師徒關系對徒弟工作態度的作用機制： 來自元分析的證據

唐涵羽?李霞

摘 要 為厘清師徒關系對徒弟工作態度的作用機制和邊界條件，運用元分析方法對包含103項獨立研究、126個效應值及33617個研究樣本的101篇文獻進行了定量整合，結果表明：（1）徒弟組織支持感、自我效能感均能中介師徒關系對徒弟工作滿意度和組織承諾的正面影響。進一步通過中介效應差異檢驗發現，徒弟組織支持感的中介作用顯著大于徒弟自我效能感。同時，師徒關系也通過徒弟組織支持感、自我效能感的鏈式中介間接影響徒弟工作滿意度和組織承諾。（2）文化情境調節了師徒關系與徒弟工作態度的關系。具體來看，集體主義、高權力距離、長期導向文化中師徒關系對徒弟工作滿意度、組織承諾的積極影響強于個人主義、低權力距離、短期導向文化中師徒關系對二者的積極影響。以上結論不僅有助于深入理解師徒關系的積極作用，而且為師徒關系的實踐提供了一定的指導。

關鍵詞 師徒關系；工作態度；組織支持感；自我效能感；元分析

分類號 B849

DOI：10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2024.05.001

1 引言

在工作環境日益復雜和競爭愈發激烈的背景下，如何讓新員工快速融入組織成為組織亟須解決的重要問題，師徒關系是備受青睞的手段。在全球500強的企業中，已有70%左右的企業擁有師徒關系項目，如京東管培生導師制、華為全員導師制等（黎子森， 2018）。師徒關系對徒弟工作態度的影響一直是學界研究的焦點。雖然學界已進行了廣泛研究，但由于樣本數量、數據分析及研究背景等因素的不同，各單一研究結果間師徒關系的作用大小、顯著性仍存在較大差異（Baranik et al.， 2010; Kim et al.， 2015）。例如，基于角色壓力視角，Kim等（2015）發現師徒關系各維度均能較大提升徒弟工作滿意度和組織承諾，然而Baranik等（2010）在社會交換視角下發現，師徒關系對徒弟工作滿意度和組織承諾的影響相對有限。

元分析作為一種有效整合以往實證結果的定量研究方法，能夠改善估計特定變量關系的準確性，對于厘清研究間的差異具有重要意義。雖然國外學者（Allen et al.， 2004; Eby et al.， 2008; Eby et al.， 2013）針對師徒關系的后效進行了元分析研究，證明了師徒關系有助于改善徒弟的工作態度，并確定了其關系的強度，但是即有研究仍存在以下不足和拓展余地：（1）大多以2010年以前的英文文獻為研究對象，并且包含徒弟工作態度研究的樣本數量較少。隨著近年新文獻的增加，有必要對新近的研究做一些梳理和分析。（2）未考慮文化情境的差異。當不同研究效應值存在高度異質性時，探索潛在的調節變量就成了元分析尤其重要的任務（衛旭華， 2021）。以往相關元分析研究納入的大多是西方樣本，代表了西方情境下師徒關系的影響效果，因此在探索潛在調節變量時，往往忽略了文化情境的調節作用（Eby et al.， 2013）。從管理實踐-文化匹配理論的角度來看，管理實踐只有與組織所在的國家文化維度相合時，才能發揮出更大的效用（池毛毛等， 2021; 尹奎等， 2024）。大量學者也呼吁在元分析研究中將文化情境作為調節因素，探究不同文化情境下個體或團隊行為的差異（藍媛美等; 2022; 楊偉文， 李超平， 2021; 尹奎等， 2024）。近年來，國內學者也對師徒關系進行了較為深入的研究，并積累了一定的實證研究數據，為探索師徒關系的文化差異提供了良好的條件。因此有必要探索文化情境在師徒關系與徒弟工作態度中的調節作用，對二者的關系進行跨文化比較，以全面理解師徒關系的作用效果。（3）以往元分析只討論了師徒關系與相關變量之間的相關關系，缺乏對于影響機制的深入分析。盡管Eby等（2013）通過元分析對師徒關系的前因與結果變量進行了梳理和整合，提出了師徒關系的“輸入-過程-結果”模型，但依舊沒有進一步驗證師徒關系的中介機制。雖然有實證研究從認知和交換等不同視角探究了師徒關系的作用機制（童俊等， 2018; Yang et al.， 2022），但多數只考慮了單一中介作用，并且納入的樣本有限，具有一定的局限性。元分析結構方程模型是將元分析與結構方程模型相結合的一種統計方法，綜合了元分析與結構方程模型的優點，能夠基于大樣本檢驗多個變量間的關系并比較不同中介作用的大小。

鑒于此，本研究期望在以下兩個方面作出貢獻，一是運用元分析結構方程模型方法，從社會認知與社會交換視角出發，將徒弟自我效能感和組織支持感作為中介變量，探索師徒關系對徒弟工作態度（工作滿意度、組織承諾）的影響機制及其差異；二是將文化情境作為調節變量，探究師徒關系發揮作用的邊界條件。

2 文獻綜述與研究假設

2.1 相關概念界定

師徒關系的學術研究最早可以追溯到20世紀70年代。Levinson等（1978）的研究發現，多數職業成功的男性在職業發展的早期階段都受過他人的提攜與指導，并且這提升了其自尊與工作認同。自此，師徒關系引起了西方學者的研究興趣。Kram在1983年率先對師徒關系做了較為明確的定義。她認為師徒關系是一種人際互動關系，指組織中資歷較深者（師傅）向資歷較淺者（徒弟）提供職業指導和心理支持，從而幫助徒弟獲得成功。學者根據Kram的定義，將師徒關系劃分成二維結構或三維結構。其中二維結構包含職業發展和社會心理兩大功能，職業發展功能由贊助、教導、保護、展露和挑戰性安排五者構成，社會心理功能由接納和認可、角色模范、友誼和咨詢四者構成（Kram， 1983）。兩維度模型在后來得到了許多學者的驗證（趙書松等， 2017; Noe， 1988; Ragins & McFarlin， 1990）。Ragins 和Scandura則將二維度模型社會心理功能中的角色模范獨立出來，將師徒關系劃分為由職業支持、心理支持和角色模范構成的三維度模型（Ragins & Scandura， 1999）。這一結構劃分也得到了部分學者的支持（曾顥等， 2019; Lapointe & Vandenberghe， 2017; Weinberg & Lankau， 2011）。

工作態度是指個體對工作的評價，包含個體對工作的情感、信念以及依戀（Judge & Kammeyer-Mueller， 2012）。工作滿意度反映個體對工作的積極情感（Weiss， 2002），而組織承諾則是個體與組織之間的心理紐帶，具體表現為個體對組織的依戀、內化組織的價值和目標以及為組織付出努力的意愿（Judge & Kammeyer-Mueller， 2012）。從理論上看，工作滿意度和組織承諾包含了個體關于工作的情感、信念以及依戀，能較好地反映對工作態度的定義。從實際研究情況來看，Judge等（2017）認為工作滿意度和組織承諾是工作態度的主要表現形式，并通過文獻計量法發現二者是近年來學者最為關心的工作態度變量。再者，在以往元分析研究中，有學者將工作滿意度和組織承諾作為評價總體工作態度的指標（藍媛美等， 2022; Harrison et al.， 2006）。綜上，本研究選取徒弟工作滿意度和組織承諾作為衡量徒弟工作態度的變量。

2.3 師徒關系的作用機制

在Wanberg等（2003）提出的師徒關系動態過程模型中，師徒關系通過近端變量作用于遠端變量。其中近端變量包括徒弟的改變（認知學習、情感學習、社會關系等）、對師徒關系的滿意度；遠端變量包括徒弟工作態度、客觀職業成功等。國內學者進一步歸納了師徒關系的中介機制，提出了認知學習、交換、認同和情緒等影響路徑（曾顥， 趙曙明， 2017）。在此基礎上，通過梳理文獻，本研究發現現有關師徒關系作用機制的實證研究主要集中在社會認知視角和社會交換視角。認知視角主張師徒關系能夠提高徒弟的自我效能感，繼而影響徒弟職業成功等工作結果（童俊等， 2018; Day & Allen， 2004）。交換視角則認為，接受師傅的有益指導后，徒弟的組織支持感會提升，并因此產生回報師傅的責任感，從而有更好的工作表現（Park et al.， 2016; Yang et al.， 2022）。如前文所述，工作態度與組織承諾是工作態度的主要表現形式（Judge et al.， 2017），二者對于衡量員工的整體工作態度具有重要意義（Harrison et al.， 2006）。但是從上述中介機制出發，將徒弟工作滿意度、組織承諾作為結果變量的研究較少（Baluku et al.， 2020; Baranik et al.， 2010）。除此之外，現有研究大多是基于單一視角，缺乏對兩種中介機制的整合。

因此，本研究將借鑒Wanberg等（2003）提出的研究框架，參考曾顥和趙曙明（2017）歸納的中介機制，并結合現有研究情況，分別從認知視角與交換視角出發，選取徒弟自我效能感和組織支持感兩個中介變量探究師徒關系對徒弟工作態度（工作滿意度、組織承諾）的影響機制。

2.3.1 認知視角：自我效能感的中介作用

社會認知理論認為個體、環境和行動三者是相互作用、相互影響的。自我效能感是指個體與環境互動時形成的對自己能力的一種信念，它使個體有能力調動完成特定任務所需的動機和認知等資源，是社會認知理論的核心概念（Gielnik et al.， 2020），也是解釋師徒關系發揮作用的重要中介變量（韓翼等， 2013）。

師徒關系作為影響個體認知的環境變量，能夠通過三條途徑提升徒弟自我效能感：第一，師傅在師徒關系中往往起到角色模范的作用，為徒弟提供替代性成功經驗，促使其相信自己也有能力成功；第二，師傅對于徒弟表現的正面反饋與表揚；第三，當師傅給徒弟布置具有挑戰性的任務時，能夠增強徒弟對于自己能力的信心（Day & Allen， 2004; St-Jean & Tremblay， 2020）。根據社會認知理論，高自我效能感的員工往往能夠采取更加積極的應對方式，取得更好的工作績效和更多的職業發展機會，并因此形成更高水平的工作滿意度與組織承諾（Albrecht & Marty， 2020; Bargsted et al.， 2019; Downes et al.， 2021）。由此，本研究提出假設1：徒弟自我效能感能夠中介師徒關系與徒弟工作滿意度、組織承諾的關系。

2.3.2 交換視角：組織支持感的中介作用

社會交換理論指出員工與組織的關系往往遵循互惠原則，同樣為解釋師徒關系的作用機制提供了重要的理論基礎（Cropanzano & Mitchell， 2005）。組織支持感與領導成員交換均是衡量師徒關系中社會交換關系質量的重要因素（曾顥， 趙曙明， 2017; Baranik et al.， 2010; Scandura & Schriesheim， 1994）。考慮到師徒關系并不只存在于上下級之間，同輩師徒關系更是一種常見的形式，因此在交換視角下，本研究選取組織支持感作為中介變量。

組織支持感是指員工對于組織如何看待他們的貢獻并給予不同對待的一種總的知覺（Eisenberger et al.， 2020）。師徒關系往往是影響徒弟組織支持感的重要因素。在師徒關系中，師傅往往會被視為組織的代表（Orpen， 1997），因此徒弟會將師傅的個人行為上升到組織層面。通過接受來自師傅的職業指導和心理支持，徒弟往往能夠感知到組織對其的關心和善待，組織支持感的水平會因此得到提升。根據互惠原則，徒弟便會回饋更好的工作態度和行為（楊芳等， 2021; Yang et al.， 2022）。據此，本研究提出假設2：徒弟組織支持感能夠中介師徒關系與徒弟工作滿意度、組織承諾的關系。

2.3.3 兩種中介的比較

雖然自我效能感與組織支持感均能解釋師徒關系對徒弟工作態度的正面影響，但二者的作用大小可能存在差異。根據自我決定理論，個體具有自主、勝任和歸屬三種基本需求，當這三種基本需求得到滿足時，個體會有更好的工作表現（Deci et al.， 2017）。自我效能感反映了個體對自我能力的積極認知，因此與勝任需求聯系更為緊密。高組織支持感的個體往往對組織具有較高的認同度。同時，組織支持感也包括了員工所感知到的組織對其意見的關心與尊重（Eisenberger et al.， 2020）。因此，與自我效能感相比，組織支持感與自主、歸屬需求的聯系更為緊密（Van den Broeck et al.， 2016）。Van den Broeck等（2016）通過元分析的方法進一步證明，與勝任需求相比，自主與歸屬需求對員工工作態度的積極影響更強。實證研究也表明，自我效能感對員工行為和態度的影響具有一定的不確定性。ONeill 與Mone（1998）指出簡單提升員工自我效能感不一定會促使其改善工作態度，自我效能感對工作態度的作用還受到其他因素的影響，如職業機會和公平感知等。高自我效能感在某些特殊情況下甚至會助長員工的消極工作表現（張凱麗等， 2018）。最近一項研究發現，自我效能感和員工的任務績效呈倒U型關系，這說明在工作場所中過度自信可能會造成負面后果（李姍姍， 王海寧， 2023）。

綜上所述，本研究提出假設3：與徒弟自我效能感相比，徒弟組織支持感能更好地解釋師徒關系對徒弟工作滿意度及組織承諾的影響。

2.4 文化情境的調節效應

文化會影響個體的思維和行為方式。已有研究證明，員工的工作行為和態度受到文化情境的調節（藍媛美等， 2022; 楊偉文， 李超平， 2021; 尹奎等， 2024）。師徒關系的后效受文化情境的影響同樣得到了相關研究的支持（Baluku et al.， 2019）。在眾多文化差異理論中，Hofstede提出的六維文化價值模型在跨文化管理研究中的運用中較為廣泛。王佳燕等（2022）指出，個人-集體主義、權力距離與長期-短期導向三個維度在東西方文化差異中尤其明顯。因此，本研究聚焦于這三個維度，探究文化情境差異在師徒關系對徒弟工作態度影響中的調節作用。

個人-集體主義。在個人主義文化情境當中，社會與個體之間的聯結較為松散，個體更加注重自我利益，追求自主性和獨立性。相反，在集體主義文化情境當中，社會與個體之間的聯系較為緊密，個體注重族群內部的關系，對群體的依賴程度更高。群體內部成員會將群體利益放在首位，強調個體對群體的奉獻和服從。相應地，群體也會對個體成員提供更多的保護（Hofstede et al.， 2010）。因此，在集體主義文化中，徒弟更依賴師傅的指導，師徒關系對徒弟工作態度的正面影響更強。本研究由此提出假設4：個人-集體主義調節了師徒關系與徒弟工作滿意度及組織承諾的關系，集體主義情境下師徒關系對二者的正面影響強于個人主義情境。

權力距離。權力距離代表了個體對組織中權力分配不平等的接受程度。高權力距離文化情境下，個體對權威表現出更多的尊重、順從、忠誠和責任（Chen et al.， 2014）。師傅往往是組織中資歷較為豐富的員工，因此在某種程度上具有一定的權威性。所以，在權力距離較高的文化情境中，徒弟對師傅指導的接受性更高，師徒關系對徒弟工作態度的正面影響也越強。由此，本研究提出假設5：權力距離調節了師徒關系與徒弟工作滿意度及組織承諾的關系，高權力距離情境下師徒關系對二者的正面影響強于低權力距離情境。

長期-短期導向。在長期導向的文化情境中，個體往往會為未來做充分的準備，注重未來的回報，具有延遲滿足的特點。相反，短期導向文化情境中，個體追求即時滿足，注重當下的回報（Gu et al.， 2022）。根據師徒關系發展四階段特點，當進入培育階段時，即師徒關系形成的一年后，師傅的職業指導和社會支持作用一般才會發揮最大的功效（楊英， 龍立榮， 2006）。在長期導向文化中，徒弟會為了職業發展前景而更愿意接受師傅的長期指導，因此師徒關系的作用效果也會更好。綜上，本研究提出假設6：長期-短期導向調節了師徒關系與徒弟工作滿意度及組織承諾的關系，長期導向情境下師徒關系對二者的正面影響強于短期導向情境。

3 研究方法

3.1 文獻搜集與納入標準

本研究檢索的范圍主要涵蓋了中文數據庫與英文數據庫。其中中文數據庫包括中國知網、萬方、維普、中國優秀碩士學位論文全文數據庫、中國博士學位論文全文數據庫。英文數據庫包括了Web of Science、ScienceDirect、Wiley、EBSCO、Google Scholar、PsyArticles。中文文獻檢索關鍵詞為：“指導關系”“師徒關系”“指導功能”“導師制”“學徒制”“工作滿意度”“組織承諾”“情感承諾”“規范承諾”“持續承諾”“自我效能感”“組織支持感”。英文文獻檢索關鍵詞為“mentoring”“mentorship”“mentoring relationship”“coaching”“protég锓job satisfaction”“work satisfaction”“organizational commitment”“affective commitment”“continuance commitment”“normative commitment”“self-efficacy”“organizational support”。檢索的時間范圍為1992年1月～2022年12月。

根據元分析研究主題與要求，文獻的篩選標準如下：（1）須為實證研究，排除案例、綜述等非實證研究。（2）須對師徒關系進行問卷測量，剔除準實驗研究。（3）須包含樣本量大小、相關系數r或其他能夠轉化為相關系數的統計量（如t、SD、F值等）。（4）對于重復文獻，則選取報告更為詳細或發表在期刊上的文獻。最終滿足師徒關系與徒弟工作態度的直接效應與調節效應分析的文獻共有71 篇，其中英文55篇，中文16篇，效應值90個，樣本量18934人。此外，進行中介效應檢驗時還需要獲得其他變量間的相關系數。為此，本研究參照以往研究的做法（李超平等， 2023），從Kurtessis等（2017）的元分析研究中分別提取組織支持感與工作滿意度、組織承諾、自我效能感之間的相關系數，從Meyer等（2002）的元分析研究中獲得工作滿意度與組織承諾之間的相關系數。對于未找到相關系數的變量，如自我效能感與工作滿意度、組織承諾間的相關系數，本研究則通過補充收集的方式獲得所需文獻 30篇，并對其進行元分析以獲得相關系數。最終共獲得文獻101篇，其中英文71篇，中文30 篇，獨立研究103項，效應值 126個，樣本量共計33617人。文獻篩選流程見圖1。

3.2 文獻編碼

確定所需文獻之后采用Excel進行編碼。根據Lipsey 和Wilson提出的元分析編碼原則，選取樣本特征與效應值兩部分進行文獻編碼（Lipsey & Wilson， 2001）。其中樣本特征包含文章的作者、發表時間、樣本所屬國家、測量問卷信度等信息。效應值包括樣本量大小和相關系數r值。在編碼過程中進行如下操作：（1）當文獻包含多個獨立樣本時，對獨立樣本進行分開編碼。（2）若文獻報告了師徒關系與各變量不同維度間的相關系數，則使用Hunter和Schmidt（2004）提出的公式：

獲得相關系數的組合效應值。（3）對于縱向研究，則按首次測量結果編碼（張亞利等， 2021）。（4）采用Hofstede等（2010）的文化價值觀調查數據，對其中的個人主義指數、權力距離指數和長期導向指數編碼，各指數分值均在0～100。個人主義指數越高，代表該國家越偏向個人主義文化；權力距離指數越高，代表越偏向高權力距離文化；長期導向指數越高，則代表越偏向長期導向文化。兩名編碼者按照上述步驟獨立編碼，在編碼過程中對不一致之處進行協商討論，最終達成一致結果。

3.3 元分析過程

發表偏倚檢驗：本研究采用失安全系數（Fail-safe N）判斷是否存在嚴重的發表偏倚。失安全系數是指需要多少無效結果的未發表研究，才能使本次元分析結果不成立（衛旭華，2021）。結果表明，各組間的失安全系數均遠大于臨界值5K+ 10（K代表效應值個數），說明不存在嚴重的發表偏倚。

異質性分析與模型選定：在異質性分析中，若Q檢驗的結果顯著（p<0.05），則表明存在異質性。當Q檢驗結果顯著且I2 >75%時，選用隨機效應模型；反之，則選用固定效應模型（衛旭華， 2021）。結果顯示各組間的Q值均顯著且I2均大于75%，因此，在接下來的分析中均采用隨機效應模型更具合理性。

直接效應分析：本研究選用相關系數作為效應值，并對其進行信度測量誤差修正，得到真實相關系數，對于少數未報告信度的文獻，采用加權平均信度替代（李超平等， 2023; Hunter & Schmidt， 2004）。本研究采用Hunter和Schmidt的效應值合并方法，使用R4.2.2中的Psychmeta包完成直接效應檢驗。最后同時報告未經信度修正的樣本加權平均效應值、信度修正后的樣本加權平均效應值和其95%的置信區間、80%的可信區間。

中介效應分析：使用lavaan包完成結構方程模型元分析，實現路徑分析與中介效應的檢驗。研究遵循兩階段結構方程模型的思想進行分析。第一階段，通過元分析得到變量間的相關系數矩陣。第二階段，使用相關系數矩陣擬合結構方程模型，將相關矩陣中各效應值樣本量的調和平均數作為結構方程模型的樣本量（衛旭華， 2021）。

調節效應分析：對于文化情境差異，本研究通過元回歸分析完成其調節效應檢驗，當回歸系數顯著時，表明調節效應成立。

4 研究結果

4.1 直接效應分析

師徒關系與徒弟工作態度關系的直接效應分析結果見表1。師徒關系與徒弟工作滿意度、組織承諾呈中等程度正相關（=0.47、0.47）。師徒關系與徒弟自我效能感、組織支持感兩個中介變量也均呈顯著正相關（95%CI不包含0），為后續中介效應的分析奠定了基礎。

4.2 中介效應分析

研究根據兩階段結構方程模型進行中介效應檢驗。第一階段根據直接效應分析結果和提取的以往元分析中的效應值構建變量間的相關系數矩陣，如表2所示。結構方程模型的樣本量N=7063。第二階段將聯合相關矩陣帶入結構方程模型，將徒弟自我效能感、組織支持感作為中介變量進行模型擬合。研究分別擬合了部分中介和完全中介模型（見表3），結果發現完全中介模型的擬合度優于部分中介模型，且二者差異顯著，因此采用完全中介模型。

此外，為了比較兩個中介變量的差異，本研究參照Zhang（2019）等的方法，在完全中介模型的基礎上，對相關路徑進行約束，結果見表3。與模型1相比，模型3擬合度較差，說明兩個中介變量到工作滿意度的路徑不等。進一步在模型3的基礎上擬合模型4，發現模型4擬合度也較差，說明兩個中介變量的效應存在差異。類似地，將模型5、6與模型1進行對比，均發現它們的擬合度較差，也證明中介效應存在差異。

路徑系數見圖2。進一步采用sobel法進行中介效應檢驗，并用蒙特卡洛模擬法重復抽樣20000次，估計其95%的置信區間（Preacher & Selig， 2012），結果見表4。徒弟自我效能感對徒弟工作滿意度、組織承諾的個別中介效應分別為0.12、0.13；徒弟組織支持感對徒弟工作滿意度、組織承諾的個別中介效應分別為0.34、0.36（95%CI不包含0）。由此可見，徒弟自我效能感、組織支持感均能中介師徒關系對徒弟工作滿意度、組織承諾的正面影響，假設1、2得到驗證。此外，在師徒關系對徒弟工作滿意度、組織承諾的影響中，徒弟組織支持感和徒弟自我效能感中介效應差異的效應值分別為0.22、0.23（95%CI不包含0），均達到顯著程度。因此，假設3得到驗證，徒弟組織支持感的中介效應大于徒弟自我效能感。

4.3 補充分析：鏈式中介效應

以上內容重點分析了徒弟自我效能感、組織支持感在師徒關系與徒弟工作態度間的平行中介效應，借鑒黃勇等（2022）的做法，本研究進一步探討徒弟組織支持感、自我效能感在師徒關系與徒弟工作態度間的鏈式中介效應。

在師徒關系中，師傅往往會給予徒弟職業指導與心理支持，因此師徒關系往往也被視作實際組織支持，能夠提升徒弟組織支持感（Baranik et al.， 2010; Takeuchi et al.， 2021）。根據組織支持理論，組織支持感能夠通過滿足個體自我提升的需求（如個體能力或價值觀得到認可），從而提高對組織的認同，最終促進個體積極的工作結果（Kurtessis et al.， 2017; Takeuchi et al.， 2021）。有實證研究表明，組織支持感能夠通過提升個體自我效能感提高工作投入水平，從而有利于個體績效與工作態度的改善（Caesens & Stinglhamber， 2014）。根據以上邏輯，師徒關系作為實際支持，首先能夠增進徒弟組織支持感，提升徒弟自我效能感，滿足徒弟自我提升的需求，進而促進徒弟工作態度的改善。因此，師徒關系可通過徒弟組織支持感和徒弟自我效能感的鏈式中介機制間接影響徒弟工作滿意度和組織承諾。

基于此，本研究通過表2的相關系數矩陣，擬合了4個鏈式中介模型。模型1為完全鏈式中介模型（χ2/df=1516.99，CFI=0.52，RMSEA=0.46，SRMR=0.29），模型2增加了組織支持感到徒弟工作態度的路徑（χ2/df=369.72，CFI=0.93，RMSEA=0.23，SRMR=0.09），模型3在模型1的基礎上增加了師徒關系與徒弟工作態度的直接效應（χ2/df=2059，CFI=0.61，RMSEA=0.54，SRMR=0.19），模型4在模型2的基礎上增加了師徒關系與徒弟工作態度的直接效應（χ2/df=1078.36，CFI=0.93，RMSEA=0.39，SRMR=0.09）。結果顯示模型2的擬合度最優，因此采用模型2作為最終模型，鏈式中介效應路徑系數見圖3。同樣采用sobel法進行鏈式中介效應檢驗，并用蒙特卡洛模擬法重復抽樣20000次，估計其95%的置信區間（Preacher & Selig， 2012）。結果表明，徒弟組織支持感和徒弟自我效能感在師徒關系與徒弟工作滿意度、組織承諾之間的鏈式中介效應分別為0.02（95%CI=［0.015， 0.024］）、0.022（95%CI=［0.017， 0.027］）。這表明，師徒關系能夠通過徒弟組織支持感和徒弟自我效能感的鏈式中介作用間接影響徒弟工作滿意度與組織承諾。

4.4 調節效應分析

文化情境的調節效應檢驗結果見表5。在師徒關系對徒弟工作滿意度的影響中，個人主義、權力距離、長期導向的調節效應均顯著（b=-0.004、0.008、0.004，95%CI不包含0）。說明在低個人主義（高集體主義）、高權力距離、長期導向的文化情境下，師徒關系對徒弟工作滿意度的正面影響更強。同樣地，在師徒關系對徒弟組織承諾的影響中，三者的調節效應顯著（b=-0.002、0.004、0.003，95%CI不包含0），即低個人主義（高集體主義）、高權力距離、長期導向的文化情境下，師徒關系對徒弟組織承諾的正面影響也更強。至此，假設4、5、6分別得到了驗證。

5 討論

與以往元分析不同，本研究從社會認知與社會交換的視角綜合分析了師徒關系對徒弟工作態度的影響機制。中介效應分析顯示，師徒關系通過促進徒弟自我效能感和提高徒弟的組織支持感對徒弟工作態度產生積極影響，二者起到部分中介作用。參與師徒制的員工，其自信度往往會得到提高，對組織有更深刻的理解，并且也能夠感受到組織的關心、尊重和信任，從而改善工作態度。

此外，本研究還表明，徒弟組織支持感的中介作用顯著大于徒弟自我效能感。造成差異的原因主要在于兩方面：一是路徑分析結果表明，徒弟組織支持感對徒弟工作滿意度和組織承諾的影響遠大于徒弟自我效能感。這一結果與假設3中的論述一致。二是研究也發現師徒關系對徒弟組織支持感的影響大于徒弟自我效能感。有縱向研究結果顯示，對于低學習目標導向型的徒弟而言，師徒關系對徒弟創業自我效能感的影響是短暫的，一旦師徒關系結束，其創業自我效能感會迅速降低（St-Jean & Tremblay， 2020）。因此，想要維持徒弟較高水平的自我效能感，往往需要師傅的長期支持。另外，有元分析的結果也顯示，師徒關系中只有心理支持維度與徒弟自我效能感呈顯著正相關（Eby et al.， 2013）。由此可以看出，師徒關系對徒弟自我效能的影響是相對有限的。與徒弟自我效能感相比，徒弟組織支持感的形成機制則相對簡單。組織支持理論認為，組織支持感主要受組織公平、領導支持、組織獎賞和工作條件四種因素的影響（Eisenberger et al.， 2020）。事實上，員工會認為組織分配導師是在為其創造良好的工作條件，同時也能感受到領導的關心，組織支持感由此形成。除此之外，師徒關系也會讓徒弟感知到組織對待員工一視同仁，擁有平等的職業發展機會，進而產生公平感（Ivey & Dupré， 2022）。因此，師徒關系對于徒弟組織支持感的促進作用大于徒弟自我效能感。

調節變量方面，本研究證實了在不同文化的影響下，師徒關系的作用存在較大差異。具體來說，在集體主義、高權力距離和長期導向的文化中，師徒關系對徒弟工作態度的正面影響更強。Janssen等（2014）認為渴望與其他個體建立緊密關系也是師徒雙方提供或接受指導的一種重要動機。在集體主義的“人情社會”背景下，這種動機更強，師傅的指導效果因此會更好。另外，在集體主義文化中，個體更加重視群體關系與群體利益。出于維護組織整體利益的考量，師傅也會更愿意為徒弟提供幫助。因此，師徒關系的效果更好。

值得注意的是，以往有研究發現，權力距離往往在師徒關系對徒弟心理安全感的影響中產生負向調節效應，即高權力距離下，二者的關系會減弱（Chen et al.， 2014）。這說明，在某些情況下，高權力距離文化也會對師徒關系的積極作用產生負面效應。未來的研究可以對此加以驗證和探討。除此之外，對于長期導向文化而言，個體更偏向于追求長遠的收益，關心未來的職業發展。有研究表明，師徒關系對師傅的職業發展也會產生積極影響（Ghosh & Reio， 2013）。因此，受長期導向文化的影響，師徒雙方都愿意為了未來的職業收益而建立起一段穩固的關系，從而有利于發揮師徒關系的正面影響。

6 總結與展望

6.1 理論貢獻

首先，與以往元分析研究相比，本研究還納入了2010年后的中英文獻，補充和豐富了既有的研究。其中，師徒關系與徒弟工作滿意度的相關性為0.47，高于Kammeyer-Mueller 和 Judge（2008）研究中二者的相關性（=0.30）。這可能是因為本研究納入了更多不同文化情境的樣本，導致二者的相關性有所上升，進一步證明了師徒關系在改善員工工作態度方面發揮較大的作用。其次，明晰了師徒關系發揮作用的中介機制。雖然已有研究探究了學者對師徒關系的作用機制，但是大多數局限于單一視角（Day & Allen， 2004; Yang et al.， 2022），容易引發“似是而非”（Specious mediators problem）的中介問題（李超平等， 2023; Zhang et al.， 2019）。本研究則分別從社會交換與社會認知視角整合了組織支持感和自我效能感兩種中介，明晰了二者的區別與聯系。最后，本研究拓展了師徒關系與徒弟工作態度關系的邊界條件，證明了文化情境對師徒關系作用的效果有顯著影響，為后續師徒關系的跨文化研究提供了較好的借鑒。

6.2 實踐貢獻

本研究的結論有助于組織與管理者深化對師徒關系積極作用的認識。一方面，研究結果表明師徒關系與徒弟工作滿意度、組織承諾呈現出較高的相關性。所以，組織應該建立起完備的師徒制，將師徒制作為人力資源管理的重要手段。另一方面，本研究發現，相較于徒弟自我效能感，徒弟組織支持感更能揭示師徒關系對徒弟工作態度的正面影響。因此，師徒制項目除了要提升徒弟個人能力外，還應重點建立徒弟與組織間良好的交換關系，提升徒弟組織支持感。在選拔方面，組織不僅要善用技能與經驗豐富的師傅，更要注重師傅對組織的代表性。此外，中國作為一個集體主義、高權力距離、長期導向型的國家，對師徒制的運用往往能夠收到事半功倍的效果，因此更需要建立完備的師徒制體系，同時融入傳統儒家文化，加強徒弟、師傅和組織三者的聯結。

6.3 研究局限與展望

盡管本研究對師徒關系的作用機制與邊界條件進行了較為深入的分析，但也存在著一定的局限性。第一，受限于已有相關師徒關系實證研究成果，沒有進一步比較師徒關系不同維度對徒弟工作態度的影響。隨著師徒關系研究成果的豐富， 今后研究可以對此進行完善。第二，在調節變量方面，本研究只考慮了文化情境。有研究表明師徒相似性會顯著影響師傅的指導意愿，進而對指導效果產生影響（李霞等， 2018）。受制于所納入文獻，本研究并沒有將其作為調節變量，未來的研究可以用元分析的方法對此進行檢驗。第三，近年來，也出現了更多研究師徒關系的新視角，如烙印理論和情緒理論等（曾顥， 趙曙明， 2017），未來研究者可以探索不同影響機制間的內在聯系，以豐富師徒關系作用的理論解釋。

7 結論

本研究得到以下結論：（1）徒弟組織支持感、自我效能感均能中介師徒關系對徒弟工作滿意度、組織承諾的影響，且徒弟組織支持感的中介效應顯著大于徒弟自我效能感的中介效應。（2）文化情境（個人-集體主義、權力距離、長-短期導向）在師徒關系對徒弟工作滿意度、組織承諾的影響中發揮顯著的調節作用。

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