、“同意”。活力、奉献和专注3个维度在本次取样中的内部一致性系数α分别为0.75、0.79、0.78。
2.2.4数据分析
以原始问卷为基础，调查数据均采用EPID-ATA 3.1集中录入。采用SPSS24.0和Amos24.0分析数据。具体进行的统计分析包括：首先探索性因素分析检验共同方法偏差；接着通过信度分析和验证性因素分析检验调查问卷的信度和效度；然后，进行描述统计和相关分析；最后采用中介作用分析检验社会支持、工作家庭平衡与工作投入三者之间的关系。
3结果
3.1共同方法偏差与问卷信效度检验
采用Podsakoff等(Podsakoff，Mackenzie，Lee， & Podsakoff，2003)和周浩，龙立荣(2004)的建议检验共同方法偏差，进行Harman单因素检验，对所有变量的项目进行未旋转的因素分析。分析结果显示，特征根大于1的公因子共有9个，而且第一个公因子解释的变异量只有23.68%。参照得到多个公因子，且第一个公因子解释的变异量不超过40%的先定标准，说明本研究的同源偏差问题并不严重。
使用Cronbachα系数来测量问卷的信度。结果如前所述，本研究所使用的问卷及其子维度α系数都在0.70以上，达到了心理测量学的要求。
采用验证性因素分析检验主要研究变量的区分效度，结果见表1。
由表1可知，四因素模型M6与数据拟合较好(RMSEA=0.09，TLI=0.90，CFI=0.94，X2/df=4.12)，各项拟合指标均优于其他竞争模型，说明四个主要因素具有良好的区分效度。
3.2主要变量的描述性统计
因缺少常模，研究者采用单样本t检验，将社会支持、工作家庭平衡与工作投入的测量均值与理论均值进行了对比。结果显示：农村教师的工作家庭冲突处于中等偏下水平(t=-5.00，p<0.001)，工作家庭促进处于中等偏上水平(t=11.49，p<0.001)，工作投入处于中等偏上水平(t=17.57，p<0.001)，社会支持处于中等偏上水平(t=10.03，p<0.001)。
相关分析的结果(见表2)显示：社会支持与工作家庭冲突显著负相关(r=-0.34，p<0.01)，与工作家庭促进显著正相关(r=0.38，p<0.01)，这些结果说明：研究假设H1a和H1b得到了初步验证；社会支持与工作投入显著正相关(r=0.39，p<0.01)，这个结果说明：研究假设H2得到了初步验证；工作家庭冲突与工作投入显著负相关(r=0.31，p<0.01)，工作家庭促进与工作投入显著正相关(r=0.42，p<0.01)，这些结果说明：研究假设H3a和H3b得到了初步验证。本研究的相关系数取值范围在-0.34至0.42之间，根据Tsui，Ashford，Clair和Xin(1995)的观点，存在严重的多重共线性的相关系数临界值为0.75，可知本研究数据并不存在严重的多重共线性问题。
3.3工作家庭平衡的中介效应分析
采用潜变量结构方程模型检验工作家庭平衡的中介效应。即以社会支持为自变量，工作家庭平衡的双构面(工作家庭冲突和工作家庭促进)为中介变量，工作投入为因变量构建了并行多重中介模型，其结构模型见图2。 (曾练平 何明远 潘运 赵守盈)