收入与生活质量：对金钱的热爱会产生影响吗？
编者按：
本期推送的是美国学者Tang 2007年在Journal of Business Ethics上发表的文章Income and quality of life:does the love of money make a difference?
本文研究了一个收入和生活质量模型，它控制着对金钱的热爱、工作满意度、性别和婚姻状况，并将就业状况、收入水平和性别作为调节变量。在整个样本中，收入与生活质量的关系并不显著，当单独考察这条路径时。当所有变量都被控制时，收入与生活质量呈负相关。当（1）对金钱的热爱与工作满意度呈负相关，（2）工作满意度与收入和生活质量呈正相关时，收入与全职、高收入和男性员工的生活质量呈负相关。
这是社论前沿第S1705次推送
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引言
研究表明，总的来说，收入与主观幸福感（SWB）或幸福感之间存在正相关（Diener，1984）。随着社会的日益富裕，人们的收入差异会越来越少，而由于社会关系和工作乐趣而引起的差异就更加频繁（Diener and Seligman，2004）。唯物主义与生活满意度、主观幸福感和普通情感呈负相关（Belk，1985；Richins和Rudmin，1994）。
这项研究调查了收入和生活质量关系的模型（图1），并为文献提供了以下独特的理论和经验贡献。凭直觉，可以合理地预期，对于许多人来说，收入将与生活质量成正比。但是，当我们将对金钱的热爱纳入收入-生活质量关系模型时，对于某些痴迷于金钱的人来说，收入可能导致负面的生活质量，并且收入可能与生活质量无关。
图1：假设模型
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收入和主观幸福感
这项调查的主要目的是确定收入与主观幸福感的关系。从直觉上讲，收入越高，生活满意度就越高，因为金钱可以满足一个人的需求并改善其生活质量。收入与总体影响（主观幸福感）呈正相关（LaBarbera和Gurhan，1997）。在基本需求得到控制后，收入与主观幸福感相关（Diener等，1995）。其他变量可能会影响这种关系。主观幸福感（SWB）可能涉及幸福感、生活满意度和积极情感（Diener，1984）。
主观幸福感（SWB）可能包括幸福感、生活满意度和积极的情感（Diener，1984）。大多数主观幸福感指标之间的相关性适中，具有足够的可靠性和内部一致性（Eid和Diener，2004）。例如，身体快感与日常满意度相关（Oishi等人，2001）。主观幸福感高的人对婚姻、工作、健康、经济和友谊感到满意（Diener和Diener，1996年）。
对金钱的热爱
金钱是商业手段和价值衡量标准。关于金钱在美国和世界范围内的重要性有了显著提高（例如Milkovich和Newman，2005；Rynes和Gerhart，2000）。1971年，只有49.9％的新生表示，决定上大学的重要原因是“赚钱”。1993年，这一数字增加到75.1％（美国新生，1994）。1978年，在10种工作偏好中，男性的薪水排名第五，女性的薪水排名第七（Jurgensen，1978）。1990年，在11个工作目标中，薪酬在美国和英国的重要性排名第二，在德国排名第一（Harpaz，1990）。在过去的7年中（1997-2003年），缺钱已成为造成大学生不满的第一大原因，而在较早的时期（1981-1987年）中，金钱的不足是第二位（Bryan，2004）。管理人员敏锐地意识到在全球市场中有效管理人力资源的重要性。在吸引，挽留和激励全球员工方面，金钱变得比以往任何时候都更为重要。薪酬和工作不满可能对组织造成许多负面影响，例如盗窃、离职、适得其反的行为和不当行为（例如Greenberg，1993；Robinson和Bennett，1995；Tang等人，2000；Vardi和Weitz，2004）。
工作满意度
工作满意度与主观幸福感有关（Judge and Chandler，1996）。工作满意度对生活满意度的影响比反之亦然（Iverson和Maguire，2000）。其他人则认为生活满意度会导致工作满意度
。从生活满意度到工作满意度的因果关系支持“性格”观点（Staw等，1986）。工作和生活满意度之间存在显著的相互关系（Judge and Watanabe，1993）。这项研究没有研究两个变量之间的因果关系。根据这份文献综述，可以合理地预期工作满意度和生活质量将成正相关。如果一个人对自己的工作感到满意，那么，一个人就会对自己的生活质量感到满意，因为工作满意度是一个人的生活质量的组成部分。
关于收入满意度的原因，薪酬水平-薪酬满意度关系的一致性可能是最有力的发现（Heneman和Judge，2000）。从直觉上讲，薪酬越高，薪酬满意度越高。薪酬满意度只是工作满意度的一个子集。对大多数人来说，收入与工作满意度呈正相关。然而，对于非全日制和低收入个人，如果工作不是他们生活的关键部分，那么，收入和工作满意度可能没有显著的相关性。
研究方法与结果
1.参加者及对策
研究数据来自美国东南部458名参与者的便利样本（参加专业研讨会的人员经理，Arnold Engineering Development的员工
中心、大学教职员工、当地学校、银行和其他场所）。要求所有参与者表明其年收入（全日制33,982美元和非全日制12,665美元）、年龄、性别（男性235（51.3％）和女性223（48.7％））、就业状况（全职265（57.9％）） 和193（42.1％）的兼职）、婚姻状况（214（46.7％）的已婚和235（51.3％）的未婚）以及其他变量。在此样本中，大多数兼职雇员是大学生。收集数据时，全职员工的平均收入接近人均GDP。
2.数据分析
Vandenberg和Lance（2000）提供了以下使用CFI和TLI的标准（0.90 =良好拟合的下限，0.95或更高=优异拟合）和RMSEA（0.08 =良好拟合的上限，0.06以下）=极佳拟合）并测试模型之间的差异，即卡方变化（Dv2 / Ddf）和拟合指数变化（DCFI）作为“补充”（即D = 0.01或更小：模型之间的差异）不存在；不存在0.01和0.02之间：模型之间的差异可能存在可疑；并且大于0.02时，模型之间肯定存在差异（另请参见Cheung和Rensvold，2002）。研究人员已经研究了路径分析模型中的“随机测量误差”。在本申请中，从任何构造到其被测量变量的路径（因子加载）等于被测量变量的可靠性的平方根，而随机误差变量的量为一减去可靠性的量。
3.研究结果
步骤1：通用方法差异
由于通用方法的方差是该研究中的一个潜在问题（Podsakoff等，2003），因此进行了Harman的单因素检验，以检验涉及所有在探索性因素分析中，有13个兴趣变量（四个是爱钱的因素，五个JDI的因素和四个生活质量的因素）。有四个因素（解释方差：分别为22.43％，12.97％，10.94％和8.034％，总解释方差= 54.37％）。卵石图表明应保留三个因素。在独立（受控）变量和标准变量中，没有一个因素占协方差的大部分。因此，本研究中通用方法的差异不显著。
步骤2：对爱钱量表的测量不变性
“爱钱量表”的测量不变性已被检查并作为示例在下面给出。验证性因素分析（CFA）的结果表明，“热爱金钱”模型与整个样本数据之间的良好契合
（v2 = 91.19，df = 31，p = 0.00，CFI = 0.99，TLI = 0.98，RMSEA = 0.09）。研究者使用CFA检查了结构（因子结构）不变性
使用多组确认性因素分析（MGCFA）在整个就业状态（全日制与非全日制）之间的金钱热爱标度和度量（因数负载）不变性。实现了配置不变性（全日制：v2 = 212.21，df = 64，p = 0.00，CFI = 0.99，TLI = 0.99，RMSEA = 0.06；兼职：v2＝ 174.04，df ＝ 64，p ＝ 0.00，CFI ＝ 0.99，TLI ＝ 0.99，RMSEA ＝ 0.05。的根据无约束（v2 = 150.67，df = 64，p = 0.00，CFI = 0.99，TLI = 0.99，RMSEA = 0.05）和v2的变化（Dv2 = 37.87，Ddf = 6，p <0.05）未实现度量不变性约束的MGCFA（v2 = 188.54，df = 70，p = 0.00，CFI = 0.99，TLI = 0.98，RMSEA = 0.06），但是是基于拟合指数变化（DCFI = 0.00）实现的（Vandenberg and Lance，2000）。
此外，性别间的结构不变性得到了实现（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变化（Dv2=2.82，Ddf=6，p>0.05）和拟合指数变化（DCFI=0.00）均实现了跨性别的度量不变性。因此，本研究在「爱钱量表」上，实现了跨雇佣状况与性别的测量不变性。整个样本的主要变量的平均值、标准差和相关性如表1所示。
表1.均值、标准差和变量的相关性
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步骤3：整个样品的SEM
结果表明，建议的模型与整个样本的数据之间具有良好的拟合度（v2 = 521.10，df = 102，p = 0.00，CFI = 0.98，TLI = 0.97，RMSEA = 0.09）（请参见图2）。注意，RMSEA略大于0.08，可以接受。这项研究的主要重点是确定收入与生活质量之间的拟议路径。当临界比率（C.R.）分别大于或等于1.96、2.58或3.50时，路径在0.05、0.01或0.001的水平上很重要。所建议的路径是显著且为负的（收入生活质量= 0.25，C.R。= 3.808，p <0.001）。当从控制变量到收入的所有路径以及生活质量和控制变量之间的相关性均设置为零时（v2 = 734.84，df = 115，p = 0.00，CFI = 0.96，TLI = 0.96，RMSEA = 0.11），仅收入对生活质量的路径0.02并不显著。RMSEA从0.09增加到0.11，并且比原始模型更差。总而言之，当模型中的变量受到控制时，收入与生活质量之间的显著和消极关系占上风。
图2.整体样本结果
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步骤4：作为调节者的就业状况（全职与兼职）
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）同时分析了全职和兼职员工。请注意，步骤4（0.07）中的RMSEA优于步骤3（0.09）中的第一次SEM分析，这表明全职员工与兼职员工有所不同。我们将首先介绍全职员工的结果（参见表2）。
表2.SEM结果
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讨论
这项研究检查了模型中的几个控制变量。目前的发现表明，在整个研究中，工作满意度与整个样本以及所有子样本的生活质量都显著相关，这使其成为使用此模型最一致的发现。这一结果支持了文献中显著的工作满意度与生活质量的关系（艾弗森和马奎尔，2000）。工作满意度与整个样本，全职，高收入和男性雇员的收入相关。男性雇员的收入高于女性雇员。已婚人士的收入高于未婚人士。对金钱的热爱与整个样本，兼职员工和男性参与者的生活质量相关。对于整个样本，男性雇员倾向于结婚。已婚人士比未婚人士往往具有更高的工作满意度。
在所有关于就业状况，收入水平和性别的分析中，本研究为文献提供了以下理论和经验贡献。当（1）对金钱的热爱与工作满意度呈负相关，并且（2）工作满意度与收入和生活质量呈正相关时，则收入与全职，高收入和低收入者的生活质量呈负相关。本研究中的男性雇员。如果这两个条件不存在，那么在我们的样本中，兼职，中等或低收入雇员以及女性雇员的收入与生活质量无关。当我单独检查主要路径并将所有控制变量的相关性都设置为零时，所有分析的收入都与生活质量无关。在此研究中，当模型中控制了多个变量时，收入不会导致较高的生活满意度，而是对全职，高收入和男性雇员的生活满意度。金钱和工作满意度之间的显著和负面关系，是显著和负面的收入-生活质量关系的预兆。
（原文有删减）