广东省现代学徒制师徒关系对学徒主观幸福感的影响

胡子瑜

（广州番禺职业技术学院，广东 广州 511400）

1 引言

师徒关系是影响现代学徒制实施的基本要素，近几年现代学徒制师徒关系成为研究热点，主要集中于从制度完善、校企合作、组织绩效等角度阐述师徒关系中存在的问题及对策（Wanberg，Welsh &Hezlett，2003；韦世友，2018）。将师徒关系作为前因变量，以学徒为结果变量研究工作绩效的较少，关于内在驱动的要素，比如幸福感的研究则少之又少。现代学徒制学徒边工作边学习（赵鹏飞，2014），承受着学业和与工作带来的双重压力。对他们而言，心理健康教育尤其是主观幸福感显得尤其重要（周正,李健，2010）。良好的师徒关系，有助于学徒化解负面情绪，提升他们的主观幸福感（赖晓红，2005；蒙俊健，2012），进而帮助他们更好地面对将来的学习和工作（李铭洁，2019）。

本文通过问卷调查方法，选取广东省三所高职院校在岗的216名现代学徒制学生为调查对象，探究现代学徒制师徒关系对学徒主观幸福感的影响。

2 研究假设和理论框架

现代学徒制师徒关系是企业师傅与学生（学徒）间形成的一种基于伦理道德规范的教育关系、生产中的互动关系及私人交往关系等的总称（陈旭，2017）。

个体与所在工作场所产生的交互作用会为个体及组织带来积极的或消极的影响作用。Thorndike（1934）用职业满意度来评价职业成功，也是最早对职业成功进行研究的学者。Greenhaus 等（1990）指出，职业成功是个体对工作的满意度，反映个体在工作经验中积累的积极心理或期望职业成就的达成情况（Seibert，et al.,2001；Ng，et al.，2005；闫 文 昊 ，2018）。在无边界生涯时代，主观评价标准比客观标准更为重要（Weick，1996；Heslin，2005）。因此，本文采用主观职业成功。Diener（1984，1997）认为主观幸福感即个体依据自己对生活的预期规划，对其生活状态的总体上的评价。主观幸福感反映了个体在社会生活中的适应状态（Diener，Oishi，et al，2003；丁新华&王极盛，2004）。

2.1 研究假设

（1）师徒关系与学徒主观幸福感的关系。师徒关系在职业期望、职业满意度、生活满意度等方面都有可能对学徒产生影响（Allen，et al.，2008；Eby，et al.，2008；Underhill，2006）。现代学徒制师徒关系不仅体现教育关系，还体现了生产中的互动关系（陈明昆，2016）。在互动中，师傅与学徒建立“朋友”关系（Williams、Ratima & Grant、Holland，2013），给予学徒更多心理上和经历上的帮助（Ragins，1990；Russell& Adams，1997；关晶，2019）。幸福感是个体按照自定的标准对生活质量做出的整体性评价（Wang,Mei, Tian，& Huebner，2016）。良好的人际关系满意度能够提升大学生的主观幸福感（张灵，郑雪，等，2007）。现代学徒制的在岗学徒正处于事业初创期，他们的生活质量和身心健康水平代表着他们的主观幸福感水平（李铭洁，2019）。一般来说，个体对生活的满意度越高，主观幸福感就会越强烈（郭翠兰，2009）。幸福感较高的青少年比同龄人体验到更高的生活满意度并且对未来生活抱有更高的期望（Eryilmaz, 2011）。基于此，提出假设1：

H1：师徒关系和学徒的主观幸福感呈显著正相关。

（2）职业成功对师徒关系和主观幸福感的部分中介作用。职业成功是个体加入组织最重视的因素（Cappelli，2000），关系到个体的职业成长（Ng，et al.，2005）。主观职业成功是个体对工作的满意度，反映了个体对自身实际或期望的职业成就情况，据此开发的衡量标准称之为职业满意度量表（Greenhaus等，1990；Boudreau&Seibert，2001）。良好的人际关系对个体职业发展前景或职业成功有重要影响。人际关系通过影响社会资本影响一个人的成就（Column，1988）。成员的交换关系对职业成功有显著影响（王牟，2009）。其中，师徒关系对学徒的职业成功显著正向相关（童俊，王凯，韩翼，2018）。师徒之间的互动频率、互动质量与徒弟工作满意度正相关，师徒间的互动频率或者互动质量越高，徒弟的工作满意度也越高（Ensher & Murphy，1997）。通过比较研究发现，相对于没有师傅指导的员工而言，有师傅的员工会获得更多积极的内在成果，比如：更高的职业满意度、工作满意度等。良好的师徒关系不仅有助于徒弟获得支持、庇护和提供信息支持，也增强了徒弟的职业期望和满意度（Allen et al.，2004；周小虎等，2009）。基于此，提出假设2：

H2：职业成功对师徒关系和学徒主观幸福感起到部分中介作用。

2.2 理论模型

依据对文献的整理和相关变量之间的假设关系，构建本文的概念模型，如图1所示。

图1 师徒关系与学徒主观幸福感的概念模型

3 研究方法

3.1 数据来源

本文面向广东省高职院校在岗的现代学徒制学生，通过广州番禺职业技术学院、佛山职业技术学院、东莞职业技术学院三所学校的校内班级指导老师发放问卷。一共发放226 份问卷，回收问卷216份，回收率95.58%，其中有效问卷213 份，有效率98.61%。

3.2 变量的测量

根据研究目的和研究思路，基于国内外学者的研究成果，设计了本文的问卷。

（1）师徒关系量表。本文采用陈旭关于现代学徒制师徒关系的量表，共6 个项目，典型的测量条目如“在对你平时的教育过程中，师傅会主动向你演示操作示范”，“在对你平时的教育过程中，师傅会和你讨论职业生涯发展问题”。

（2）主观幸福感量表。本文采用Diener、Emmons、Larsen 和Griffin（1985）开发的量表来测量在工作场所中的整体生活满意度。典型的测量条目如“在公司中，我的生活接近于理想状态”和“我非常满意我的公司中的整体生活”。

（3）职业成功量表。本文使用Greenhaus 等（1990）开发的量表，共5 个题目，这也是目前最常用的量表，主要表达徒弟的职业满意度。典型的测量条目如“我很满意在晋升方面已经取得的进步”，“我很满意在我的职业生涯中已经取得的成功”。

3.3 数据处理与分析

（1）受访者的基本特征。从表1 的结果可以看出，受访的学徒男女比例较为均衡。

（2）调研问卷信效度分析。描述性统计变量、信度和效度见表2、表3。表2 中峰度和偏度均小于3，说明样本数据符合正态分布。Alpha＞0.85，组合信度CR＞0.85 说明该测验的结果内部一致性高。平均提取方差（AVE）＞0.5，说明效度通过检验。

通过SmartPLS软件运行模型，路径系数如图2所示。图2显示，师徒关系和主观幸福感之间存在显著正相关（0.168，p＜0.05），验证了假设H1 成立。师徒关系、职业成功、人-组织匹配和主观幸福感之间具有显著的正相关（p＜0.05），这一结果为相关变量之间中介效应的检验提供了必要前提。

表1 受访学徒基本特征

表2 描述性统计结果

表3 模型的信度和效度

图2 人-组织匹配和职业成功对师徒关系和主观幸福感关系的中介效应

运用边缘检验检测中介作用，具体数据见表4。t＞1.96，说明存在中介作用。调解效果差异的值在0.2-0.8之间，说明假设H2的中介作用显著。

表4 中介效应边缘检验

4 结论与讨论

本文将学徒工作的主要内在驱动力—主观幸福感作为结果变量，理论分析师徒关系对学徒主观幸福感的影响。

本文研究结果表明，师徒关系直接影响学徒的主观幸福感，并且通过职业成功影响学徒的主观幸福感。正如Dittmar（2014）研究结果所显示的，客观因素对幸福感的影响存在诸如人-组织匹配、主观职业成功等心理变量的中介传导作用。因此，师徒关系的互动频率越高、互动质量越高时，学徒们的幸福感也较强；学徒对工作的满意度越高时，学徒感受到的幸福感也越高。

这个研究结果为校企双方更合理的激励学徒提供了科学依据。学徒进入工作岗位，面临新的环境，一方面要适应新的社会环境、适应工作环境，另一方面在工作之余还要继续完成学业。这要求学徒把握好工作-学业的平衡，在追求职业成功的同时，积极维护良好的师徒关系，与组织内部的同事和领导和谐相处，顺利完成学业。

以上结果为人力资源管理实践提供了启示。师傅和企业管理者不仅要关心学徒们的工作，还应该为学徒们的学业“减负”，实施降低学徒企业员工角色超载的管理策略，如提供休假机会、帮助学徒在工作场所附近完成课程学习，有助于凸显企业的引导与调节作用。