施禾羽子 余光鈺 彭淑婷 趙 敏 彭 堅

（1 北京理工大學馬克思主義學院，北京 102400；2 東南大學經(jīng)濟管理學院，南京 211189；3 武漢理工大學管理學院，武漢 430070）

1 引言

客戶對組織新產(chǎn)品與新服務的迫切需求給組織創(chuàng)新帶來了時間限制和挑戰(zhàn) （Acar et al.， 2019）。在此背景下，時間領導得到了學界關注。時間領導是領導者開展的一系列幫助協(xié)調與管理團隊任務完成速度的行為，包括調度人員、分配資源、規(guī)劃時間等具體行動（Mohammed ＆ Nadkarni， 2011）。 這些行動能夠幫助團隊成員應對迫在眉睫的截止日期，減輕時間壓力， 緩解沖突挑戰(zhàn) （張軍成， 凌文輇，2015），進而減少時間對創(chuàng)新的約束。 已有研究證實了時間領導在促進團隊創(chuàng)新上的有效性。例如，衛(wèi)武和趙鶴（2018）指出，時間領導能夠幫助團隊成員從工作中實現(xiàn)心理解脫， 從而促進團隊創(chuàng)新； 衛(wèi)武等（2021）發(fā)現(xiàn)，時間領導可以通過增加團隊成員之間的多元信息交換來提高團隊創(chuàng)造力。 由于時間領導的有效性常常在管理實踐中體現(xiàn)出來，一些管理者，特別是有較大創(chuàng)新需求公司（如科技企業(yè)） 的管理者， 開始重視時間領導的重要性并在管理實踐中增加時間領導行為。

盡管時間領導被證實在管理實踐中行之有效，但現(xiàn)實問題是： 領導者所表現(xiàn)的時間領導行為如何在團隊中形成有效性共識， 其轉化過程中又受到什么因素的影響？ 現(xiàn)有研究大多從員工感知的視角出發(fā)， 通過測量員工感知時間領導的程度來分析時間領導的作用（衛(wèi)武， 趙鶴， 2018），卻對時間領導客觀行為的轉化過程關注甚微。眾所周知，不同員工的時間觀念可能有所差異， 員工與員工之間的任務進度安排也可能不盡相同， 這就要求時間領導差別化地根據(jù)每位成員的實際情況進行協(xié)調推進與統(tǒng)籌安排（張軍成， 凌文輇， 2016）。 整體統(tǒng)一的時間領導行為可能僅被部分員工視為有效， 而被其他員工視為無效。 因為領導者很難通過統(tǒng)一的行為在團隊中形成有效性共識， 所以想要迎合團隊所有成員的時間風格與步調偏好， 領導者可能需要根據(jù)不同員工的特征進行行為調整?；诖耍瑫r間領導是否有效不僅取決于領導者本身展現(xiàn)時間領導行為的程度，還可能取決于領導者對內所投入的時間與精力。

根據(jù)社會信息加工理論的觀點， 個體行為反應受到信息加工與解讀過程的影響。 信息加工過程包括譯碼過程、解釋過程、尋求反應過程、反應決策過程以及編碼過程（王沛， 胡林成， 2001）。 由于信息加工環(huán)節(jié)的復雜性，不同個體在同一信息源刺激下，可能產(chǎn)生不同的認知解讀與行為反應（周建濤， 廖建橋， 2018）。 對團隊而言，團隊成員在同一信息源刺激下能否形成相似或統(tǒng)一的認知， 取決于信息源刺激的時間充分程度（Crick ＆ Dodge， 1996）。換言之， 領導者通過時間管理與協(xié)調行為所展現(xiàn)出的有效性，要在團隊中形成統(tǒng)一認知，需要花費足夠多的精力與時間。 領導者需要不斷地通過時間溝通與協(xié)調行為，在不同的下屬前充分展現(xiàn)自己的領導風格，讓團隊整體上形成統(tǒng)一的領導有效性認知， 最終作用于團隊創(chuàng)新?；诖耍疚恼J為時間領導對團隊創(chuàng)新產(chǎn)生作用的前提是團隊中形成了領導有效性共識， 而這種共識的形成取決于領導行為對團隊內成員刺激的充分程度， 即領導者在團隊內部與團隊成員互動的頻繁程度。由于領導者精力有限，其在團隊內的活動程度可能很大程度上取決于領導者的跨邊界活動水平，即領導者代表團隊開展外部活動（如大使行為、偵查行為等）的數(shù)量（魏雨宸等，2018）。 基于此， 本研究擬重點探討時間領導影響團隊創(chuàng)新的內在機制， 并檢驗領導有效性共識的中介作用與領導跨邊界行為的調節(jié)作用。

本研究主要從以下幾個方面對現(xiàn)有文獻進行拓展： 本研究首次從領導-下屬互動感知的視角探究時間領導與團隊創(chuàng)新之間的關系。 以往研究大多強調下屬感知的時間領導行為給員工帶來的影響（劉冰等， 2017），證明了時間領導的有效性，但是對時間領導行為的有效性如何形成團隊共識， 即領導客觀行為如何影響下屬主觀的有效性感知缺乏足夠關注。 本文擬通過領導-下屬匹配數(shù)據(jù)，將領導者評價的時間領導行為作為出發(fā)點， 研究這種領導行為如何讓團隊形成一致性認知進而推動團隊創(chuàng)新， 這是對現(xiàn)有理論的重要拓展。其次，本研究基于社會信息加工理論， 解釋了時間領導轉化為團隊一致性認知的過程， 從全新的角度解釋了領導行為在有效性傳遞過程中的關鍵機制。 以往有關時間領導的研究大多從資源視角出發(fā)， 認為時間領導能合理地利用時間資源，促進團隊績效與創(chuàng)新（衛(wèi)武等， 2021）。 本研究從一個全新的視角，即社會信息加工的視角，揭示了時間領導行為的有效作用機制與過程， 是對現(xiàn)有研究的重要補充。最后本研究提出，領導者本身的跨邊界行為程度可能是影響時間領導對團隊創(chuàng)新產(chǎn)生作用的一個關鍵情境， 為管理實踐提供了重要指導。

2 理論與假設

2.1 時間領導與團隊創(chuàng)新

團隊創(chuàng)新是指在團隊中引入或應用新的想法、過程、產(chǎn)品或程序（De Dreu ＆ West， 2001； West＆ Farr， 1991）。團隊創(chuàng)新等創(chuàng)造性的工作行為需要占用大量的時間和認知資源（Policastro ＆ Gardner，1998），在團隊內部進行知識分享與資源共用（Harrison ＆ Wagner， 2016； 蔡楊 等， 2019；），而團隊時間領導可以合理有效地配置時間資源， 協(xié)調團隊成員完成各種任務 （Mohammed ＆ Nadkarni，2011）。團隊時間領導一方面有利于團隊成員儲備時間資源，提高時間使用效率，另一方面可以弱化團隊成員時間取向多樣性帶來的內部分歧（馬君， 閆嘉妮， 2019； 張軍成， 凌文輇， 2015），減少團隊時間沖突帶來的認知資源消耗。因此，在時間領導下團隊可以集中注意力提高工作表現(xiàn)， 留出更多的時間和精力參與創(chuàng)新活動。

已有的實證研究指出， 時間領導對員工創(chuàng)新具有積極作用， 如時間領導可以直接促進員工的創(chuàng)新行為與創(chuàng)新績效（Zhang ＆ van Eerde， 2021； Xiao et al.， 2022）， 緩解阻礙性時間壓力對員工創(chuàng)造力的負面影響（劉新梅等， 2017），調節(jié)不合規(guī)任務給員工創(chuàng)新行為帶來的消極作用（馬璐等， 2021）。在團隊層面，Pan 等（2019）指出強大的時間領導者可以有效利用個體時間類型的多樣性， 使團隊創(chuàng)造力最大化。隨后，衛(wèi)武等（2021）通過實證研究證明了團隊時間領導可以激發(fā)團隊創(chuàng)造力。此外，衛(wèi)武和趙鶴（2018）從資源保存理論的角度出發(fā)，論證了時間領導有助于團隊成員從工作中進行心理解脫， 促進團隊的創(chuàng)新行為。

盡管以往研究已經(jīng)證實了時間領導對團隊創(chuàng)新的積極作用，但這些研究大多基于一個重要的前提，即時間領導行為的有效性能夠被團隊所有成員感知，并在認知上形成一致評價。根據(jù)社會信息加工理論， 個體行為反應取決于其在環(huán)境中獲得的信息并進行加工的情況。該信息加工過程包括譯碼過程、解釋過程、尋求反應過程、反應決策過程以及編碼過程（王沛， 胡林成， 2001）， 且信息線索的充分程度決定了信息加工的效果（Crick ＆ Dodge， 1996）。領導者的行為風格往往被團隊成員視為重要的信息源，當領導與成員進行互動時， 其行為風格會被團隊中不同成員解讀與感知。 隨著信息源展示的時間充分度提高， 團隊成員之間會對領導整體風格與行為形成較為統(tǒng)一的認知（Goldman， 2001）。 即領導者與團隊成員互動越頻繁或時間越長， 團隊成員對領導者的風格以及有效性認知會更加趨近于領導者所展示的行為本身（鄒艷春等， 2018）。由于團隊成員之間的有效性認知可能決定了團隊成員之間的配合程度、知識分享效率，進而影響團隊創(chuàng)新水平（Ahearne et al.， 2010）， 因此時間領導對團隊創(chuàng)新作用的前提應是在團隊內部形成了領導有效性共識?；诖耍疚奶岢鲆韵录僭O：

H1：領導有效性共識在時間領導與團隊創(chuàng)新中起中介作用， 即時間領導通過團隊成員之間的領導有效性共識對團隊創(chuàng)新產(chǎn)生作用。

2.2 領導跨邊界行為的調節(jié)作用

作為團隊的領導者， 可能不僅需要對內管理員工， 對外可能還需要代表團隊承擔起與外部各方進行交流溝通的責任（Marrone et al.， 2007； 王艷子，白麗莎， 2017），而這些活動通常會分散領導的精力（Marrone et al.， 2007）。隨著領導對外的事務增加，其對內的互動可能會隨之減少。 代表領導者對外活動的關鍵因素是跨邊界行為， 即領導為了實現(xiàn)既定目標而采取的， 旨在與外部相關主體建立聯(lián)系的互動行為 （Ancona ＆ Caldwell， 1992）。 已有研究指出，跨邊界行為會給團隊帶來新的資源、信息以及外部支持， 激發(fā)團隊的創(chuàng)造力 （Fleming ＆ Waguespack， 2007； Marrone， 2010； 朱金強 等， 2020）。然而值得注意的是， 開展跨界行為雖然對團隊有好處，但是對領導個體來說極具壓力和挑戰(zhàn)，需要付出相當多的努力（Aldrich ＆ Herker， 1977），容易增加自我資源的損耗（徐磊， 2019）。首先，當領導者進行跨邊界行為時，需要洞察外部環(huán)境，積極為團隊獲取有用的信息與知識 （Katz ＆ Tushman， 1983）；其次，領導者需要處理復雜的人際關系，與外部多方面的利益相關者打交道， 從而建立聯(lián)系 （Ancona ＆Caldwell， 1992）， 因此這些跨邊界活動無疑會消耗領導者的時間和精力（宋萌等， 2021）。 此外，跨越邊界的個人還要不斷平衡內部需要與外部需求（Choi， 2002）， 即領導者要兼顧界內的職責和界外的活動，同時執(zhí)行內外部多重任務，這容易增加角色負荷感和角色壓力，造成資源消耗（Marrone et al.，2007； 朱金強等， 2020）。

根據(jù)社會信息加工理論的觀點， 領導者展現(xiàn)的時間管理行為能否在團隊中形成有效性認知， 取決于領導者行為刺激的充分程度。 當領導者跨邊界行為水平較高時， 可能會阻礙領導者的行為在團隊中形成有效性共識（Kanfer ＆ Ackerman， 1989； Porter et al.， 2010）。 一方面，當領導者跨邊界行為水平較高時，他們可能因為對內精力與資源投入不足，導致對團隊成員的信息刺激不充分， 因而使團隊成員之間難以形成對領導者的統(tǒng)一認知。換言之，領導者由于沒有精力去實時關注團隊成員情況， 動態(tài)實施針對性的時間統(tǒng)籌管理， 可能會影響時間管理行為的有效性（鐘博維等，2011）。研究表明，領導者進行跨邊界活動時，會減少對下屬的指導與關懷，增加下屬的職場焦慮（宋萌 等， 2020）；另外，由于跨邊界行為需要領導者頻繁切換身份， 這可能會給領導者帶來角色負荷，導致資源損耗（Wang et al.， 2019）。當領導跨邊界行為水平較高時， 領導者需要頻繁地在團隊內部和外部不同角色之間進行切換， 造成心理資源損耗。 這一定程度上削弱了領導者對內行為的有效性， 因為領導者此時可能缺乏足夠的心理資源來支撐其開展有效的時間管理行為，容易造成“心有余而力不足”的局面。領導者有限的精力投入導致其與成員之間缺乏足夠的互動交流， 而這種不充分的行為信息刺激， 可能會限制團隊成員對領導者的認知，阻礙成員之間形成領導有效性共識。 相反，當領導跨邊界行為水平較低時， 領導者具備足夠的時間與精力，能夠與團隊內成員進行充分的互動交流。此時領導者所展現(xiàn)出的行為刺激， 能被團隊員工充分識別與認知， 因而能夠促使團隊內形成領導有效性共識。 基于此，本研究提出以下假設：

H2a： 領導跨邊界行為調節(jié)時間領導與領導有效性共識之間的關系， 當領導跨邊界行為水平較低時，時間領導對領導有效性共識的作用較強。

依據(jù)社會信息加工理論的觀點， 團隊成員認知趨于一致時，成員之間能有效達成共識，這將會促進成員之間的合作（Taylor ＆ Crocker， 2022）。 相反，當團隊成員之間認知差異較大時， 成員之間的配合與協(xié)調會造成較大的內耗（李樹祥等， 2012）。隨著團隊內部形成領導有效性共識的程度提高， 團隊成員之間知識分享、 相互配合與協(xié)調的程度也會相應提升 （Bergeron， 2007； Kanfer ＆ Ackerman，1989），不同員工之間的時間管理與協(xié)調會更加合理與順暢，進而有利于團隊成員的合作與創(chuàng)新（馬君，閆嘉妮， 2019）。 因此，團隊內的領導有效性共識是影響團隊創(chuàng)新的重要因素， 會影響團隊成員之間的協(xié)調與合作（Conger ＆ Kanungo， 1998）。 對領導的認識不同， 團隊成員的行為反應模式也可能隨之產(chǎn)生差異， 影響創(chuàng)新想法的執(zhí)行， 進而影響團隊創(chuàng)新（Mohammed ＆ Nadkarni， 2011）?；诖耍Y合假設H1 和H2a，本研究提出以下假設：

H2b： 領導跨邊界行為調節(jié)時間領導通過領導有效性共識對團隊創(chuàng)新的影響， 即當領導跨邊界水平較低時， 時間領導通過團隊成員間的領導有效性共識對團隊創(chuàng)新的影響較強。

3 研究設計

3.1 研究對象與程序

研究收集的樣本來自全國各地，涵蓋教育培訓、地產(chǎn)、醫(yī)藥以及互聯(lián)網(wǎng)等多個行業(yè)。研究人員首先與公司管理層進行聯(lián)系，征詢其同意，獲得愿意參與此次調查的人員名單和聯(lián)系電話， 并事先將部門和團隊名單進行分組編號，便于后期數(shù)據(jù)的匹配。參考陳晨等人（2020）的做法，本研究將問卷發(fā)放給領導與團隊成員，問卷的指導語闡述了調查目的，承諾了數(shù)據(jù)的保密性以及填答注意事項。 問卷分為兩個時間段發(fā)放，中間間隔兩周。 第一輪發(fā)放問卷355 份，回收問卷322 份，其中領導問卷62 份，員工問卷260份，有效回收率90.7%。 第二輪發(fā)放問卷322 份，回收問卷271 份，其中領導55 份，員工216 份，有效回收率84.2%。對參與的調查者基本情況進行分析：該樣本中男性占比為68.1%，女性占比為31.9%；25 歲以下的占比為28.7%，26～45 歲的占比為43.5%，46歲及以上占比為27.8%； 高中及以下學歷占比為13%， 大專學歷占比為18.5%， 本科學歷占比為63.9%，研究生及以上學歷占比為4.6%；工作年限1年及以下的占比為13.0%，2～5 年占比為28.2%，6～10 年占比為19.9%，10 年以上占比為38.9%。

3.2 變量測量

時間領導。 本研究采用Mohammed 和Nadkarni（2011）的7 題項量表，由領導評價。 例題包括“我會將團隊各項工作任務排出優(yōu)先次序， 并為每個任務分配相應的時間”等。 采用李克特五點量表計分，其中1 代表非常不同意，5 代表非常同意。 在本研究中，該量表的信度為0.902。

領導跨邊界行為。 本研究采用Marrone 等人（2007）的6 題項量表，由領導評價。 例題包括“我為團隊尋找新的資源，比如：資金、新成員、設備”等。采用李克特五點量表計分，其中1 代表幾乎不，5 代表總是。 在本研究中，該量表的信度為0.768。

領導有效性共識。 本研究采用De Hoog 等人（2005）的3 題項量表，由員工評價。 例題包括“我的直接領導整體上是令人滿意的”等。采用李克特五點量表計分， 其中1 代表非常不同意，5 代表非常同意。 在本研究中，該量表的信度為0.895。

團隊創(chuàng)新。 本研究采用De Dreu（2006）的4 題項量表進行測量，由領導評價。 題項包括“團隊成員經(jīng)常運用新想法來提高我們產(chǎn)品和服務的質量”等。采用李克特五點量表計分，其中1 代表非常不符合，5 代表非常符合。 在本研究中，該量表的信度為0.713。

控制變量。 根據(jù)Bernerth 和Aguinis（2016）對控制變量的建議，將性別、年齡、受教育程度以及工作年限作為控制變量。

4 數(shù)據(jù)分析與結果

4.1 共同方法偏差與區(qū)分效度

研究采用多時間點多主體問卷調查來減少同源偏差問題的影響， 并使用Harman 單因素方法進行檢驗， 探索性因子分析第一個主成分的變異解釋量為34.26%，低于經(jīng)驗值標準40%，可知共同方法偏差不會對結果造成較大的影響 （湯丹丹， 溫忠麟，2020）。 同時根據(jù)驗證性因子分析結果可得 （見表1），四因子模型（χ2／df＝1.530，CFI＝0.901，TLI＝0.883，SRMR＝0.023，RMSE＝0.05） 獲得了較為理想的數(shù)據(jù)擬合效果，單因子模型、二因子模型、三因子模型的數(shù)據(jù)擬合效果明顯不如四因子。綜上，各變量之間具有一定的區(qū)分效度。

表1 驗證性因子分析結果

4.2 描述性統(tǒng)計與相關分析

本研究所有涉及變量的均值、 標準差及相關系數(shù)如表2 所示，其中性別、年齡、受教育程度、工作年限為控制變量。由表2 可知，時間領導和領導有效性共識（r＝0.298，p＜0.05）以及團隊創(chuàng)新（r＝0.419，p＜0.001）顯著正相關；領導有效性共識和團隊創(chuàng)新（r＝0.358，p＜0.01）顯著正相關，變量相關性分析結果初步驗證了研究假設。

表2 變量的均值、標準差和相關系數(shù)

4.3 數(shù)據(jù)聚合檢驗

領導有效性共識是以個體為單位進行測量的團隊層面變量， 因此要將個體測量數(shù)據(jù)聚合成團隊變量需要檢驗團隊內部成員意見的一致性。 本文采用組內評分者信度Rwg 和組內相關系數(shù)ICC 進行判斷。 結果顯示：領導有效性共識ICC（1）＝0.25，大于0.12；ICC（2）＝0.57，大于0.45；Rwg＝0.73，大于0.7。因此可以將這一變量聚合到團隊層。

4.4 假設檢驗

由于本研究所有變量均為團隊層面， 因此研究利用Mplus 7.3 軟件對數(shù)據(jù)進行層級回歸分析，并進行中介檢驗與有調節(jié)的中介檢驗來驗證本文假設?；貧w分析結果如表3 所示。 由表3 模型4 可知，時間領導對團隊創(chuàng)新具有顯著的正向影響 （β＝0.395，p＜0.05），支持假設H1；再由表4 可知，時間領導通過領導有效性共識對團隊創(chuàng)新的間接效應值為0.122，95%的置信區(qū)間為［0.013， 0.341］，不包含0。這表明領導有效性共識可以中介時間領導與團隊創(chuàng)新之間的關系，假設H1 得到了驗證。

表3 回歸分析結果

如表3 中的模型2 所示， 時間領導與領導跨邊界行為的交互項與領導有效性共識顯著相關（β＝-0.440，p＜0.05）。另外，從表4 可以看出，當領導跨邊界行為低于1 個標準差時， 時間領導對領導有效性共識的影響顯著（β＝0.413，p＜0.05）；當領導跨邊界行為高于1 個標準差時，時間領導對領導有效性共識的作用不顯著（β＝-0.123，p＞0.05）；二者的差異顯著（β＝-0.536，p＜0.05），95%的置信區(qū)間為［-1.035， -0.028］，不包含0，假設H2a 得到了支持。 為了更清晰地顯示領導跨邊界行為的調節(jié)作用，本研究繪制調節(jié)效應圖，如圖1 所示。 當領導跨邊界行為較低的時候，時間領導對領導有效性共識有顯著的促進作用。

圖1 領導跨邊界行為對時間領導與領導有效性共識關系的調節(jié)作用

本研究進一步檢驗有調節(jié)的中介模型。 如表5所示，在領導跨邊界行為低的時候，時間領導通過領導有效性共識到團隊創(chuàng)新的間接影響顯著 （β＝0.233，p＜0.05），95%的置信區(qū)間為 ［0.045， 0.613］，不包含0，這說明在領導跨邊界行為越低時，時間領導通過領導有效性共識對團隊創(chuàng)新的作用越強。 在領導跨邊界行為高時， 領導有效性共識的中介效應不顯著（β＝-0.045，p＞0.05），95%的置信區(qū)間為［-0.276， 0.118］，包含0；二者的差值也是顯著的，95%的置信區(qū)間為［-0.772， -0.021］，不包含0。 因此被調節(jié)的中介作用顯著，假設H2b 得到支持。

表5 有調節(jié)的中介效應檢驗結果

5 結論

本研究探討時間領導對團隊創(chuàng)新的影響， 提出了一個有調節(jié)的中介模型。研究結果表明，時間領導對團隊創(chuàng)新有顯著的正向影響， 這與以往研究結果一致。 領導有效性共識在時間領導與團隊創(chuàng)新之間起到中介作用。 領導跨邊界行為調節(jié)時間領導與領導有效性共識之間的關系， 也進一步調節(jié)了領導有效性共識在時間領導與團隊創(chuàng)新之間的中介作用。

本研究對相關文獻與理論有以下幾方面的貢獻。

第一，本研究基于社會信息加工理論，重新檢驗了時間領導與團隊創(chuàng)新之間的關系， 深化了時間領導發(fā)揮其對團隊的有效性， 并轉為團隊創(chuàng)新動力的內在機理。 既有研究通常基于時間領導能夠被員工有效感知的前提，忽略了團隊成員之間的感知差異，而這種差異可能限制時間領導在團隊內的有效性認知， 使其難以發(fā)揮促進團隊創(chuàng)新的作用。 本研究認為，時間領導的有效性要在團隊層面達成共識，需要領導在團隊內充分展現(xiàn)自己的時間管理與協(xié)調行為，形成充分的“信息刺激”，而這可能與領導本身對內活動投入的精力有關。 本研究檢驗了領導跨邊界行為的調節(jié)作用， 探討了時間領導在團隊層面形成有效性共識的邊界條件， 為時間領導有效促進團隊創(chuàng)新提供了新的視角。

第二，本研究從信息處理與加工的角度出發(fā)，以領導有效性共識作為中介變量， 檢驗了時間領導與團隊創(chuàng)新的內在機制。 已有研究在探討時間領導對團隊創(chuàng)新的影響時，大多從資源視角出發(fā)，強調領導者的主觀能動性， 即認為時間領導的有效性來源于領導者對團隊員工時間資源的合理調配（馬君， 閆嘉妮， 2019）。 但是本研究認為，團隊創(chuàng)新的有效輸出不僅取決于領導者本身的行為， 還取決于團隊成員對領導行為的有效反應。 資源的利用效率需要團隊內部形成統(tǒng)一的認知， 特別是團隊成員對領導有效性的認知。從信息加工的角度，本研究證實了領導有效性共識在時間領導與團隊創(chuàng)新之間發(fā)揮著決定性的機制作用， 為探討如何發(fā)揮時間領導有效性提供了新的理論補充。

第三，本研究是對跨邊界行為相關研究的拓展。之前的研究大多關注領導跨邊界行為帶來了新的知識、信息技術以及外部支持，對領導跨邊界行為影響的研究主要集中在積極方面， 對其消極方面研究較少（宋萌等， 2021）。本研究證實了對于需要精力投入的領導風格而言， 時間領導需要一個相對較長的時間， 與員工充分互動之后才能在團隊中形成有效性共識，從而更好地發(fā)揮時間領導的效用。此類領導風格進行過多的跨邊界行為可能使得原本“好”的領導效用“打折”。 本研究論證了在低水平領導跨邊界行為的情境下，團隊員工感知的領導有效性更高，更有利于激發(fā)團隊創(chuàng)新， 指出了領導跨邊界行為可能存在的弊端，為管理實踐提供了指導。