□ 吴 楠 潘清泉

一、引言

随着数字化转型的深入，VUCA 时代外部环境易变性、不确定性、复杂性和模糊性的特征愈发明显。[1]因此，身处这一环境的企业应不断提高对工作的创新性要求，以期更好地应对不确定性，保证企业生存、发展并赢得竞争优势。在此背景下，工作压力与日俱增，员工工作领域和家庭领域之间的资源竞争（如时间、精力等）愈发突出。[2]同时，已有研究指出，双职工家庭逐渐成为中国城市家庭结构的主流，抚育子女、赡养父母都对双职工夫妻提出了更高的家庭责任要求。[3]而家庭责任会使员工对从事创新活动带来的物质风险产生担忧，从而抑制员工的创造力。[4]因此，为缓解员工工作—家庭需求冲突，鼓励员工开拓创新，学者们开始关注组织情境和家庭情境对员工创新行为的影响。现有研究多聚焦于组织情境，并得出家庭支持型主管行为[5]、家庭亲善政策[6]等会显著正向预测员工创新与创造力的结论，而作为非工作领域的家庭情境在现有研究中却较少涉及，[7]即使有所提及，也多是基于工作—家庭冲突视角，认为两个领域的资源要求在本质上是争夺而非互利关系。[8]

但事实并非如此。所谓“家和万事兴”，家庭成员支持在提高员工个体资源的同时，也促进了其角色外工作行为的产生。[9]特别是同员工有着密切关系的家庭核心成员——配偶，作为员工极为重要的社会关系成员，[7]其提供的支持可以让员工获得更多资源。相对于情感支持而言，工具性支持是指向他人提供的任务协助、任务指导[10]和灵活性时间安排[11]等有形援助，配偶工具性支持即是指配偶提供的有形援助，属于物理性质（时间、事务、经济等）的稳定资源。配偶工具性支持在家庭、工作两个领域之间进行转移时，对资源转入领域的影响更为明显，[2]更有益于促进家庭—工作增益。家庭—工作增益是指个体在家庭场域中获得的资源、经验等有助于提高其在工作角色中工作质量的程度。[12]也就是说，当个体通过从家庭角色获得的情绪支持、技能支持等资源来提升工作角色的表现时，就会产生家庭—工作增益。根据资源—获取—发展模型，当个体从家庭领域中获取资源时，他们会倾向于在工作领域进行资源增益以实现个人工作目标。[13]可见配偶工具性支持通过资源供给促进家庭—工作增益，进而激发员工创新行为这一作用机制存在逻辑基础以及进行理论探讨的可能性。

需要指出的是，配偶工具性支持并非一定会促进员工创新行为，这是由于工作家庭区隔偏好会抑制或促进个人资源跨界溢出。[14]尽管资源可以实现跨领域溢出，但个体特质差异会导致不同个体资源溢出效果存在差异。正如克莱纳（Kreiner）研究发现，基于不同程度的工作家庭区隔偏好，个体在工作和家庭之间设置了强弱不同的界线，进而对跨领域的资源转移和吸收产生制约。[15]但这种影响效应在研究中往往易被忽略，目前大多数学者仅针对工作家庭区隔偏好对情境需求的消极溢出进行探讨，而忽视了工作家庭区隔偏好对情境资源积极溢出的研究。[9]

基于此，本文引入工作家庭区隔偏好作为调节变量，构建了以家庭—工作增益为中介的研究模型，系统探究配偶工具性支持对员工创新行为的影响。

二、假设提出

（一）配偶工具性支持与员工创新行为

配偶工具性支持是指员工从配偶处获得的有形关怀和帮助。[16]具体而言，即配偶主动承担更多的家庭责任，这不仅减轻了员工来自家庭领域的压力，[17]同时也向员工发出关心、关怀和支持的信号，有效激发了员工的积极情感。[18]

根据资源——获取——发展模型（The Resource-Gain-Development Perspective，RGD），个体具有成长、发展的自然倾向，当个体投入一种角色中时，就会努力获取有利于其自身发展的资源，并将资源最大化利用以获得收益。与此同时，个体会将这些收益主动投入另一角色领域，保障个体在另一角色中的良好运作，进一步实现资源的强化和增益。[13]诺法查（Nurfaizal）等研究发现，尽管配偶独立于工作场所之外，但配偶工具性支持可以提高员工创造力和创新行为的发生频次。[19]员工创新行为即是指员工在工作中产生创新性观点，并将其付诸实践的过程，[20]往往在个体感知具备进行创新的物质资源或情境资源时才易得到激发。

配偶工具性支持是来自家庭领域中的一种极为重要的情境资源。[7]因此，当个体在家庭领域获得配偶工具性支持时，会最大化利用这一资源，同时将配偶工具性支持所带来的充裕资本、积极情绪等转移至工作领域，进而促进创新行为的产生。[8,21]具体而言，一方面，基于资源—获取—发展模型的资源跨界溢出，创新行为所具备的复杂性、不确定性和风险性特征意味着员工先前的资源投入不一定能得到回报，因此创新行为对员工个体资源提出了较高要求。[5]当配偶主动分担员工的家务劳动、给予员工生活上的便利和照顾时，不仅从客观上减轻员工扮演家庭角色的压力，维持员工身体健康，[9]也向员工传达出关心和支持的信号，促进员工积极情绪的产生。[18]这时，员工倾向于将充足的个人资源投入工作领域以促进个人在工作领域的良好运作，[13]维持较低的时间压力、充裕的物质条件、愉悦的个人情绪以及可控的外部环境，这些都是拓展员工思维模式和推动创新行为的重要先行条件，[22]为员工实施创新行为提供了坚实保证。[23]另一方面，基于社会交换视角的研究表明，社会交换是影响员工创造力的重要因素。[24]配偶工具性支持给予员工极大程度上的家庭支持，能够激发员工强烈的回报心理以实现互利互惠。[25]在中国的工作伦理观里，工作的目的即为家庭带来荣耀和财富，提升家庭整体利益。参与创新活动对于员工适应组织发展的动态变化、提高个人核心竞争力来说是必不可少的，[26]往往能够为员工带来较好的回报，如组织地位、职级晋升及奖金福利等，因此员工在自身资源充足的情况下很有可能通过创新行为来提升家庭利益，以此回报配偶给予的支持。据此，本文提出以下假设。

H1：配偶工具性支持对员工创新行为具有正向影响。

（二）家庭—工作增益的中介作用

配偶工具性支持让员工可以从家庭领域获得积极的个人资源，当他们将所获资源投资于工作领域时，也就产生了家庭—工作增益。[2]根据资源—获取—发展模型，资源是增益过程中的一个关键性驱动因素。[13]配偶工具性支持是一种重要的家庭领域支持性资源，当员工获得较高水平的配偶工具性支持时，如员工管理家庭和照顾子女的责任得到配偶的分担、在家务上得到配偶的帮助等（家庭资源），这使得员工对于家庭角色的资源投入减少，也就意味着更多个人资源（如时间、精力和注意力等）得到保留。[9]因此，当员工在家庭领域获得配偶工具性支持时，其会最大化利用这一资源，即将这些有助于自身发展的收益运用于工作领域，更多地专注于与工作相关的任务、积累工作经验（工作资源），更好地胜任自身的工作角色及家庭角色，[27]形成家庭—工作增益。

已有研究发现，配偶愿意在家庭责任上花费更多时间将会让员工体验到工作、家庭之间角色扮演的灵活性，使他们在工作中的表现更为出色。[28]据此，本文提出以下假设。

H2：配偶工具性支持对家庭—工作增益具有正向影响。

实现员工创新行为需要大量个人资源的投入，包括时间、金钱、精力等，对个体资源池来说是不小的损耗。而配偶工具性支持正向预测的家庭—工作增益能够从提高家庭领域资源获取、降低工作领域资源折损和增加自身资源三个方面提升员工自身的资源水平，为员工增加更多机会、更多时间去思考新方法来改进与工作相关的任务，[29]促进员工创新行为的产生。具体而言，首先，个体需要协调好工作角色和家庭角色才能达成增益。[30]在现实生活中，工作任务和家庭责任会不可避免地产生一定的时间冲突，双职工家庭员工就需要更合理的规划和安排，在对方有需求时提供配偶工具性支持以保障对方工作的顺利进行。这一实践过程促使员工更新自身看待问题和解决问题的知识、技能和方式，[7]从而拓宽员工固有的思维模式，提出创新性想法，有助于促进员工创新行为的产生。[31]其次，感知到家庭—工作增益的个体，获得了来自家庭领域的物质资源和情感资源，进而能够从容应对工作压力，自身风险承担能力提高，主动投入资源以实现自我发展和提升的可能性更高。[9]例如，配偶的家务分担、家庭活动安排等让个体认识到自己的工作得到认可与支持，自身资源充沛，激发了个体的工作上进心和积极性，进而更容易在工作中进行创新。据此，本文提出以下假设。

H3：家庭—工作增益在配偶工具性支持与员工创新行为之间起中介作用，即配偶工具性支持会促进员工的家庭—工作增益，从而正向影响员工的创新行为。

（三）工作家庭区隔偏好的调节作用

工作家庭区隔偏好是指个体在主观上分离工作领域与家庭领域的偏好程度，[15]不同个体工作和家庭边界的渗透性和区隔性存在差异。区隔偏好水平较高的个体通常能够将工作任务和家庭生活明显分隔开来，两个领域之间互不干涉，致使资源很难在两个领域之间流动。[32]而区隔偏好水平较低的个体则相反。

这也就意味着，配偶工具性支持这一积极资源的利用效率取决于个体工作家庭区隔偏好水平。区隔偏好高的个体在不同领域之间具有较为严格的分割界限，[32]这将限制个人积极资源的转移，配偶工具性支持带来的家庭—工作增益也就更难发生。[33]而与此相反，区隔偏好低的个体，其不同领域之间的界限较为模糊，资源跨界增益也就更容易产生。已有学者进行实证研究发现，工作家庭区隔偏好负向影响家庭—工作增益。[33]据此，本文提出以下假设。

H4：工作家庭区隔偏好调节配偶工具性支持与家庭—工作增益之间的关系。具体表现为个体的工作家庭区隔偏好越低，配偶工具性支持对家庭—工作增益的正向效应会越强。

（四）有调节的中介模型构建

基于以上论述，本文认为家庭—工作增益在配偶工具性支持与员工创新行为之间存在中介效应，该中介效应的强弱会受个体工作家庭区隔偏好的影响。高工作家庭区隔偏好个体的家庭—工作边界渗透性较低，他们倾向于更多的将资源控制在某一领域内，而非占用另一领域资源。[34]但是，高区隔偏好不仅避免了资源损耗，也使员工富余的资源难以跨界溢出，这就意味着资源利用效率降低，[14]因而配偶工具性支持这类家庭支持资源对工作领域产生的有效增益减少。相对而言，在工作家庭区隔偏好低的情况下，跨领域之间的积极资源溢出更为容易，配偶工具性支持对家庭—工作增益的影响更为显著。因此，家庭—工作增益在配偶工具性支持与员工创新行为之间的正向影响作用更强。据此，本文提出以下假设。

H5：工作家庭区隔偏好在配偶工具性支持影响家庭—工作增益进而增强员工创新行为的间接路径中起着调节作用，具体表现为工作家庭区隔偏好水平越低，配偶工具性支持通过家庭—工作增益促进员工创新行为的效应越强。

综合以上分析，本文构建了如图1 所示的理论模型。

图1 理论模型

三、研究方法

（一）研究样本与测量

本文采用问卷调查法进行数据收集，调研对象为广州市、深圳市、郑州市、西安市等多个城市不同行业的已婚员工，且夫妻双方均为企业在职员工。共计发放问卷300 份，剔除无效数据后获得有效问卷258 份，有效回收率为86.00%。在被试样本信息中，女性占55.43%，男性占44.57%；30 岁及以下占22.87%，31～40 岁占40.70%，41～50 岁占28.68%，50岁以上占7.75%；52.71%员工没有完全固定的上下班时间，47.29%员工有固定上下班时间；教育背景以本科为主，占35.27%；企业性质以私营企业为主，占45.74%。

（二）测量工具

本研究所采用量表均为国内外学者广泛使用的成熟量表，为尽可能保证翻译后量表的一致性，严格遵循互译原则进行合理翻译。经测量，量表信效度良好，有利于被试对象对问题的理解和问卷的收集。以下量表均采用Likert 5 点计分法（1=非常不符合，5=非常符合）。

配偶工具性支持。采用金（King）编制的量表，[35]并通过统计技术手段，对该量表进行修订，共包含8 个题项。代表性题项有“当我因工作而来不及完成相应的家庭事务时，配偶会帮我处理”“如果不得不推迟下班，配偶能够处理好家里的事务”。该量表的Cronbach'sα系数为0.929。

家庭—工作增益。采用韦恩（Wayne）等编制的4 题项量表，[36]代表性题项有“你的家庭生活帮助你放轻松，为第二天的工作做好准备”。该量表的Cronbach'sα系数为0.850。

员工创新行为。采用刘云等编制的5 题项量表，[37]代表性题项有“为了实现同事的创新构想，我经常建言献策”。该量表的Cronbach'sα系数为0.856。

工作家庭区隔偏好。采用Kreiner 编制的4 题项量表，[15]代表性题项有“我喜欢回家时能把工作抛之脑后”。该量表的Cronbach'sα系数分别为0.851。

控制变量。借鉴已有的研究经验，[9]本研究选取性别、年龄、教育背景、企业性质、职位及公司是否有规定固定的上下班时间6 个变量作为控制变量。

（三）分析策略

本研究主要使用SPSS 22.0 软件以及PROCESS 3.3 插件和AMOS 23.0 对数据样本进行分析处理。首先，采用验证性因子分析检验核心变量的区分效度。其次，采用共同方法偏差避免同源数据带来的影响。最后，通过层级回归分析来检验研究假设。

四、研究结果

（一）信效度分析

本研究使用AMOS 23.0 进行验证性因子分析，结果见表1。四因子模型的适配指标最为理想，四因子模型拟合指数为：χ2/df=2.477，RMSEA=0.076，CFI=0.939，TLI=0.929，SRMR=0.0738，说明四个变量之间区分效度良好。

表1 各模型适配度结果表

考虑到本研究问卷收集时点集中且来源较为单一，为增强研究结论的严谨性，采用Harman 单因子方法来评估共同方法偏差的影响。将本研究中测量四个变量的全部题项进行探索性因子分析，分析结果显示主因子变异解释量为36.32%，小于40%，表明数据中共同方法偏差影响在允许范围内。

（二）描述性统计检验结果

本研究采用相关性分析初步探索各变量之间的相关关系。由表2 可知，配偶工具性支持与员工创新行为显著正相关（β=0.704，p＜0.01），这为验证假设H1提供了基础。配偶工具性支持与家庭—工作增益显著正相关（β=0.792，p＜0.01），家庭—工作增益与员工创新行为显著正相关（β=0.860，p＜0.01），这为假设H2和假设H3提供了基础。另外，工作家庭区隔偏好与家庭—工作增益（β=-0.099，p＜0.01）、员工创新行为（β=-0.113，p＜0.05）都显著负相关，基本符合研究假设。

表2 各变量的均值、标准差和相关系数

（三）假设检验

1.主效应和中介作用

本研究采用多元线性回归分析检验假设H1、H2和H3，表3 展示了分步回归的结果。表3 中模型1 显示，所有的控制变量均不会显著影响家庭—工作增益，排除控制变量影响。模型2 显示，配偶工具性支持对家庭—工作增益具有显著的正向影响（β=0.737，p＜0.001），因此，假设H2得到支持。在控制其他变量影响后，模型4 显示，配偶工具性支持对员工创新行为具有显著的正向影响（β=0.602，p＜0.001），假设H1得到支持。此外，进一步考察配偶工具性支持与家庭—工作增益、员工创新行为之间关系的结果显示（模型5），当控制变量家庭—工作增益后，配偶工具性支持对员工创新行为的影响系数从0.602（p＜0.001）下降为0.052（p＞0.05），由显著变为不显著，这表明家庭—工作增益在配偶工具性支持与员工创新行为之间发挥完全中介作用，假设H3得到支持。

表3 中介效应的层级回归结果

2.调节作用的影响检验

本研究调节效应的检测引入分层回归分析的三步检验法，即通过变量的交互项来检验工作家庭区隔偏好的调节效果，验证本研究所提出的假设H4。具体分析结果见表4。表4 中模型3 显示，工作家庭区隔偏好对家庭—工作增益具有显著的负向影响（β=-0.120，p＜0.001）。为了检验假设H4，本研究在表4中模型3 的基础上又进一步加入了配偶工具性支持与工作家庭区隔偏好的交互项进行回归分析。实证结果表明，交互项对家庭—工作增益的影响作用显著为负（β=-0.189，p＜0.001），说明调节效应存在，也就是说，当员工工作家庭区隔偏好较低时，配偶工具性支持对家庭—工作增益的正向影响越强。此外，为了更形象地阐述工作家庭区隔偏好在配偶工具性支持与家庭—工作增益之间所起到的调节作用，本文选取区隔偏好高（均值+1SD）和低（均值-1SD）两种取值绘制了调节效应图，如图2 所示。结果发现，当工作家庭区隔偏好低时，配偶工具性支持与家庭—工作增益的正向关系更强。因此，假设H4得到支持。

表4 调节效应的层级回归结果

图2 工作家庭区隔偏好的调节效应图

3.有调节的中介效应检验

从上述验证可以看出，工作家庭区隔偏好调节了配偶工具性支持和家庭—工作增益之间的关系，因此还需要检验工作家庭区隔偏好对家庭—工作增益的中介效应是否会产生调节作用。本研究采用SPSS 软件PROCESS插件（3.3）的模型7，Bootstrap 次数为5 000次，检验工作家庭区隔偏好是否调节了家庭—工作增益在配偶工具性支持和员工创新行为之间的中介作用。表5 显示，Index=-0.1411，Boot 标准误为0.0382，95%水平下的CI 为[-0.2193，-0.0696]，该区间不包含0。由此可知，工作家庭区隔偏好可以调节家庭—工作增益在配偶工具性支持和员工创新行为之间的中介作用。具体来说，在低区隔偏好组，配偶工具性支持对员工创新行为的间接效应显著（间接效应值=0.6748），95%水平下的CI为[0.5448，0.8041]；在高区隔偏好组，配偶工具性支持对员工创新行为的间接效应仍显著（间接效应值=0.4364），95%水平下的CI为[0.3568，0.5187]。这也就意味着，“配偶工具性支持—家庭工作增益—员工创新行为”这条路径中被调节的中介效应是成立的，当员工区隔偏好较低时，家庭—工作增益所起的中介效应就会更强。此外，高低组间间接效应差异显著（间接效应差异值=-0.2384），95%水平下的CI 为[-0.3704，-0.1176]，该区间同样不包含0，表明调节作用显著。综上所述，工作家庭区隔偏好能够显著调节家庭—工作增益在配偶工具性支持与员工创新行为之间的中介作用，假设H5得到支持。

表5 有调节的中介模型检验

五、结论与讨论

（一）研究结论

本文从个体工作—家庭资源溢出视角来解读配偶工具性支持和员工创新行为产生作用的过程，以及工作家庭区隔偏好对该过程的调节作用。结果表明，家庭—工作增益在配偶工具性支持与员工创新行为之间起完全中介作用；并且，工作家庭区隔偏好越低的个体，家庭—工作增益越容易溢出，表现为被调节的中介作用。

（二）理论意义

本文在资源—获取—发展模型的框架下，系统研究了配偶工具性支持对员工工作行为产生的积极反应及其边界条件，有以下三个方面理论贡献。

第一，本文丰富了工作—家庭资源积极溢出的相关研究。现有研究大都聚焦于工作—家庭消极溢出效应，[38]近年来，学者们对家庭—工作增益表现出的兴趣愈发强烈，但关于家庭—工作增益的前因和后效研究仍较为匮乏，且家庭—工作增益包含两个方向的增益：工作对家庭增益、家庭对工作增益，而现有研究多关注工作领域的资源溢出，而较少有学者关注家庭领域支持性资源的溢出。[27]因此，本文重点关注家庭领域对工作领域产生的影响，从资源—获取—发展模型视角出发，提出配偶工具性支持这一影响机制，不仅深化了工作家庭关系的理论视角，而且配偶工具性支持作为重要的家庭资源为资源—获取—发展模型注入新的活力。此外，在国内外，配偶工具性支持仍是新兴研究视角，本文将其作为解释变量，为后续学者提供研究参考。

第二，本文基于配偶工具性支持角度扩充了员工创新行为的前因研究，揭示了两者之间的关系。正如前文所述，鉴于员工创新行为对组织生存和发展的重要性，学者们广泛探究了其前因变量。然而现有文献多将员工创新行为的发生归因于组织中的领导风格、组织氛围等，[39]忽略了家庭生活的影响。[7]因此，在研究激发员工创新行为的原因时，只考察组织领域因素而不考察家庭积极因素的影响是不全面的。结合以上研究结论，本文基于员工角色外表现多源于其对正面影响因素的感知，[40]依据资源—获取—发展模型，从家庭对工作的溢出角度，也就是从配偶工具性支持视角出发探讨员工创新行为。研究结论补充了现有文献中仅从工作领域考察员工创新行为前因变量的不足，也响应了学者们认为应当从工作—家庭领域相互溢出角度考量如何激发员工正面行为的呼吁。

第三，本文明确了配偶工具性支持作用于家庭—工作增益及员工创新行为的边界条件。本文将工作家庭区隔偏好作为边界作用因素深入剖析为何在配偶工具性支持水平相同的情况下，个体家庭—工作增益程度有所差异的问题。既弥补了工作—家庭溢出的现有研究中对个体特质这一重要边界的忽视，又响应了格林豪斯（Greenhaus）和鲍威尔（Powell）指出的将个体特质作为边界因素对家庭—工作增益产生影响的呼吁。[28]此外，以往研究大都提出工作家庭区隔偏好高的个体，可以通过在家庭与工作之间建立严格屏障而获益，[32]然而本文数据分析表明，工作家庭区隔偏好较高也有一定的负面作用。在个人积极资源充裕的情况下，它会成为一个障碍并约束配偶工具性资源这类家庭支持性资源向工作领域流动，抑制了家庭—工作增益的积极作用。即本文通过对工作家庭区隔偏好的负面影响进行探讨，对现有研究进行补充。

（三）实践意义

在现代化和市场化趋势下，中国在职员工中女性比例超过40%，双职工家庭成为中国家庭关系的主要模式，这也就意味着夫妻双方需要通过分工合作来完成家务劳动。我国传统文化历来极为重视家庭，加之近年来中国员工对工作—家庭平衡的追求，探究工作—家庭溢出在新时代背景下成为一个热点话题，管理者也极为关注如何通过家庭支持性资源来激发员工创新行为。这正是本文的实践启示所在。

第一，企业必须注重员工家庭的作用。员工努力工作的主要动力来源于家庭，家庭支持对于员工而言至关重要。首先，在招聘员工的过程中，企业可以将家庭和睦和配偶对员工就业的态度作为筛选条件之一。其次，在员工入职后，企业可以组织员工及其配偶共同参与的讲座、活动、咨询服务等，促进夫妻双方彼此了解，在深入学习以及深层沟通中提升双方对彼此的认同感和满意度。最后，适当关注员工家庭情况，给予员工家庭相应的支持，营造家庭支持型的组织氛围，从而促使员工的配偶出于社会交换心理、互惠互利原则表现出更多工具性支持，激发员工创新行为。

第二，激发员工创新行为需要组织内及组织外多方共同作用。家庭内部必须建立适当的运营模式。例如，员工在工作时，伴侣任一方都有责任向另一方提供支持和帮助。对于双职工家庭而言，成功是属于家庭整体的，因而无论是出于工作考量还是家庭考量，家庭成员都应当建立一种相互扶持的意识，尽可能地在对方相对更为忙碌时提供支持和理解，并主动承担更多的家庭职责，以免去配偶家庭角色的后顾之忧。

第三，企业应当重视不同员工的工作家庭区隔偏好，因人而异地设置人性化的企业管理边界机制。企业应当提前了解员工的工作家庭区隔偏好，在招聘时遴选与企业需求较为一致的员工，并录入员工工作档案。此外，可以根据员工的工作家庭区隔偏好进行合理的岗位安排与调整，有目的性地改善员工工作时间和工作方式，如制定弹性工作制、许可一定的工作时间非工作连通行为等，尽可能降低员工过高或过低的工作家庭区隔偏好带来的负面影响。

（四）局限性和研究展望

首先，本文采用的研究数据为横截面数据，尽管通过统计分析验证了共同方法偏差对研究结果的影响并不严重，但不可避免地会存在一定的同源性偏差。因此在未来的研究设计中，可以选择多时点的纵向研究方法来获取数据，或通过日记分析法进行数据采集，进一步保证研究结果的可信度。

其次，本文仅考察了配偶工具性支持对员工创新行为的作用机制，主要是考虑到配偶是员工家庭关系中最亲密的个体。但依据现实生活而言，员工父母提供的家庭支持也至关重要，且父母所提供的支持是持续且无偿的，因而在未来研究中，可以考虑深入探究父母工具性支持对员工创新行为的影响。

最后，本文对工作家庭区隔偏好的测量工具简单参照相关研究中对此变量的测量量表，即采用Kreiner 开发的4 题项量表。[15]但Kreiner 呼吁在未来研究中，可探索工作家庭区隔偏好对家庭指向工作的结果变量的测量工具，因此未来研究可以考虑采用或开发更为契合家庭—工作的测量量表，以提高研究结果的科学性和严谨性。