主動動機模型下時間領導對員工主動變革行為的影響

韋依依，馬 璐，謝 鵬

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

0 研究背景

隨著內外部環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現狀并促進創新，引領組織戰略變革[1]。在眾多主動性行為研究中，主動變革行為(Taking Charge)受到學者們的廣泛關注[2-3]。主動變革行為是指員工在日常工作過程中，為實現組織功能轉變而自發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發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，他們更關注角色內任務以維持現狀[6]。因此，深入探究員工主動變革行為的心理驅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員工主動變革也具有重要的現實意義[7-8]。

回顧主動變革行為研究發現，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向情境因素(謝清倫,郗濤，2018)，而領導行為作為影響員工主動變革行為的一個重要情境因素，備受國內外學者關注。目前的研究主要聚焦于授權型領導、道德型領導[9-10]等對員工主動變革行為的影響，這些研究為探討領導行為如何影響員工主動變革行為奠定了基礎，但總體上還存在一定局限性。有學者提出在討論領導對員工主動變革行為的影響時，相較于宏觀討論某種領導風格的影響，還應該討論更具體與細微的領導行為[11]。因此，在探討領導行為對員工主動變革行為的影響時，關注強調時間管理的領導方式(如時間領導)可能是一個重要突破口[12]。在快速變化的市場競爭環境中，時間是稀缺資源，也是員工重要壓力源之一，領導者在推動組織變革過程中也面臨巨大的時間挑戰，而如何有效統籌組織時間資源、推動組織成員自發地變革就成為現實難題。因此，相關學者呼吁，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考慮組織中的時間問題[13]。時間領導通過對時間資源的合理配置，使員工在工作任務進度、節奏和步伐等方面能夠協調一致[14]，幫助員工積極應對時間性挑戰，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導研究的新視角，目前尚未有研究對時間領導與員工主動變革行為關系及其作用機制進行具體探討。

如果時間領導對員工主動變革行為有影響，那么其內在作用機制是什么？PARKER等[15]提出的主動動機模型指出，領導風格與行為是激發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、意愿動機狀態和能量動機狀態間接影響其主動性行為，這為揭示時間領導與員工主動變革行為關系提供了一個新理論視角。然而現有研究在探討領導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，領導可以通過激發員工工作的積極情緒鼓勵其采取更為主動的工作行為[17]，因此深入探討領導行為對員工情緒反應及行為反應的影響也是極其重要的。根據主動動機模型，當員工處于高激發的情緒狀態時才會主動從事變革行為。時間領導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導與員工主動變革行為之間的傳導作用也是本研究的重點之一。

為了更加全面地認識時間領導的作用機制，本研究還將進一步探討時間領導影響員工主動變革行為的邊界條件。根據主動動機模型，領導行為對不同特質員工產生的作用效果也會不同[15]，因此在探討時間領導對員工主動變革行為的影響過程中應考慮個體特質的作用。隨著積極心理學的興起，員工正念作為一種不同于傳統的具有跨時間、跨情境且穩定人格特征的類特質變量，日益受到學者們的廣泛關注[19]，并且相關學者也呼吁未來研究在探討領導行為有效性問題時應關注員工正念在其中所起的作用[20]。有研究發現，員工正念能夠緩解消極領導行為的破壞性，強化積極領導行為在改善員工工作態度、行為等方面的正向作用[21-22]。在工作場所中，員工對時間領導行為的敏感程度各不相同，而正念所擁有的自我調節功能能夠促進員工關注當前，這可能會強化時間領導對員工積極情緒的影響。因此，本研究將納入員工正念，探討時間領導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，深化對時間領導有效性問題的認知。

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

1 理論基礎與研究假設

1.1 時間領導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性和促進性的角色外行為往往伴隨較大風險，導致并非每個組織成員都會主動參與組織變革[23]。以往研究發現，領導作為組織代理人，其行為風格在激發員工主動變革方面扮演重要作用[9-12]。作為一種將領導研究與時間視角相結合發展起來的概念，時間領導是指領導者根據組織成員的時間特質以及工作任務特點而采取的既有利于確保各項任務如期完成，又能提升組織成員與時間相關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如期完成的管理行為，時間領導能夠有效預測員工工作態度與行為[25]。因此，雖然尚未有時間領導與員工主動變革行為關系的實證檢驗結果，但本研究推測時間領導能顯著促進員工主動變革。

圖1 理論模型Fig.1 Theoretical model

一方面，根據主動動機模型，員工采取主動行為會經歷兩個過程，即主動性目標設置過程和主動性目標實現過程。其中，主動性目標主要包含自我變革和組織變革[15]。時間領導對員工時間資源的合理規劃和配置，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置工作目標以及明晰組織發展方向[23]，從而在為組織創造價值的同時實現自我價值。此外，時間領導通過幫助員工掌控工作時間節奏，能夠使其獲得積極的工作體驗[25]，有效緩解員工因實施主動變革行為產生的心理壓力，幫助員工擁有強大動力來采取主動變革，從而促進個人目標與組織目標實現。另一方面，根據主動動機模型，領導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]。時間領導通過協調和科學分配時間資源，能夠讓員工感受到領導對于其工作的支持，有利于員工高效完成組織安排的任務[27]，激發員工實施主動變革行為。由此可見，時間領導不僅能夠促使員工主動設置工作目標，并通過一系列時間管理行為促進其實現主動性目標，而且可以增強員工從上級領導獲得的工作支持感，進而促進員工主動產生變革行為。基于以上分析，提出研究假設：

H1：時間領導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外部因素的刺激下對當下感受到興奮、愉悅和充滿活力的程度，表現為一種高度愉快、熱情投入和充滿能量的情緒狀態(衛武，趙鶴，2018)。根據主動動機模型，當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，即情緒在工作事件與態度行為間起中介作用。在工作場所中，領導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]。時間領導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導與員工主動變革行為的關系。

研究指出，情緒體驗在分析員工對領導行為的反應中具有重要作用，因此情緒的重要性不言而喻[28]。時間領導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，幫助員工設置清晰的工作目標[29]。這些積極的工作體驗能幫助員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生更多積極的情緒體驗[30]。另一方面，時間領導行為能夠幫助員工在工作時間內完成組織安排的各項工作和任務，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系[32]。

進一步地，根據主動動機模型，當個體獲得積極的情緒體驗時能有效提高其能動性，使其產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任感[34]。此外，積極情緒能夠增強員工對工作環境的適應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和范圍，設置更高的主動性目標[15]。這些因素為員工在日常工作中展現出更多有益于組織發展的主動性變革行為提供了有利條件。相關研究也指出，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，進而表現出較強的工作創造性[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，時間領導通過一系列的時間管理行為能夠有效提高和激發員工的積極情緒體驗，而情緒又是領導與員工工作結果關系間的中介過程機制，即積極情緒在領導行為與員工主動性行為之間具有重要的傳導作用[15]。時間領導行為對員工的積極情緒具有調動作用，員工在這種情緒的影響下會采取相關行為，促進自我變革和組織變革目標實現。基于此，提出研究假設：

H2：積極情緒在時間領導與員工主動變革行為間起中介作用。

1.3 員工正念的調節作用

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

研究指出，工作場所中組織情境與個體特質的有效統一是員工形成對組織有利的心理狀態以及行為表現的強大驅動力[12]。面對組織領導行為時，不同員工會產生不同情緒和行為反應，這在一定程度上取決于個體能否有效調節和管控自身情緒，而員工正念能夠有效提升個體的情緒調節能力[39]。因此，員工對時間領導行為激發積極情緒的感知水平以及利用自身情緒改變行為的結果，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導的管理行為時，會保持一種開放和接納的態度，能夠更加客觀和充分地理解、服從時間領導對其時間資源的分配與安排[40]，從而高效發揮時間領導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，減少對時間領導行為的質疑[41]，從而更好地吸收時間領導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，當時間領導作用于正念水平較高的員工時，更容易使其產生積極的情緒反應。反之，當時間領導作用于正念水平較低的員工時，由于其對自我情緒的調節和管理水平有限，容易沉溺于對過去和未來的擔憂中，無法對當下保持專注和欣然接納[42]，此時時間領導促使員工產生積極情緒的正面效應受到抑制。因此，提出研究假設：

H3：員工正念在時間領導與積極情緒關系中起正向調節作用, 即員工正念水平越高, 時間領導對員工積極情緒的正向影響越顯著。

進一步地，根據上文推論，時間領導會通過積極情緒的中介作用影響員工主動變革，而時間領導對員工積極情緒的影響會受到員工正念的正向調節，即員工正念水平越高，時間領導對積極情緒的正向作用越強。因此，可以推測時間領導通過積極情緒影響員工主動變革的間接效應也會受到員工正念的正向調節，即員工正念水平越高，積極情緒的間接效應越顯著。據此，提出本文研究假設：

H4：時間領導通過積極情緒影響員工主動變革行為的間接效應受到正念的正向調節，即與低正念水平相比，當員工正念水平較高時，時間領導通過積極情緒影響員工主動變革的間接效應更顯著。

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家企業進行抽樣調查，涉及服務業、建筑業、制造業以及公共事業等多個行業。為了有效避免共同方法偏差問題對研究結果的影響，對企業主管及其下屬進行配對問卷調查。其中，時間領導、積極情緒和員工正念水平由企業成員進行自我打分，員工的主動變革行為則由企業領導(主管)進行評定。為保證問卷有效性，采取以下步驟進行調研：首先,與企業辦公室或人力資源部門負責人取得聯系，向他們說明本次調研目的；然后,與企業負責人確定參與問卷調查的組織成員，并且根據每個領導(主管)提供的成員名單進行配對問卷發放與收集；最后,對問卷進行檢查和篩選，剔除填答具有規律性、有漏填項以及前后出現矛盾的問卷。本次調查共發放問卷300份，依據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53位領導，每位領導平均評價4.5人。

在調查的員工樣本中，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3年以上的占74.06%。調查的領導樣本中，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%的領導擁有本科及以上學歷，所有領導均為基層管理者。

2.2 測量工具

本研究調查問卷共分為員工自評量表和領導評價量表。其中，員工自評量表主要包含時間領導量表、積極情緒量表和員工正念量表；領導評價量表主要是員工主動變革行為量表。參考國內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，具體內容如下：

(1)時間領導。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, 我的領導會經常提醒我重要工作事項的最后期限”、“我的領導會經常督促我按時完成工作任務”。該量表由企業員工進行評價，得分越高，表示該企業中的時間領導行為越多。在本研究中，該量表的Cronbach′s α 系數為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”。該量表由企業員工根據過去一個月內的感受進行評價，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”。該量表由企業領導(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到的目標上，而不是當下要做的事情上”。該量表為企業員工自評量表，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 系數為0.893。

(5)控制變量。借鑒已有主動變革行為的相關研究，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導、積極情緒、主動變革行為以及員工正念4個變量的區分效度；其次，采用SPSS22.0進行描述性統計分析和相關性分析，揭示各變量間的相關性。在驗證研究假設時，通過運用Mplus8.1軟件進行結構方程模型分析以驗證主效應和中介效應模型，同時，運用SPSS22.0中的PROCESS程序對員工正念的調節效應進行檢驗。

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，在設計時采取了相應措施(如隨機編排、設置反向問題、匿名填寫等)予以控制；其次，采取配對調查方式，從不同主體處收集數據，以降低共同方法偏差對研究結果的影響；最后，為進一步檢驗上述問題，對時間領導、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計學上的意義上顯著優于其它嵌套模型，如四因子模型與單因子模型在χ2上的差異在統計學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 描述性統計與相關性分析

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

3.3 假設檢驗

(1)主效應與中介效應結構方程模型檢驗。為檢驗時間領導對員工主動變革行為的影響以及積極情緒的中介作用，分別構建3個結構方程模型。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，各結構方程模型的擬合指標見表3。

表2 描述性統計與相關性系數Tab.2 Descriptive statistics and correlation analysis

注:M表示平均數，SD表示標準差，**表示p<0.01(雙尾檢測)

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

首先，根據表3可知，在直接作用模型1中，模型的擬合指標均達到可接受水平(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，時間領導對員工主動變革行為的路徑系數為0.606(p<0.001)，即時間領導對員工的主動變革行為具有顯著正向作用，因此假設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的擬合指標進行對比分析，發現相較于完全中介模型2，部分中介模型3的擬合指標更好，并且兩個模型顯著不同(Δχ2=39.545，p<0.001)，因此應選擇部分中介模型3進行分析。部分中介模型3輸出的具體路徑系數如表4所示。

最后，根據表4可知，在控制了性別、年齡、教育程度和工作年限的影響后，時間領導對員工積極情緒以及員工主動變革行為的作用路徑系數分別為0.428(p<0.001)、0.447(p<0.001)，但是時間領導對員工主動變革行為的作用系數由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法檢驗預測模型中積極情緒的中介作用。重復抽樣5 000次的檢驗結果表明，時間領導通過積極情緒對員工主動變革行為的間接影響效應為0.163(p<0.001)，并且在95%水平下的置信區間為[0.081，0.256]，不包含0，說明積極情緒的間接效應達到了顯著性水平。因此，積極情緒在時間領導與員工主動變革行為間具有部分中介作用，假設H2成立。

表4 積極情緒的中介效應分析結果Tab.4 Mediating effect analysis of positive emotion

表5 員工正念的調節效應分析結果Tab.5 Moderating effect analysis of employee mindfulness

(2)員工正念調節效應檢驗。本研究采用SPSS軟件中的PROCESS程序對員工正念在時間領導與員工積極情緒間的調節效應進行Bootstrap分析，置信區間為95%，結果見表5。由表5可知，時間領導與員工正念的交互項系數為0.274(p<0.01)，說明員工正念在時間領導與員工積極情緒間起正向調節作用。因此，假設H3得到支持。

此外，為了對上述調節作用的效應規模進行分析，進行Johnson-Neyman檢驗以獲得調節效應簡單斜率系數的顯著區間。如圖2所示，當員工正念取值小于3.12時，其調節效應的 95% 置信區間包含零，說明此時時間領導對員工積極情緒的作用效應不再顯著。可見，只有當員工的正念水平高于3.12的臨界值時，時間領導才能有效促進員工形成積極情緒，而且員工正念水平越高，時間領導對員工積極情緒的正向影響越大。

(3)被調節的中介效應檢驗。為驗證員工正念對積極情緒中介效應的調節作用，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，結果如表6所示。可以發現，當員工正念水平較低時，時間領導通過積極情緒影響員工主動變革的間接效應為0.040，并且置信區間為[-0.019，0.097]，包括0；當員工正念水平較高時，時間領導通過積極情緒影響員工主動變革的間接效應為0.153，置信區間為[0.067，0.273]，不包括0。兩種情況下中介作用的差異顯著，表明只有當員工正念水平較高時，時間領導通過積極情緒對員工主動變革行為的間接影響顯著。此外，被調節的中介效應的判定指標 INDEX為0.089，置信區間為[0.021，0.187]，進一步表明被調節的中介效應顯著。這意味著當員工正念水平提高時, 時間領導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具有調節作用，假設H4成立。

圖2 員工正念調節作用的邊界條件Fig.2 Boundary conditions for employee mindfulness

表6 被調節的中介效應檢驗結果Tab.5 Moderated mediation effect analysis results

4 研究結論、理論貢獻與啟示

4.1 結論

本研究基于主動動機模型，通過對我國企業領導及其下屬進行配對問卷調查，構建并驗證了時間領導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系中的作用。研究發現，時間領導與員工主動變革行為正相關，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節時間領導與積極情緒的關系，而且正向調節時間領導通過積極情緒影響員工主動變革行為的間接效應，員工正念水平越高，時間領導與積極情緒的關系越顯著，積極情緒的中介效應也越顯著。

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導與其結果變量關系的研究，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導與員工主動變革行為關系展開直接探討，因此本文一方面在深入探索領導行為影響員工主動變革行為的基礎上，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用范圍；另一方面則在進一步檢驗時間領導對員工和組織帶來積極作用的推論的基礎上，揭示了時間領導在促進員工變革方面中的積極作用，回應了現有研究中提出的“有必要彌補對時間領導與其它結果變量關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，發現時間領導通過積極情緒對員工主動變革行為具有間接影響, 揭示了時間領導與員工主動變革行為關系間的作用“黑箱”。本研究結論一方面為時間領導能激發員工產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用，另一方面為現有研究提出“要進一步厘清領導行為如何通過促進個體 ‘熱’的情感狀態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節作用，為有效厘清時間領導影響員工主動變革行為的邊界條件提供了證據。研究結論一方面證實了員工正念在組織管理實踐中的積極作用，這與之前學者們的研究結論一致；另一方面，進一步拓展了時間領導作用機制的研究框架，廓清了時間領導作用于員工主動變革行為的理論邊界，探索性地將時間領導、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導更有益于提升員工的積極情緒體驗和實施主動變革行為，響應了現有研究提出“進一步關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域的研究與發展。

4.3 啟示

本研究的管理啟示在于：

(1)激發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。在中國經濟大轉型的時代背景下，員工主動變革行為已成為企業永葆活力的重要保證[8]。因此，為了有效激發員工主動變革，組織領導者和管理者應該協同一致，通過有效的時間管理行為，協調員工工作節奏，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，讓員工產生獲得支持、理解和主動參與變革的意愿，增強責任擔當意識, 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員工產生利組織行為[33]，因此領導在組織管理實踐中要采取有效的行為策略，通過激發和調動員工的積極情緒, 使員工產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，因此領導者可以通過有效的時間領導行為，讓員工感受到信任與支持，產生積極的工作情緒體驗，進而促使員工產生參與變革的動機。另一方面，組織也應該幫助員工有效提升自我情緒管理和調節能力，通過授課、培訓以及領導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，在組織管理中的積極效果已得到大量研究證實[37]。因此，組織應該有意識地對員工進行正念培訓，可以借鑒Google、Facebook等大型國際企業的做法，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練，降低員工在變革環境下的不安與焦慮情緒，提升員工創造力，從而更好地應對復雜的工作情境。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，從而充分發揮正念在組織發展中的積極影響，幫助組織有效應對和實施變革。

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，本研究所有數據的采集都是在同一時間段完成，這可能導致主要研究變量關系增強，從而無法精確解釋變量關系。因此，在未來研究中可以將時間上的動態變化納入考慮，從而更加精準地預測各研究變量關系，同時，在情緒變量研究中可運用經驗取樣的日記研究方法，以精確揭示情緒類變量作用。第二，本研究調查數據的來源不夠廣泛，沒有做到嚴格的隨機抽樣,如樣本來源主要集中在江西和廣西地區，這可能會對研究結論的普適性造成一定影響。因此，未來的調查研究可進一步擴大樣本量，以增強研究結論的外部效度。第三，本研究只是對時間領導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導會對員工和組織產生怎樣的影響？它們的作用機制如何？時間領導是否具有雙刃劍效應以及時間領導影響結果變量的主效應和間接效應是否會因個體或組織等權變因素的影響而產生變化？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。