韋依依，馬 璐，謝 鵬

(1.中國人民大學(xué) 勞動人事學(xué)院，北京 100872；2.廣西民族大學(xué) 管理學(xué)院，廣西 南寧 530006；3.江西財經(jīng)大學(xué) 工商管理學(xué)院，江西 南昌 330032)

0 研究背景

隨著內(nèi)外部環(huán)境不確定性日益加劇，組織越來越依賴于成員采取主動性行為來挑戰(zhàn)現(xiàn)狀并促進創(chuàng)新，引領(lǐng)組織戰(zhàn)略變革[1]。在眾多主動性行為研究中，主動變革行為(Taking Charge)受到學(xué)者們的廣泛關(guān)注[2-3]。主動變革行為是指員工在日常工作過程中，為實現(xiàn)組織功能轉(zhuǎn)變而自發(fā)性地對組織工作流程、方式和方法等進行變革與改進的一系列行為[4]，其在提升員工和組織效能、推進組織變革和促進組織可持續(xù)發(fā)展等方面具有重要作用[5]，因此備受組織管理者推崇。然而在實踐中，由于受到人情、面子以及和諧等社會文化觀念影響，一些組織成員并不太愿意從事變革活動，為避免引起沖突，他們更關(guān)注角色內(nèi)任務(wù)以維持現(xiàn)狀[6]。因此，深入探究員工主動變革行為的心理驅(qū)動力不僅具有重要理論意義，而且對于組織管理者探索如何引導(dǎo)員工主動變革也具有重要的現(xiàn)實意義[7-8]。

回顧主動變革行為研究發(fā)現(xiàn)，針對員工主動變革行為的影響因素分析從個體因素逐漸轉(zhuǎn)向情境因素(謝清倫,郗濤，2018)，而領(lǐng)導(dǎo)行為作為影響員工主動變革行為的一個重要情境因素，備受國內(nèi)外學(xué)者關(guān)注。目前的研究主要聚焦于授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)、道德型領(lǐng)導(dǎo)[9-10]等對員工主動變革行為的影響，這些研究為探討領(lǐng)導(dǎo)行為如何影響員工主動變革行為奠定了基礎(chǔ)，但總體上還存在一定局限性。有學(xué)者提出在討論領(lǐng)導(dǎo)對員工主動變革行為的影響時，相較于宏觀討論某種領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的影響，還應(yīng)該討論更具體與細(xì)微的領(lǐng)導(dǎo)行為[11]。因此，在探討領(lǐng)導(dǎo)行為對員工主動變革行為的影響時，關(guān)注強調(diào)時間管理的領(lǐng)導(dǎo)方式(如時間領(lǐng)導(dǎo))可能是一個重要突破口[12]。在快速變化的市場競爭環(huán)境中，時間是稀缺資源，也是員工重要壓力源之一，領(lǐng)導(dǎo)者在推動組織變革過程中也面臨巨大的時間挑戰(zhàn)，而如何有效統(tǒng)籌組織時間資源、推動組織成員自發(fā)地變革就成為現(xiàn)實難題。因此，相關(guān)學(xué)者呼吁，為更深入地揭示員工主動性促進機制，未來研究在探討員工主動行為議題時應(yīng)考慮組織中的時間問題[13]。時間領(lǐng)導(dǎo)通過對時間資源的合理配置，使員工在工作任務(wù)進度、節(jié)奏和步伐等方面能夠協(xié)調(diào)一致[14]，幫助員工積極應(yīng)對時間性挑戰(zhàn)，同時，激勵員工留出時間進行思考，提出解決工作問題的新思路和新方案，從而促進員工主動變革。作為一種將時間因素引入領(lǐng)導(dǎo)研究的新視角，目前尚未有研究對時間領(lǐng)導(dǎo)與員工主動變革行為關(guān)系及其作用機制進行具體探討。

如果時間領(lǐng)導(dǎo)對員工主動變革行為有影響，那么其內(nèi)在作用機制是什么？PARKER等[15]提出的主動動機模型指出，領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與行為是激發(fā)員工從事主動性行為的重要工作情境因素，并且通過影響員工的能力動機狀態(tài)、意愿動機狀態(tài)和能量動機狀態(tài)間接影響其主動性行為，這為揭示時間領(lǐng)導(dǎo)與員工主動變革行為關(guān)系提供了一個新理論視角。然而現(xiàn)有研究在探討領(lǐng)導(dǎo)行為對員工主動行為的影響機制時多基于能力動機和意愿動機視角，較少從能量動機視角進行探究[16]。在工作場所中，領(lǐng)導(dǎo)可以通過激發(fā)員工工作的積極情緒鼓勵其采取更為主動的工作行為[17]，因此深入探討領(lǐng)導(dǎo)行為對員工情緒反應(yīng)及行為反應(yīng)的影響也是極其重要的。根據(jù)主動動機模型，當(dāng)員工處于高激發(fā)的情緒狀態(tài)時才會主動從事變革行為。時間領(lǐng)導(dǎo)通過有效的時間管理行為，為員工帶來積極的工作體驗，從而使員工產(chǎn)生興奮、熱情和投入等積極樂觀情緒[18]，而積極情緒的形成會進一步促進員工在工作場所中主動變革。鑒于此，基于主動動機模型的能量動機視角，剖析積極情緒在時間領(lǐng)導(dǎo)與員工主動變革行為之間的傳導(dǎo)作用也是本研究的重點之一。

為了更加全面地認(rèn)識時間領(lǐng)導(dǎo)的作用機制，本研究還將進一步探討時間領(lǐng)導(dǎo)影響員工主動變革行為的邊界條件。根據(jù)主動動機模型，領(lǐng)導(dǎo)行為對不同特質(zhì)員工產(chǎn)生的作用效果也會不同[15]，因此在探討時間領(lǐng)導(dǎo)對員工主動變革行為的影響過程中應(yīng)考慮個體特質(zhì)的作用。隨著積極心理學(xué)的興起，員工正念作為一種不同于傳統(tǒng)的具有跨時間、跨情境且穩(wěn)定人格特征的類特質(zhì)變量，日益受到學(xué)者們的廣泛關(guān)注[19]，并且相關(guān)學(xué)者也呼吁未來研究在探討領(lǐng)導(dǎo)行為有效性問題時應(yīng)關(guān)注員工正念在其中所起的作用[20]。有研究發(fā)現(xiàn)，員工正念能夠緩解消極領(lǐng)導(dǎo)行為的破壞性，強化積極領(lǐng)導(dǎo)行為在改善員工工作態(tài)度、行為等方面的正向作用[21-22]。在工作場所中，員工對時間領(lǐng)導(dǎo)行為的敏感程度各不相同，而正念所擁有的自我調(diào)節(jié)功能能夠促進員工關(guān)注當(dāng)前，這可能會強化時間領(lǐng)導(dǎo)對員工積極情緒的影響。因此，本研究將納入員工正念，探討時間領(lǐng)導(dǎo)對員工主動變革行為的作用邊界，以檢驗兩者如何共同影響員工主動變革行為，同時，深化對時間領(lǐng)導(dǎo)有效性問題的認(rèn)知。

綜上所述，本研究以主動動機模型為基礎(chǔ)，剖析工作場所中時間領(lǐng)導(dǎo)對員工主動變革行為的影響機制，目的在于：①廓清時間領(lǐng)導(dǎo)是否會對員工主動變革行為產(chǎn)生積極影響；②揭示時間領(lǐng)導(dǎo)通過積極情緒影響員工主動變革行為的作用機制；③從積極心理特質(zhì)角度，剖析員工正念對以上關(guān)系的權(quán)變影響，進而詮釋時間領(lǐng)導(dǎo)作用于員工主動變革行為的邊界條件。基于上述分析，構(gòu)建理論研究模型，如圖 1 所示。

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1 時間領(lǐng)導(dǎo)與員工主動變革行為

主動變革作為員工在工作場所中采取的一種具有挑戰(zhàn)性和促進性的角色外行為往往伴隨較大風(fēng)險，導(dǎo)致并非每個組織成員都會主動參與組織變革[23]。以往研究發(fā)現(xiàn)，領(lǐng)導(dǎo)作為組織代理人，其行為風(fēng)格在激發(fā)員工主動變革方面扮演重要作用[9-12]。作為一種將領(lǐng)導(dǎo)研究與時間視角相結(jié)合發(fā)展起來的概念，時間領(lǐng)導(dǎo)是指領(lǐng)導(dǎo)者根據(jù)組織成員的時間特質(zhì)以及工作任務(wù)特點而采取的既有利于確保各項任務(wù)如期完成，又能提升組織成員與時間相關(guān)的幸福感的一系列時間管理行為[24]。通過對員工工作時間的規(guī)劃、工作時間提醒、工作時間編排以及工作時間資源分配等一系列促使工作任務(wù)如期完成的管理行為，時間領(lǐng)導(dǎo)能夠有效預(yù)測員工工作態(tài)度與行為[25]。因此，雖然尚未有時間領(lǐng)導(dǎo)與員工主動變革行為關(guān)系的實證檢驗結(jié)果，但本研究推測時間領(lǐng)導(dǎo)能顯著促進員工主動變革。

圖1 理論模型Fig.1 Theoretical model

一方面，根據(jù)主動動機模型，員工采取主動行為會經(jīng)歷兩個過程，即主動性目標(biāo)設(shè)置過程和主動性目標(biāo)實現(xiàn)過程。其中，主動性目標(biāo)主要包含自我變革和組織變革[15]。時間領(lǐng)導(dǎo)對員工時間資源的合理規(guī)劃和配置，不僅能夠增強員工的時間共識、減少時間模糊性[24]，而且有利于幫助員工更好地設(shè)置工作目標(biāo)以及明晰組織發(fā)展方向[23]，從而在為組織創(chuàng)造價值的同時實現(xiàn)自我價值。此外，時間領(lǐng)導(dǎo)通過幫助員工掌控工作時間節(jié)奏，能夠使其獲得積極的工作體驗[25]，有效緩解員工因?qū)嵤┲鲃幼兏镄袨楫a(chǎn)生的心理壓力，幫助員工擁有強大動力來采取主動變革，從而促進個人目標(biāo)與組織目標(biāo)實現(xiàn)。另一方面，根據(jù)主動動機模型，領(lǐng)導(dǎo)給予員工的支持和幫助也是促進員工主動性行為的重要因素[15]。主動變革行為作為一種自主決定和自發(fā)采取的角色外行為，需要員工投入額外時間和精力[26]。時間領(lǐng)導(dǎo)通過協(xié)調(diào)和科學(xué)分配時間資源，能夠讓員工感受到領(lǐng)導(dǎo)對于其工作的支持，有利于員工高效完成組織安排的任務(wù)[27]，激發(fā)員工實施主動變革行為。由此可見，時間領(lǐng)導(dǎo)不僅能夠促使員工主動設(shè)置工作目標(biāo)，并通過一系列時間管理行為促進其實現(xiàn)主動性目標(biāo)，而且可以增強員工從上級領(lǐng)導(dǎo)獲得的工作支持感，進而促進員工主動產(chǎn)生變革行為?；谝陨戏治?，提出研究假設(shè)：

H1：時間領(lǐng)導(dǎo)正向影響員工主動變革行為。

1.2 積極情緒的中介作用

積極情緒是指個體在內(nèi)外部因素的刺激下對當(dāng)下感受到興奮、愉悅和充滿活力的程度，表現(xiàn)為一種高度愉快、熱情投入和充滿能量的情緒狀態(tài)(衛(wèi)武，趙鶴，2018)。根據(jù)主動動機模型，當(dāng)個體在工作過程中獲得積極的情緒體驗時，其更容易作出積極的行為反應(yīng)，即情緒在工作事件與態(tài)度行為間起中介作用。在工作場所中，領(lǐng)導(dǎo)因素會通過影響個體的動機過程進而影響其主動行為，其中，能量動機路徑是一個重要方面[15]。時間領(lǐng)導(dǎo)的一系列管理行為有助于員工獲得積極的工作體驗，進而提升員工實施主動變革行為的能量動機。因此，積極情緒很可能中介時間領(lǐng)導(dǎo)與員工主動變革行為的關(guān)系。

研究指出，情緒體驗在分析員工對領(lǐng)導(dǎo)行為的反應(yīng)中具有重要作用，因此情緒的重要性不言而喻[28]。時間領(lǐng)導(dǎo)在管理實踐中能夠合理配置時間資源，為個體提供時間管理建議，幫助員工設(shè)置清晰的工作目標(biāo)[29]。這些積極的工作體驗?zāi)軒椭鷨T工減少工作中面臨的時間焦慮與壓力等，降低員工工作時間模糊性，有利于員工更好地把握工作時間，增強其對時間的控制感，從而促進員工在工作過程中產(chǎn)生更多積極的情緒體驗[30]。另一方面，時間領(lǐng)導(dǎo)行為能夠幫助員工在工作時間內(nèi)完成組織安排的各項工作和任務(wù)，獲得更多組織支持與信息反饋[25]，助力員工從工作中獲得積極的心理效能[31]，而這些因素又與積極情緒有著顯著的正向關(guān)系[32]。

進一步地，根據(jù)主動動機模型，當(dāng)個體獲得積極的情緒體驗時能有效提高其能動性，使其產(chǎn)生主動尋求改變的行為性傾向，從而積極參與有益于組織發(fā)展的角色外活動， 如主動變革行為[33]。有研究指出，主動變革行為需要員工敢于冒險，并愿意投入大量時間和精力，因此員工能否主動從事變革性活動在很大程度上取決于個體是否有充足的信心和變革意愿[16]。在積極情緒的影響下，員工的工作思維和行為等都會變得更加積極，從而形成較強的工作責(zé)任感[34]。此外，積極情緒能夠增強員工對工作環(huán)境的適應(yīng)性以及對自身工作能力的評估和判斷，使員工主動拓展自己的工作職責(zé)和范圍，設(shè)置更高的主動性目標(biāo)[15]。這些因素為員工在日常工作中展現(xiàn)出更多有益于組織發(fā)展的主動性變革行為提供了有利條件。相關(guān)研究也指出，具有積極情緒的員工更能夠在工作中摒棄常規(guī)守舊的思維和行為方式，采取更為靈活的策略并且能夠積極探索新事物，進而表現(xiàn)出較強的工作創(chuàng)造性[35]。由此可以推測，積極情緒能夠顯著促進員工在工作場所中的主動變革行為。

綜上所述，時間領(lǐng)導(dǎo)通過一系列的時間管理行為能夠有效提高和激發(fā)員工的積極情緒體驗，而情緒又是領(lǐng)導(dǎo)與員工工作結(jié)果關(guān)系間的中介過程機制，即積極情緒在領(lǐng)導(dǎo)行為與員工主動性行為之間具有重要的傳導(dǎo)作用[15]。時間領(lǐng)導(dǎo)行為對員工的積極情緒具有調(diào)動作用，員工在這種情緒的影響下會采取相關(guān)行為，促進自我變革和組織變革目標(biāo)實現(xiàn)?；诖耍岢鲅芯考僭O(shè)：

H2：積極情緒在時間領(lǐng)導(dǎo)與員工主動變革行為間起中介作用。

1.3 員工正念的調(diào)節(jié)作用

正念是指個體對外部(環(huán)境)和內(nèi)在事件(心理現(xiàn)象)的高度專注與注意，包括對當(dāng)下正在發(fā)生的事件不加評判地主動接納，具體為對內(nèi)外部刺激保持注意力、有意識覺知內(nèi)外部事件、關(guān)注當(dāng)下并不加評判地接納等[36-37]。近年來，正念在管理學(xué)領(lǐng)域逐漸受到學(xué)者們的重視，并取得一些富有創(chuàng)見與成效的研究成果，如正念對員工的工作態(tài)度、工作思維模式，以及工作行為表現(xiàn)等均具有顯著影響[38]。

研究指出，工作場所中組織情境與個體特質(zhì)的有效統(tǒng)一是員工形成對組織有利的心理狀態(tài)以及行為表現(xiàn)的強大驅(qū)動力[12]。面對組織領(lǐng)導(dǎo)行為時，不同員工會產(chǎn)生不同情緒和行為反應(yīng)，這在一定程度上取決于個體能否有效調(diào)節(jié)和管控自身情緒，而員工正念能夠有效提升個體的情緒調(diào)節(jié)能力[39]。因此，員工對時間領(lǐng)導(dǎo)行為激發(fā)積極情緒的感知水平以及利用自身情緒改變行為的結(jié)果，很可能受到個體正念的影響。具體來看，一方面，高正念的員工在面對時間領(lǐng)導(dǎo)的管理行為時，會保持一種開放和接納的態(tài)度，能夠更加客觀和充分地理解、服從時間領(lǐng)導(dǎo)對其時間資源的分配與安排[40]，從而高效發(fā)揮時間領(lǐng)導(dǎo)對積極情緒的正向作用。另一方面，具有高正念的員工能夠通過提升自身注意力，減少對時間領(lǐng)導(dǎo)行為的質(zhì)疑[41]，從而更好地吸收時間領(lǐng)導(dǎo)身上具有的工作激情，增強積極情緒體驗，從而保持個體心理健康。因此，當(dāng)時間領(lǐng)導(dǎo)作用于正念水平較高的員工時，更容易使其產(chǎn)生積極的情緒反應(yīng)。反之，當(dāng)時間領(lǐng)導(dǎo)作用于正念水平較低的員工時，由于其對自我情緒的調(diào)節(jié)和管理水平有限，容易沉溺于對過去和未來的擔(dān)憂中，無法對當(dāng)下保持專注和欣然接納[42]，此時時間領(lǐng)導(dǎo)促使員工產(chǎn)生積極情緒的正面效應(yīng)受到抑制。因此，提出研究假設(shè)：

H3：員工正念在時間領(lǐng)導(dǎo)與積極情緒關(guān)系中起正向調(diào)節(jié)作用, 即員工正念水平越高, 時間領(lǐng)導(dǎo)對員工積極情緒的正向影響越顯著。

進一步地，根據(jù)上文推論，時間領(lǐng)導(dǎo)會通過積極情緒的中介作用影響員工主動變革，而時間領(lǐng)導(dǎo)對員工積極情緒的影響會受到員工正念的正向調(diào)節(jié)，即員工正念水平越高，時間領(lǐng)導(dǎo)對積極情緒的正向作用越強。因此，可以推測時間領(lǐng)導(dǎo)通過積極情緒影響員工主動變革的間接效應(yīng)也會受到員工正念的正向調(diào)節(jié)，即員工正念水平越高，積極情緒的間接效應(yīng)越顯著。據(jù)此，提出本文研究假設(shè)：

H4：時間領(lǐng)導(dǎo)通過積極情緒影響員工主動變革行為的間接效應(yīng)受到正念的正向調(diào)節(jié)，即與低正念水平相比，當(dāng)員工正念水平較高時，時間領(lǐng)導(dǎo)通過積極情緒影響員工主動變革的間接效應(yīng)更顯著。

2 研究方法

2.1 研究樣本與分析步驟

本研究選擇來自南昌、贛州、柳州和南寧等地的15家企業(yè)進行抽樣調(diào)查，涉及服務(wù)業(yè)、建筑業(yè)、制造業(yè)以及公共事業(yè)等多個行業(yè)。為了有效避免共同方法偏差問題對研究結(jié)果的影響，對企業(yè)主管及其下屬進行配對問卷調(diào)查。其中，時間領(lǐng)導(dǎo)、積極情緒和員工正念水平由企業(yè)成員進行自我打分，員工的主動變革行為則由企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)(主管)進行評定。為保證問卷有效性，采取以下步驟進行調(diào)研：首先,與企業(yè)辦公室或人力資源部門負(fù)責(zé)人取得聯(lián)系，向他們說明本次調(diào)研目的；然后,與企業(yè)負(fù)責(zé)人確定參與問卷調(diào)查的組織成員，并且根據(jù)每個領(lǐng)導(dǎo)(主管)提供的成員名單進行配對問卷發(fā)放與收集；最后,對問卷進行檢查和篩選，剔除填答具有規(guī)律性、有漏填項以及前后出現(xiàn)矛盾的問卷。本次調(diào)查共發(fā)放問卷300份，依據(jù)問卷填答的有效性以及配對有效性進行篩選后，最終獲得有效配對問卷239套，樣本有效率為79.67%，對應(yīng)53位領(lǐng)導(dǎo)，每位領(lǐng)導(dǎo)平均評價4.5人。

在調(diào)查的員工樣本中，男性成員占54.81%，女性成員占45.19%；25歲以下占12.13%，25～30歲占31.38%，31～40歲占46.86%，40歲以上占9.63%；教育程度為本科及以上的占53.14%；工作年限達(dá)3年以上的占74.06%。調(diào)查的領(lǐng)導(dǎo)樣本中，以男性為主，占69.81%；年齡主要集中在31～40歲之間，占84.91%; 77.36%的領(lǐng)導(dǎo)擁有本科及以上學(xué)歷，所有領(lǐng)導(dǎo)均為基層管理者。

2.2 測量工具

本研究調(diào)查問卷共分為員工自評量表和領(lǐng)導(dǎo)評價量表。其中，員工自評量表主要包含時間領(lǐng)導(dǎo)量表、積極情緒量表和員工正念量表；領(lǐng)導(dǎo)評價量表主要是員工主動變革行為量表。參考國內(nèi)外文獻中的成熟量表, 除性別、年齡、教育程度和工作年限等題項外,其它變量量表均采用 Likert5點計分法進行測量，具體內(nèi)容如下：

(1)時間領(lǐng)導(dǎo)。采用MOHAMMED和 NADKARNI[14]編制的7條目量表，舉例條目如“在日常的工作中, 我的領(lǐng)導(dǎo)會經(jīng)常提醒我重要工作事項的最后期限”、“我的領(lǐng)導(dǎo)會經(jīng)常督促我按時完成工作任務(wù)”。該量表由企業(yè)員工進行評價，得分越高，表示該企業(yè)中的時間領(lǐng)導(dǎo)行為越多。在本研究中，該量表的Cronbach′s α 系數(shù)為0.873。

(2)積極情緒。采用COLE等[43]編制的6條目量表，舉例條目如“在工作中我是充滿熱情的”、“在工作中我是充滿活力的”、“我在工作過程中充滿興奮感”。該量表由企業(yè)員工根據(jù)過去一個月內(nèi)的感受進行評價，得分越高，表示其積極情緒越高。本研究中，該量表的Cronbach′s α 系數(shù)為0.840。

(3)主動變革行為。采用LI等[44]編制的6條目量表，舉例條目如“該下屬在日常工作中會主動帶來新的工作程序”。該量表由企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)(主管)對其直接下屬進行評價，得分越高，表明該下屬的主動變革行為越多。在本研究中，該量表的Cronbach′s α 系數(shù)為0.827。

(4)員工正念。采用BROWN 和 RYAN[45]編制的15條目量表。舉例條目如“我把注意力放在要達(dá)到的目標(biāo)上，而不是當(dāng)下要做的事情上”。該量表為企業(yè)員工自評量表，且均為反向題，因此本研究在實證分析時進行轉(zhuǎn)換以使高得分代表高正念水平。該量表在本研究中的Cronbach′s α 系數(shù)為0.893。

(5)控制變量。借鑒已有主動變革行為的相關(guān)研究，將員工性別、年齡、教育程度以及工作年限等變量作為影響員工主動變革行為的主要變量予以控制。

2.3 統(tǒng)計方法

首先，采用Mplus8.1軟件進行變量的驗證性因子分析，檢驗研究模型中時間領(lǐng)導(dǎo)、積極情緒、主動變革行為以及員工正念4個變量的區(qū)分效度；其次，采用SPSS22.0進行描述性統(tǒng)計分析和相關(guān)性分析，揭示各變量間的相關(guān)性。在驗證研究假設(shè)時，通過運用Mplus8.1軟件進行結(jié)構(gòu)方程模型分析以驗證主效應(yīng)和中介效應(yīng)模型，同時，運用SPSS22.0中的PROCESS程序?qū)T工正念的調(diào)節(jié)效應(yīng)進行檢驗。

3 實證分析

3.1 共同方法偏差分析

為盡可能避免共同方法偏差帶來的影響，首先，在設(shè)計時采取了相應(yīng)措施(如隨機編排、設(shè)置反向問題、匿名填寫等)予以控制；其次，采取配對調(diào)查方式，從不同主體處收集數(shù)據(jù)，以降低共同方法偏差對研究結(jié)果的影響；最后，為進一步檢驗上述問題，對時間領(lǐng)導(dǎo)、積極情緒、員工正念和主動變革行為進行驗證性因子分析。結(jié)果顯示，單因子模型的擬合效果(χ2/df=3.268，CFI=0.622, TLI=0.598，RMSEA=0.097，SRMR=0.101)最差，四因子模型的擬合效果(χ2/df=1.381，CFI=0.937，TLI=0.933，RMSEA=0.049， SRMR=0.055)最佳，并且四因子模型的擬合效果在統(tǒng)計學(xué)上的意義上顯著優(yōu)于其它嵌套模型，如四因子模型與單因子模型在χ2上的差異在統(tǒng)計學(xué)意義上是十分顯著的(Δχ2=1 002.857，Δdf=6,p<0.001)。綜合以上分析，本研究的共同方法偏差問題得到了較好控制。

表1 競爭模型驗證性因子分析Tab.1 Confirmatory factor analysis of competition models

3.2 描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

本研究變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)分析結(jié)果如表2所示。由表2可知，時間領(lǐng)導(dǎo)與員工積極情緒顯著正相關(guān)(r=0.369，p<0.01)，與員工主動變革行為顯著正相關(guān)(r=0.531，p<0.01)；積極情緒與員工主動變革行為顯著正相關(guān)(r=0.509，p<0.01)，員工正念與員工積極情緒顯著正相關(guān)(r=0.366，p<0.01)。相關(guān)性分析結(jié)果為進一步探索和驗證變量關(guān)系奠定了良好基礎(chǔ)。

3.3 假設(shè)檢驗

(1)主效應(yīng)與中介效應(yīng)結(jié)構(gòu)方程模型檢驗。為檢驗時間領(lǐng)導(dǎo)對員工主動變革行為的影響以及積極情緒的中介作用，分別構(gòu)建3個結(jié)構(gòu)方程模型。其中，模型1為直接作用模型，模型2為完全中介模型，模型3為部分中介模型，各結(jié)構(gòu)方程模型的擬合指標(biāo)見表3。

表2 描述性統(tǒng)計與相關(guān)性系數(shù)Tab.2 Descriptive statistics and correlation analysis

注:M表示平均數(shù)，SD表示標(biāo)準(zhǔn)差，**表示p<0.01(雙尾檢測)

表3 模型擬合指數(shù)Tab.3 Model fit indices and comparison among models

首先，根據(jù)表3可知，在直接作用模型1中，模型的擬合指標(biāo)均達(dá)到可接受水平(χ2/df=1.543，CFI=0.952，TLI=0.945，RMSEA=0.048，SRMR=0.045)，而且在控制了性別、年齡、教育程度和工作年限的影響后，時間領(lǐng)導(dǎo)對員工主動變革行為的路徑系數(shù)為0.606(p<0.001)，即時間領(lǐng)導(dǎo)對員工的主動變革行為具有顯著正向作用，因此假設(shè)H1得到驗證。

其次，為更好地分析積極情緒的中介作用，對完全中介模型2與部分中介模型3的擬合指標(biāo)進行對比分析，發(fā)現(xiàn)相較于完全中介模型2，部分中介模型3的擬合指標(biāo)更好，并且兩個模型顯著不同(Δχ2=39.545，p<0.001)，因此應(yīng)選擇部分中介模型3進行分析。部分中介模型3輸出的具體路徑系數(shù)如表4所示。

最后，根據(jù)表4可知，在控制了性別、年齡、教育程度和工作年限的影響后，時間領(lǐng)導(dǎo)對員工積極情緒以及員工主動變革行為的作用路徑系數(shù)分別為0.428(p<0.001)、0.447(p<0.001)，但是時間領(lǐng)導(dǎo)對員工主動變革行為的作用系數(shù)由0.606(p<0.001)下降為0.447(p<0.001)，并且積極情緒對員工主動變革行為的作用路徑系數(shù)為0.380(p<0.001)，因此可以判斷積極情緒的中介作用存在。此外，進一步運用Bootstrap法檢驗預(yù)測模型中積極情緒的中介作用。重復(fù)抽樣5 000次的檢驗結(jié)果表明，時間領(lǐng)導(dǎo)通過積極情緒對員工主動變革行為的間接影響效應(yīng)為0.163(p<0.001)，并且在95%水平下的置信區(qū)間為[0.081，0.256]，不包含0，說明積極情緒的間接效應(yīng)達(dá)到了顯著性水平。因此，積極情緒在時間領(lǐng)導(dǎo)與員工主動變革行為間具有部分中介作用，假設(shè)H2成立。

表4 積極情緒的中介效應(yīng)分析結(jié)果Tab.4 Mediating effect analysis of positive emotion

表5 員工正念的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果Tab.5 Moderating effect analysis of employee mindfulness

(2)員工正念調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。本研究采用SPSS軟件中的PROCESS程序?qū)T工正念在時間領(lǐng)導(dǎo)與員工積極情緒間的調(diào)節(jié)效應(yīng)進行Bootstrap分析，置信區(qū)間為95%，結(jié)果見表5。由表5可知，時間領(lǐng)導(dǎo)與員工正念的交互項系數(shù)為0.274(p<0.01)，說明員工正念在時間領(lǐng)導(dǎo)與員工積極情緒間起正向調(diào)節(jié)作用。因此，假設(shè)H3得到支持。

此外，為了對上述調(diào)節(jié)作用的效應(yīng)規(guī)模進行分析，進行Johnson-Neyman檢驗以獲得調(diào)節(jié)效應(yīng)簡單斜率系數(shù)的顯著區(qū)間。如圖2所示，當(dāng)員工正念取值小于3.12時，其調(diào)節(jié)效應(yīng)的 95% 置信區(qū)間包含零，說明此時時間領(lǐng)導(dǎo)對員工積極情緒的作用效應(yīng)不再顯著?？梢?，只有當(dāng)員工的正念水平高于3.12的臨界值時，時間領(lǐng)導(dǎo)才能有效促進員工形成積極情緒，而且員工正念水平越高，時間領(lǐng)導(dǎo)對員工積極情緒的正向影響越大。

(3)被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗。為驗證員工正念對積極情緒中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用，進一步采用PROCESS程序并選擇Model 7進行Bootstrap法5 000次隨機抽樣檢驗，結(jié)果如表6所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，當(dāng)員工正念水平較低時，時間領(lǐng)導(dǎo)通過積極情緒影響員工主動變革的間接效應(yīng)為0.040，并且置信區(qū)間為[-0.019，0.097]，包括0；當(dāng)員工正念水平較高時，時間領(lǐng)導(dǎo)通過積極情緒影響員工主動變革的間接效應(yīng)為0.153，置信區(qū)間為[0.067，0.273]，不包括0。兩種情況下中介作用的差異顯著，表明只有當(dāng)員工正念水平較高時，時間領(lǐng)導(dǎo)通過積極情緒對員工主動變革行為的間接影響顯著。此外，被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)的判定指標(biāo) INDEX為0.089，置信區(qū)間為[0.021，0.187]，進一步表明被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著。這意味著當(dāng)員工正念水平提高時, 時間領(lǐng)導(dǎo)通過積極情緒影響員工主動變革行為的效果顯著增強。因此，員工正念對積極情緒的中介效應(yīng)具有調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H4成立。

圖2 員工正念調(diào)節(jié)作用的邊界條件Fig.2 Boundary conditions for employee mindfulness

表6 被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果Tab.5 Moderated mediation effect analysis results

4 研究結(jié)論、理論貢獻與啟示

4.1 結(jié)論

本研究基于主動動機模型，通過對我國企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)及其下屬進行配對問卷調(diào)查，構(gòu)建并驗證了時間領(lǐng)導(dǎo)對員工主動變革行為影響的理論模型，探討了積極情緒、員工正念在上述兩者關(guān)系中的作用。研究發(fā)現(xiàn)，時間領(lǐng)導(dǎo)與員工主動變革行為正相關(guān)，積極情緒在其間起部分中介作用，員工正念作為變量正向調(diào)節(jié)時間領(lǐng)導(dǎo)與積極情緒的關(guān)系，而且正向調(diào)節(jié)時間領(lǐng)導(dǎo)通過積極情緒影響員工主動變革行為的間接效應(yīng)，員工正念水平越高，時間領(lǐng)導(dǎo)與積極情緒的關(guān)系越顯著，積極情緒的中介效應(yīng)也越顯著。

4.2 理論貢獻

本研究的理論貢獻主要在于：

(1)進一步豐富了時間領(lǐng)導(dǎo)與其結(jié)果變量關(guān)系的研究，拓展了對員工主動變革行為前因的理解。由于既有研究尚未對時間領(lǐng)導(dǎo)與員工主動變革行為關(guān)系展開直接探討，因此本文一方面在深入探索領(lǐng)導(dǎo)行為影響員工主動變革行為的基礎(chǔ)上，進一步拓展了主動動機模型在員工主動變革行為影響因素研究中的應(yīng)用范圍；另一方面則在進一步檢驗時間領(lǐng)導(dǎo)對員工和組織帶來積極作用的推論的基礎(chǔ)上，揭示了時間領(lǐng)導(dǎo)在促進員工變革方面中的積極作用，回應(yīng)了現(xiàn)有研究中提出的“有必要彌補對時間領(lǐng)導(dǎo)與其它結(jié)果變量關(guān)系缺乏充分理論分析和實證研究不足”的訴求[24]。

(2)將積極情緒納入中介機制，發(fā)現(xiàn)時間領(lǐng)導(dǎo)通過積極情緒對員工主動變革行為具有間接影響, 揭示了時間領(lǐng)導(dǎo)與員工主動變革行為關(guān)系間的作用“黑箱”。本研究結(jié)論一方面為時間領(lǐng)導(dǎo)能激發(fā)員工產(chǎn)生積極情緒并最終促進員工主動變革提供了理論解釋，進一步拓展了主動動機模型在組織管理研究中的應(yīng)用，另一方面為現(xiàn)有研究提出“要進一步厘清領(lǐng)導(dǎo)行為如何通過促進個體 ‘熱’的情感狀態(tài)進而推動員工主動變革行為”的建議提供了理論和實證支撐[16]。

(3)在主動動機模型框架下，進一步探討了員工正念的調(diào)節(jié)作用，為有效厘清時間領(lǐng)導(dǎo)影響員工主動變革行為的邊界條件提供了證據(jù)。研究結(jié)論一方面證實了員工正念在組織管理實踐中的積極作用，這與之前學(xué)者們的研究結(jié)論一致；另一方面，進一步拓展了時間領(lǐng)導(dǎo)作用機制的研究框架，廓清了時間領(lǐng)導(dǎo)作用于員工主動變革行為的理論邊界，探索性地將時間領(lǐng)導(dǎo)、積極情緒、員工主動變革行為以及員工正念整合到一個概念模型中，從理論上明確了何種情形下時間領(lǐng)導(dǎo)更有益于提升員工的積極情緒體驗和實施主動變革行為，響應(yīng)了現(xiàn)有研究提出“進一步關(guān)注正念在工作場所中所起作用”的建議[21]，并在一定程度上推動了正念在組織管理領(lǐng)域的研究與發(fā)展。

4.3 啟示

本研究的管理啟示在于：

(1)激發(fā)員工主動參與組織變革的激情和熱情，重視員工在變革工作中的作用。在中國經(jīng)濟大轉(zhuǎn)型的時代背景下，員工主動變革行為已成為企業(yè)永葆活力的重要保證[8]。因此，為了有效激發(fā)員工主動變革，組織領(lǐng)導(dǎo)者和管理者應(yīng)該協(xié)同一致，通過有效的時間管理行為，協(xié)調(diào)員工工作節(jié)奏，使員工在高效完成本職工作的同時能夠主動參與變革，并且通過在組織中營造有利于變革的工作氛圍，以及在員工變革實踐中提供必要的人力、物力和財力支持，讓員工產(chǎn)生獲得支持、理解和主動參與變革的意愿，增強責(zé)任擔(dān)當(dāng)意識, 使他們有能力、有時間、有精力參與到變革工作中，從而有效促進員工主動變革。

(2)重視員工在工作場所中的情感需要，激發(fā)員工在工作過程中形成積極情緒。積極的工作情緒能夠激發(fā)員工產(chǎn)生利組織行為[33]，因此領(lǐng)導(dǎo)在組織管理實踐中要采取有效的行為策略，通過激發(fā)和調(diào)動員工的積極情緒, 使員工產(chǎn)生積極主動的變革意愿。一方面，作為員工的直接上司，其行為方式直接影響員工的工作情感體驗，因此領(lǐng)導(dǎo)者可以通過有效的時間領(lǐng)導(dǎo)行為，讓員工感受到信任與支持，產(chǎn)生積極的工作情緒體驗，進而促使員工產(chǎn)生參與變革的動機。另一方面，組織也應(yīng)該幫助員工有效提升自我情緒管理和調(diào)節(jié)能力，通過授課、培訓(xùn)以及領(lǐng)導(dǎo)者與員工親切交談等方式，使組織能夠迅速了解員工對工作的看法以及情緒變化，從而引導(dǎo)員工保持積極的工作情緒。

(3)組織要重視員工正念在管理實踐中的作用，并采取有效措施提高員工正念水平。正念作為一種積極的心理特質(zhì)，在組織管理中的積極效果已得到大量研究證實[37]。因此，組織應(yīng)該有意識地對員工進行正念培訓(xùn)，可以借鑒Google、Facebook等大型國際企業(yè)的做法，通過提供場地和正念課程，幫助員工在空暇時間進行正念訓(xùn)練，降低員工在變革環(huán)境下的不安與焦慮情緒，提升員工創(chuàng)造力，從而更好地應(yīng)對復(fù)雜的工作情境。另外，組織還可以考慮將正念融入組織文化中，從戰(zhàn)略層面重視正念在組織中的作用，使員工主動提升自身正念水平，從而充分發(fā)揮正念在組織發(fā)展中的積極影響，幫助組織有效應(yīng)對和實施變革。

5 研究不足與展望

受主客觀條件限制，本研究也存在一些不足，值得在未來研究中予以補充和完善：第一，本研究所有數(shù)據(jù)的采集都是在同一時間段完成，這可能導(dǎo)致主要研究變量關(guān)系增強，從而無法精確解釋變量關(guān)系。因此，在未來研究中可以將時間上的動態(tài)變化納入考慮，從而更加精準(zhǔn)地預(yù)測各研究變量關(guān)系，同時，在情緒變量研究中可運用經(jīng)驗取樣的日記研究方法，以精確揭示情緒類變量作用。第二，本研究調(diào)查數(shù)據(jù)的來源不夠廣泛，沒有做到嚴(yán)格的隨機抽樣,如樣本來源主要集中在江西和廣西地區(qū)，這可能會對研究結(jié)論的普適性造成一定影響。因此，未來的調(diào)查研究可進一步擴大樣本量，以增強研究結(jié)論的外部效度。第三，本研究只是對時間領(lǐng)導(dǎo)的影響和作用機制進行了拓展性分析。在工作場所中時間領(lǐng)導(dǎo)會對員工和組織產(chǎn)生怎樣的影響？它們的作用機制如何？時間領(lǐng)導(dǎo)是否具有雙刃劍效應(yīng)以及時間領(lǐng)導(dǎo)影響結(jié)果變量的主效應(yīng)和間接效應(yīng)是否會因個體或組織等權(quán)變因素的影響而產(chǎn)生變化？上述問題仍需要通過進一步完善理論框架和開展實證研究予以解答。