团队时间压力对团队隐性知识共享的影响研究

姚 柱，罗瑾琏，张显春，钟 竞

（1.同济大学 经济与管理学院，上海201804；2.桂林旅游学院 海上丝绸之路旅游经济研究中心，桂林541006）

知识经济时代，知识资源的重要地位在组织中愈发凸显。研究表明，隐性知识已成为组织中最核心的战略资源，其已占到知识总量的90%，由此可知，促进这部分知识在组织成员（尤其是科技型企业的研发团队）间的共享，有助于组织突破新的技术、获得持续的竞争优势［1］。由于外部环境竞争加剧，组织难以依靠个人来完成具有挑战性的任务，往往以团队作为依托单元。现有关于隐性知识共享的研究大多强调人际因素（即组织成员之间的关系或信任程度），但有学者发现，组织成员之间的隐性知识共享发生在更大的背景下，很可能受到情境因素的影响［2］，因此考虑情境因素如何影响团队成员隐性知识共享，能够更加全面地了解这种行为在组织发生的作用机制和原因。此外，考虑到资源的有限性和职场竞争，团队成员也不会轻易将自身的隐性知识与其他成员分享。如何促进团队成员之间的隐性知识共享，已成为当前知识管理的重点和难点问题，但现有研究却极为匮乏［1，3］。

本文考虑的具体情境因素是团队时间压力（team time pressure，TTP），是指团队成员在多大程度上感觉没有足够的时间完成团队任务［4］。有研究发现，当团队成员面临时间压力时，会积极地考虑团队内部的任务，而较少关心其他团队的需求［5］，这说明TTP会对人际关系和行为产生影响［2］。鉴于资源保存理论（conservation of resource theory，COR）在解释工作压力上的合理性，本文参照该理论探究TTP如何影响团队成员的隐性知识共享以及组织应该如何促进这种行为。团队成员拥有的资源越多，当其遭受资源损耗时所受到的伤害越小，同时拥有充足资源的团队成员易于获得更多的资源增量，即增值螺旋（gain spiral）［6］。HOBFOLL［7］将资源定义为某些让人觉得有价值的东西或获得方式，本文遵循这一思路，在资源库中识别出两种可能与TTP和隐性知识共享存在一定关联的重要资源——关系与心理资源，并具化到领导—成员交换（leader-member exchange，LMX）和团队认同（team identification，TI）这两个变量上，前者主要体现团队成员与领导之间关系资源的多少（认知），后者则主要体现团队成员对团队身份的归属感和同一性，是一种心理上和情感上的状态（情感）。同时，本文也进一步利用MISCHEL和SHODA［8］提出的认知—情感系统理论（cognitive-affective personality system theory，CAPS）的逻辑，构建一条链式中介路径，以系统地探讨团队时间领导如何影响团队隐性知识共享（team tacit knowledge sharing，TKS）。此外，有学者指出，领导者对时间资源进行有效配置，能够较好地破解团队成员面临时间资源匮乏的困境［9］，因而本文也尝试性地将时间领导作为边界条件，以探讨时间领导如何调节领导—成员交换与团队认同在团队时间压力与隐性知识共享之间的链式中介作用。

鉴于学生社团中也存在时间压力和隐性知识共享，且考虑数据获得的便捷性，本文同时以学生社团（子研究一）和科技型企业的研发团队（子研究二）为研究对象，进行多重数据验证，拓展本研究结论的适用性。同时，将在COR的基础上结合CAPS，构建团队时间压力通过领导—成员交换与团队认同影响团队隐性知识共享的中介模型，并探讨时间领导是否为有效的边界条件。

1 理论基础与研究假设

1.1 团队时间压力与团队隐性知识共享

团队时间压力是指团队成员被要求在客户或领导给定的有限时间内需要完成的工作任务而感受到的压力，通常用团队成员在多大程度上感觉没有充足的时间完成工作来衡量［4］。时间压力具有“双刃效应”：一方面，其会引发组织成员的压力应激反应，大量消耗自身的心理资源；另一方面，又能在一定程度上强化组织成员的动机，促使个体具有积极的表现［10］。在压力源的研究中，时间压力往往被视为一种典型的挑战性压力源，其带来的效应亦具有积极作用［11］。

资源保存理论认为，拥有较多资源的团队成员在资源损耗时，会抓住各种机会创造资源盈余，实现增值螺旋［6］。当团队成员面临较高的时间压力时，首先，这有助于提高团队成员之间的互助水平。由于时间资源紧张，团队成员会利用珍贵的时间资源来尽可能创造资源盈余，“三人行，必有我师焉”，当面临团队其他成员的知识“求助”时，为了完成团队任务而免受惩罚，成员之间会积极共享隐性知识，以避免无法按时完成任务致使自身利益损失［12］，同时，这种“共享”也有助于双方获得更多资源，有助于减少团队成员在资源损耗时所遭受的伤害。其次，有助于加强团队成员的积极性。以往研究发现，时间压力能够提高团队成员的唤醒水平和激励水平，进而使其保持一颗积极的心态并更加主动地完成任务［13］，同时，为了实现增值螺旋，团队成员更加积极地通过知识共享获得更多的资源，尤其是隐性的、核心的资源，因为这部分资源通常是团队成员顺利完成工作任务的关键［9，14］。最后，成员之间的心理距离会缩小。为了在规定的时间内完成工作任务，团队成员需要尽可能获取更多的资源，其中最有效的途径就是与其他团队成员进行知识共享，这一方面有助于增加团队成员的沟通与交流，进一步熟悉和了解彼此；另一方面，也有助于提高彼此的互信水平，缩小双方的心理距离。当团队成员面临关键性的难题时，若某一位团队成员掌握了这个关键知识，会主动和积极地将知识进行共享［9］。综上所述，本文提出如下假设。

H1团队时间压力对团队隐性知识共享具有促进作用。

1.2 领导—成员交换的中介作用

领导—成员交换是指领导与下级在工作过程中建立起来的人际关系，因对这种关系的认知不同而形成圈内和圈外两种群体［15］。由于领导者时间、精力等资源是有限的，其会根据关系的密切程度不同而对下属的态度或方式有所差异。其中，与领导关系密切的组织成员会得到领导较多的关怀和照顾，这部分群体会从领导那里获得更多的工作信息、自主性和职业指导等资源的支持，被称为“圈内人”；而另一部分与领导关系一般的群体，其占用领导的时间较少，从领导那里获取的资源也较少，被称为“圈外人”［16］。在强调“人情社会”的中国情境下，成为或尽可能成为“圈内人”，一方面有助于形成良好的人际关系，优化工作氛围，帮助领导者有效发挥其领导才能；另一方面，对组织成员来说，也有利于满足自身需求，最终实现“双赢”，进而有助于帮助组织获得可持续的竞争力。领导—成员交换通常由了解、沟通、信任、帮助等要素组成，这些因素会对领导与下属之间的关系的紧密程度产生影响［1］。

资源保存理论指出，当组织成员在面临资源匮乏时，会通过各种方式尽可能创造更多的资源［6-7］。当团队面临较高的时间压力时，首先，这会提高领导与团队成员之间的交流频率和了解程度。时间资源紧缺，领导者迫切需要依靠团队成员按时保质完成任务，一方面，领导者会主动接近团队成员（即使不是“圈内人”），积极与团队成员沟通交流，了解他们面临的困难，并积极利用自身或团队的力量提供解决方案；另一方面，更高的交流频率也有助于提高领导者与“圈外人”群体相互了解的程度，进而提升LMX水平［17］。其次，这有助于提高领导与团队成员之间的信任程度和帮助力度。由于存在共同的目标和利益，领导为按时完成工作任务，避免自己或组织遭受损失，会积极地给团队成员提供各种支持和资源，以帮助团队成员“化压力为动力”。这种支持也有助于团队成员基于心理契约而积极回馈领导或组织，加深对领导者的感激和信任［18］。因此，本文认为团队时间压力会对领导—成员交换造成积极的影响。在较高水平的LMX中，领导者会为团队成员（尤其是“圈内人”）提供更多支持、关怀、信任与尊重，这有助于营造一种良好的组织氛围［1］。团队成员由于享受到较多资源支持，其会认为自己有责任和义务去回报领导与组织，进而会选择在团队中共享隐性知识以帮助组织获得更多的资源［1］。而在较低水平的LMX中，由于团队成员（尤其是“圈外人”）难以从领导者那里获得“雇佣契约”以外的其他资源，因而不愿意投入过多的资源，往往会选择将知识隐藏或不主动分享其知识，以保存自身资源防止进一步流失［19］。基于不同水平的LMX效应分析，本文认为领导—成员交换与隐性知识共享正相关。综上所述，本文提出如下假设。

H2领导—成员交换在团队时间压力与团队隐性知识共享之间起中介作用。

1.3 团队认同的中介作用

团队认同由组织认同迁移到团队管理层面而来，是指团队成员对团队身份的归属感和感知到与团队身份的同一性，是成员对团队的一种内在情感表达，主要强调团队成员应为了共同的团队目标而努力［20］。当面临较高的TTP时，首先，这会强化团队成员之间的沟通交流。时间资源紧张，任务较重，按时保质完成任务已成为所有团队成员的共同目标。由于时间有限，团队成员之间必须要通过合理的分工、协作才能完成团队任务，而在此过程中，频繁沟通和积极互助显得尤为重要，根据MESMER-MAGNUS等［21］的研究成果，团队成员间具有良好的沟通与和谐的人际氛围对团队认同具有积极的促进作用，这也有助于团队成员尽可能将珍贵的时间资源转化为更多的情感资源。其次，团队时间压力会增强团队成员的归属感。因任务较重，领导者不得不将任务分解成若干个子任务，并分配给每一个团队成员［22］。并且，由于时间压力被视为一种挑战性压力源［11］，其分配给团队成员的任务也具有一定的挑战性，团队成员会感受到自身在团队的价值和被团队所重视，因此其归属感得到强化。因此，团队时间压力会促进团队认同的提升。有学者指出，团队认同较高的团队成员愿意为了共同目标而努力，而这种努力一般包括自身所掌握的信息知识共享和集体主义行为［23］。另外，团队认同越高，成员与整个团队的心理联结表现越强，这有助于提高团队成员之间的互信水平，进而其更易开展合作和交流，从而表现出更多的隐性知识共享［24］。综上所述，本文提出如下假设。

H3团队认同在团队时间压力与团队隐性知识共享之间起中介作用。

1.4 领导—成员交换与团队认同的链式中介作用

认知—情感系统理论指出，组织成员的认知—情感单元之间并不是独立或静止的，而是相互联系和影响的［8］。当面对某个事件或情境特征时，团队成员的某些认知—情感单元会被激活，进而对其行为选择产生影响。遵循这一逻辑，事件或情境特征既可以通过激活某一特定的认知或情感单元，也可以通过激活认知单元来激活情感单元，最终的结果都会对团队成员的行为产生影响［25］。通过梳理已有文献发现，领导—成员交换是指领导与下属之间的一种人际关系，是建立双方角色关系联系的认知过程，属于认知单元；团队认同则指团队成员对团队身份的一种认同感和情感表达，属于情感单元。根据认知—情感系统理论，当团队成员在工作中面临较高的时间压力时，会刺激团队成员进行加工，积极与团队领导进行沟通交流，以向其获得所需资源的支持，强化双方角色关系联系的认知；而且LMX水平越高，团队成员越会不断接近甚至成为“圈内人”，并承担部分团队任务，从而使得团队成员能够有更高的团队认同水平。由于团队成员具有共同的目标以及较高的回报领导与组织的意愿，团队成员之间就会更愿意共享隐性知识。简而言之，团队时间压力（积极事件）通过刺激团队成员的认知过程（LMX），进而激活情感单元（TI），最终对团队成员的隐性知识共享行为造成影响（TKS）。综上所述，本文提出如下假设。

H4领导—成员交换和团队认同在团队时间压力与团队隐性知识共享之间存在链式中介作用，即团队时间压力通过促进领导—成员交换来提升团队认同水平，进而对团队隐性知识共享产生积极的影响。

1.5 时间领导的调节作用

时间领导源于时间、互动与绩效管理的相关研究，最早被用来破解时间资源紧缺而给组织带来的负面影响。随着社会节奏的不断加快，越来越多的学者开始试图从时间领导视角来化解时间压力问题，因而时间领导也日益受到关注［26］。MOHAMMED和ALIPOUR［27］指出，时间领导是指领导者将团队成员的时间资源进行统一规划和有效配置，进而对团队成员的工作节奏和任务进程进行合理管控，最终实现团队目标顺利达成的一系列管理行为，包括调度（scheduling）、时间同步（temporal synchronization）和时间资源分配（allocation of temporal resources）这3个核心要素。其中，调度是指团队领导需要帮助团队成员制订时间表，使团队成员能够清楚地知道在什么时间需要完成哪个任务，保证任务进度；时间同步则主要强调团队领导需要将团队成员的工作节奏保持高度一致，保证任务能够在一个整体框架中进行；时间资源分配则主要强调团队领导需要采用有效的方式帮助团队成员确定各自子任务的优先次序，并将珍贵的时间资源合理分配给团队成员［4，28］。根据以往研究，较高水平的时间领导不仅能够促进领导与组织成员之间的人际交往，还有助于给领导者树立一个时间管理意识非常强烈的形象，被团队成员视为一种能帮助自身对时间充分利用和提高工作绩效的情境特征［29］。

认识—情感系统理论指出，团队成员自身存在两种行为反应模式：①情感冲动的热加工系统，是指当成员面临某一事件的刺激，在引起情感上变化的同时，还会导致自身做出冲动性行为；②理性认知的冷加工系统，强调成员在受到事件刺激后理性地对这种刺激进行认知加工，最终做出理性行为［25］。时间领导作为一种有效的行为调节，会使团队成员在受到某种刺激后，努力实现感性的“热”系统与理性的“冷”系统之间的有效转换，进而做出更加合适的行为。故本文认为，团队时间压力与时间领导的交互作用会对团队成员的认知、情感和行为产生积极的影响［8］。

时间领导能够有效促进团队时间压力对领导—成员交换的正向影响。一方面，时间领导为缓解团队时间压力，会主动帮团队成员确定任务的优先次序并明确任务完成时间表，这会被团队成员视为一种关怀和照顾（为其提供了更多的资源），有助于缩短团队成员与领导者的心理距离，同时也改善了成员对领导的认知，更有助于提升领导与成员之间的关系质量［9］，实现增值螺旋。另一方面，时间领导也会积极分配时间资源和统一团队成员工作节奏，这不仅能为团队成员时间管理提供建议，加强双方的交流与沟通，提高了互信程度［30］，还能将团队成员工作节奏统一在相同或相似的水平，缓解团队成员因资源匮乏而造成的心理负担［4］。为了实现资源盈余，团队成员会更积极地进行领导—成员交换，以接近或成为“圈内人”，从而获得更多资源的支持。

此外，时间领导将通过促进团队时间压力对LMX的正向影响，对LMX与团队认同在团队时间压力与团队隐性知识共享之间的链式中介产生调节作用。由于时间资源紧缺，时间领导会积极为团队成员提供各种可能的支持，以帮助其获得更多的资源，顺利完成团队任务和目标。这种来自领导的支持会使团队成员重新对领导的能力、给予自己的支持力度等方面产生理性认知，甚至会认为自己已经接近或成为“圈内人”，从而对团队和组织产生更多的归属感和身份认同，在情感加工系统的作用下，团队成员会更加冲动地做出回馈领导和团队的行为，从而积极地与团队成员进行隐性知识共享。因此，时间领导越强，团队时间压力对领导—成员交换的促进作用越强，领导—成员交换与团队认同在团队时间压力与团队隐性知识共享之间的中介作用也越强。综上所述，本文提出如下假设。

H5时间领导通过促进团队时间压力对领导—成员交换的正向作用，进而调节领导—成员交换与团队认同在团队时间压力与团队隐性知识共享之间的链式中介作用。

本文基于资源保存理论，以领导—成员交换和团队认同的增强表示团队成员关系资源和心理资源的增加，从而对团队时间压力、领导—成员交换、团队认同和团队隐性知识共享这些核心变量之间的内在作用机制进行深入剖析。因此，构建了两条单独的中介路径，以探索团队时间压力通过增加何种资源更容易使团队成员之间进行隐性知识共享。同时，借助认知—情感系统理论，将团队时间压力TTP作为事件单元、领导—成员交换LMX作为认知单元、团队认同TI作为情感单元，构建了“TTP—LMX—TI—TKS”的链式中介路径。研究模型如图1所示。

图1 概念模型Fig.1 Conceptual model

2 子研究一

2.1 样本与程序

本研究依托课题组的社会资源，分别从上海、武汉和长沙挑选1所985高校，邀请这3所高校中20个学生社团（仅指技能性社团，如舞蹈、武术、乐器等，该类社团需参加较多的校级比赛或文艺演出，面临较高的时间压力）参与调查。本文使用体验抽样法（experience sampling methods，ESM），连续5天对上述学生社团的被试者进行调查（调查时间为每天下午4点至晚上10点），以期深入分析团队成员在自然情境下的体验与变化，从而更好地分析变量间的因果关系。同时，为避免出现严重的同源误差，将问卷拆分成A、B两套。问卷A包括团队时间压力、时间领导、领导—成员交换、团队认同和团队成员的基本信息等变量，问卷B包括团队隐性知识共享。具体收集过程如下：①邀请1名同学对本校的社团成员进行问卷发放、回收和编码；②将问卷A发放给其中的3位团队成员，而问卷B发放给该社团的第一负责人（会长、团长、社长或主席），被试者作答完毕后立刻将问卷放入信封密封、回收和编码；③告知所有被试者，此次调查结果仅用于学术研究，不做他用，且均匿名填写，可以放心作答。课题组分别发放问卷A300份（20×3×5）、问卷B100份（20×5），问卷A、问卷B分别回收有效问卷243份、92份，总体有效回收率分别为81.00%、92.00%。本文使用χ2检验来比较20个样本团队的被试者和未回应者在团队规模上的差异，检验并未发现被试者和未回应者在上述指标中存在显著差异（p＞0.1），说明本次调查不存在显著的未返回偏差问题。样本特征中，团队规模平均为16.135人（标准差为8.284）。

2.2 变量测量

本文量表均采用国际权威文献的成熟量表，并邀请1位985高校英语专业的副教授进行严格的“翻译—回译”，同时邀请2位来自英国留学回来的博士生对翻译后的量表与原文进行比较，之后再邀请研究组成员中的2名博士生对翻译的量表进行检查，尽可能避免语义模糊或歧义的情况出现，确认无误后形成最终的中文量表。本文所有题项（除控制变量外）均采用LIKERT5点量表进行测量（1=完全不符合，5=完全符合），问卷测量的变量如下。①团队时间压力（TTP）。采用DURHAM等［31］和MARUPING等［4］所使用的量表测量，共计4个题项，示例题项：“我们团队经常在很大的压力下按时完成任务”“我们团队经常没有多少时间来完成我们的任务”。②时间领导（TL）。采用MOHAMMED和NADKARNI［29］开发的量表测量，共计7个题项，示例题项：“团队的领导常常帮助我和团队成员确定任务的优先次序”。③领导—成员交换（LMX）。借鉴GRAEN和UHL-BIEN［16］编制的量表，共计7个题项，示例题项：“团队领导常常支持我和其他团队成员的想法，并表现出充足的信心”。④团队认同（TI）。参考SMIDTS等［32］开发的组织认同量表，并根据团队层面的情况适当调整，共计5个题项，示例题项：“我在团队中有很强烈的归属感”。⑤团队隐性知识共享（TKS）。参考BOCK等［33］编制的隐性知识共享量表，共计3个题项，示例题项：“团队成员常常将工作技巧和经验分享给其他团队成员”。⑥控制变量。根据刘新梅等［9］的建议，将团队规模（TS）、团队成员学历（TE）和工作年限（WA）作为控制变量。学生社团的团队成员学历与工作年限不太可能有显著差异，因而在子研究一中仅对团队规模进行控制。同时，为了更加符合社团工作，本文题项所指的工作与任务均指向社团工作与社团任务。

2.3 信效度与聚合检验

首先，通过可靠性分析计算了各变量的Cronbach’α值，结果如表1所示，所有变量的Cronbach’α值均大于0.7，表明本文量表具有良好的信度。对TTP、TL、LMX、TI和TKS等变量进行验证性因子分析，结果如表2所示，发现5因子模型拟合度显著优于其他模型，说明量表区分效度良好。其次，尽管本研究在问卷收集过程中采取多来源等方法严格控制同源误差问题，但仍然无法完全消除，故进行同源误差检验。一方面，采取Harman单因素方法进行检验，结果发现，在特征根大于1的因子中总体变异解释量为68.471%，第一个主成分为28.568%，不仅未超过临界值50%，且未超过总体变异解释量的一半；另一方面，表2中单因子模型的拟合指标并不理想。两种检验方法均说明，同源误差问题不会对结果造成严重影响。最后，本文分别对TTP、TL、LMX和TI进行聚合检验，这4个变量的Rwg、ICC（1）和ICC（2）分别为0.814、0.413（p＜0.05）、0.716；0.826、0.429（p＜0.05）、0.728；0.847、0.449（p＜0.05）、0.762；0.833、0.438（p＜0.05）、0.757。其中，各变量的Rwg均大于0.800，ICC（1）组间方差均显著，ICC（2）均大于0.70，说明样本数据能够聚合到团队层面。

表1 均值、标准差和相关系数矩阵（子研究一）Tab.1 Mean，standard deviation and correlation coefficient matrix（sub-studyⅠ）

表2 验证性因子分析结果（子研究一）Tab.2 Results of confirmatory factor analysis（sub-studyⅠ）

2.4 描述性统计与相关分析

TS、TTP、TL、LMX、TI和TKS的均值、标准差和相关性系数如表1所示，结果发现：TTP分别与LMX（r=0.517，p＜0.01）、TI（r=0.571，p＜0.01）和TKS（r=0.586，p＜0.01）显著正相关；LMX与TI（r=0.424，p＜0.01）、TKS（r=0.594，p＜0.01）显著正相关；TI与TKS（r=0.654，p＜0.01）显著正相关，这为研究假设的验证提供了初步数据。

2.5 假设检验

2.5.1 中介效应检验使用结构方程模型须注意样本量与各核心变量数之间的比值，如若直接使用原始条目进行分析，可能会导致结果与实际情况有较大偏差。因此，本文借助Mplus7.4软件使用平衡法对各个题项进行打包处理，最终每个变量均只包含3个题项。同时，本文构建了3个模型以寻找最优模型：基础模型（TTP对TKS不存在直接效应）、嵌套模型（在基础模型上增加TTP对TKS的直接效应）和替代模型（不存在中介效应，TTP、TL、LMX、TI均直接影响TKS）。

首先，对基础模型与嵌套模型进行比较。虽然基础模型与嵌套模型的拟合效果均较佳，但嵌套模型（χ2=185.380，df=92，χ2/df=2.015，TLI=0.937，CFI=0.944，RMSEA=0.050，SRMR=0.038）却比基础模型（χ2=232.128，df=93，χ2/df=2.496，TLI=0.915，CFI=0.928，RMSEA=0.062，SRMR=0.052）更为理想。比较二者的卡方变化值Δχ2（1）=46.748，p＜0.001，故嵌套模型优于基础模型。其次，本文对嵌套模型与替代模型进行比较。替代模型的拟合效果依然俱佳（χ2=310.896，df=136，χ2/df=2.286，TLI=0.932，CFI=0.938，RMSEA=0.056，SRMR=0.045），因二者不存在嵌套关系，故应先计算贝叶斯信息准则（BIC）的值以确定哪个更优，其中，嵌套模型的BIC值为11 525.566，替代模型的BIC值为14 826.652，ΔBIC=3 301.086，当ΔBIC＞10时，应选择BIC值较小的模型，因此嵌套模型优于替代模型。

因此，本文选取嵌套模型作为本文的基准中介模型，并使用Bootstrapping中介检验法进行中介效应检验。控制团队规模后，基准中介模型的检验结果如图2所示。

图2 中介—调节模型估计（子研究一）Fig.2 Mediation-moderating model estimation（sub-studyⅠ）

TTP→TKS的路径系数为0.450（p＜0.001），说明团队时间压力对团队隐性知识共享具有显著的正向影响，H1得到支持。TTP→LMX的路径系数为0.217（p＜0.001），说明团队时间压力与领导—成员交换具有显著的正向关系；LMX→TKS的路径系数为0.502（p＜0.001），说明领导—成员交换与团队隐性知识共享之间具有显著的正向关系，结合H1得到验证，说明领导—成员交换在团队时间压力与团队隐性知识共享之间存在显著的中介效应；同时，从表3可知，b=0.115，p＜0.01，Bootstrapping=5 000的95%的置信区间为［0.058，0.198］，不包含0，即H2得到支持。TTP→TI的路径系数为0.349（p＜0.001），说明团队时间压力与团队认同具有显著的正向关系；TI→TKS的路径系数为0.537（p＜0.001），说明团队认同与团队隐性知识共享之间具有显著的正向关系，结合H1，则团队认同在团队时间压力与团队隐性知识共享之间存在显著的中介效应；同时，从表3可知，b=0.115，p＜0.01，Bootstrapping=5 000的95%的置信区间为［0.057，0.187］，不包含0，即H3得到支持。LMX→TI的路径系数为0.449（p＜0.001），说明领导—成员交换对团队认同具有显著的促进作用，即LMX水平越高，TI亦会越强，结合前文分析，本文发现领导—成员交换与团队认同在团队时间压力与团队隐性知识共享之间的链式中介效应显著；同时，从表3可知，b=0.079，p＜0.05，Bootstrapping=5 000的95%的置信区间为［0.048，0.123］，不包含0，即H4得到支持。

表3 中介效应Bootstrapping检验（子研究一）Tab.3 Bootstrapping test of mediation effect（sub-studyⅠ）

2.5.2 调节效应检验首先，由图2可知，团队时间压力与时间领导的交互项对领导—成员交换的影响显著，说明时间领导能显著调节团队时间压力与领导—成员交换之间的关系（b=0.142，p＜0.1）。为了更好地解释调节效应的关系，对其进行简单斜率检验，结果发现，在高TL下（均值+1个标准差），团队时间压力能够显著影响领导—成员交换（b=0.404，t=2.088，p＜0.05）；在低TL下（均值-1个标准差），团队时间压力对领导—成员交换的影响不显著（b=0.278，t=0.821，p=0.413）。这说明，相较于低TL，在高TL下团队时间压力对领导—成员交换的影响更强。时间领导的调节效应如图3所示。

其次，本文运用系数乘积法计算了团队时间压力与时间领导的交互项与领导—成员交换和团队认同之间的路径系数（0.142×0.449×0.537=0.034，p＜0.05），发现该系数显著，说明时间领导会显著调节链式中介。同时，本文运用Bootstrapping法分析不同水平TL情况下，时间领导对领导—成员交换和团队认同在团队时间压力和团队隐性知识共享之间的链式中介效应的调节作用，检验结果如表4所示。在较高的TL（均值+1个标准差）下，团队时间压力通过领导—成员交换与团队认同到团队隐性知识共享的中介效应值为0.112（p＜0.05），说明链式中介效应显著；而当TL较低（均值-1个标准差）时，团队时间压力通过领导—成员交换与团队认同到团队隐性知识共享的中介效应值为0.052（p＜0.05），说明链式中介效应显著；并且高低TL的链式中介路径间接效应值之间存在显著差异（b=0.060，p＜0.05）。这表明，当TL较高时，领导—成员交换与团队认同在团队时间压力与团队隐性知识共享之间的链式中介作用就越强，即时间领导通过强化团队时间压力对领导—成员交换的积极作用进而调节领导—成员交换与团队认同在团队时间压力与团队隐性知识共享之间的链式中介作用，H5得到支持。

图3 时间领导的调节效应（子研究一）Fig.3 Moderating effect of temporal leadership（sub-studyⅠ）

表4 被调节的链式中介效应分析（子研究一）Tab.4 Moderated chain mediating effect analysis（sub-studyⅠ）

3 子研究二

3.1 测量工具与调查程序

各变量的测量题项与子研究一问卷基本保持一致（但题项表述偏企业工作），并将TS、TE和WA作为子研究二的控制变量。本研究数据主要来源于上海、长沙、深圳和杭州等地的17家科技型企业，在职员工100人以上，成立时间超过5年。本文使用体验抽样法，连续10天对上述企业的被试者进行调查（调查时间为每天上午12点之前完成）。同时，为避免出现严重的同源误差，与子研究一处理程序相同，本文将问卷拆分成A、B两套问卷，具体收集过程不再赘述。课题组分别发放问卷A510份（51×10）、问卷B170份（17×10）份，问卷A、问卷B分别回收有效问卷328份、152份，总体有效回收率分别为64.31%、89.41%。本文使用χ2检验来比较17个样本团队的被试者和未回应者在TS、WA上的差异，检验并未发现被试者和未回应者在上述指标中存在显著差异，说明本次调查不存在显著的未返回偏差问题。样本特征中，团队规模平均为16.638人（标准差为6.769）；成员学历本科及以下（取值为1）占63.41%，研究生及以上（取值为0）占36.59%；团队成员平均工作年限为5.974年（标准差为5.315）。

3.2 信效度检验

为检验量表的内部一致性，本文通过可靠性分析计算了各变量的Cronbach’α值，结果如表5所示，所有变量的Cronbach’α值均大于0.7，表明本文的量表具有良好的信度。此外，为了检验量表是否具有良好的区分效度，对所有核心变量进行验证性因子分析，结果如表6所示，五因子模型拟合度显著优于其他模型，说明本文量表具有良好的区分效度。

表5 均值、标准差和相关系数矩阵（子研究二）Tab.5 Mean，standard deviation and correlation coefficient matrix（sub-studyⅡ）

表6 验证性因子分析结果（子研究二）Tab.6 Results of confirmatory factor analysis（sub-studyⅡ）

对于可能存在的同源误差，一方面采取Harman单因素方法进行检验，结果发现，在特征根大于1的因子中总体变异解释量为62.573%，第一个主成分为26.724%，不仅未超过临界值50%，且未超过总体变异解释量的一半；另一方面，表6中单因子模型的拟合指标并不理想。两种检验方法均说明，同源误差问题不会对结果造成严重影响。

3.3 聚合检验

子研究二在分析团队层数据之前，同样地需要进行聚合检验。首先，对组内一致性进行检验（Rwg），TTP、TL、LMX和TI的Rwg值分别为0.832、0.845、0.817和0.882，均大于0.80，表示组内一致性较好，初步符合团队层面聚合条件；其次，对组间变异和同质性进行检验，TTP、TL、LMX和TI的ICC（1）和ICC（2）分别为0.452（p＜0.05）、0.781；0.458（p＜0.05）、0.794；0.415（p＜0.05）、0.736和0.419（p＜0.05）、0.747，各变量组间方差ICC（1）均显著，ICC（2）均大于0.70，说明样本数据能够聚合到团队层面。

3.4 描述性统计与相关分析

主要变量的均值、标准差和相关性系数如表5所示，结果发现：TTP与LMX（r=0.234，p＜0.01）、TI（r=0.487，p＜0.01）和TKS（r=0.589，p＜0.01）显著正相关；LMX与TI（r=0.385，p＜0.01）、TKS（r=0.317，p＜0.01）显著正相关；TI与TKS（r=0.398，p＜0.01）显著正相关，以上结果均为研究假设的验证提供了初步的支持。

3.5 假设检验

3.5.1 中介效应检验与子研究一数据处理过程相同，本文打包处理并构建了与子研究一相同的基础、嵌套和替代3个模型，以寻找最优模型。首先，基础模型与嵌套模型进行比较。嵌套模型（χ2=147.312，df=88，χ2/df=1.674，TLI=0.951，CFI=0.963，RMSEA=0.042，SRMR=0.033）却比基础模型（χ2=182.094，df=89，χ2/df=2.046，TLI=0.937，CFI=0.945，RMSEA=0.063，SRMR=0.046）更为理想。二者的卡方变化值Δχ2（1）=34.782，p＜0.001，因此嵌套模型优于基础模型。其次，嵌套模型与替代模型进行比较。替代模型的拟合效果也较好（χ2=244.464，df=132，χ2/df=1.852，TLI=0.941，CFI=0.955，RMSEA=0.056，SRMR=0.038），但嵌套模型的BIC值为13 151.723，替代模型的BIC值为16 422.672，ΔBIC=3 270.949，因此嵌套模型优于替代模型。

本文选取嵌套模型作为本文的基准中介模型，并使用Bootstrapping中介检验法进行中介效应检验。控制TS、TE和WA等变量后，基准中介模型的检验结果如图4所示。

图4 中介—调节模型估计（子研究二）Fig.4 Mediation-moderating model estimation（sub-studyⅡ）

TTP→TKS的路径系数为0.504（p＜0.001），说明团队时间压力对团队隐性知识共享具有显著的正向影响，H1再次得到支持。TTP→LMX的路径系数为0.121（p＜0.01），说明团队时间压力与领导—成员交换具有显著的正向关系；LMX→TKS的路径系数为0.509（p＜0.001），说明领导—成员交换与团队隐性知识共享之间具有显著的正向关系，结合H1，说明领导—成员交换在团队时间压力与团队隐性知识共享之间存在显著的中介效应；同时，从表7可知，b=0.132，p＜0.001，Bootstrapping=5 000的95%的置信区间为［0.036，0.116］，不包含0，H2再次得到支持。TTP→TI的路径系数为0.341（p＜0.001），说明团队时间压力与团队认同具有显著的正向关系；TI→TKS的路径系数为0.489（p＜0.001），说明团队认同与团队隐性知识共享之间具有显著的正向关系，结合H1得到验证，说明团队认同在团队时间压力与团队隐性知识共享之间存在显著的中介效应；同时，从表7可知，b=0.114，p＜0.05，Bootstrapping=5 000的95%的置信区间为［0.029，0.091］，不包含0，H3再次得到支持。LMX→TI的路径系数为0.409（p＜0.001），说明领导—成员交换对团队认同具有显著的促进作用，即LMX水平越高，TI越强，结合前文分析，本文发现领导—成员交换与团队认同在团队时间压力与团队隐性知识共享之间的链式中介效应显著；同时，从表7可知，b=0.105，p＜0.01，Bootstrapping=5 000的95%的置信区间为［0.023，0.083］，不包含0，H4再次得到支持。

3.5.2 调节效应检验首先，由图4可知，团队时间压力TTP与时间领导TL的交互项对领导—成员交换LMX的影响显著，说明TL能显著调节TTP与LMX之间的关系(b=0.156,p＜0.05)。为了更好地解释调节效应的关系，对其进行简单斜率检验，结果发现，在高TL下(均值+1个标准差)，TTP能够显著影响LMX(b=0.214,t=2.735,p＜0.01)；在低TL下(均值-1个标准差)，TTP对LMX的影响不显著(b=-0.009,t=-0.023,p=0.982)。这说明，相较于低TL，在高TL下TTP对LMX的影响更强。时间领导的调节效应如图5所示。

表7 中介效应Bootstrapping检验（子研究二）Tab.7 Bootstrapping test of mediation effect（sub-studyⅡ）

图5 时间领导的调节效应（子研究二）Fig.5 Moderating effect of temporal leadership（sub-studyⅡ）

其次，与子研究一数据处理过程相同，本文运用Bootstrapping法对被调节的链式中介效应进行了检验，结果如表8所示。在较高的TL下，团队时间压力通过领导—成员交换与团队认同到团队隐性知识分享的中介效应值为0.138（p＜0.01），说明链式中介效应显著；而当TL较低时，团队时间压力通过领导—成员交换与团队认同到团队隐性知识分享的中介效应值为0.062（p＜0.05），说明链式中介效应显著；并且高低TL的链式中介路径间接效应值之间存在显著差异（b=0.076，p＜0.05）。这表明，时间领导通过强化团队时间压力对领导—成员交换的积极作用，进而调节领导—成员交换与团队认同在团队时间压力与团队隐性知识分享之间的链式中介作用，H5再次得到支持。

表8 被调节的链式中介效应分析（子研究二）Tab.8 Moderated chain mediating effect analysis（sub-studyⅡ）

4 结论与讨论

4.1 研究结论

本文通过对学生社团（子研究一）和科技型企业研发团队（子研究二）的调查，探讨了“TTP—LMX—TI—TKS”的链式中介模型，并分析了时间领导在该模型中的调节作用。两项研究结果均发现：①团队时间压力对团队隐性知识共享具有正向影响；②领导—成员交换在团队时间压力与团队隐性知识共享之间起中介作用；③团队认同在团队时间压力与团队隐性知识共享之间起中介作用；④领导—成员交换和团队认同在团队时间压力与团队隐性知识共享之间发挥链式中介作用；⑤时间领导通过促进团队时间压力对领导—成员交换的正向作用，进而调节领导—成员交换与团队认同在团队时间压力与团队隐性知识共享之间的链式中介作用。

4.2 理论贡献

本文发现了团队时间压力对团队隐性知识共享的积极作用，将团队时间压力作为团队隐性知识共享的一个前因变量，拓宽了知识共享的情境决定因素。以往研究往往关注人际动态、个体之间的信任程度如何影响个体层面的知识共享行为，缺乏对团队层面的探讨［2］。而且，尽管每个团队几乎都面临时间压力，但对知识共享（尤其是隐性知识共享）会产生何种影响却鲜有关注。同时，与时间压力有关的研究也大多关注对员工负面行为的影响，如员工知识隐藏、员工沉默等［2，10］。诚然，对其上述行为的探讨有助于更好地规避负面行为，但若因此而忽略其积极效应的理论亦是不完整的。本文发现，团队时间压力能够促进团队隐性知识共享，不仅是发现了团队隐性知识共享的一个情境因素，同时也是对时间压力领域的积极效应的补充与完善。

本文深入探讨了核心变量之间的内在机理，基于“事件—认知—情感—行为”的逻辑，对关键变量之间的关系进行梳理，更加系统和全面地揭示了团队时间压力对团队隐性知识共享的影响机制，而且也在一定程度上拓展了认知—情感系统理论的应用范围。以往研究基本聚焦于变量的单一内涵，本文基于资源保存理论验证了领导—成员交换和团队认同在团队时间压力与团队隐性知识共享之间的单独中介作用；同时验证了认知—情感系统理论在解释团队时间压力与团队隐性知识共享之间的链式中介时的有效性，以领导—成员交换体现“认知”，以团队认同体现“情感”，从不同理论视角提炼出同一变量的不同内涵，进而更加深入剖析了团队时间压力如何促进团队隐性知识共享的内在机制。综上，本文不仅厘清了团队时间压力对团队隐性知识共享促进作用的内在机理研究，同时也使认知—情感系统理论成为探究团队时间压力后果变量的一个新的理论基础，扩大了该理论在组织行为学领域的应用范围。

本文验证了时间领导对链式中介的调节作用。现有文献聚焦于对单一事件或单一情境后果变量的探讨，而忽略了事件与情境的交互作用对其后果变量的影响。本文认为，时间领导是一种能够有效改善团队成员对时间利用程度和管理能力的情境因素，会促进团队时间压力通过团队成员的认知和情感单元对其行为的积极效应。基于此，本文将时间领导作为重要的情境因素纳入模型中，并发现其能有效促进团队成员积极与领导进行互动，增强团队归属感和认同感。因此，本文所构建的被调节的链式中介模型也验证了团队时间压力与时间领导的交互作用对团队成员产生的一系列影响，并最终促使团队隐性知识共享的提升。这不仅发现了时间压力与领导—成员交换的一个边界条件，而且也为应用认知—情感系统理论分析事件与情境交互作用对团队行为的影响机制研究提供了指导。

4.3 管理启示

本文提出如下管理启示。①将个体时间压力聚焦到团队时间压力上。虽然现实情况中领导者往往将目标任务分解至每一位团队成员以提高工作效率，但在研发团队中更多的是需要创新，这无法通过完成特定工作量来实现。因此，管理者应将时间压力上升到团队层面，并增加团队绩效考核在团队成员个人绩效考核中的比重，以促进团队成员之间积极分享隐性知识，研发出具有创新性的产品。②领导需要“雨露均沾”，积极照顾“圈外人”。虽然领导者的时间、精力等有限，但应尽可能地与团队成员保持密切联系。例如，在休息时间或茶水间等非正式场合与“圈外人”群体闲聊或关心其近况；在团队取得突破性进展时，点名或表彰每位团队成员，以模糊“圈”的界限。③定期开展素质拓展活动。例如，以团队为单位，素质拓展中的游戏须通过团队协作才能完成，并确保所有团队成员均参与，否则取消素质拓展活动与奖励，这有助于提升团队成员的归属感和身份认同。④领导者须提高时间管理能力。一方面，领导者可以提醒团队成员任务截止日期，积极与团队成员互动，了解其面临的困难并提供支持；另一方面，领导者也可以帮团队成员确定任务的优先次序，使其更加专注于完成任务。

4.4 研究局限与展望

本文主要存在如下不足。①共同方法偏差问题无法完全消除。尽管本文采用多来源的方式填写问卷，但在团队成员层面，大部分依然是采取自评式的作答方式，后续应尽可能多地增加他评数据来源，以进一步降低共同方法偏差问题。②本文仅探讨了认知和情感单元的中介作用，正如许多中国学者的呼吁，未来应多探讨中国情境下时间压力与工作绩效、团队行为、员工行为之间关键传导机制；除认知和情感视角外，还有许多视角可以探讨，如团队学习、团队反思等。③由于目标企业或学生团队往往需要在同一时间段内完成多个任务，团队时间压力直接对应团队隐性知识共享可能存在些许偏差，后续研究应在执行同一团队任务中收集研究变量，以使研究设计更加严谨。④其他边界条件有待进一步发掘。除时间领导这一情境因素外，还有多种情境因素可能会影响时间压力对员工或团队行为的作用强度，如团队成员的乐观程度、工作性质、工作特征等等，这些均有待进一步研究。