开放科学(资源服务)标识码(OSID)：
The existing studies have yet to discuss the relationship between temporal leadership and employees' taking charge behavior. To unveil the underlying mechanism, this study draws on the proactive motivation model and takes positive emotion as mediating variable and employee mindfulness as moderating variable. It empirically examines the proposed model with 239 valid paired samples collected from a wide range of organizations in China. The results illustrate that temporal leadership can significantly promote employees' taking charge behavior, and positive emotion plays a partially mediating role in the relationship; employee mindfulness not only moderates the relationship between temporal leadership and positive emotion, but also moderates the mediating effect of positive emotion on the relationship between temporal leadership and employees' taking charge behavior. That is to say, the relationship of temporal leadership and positive emotion is relatively stronger when employee mindfulness is high, and the mediating effect is relatively stronger.
This study makes several important contributions to the existing literature. First, focusing on temporal leadership, the findings enriches the literature by identifying employee proactive behavior as an outcome of temporal leadership. It contributes to calls from previous scholars to include more nuanced leader behaviors when considering the impact of leadership on employee behaviors. Additionally, the study provides a novel insight to the extant literature regarding the antecedents of employees' taking charge behavior by incorporating the research field of temporal leadership, positive emotion, and employee mindfulness. Second, by building on the proactive motivation model, the study integrates positive emotion to unpack the ‘black box' of temporal leadership and employee taking charge behavior, which enriches the evidence for the motivational effects of temporal leadership on employees and organizations. It provides a more comprehensive understanding of how managers can motivate employee proactivity. Third, this study identifies employee mindfulness as a boundary condition of the relationship between temporal leadership and employees' taking charge behavior. The findings clarify the condition under which temporal leadership positively affects employee proactive behavior. This is also in response to previous calls for taking the role of employee mindfulness into account of leadership effectiveness.
Given that time is such a critical resource in the workplace, it provides important instructive implications by addressing the research gaps regarding the role of time in leadership for managerial practice. Considering the increased emphasis on employee proactivity, organizations need to realize the importance of temporal leadership in helping employees to work in an organized and rhythmic manner. Apart from leader behaviors, the results show that the positive effect of temporal leadership on employees' taking charge behavior is stronger with higher employee mindfulness. Organizations should therefore develop more training programs of mindfulness for employees to strengthen the effectiveness of temporal leadership.
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随着内外部环境不确定性日益加剧，组织越来越依赖于成员采取主动性行为来挑战现状并促进创新，引领组织战略变革[1]。在众多主动性行为研究中，主动变革行为(Taking Charge)受到学者们的广泛关注[2-3]。主动变革行为是指员工在日常工作过程中，为实现组织功能转变而自发性地对组织工作流程、方式和方法等进行变革与改进的一系列行为[4]，其在提升员工和组织效能、推进组织变革和促进组织可持续发展等方面具有重要作用[5]，因此备受组织管理者推崇。然而在实践中，由于受到人情、面子以及和谐等社会文化观念影响，一些组织成员并不太愿意从事变革活动，为避免引起冲突，他们更关注角色内任务以维持现状[6]。因此，深入探究员工主动变革行为的心理驱动力不仅具有重要理论意义，而且对于组织管理者探索如何引导员工主动变革也具有重要的现实意义[7-8]。
回顾主动变革行为研究发现，针对员工主动变革行为的影响因素分析从个体因素逐渐转向情境因素(谢清伦,郗涛，2018)，而领导行为作为影响员工主动变革行为的一个重要情境因素，备受国内外学者关注。目前的研究主要聚焦于授权型领导、道德型领导[9-10]等对员工主动变革行为的影响，这些研究为探讨领导行为如何影响员工主动变革行为奠定了基础，但总体上还存在一定局限性。有学者提出在讨论领导对员工主动变革行为的影响时，相较于宏观讨论某种领导风格的影响，还应该讨论更具体与细微的领导行为[11]。因此，在探讨领导行为对员工主动变革行为的影响时，关注强调时间管理的领导方式(如时间领导)可能是一个重要突破口[12]。在快速变化的市场竞争环境中，时间是稀缺资源，也是员工重要压力源之一，领导者在推动组织变革过程中也面临巨大的时间挑战，而如何有效统筹组织时间资源、推动组织成员自发地变革就成为现实难题。因此，相关学者呼吁，为更深入地揭示员工主动性促进机制，未来研究在探讨员工主动行为议题时应考虑组织中的时间问题[13]。时间领导通过对时间资源的合理配置，使员工在工作任务进度、节奏和步伐等方面能够协调一致[14]，帮助员工积极应对时间性挑战，同时，激励员工留出时间进行思考，提出解决工作问题的新思路和新方案，从而促进员工主动变革。作为一种将时间因素引入领导研究的新视角，目前尚未有研究对时间领导与员工主动变革行为关系及其作用机制进行具体探讨。
如果时间领导对员工主动变革行为有影响，那么其内在作用机制是什么？PARKER等[15]提出的主动动机模型指出，领导风格与行为是激发员工从事主动性行为的重要工作情境因素，并且通过影响员工的能力动机状态、意愿动机状态和能量动机状态间接影响其主动性行为，这为揭示时间领导与员工主动变革行为关系提供了一个新理论视角。然而现有研究在探讨领导行为对员工主动行为的影响机制时多基于能力动机和意愿动机视角，较少从能量动机视角进行探究[16]。在工作场所中，领导可以通过激发员工工作的积极情绪鼓励其采取更为主动的工作行为[17]，因此深入探讨领导行为对员工情绪反应及行为反应的影响也是极其重要的。根据主动动机模型，当员工处于高激发的情绪状态时才会主动从事变革行为。时间领导通过有效的时间管理行为，为员工带来积极的工作体验，从而使员工产生兴奋、热情和投入等积极乐观情绪[18]，而积极情绪的形成会进一步促进员工在工作场所中主动变革。鉴于此，基于主动动机模型的能量动机视角，剖析积极情绪在时间领导与员工主动变革行为之间的传导作用也是本研究的重点之一。
为了更加全面地认识时间领导的作用机制，本研究还将进一步探讨时间领导影响员工主动变革行为的边界条件。根据主动动机模型，领导行为对不同特质员工产生的作用效果也会不同[15]，因此在探讨时间领导对员工主动变革行为的影响过程中应考虑个体特质的作用。随着积极心理学的兴起，员工正念作为一种不同于传统的具有跨时间、跨情境且稳定人格特征的类特质变量，日益受到学者们的广泛关注[19]，并且相关学者也呼吁未来研究在探讨领导行为有效性问题时应关注员工正念在其中所起的作用[20]。有研究发现，员工正念能够缓解消极领导行为的破坏性，强化积极领导行为在改善员工工作态度、行为等方面的正向作用[21-22]。在工作场所中，员工对时间领导行为的敏感程度各不相同，而正念所拥有的自我调节功能能够促进员工关注当前，这可能会强化时间领导对员工积极情绪的影响。因此，本研究将纳入员工正念，探讨时间领导对员工主动变革行为的作用边界，以检验两者如何共同影响员工主动变革行为，同时，深化对时间领导有效性问题的认知。
综上所述，本研究以主动动机模型为基础，剖析工作场所中时间领导对员工主动变革行为的影响机制，目的在于：①廓清时间领导是否会对员工主动变革行为产生积极影响；②揭示时间领导通过积极情绪影响员工主动变革行为的作用机制；③从积极心理特质角度，剖析员工正念对以上关系的权变影响，进而诠释时间领导作用于员工主动变革行为的边界条件。基于上述分析，构建理论研究模型，如图 1 所示。
主动变革作为员工在工作场所中采取的一种具有挑战性和促进性的角色外行为往往伴随较大风险，导致并非每个组织成员都会主动参与组织变革[23]。以往研究发现，领导作为组织代理人，其行为风格在激发员工主动变革方面扮演重要作用[9-12]。作为一种将领导研究与时间视角相结合发展起来的概念，时间领导是指领导者根据组织成员的时间特质以及工作任务特点而采取的既有利于确保各项任务如期完成，又能提升组织成员与时间相关的幸福感的一系列时间管理行为[24]。通过对员工工作时间的规划、工作时间提醒、工作时间编排以及工作时间资源分配等一系列促使工作任务如期完成的管理行为，时间领导能够有效预测员工工作态度与行为[25]。因此，虽然尚未有时间领导与员工主动变革行为关系的实证检验结果，但本研究推测时间领导能显著促进员工主动变革。
图1 理论模型
Fig.1 Theoretical model
一方面，根据主动动机模型，员工采取主动行为会经历两个过程，即主动性目标设置过程和主动性目标实现过程。其中，主动性目标主要包含自我变革和组织变革[15]。时间领导对员工时间资源的合理规划和配置，不仅能够增强员工的时间共识、减少时间模糊性[24]，而且有利于帮助员工更好地设置工作目标以及明晰组织发展方向[23]，从而在为组织创造价值的同时实现自我价值。此外，时间领导通过帮助员工掌控工作时间节奏，能够使其获得积极的工作体验[25]，有效缓解员工因实施主动变革行为产生的心理压力，帮助员工拥有强大动力来采取主动变革，从而促进个人目标与组织目标实现。另一方面，根据主动动机模型，领导给予员工的支持和帮助也是促进员工主动性行为的重要因素[15]。主动变革行为作为一种自主决定和自发采取的角色外行为，需要员工投入额外时间和精力[26]。时间领导通过协调和科学分配时间资源，能够让员工感受到领导对于其工作的支持，有利于员工高效完成组织安排的任务[27]，激发员工实施主动变革行为。由此可见，时间领导不仅能够促使员工主动设置工作目标，并通过一系列时间管理行为促进其实现主动性目标，而且可以增强员工从上级领导获得的工作支持感，进而促进员工主动产生变革行为。基于以上分析，提出研究假设：
H1：时间领导正向影响员工主动变革行为。
积极情绪是指个体在内外部因素的刺激下对当下感受到兴奋、愉悦和充满活力的程度，表现为一种高度愉快、热情投入和充满能量的情绪状态(卫武，赵鹤，2018)。根据主动动机模型，当个体在工作过程中获得积极的情绪体验时，其更容易作出积极的行为反应，即情绪在工作事件与态度行为间起中介作用。在工作场所中，领导因素会通过影响个体的动机过程进而影响其主动行为，其中，能量动机路径是一个重要方面[15]。时间领导的一系列管理行为有助于员工获得积极的工作体验，进而提升员工实施主动变革行为的能量动机。因此，积极情绪很可能中介时间领导与员工主动变革行为的关系。
研究指出，情绪体验在分析员工对领导行为的反应中具有重要作用，因此情绪的重要性不言而喻[28]。时间领导在管理实践中能够合理配置时间资源，为个体提供时间管理建议，帮助员工设置清晰的工作目标[29]。这些积极的工作体验能帮助员工减少工作中面临的时间焦虑与压力等，降低员工工作时间模糊性，有利于员工更好地把握工作时间，增强其对时间的控制感，从而促进员工在工作过程中产生更多积极的情绪体验[30]。另一方面，时间领导行为能够帮助员工在工作时间内完成组织安排的各项工作和任务，获得更多组织支持与信息反馈[25]，助力员工从工作中获得积极的心理效能[31]，而这些因素又与积极情绪有着显著的正向关系[32]。
进一步地，根据主动动机模型，当个体获得积极的情绪体验时能有效提高其能动性，使其产生主动寻求改变的行为性倾向，从而积极参与有益于组织发展的角色外活动， 如主动变革行为[33]。有研究指出，主动变革行为需要员工敢于冒险，并愿意投入大量时间和精力，因此员工能否主动从事变革性活动在很大程度上取决于个体是否有充足的信心和变革意愿[16]。在积极情绪的影响下，员工的工作思维和行为等都会变得更加积极，从而形成较强的工作责任感[34]。此外，积极情绪能够增强员工对工作环境的适应性以及对自身工作能力的评估和判断，使员工主动拓展自己的工作职责和范围，设置更高的主动性目标[15]。这些因素为员工在日常工作中展现出更多有益于组织发展的主动性变革行为提供了有利条件。相关研究也指出，具有积极情绪的员工更能够在工作中摒弃常规守旧的思维和行为方式，采取更为灵活的策略并且能够积极探索新事物，进而表现出较强的工作创造性[35]。由此可以推测，积极情绪能够显著促进员工在工作场所中的主动变革行为。
综上所述，时间领导通过一系列的时间管理行为能够有效提高和激发员工的积极情绪体验，而情绪又是领导与员工工作结果关系间的中介过程机制，即积极情绪在领导行为与员工主动性行为之间具有重要的传导作用[15]。时间领导行为对员工的积极情绪具有调动作用，员工在这种情绪的影响下会采取相关行为，促进自我变革和组织变革目标实现。基于此，提出研究假设：
H2：积极情绪在时间领导与员工主动变革行为间起中介作用。
正念是指个体对外部(环境)和内在事件(心理现象)的高度专注与注意，包括对当下正在发生的事件不加评判地主动接纳，具体为对内外部刺激保持注意力、有意识觉知内外部事件、关注当下并不加评判地接纳等[36-37]。近年来，正念在管理学领域逐渐受到学者们的重视，并取得一些富有创见与成效的研究成果，如正念对员工的工作态度、工作思维模式，以及工作行为表现等均具有显著影响[38]。
研究指出，工作场所中组织情境与个体特质的有效统一是员工形成对组织有利的心理状态以及行为表现的强大驱动力[12]。面对组织领导行为时，不同员工会产生不同情绪和行为反应，这在一定程度上取决于个体能否有效调节和管控自身情绪，而员工正念能够有效提升个体的情绪调节能力[39]。因此，员工对时间领导行为激发积极情绪的感知水平以及利用自身情绪改变行为的结果，很可能受到个体正念的影响。具体来看，一方面，高正念的员工在面对时间领导的管理行为时，会保持一种开放和接纳的态度，能够更加客观和充分地理解、服从时间领导对其时间资源的分配与安排[40]，从而高效发挥时间领导对积极情绪的正向作用。另一方面，具有高正念的员工能够通过提升自身注意力，减少对时间领导行为的质疑[41]，从而更好地吸收时间领导身上具有的工作激情，增强积极情绪体验，从而保持个体心理健康。因此，当时间领导作用于正念水平较高的员工时，更容易使其产生积极的情绪反应。反之，当时间领导作用于正念水平较低的员工时，由于其对自我情绪的调节和管理水平有限，容易沉溺于对过去和未来的担忧中，无法对当下保持专注和欣然接纳[42]，此时时间领导促使员工产生积极情绪的正面效应受到抑制。因此，提出研究假设：
H3：员工正念在时间领导与积极情绪关系中起正向调节作用, 即员工正念水平越高, 时间领导对员工积极情绪的正向影响越显著。
进一步地，根据上文推论，时间领导会通过积极情绪的中介作用影响员工主动变革，而时间领导对员工积极情绪的影响会受到员工正念的正向调节，即员工正念水平越高，时间领导对积极情绪的正向作用越强。因此，可以推测时间领导通过积极情绪影响员工主动变革的间接效应也会受到员工正念的正向调节，即员工正念水平越高，积极情绪的间接效应越显著。据此，提出本文研究假设：
H4：时间领导通过积极情绪影响员工主动变革行为的间接效应受到正念的正向调节，即与低正念水平相比，当员工正念水平较高时，时间领导通过积极情绪影响员工主动变革的间接效应更显著。
本研究选择来自南昌、赣州、柳州和南宁等地的15家企业进行抽样调查，涉及服务业、建筑业、制造业以及公共事业等多个行业。为了有效避免共同方法偏差问题对研究结果的影响，对企业主管及其下属进行配对问卷调查。其中，时间领导、积极情绪和员工正念水平由企业成员进行自我打分，员工的主动变革行为则由企业领导(主管)进行评定。为保证问卷有效性，采取以下步骤进行调研：首先,与企业办公室或人力资源部门负责人取得联系，向他们说明本次调研目的；然后,与企业负责人确定参与问卷调查的组织成员，并且根据每个领导(主管)提供的成员名单进行配对问卷发放与收集；最后,对问卷进行检查和筛选，剔除填答具有规律性、有漏填项以及前后出现矛盾的问卷。本次调查共发放问卷300份，依据问卷填答的有效性以及配对有效性进行筛选后，最终获得有效配对问卷239套，样本有效率为79.67%，对应53位领导，每位领导平均评价4.5人。
在调查的员工样本中，男性成员占54.81%，女性成员占45.19%；25岁以下占12.13%，25～30岁占31.38%，31～40岁占46.86%，40岁以上占9.63%；教育程度为本科及以上的占53.14%；工作年限达3年以上的占74.06%。调查的领导样本中，以男性为主，占69.81%；年龄主要集中在31～40岁之间，占84.91%; 77.36%的领导拥有本科及以上学历，所有领导均为基层管理者。
本研究调查问卷共分为员工自评量表和领导评价量表。其中，员工自评量表主要包含时间领导量表、积极情绪量表和员工正念量表；领导评价量表主要是员工主动变革行为量表。参考国内外文献中的成熟量表, 除性别、年龄、教育程度和工作年限等题项外,其它变量量表均采用 Likert5点计分法进行测量，具体内容如下：
(1)时间领导。采用MOHAMMED和 NADKARNI[14]编制的7条目量表，举例条目如“在日常的工作中, 我的领导会经常提醒我重要工作事项的最后期限”、“我的领导会经常督促我按时完成工作任务”。该量表由企业员工进行评价，得分越高，表示该企业中的时间领导行为越多。在本研究中，该量表的Cronbach′s α 系数为0.873。
(2)积极情绪。采用COLE等[43]编制的6条目量表，举例条目如“在工作中我是充满热情的”、“在工作中我是充满活力的”、“我在工作过程中充满兴奋感”。该量表由企业员工根据过去一个月内的感受进行评价，得分越高，表示其积极情绪越高。本研究中，该量表的Cronbach′s α 系数为0.840。
(3)主动变革行为。采用LI等[44]编制的6条目量表，举例条目如“该下属在日常工作中会主动带来新的工作程序”。该量表由企业领导(主管)对其直接下属进行评价，得分越高，表明该下属的主动变革行为越多。在本研究中，该量表的Cronbach′s α 系数为0.827。
(4)员工正念。采用BROWN 和 RYAN[45]编制的15条目量表。举例条目如“我把注意力放在要达到的目标上，而不是当下要做的事情上”。该量表为企业员工自评量表，且均为反向题，因此本研究在实证分析时进行转换以使高得分代表高正念水平。该量表在本研究中的Cronbach′s α 系数为0.893。
(5)控制变量。借鉴已有主动变革行为的相关研究，将员工性别、年龄、教育程度以及工作年限等变量作为影响员工主动变革行为的主要变量予以控制。
首先，采用Mplus8.1软件进行变量的验证性因子分析，检验研究模型中时间领导、积极情绪、主动变革行为以及员工正念4个变量的区分效度；其次，采用SPSS22.0进行描述性统计分析和相关性分析，揭示各变量间的相关性。在验证研究假设时，通过运用Mplus8.1软件进行结构方程模型分析以验证主效应和中介效应模型，同时，运用SPSS22.0中的PROCESS程序对员工正念的调节效应进行检验。
为尽可能避免共同方法偏差带来的影响，首先，在设计时采取了相应措施(如随机编排、设置反向问题、匿名填写等)予以控制；其次，采取配对调查方式，从不同主体处收集数据，以降低共同方法偏差对研究结果的影响；最后，为进一步检验上述问题，对时间领导、积极情绪、员工正念和主动变革行为进行验证性因子分析。结果显示，单因子模型的拟合效果(χ2/df=3.268，CFI=0.622, TLI=0.598，RMSEA=0.097，SRMR=0.101)最差，四因子模型的拟合效果(χ2/df=1.381，CFI=0.937，TLI=0.933，RMSEA=0.049， SRMR=0.055)最佳，并且四因子模型的拟合效果在统计学上的意义上显著优于其它嵌套模型，如四因子模型与单因子模型在χ2上的差异在统计学意义上是十分显著的(Δχ2=1 002.857，Δdf=6,p<0.001)。综合以上分析，本研究的共同方法偏差问题得到了较好控制。
表1 竞争模型验证性因子分析
Tab.1 Confirmatory factor analysis of competition models
测量模型χ2dfχ2/dfCFITLIRMSEASRMRΔχ2(Δdf)四因子模型(TL、PE、TC、EM)719.2385211.3810.9370.9330.0400.055三因子模型(TL+PE、TC、EM)1 082.9595242.0670.8230.8110.0670.079363.721***(3)二因子模型(TL+PE+TC、EM)1 241.7055262.3610.7740.7590.0750.081522.467***(5)单因子模型(TL+PE+TC+EM)1 722.0955273.2680.6220.5980.0970.1011 002.857***(6)
注：时间领导(TL)、积极情绪(PE)、主动变革行为(TC)、员工正念(EM)。“+”表示将因子合并
本研究变量的均值、标准差及相关系数分析结果如表2所示。由表2可知，时间领导与员工积极情绪显著正相关(r=0.369，p<0.01)，与员工主动变革行为显著正相关(r=0.531，p<0.01)；积极情绪与员工主动变革行为显著正相关(r=0.509，p<0.01)，员工正念与员工积极情绪显著正相关(r=0.366，p<0.01)。相关性分析结果为进一步探索和验证变量关系奠定了良好基础。
(1)主效应与中介效应结构方程模型检验。为检验时间领导对员工主动变革行为的影响以及积极情绪的中介作用，分别构建3个结构方程模型。其中，模型1为直接作用模型，模型2为完全中介模型，模型3为部分中介模型，各结构方程模型的拟合指标见表3。
表2 描述性统计与相关性系数
Tab.2 Descriptive statistics and correlation analysis
变量MSD123456781.性别1.460.5112.年龄2.570.890.06913.教育程度2.590.810.0740.192**14.工作年限2.170.85-0.0220.181**0.10615.时间领导3.260.45-0.025-0.0580.0240.07316.积极情绪3.560.61-0.0980.0010.0480.0900.369**17.主动变革行为3.850.54-0.062-0.0100.0080.0450.531**0.509**18.员工正念3.600.64-0.064-0.050-0.0860.1010.382**0.535**0.366**1
注:M表示平均数，SD表示标准差，**表示p<0.01(双尾检测)
表3 模型拟合指数
Tab.3 Model fit indices and comparison among models
模型χ2dfχ2/dfCFITLIRMSEASRMRΔχ2(Δdf)模型1172.7641121.5430.9520.9450.0480.045-模型2316.8462221.4270.9470.9410.0420.077-模型3277.3012211.2550.9690.9650.0330.04939.545***(1)
注：模型 1为时间领导→员工主动变革行为(直接作用模型)；模型 2为时间领导→积极情绪→员工主动变革行为(完全中介模型)；模型 3为时间领导→积极情绪→员工主动变革行为，时间领导→员工主动变革行为(部分中介模型)
首先，根据表3可知，在直接作用模型1中，模型的拟合指标均达到可接受水平(χ2/df=1.543，CFI=0.952，TLI=0.945，RMSEA=0.048，SRMR=0.045)，而且在控制了性别、年龄、教育程度和工作年限的影响后，时间领导对员工主动变革行为的路径系数为0.606(p<0.001)，即时间领导对员工的主动变革行为具有显著正向作用，因此假设H1得到验证。
其次，为更好地分析积极情绪的中介作用，对完全中介模型2与部分中介模型3的拟合指标进行对比分析，发现相较于完全中介模型2，部分中介模型3的拟合指标更好，并且两个模型显著不同(Δχ2=39.545，p<0.001)，因此应选择部分中介模型3进行分析。部分中介模型3输出的具体路径系数如表4所示。
最后，根据表4可知，在控制了性别、年龄、教育程度和工作年限的影响后，时间领导对员工积极情绪以及员工主动变革行为的作用路径系数分别为0.428(p<0.001)、0.447(p<0.001)，但是时间领导对员工主动变革行为的作用系数由0.606(p<0.001)下降为0.447(p<0.001)，并且积极情绪对员工主动变革行为的作用路径系数为0.380(p<0.001)，因此可以判断积极情绪的中介作用存在。此外，进一步运用Bootstrap法检验预测模型中积极情绪的中介作用。重复抽样5 000次的检验结果表明，时间领导通过积极情绪对员工主动变革行为的间接影响效应为0.163(p<0.001)，并且在95%水平下的置信区间为[0.081，0.256]，不包含0，说明积极情绪的间接效应达到了显著性水平。因此，积极情绪在时间领导与员工主动变革行为间具有部分中介作用，假设H2成立。
表4 积极情绪的中介效应分析结果
Tab.4 Mediating effect analysis of positive emotion
效应关系作用路径EstimateSE95%置信区间显著性水平直接效应时间领导→主动变革行为0.447***0.112[0.225,0.666]显著时间领导→积极情绪0.428***0.070[0.233,0.559]显著积极情绪→主动变革行为0.380***0.090[0.201,0.551]显著间接效应时间领导→积极情绪→主动变革行为0.163***0.044[0.081,0.256]显著
注：***表示p<0.001；Bootstrapping抽样5 000次，路径系数为标准化系数
表5 员工正念的调节效应分析结果
Tab.5 Moderating effect analysis of employee mindfulness
变量积极情绪CoeffSEtpLLCIULCI常数项 3.4260.16820.3920.0003.0953.757控制变量性别-0.0850.064-1.3290.185-0.2110.041年龄0.0150.0380.3830.702-0.0600.089教育程度0.0680.0411.6500.100-0.0130.149工作年限0.0050.0390.1280.899-0.0720.082直接效应时间领导0.2990.0803.7440.0000.1420.456员工正念0.4730.0568.4000.0000.3620.584交互效应时间领导×员工正念0.2740.0982.7950.0060.0810.467
(2)员工正念调节效应检验。本研究采用SPSS软件中的PROCESS程序对员工正念在时间领导与员工积极情绪间的调节效应进行Bootstrap分析，置信区间为95%，结果见表5。由表5可知，时间领导与员工正念的交互项系数为0.274(p<0.01)，说明员工正念在时间领导与员工积极情绪间起正向调节作用。因此，假设H3得到支持。
此外，为了对上述调节作用的效应规模进行分析，进行Johnson-Neyman检验以获得调节效应简单斜率系数的显著区间。如图2所示，当员工正念取值小于3.12时，其调节效应的 95% 置信区间包含零，说明此时时间领导对员工积极情绪的作用效应不再显著。可见，只有当员工的正念水平高于3.12的临界值时，时间领导才能有效促进员工形成积极情绪，而且员工正念水平越高，时间领导对员工积极情绪的正向影响越大。
(3)被调节的中介效应检验。为验证员工正念对积极情绪中介效应的调节作用，进一步采用PROCESS程序并选择Model 7进行Bootstrap法5 000次随机抽样检验，结果如表6所示。可以发现，当员工正念水平较低时，时间领导通过积极情绪影响员工主动变革的间接效应为0.040，并且置信区间为[-0.019，0.097]，包括0；当员工正念水平较高时，时间领导通过积极情绪影响员工主动变革的间接效应为0.153，置信区间为[0.067，0.273]，不包括0。两种情况下中介作用的差异显著，表明只有当员工正念水平较高时，时间领导通过积极情绪对员工主动变革行为的间接影响显著。此外，被调节的中介效应的判定指标 INDEX为0.089，置信区间为[0.021，0.187]，进一步表明被调节的中介效应显著。这意味着当员工正念水平提高时, 时间领导通过积极情绪影响员工主动变革行为的效果显著增强。因此，员工正念对积极情绪的中介效应具有调节作用，假设H4成立。
图2 员工正念调节作用的边界条件
Fig.2 Boundary conditions for employee mindfulness
表6 被调节的中介效应检验结果
Tab.5 Moderated mediation effect analysis results
结果变量条件间接效应调节变量EffectBootSEBootLLCIBootULCI被调节的中介效应INDEXBootSEBootLLCIBootULCI主动变革行为低(-1SD)0.0400.028-0.0190.0970.0890.0430.0210.187高(+1SD)0.1530.0530.0670.273差异0.1130.0540.0270.238
本研究基于主动动机模型，通过对我国企业领导及其下属进行配对问卷调查，构建并验证了时间领导对员工主动变革行为影响的理论模型，探讨了积极情绪、员工正念在上述两者关系中的作用。研究发现，时间领导与员工主动变革行为正相关，积极情绪在其间起部分中介作用，员工正念作为变量正向调节时间领导与积极情绪的关系，而且正向调节时间领导通过积极情绪影响员工主动变革行为的间接效应，员工正念水平越高，时间领导与积极情绪的关系越显著，积极情绪的中介效应也越显著。
本研究的理论贡献主要在于：
(1)进一步丰富了时间领导与其结果变量关系的研究，拓展了对员工主动变革行为前因的理解。由于既有研究尚未对时间领导与员工主动变革行为关系展开直接探讨，因此本文一方面在深入探索领导行为影响员工主动变革行为的基础上，进一步拓展了主动动机模型在员工主动变革行为影响因素研究中的应用范围；另一方面则在进一步检验时间领导对员工和组织带来积极作用的推论的基础上，揭示了时间领导在促进员工变革方面中的积极作用，回应了现有研究中提出的“有必要弥补对时间领导与其它结果变量关系缺乏充分理论分析和实证研究不足”的诉求[24]。
(2)将积极情绪纳入中介机制，发现时间领导通过积极情绪对员工主动变革行为具有间接影响, 揭示了时间领导与员工主动变革行为关系间的作用“黑箱”。本研究结论一方面为时间领导能激发员工产生积极情绪并最终促进员工主动变革提供了理论解释，进一步拓展了主动动机模型在组织管理研究中的应用，另一方面为现有研究提出“要进一步厘清领导行为如何通过促进个体 ‘热’的情感状态进而推动员工主动变革行为”的建议提供了理论和实证支撑[16]。
(3)在主动动机模型框架下，进一步探讨了员工正念的调节作用，为有效厘清时间领导影响员工主动变革行为的边界条件提供了证据。研究结论一方面证实了员工正念在组织管理实践中的积极作用，这与之前学者们的研究结论一致；另一方面，进一步拓展了时间领导作用机制的研究框架，廓清了时间领导作用于员工主动变革行为的理论边界，探索性地将时间领导、积极情绪、员工主动变革行为以及员工正念整合到一个概念模型中，从理论上明确了何种情形下时间领导更有益于提升员工的积极情绪体验和实施主动变革行为，响应了现有研究提出“进一步关注正念在工作场所中所起作用”的建议[21]，并在一定程度上推动了正念在组织管理领域的研究与发展。
本研究的管理启示在于：
(1)激发员工主动参与组织变革的激情和热情，重视员工在变革工作中的作用。在中国经济大转型的时代背景下，员工主动变革行为已成为企业永葆活力的重要保证[8]。因此，为了有效激发员工主动变革，组织领导者和管理者应该协同一致，通过有效的时间管理行为，协调员工工作节奏，使员工在高效完成本职工作的同时能够主动参与变革，并且通过在组织中营造有利于变革的工作氛围，以及在员工变革实践中提供必要的人力、物力和财力支持，让员工产生获得支持、理解和主动参与变革的意愿，增强责任担当意识, 使他们有能力、有时间、有精力参与到变革工作中，从而有效促进员工主动变革。
(2)重视员工在工作场所中的情感需要，激发员工在工作过程中形成积极情绪。积极的工作情绪能够激发员工产生利组织行为[33]，因此领导在组织管理实践中要采取有效的行为策略，通过激发和调动员工的积极情绪, 使员工产生积极主动的变革意愿。一方面，作为员工的直接上司，其行为方式直接影响员工的工作情感体验，因此领导者可以通过有效的时间领导行为，让员工感受到信任与支持，产生积极的工作情绪体验，进而促使员工产生参与变革的动机。另一方面，组织也应该帮助员工有效提升自我情绪管理和调节能力，通过授课、培训以及领导者与员工亲切交谈等方式，使组织能够迅速了解员工对工作的看法以及情绪变化，从而引导员工保持积极的工作情绪。
(3)组织要重视员工正念在管理实践中的作用，并采取有效措施提高员工正念水平。正念作为一种积极的心理特质，在组织管理中的积极效果已得到大量研究证实[37]。因此，组织应该有意识地对员工进行正念培训，可以借鉴Google、Facebook等大型国际企业的做法，通过提供场地和正念课程，帮助员工在空暇时间进行正念训练，降低员工在变革环境下的不安与焦虑情绪，提升员工创造力，从而更好地应对复杂的工作情境。另外，组织还可以考虑将正念融入组织文化中，从战略层面重视正念在组织中的作用，使员工主动提升自身正念水平，从而充分发挥正念在组织发展中的积极影响，帮助组织有效应对和实施变革。
受主客观条件限制，本研究也存在一些不足，值得在未来研究中予以补充和完善：第一，本研究所有数据的采集都是在同一时间段完成，这可能导致主要研究变量关系增强，从而无法精确解释变量关系。因此，在未来研究中可以将时间上的动态变化纳入考虑，从而更加精准地预测各研究变量关系，同时，在情绪变量研究中可运用经验取样的日记研究方法，以精确揭示情绪类变量作用。第二，本研究调查数据的来源不够广泛，没有做到严格的随机抽样,如样本来源主要集中在江西和广西地区，这可能会对研究结论的普适性造成一定影响。因此，未来的调查研究可进一步扩大样本量，以增强研究结论的外部效度。第三，本研究只是对时间领导的影响和作用机制进行了拓展性分析。在工作场所中时间领导会对员工和组织产生怎样的影响？它们的作用机制如何？时间领导是否具有双刃剑效应以及时间领导影响结果变量的主效应和间接效应是否会因个体或组织等权变因素的影响而产生变化？上述问题仍需要通过进一步完善理论框架和开展实证研究予以解答。
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