时间视角下时间领导、时间效能感和员工创造力的关系：下属依赖的调节作用

王萍,周煜莹

(浙江理工大学，杭州 310018)

1 引言

面对竞争激烈的市场环境和日新月异的科技水平，时间成为企业取得成功的重要因素[1]。为了获取竞争优势，企业必须对市场作出快速反应，在更短的时间内开发出创新的产品和服务[2]。因此从时间视角出发，探讨如何提高员工创造力变得尤为重要[3]。

领导作为员工创造力的重要影响因素之一，其不同的领导风格对员工创造力的影响是不同的。现有研究表明，积极的领导风格具有示范作用和引导效果[4]，能够提升员工的创造力水平[5-6]。而时间领导作为时间视角与领导研究相结合的领导风格，能够合理配置员工时间资源[7]。已有研究证明了时间领导通过其管理时间的行为可以促进员工产生积极工作体验[8]，实施积极的工作行为[9]，但是缺乏对时间领导影响员工创造力的研究。因此本研究试从时间视角进一步探索时间领导对员工创造力影响的潜在机制。

社会认知理论指出个体内在认知是影响个体行为的重要因素，个体不同时间观念因素对个体态度和行为具有一定解释作用[10-13]。时间效能感作为个体在运用时间方式上所表现出来的心理特征，体现了个体对自己驾驭时间的信念和预期[14]。以往研究表明，时间效能感高的个体对自己在规定时间内完成任务具有信心，他们往往能够使时间得到最大效率的利用，并在有限的时间另辟蹊径，采用创新高效的方式解决问题[15]。同时，时间效能感作为个体内在认知也会受到领导行为的影响，积极的领导风格所具有的示范作用，能够进一步促进员工观察和效仿，从而对自身形成积极认知[16]。因此时间效能感在时间领导与员工创造力之间可能存在中介作用。

依恋理论认为个体天生具有对特定对象保持依附的行为倾向[18]，而在工作场所中，领导则是下属的主要依附对象。近年来部分研究从依赖视角出发，探究下属依赖对员工行为和绩效的影响[19-20]，以及下属依赖在员工感知领导情绪与员工行为之间的调节作用[18]，然而相关研究仍然较少。本研究认为下属依赖程度在领导风格对员工态度和行为的影响过程中具有重要作用，因此提出以下属依赖为调节探索时间领导对员工创造力的影响。

2 理论基础与研究假设

2.1 时间领导对员工创造力

员工创造力是个人在工作中产生有用的、新颖的想法的过程[21]。综合以往研究发现，领导风格是员工创造力的一个重要前因变量[22]，如具有开放性、支持性领导风格的变革型领导[23]、包容型领导[7]、授权型领导[24]，都会对员工的创造力有显著正向影响。

时间领导是领导者根据下属的个体时间特质和工作任务特点而采取的时间管理行为。首先，员工从事创造性的认知过程需要时间，时间领导通过对员工的时间进行协调，有助于减少员工因时间紧迫感而产生时间压力，促进创造性思维的产生[25]。其次，时间领导在进行时间管理行为的过程中，通过时间规划和时间提醒促进员工达成时间共识[26]，能够提高员工对时间的利用效率，使员工有足够的时间研究并产出更多具有创造力的内容[27]。再者，时间领导通过协调成员的工作节奏，减少团队成员在时间安排上的冲突，有利于形成和谐的团队关系和工作氛围，加强团队合作，促使成员们在互动中吸取和接纳新的灵感和思维，提高员工创造力[28]。最后，时间领导要求员工合理分配时间资源，优先完成重要的目标[29]，促使团队成员更加专注于自己的任务，并投入到工作中，从而提高创造性思维和想象力的参与程度[3]。基于以上分析，提出假设：

H1：时间领导对员工创造力具有正向影响。

2.2 时间效能感的中介作用

时间效能感作为个体对自己驾驭时间的信念和预期[30]，不仅受到个体对自身心理和生理的主观知觉的影响，还受到他人行为的影响[31]。领导作为工作场所中的重要因素，其领导行为对员工自我效能感具有一定影响[32]。而时间领导作为一种与时间相关的领导风格，通过时间管理行为能够促进员工的时间效能感[13]：一方面，时间领导通过合理配置员工的时间资源帮助员工清晰自身工作的规划，减少因时间紧迫而产生的压力[33]，从而使员工对自己管理时间的能力更加自信；另一方面，领导作为积极榜样所展现的价值观和行为会被员工观察效仿[34]，由此推测时间领导在日常工作中的管理时间的行为能起到示范作用，对员工产生激励效果，使员工产生自己也能驾驭个人时间的信念，提升对自身能力的认可。基于以上分析，提出假设：

H2：时间领导对时间效能感具有正向影响。

认知行为理论指出个体内在的认知对个体行为具有一定的影响。高时间效能感的个体相信自己有充足的时间完成任务，拥有较高的自我价值感[16]以及成就动机[35]，避免了与时间相关的焦虑情绪的产生[36]，由此可以推测时间效能感高的员工可能对工作拥有更加积极的态度，愿意运用富有创意的想法解决问题。此外，时间效能感能够降低工作倦怠水平[11]和减少拖延行为[37]等，也就是说时间效能感高的个体驾驭时间的能力较强，有充裕的时间完成任务，从而促进个体投入到工作中积极思考解决问题的新方法，提高工作绩效[38]。

H3：时间效能感对员工创造力具有正向影响。

基于社会认知理论，个体所处的环境、个体的认知与个体的行为之间是相互作用的[39]。时间领导在进行时间管理行为的过程中，会对员工的时间进行提醒、规划等[2]，通过创造出一个规划清晰、节奏一致的工作环境影响成员对自身驾驭时间的能力的认知，使员工驾驭时间的信心得到提[13]，因此可以促使员工积极完成本职工作，提高创造力产出。基于以上分析，提出假设：

H4：时间效能感在时间领导与员工创造力之间起中介作用。

2.3 下属依赖的调节效应

下属依赖作为员工在认知、动机方面，需要领导的认同、指导的一种心理状态[17]，往往会对其的态度和行为产生影响[40]。依恋理论认为个体天生具有对特定对象保持依附的行为倾向[18]，且依恋相关心理表征可以塑造个体的心理状态，干扰外界环境对个体认知的影响[41]，而在工作场所中领导作为员工的上级，是员工主要依附对象[45]，其领导风格会对员工时间效能感产生影响[13]。可见，下属依赖对领导风格和员工时间效能感两者之间关系存在影响。

一方面，下属对领导的崇拜和依附容易让下属对领导无条件地忠诚[43]，在这种情况下，下属倾向于听从领导的指挥和安排，缺乏主见和自信[44]。因此下属依赖程度高的员工，即使感知到较高的时间领导行为，时间领导引起的时间效能感也会被削弱。另一方面，依赖心理会使员工极力寻求领导的赞赏和认可，并接受领导观点[40]，一旦领导缺席，员工就会变得不知所措[45]，这在一定程度上削弱了员工自主性和能动性[20]，不利于促进积极的自我认知。由此可以推测，高下属依赖的员工倾向于服从时间领导配置时间资源的行为，抑制其主观能动性的发挥，时间领导对其时间效能感影响较弱；低下属依赖的员工具有较高的独立性和积极的自我认知，时间领导对其时间效能感影响较强。基于以上分析，提出假设：

H5：下属依赖在时间领导与时间效能感之间起负向调节作用，即下属依赖越强，时间领导与时间效能感之间的关系越弱。

结合时间效能感的中介效应假设和下属依赖的调节作用假设，本研究进一步推测，当下属依赖较强时，员工倾向于服从领导配置时间资源的行为，对自身驾驭时间的信心较弱，从而削弱了时间效能感在时间领导与员工创造力之间关系的中介作用。基于以上分析，提出假设：

H6：下属依赖负向调节时间效能感在时间领导与员工创造力之间的中介作用，即下属依赖越强，时间效能感在时间领导与员工创造力之间的中介作用越弱。

综上所述，本文提出研究模型如图 1所示。

图1 研究模型

3 对象与方法

3.1 研究对象

本研究以杭州市企业员工为研究对象，采用配套问卷的方式进行问卷调查。问卷分为问卷一和问卷二，问卷一由员工填写，包括时间领导、下属依赖、时间效能感三个量表，问卷二由领导填写，评价员工创造力。共发放调查问卷600份，最终回收有效问卷481份。其中男性占比45.7%，女性占比54.3%；年龄主要集中在30岁及以下，占比55.5%；文化程度上本科学历居多，占比64.7%；一般工作人员占比59.7%；民营或私营企业员工占比50.1%。

3.2 研究工具

时间领导量表：该变量的测量采用Mohammed和Nadkarni[2]编制的量表，共7个题项，如“提醒成员重要项目的最后期限”。本研究中该量表的Cronbach's α值为0.835。

下属依赖量表：该变量的测量采用古银华[17]在中国情境下使用的8题项量表，通过信度检验将反向计分题删除，最终选取7个题项，如“如果我的直接上司离开，我对工作责任心可能会下降”。本研究中该量表的Cronbach's α值为0.855。

时间效能感量表：该变量的测量采用黄希庭等[30]编制的时间管理倾向量表中时间效能感分量表，共7题项，如“我认为时间是可以有效地加以管理的”。本研究中该量表的Cronbach's α值为0.841。

员工创造力量表：该变量的测量采用吕丽峰[46]修订的Zhou和George[47]编制的量表，共10个题项，由领导填写，如“该员工有很多创新的想法”。本研究中该量表的Cronbach's α值为0.893。

此外，本研究选取了性别、年龄、学历、职务性质、企业类型作为控制变量。

4 结果

4.1 共同方法偏差与验证性因子分析

在调查过程中，为了避免自评导致的同源偏差，本研究采用配套问卷的方法收集问卷。此外，采用Harman单因素检验法来检验共同方法偏差，结果显示第一个主成分解释的累计变异量为32.84%，远低于50%，说明共同方法偏差并不严重。

本研究通过Amos24分别构建四因子模型、三因子模型、二因子模型、单因子模型，并采用验证性因子分析检验变量间的区分效度，结果如表 1所示，四因子模型的拟合最为理想(χ2=943.681，df=428，χ2/DF=2.205，TLI=0.91，CFI=0.917，RMSEA=0.047)，且优于其它因子模型，说明变量之间具有较好的区分效度。

表1 变量区分效度分析

4.2 描述性统计与相关分析

通过SPSS26.0进行描述性统计分析和相关分析，结果如表 2所示。

从北京“7·21”特大暴雨看NGO在城市暴雨灾害救助中的作用……………………………………………………… 营立成(3.59)

表2 各变量描述性统计与相关系数

由表 2可知，时间领导与下属依赖、时间效能感、员工创造力呈正相关关系，下属依赖与时间效能感、员工创造力呈正相关关系，时间效能感与员工创造力呈显著正相关关系，由此假设H1、H2和H3得到初步验证。

4.3 假设检验

(1)主效应检验

本研究采用SPSS26.0进行回归分析来检验时间领导对员工创造力的影响，时间效能感对员工创造力的影响。M1仅含控制变量，随后在M1基础上分别加入时间领导和时间效能感，结果如表 3所示。

表3 回归分析表

由M2可知，时间领导对员工创造力具有显著的正向影响(β=0.54，P<0.001)，时间领导能够解释员工创造力总变异量的31%，与M1相比，回归方程解释效果显著提高，因此假设H1成立。

(2)中介效应检验

本研究运用Hayes开发的SPSS宏程序Process分析时间效能感在时间领导与创新行为之间的中介效应，置信区间设置95%，样本量选择5000，分析结果如表 4所示。由M4可知，时间效能感对员工创造力具有显著的正向影响(β=0.62，P<0.001)，时间效能感能够解释员工创造力总变异量的42%，与M1相比，回归方程解释效果显著提高，因此假设H2成立。由M3可知，时间领导对时间效能感具有显著正向影响(β=0.68，P<0.001)，假设H3成立。随后将时间领导与时间效能感同时加入M5，可以发现时间领导对员工创造力仍有正向影响(β=0.21，P<0.001)，时间效能感对员工创造力也具有正向影响(β=0.49，P<0.001)，且与M2相比，时间领导对员工创造力的影响系数降低，因此时间效能感在时间领导和员工创造力之间起到部分中介作用，假设H4成立。

表4 中介效应检验

从表 5中可以看出，在时间领导影响员工创造力的过程中，间接效应Boot95%置信区间为(0.26，0.41)，直接效应Boot95%置信区间为(0.11，0.31)，且都不包含0，表明时间效能感的中介效果显著。直接效应和间接效应分别占总效应的38%、62%，说明在时间领导发挥作用时，需要更加关注员工时间效能感。因此进一步验证时间效能感在时间领导对员工创造力的影响过程中起到部分中介作用。

表5 总效应、直接效应以及中介效应分解表

(3)调节效应检验

本研究通过SPSS宏程序Process验证下属依赖在时间领导与员工创造力之间的调节作用。在设置迭代次数5000，选择置信区间95%后，结果如表 6所示。由M6可知，时间领导与下属依赖的交互项对时间效能感的影响显著(β=-0.16，P<0.001)，Boot95%置信区间为(-0.24，-0.08)，不包含0，说明时间领导与时间效能感之间的关系会受到下属依赖的调节作用，即下属依赖越强，时间领导对时间效能感的影响就越弱。因此下属依赖在时间领导和员工创造力之间具有调节作用，假设H5成立。

表6 调节效应分析

为了进一步了解下属依赖在时间领导和时间效能感之间的调节效应，本文绘制了下属依赖高低不同情况下的调节效应图，从图 2可以看出，高下属依赖代表的斜率小于低下属依赖代表的斜率，即时间领导与时间效能感的关系在高下属依赖时被弱化。当下属依赖强时，时间领导与时间效能感之间的正向关系较弱(β=0.43，P<0.001)；当下属依赖弱时，时间领导与时间效能感之间的正向关系较强(β=0.66，P<0.001)，假设H5进一步得到证实。

图2 下属依赖调节效果图

(4)被调节的中介效应检验

本研究采用Bootstrap检验方法进一步检验被调节的中介效应，结果如表 7所示。低下属依赖时，时间领导经时间效能感对员工创造力的间接效应值为0.33，Boot95%置信区间[0.25，0.40]，不包括0，说明其间接效应显著；高下属依赖时，时间领导经时间效能感对员工创造力的间接效应值为0.21，Boot95%置信区间为[0.13，0.29]，不包括0，说明其间接效应显著。按照Hayes(2015)[48]提出的方法进行检验，其检验参数Index=0.07，Boot95%置信区间为[-0.13，-0.03]，不包括0。因此，被调节的中介效应存在，假设H6成立。

表7 被调节的中介效应检验

5 讨论

本研究基于社会认知理论，从时间视角出发进行实证研究，考察了时间领导对员工创造力的直接影响，并探讨了时间效能感的中介作用以及下属依赖的调节作用。研究结果表明：

(1)时间领导对员工创造力具有正向影响。研究结果不仅验证并丰富了以往研究中，积极的领导风格对员工创造力具有正向影响[5-7]，还拓展了员工创造力前因变量的研究。说明时间领导通过一系列时间管理行为，对员工的时间进行规划和提醒，员工在此情况下会更加专注工作，提高工作效率，从而有时间研究产出更多创造性内容。此外，创造行为的产生需要和谐的工作氛围以及新的灵感，而时间领导通过对团队成员工作节奏的协调，能够减少成员们在时间安排上的冲突，利于和谐的团队氛围的形成，从而促使成员在交流中不断碰撞新思想，提高创造性思维。

(2)时间效能感在时间领导和员工创造力之间起部分中介作用。研究结果从理论上验证了员工从观察领导管理时间行为到提升自身创造力这一过程中，存在个体主观情感的中介作用。时间效能感高的个体，愿意并积极投入到工作中运用新想法解决问题一方面，而时间领导能够树立积极榜样，帮助员工清晰自身规划以增强员工对自己管理时间能力的自信。一方面，丰富了社会认知理论的使用范围；另一方面，拓展了Mohammed等(2014)[49]所构建的时间领导的研究框架，为时间领导对员工创造力的影响提供了一条新路径。

(3)下属依赖负向调节作用时间领导和时间效能感之间的关系中，同时负向调节时间效能感的中介作用。研究结果丰富了以下属依赖为调节变量的研究。此外，本研究构建并验证了在下属依赖的调节下，时间领导通过影响员工时间效能感进而作用于员工创造力的研究框架。员工面对时间领导时，会因为其对领导的依赖程度不同而在时间效能感方面存在个体差异：当员工的下属依赖程度高时，员工依赖于领导不断协调配置时间资源的行为，对自身时间的规划考虑较少，时间紧迫感较低，因此时间领导对其时间效能感的影响被弱化；当下属依赖程度低时则相反。

6 结论

本研究的研究结论表明，时间领导对员工创造力具有显著正向影响；时间效能感在时间领导和员工创造力之间起部分中介作用；下属依赖负向调节作用时间领导和时间效能感之间的关系，同时负向调节时间效能感的中介作用。本研究对管理实践也具有一定的启示作用。首先，时间是影响员工创造力的重要因素之一，管理者应对团队时间做好把控，并发挥示范作用。对于复杂的任务，采取时间提醒和规划，促进员工提高工作效率，从而为员工完成创造性工作创造有利条件。对于团队合作的任务则协调成员工作节奏，减少成员之间时间冲突，以形成和谐的团队氛围，促进交流。其次，管理者在工作中应鼓励员工对时间进行合理规划，清晰工作时间安排，并培养员工对自身时间管理的信心，增强员工时间效能感，进而提升员工创造产出的意愿。最后，员工对领导的过分顺从不利于个体和组织的发展。管理者应减少员工的盲目依赖和崇拜，鼓励员工独立思考并发挥其主观能动性，保持清晰思维，从而提升员工创造力。

7 研究局限与未来展望

本研究仍存在一定的局限性：第一，本研究的样本年龄主要集中在30岁及以下，而不同年龄层的群体由于从业年限、工作经验有所差异，下属依赖的心理状态应该也存在差异，未来有必要聚焦于特定群体，对不同样本区别研究。第二，本研究基于时间视角只选取时间效能感作为中介变量，探讨了其在时间领导与员工创造力之间关系中的作用，然而在时间领导影响员工创造力的过程中，可能存在其它与时间相关的中介变量，希望在未来的研究中可以继续探索新路径。