指導關系對徒弟主動性行為的影響機制研究:工作繁榮和學習目標導向的作用

曾 顥,2， 趙李晶， 趙曙明

(1.南京大學 商學院，江蘇 南京 210093; 2.江西科技師范大學 經濟管理學院，江西 南昌 330038)

1 引言

主動性行為是個體做出的旨在改變自己或情境的一種自發、有預見性的行為[1]。動態環境中，員工的主動性行為是主動適應變革、實施變革，服務組織并實現自我價值的重要基礎，對組織的持續發展、個人的職業發展及幸福感具有重要意義。因此，企業采取何種組織策略，激發員工自我成長需求，采取主動性行為，符合組織的期待也是組織社會化實踐中迫切需要解決的問題。

指導關系(mentoring)是導師與徒弟之間深入互動的發展型關系。已有研究表明，指導關系不僅給員工帶來薪資、福利和晉升等物質性收益，而且在提升職業成就、實現組織社會化及降低離職傾向等方面均具有積極作用[2]。但目前來看，指導關系對員工主動性行為影響研究還鮮有涉及?；仡櫸墨I可知，指導關系的職業支持、社會心理支持和角色模范功能，經由認知和情感兩方面對徒弟態度和行為產生影響[3]。指導關系不僅強調對徒弟的職業發展指導，且具有情緒支持功能，關心徒弟幸福感的塑造。以往研究中，指導關系對徒弟影響效應的中介變量主要集中在心理安全感、組織認同及組織自尊等認知層面，并未同時關注情感和認知兩方面的影響。因此，本研究認為指導關系對主動性行為的作用機制應該整合情感和認知層面的積極影響，沿著這個思路深入探究。

Spreitzer等[4]提出了工作繁榮的概念，它是指個體在工作中同時感受到活力和學習的心理狀態。工作中個人成長的整合模型(integrative model of human growth at work)指出，自主決策、信任和尊重、積極情感資源等情境因素通過滿足個人自主(autonomy)、能力(competence)和關系(relatedness)需求，帶來工作繁榮感[5]。指導關系作為一種發展型關系，通過知識學習、增強效能感和提供支持性關系幫助徒弟達到旺盛和奮進的狀態。且工作繁榮中的活力和學習能夠提升員工從事主動性行為的意愿和能力[6]。由此推斷，工作繁榮在指導關系與徒弟主動性行為之間起傳導作用。

進一步地，雖然指導關系可能對徒弟的工作繁榮產生積極影響，但不同徒弟的工作繁榮程度可能存在差異。作為一種工作資源，指導關系的效用與師徒雙方個人的需求、偏好、特征密切相關[7,8]。學習目標導向集中反映了個人獲取知識技能的內部動機。Ghosh[9]元分析表明，徒弟的學習目標導向是指導關系質量的重要前因，然而學習目標導向如何作用于工作繁榮，進而影響徒弟的態度和行為仍缺少深入研究。為了明晰學習目標導向的作用，本研究試圖回答學習目標導向作為調節變量，如何影響指導關系與徒弟工作繁榮之間關系的問題。鑒于現有研究的不足，基于自我決定理論，本研究旨在探討指導關系通過工作繁榮影響徒弟主動性行為的過程機制，關注學習目標導向的權變作用，進一步揭示指導關系、工作繁榮和主動性行為之間的相互作用機理。

2 文獻回顧和假設提出

2.1 指導關系對徒弟主動性行為的影響

Kram[10]認為，指導關系是經驗、知識、技能相對豐富的資深者(導師)向經驗、知識、技能相對匱乏的員工(徒弟)提供指導和咨詢、社會心理支持，建立的一種發展型人際交換關系。作為與徒弟互動頻繁的工作角色，導師對徒弟行為塑造和內在工作體驗具有重要影響。Deci和Ryan[11]提出的自我決定理論(self-determination theory, SDT)深入探討了外部動機和內部動機的關系，并指出激發內部動機特別是自主性動機是組織行為管理的關鍵所在。該理論認為，組織環境如果能夠滿足個體自主需要、能力需要和關系需要，就會促使自主性動機形成。并基于自主性動機，觸發更多的主動性行為。

指導關系對徒弟主動性行為的積極影響主要包括以下三方面：第一，導師通過傳導知識幫助徒弟增長經驗和技能，滿足徒弟的能力需要，更好地勝任工作。導師對知識轉移的作用特別是隱性知識[12]傳授，能夠提高徒弟的認知水平和經驗程度，加強自身知識能力建設，降低徒弟犯錯的概率，減少試誤的成本。第二，指導關系中的社會心理支持功能滿足徒弟的關系需要，促進員工組織社會化。一方面，導師給徒弟的咨詢、友誼、支持和信任等心理資源有助于建立良性的人際互動，增強徒弟的心理安全感、自我效能感。另一方面，導師通過向徒弟傳遞組織的價值觀和規范促使其態度、行為與組織保持一致，培育徒弟的組織認同。同時，導師重視徒弟職業成長和幸福感的態度亦能增強其價值感和尊重感，提升徒弟的組織認同水平[13]。當徒弟歸屬感增強時，就會將自己的目標、價值觀與組織相聯系，將組織期待的行為整合到自我之中，更傾向于提出建設性的想法或從事改變工作流程等主動性行為。第三，導師提供角色示范，以身作則、樹立榜樣，有助于滿足徒弟自主需要。研究表明，支持性、信息性的環境可以增強內部動機[14]。通過建立指導關系，導師幫助徒弟自我調整，減輕角色和組織壓力，應對沖突和變化。徒弟自我效能感增強并具備解決困難的條件[15]，則傾向于采取自主、創新的方法來完成工作，主動承擔責任，能動地適應環境和組織變革。此外，通過挑戰性的任務安排暴露其工作中的問題，并及時給予反饋和培訓，能夠減弱下屬從事主動性行為的焦慮和擔憂?；谝陨险撌?，提出假設：

H1指導關系對徒弟主動性行為具有顯著的正向影響。

2.2 工作繁榮的中介作用

如前所述，工作繁榮是一種活力和學習的心理狀態?；盍蛯W習兩要素對應著個人成長過程中情感和認知體驗，活力是一種能量充沛和向上奮進的感覺，學習描述的是通過獲取知識技能來提升能力和構建自信的感受。工作中個人成長的整合模型指出，自主決策、信任和尊重的氛圍會通過滿足個體自主、能力和關系三種心理需求，涌現出工作繁榮感。作為一種情境因素，指導關系能夠構筑一種自主、信任和充滿歸屬的組織氛圍，因而對徒弟的工作繁榮狀態具有正向影響。這是因為：首先，導師給徒弟安排挑戰性的任務和技能發展的機會，鼓勵其參與組織決策，將進一步增強其工作自主性[16]。其次，徒弟通過學習和模仿導師來塑造自己的信仰、行為及價值觀等，指導關系本身又致力于實現徒弟的發展，繼而呈現出促進的導向。這個過程會使徒弟逐漸形成作為組織成員富有價值且重要的自我概念。與此同時，在人際互動中，導師重視徒弟的貢獻和作用也會提升其能力感[17]。再者，導師與徒弟建立個人友誼，營造出信任和尊重氛圍滿足了員工的歸屬需求，有助于提升員工幸福感。當徒弟的自主、能力和關系需求得到滿足后，便會達到更高水平的工作繁榮。

指導關系帶來的繁榮感不僅能夠促使徒弟不斷學習、建立自信，而且自我學習也能增強其識別組織問題和改進組織現狀的能力[18]。能力帶來的自我效能感使得徒弟相信自己能夠影響工作環境，且有信心面對主動性行為過程中的挫折、困難等，徒弟主動性行為的意愿更強。另一方面，根據拓展-建構理論(the broaden-and-build theory of positive emotions)，積極情緒能夠拓展思維，提供認知靈活性，加強個體對可能帶來積極后果的行為傾向[19]。Bindl等[20]研究表明，積極情緒與員工制定計劃、展望未來、實施改變和反思變革等主動性行為顯著正相關。Li等[21]研究也證實了工作繁榮與變革導向的公民行為呈顯著正相關。因此，徒弟體驗到的活力及其積極情緒能夠進一步提升主動性行為的意愿。因而，工作繁榮中的學習與活力分別從能力和動機上對主動性行為產生積極影響。綜上，本研究認為，指導關系促使徒弟獲得工作繁榮的體驗，進而做出更多的主動性行為?；谝陨险撌?，提出假設：

H2工作繁榮在指導關系與徒弟主動性行為間起中介作用。

2.3 徒弟學習目標導向的調節作用

權變理論學派認為，在研究領導影響下屬的過程中要綜合考慮下屬的個人特征、任務和組織等方面的因素。由于中國文化的高權力距離屬性，中國情境下的指導關系與領導-下屬關系頗為相似。本研究中，徒弟的工作繁榮狀態，除了受指導關系這一情境因素的影響外，徒弟的個人特質——學習目標導向也會影響徒弟對外界環境的解讀和反應。學習目標導向是個人通過學習獲取新知識、技能的態度和傾向。高學習目標導向的個體希望通過習得新知識、提高技能，實現自我發展[22]。高學習目標導向的個體注重學習，樂于接受挑戰性的任務，這種動機特點與指導關系所供給的職業成長和發展機會等資源相匹配，因而激發更高的活力和學習熱情，工作繁榮水平更高。相反，低學習目標導向的個體認為，完成基本工作任務與職責、規避差錯和風險是最重要的，指導關系帶來的學習和發展機會與低學習目標導向個體的需求不匹配，從而導致較低的工作繁榮感?？傊瑐€體對資源的評價差異及利用水平取決于資源特征與個人需求的匹配程度，指導關系提供的發展和學習資源迎合了高學習目標導向的類群需求，因此，能夠涌現出更多繁榮感?；谝陨险撌?，提出假設：

H3徒弟學習目標導向對指導關系與工作繁榮間的關系具有調節作用。徒弟學習目標導向水平高的情況下，指導關系對徒弟工作繁榮的正向影響更強。

結合假設2和假設3所涉及的關系，本研究進一步推斷徒弟的學習目標導向會調節工作繁榮在指導關系與徒弟主動性行為間的中介作用，構成了被調節的中介效應。具體來說，當徒弟學習目標導向水平高時，指導關系對員工工作繁榮的影響更大，那么經由工作繁榮傳導的指導關系對徒弟主動性行為的間接影響就更強。反之，當徒弟學習目標導向水平低時，指導關系與徒弟工作繁榮的關系較弱，通過工作繁榮傳導的指導關系對徒弟主動性行為的正向影響也會減小?；谝陨险撌?，提出假設：

H4徒弟學習目標導向對工作繁榮在指導關系與主動性行為之間的中介作用具有調節效應。在徒弟學習目標導向水平低的情況下，工作繁榮的中介作用更弱。

基于以上假設，提出本研究的理論模型，見圖1。

圖1 本研究的理論模型

3 研究設計

3.1 樣本選取和數據收集

本研究以江西省南昌市、景德鎮市的企業員工為調查對象。問卷調研時間為2018年2月至2018年3月，主要通過電子問卷的方式收集數據，所有題項均由員工自我報告。正式調研前，研究團隊于2018年1月底到部分企業與人力資源部門和員工訪談，確保員工明晰題項和語義，并溝通相關注意事項。未到現場的企業也通過電子郵件和電話向人力資源部門詳細傳達了注意事項。在時點1(2018年2月)收集員工的個人背景信息、指導關系、工作繁榮及學習目標導向的數據。一個月后的時點2(2018年3月)獲得了員工主動性行為的數據。T1時點發放問卷420份，得到367份有效問卷，問卷的有效回收率達87.3%。T2時點最終回收有效問卷316份，總的有效回收率為75.2%。有效研究樣本中，男性員工151名，占47.8%，女性員工165名，占52.2%；年齡方面，20～29歲占多數；學歷方面，高中及以下12人，占3.8%；專科55人，占17.4%；本科218人，占69.0%；碩士及以上31人，占9.8%；平均任職年限為1～3年。

3.2 變量測量

本研究中的所有測量工具均來源于國外權威期刊上發表的量表。指導關系采用Scandura和Ragins[23]開發的量表進行測量，共包括9道題項，示例題項如：“導師會幫我調整職業目標”。工作繁榮采用Porath等[6]編制的10題項量表進行測量，示例題項如：“在工作中，我常感覺充滿活力”。員工主動性行為采用Griffin等[24]開發的3題項量表進行測量，示例題項如：“我提出改進方法以完成核心任務”。學習目標導向采用Vandewalle[25]開發的5題項量表進行測量，示例題項如：“我常尋求發展新技能與新知識的機會”。本研究選取性別、年齡、學歷和任職年限作為控制變量。以上變量均采用Likert 5點量表打分，其中1代表“非常不同意”，5代表“非常同意”。

4 數據分析和假說檢驗

4.1 信效度及共同方法偏差檢驗

首先，采用SPSS 19.0對研究中涉及到的量表進行信度檢驗，結果顯示，指導關系的內部一致性系數為0.920；工作繁榮的內部一致性系數為0.865；主動性行為的內部一致性系數為0.916；學習目標導向的內部一致性系數為0.883。為了檢驗研究中關鍵變量之間的區分效度，采用了Mplus 7軟件對關鍵變量進行了驗證性因子分析。結果表明，四因子模型的擬合指標優于其他比較模型(χ2=287.913，χ2/df=1.972，CFI=0.955，TLI=0.947，SRMR=0.042，RMSEA=0.055)，這表明研究中涉及的四個變量間具有良好的區分效度，分別代表了四個不同的構念。

鑒于本研究的數據均來自員工自我報告，可能存在同源方法偏差問題，所以進行了Harman單因子檢驗，結果顯示第一個因子解釋的總變異量占32.175%，低于50%的臨界標準，同源方法偏差在可接受的范圍內。

4.2 描述統計和相關分析

對變量的均值、標準差和相關關系進行分析，結果顯示：指導關系與工作繁榮顯著正相關(r=0.314，p<0.01)，與主動性行為顯著正相關(r=0.362，p<0.01)；工作繁榮與主動性行為顯著正相關(r=0.385，p<0.01)；學習目標導向與指導關系、工作繁榮和主動性行為的相關關系分別為r=0.340(p<0.01)，r=0.209(p<0.01)，r=0.168(p<0.01)。以上結果與理論預期相符，初步驗證了研究假設。

4.3 假設檢驗

本研究采用層級回歸法檢驗模型，分析結果如表1所示。

首先，主效應檢驗：由模型6可見，指導關系對徒弟主動性行為有顯著的正向影響(β=0.356，p<0.001)，假設1得到支持。

表1 假設檢驗結果

注：N=316;***p<0.001，**p<0.01，*p<0.05。

其次，中介效應檢驗：模型2中指導關系對工作繁榮的正向關系顯著(β=0.349，p<0.001)。模型8顯示，當加入工作繁榮后，指導關系對徒弟主動性行為的正向影響作用由0.356(p<0.001)減小為0.246(p<0.001)，且工作繁榮的回歸系數依舊是顯著的(β=0.316，p<0.001)。由此可知，工作繁榮部分中介了指導關系與徒弟主動性行為間的關系，假設2得到支持。

此外，采用Process插件進行Bootstrapping分析，以判斷間接效應的顯著性。分析結果表明，95%置信區間([0.069，0.182])不包含0，間接效應顯著，間接效應值為0.150。在控制了中介變量后，指導關系對徒弟主動性行為的直接效應仍然顯著，95%置信區間([0.148，0.377])不包含0，說明該中介作用為部分中介，假設2再次得到驗證。

再次，調節效應檢驗：模型4中，乘積項指導關系×學習目標導向的回歸系數顯著(β=0.171，p<0.01)，這說明學習目標導向顯著調節了指導關系與工作繁榮之間的關系，驗證了假設3。為了更直觀地展現學習目標導向在指導關系與工作繁榮間的調節作用，本研究繪制了調節效應圖(如圖2所示)，從圖2中可以看出，徒弟學習目標導向水平越高，指導關系對徒弟工作繁榮的影響越強，高學習目標導向的直線斜率明顯大于學習目標導向水平低的情況。

圖2 學習目標導向對指導關系與工作繁榮的調節效應

最后，被調節的中介效應檢驗：分析當徒弟學習目標導向水平不同時，工作繁榮在指導關系與主動性行為之間中介效應的強弱情況。運用Bootstrapping進行1000次重復抽樣，得到高學習目標導向和低學習目標導向下的直接與間接效應非標準化路徑系數。結果顯示，學習目標導向水平高的員工中，指導關系經工作繁榮對徒弟主動性行為產生的間接影響為0.095，且在p<0.01水平顯著；反之，當學習目標導向水平低時，該間接效應為0.024，p>0.05不顯著，同時，兩個間接效應的差異為0.07，在p<0.05水平顯著，因此，假設4亦得到支持。

5 結論與展望

5.1 研究結論

本研究基于自我決定理論，探討了指導關系對徒弟主動性行為的作用機制及邊界條件。通過316份有效樣本的數據分析，得出以下研究結論：(1)指導關系能夠促進徒弟做出更多的主動性行為。(2)工作繁榮在指導關系與徒弟主動性行為間起部分中介作用。(3)學習目標導向在指導關系與工作繁榮之間起正向調節作用。徒弟的學習目標導向水平越高，指導關系對工作繁榮的作用更強。(4)徒弟的學習目標導向水平越高，工作繁榮在指導關系與主動性行為之間所起的中介效應就越強。

5.2 理論貢獻

第一，從自我決定理論視角出發，闡釋了指導關系對徒弟主動性行為的正向影響機制。近年來，諸多學者開始關注指導關系對員工組織公民行為、創造力[26]的內在作用機制，但多局限于社會認知、社會認同和社會交換等視角。本研究以工作中個人成長的整合模型為基礎，從自我決定理論視角指出導師給徒弟傳輸知識、提供挑戰性工作、指導、友誼及角色榜樣等指導功能滿足了徒弟的能力、關系、自主需求，進而產生活力和學習的內在體驗，涌現較高的工作繁榮感。由此，指導關系通過工作繁榮，提升徒弟主動性行為的能力和動機，促使徒弟采取主動性行為。

第二，引入了工作繁榮作為中介變量，綜合考慮了指導關系中認知和情感層面的影響。以往研究僅是分別考察指導關系中認知和情感的因素，尚未將二者整合加以討論。具體而言，本研究的中介變量工作繁榮包含了學習和活力兩個維度，較好地突出了指導關系作為積極工作資源的正面效應，不但能夠提供知識技能等物質資源增強徒弟采取主動行為的能力，也通過支持性的情感、接納和認可等情感資源，提升徒弟的自我效能感，促成徒弟實施主動性行為的動機。

第三，考察了學習目標導向對指導關系與工作繁榮間關系的調節作用。已有研究主要探討了組織發展氛圍、權力距離導向等情境因素的調節作用，而指導關系作為一種情境資源，其價值與作用還取決于與個人偏好是否匹配。Godshalk和Sosik[27]研究指出，高學習目標導向的徒弟與導師學習目標導向相匹配，則會得到更高水平的社會心理支持。因而，徒弟的職業發展更佳、職業滿意度更高。從該角度來看，本研究加深了指導關系如何影響徒弟主動性行為的認識，是對指導關系作用機制的一個拓展。

5.3 管理啟示

第一，研究結果表明，指導關系對徒弟主動性行為具有顯著的促進作用，這意味著企業應積極構建指導關系體系，加強對徒弟的職業發展指導和心理支持，幫助徒弟做出更多的主動性行為。第二，研究揭示了工作繁榮在指導關系與徒弟主動性行為間的傳導作用，說明組織可通過提高徒弟的工作繁榮感，推動他們實施主動性行為。正如Brown等[28]指出，挑戰性的工作環境、信任關系、同事和主管的支持等情境特征是員工工作繁榮的重要前因。所以，關注徒弟職業發展，構建信任和尊重的組織氛圍，認可他們的能力和貢獻也是促進員工工作繁榮的有效方法。第三，研究還發現，學習目標導向對指導關系和徒弟工作繁榮間的關系具有正向的調節作用，這說明組織應區別對待不同目標導向的徒弟，注重個人需求與供給資源的匹配。具體來說，導師應給學習目標導向高的徒弟提供更多學習和發展的機會，指派挑戰性的工作任務，而為低學習目標導向的徒弟提供安全的工作環境，保證他們完成角色內的常規工作。

5.4 研究局限與展望

理論方面：第一，現有量表難以涵蓋中國新時代指導關系的內涵。動態化環境下，組織管理模式劇變，正式指導和非正式指導形式層出不窮，傳統的西方指導關系量表有待修正、完善。第二，尚未基于中國組織情境因素，探明指導關系對員工產生影響的機理機制。未來研究可以運用“關系”(guanxi)理論、依戀理論(attachment theory)考察組織-員工、導師-徒弟的依戀關系。此外，不但要考慮個體(導師和徒弟)的特質、態度行為差異，還應綜合考察徒弟感知到的指導關系差異，以更好地突顯中國文化中差序氛圍、“圈子文化”等特點。

研究設計方面：首先，本研究涉及的變量數據均來源于員工自我匯報，未來研究可采用自評和他評相結合的方式提高數據質量。其次，研究通過兩階段來收集數據，未來還可使用多時點縱向采集以提高研究結論的說服力。最后，研究數據均來源江西企業，今后可增加不同地區的樣本以增強研究的外部效度。