編者按：

本期推送的是美國學者Tang 2007年在Journal of Business Ethics上發(fā)表的文章Income and quality of life:does the love of money make a difference?
              本文研究了一個收入和生活質(zhì)量模型，它控制著對金錢的熱愛、工作滿意度、性別和婚姻狀況，并將就業(yè)狀況、收入水平和性別作為調(diào)節(jié)變量。在整個樣本中，收入與生活質(zhì)量的關系并不顯著，當單獨考察這條路徑時。當所有變量都被控制時，收入與生活質(zhì)量呈負相關。當（1）對金錢的熱愛與工作滿意度呈負相關，（2）工作滿意度與收入和生活質(zhì)量呈正相關時，收入與全職、高收入和男性員工的生活質(zhì)量呈負相關。

這是社論前沿第S1705次推送

微信號：shelunqianyan

引言
               
             

研究表明，總的來說，收入與主觀幸福感（SWB）或幸福感之間存在正相關（Diener，1984）。隨著社會的日益富裕，人們的收入差異會越來越少，而由于社會關系和工作樂趣而引起的差異就更加頻繁（Diener and Seligman，2004）。唯物主義與生活滿意度、主觀幸福感和普通情感呈負相關（Belk，1985；Richins和Rudmin，1994）。

這項研究調(diào)查了收入和生活質(zhì)量關系的模型（圖1），并為文獻提供了以下獨特的理論和經(jīng)驗貢獻。憑直覺，可以合理地預期，對于許多人來說，收入將與生活質(zhì)量成正比。但是，當我們將對金錢的熱愛納入收入-生活質(zhì)量關系模型時，對于某些癡迷于金錢的人來說，收入可能導致負面的生活質(zhì)量，并且收入可能與生活質(zhì)量無關。

圖1：假設模型

(溫馨提示：點擊查看大圖)

收入和主觀幸福感              
           

這項調(diào)查的主要目的是確定收入與主觀幸福感的關系。從直覺上講，收入越高，生活滿意度就越高，因為金錢可以滿足一個人的需求并改善其生活質(zhì)量。收入與總體影響（主觀幸福感）呈正相關（LaBarbera和Gurhan，1997）。在基本需求得到控制后，收入與主觀幸福感相關（Diener等，1995）。其他變量可能會影響這種關系。主觀幸福感（SWB）可能涉及幸福感、生活滿意度和積極情感（Diener，1984）。

主觀幸福感（SWB）可能包括幸福感、生活滿意度和積極的情感（Diener，1984）。大多數(shù)主觀幸福感指標之間的相關性適中，具有足夠的可靠性和內(nèi)部一致性（Eid和Diener，2004）。例如，身體快感與日常滿意度相關（Oishi等人，2001）。主觀幸福感高的人對婚姻、工作、健康、經(jīng)濟和友誼感到滿意（Diener和Diener，1996年）。

對金錢的熱愛              
           

金錢是商業(yè)手段和價值衡量標準。關于金錢在美國和世界范圍內(nèi)的重要性有了顯著提高（例如Milkovich和Newman，2005；Rynes和Gerhart，2000）。1971年，只有49.9％的新生表示，決定上大學的重要原因是“賺錢”。1993年，這一數(shù)字增加到75.1％（美國新生，1994）。1978年，在10種工作偏好中，男性的薪水排名第五，女性的薪水排名第七（Jurgensen，1978）。1990年，在11個工作目標中，薪酬在美國和英國的重要性排名第二，在德國排名第一（Harpaz，1990）。在過去的7年中（1997-2003年），缺錢已成為造成大學生不滿的第一大原因，而在較早的時期（1981-1987年）中，金錢的不足是第二位（Bryan，2004）。管理人員敏銳地意識到在全球市場中有效管理人力資源的重要性。在吸引，挽留和激勵全球員工方面，金錢變得比以往任何時候都更為重要。薪酬和工作不滿可能對組織造成許多負面影響，例如盜竊、離職、適得其反的行為和不當行為（例如Greenberg，1993；Robinson和Bennett，1995；Tang等人，2000；Vardi和Weitz，2004）。

工作滿意度              
           

工作滿意度與主觀幸福感有關（Judge and Chandler，1996）。工作滿意度對生活滿意度的影響比反之亦然（Iverson和Maguire，2000）。其他人則認為生活滿意度會導致工作滿意度
             。從生活滿意度到工作滿意度的因果關系支持“性格”觀點（Staw等，1986）。工作和生活滿意度之間存在顯著的相互關系（Judge and Watanabe，1993）。這項研究沒有研究兩個變量之間的因果關系。根據(jù)這份文獻綜述，可以合理地預期工作滿意度和生活質(zhì)量將成正相關。如果一個人對自己的工作感到滿意，那么，一個人就會對自己的生活質(zhì)量感到滿意，因為工作滿意度是一個人的生活質(zhì)量的組成部分。

關于收入滿意度的原因，薪酬水平-薪酬滿意度關系的一致性可能是最有力的發(fā)現(xiàn)（Heneman和Judge，2000）。從直覺上講，薪酬越高，薪酬滿意度越高。薪酬滿意度只是工作滿意度的一個子集。對大多數(shù)人來說，收入與工作滿意度呈正相關。然而，對于非全日制和低收入個人，如果工作不是他們生活的關鍵部分，那么，收入和工作滿意度可能沒有顯著的相關性。

研究方法與結(jié)果                  
               
             

1.參加者及對策
               
             

研究數(shù)據(jù)來自美國東南部458名參與者的便利樣本（參加專業(yè)研討會的人員經(jīng)理，Arnold Engineering Development的員工
                 中心、大學教職員工、當?shù)貙W校、銀行和其他場所）。要求所有參與者表明其年收入（全日制33,982美元和非全日制12,665美元）、年齡、性別（男性235（51.3％）和女性223（48.7％））、就業(yè)狀況（全職265（57.9％）） 和193（42.1％）的兼職）、婚姻狀況（214（46.7％）的已婚和235（51.3％）的未婚）以及其他變量。在此樣本中，大多數(shù)兼職雇員是大學生。收集數(shù)據(jù)時，全職員工的平均收入接近人均GDP。

2.數(shù)據(jù)分析                  
               
             

Vandenberg和Lance（2000）提供了以下使用CFI和TLI的標準（0.90 =良好擬合的下限，0.95或更高=優(yōu)異擬合）和RMSEA（0.08 =良好擬合的上限，0.06以下）=極佳擬合）并測試模型之間的差異，即卡方變化（Dv2 / Ddf）和擬合指數(shù)變化（DCFI）作為“補充”（即D = 0.01或更?。耗Ｐ椭g的差異）不存在；不存在0.01和0.02之間：模型之間的差異可能存在可疑；并且大于0.02時，模型之間肯定存在差異（另請參見Cheung和Rensvold，2002）。研究人員已經(jīng)研究了路徑分析模型中的“隨機測量誤差”。在本申請中，從任何構(gòu)造到其被測量變量的路徑（因子加載）等于被測量變量的可靠性的平方根，而隨機誤差變量的量為一減去可靠性的量。

3.研究結(jié)果                  
               
             

步驟1：通用方法差異

由于通用方法的方差是該研究中的一個潛在問題（Podsakoff等，2003），因此進行了Harman的單因素檢驗，以檢驗涉及所有在探索性因素分析中，有13個興趣變量（四個是愛錢的因素，五個JDI的因素和四個生活質(zhì)量的因素）。有四個因素（解釋方差：分別為22.43％，12.97％，10.94％和8.034％，總解釋方差= 54.37％）。卵石圖表明應保留三個因素。在獨立（受控）變量和標準變量中，沒有一個因素占協(xié)方差的大部分。因此，本研究中通用方法的差異不顯著。

步驟2：對愛錢量表的測量不變性

“愛錢量表”的測量不變性已被檢查并作為示例在下面給出。驗證性因素分析（CFA）的結(jié)果表明，“熱愛金錢”模型與整個樣本數(shù)據(jù)之間的良好契合
                 （v2 = 91.19，df = 31，p = 0.00，CFI = 0.99，TLI = 0.98，RMSEA = 0.09）。研究者使用CFA檢查了結(jié)構(gòu)（因子結(jié)構(gòu)）不變性
                 使用多組確認性因素分析（MGCFA）在整個就業(yè)狀態(tài)（全日制與非全日制）之間的金錢熱愛標度和度量（因數(shù)負載）不變性。實現(xiàn)了配置不變性（全日制：v2 = 212.21，df = 64，p = 0.00，CFI = 0.99，TLI = 0.99，RMSEA = 0.06；兼職：v2＝ 174.04，df ＝ 64，p ＝ 0.00，CFI ＝ 0.99，TLI ＝ 0.99，RMSEA ＝ 0.05。的根據(jù)無約束（v2 = 150.67，df = 64，p = 0.00，CFI = 0.99，TLI = 0.99，RMSEA = 0.05）和v2的變化（Dv2 = 37.87，Ddf = 6，p <0.05）未實現(xiàn)度量不變性約束的MGCFA（v2 = 188.54，df = 70，p = 0.00，CFI = 0.99，TLI = 0.98，RMSEA = 0.06），但是是基于擬合指數(shù)變化（DCFI = 0.00）實現(xiàn)的（Vandenberg and Lance，2000）。

此外，性別間的結(jié)構(gòu)不變性得到了實現(xiàn)（男性：v2=209.29，df=64，p=0.00，CFI=0.99，TLI=0.98，RMSEA=0.06；女性：v2=187.40，df=64，p=0.00，CFI=0.99，TLI=0.99，RMSEA=0.05）。v2變化（Dv2=2.82，Ddf=6，p>0.05）和擬合指數(shù)變化（DCFI=0.00）均實現(xiàn)了跨性別的度量不變性。因此，本研究在「愛錢量表」上，實現(xiàn)了跨雇傭狀況與性別的測量不變性。整個樣本的主要變量的平均值、標準差和相關性如表1所示。

表1.均值、標準差和變量的相關性

（溫馨提示：點擊查看大圖）

步驟3：整個樣品的SEM

結(jié)果表明，建議的模型與整個樣本的數(shù)據(jù)之間具有良好的擬合度（v2 = 521.10，df = 102，p = 0.00，CFI = 0.98，TLI = 0.97，RMSEA = 0.09）（請參見圖2）。注意，RMSEA略大于0.08，可以接受。這項研究的主要重點是確定收入與生活質(zhì)量之間的擬議路徑。當臨界比率（C.R.）分別大于或等于1.96、2.58或3.50時，路徑在0.05、0.01或0.001的水平上很重要。所建議的路徑是顯著且為負的（收入生活質(zhì)量= 0.25，C.R。= 3.808，p <0.001）。當從控制變量到收入的所有路徑以及生活質(zhì)量和控制變量之間的相關性均設置為零時（v2 = 734.84，df = 115，p = 0.00，CFI = 0.96，TLI = 0.96，RMSEA = 0.11），僅收入對生活質(zhì)量的路徑0.02并不顯著。RMSEA從0.09增加到0.11，并且比原始模型更差。總而言之，當模型中的變量受到控制時，收入與生活質(zhì)量之間的顯著和消極關系占上風。

圖2.整體樣本結(jié)果

（溫馨提示：點擊查看大圖）

步驟4：作為調(diào)節(jié)者的就業(yè)狀況（全職與兼職）

我使用相同的模型（v2 = 611.79，df = 204，p = 0.00，CFI = 0.98，TLI = 0.97，RMSEA = 0.07）同時分析了全職和兼職員工。請注意，步驟4（0.07）中的RMSEA優(yōu)于步驟3（0.09）中的第一次SEM分析，這表明全職員工與兼職員工有所不同。我們將首先介紹全職員工的結(jié)果（參見表2）。

表2.SEM結(jié)果

（溫馨提示：點擊查看大圖）

討論                  
               
             

這項研究檢查了模型中的幾個控制變量。目前的發(fā)現(xiàn)表明，在整個研究中，工作滿意度與整個樣本以及所有子樣本的生活質(zhì)量都顯著相關，這使其成為使用此模型最一致的發(fā)現(xiàn)。這一結(jié)果支持了文獻中顯著的工作滿意度與生活質(zhì)量的關系（艾弗森和馬奎爾，2000）。工作滿意度與整個樣本，全職，高收入和男性雇員的收入相關。男性雇員的收入高于女性雇員。已婚人士的收入高于未婚人士。對金錢的熱愛與整個樣本，兼職員工和男性參與者的生活質(zhì)量相關。對于整個樣本，男性雇員傾向于結(jié)婚。已婚人士比未婚人士往往具有更高的工作滿意度。

在所有關于就業(yè)狀況，收入水平和性別的分析中，本研究為文獻提供了以下理論和經(jīng)驗貢獻。當（1）對金錢的熱愛與工作滿意度呈負相關，并且（2）工作滿意度與收入和生活質(zhì)量呈正相關時，則收入與全職，高收入和低收入者的生活質(zhì)量呈負相關。本研究中的男性雇員。如果這兩個條件不存在，那么在我們的樣本中，兼職，中等或低收入雇員以及女性雇員的收入與生活質(zhì)量無關。當我單獨檢查主要路徑并將所有控制變量的相關性都設置為零時，所有分析的收入都與生活質(zhì)量無關。在此研究中，當模型中控制了多個變量時，收入不會導致較高的生活滿意度，而是對全職，高收入和男性雇員的生活滿意度。金錢和工作滿意度之間的顯著和負面關系，是顯著和負面的收入-生活質(zhì)量關系的預兆。

（原文有刪減）