時(shí)間視角下時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)、時(shí)間效能感和員工創(chuàng)造力的關(guān)系：下屬依賴(lài)的調(diào)節(jié)作用

王萍,周煜瑩

(浙江理工大學(xué)，杭州 310018)

1 引言

面對(duì)競(jìng)爭(zhēng)激烈的市場(chǎng)環(huán)境和日新月異的科技水平，時(shí)間成為企業(yè)取得成功的重要因素[1]。為了獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，企業(yè)必須對(duì)市場(chǎng)作出快速反應(yīng)，在更短的時(shí)間內(nèi)開(kāi)發(fā)出創(chuàng)新的產(chǎn)品和服務(wù)[2]。因此從時(shí)間視角出發(fā)，探討如何提高員工創(chuàng)造力變得尤為重要[3]。

領(lǐng)導(dǎo)作為員工創(chuàng)造力的重要影響因素之一，其不同的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對(duì)員工創(chuàng)造力的影響是不同的。現(xiàn)有研究表明，積極的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格具有示范作用和引導(dǎo)效果[4]，能夠提升員工的創(chuàng)造力水平[5-6]。而時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)作為時(shí)間視角與領(lǐng)導(dǎo)研究相結(jié)合的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格，能夠合理配置員工時(shí)間資源[7]。已有研究證明了時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)其管理時(shí)間的行為可以促進(jìn)員工產(chǎn)生積極工作體驗(yàn)[8]，實(shí)施積極的工作行為[9]，但是缺乏對(duì)時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)影響員工創(chuàng)造力的研究。因此本研究試從時(shí)間視角進(jìn)一步探索時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)造力影響的潛在機(jī)制。

社會(huì)認(rèn)知理論指出個(gè)體內(nèi)在認(rèn)知是影響個(gè)體行為的重要因素，個(gè)體不同時(shí)間觀念因素對(duì)個(gè)體態(tài)度和行為具有一定解釋作用[10-13]。時(shí)間效能感作為個(gè)體在運(yùn)用時(shí)間方式上所表現(xiàn)出來(lái)的心理特征，體現(xiàn)了個(gè)體對(duì)自己駕馭時(shí)間的信念和預(yù)期[14]。以往研究表明，時(shí)間效能感高的個(gè)體對(duì)自己在規(guī)定時(shí)間內(nèi)完成任務(wù)具有信心，他們往往能夠使時(shí)間得到最大效率的利用，并在有限的時(shí)間另辟蹊徑，采用創(chuàng)新高效的方式解決問(wèn)題[15]。同時(shí)，時(shí)間效能感作為個(gè)體內(nèi)在認(rèn)知也會(huì)受到領(lǐng)導(dǎo)行為的影響，積極的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格所具有的示范作用，能夠進(jìn)一步促進(jìn)員工觀察和效仿，從而對(duì)自身形成積極認(rèn)知[16]。因此時(shí)間效能感在時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力之間可能存在中介作用。

依戀理論認(rèn)為個(gè)體天生具有對(duì)特定對(duì)象保持依附的行為傾向[18]，而在工作場(chǎng)所中，領(lǐng)導(dǎo)則是下屬的主要依附對(duì)象。近年來(lái)部分研究從依賴(lài)視角出發(fā)，探究下屬依賴(lài)對(duì)員工行為和績(jī)效的影響[19-20]，以及下屬依賴(lài)在員工感知領(lǐng)導(dǎo)情緒與員工行為之間的調(diào)節(jié)作用[18]，然而相關(guān)研究仍然較少。本研究認(rèn)為下屬依賴(lài)程度在領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對(duì)員工態(tài)度和行為的影響過(guò)程中具有重要作用，因此提出以下屬依賴(lài)為調(diào)節(jié)探索時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)造力的影響。

2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

2.1 時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)造力

員工創(chuàng)造力是個(gè)人在工作中產(chǎn)生有用的、新穎的想法的過(guò)程[21]。綜合以往研究發(fā)現(xiàn)，領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格是員工創(chuàng)造力的一個(gè)重要前因變量[22]，如具有開(kāi)放性、支持性領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的變革型領(lǐng)導(dǎo)[23]、包容型領(lǐng)導(dǎo)[7]、授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)[24]，都會(huì)對(duì)員工的創(chuàng)造力有顯著正向影響。

時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)是領(lǐng)導(dǎo)者根據(jù)下屬的個(gè)體時(shí)間特質(zhì)和工作任務(wù)特點(diǎn)而采取的時(shí)間管理行為。首先，員工從事創(chuàng)造性的認(rèn)知過(guò)程需要時(shí)間，時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)對(duì)員工的時(shí)間進(jìn)行協(xié)調(diào)，有助于減少員工因時(shí)間緊迫感而產(chǎn)生時(shí)間壓力，促進(jìn)創(chuàng)造性思維的產(chǎn)生[25]。其次，時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)在進(jìn)行時(shí)間管理行為的過(guò)程中，通過(guò)時(shí)間規(guī)劃和時(shí)間提醒促進(jìn)員工達(dá)成時(shí)間共識(shí)[26]，能夠提高員工對(duì)時(shí)間的利用效率，使員工有足夠的時(shí)間研究并產(chǎn)出更多具有創(chuàng)造力的內(nèi)容[27]。再者，時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)協(xié)調(diào)成員的工作節(jié)奏，減少團(tuán)隊(duì)成員在時(shí)間安排上的沖突，有利于形成和諧的團(tuán)隊(duì)關(guān)系和工作氛圍，加強(qiáng)團(tuán)隊(duì)合作，促使成員們?cè)诨?dòng)中吸取和接納新的靈感和思維，提高員工創(chuàng)造力[28]。最后，時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)要求員工合理分配時(shí)間資源，優(yōu)先完成重要的目標(biāo)[29]，促使團(tuán)隊(duì)成員更加專(zhuān)注于自己的任務(wù)，并投入到工作中，從而提高創(chuàng)造性思維和想象力的參與程度[3]?；谝陨戏治?，提出假設(shè)：

H1：時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)造力具有正向影響。

2.2 時(shí)間效能感的中介作用

時(shí)間效能感作為個(gè)體對(duì)自己駕馭時(shí)間的信念和預(yù)期[30]，不僅受到個(gè)體對(duì)自身心理和生理的主觀知覺(jué)的影響，還受到他人行為的影響[31]。領(lǐng)導(dǎo)作為工作場(chǎng)所中的重要因素，其領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)員工自我效能感具有一定影響[32]。而時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)作為一種與時(shí)間相關(guān)的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格，通過(guò)時(shí)間管理行為能夠促進(jìn)員工的時(shí)間效能感[13]：一方面，時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)合理配置員工的時(shí)間資源幫助員工清晰自身工作的規(guī)劃，減少因時(shí)間緊迫而產(chǎn)生的壓力[33]，從而使員工對(duì)自己管理時(shí)間的能力更加自信；另一方面，領(lǐng)導(dǎo)作為積極榜樣所展現(xiàn)的價(jià)值觀和行為會(huì)被員工觀察效仿[34]，由此推測(cè)時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)在日常工作中的管理時(shí)間的行為能起到示范作用，對(duì)員工產(chǎn)生激勵(lì)效果，使員工產(chǎn)生自己也能駕馭個(gè)人時(shí)間的信念，提升對(duì)自身能力的認(rèn)可。基于以上分析，提出假設(shè)：

H2：時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)對(duì)時(shí)間效能感具有正向影響。

認(rèn)知行為理論指出個(gè)體內(nèi)在的認(rèn)知對(duì)個(gè)體行為具有一定的影響。高時(shí)間效能感的個(gè)體相信自己有充足的時(shí)間完成任務(wù)，擁有較高的自我價(jià)值感[16]以及成就動(dòng)機(jī)[35]，避免了與時(shí)間相關(guān)的焦慮情緒的產(chǎn)生[36]，由此可以推測(cè)時(shí)間效能感高的員工可能對(duì)工作擁有更加積極的態(tài)度，愿意運(yùn)用富有創(chuàng)意的想法解決問(wèn)題。此外，時(shí)間效能感能夠降低工作倦怠水平[11]和減少拖延行為[37]等，也就是說(shuō)時(shí)間效能感高的個(gè)體駕馭時(shí)間的能力較強(qiáng)，有充裕的時(shí)間完成任務(wù)，從而促進(jìn)個(gè)體投入到工作中積極思考解決問(wèn)題的新方法，提高工作績(jī)效[38]。

H3：時(shí)間效能感對(duì)員工創(chuàng)造力具有正向影響。

基于社會(huì)認(rèn)知理論，個(gè)體所處的環(huán)境、個(gè)體的認(rèn)知與個(gè)體的行為之間是相互作用的[39]。時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)在進(jìn)行時(shí)間管理行為的過(guò)程中，會(huì)對(duì)員工的時(shí)間進(jìn)行提醒、規(guī)劃等[2]，通過(guò)創(chuàng)造出一個(gè)規(guī)劃清晰、節(jié)奏一致的工作環(huán)境影響成員對(duì)自身駕馭時(shí)間的能力的認(rèn)知，使員工駕馭時(shí)間的信心得到提[13]，因此可以促使員工積極完成本職工作，提高創(chuàng)造力產(chǎn)出。基于以上分析，提出假設(shè)：

H4：時(shí)間效能感在時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力之間起中介作用。

2.3 下屬依賴(lài)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

下屬依賴(lài)作為員工在認(rèn)知、動(dòng)機(jī)方面，需要領(lǐng)導(dǎo)的認(rèn)同、指導(dǎo)的一種心理狀態(tài)[17]，往往會(huì)對(duì)其的態(tài)度和行為產(chǎn)生影響[40]。依戀理論認(rèn)為個(gè)體天生具有對(duì)特定對(duì)象保持依附的行為傾向[18]，且依戀相關(guān)心理表征可以塑造個(gè)體的心理狀態(tài)，干擾外界環(huán)境對(duì)個(gè)體認(rèn)知的影響[41]，而在工作場(chǎng)所中領(lǐng)導(dǎo)作為員工的上級(jí)，是員工主要依附對(duì)象[45]，其領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格會(huì)對(duì)員工時(shí)間效能感產(chǎn)生影響[13]?？梢?jiàn)，下屬依賴(lài)對(duì)領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和員工時(shí)間效能感兩者之間關(guān)系存在影響。

一方面，下屬對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的崇拜和依附容易讓下屬對(duì)領(lǐng)導(dǎo)無(wú)條件地忠誠(chéng)[43]，在這種情況下，下屬傾向于聽(tīng)從領(lǐng)導(dǎo)的指揮和安排，缺乏主見(jiàn)和自信[44]。因此下屬依賴(lài)程度高的員工，即使感知到較高的時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)行為，時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)引起的時(shí)間效能感也會(huì)被削弱。另一方面，依賴(lài)心理會(huì)使員工極力尋求領(lǐng)導(dǎo)的贊賞和認(rèn)可，并接受領(lǐng)導(dǎo)觀點(diǎn)[40]，一旦領(lǐng)導(dǎo)缺席，員工就會(huì)變得不知所措[45]，這在一定程度上削弱了員工自主性和能動(dòng)性[20]，不利于促進(jìn)積極的自我認(rèn)知。由此可以推測(cè)，高下屬依賴(lài)的員工傾向于服從時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)配置時(shí)間資源的行為，抑制其主觀能動(dòng)性的發(fā)揮，時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)對(duì)其時(shí)間效能感影響較弱；低下屬依賴(lài)的員工具有較高的獨(dú)立性和積極的自我認(rèn)知，時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)對(duì)其時(shí)間效能感影響較強(qiáng)?；谝陨戏治觯岢黾僭O(shè)：

H5：下屬依賴(lài)在時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)與時(shí)間效能感之間起負(fù)向調(diào)節(jié)作用，即下屬依賴(lài)越強(qiáng)，時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)與時(shí)間效能感之間的關(guān)系越弱。

結(jié)合時(shí)間效能感的中介效應(yīng)假設(shè)和下屬依賴(lài)的調(diào)節(jié)作用假設(shè)，本研究進(jìn)一步推測(cè)，當(dāng)下屬依賴(lài)較強(qiáng)時(shí)，員工傾向于服從領(lǐng)導(dǎo)配置時(shí)間資源的行為，對(duì)自身駕馭時(shí)間的信心較弱，從而削弱了時(shí)間效能感在時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力之間關(guān)系的中介作用?；谝陨戏治?，提出假設(shè)：

H6：下屬依賴(lài)負(fù)向調(diào)節(jié)時(shí)間效能感在時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力之間的中介作用，即下屬依賴(lài)越強(qiáng)，時(shí)間效能感在時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力之間的中介作用越弱。

綜上所述，本文提出研究模型如圖 1所示。

圖1 研究模型

3 對(duì)象與方法

3.1 研究對(duì)象

本研究以杭州市企業(yè)員工為研究對(duì)象，采用配套問(wèn)卷的方式進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查。問(wèn)卷分為問(wèn)卷一和問(wèn)卷二，問(wèn)卷一由員工填寫(xiě)，包括時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)、下屬依賴(lài)、時(shí)間效能感三個(gè)量表，問(wèn)卷二由領(lǐng)導(dǎo)填寫(xiě)，評(píng)價(jià)員工創(chuàng)造力。共發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷600份，最終回收有效問(wèn)卷481份。其中男性占比45.7%，女性占比54.3%；年齡主要集中在30歲及以下，占比55.5%；文化程度上本科學(xué)歷居多，占比64.7%；一般工作人員占比59.7%；民營(yíng)或私營(yíng)企業(yè)員工占比50.1%。

3.2 研究工具

時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)量表：該變量的測(cè)量采用Mohammed和Nadkarni[2]編制的量表，共7個(gè)題項(xiàng)，如“提醒成員重要項(xiàng)目的最后期限”。本研究中該量表的Cronbach's α值為0.835。

下屬依賴(lài)量表：該變量的測(cè)量采用古銀華[17]在中國(guó)情境下使用的8題項(xiàng)量表，通過(guò)信度檢驗(yàn)將反向計(jì)分題刪除，最終選取7個(gè)題項(xiàng)，如“如果我的直接上司離開(kāi)，我對(duì)工作責(zé)任心可能會(huì)下降”。本研究中該量表的Cronbach's α值為0.855。

時(shí)間效能感量表：該變量的測(cè)量采用黃希庭等[30]編制的時(shí)間管理傾向量表中時(shí)間效能感分量表，共7題項(xiàng)，如“我認(rèn)為時(shí)間是可以有效地加以管理的”。本研究中該量表的Cronbach's α值為0.841。

員工創(chuàng)造力量表：該變量的測(cè)量采用呂麗峰[46]修訂的Zhou和George[47]編制的量表，共10個(gè)題項(xiàng)，由領(lǐng)導(dǎo)填寫(xiě)，如“該員工有很多創(chuàng)新的想法”。本研究中該量表的Cronbach's α值為0.893。

此外，本研究選取了性別、年齡、學(xué)歷、職務(wù)性質(zhì)、企業(yè)類(lèi)型作為控制變量。

4 結(jié)果

4.1 共同方法偏差與驗(yàn)證性因子分析

在調(diào)查過(guò)程中，為了避免自評(píng)導(dǎo)致的同源偏差，本研究采用配套問(wèn)卷的方法收集問(wèn)卷。此外，采用Harman單因素檢驗(yàn)法來(lái)檢驗(yàn)共同方法偏差，結(jié)果顯示第一個(gè)主成分解釋的累計(jì)變異量為32.84%，遠(yuǎn)低于50%，說(shuō)明共同方法偏差并不嚴(yán)重。

本研究通過(guò)Amos24分別構(gòu)建四因子模型、三因子模型、二因子模型、單因子模型，并采用驗(yàn)證性因子分析檢驗(yàn)變量間的區(qū)分效度，結(jié)果如表 1所示，四因子模型的擬合最為理想(χ2=943.681，df=428，χ2/DF=2.205，TLI=0.91，CFI=0.917，RMSEA=0.047)，且優(yōu)于其它因子模型，說(shuō)明變量之間具有較好的區(qū)分效度。

表1 變量區(qū)分效度分析

4.2 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

通過(guò)SPSS26.0進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析和相關(guān)分析，結(jié)果如表 2所示。

從北京“7·21”特大暴雨看NGO在城市暴雨災(zāi)害救助中的作用……………………………………………………… 營(yíng)立成(3.59)

表2 各變量描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)系數(shù)

由表 2可知，時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)與下屬依賴(lài)、時(shí)間效能感、員工創(chuàng)造力呈正相關(guān)關(guān)系，下屬依賴(lài)與時(shí)間效能感、員工創(chuàng)造力呈正相關(guān)關(guān)系，時(shí)間效能感與員工創(chuàng)造力呈顯著正相關(guān)關(guān)系，由此假設(shè)H1、H2和H3得到初步驗(yàn)證。

4.3 假設(shè)檢驗(yàn)

(1)主效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究采用SPSS26.0進(jìn)行回歸分析來(lái)檢驗(yàn)時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)造力的影響，時(shí)間效能感對(duì)員工創(chuàng)造力的影響。M1僅含控制變量，隨后在M1基礎(chǔ)上分別加入時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)和時(shí)間效能感，結(jié)果如表 3所示。

表3 回歸分析表

由M2可知，時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)造力具有顯著的正向影響(β=0.54，P<0.001)，時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)能夠解釋員工創(chuàng)造力總變異量的31%，與M1相比，回歸方程解釋效果顯著提高，因此假設(shè)H1成立。

(2)中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究運(yùn)用Hayes開(kāi)發(fā)的SPSS宏程序Process分析時(shí)間效能感在時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新行為之間的中介效應(yīng)，置信區(qū)間設(shè)置95%，樣本量選擇5000，分析結(jié)果如表 4所示。由M4可知，時(shí)間效能感對(duì)員工創(chuàng)造力具有顯著的正向影響(β=0.62，P<0.001)，時(shí)間效能感能夠解釋員工創(chuàng)造力總變異量的42%，與M1相比，回歸方程解釋效果顯著提高，因此假設(shè)H2成立。由M3可知，時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)對(duì)時(shí)間效能感具有顯著正向影響(β=0.68，P<0.001)，假設(shè)H3成立。隨后將時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)與時(shí)間效能感同時(shí)加入M5，可以發(fā)現(xiàn)時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)造力仍有正向影響(β=0.21，P<0.001)，時(shí)間效能感對(duì)員工創(chuàng)造力也具有正向影響(β=0.49，P<0.001)，且與M2相比，時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)造力的影響系數(shù)降低，因此時(shí)間效能感在時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)和員工創(chuàng)造力之間起到部分中介作用，假設(shè)H4成立。

表4 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

從表 5中可以看出，在時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)影響員工創(chuàng)造力的過(guò)程中，間接效應(yīng)Boot95%置信區(qū)間為(0.26，0.41)，直接效應(yīng)Boot95%置信區(qū)間為(0.11，0.31)，且都不包含0，表明時(shí)間效能感的中介效果顯著。直接效應(yīng)和間接效應(yīng)分別占總效應(yīng)的38%、62%，說(shuō)明在時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)發(fā)揮作用時(shí)，需要更加關(guān)注員工時(shí)間效能感。因此進(jìn)一步驗(yàn)證時(shí)間效能感在時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)造力的影響過(guò)程中起到部分中介作用。

表5 總效應(yīng)、直接效應(yīng)以及中介效應(yīng)分解表

(3)調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究通過(guò)SPSS宏程序Process驗(yàn)證下屬依賴(lài)在時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力之間的調(diào)節(jié)作用。在設(shè)置迭代次數(shù)5000，選擇置信區(qū)間95%后，結(jié)果如表 6所示。由M6可知，時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)與下屬依賴(lài)的交互項(xiàng)對(duì)時(shí)間效能感的影響顯著(β=-0.16，P<0.001)，Boot95%置信區(qū)間為(-0.24，-0.08)，不包含0，說(shuō)明時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)與時(shí)間效能感之間的關(guān)系會(huì)受到下屬依賴(lài)的調(diào)節(jié)作用，即下屬依賴(lài)越強(qiáng)，時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)對(duì)時(shí)間效能感的影響就越弱。因此下屬依賴(lài)在時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)和員工創(chuàng)造力之間具有調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H5成立。

表6 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

為了進(jìn)一步了解下屬依賴(lài)在時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)和時(shí)間效能感之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文繪制了下屬依賴(lài)高低不同情況下的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖，從圖 2可以看出，高下屬依賴(lài)代表的斜率小于低下屬依賴(lài)代表的斜率，即時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)與時(shí)間效能感的關(guān)系在高下屬依賴(lài)時(shí)被弱化。當(dāng)下屬依賴(lài)強(qiáng)時(shí)，時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)與時(shí)間效能感之間的正向關(guān)系較弱(β=0.43，P<0.001)；當(dāng)下屬依賴(lài)弱時(shí)，時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)與時(shí)間效能感之間的正向關(guān)系較強(qiáng)(β=0.66，P<0.001)，假設(shè)H5進(jìn)一步得到證實(shí)。

圖2 下屬依賴(lài)調(diào)節(jié)效果圖

(4)被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究采用Bootstrap檢驗(yàn)方法進(jìn)一步檢驗(yàn)被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)，結(jié)果如表 7所示。低下屬依賴(lài)時(shí)，時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)經(jīng)時(shí)間效能感對(duì)員工創(chuàng)造力的間接效應(yīng)值為0.33，Boot95%置信區(qū)間[0.25，0.40]，不包括0，說(shuō)明其間接效應(yīng)顯著；高下屬依賴(lài)時(shí)，時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)經(jīng)時(shí)間效能感對(duì)員工創(chuàng)造力的間接效應(yīng)值為0.21，Boot95%置信區(qū)間為[0.13，0.29]，不包括0，說(shuō)明其間接效應(yīng)顯著。按照Hayes(2015)[48]提出的方法進(jìn)行檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)參數(shù)Index=0.07，Boot95%置信區(qū)間為[-0.13，-0.03]，不包括0。因此，被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)存在，假設(shè)H6成立。

表7 被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

5 討論

本研究基于社會(huì)認(rèn)知理論，從時(shí)間視角出發(fā)進(jìn)行實(shí)證研究，考察了時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)造力的直接影響，并探討了時(shí)間效能感的中介作用以及下屬依賴(lài)的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明：

(1)時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)造力具有正向影響。研究結(jié)果不僅驗(yàn)證并豐富了以往研究中，積極的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對(duì)員工創(chuàng)造力具有正向影響[5-7]，還拓展了員工創(chuàng)造力前因變量的研究。說(shuō)明時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)一系列時(shí)間管理行為，對(duì)員工的時(shí)間進(jìn)行規(guī)劃和提醒，員工在此情況下會(huì)更加專(zhuān)注工作，提高工作效率，從而有時(shí)間研究產(chǎn)出更多創(chuàng)造性?xún)?nèi)容。此外，創(chuàng)造行為的產(chǎn)生需要和諧的工作氛圍以及新的靈感，而時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)對(duì)團(tuán)隊(duì)成員工作節(jié)奏的協(xié)調(diào)，能夠減少成員們?cè)跁r(shí)間安排上的沖突，利于和諧的團(tuán)隊(duì)氛圍的形成，從而促使成員在交流中不斷碰撞新思想，提高創(chuàng)造性思維。

(2)時(shí)間效能感在時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)和員工創(chuàng)造力之間起部分中介作用。研究結(jié)果從理論上驗(yàn)證了員工從觀察領(lǐng)導(dǎo)管理時(shí)間行為到提升自身創(chuàng)造力這一過(guò)程中，存在個(gè)體主觀情感的中介作用。時(shí)間效能感高的個(gè)體，愿意并積極投入到工作中運(yùn)用新想法解決問(wèn)題一方面，而時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)能夠樹(shù)立積極榜樣，幫助員工清晰自身規(guī)劃以增強(qiáng)員工對(duì)自己管理時(shí)間能力的自信。一方面，豐富了社會(huì)認(rèn)知理論的使用范圍；另一方面，拓展了Mohammed等(2014)[49]所構(gòu)建的時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)的研究框架，為時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)造力的影響提供了一條新路徑。

(3)下屬依賴(lài)負(fù)向調(diào)節(jié)作用時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)和時(shí)間效能感之間的關(guān)系中，同時(shí)負(fù)向調(diào)節(jié)時(shí)間效能感的中介作用。研究結(jié)果豐富了以下屬依賴(lài)為調(diào)節(jié)變量的研究。此外，本研究構(gòu)建并驗(yàn)證了在下屬依賴(lài)的調(diào)節(jié)下，時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)影響員工時(shí)間效能感進(jìn)而作用于員工創(chuàng)造力的研究框架。員工面對(duì)時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)時(shí)，會(huì)因?yàn)槠鋵?duì)領(lǐng)導(dǎo)的依賴(lài)程度不同而在時(shí)間效能感方面存在個(gè)體差異：當(dāng)員工的下屬依賴(lài)程度高時(shí)，員工依賴(lài)于領(lǐng)導(dǎo)不斷協(xié)調(diào)配置時(shí)間資源的行為，對(duì)自身時(shí)間的規(guī)劃考慮較少，時(shí)間緊迫感較低，因此時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)對(duì)其時(shí)間效能感的影響被弱化；當(dāng)下屬依賴(lài)程度低時(shí)則相反。

6 結(jié)論

本研究的研究結(jié)論表明，時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)造力具有顯著正向影響；時(shí)間效能感在時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)和員工創(chuàng)造力之間起部分中介作用；下屬依賴(lài)負(fù)向調(diào)節(jié)作用時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)和時(shí)間效能感之間的關(guān)系，同時(shí)負(fù)向調(diào)節(jié)時(shí)間效能感的中介作用。本研究對(duì)管理實(shí)踐也具有一定的啟示作用。首先，時(shí)間是影響員工創(chuàng)造力的重要因素之一，管理者應(yīng)對(duì)團(tuán)隊(duì)時(shí)間做好把控，并發(fā)揮示范作用。對(duì)于復(fù)雜的任務(wù)，采取時(shí)間提醒和規(guī)劃，促進(jìn)員工提高工作效率，從而為員工完成創(chuàng)造性工作創(chuàng)造有利條件。對(duì)于團(tuán)隊(duì)合作的任務(wù)則協(xié)調(diào)成員工作節(jié)奏，減少成員之間時(shí)間沖突，以形成和諧的團(tuán)隊(duì)氛圍，促進(jìn)交流。其次，管理者在工作中應(yīng)鼓勵(lì)員工對(duì)時(shí)間進(jìn)行合理規(guī)劃，清晰工作時(shí)間安排，并培養(yǎng)員工對(duì)自身時(shí)間管理的信心，增強(qiáng)員工時(shí)間效能感，進(jìn)而提升員工創(chuàng)造產(chǎn)出的意愿。最后，員工對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的過(guò)分順從不利于個(gè)體和組織的發(fā)展。管理者應(yīng)減少員工的盲目依賴(lài)和崇拜，鼓勵(lì)員工獨(dú)立思考并發(fā)揮其主觀能動(dòng)性，保持清晰思維，從而提升員工創(chuàng)造力。

7 研究局限與未來(lái)展望

本研究仍存在一定的局限性：第一，本研究的樣本年齡主要集中在30歲及以下，而不同年齡層的群體由于從業(yè)年限、工作經(jīng)驗(yàn)有所差異，下屬依賴(lài)的心理狀態(tài)應(yīng)該也存在差異，未來(lái)有必要聚焦于特定群體，對(duì)不同樣本區(qū)別研究。第二，本研究基于時(shí)間視角只選取時(shí)間效能感作為中介變量，探討了其在時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力之間關(guān)系中的作用，然而在時(shí)間領(lǐng)導(dǎo)影響員工創(chuàng)造力的過(guò)程中，可能存在其它與時(shí)間相關(guān)的中介變量，希望在未來(lái)的研究中可以繼續(xù)探索新路徑。