摘 要 孤獨(dú)體驗(yàn)已成為職場(chǎng)普遍存在的現(xiàn)象，已有研究大多聚焦員工而較少關(guān)注領(lǐng)導(dǎo)群體的孤獨(dú)感。結(jié)合威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)力和孤獨(dú)感相關(guān)文獻(xiàn)，探討威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感的影響機(jī)制，并探索團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍的調(diào)節(jié)效應(yīng)。一項(xiàng)預(yù)研究、兩項(xiàng)情景實(shí)驗(yàn)和一項(xiàng)三時(shí)點(diǎn)問卷調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)：威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為負(fù)向影響下屬親近意愿，進(jìn)而引發(fā)領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感；團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍削弱威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)下屬親近意愿的負(fù)向效應(yīng)，并調(diào)節(jié)威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為通過下屬親近意愿對(duì)領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感的中介效應(yīng)。

關(guān)鍵詞 威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為 領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感 下屬親近意愿 團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍

1 引言

1.1 問題提出

隨著經(jīng)濟(jì)全球化的深入發(fā)展，以及近年來人工智能、區(qū)塊鏈、云計(jì)算和大數(shù)據(jù)等數(shù)字化科技革命的孕育成長，人與組織、人與人之間的聯(lián)通變得觸手可及。雖然個(gè)體之間的聯(lián)系比以往任何時(shí)候都要更加便捷，但世界各地的人們似乎越來越容易感到孤獨(dú)（Firoz et al.， 2021）。孤獨(dú)感是人際關(guān)系需求未得到滿足所帶來的不愉快的心理感受（Cacioppoet al.， 2006; Wright et al.， 2006），當(dāng)個(gè)體意識(shí)到實(shí)際的人際關(guān)系沒有達(dá)到期望水平時(shí)，就會(huì)產(chǎn)生孤獨(dú)感（Mund et al.， 2020）。已有研究表明，孤獨(dú)感對(duì)個(gè)體的身心健康均會(huì)造成負(fù)面影響，如增加死亡風(fēng)險(xiǎn)以及抑郁傾向等（Erzen amp; ?ikrikci， 2018; Holt-Lunstad et al.， 2015; von Soest et al.， 2020）。職場(chǎng)中關(guān)于孤獨(dú)感的研究顯示，員工的孤獨(dú)感與績效不佳、創(chuàng)造力下降和決策失誤等有關(guān)（Hadley amp; Mortensen，2021; Ozcelik amp; Barsade， 2018; Peng et al.， 2017）。

通過梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，職場(chǎng)孤獨(dú)感的研究大多聚焦員工而較少關(guān)注領(lǐng)導(dǎo)的孤獨(dú)感?，F(xiàn)有關(guān)于領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感的零星研究主要強(qiáng)調(diào)孤獨(dú)體驗(yàn)給員工以及領(lǐng)導(dǎo)自身帶來哪些影響（Chen et al.， 2021; Gabriel etal.， 2021），對(duì)領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感從何而來的問題尚缺少探索。擔(dān)任領(lǐng)導(dǎo)職位不僅能帶來收入提升等物質(zhì)好處，也能享受由職位帶來的權(quán)力等非物質(zhì)好處（Ong，2022）。擁有權(quán)力能夠提升他人與之親近的意愿（Magee amp; Smith， 2013）。然而，我們認(rèn)為，使用權(quán)力的方式也會(huì)對(duì)他人親近意愿產(chǎn)生影響，不當(dāng)使用權(quán)力會(huì)帶來消極后果，例如依賴職位權(quán)力對(duì)下屬進(jìn)行高度控制的威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為不僅不能提升反而會(huì)降低他人親近意愿。

孤獨(dú)感產(chǎn)生的主要原因是人際關(guān)系的缺失（岳思怡， 王懷勇， 2024），他人愿意與之親近是避免孤獨(dú)感的重要因素。威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為涉及對(duì)下屬的高度控制，利用權(quán)威要求下屬的絕對(duì)服從（鄭伯塤等， 2000; Pizzolitto et al.， 2023），是充分運(yùn)用領(lǐng)導(dǎo)職位賦予的正式權(quán)力影響下屬行為的典型（章凱等，2022）。結(jié)合威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)力和孤獨(dú)感相關(guān)文獻(xiàn)，我們預(yù)測(cè)對(duì)于實(shí)施威權(quán)行為的領(lǐng)導(dǎo)來說，下屬會(huì)降低與之親近意愿，進(jìn)而引發(fā)領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感。此外，我們認(rèn)為下屬親近領(lǐng)導(dǎo)意愿還與所在團(tuán)隊(duì)的權(quán)力距離氛圍有關(guān)。團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍是團(tuán)隊(duì)成員對(duì)權(quán)力分配不平等現(xiàn)象的接受程度（Schaubroeck et al.， 2017）。在高團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍下，成員傾向于維護(hù)社會(huì)等級(jí)并服從權(quán)威；而在低團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍下，成員則不屈從于權(quán)威并拒絕接受專制（樊亞鳳， 張俠丹，2022）。因此我們推論，在高團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍下，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)下屬親近意愿的負(fù)面效應(yīng)會(huì)減弱，從而緩解領(lǐng)導(dǎo)的孤獨(dú)體驗(yàn)。

1.2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.2.1 威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為與下屬親近意愿

在領(lǐng)導(dǎo)與下屬的關(guān)系中，領(lǐng)導(dǎo)憑借職位賦予的正式權(quán)力，控制著下屬所看重的組織資源（Shih amp;Nguyen， 2022）。下屬通常愿意主動(dòng)親近領(lǐng)導(dǎo)，與領(lǐng)導(dǎo)保持良好的人際關(guān)系以獲取這些稀缺資源。然而，領(lǐng)導(dǎo)使用權(quán)力的方式也會(huì)影響下屬親近意愿。領(lǐng)導(dǎo)如果不當(dāng)使用權(quán)力，運(yùn)用職位賦予的正式權(quán)力凸顯自身權(quán)威以達(dá)到對(duì)下屬的控制目的，則會(huì)抑制下屬親近意愿。威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為即是領(lǐng)導(dǎo)運(yùn)用正式權(quán)力實(shí)現(xiàn)控制功能的典型（Pellegrini amp; Scandura， 2008;Zheng et al.， 2021）。

威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為是領(lǐng)導(dǎo)強(qiáng)調(diào)個(gè)人的絕對(duì)權(quán)威，對(duì)下屬進(jìn)行嚴(yán)密控制，并要求下屬表現(xiàn)出尊敬、畏懼和絕對(duì)服從的一種領(lǐng)導(dǎo)方式（鄭伯塤等， 2000）。通過“照我說的做”的威權(quán)行為，領(lǐng)導(dǎo)利用他們的合法性權(quán)力來展示他們對(duì)下屬的支配地位（Li et al.，2021）。威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為會(huì)剝奪下屬的自主權(quán)，引起下屬恐懼、壓力等負(fù)面反應(yīng)（Yao et al.， 2023）。已有研究發(fā)現(xiàn)，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)下屬的工作滿意度、組織承諾、離職意愿等諸多結(jié)果造成負(fù)面的影響（Bedi， 2020）。在下屬看來，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為表明領(lǐng)導(dǎo)不愿與下屬保持親近的聯(lián)系，而是傾向于和下屬維持一定的社會(huì)距離。并且，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)下屬帶來諸多消極影響，即使領(lǐng)導(dǎo)擁有的權(quán)力能為下屬帶來組織資源，下屬的親近意愿也會(huì)受到抑制。故提出以下假設(shè)。

H1：威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為負(fù)向影響下屬親近意愿。

1.2.2 團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍的調(diào)節(jié)效應(yīng)

威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為抑制了下屬親近意愿，但這種消極影響可能會(huì)被團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍削弱。團(tuán)隊(duì)的權(quán)力距離氛圍對(duì)下屬如何感知、理解和應(yīng)對(duì)領(lǐng)導(dǎo)行為具有重要影響（Hu et al.， 2018）。團(tuán)隊(duì)具有較高程度的權(quán)力距離氛圍，表明下屬能夠接受權(quán)力分配的不平等，領(lǐng)導(dǎo)使用權(quán)力進(jìn)行嚴(yán)密的內(nèi)部控制符合下屬對(duì)上下級(jí)關(guān)系的認(rèn)知（Tyler et al.， 2000）。下屬更能容忍領(lǐng)導(dǎo)的批評(píng)和不公正的對(duì)待（Bond et al.，1985; Leung et al.， 2001），不太可能將威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為視為缺乏尊重的表現(xiàn)（Lian et al.， 2012），也不會(huì)將其視為社會(huì)距離的信號(hào)，故對(duì)領(lǐng)導(dǎo)親近意愿受到抑制的可能性也會(huì)降低。

然而，當(dāng)團(tuán)隊(duì)具有較低程度的權(quán)力距離氛圍，下屬會(huì)普遍認(rèn)為上下級(jí)關(guān)系應(yīng)該是相對(duì)平等的，領(lǐng)導(dǎo)過度使用權(quán)力的施壓會(huì)給下屬帶來消極反應(yīng)（Leeet al.， 2000）。領(lǐng)導(dǎo)對(duì)下屬的控制、要求下屬絕對(duì)服從的行為也被認(rèn)為是不常見的，并更有可能被認(rèn)為是苛刻或貶低的（Lian et al.， 2012）。所以在低權(quán)力距離氛圍下，領(lǐng)導(dǎo)的威權(quán)行為更有可能抑制下屬親近意愿。因此提出以下假設(shè)。

H2：團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍削弱威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)下屬親近意愿的負(fù)向影響關(guān)系，即團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍越高，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)下屬親近意愿的負(fù)向影響也就越弱。

1.2.3 下屬親近意愿的中介效應(yīng)

領(lǐng)導(dǎo)運(yùn)用職位賦予的正式權(quán)力對(duì)下屬進(jìn)行嚴(yán)密控制，要求下屬表現(xiàn)出尊敬、畏懼和絕對(duì)服從（Chenget al.， 2004; Chou et al.， 2015），這會(huì)給下屬帶來恐懼、壓力等消極影響（Yao et al.， 2023），導(dǎo)致下屬在工作中不愿領(lǐng)導(dǎo)加入他們的非正式關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)在職場(chǎng)無法融入非正式關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，即在人際關(guān)系得不到滿足的情況下，就很有可能體驗(yàn)到孤獨(dú)感。領(lǐng)導(dǎo)感到孤獨(dú)會(huì)促使其采取行動(dòng)重新和他人獲得聯(lián)系（Gabriel et al.， 2021），以彌補(bǔ)人際關(guān)系不足產(chǎn)生的負(fù)面影響。所以，體驗(yàn)到孤獨(dú)的領(lǐng)導(dǎo)更有可能實(shí)施關(guān)系導(dǎo)向而非控制導(dǎo)向的領(lǐng)導(dǎo)行為，如采取對(duì)下屬工作與非工作領(lǐng)域提供關(guān)心和幫助的仁慈領(lǐng)導(dǎo)行為（Wang amp; Cheng， 2010），以增進(jìn)雙方關(guān)系進(jìn)而促進(jìn)自身人際關(guān)系需求得到滿足。

下屬對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的親近意愿能夠緩解領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感。親近意愿是希望與他人建立親密的人際關(guān)系（Houseet al.， 1991）。當(dāng)下屬對(duì)領(lǐng)導(dǎo)有著較高程度親近意愿，他們會(huì)在工作中主動(dòng)邀請(qǐng)領(lǐng)導(dǎo)進(jìn)入他們非正式的社會(huì)關(guān)系中來，并希望能與領(lǐng)導(dǎo)形成親密的人際關(guān)系。孤獨(dú)感反映了一個(gè)人的人際需求沒有得到滿足的主觀感受，對(duì)領(lǐng)導(dǎo)日常的工作態(tài)度和行為有著重要影響（郭理等， 2023）。下屬的親近意愿滿足了領(lǐng)導(dǎo)的歸屬需求，歸屬需求的滿足能夠有效增強(qiáng)領(lǐng)導(dǎo)的主觀幸福感（Nikitin amp; Freund， 2008）。也就是說，當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)實(shí)際的人際關(guān)系達(dá)到了期望的水平，他們也就感受不到孤獨(dú)（Mund et al.， 2020）。因此，我們認(rèn)為下屬親近意愿負(fù)向影響領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感，結(jié)合H1假設(shè)推理，提出以下假設(shè)。

H3：下屬親近意愿在威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為和領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感之間起中介作用。

1.2.4 被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)

結(jié)合H1、H2 和H3 的假設(shè)推理，我們提出一個(gè)被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型，即團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍通過增強(qiáng)或削弱威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)下屬親近意愿的關(guān)系，從而影響領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感的強(qiáng)度。

H4：團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍調(diào)節(jié)下屬親近意愿對(duì)威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為與領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感之間的中介效應(yīng)，即團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍越高，下屬親近意愿對(duì)威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為與領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感之間的中介效應(yīng)越弱。

本文的理論模型如圖1 所示。

2 研究概覽

我們用四項(xiàng)研究來檢驗(yàn)理論模型。首先，預(yù)研究在控制領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力、辱虐管理的基礎(chǔ)上，關(guān)注威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為是否會(huì)降低下屬親近意愿以及是否會(huì)增加領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感。其次，研究1a 從下屬視角操縱威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為和團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍，驗(yàn)證威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)下屬親近意愿的負(fù)向影響以及團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍在其中所起的調(diào)節(jié)效應(yīng)。然后，研究1b 從領(lǐng)導(dǎo)視角操縱威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為和團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍，復(fù)制研究1a結(jié)論并驗(yàn)證全模型。最后，研究2 通過三時(shí)點(diǎn)的問卷調(diào)查進(jìn)一步驗(yàn)證研究1 結(jié)論，以提升研究外部效度。

研究采用的量表均為經(jīng)過驗(yàn)證的成熟量表，并經(jīng)適當(dāng)改編以符合研究情境。為確保英文量表翻譯的準(zhǔn)確性，采用回譯法將英文量表翻譯成中文。所有量表均采用李克特七級(jí)量表，從1（非常不同意）到7（非常同意）分別代表不同等級(jí)。

3 預(yù)研究

3.1 研究程序和樣本

預(yù)調(diào)研樣本來源于作者社交關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，通過滾雪球方式收集。在剔除未通過注意力選項(xiàng)的25 份問卷后，共回收到206 份有效問卷。其中，女性占比40.29%，平均年齡27.96 歲，76.22% 擁有本科及以上學(xué)歷。

3.2 研究工具

威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為。采用Cheng 等（2014）發(fā)展的5 題項(xiàng)量表，Cronbach' s α 為.89。

下屬親近意愿。采用Foulk 等（2020）發(fā)展的3題項(xiàng)量表，Cronbach' s α 為.81。

領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感。采用Pieters （2013）的3 題項(xiàng)量表，Cronbach' s α 為.92。

控制變量。領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力采用Wisse 和Sleebos（2016）發(fā)展的7 題項(xiàng)量表，Cronbach' s α 為.82；辱虐管理采用Mitchell 和Ambrose（2007）的5 題項(xiàng)量表，Cronbach' s α 為.96；此外，還將性別、年齡、受教育程度作為控制變量。

3.3 數(shù)據(jù)分析結(jié)果

Harman 單因子檢驗(yàn)結(jié)果顯示，采用最大方差法進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)得到的第一個(gè)主成分因子載荷量為33.77%，表明涉及的共同方法偏差問題不嚴(yán)重，不會(huì)對(duì)統(tǒng)計(jì)結(jié)果造成實(shí)質(zhì)性影響。如圖2所示，在控制了領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力和辱虐管理情況下，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為負(fù)向影響下屬親近意愿（β = -.20，p lt; .01），正向影響領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感（β = .36， p lt;.01）。以上結(jié)果為本研究提供了初步證據(jù)：不當(dāng)使用權(quán)力的威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為降低了下屬親近意愿，也會(huì)引發(fā)領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感。

值得注意的是，下屬親近意愿并未對(duì)領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感產(chǎn)生影響（β = .02， p gt; .05），也沒有在威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為和領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感關(guān)系間起中介作用?？赡茉蚴枪陋?dú)感作為一種主觀情緒，由員工觀察報(bào)告得出的結(jié)果會(huì)產(chǎn)生偏差，且變量都在同一時(shí)點(diǎn)測(cè)量，所以并未捕捉到上述的影響關(guān)系。

4 研究1 情景實(shí)驗(yàn)

4.1 研究1a

4.1.1 被試與程序

采用G*Power 3.1 軟件計(jì)算實(shí)驗(yàn)所需樣本量，對(duì)于本實(shí)驗(yàn)適用的雙因素方差分析，取中等效應(yīng)量f = .25，顯著性水平α = .05，組數(shù)為4，要達(dá)到80% 的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力至少需要179 名被試（Faul etal.， 2009）。我們從國內(nèi)見數(shù)平臺(tái)（Credamo， www.credamo.com）招募到190 名全職員工，在排除沒有通過注意力檢測(cè)的樣本后，最終樣本量包括189 名參與者（Mage = 31.79 歲， 女性66.67%）。實(shí)驗(yàn)采取2（威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為： 低vs. 高）×2（團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍： 低vs. 高）被試間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，所有參與者被隨機(jī)分配到四個(gè)組的其中一組，實(shí)驗(yàn)要求參與者想象自己是一個(gè)工作團(tuán)隊(duì)中的員工。

首先，參與者被隨機(jī)分配到威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為的低組和高組，情景材料改編自Liu 等（2021）開發(fā)的內(nèi)容。在閱讀完威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為情景后，參與者被要求回答改編自Cheng 等（2014）發(fā)展的5 題項(xiàng)威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為量表，Cronbach' s α 為.98。然后，參與者被隨機(jī)分配到團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍的低組和高組，情景材料根據(jù)Dorfman 和Howell（1988）發(fā)展的量表進(jìn)行編寫。在閱讀完團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍情景后，參與者被要求回答“我們團(tuán)隊(duì)員工普遍認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)和員工之間應(yīng)該保持距離感”（1 = 非常不同意， 7 = 非常同意）。最后，參與者回答了下屬親近意愿量表，量表改編自Foulk 等（2020）發(fā)展的3 題項(xiàng)量表，Cronbach' s α 為.93。

4.1.2 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

操縱檢驗(yàn)。對(duì)威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為的操縱，獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)結(jié)果顯示，高威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為組（M = 6.15， SD= .38）顯著高于低威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為組（M = 1.66， SD =.39），t （187） = 80.01， p lt; .001， 表明實(shí)驗(yàn)對(duì)威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為的操縱是成功的。對(duì)團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍的操縱，獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)結(jié)果顯示，高團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍組（M= 6.25， SD = .68）顯著高于低團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍組（M= 1.74， SD = .70）， t （187） = 44.71， p lt; .001， 表明實(shí)驗(yàn)對(duì)團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍的操縱是成功的。

假設(shè)檢驗(yàn)。高威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為組參與者報(bào)告的親近意愿（M = 3.96， SD = 1.67）顯著低于低威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為組參與者報(bào)告的親近意愿（M = 5.59， SD = 1.26），t （187） = -7.60， p lt; .001， Cohen' s d = -1.11。因此，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)下屬親近意愿存在顯著負(fù)向影響，假設(shè)H1 獲得支持。

以下屬親近意愿為因變量進(jìn)行雙因素方差分析，發(fā)現(xiàn)威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為和團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍之間存在顯著的交互效應(yīng)，F(xiàn) （1， 185） = 5.25， p lt; .05， ηp2 = .03，90%CI = [.002， .08]。如圖3 所示，在低威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為情景中，低團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍條件下的下屬親近意愿較高（M = 6.19， SD = .63），而在高團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍條件下，M = 5.01， SD = 1.45， t （185） = -3.97，p lt; .001， Cohen' s d =-.82。在高威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為情景中，低團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍條件下的下屬親近意愿（M= 4.07， SD = 1.67），和在高團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍條件下沒有差異（M = 3.85， SD = 1.67， t （185） = -.76， p gt;.05）。因此，假設(shè)2 得到驗(yàn)證。

4.2 研究1b

4.2.1 被試與程序

實(shí)驗(yàn)所需樣本量的選擇依據(jù)同研究1a。通過社交關(guān)系網(wǎng)絡(luò)公開招募到203 名在職企業(yè)員工，在排除沒有通過注意力檢測(cè)題項(xiàng)的15 份樣本后，最終樣本量包括188 名參與者（Mage = 27.94 歲， 女性38.83%）。實(shí)驗(yàn)采取2（威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為： 低vs. 高）×2（團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍： 低vs. 高）被試間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，所有參與者被隨機(jī)分配到四個(gè)組的其中一組，實(shí)驗(yàn)要求參與者想象自己是一個(gè)工作團(tuán)隊(duì)中的領(lǐng)導(dǎo)，改編的情景材料來源同研究1a。

首先，參與者被隨機(jī)分配到威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為的低組和高組，并在閱讀完對(duì)應(yīng)情景材料后回答威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為量表（來源同研究1a），Cronbach' s α 為.95。然后，參與者被隨機(jī)分配到團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍的低組和高組，并在閱讀完對(duì)應(yīng)情景材料后回答“你們團(tuán)隊(duì)員工認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)和員工之間權(quán)力分配是不平等的，并且領(lǐng)導(dǎo)和員工之間應(yīng)該保持距離感”（1 = 非常不同意， 7 = 非常同意）。最后，參與者依次回答了下屬親近意愿量表（來源同研究1a）和孤獨(dú)感量表（Pieters， 2013），Cronbach' s α 分別為.86 和.88。

4.2.2 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

操縱檢驗(yàn)。對(duì)威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為的操縱，獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)結(jié)果顯示，高威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為組（M = 4.36， SD =1.79）顯著高于低威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為組（M = 2.46， SD =1.41），t （186） = 8.09， p lt; .001， 表明實(shí)驗(yàn)對(duì)威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為的操縱是成功的。對(duì)團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍的操縱，獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)結(jié)果顯示，高團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍組（M= 4.72， SD = 1.79）顯著高于低團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍組（M = 3.83， SD = 2.10）， t （186） = 3.12， p lt; .01， 表明實(shí)驗(yàn)對(duì)團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍的操縱是成功的。

假設(shè)檢驗(yàn)。高威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為組參與者報(bào)告的下屬親近意愿（M = 4.93， SD = 1.30）顯著低于低威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為組參與者報(bào)告的下屬親近意愿（M = 5.66，SD = 1.02）， t （186） = -4.28， p lt; .001， Cohen' s d = -.62。因此，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)下屬親近意愿存在顯著負(fù)向影響，假設(shè)H1 再次獲得支持。

以下屬親近意愿為因變量進(jìn)行雙因素方差分析，發(fā)現(xiàn)威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為和團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍之間存在顯著的交互效應(yīng)，F(xiàn) （1， 184） = 5.27， p lt; .05， ηp2 = .03，90%CI = [.002， .08]。如圖4 所示，在低威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為情景中，低團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍條件下的下屬親近意愿較高（M = 6.13， SD = .58），而在高團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍條件下，下屬親近意愿較低（M = 5.19， SD= 1.15， t （184） = -4.03， p lt; .001， Cohen' s d = -.83）。在高威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為情景中，低團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍條件下的下屬親近意愿（M = 5.03， SD = 1.05），和在高團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍條件下沒有差異（M = 4.84， SD =1.50， t （184） = -.80， p gt; .05）。因此，假設(shè)2 再次得到驗(yàn)證。

以威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為（ 低組vs. 高組） 為自變量，下屬親近意愿為中介變量，領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感為因變量，設(shè)定Bootstrap 次數(shù)為5000，采用偏差校正的95% 置信區(qū)間進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，下屬親近意愿的中介效應(yīng)值為.38， 95% 的Bootstrap 置信區(qū)間為[.19， .61] 不包含0，表明中介效應(yīng)顯著，假設(shè)H3 獲得支持。

以威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為（低組vs. 高組）為自變量，下屬親近意愿為中介變量，領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感為因變量，團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍（低組vs. 高組）為調(diào)節(jié)變量，設(shè)定Bootstrap 次數(shù)為5000，采用偏差校正的95%置信區(qū)間進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。結(jié)果表明，在低團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍條件下，下屬親近意愿的中介效應(yīng)估計(jì)值為.58，95%CI = [.33， .87] 不包含0；而在高團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍條件下，下屬親近意愿的中介效應(yīng)為.18， 95%CI = [-.08， .47] 包含0。綜上，假設(shè)H4 獲得支持。

5 研究2 問卷調(diào)查

5.1 研究程序和樣本

調(diào)研對(duì)象為企業(yè)中擔(dān)任領(lǐng)導(dǎo)職務(wù)的管理者，被試通過Credamo 平臺(tái)招募。問卷分3 個(gè)時(shí)點(diǎn)發(fā)放，每次間隔兩周。時(shí)點(diǎn)1 收集威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為、團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍以及相關(guān)控制變量信息，428 名符合要求的被試參與了問卷調(diào)研；時(shí)點(diǎn)2 收集下屬對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的親近意愿變量信息，返回了337 份有效有問卷（有效回收率78.74%）；最后在時(shí)點(diǎn)3，發(fā)放領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感變量的問卷，返回了303 份有效問卷（有效回收率89.91%）。

在這303 份問卷中，女性154 人，平均年齡34.47 歲（SD = 6.51 歲），平均從事現(xiàn)領(lǐng)導(dǎo)崗位4.45年（SD = 2.28 年）。絕大部分人具有本科學(xué)歷，占比80.53%。被試從事行業(yè)廣泛，主要來源于信息技術(shù)服務(wù)、制造和金融等行業(yè)。

5.2 研究工具

威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為、下屬親近意愿的量表來源同預(yù)研究，Cronbach' s α 分別為.79、.70。

團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍。采用Dorfman 和Howell（1988）發(fā)展的6 題項(xiàng)量表，Cronbach' s α 為.86。

領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感。采用Russell（1996） 發(fā)展的UCLA 孤獨(dú)感量表修訂版本，共10 個(gè)題項(xiàng)，Cronbach' s α 為.89。

控制變量。將性別、年齡、受教育程度和領(lǐng)導(dǎo)崗位工齡作為控制變量。

5.3 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

5.3.1 驗(yàn)證性因子分析

運(yùn)用驗(yàn)證性因子分析考察變量之間是否具有良好的區(qū)分效度。采用以往研究中經(jīng)常使用的題項(xiàng)打包策略，將含有5 個(gè)及以上題項(xiàng)的變量減少到3 個(gè)題項(xiàng)（Loi et al.， 2009; Wu et al.， 2012）。結(jié)果表明，四因子模型（威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為、下屬親近意愿、領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感和團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍）的各項(xiàng)擬合指標(biāo)達(dá)到了經(jīng)驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)值（χ 2 = 138.12， χ 2 /df = 2.88， CFI = .95，TLI = .94， RMSEA = .08， SRMR = .06），且數(shù)據(jù)擬合效果要明顯優(yōu)于其他備選模型，說明各變量間具有良好的區(qū)分效度。

5.3.2 同源方差檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)是否可能存在同源方差，進(jìn)行如下兩個(gè)檢驗(yàn)步驟。首先進(jìn)行Harman 單因子檢驗(yàn)，結(jié)果表明在未進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)時(shí)得到的第一個(gè)主成分的因子載荷量為34.69%，未超過以往建議的40% 經(jīng)驗(yàn)值標(biāo)準(zhǔn)。其次，運(yùn)用共同方法潛因子模型進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示在加入共同方法潛因子后，模型的擬合指標(biāo)（CFI = .99， TLI = .99， RMSEA = .04， SRMR = .03）變化幅度不大，模型擬合度未得到明顯改善。以上分析表明本研究所涉及的共同方法偏差問題不嚴(yán)重，不會(huì)對(duì)統(tǒng)計(jì)結(jié)果造成顯著影響。

5.3.3 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

如表1 所示，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為和領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感正相關(guān)（r = .60， p lt; .001）。此外，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為和下屬親近意愿負(fù)相關(guān)（r = -.32， p lt; .001）；下屬親近意愿和領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感負(fù)相關(guān)（r = -.34， p lt; .001）。威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為和團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍及領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感的相關(guān)系數(shù)偏高，故進(jìn)行多重共線性診斷。結(jié)果表明，所有變量方差膨脹因子均未超過2，遠(yuǎn)小于10 的臨界值標(biāo)準(zhǔn)（Neter et al.， 1985），故多重共線性問題不會(huì)對(duì)統(tǒng)計(jì)結(jié)果造成實(shí)質(zhì)影響。

5.3.4 假設(shè)檢驗(yàn)

主效應(yīng)假設(shè)檢驗(yàn)。如表2 所示，將控制變量和威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為同時(shí)放入模型1 后，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)下屬親近意愿具有顯著負(fù)向影響（β = -.31， p lt;.001），假設(shè)H1 得到驗(yàn)證。

調(diào)節(jié)效應(yīng)假設(shè)檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍的調(diào)節(jié)效應(yīng)，將控制變量、自變量威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為、調(diào)節(jié)變量團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍以及自變量和調(diào)節(jié)變量的乘積項(xiàng)一起放入模型對(duì)變量下屬親近意愿進(jìn)行回歸。由表2 的模型2 可知，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為和團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍的乘積項(xiàng)顯著正向影響下屬親近意愿（β = .14， p lt; .01），假設(shè)H2 獲得支持。

以均值加減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差區(qū)分團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍的高低，對(duì)調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行簡單斜率檢驗(yàn)，結(jié)果如圖5 所示。結(jié)果表明，在低團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍條件下，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為顯著負(fù)向影響下屬親近意愿（β = -.25，p lt; .01）；在高團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍條件下，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)下屬親近意愿的作用不顯著（β = .003，n.s ）。高和低條件下的影響差異顯著（β = .25， p lt;.05）。中介效應(yīng)假設(shè)檢驗(yàn)。根據(jù)表2，將控制變量和威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為一起放入模型后，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為顯著正向影響領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感（模型3，β = .49， p lt; .001）；而將控制變量和威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為以及下屬親近意愿變量同時(shí)放入模型后，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感的影響系數(shù)變?。Ｐ?， β = .44， p lt; .001）。在Bootstrap 次數(shù)為5000 的條件下，下屬親近意愿在威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為和領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感關(guān)系之間的中介效應(yīng)估計(jì)值為.05，偏差校正的95%CI = [.01， .09] 不包含0。綜上，假設(shè)H3 得到支持。

被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)假設(shè)檢驗(yàn)。為驗(yàn)證假設(shè)H4，運(yùn)用Boostrap 法，Bootstrap 次數(shù)為5000， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在低團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍條件下，中介效應(yīng)估計(jì)值為.04，偏差校正的95%CI = [.01， .09]；在高團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍條件下，中介效應(yīng)估計(jì)值為-.0005，偏差校正的95%CI = [-.06， .02] 包含0。上述之間差異估計(jì)值為-.04，偏差校正的95%CI = [-.12， -.01] 不包含0，假設(shè)H4 獲得支持。

6 討論

本研究首先通過一項(xiàng)預(yù)研究，初步證明威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)下屬親近意愿以及領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感的負(fù)面影響。然后通過兩項(xiàng)情景實(shí)驗(yàn)，驗(yàn)證威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為通過下屬親近意愿影響領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感的中介機(jī)制、團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍所起的調(diào)節(jié)效應(yīng)及有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。最后采用三時(shí)點(diǎn)的問卷調(diào)查復(fù)制情景實(shí)驗(yàn)得出的結(jié)論，進(jìn)一步提升了研究的外部效度。

研究2 發(fā)現(xiàn)，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為和團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍正相關(guān)（r = .65， p lt; .001），表明高威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為通常伴隨著高團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍，已有研究也支持了二者之間的正相關(guān)關(guān)系（Schaubroeck et al.，2017）。在高團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍下，領(lǐng)導(dǎo)運(yùn)用職位賦予的正式權(quán)力進(jìn)行嚴(yán)密的內(nèi)部控制能夠被下屬所接受（Tyler et al.， 2000）。因此，領(lǐng)導(dǎo)實(shí)施威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為在高團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍中更為普遍。

6.1 理論貢獻(xiàn)

本研究主要有以下三點(diǎn)理論貢獻(xiàn)。首先，結(jié)合威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)力和孤獨(dú)感相關(guān)文獻(xiàn)，本研究表明領(lǐng)導(dǎo)的威權(quán)行為引發(fā)了他們自身孤獨(dú)感，從而拓展領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感的前因研究?，F(xiàn)有孤獨(dú)感文獻(xiàn)大多關(guān)注員工群體，零星的領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感研究也主要聚焦于其影響結(jié)果（Chen et al.， 2021; Gabriel et al.， 2021）。我們提出領(lǐng)導(dǎo)不當(dāng)使用權(quán)力的方式（如威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為）通過抑制下屬親近意愿引發(fā)領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感，豐富了領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感的前因研究。

其次，本研究聚焦威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)領(lǐng)導(dǎo)自身的影響效應(yīng)，從而為威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)力理論做出貢獻(xiàn)。目前，學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)下屬的心理認(rèn)知和行為表現(xiàn)產(chǎn)生消極影響（Chen et al.， 2014; Chen et al.，2019; Gu et al.， 2020），但對(duì)其給領(lǐng)導(dǎo)自身帶來哪些影響少有研究。我們的研究闡明威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為不僅對(duì)員工有害，也對(duì)領(lǐng)導(dǎo)自身產(chǎn)生負(fù)面影響，從而豐富威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)領(lǐng)導(dǎo)自身的影響效果研究。

最后，本研究關(guān)注團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍的情境作用，探索了威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)下屬親近意愿影響效應(yīng)的邊界。團(tuán)隊(duì)氛圍對(duì)權(quán)力的敏感性影響著領(lǐng)導(dǎo)行為所發(fā)揮的作用，如果團(tuán)隊(duì)氛圍對(duì)權(quán)力具有高度敏感性，可能會(huì)抑制威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為的消極效應(yīng)。例如有研究表明，在高度尊重等級(jí)權(quán)威的工作團(tuán)隊(duì)，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為不再對(duì)下屬績效和組織公民行為起負(fù)面作用（Shen et al.，2019）。本研究表明團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍在威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為和下屬親近意愿關(guān)系之間是一個(gè)重要的調(diào)節(jié)變量，從而深化了上述關(guān)系間的情境化研究。

6.2 管理啟示

本研究主要有以下兩點(diǎn)管理啟示。第一，領(lǐng)導(dǎo)應(yīng)該審慎使用威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為。雖然威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為可能存在積極的一面（Huang et al.， 2015），但總體來說對(duì)員工的影響是消極的（Bedi， 2020）。本研究發(fā)現(xiàn)威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為通過抑制下屬親近意愿引發(fā)領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感，啟示職場(chǎng)中的領(lǐng)導(dǎo)應(yīng)盡量避免實(shí)施威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為，以避免給自身和員工雙方帶來消極影響。第二，團(tuán)隊(duì)權(quán)力距離氛圍的負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)啟示實(shí)踐管理者，在領(lǐng)導(dǎo)過程中應(yīng)考慮所在團(tuán)隊(duì)氛圍的類型。在崇尚權(quán)力平等的團(tuán)隊(duì)氛圍中，運(yùn)用權(quán)力使下屬絕對(duì)服從的威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為是不合時(shí)宜的。因?yàn)樵谶@種團(tuán)隊(duì)氛圍中，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為負(fù)向影響下屬親近意愿，并引發(fā)領(lǐng)導(dǎo)后續(xù)的孤獨(dú)體驗(yàn)。

6.3 研究局限和展望

本研究存在以下三點(diǎn)局限性。首先，本研究僅關(guān)注傳統(tǒng)工作環(huán)境下影響領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感的因素，鑒于人工智能、大數(shù)據(jù)等數(shù)字化科技革命對(duì)組織產(chǎn)生的深刻影響（Brock amp; von Wangenheim， 2019; Nambisanet al.， 2017），未來研究可著重探討新技術(shù)背景下的領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感形成機(jī)制。其次，本研究僅探討威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)領(lǐng)導(dǎo)自身孤獨(dú)感的作用機(jī)制，并未關(guān)注領(lǐng)導(dǎo)孤獨(dú)感如何對(duì)后續(xù)實(shí)施的領(lǐng)導(dǎo)行為產(chǎn)生影響，這一問題有待后續(xù)進(jìn)行深入探索。最后，在三時(shí)點(diǎn)問卷調(diào)查過程中，由于研究條件限制，我們獲取的是領(lǐng)導(dǎo)自我報(bào)告的數(shù)據(jù)。我們鼓勵(lì)未來研究采取更加嚴(yán)謹(jǐn)?shù)难芯吭O(shè)計(jì)，以確保研究結(jié)論的可靠性。

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本研究得到江蘇省研究生科研與實(shí)踐創(chuàng)新計(jì)劃項(xiàng)目（KYCX24_0031） 的資助。