师徒关系对徒弟工作态度的作用机制： 来自元分析的证据

唐涵羽?李霞

摘 要 为厘清师徒关系对徒弟工作态度的作用机制和边界条件，运用元分析方法对包含103项独立研究、126个效应值及33617个研究样本的101篇文献进行了定量整合，结果表明：（1）徒弟组织支持感、自我效能感均能中介师徒关系对徒弟工作满意度和组织承诺的正面影响。进一步通过中介效应差异检验发现，徒弟组织支持感的中介作用显著大于徒弟自我效能感。同时，师徒关系也通过徒弟组织支持感、自我效能感的链式中介间接影响徒弟工作满意度和组织承诺。（2）文化情境调节了师徒关系与徒弟工作态度的关系。具体来看，集体主义、高权力距离、长期导向文化中师徒关系对徒弟工作满意度、组织承诺的积极影响强于个人主义、低权力距离、短期导向文化中师徒关系对二者的积极影响。以上结论不仅有助于深入理解师徒关系的积极作用，而且为师徒关系的实践提供了一定的指导。

关键词 师徒关系；工作态度；组织支持感；自我效能感；元分析

分类号 B849

DOI：10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2024.05.001

1 引言

在工作环境日益复杂和竞争愈发激烈的背景下，如何让新员工快速融入组织成为组织亟须解决的重要问题，师徒关系是备受青睐的手段。在全球500强的企业中，已有70%左右的企业拥有师徒关系项目，如京东管培生导师制、华为全员导师制等（黎子森， 2018）。师徒关系对徒弟工作态度的影响一直是学界研究的焦点。虽然学界已进行了广泛研究，但由于样本数量、数据分析及研究背景等因素的不同，各單一研究结果间师徒关系的作用大小、显著性仍存在较大差异（Baranik et al.， 2010; Kim et al.， 2015）。例如，基于角色压力视角，Kim等（2015）发现师徒关系各维度均能较大提升徒弟工作满意度和组织承诺，然而Baranik等（2010）在社会交换视角下发现，师徒关系对徒弟工作满意度和组织承诺的影响相对有限。

元分析作为一种有效整合以往实证结果的定量研究方法，能够改善估计特定变量关系的准确性，对于厘清研究间的差异具有重要意义。虽然国外学者（Allen et al.， 2004; Eby et al.， 2008; Eby et al.， 2013）针对师徒关系的后效进行了元分析研究，证明了师徒关系有助于改善徒弟的工作态度，并确定了其关系的强度，但是即有研究仍存在以下不足和拓展余地：（1）大多以2010年以前的英文文献为研究对象，并且包含徒弟工作态度研究的样本数量较少。随着近年新文献的增加，有必要对新近的研究做一些梳理和分析。（2）未考虑文化情境的差异。当不同研究效应值存在高度异质性时，探索潜在的调节变量就成了元分析尤其重要的任务（卫旭华， 2021）。以往相关元分析研究纳入的大多是西方样本，代表了西方情境下师徒关系的影响效果，因此在探索潜在调节变量时，往往忽略了文化情境的调节作用（Eby et al.， 2013）。从管理实践-文化匹配理论的角度来看，管理实践只有与组织所在的国家文化维度相合时，才能发挥出更大的效用（池毛毛等， 2021; 尹奎等， 2024）。大量学者也呼吁在元分析研究中将文化情境作为调节因素，探究不同文化情境下个体或团队行为的差异（蓝媛美等; 2022; 杨伟文， 李超平， 2021; 尹奎等， 2024）。近年来，国内学者也对师徒关系进行了较为深入的研究，并积累了一定的实证研究数据，为探索师徒关系的文化差异提供了良好的条件。因此有必要探索文化情境在师徒关系与徒弟工作态度中的调节作用，对二者的关系进行跨文化比较，以全面理解师徒关系的作用效果。（3）以往元分析只讨论了师徒关系与相关变量之间的相关关系，缺乏对于影响机制的深入分析。尽管Eby等（2013）通过元分析对师徒关系的前因与结果变量进行了梳理和整合，提出了师徒关系的“输入-过程-结果”模型，但依旧没有进一步验证师徒关系的中介机制。虽然有实证研究从认知和交换等不同视角探究了师徒关系的作用机制（童俊等， 2018; Yang et al.， 2022），但多数只考虑了单一中介作用，并且纳入的样本有限，具有一定的局限性。元分析结构方程模型是将元分析与结构方程模型相结合的一种统计方法，综合了元分析与结构方程模型的优点，能够基于大样本检验多个变量间的关系并比较不同中介作用的大小。

鉴于此，本研究期望在以下两个方面作出贡献，一是运用元分析结构方程模型方法，从社会认知与社会交换视角出发，将徒弟自我效能感和组织支持感作为中介变量，探索师徒关系对徒弟工作态度（工作满意度、组织承诺）的影响机制及其差异；二是将文化情境作为调节变量，探究师徒关系发挥作用的边界条件。

2 文献综述与研究假设

2.1 相关概念界定

师徒关系的学术研究最早可以追溯到20世纪70年代。Levinson等（1978）的研究发现，多数职业成功的男性在职业发展的早期阶段都受过他人的提携与指导，并且这提升了其自尊与工作认同。自此，师徒关系引起了西方学者的研究兴趣。Kram在1983年率先对师徒关系做了较为明确的定义。她认为师徒关系是一种人际互动关系，指组织中资历较深者（师傅）向资历较浅者（徒弟）提供职业指导和心理支持，从而帮助徒弟获得成功。学者根据Kram的定义，将师徒关系划分成二维结构或三维结构。其中二维结构包含职业发展和社会心理两大功能，职业发展功能由赞助、教导、保护、展露和挑战性安排五者构成，社会心理功能由接纳和认可、角色模范、友谊和咨询四者构成（Kram， 1983）。两维度模型在后来得到了许多学者的验证（赵书松等， 2017; Noe， 1988; Ragins & McFarlin， 1990）。Ragins 和Scandura则将二维度模型社会心理功能中的角色模范独立出来，将师徒关系划分为由职业支持、心理支持和角色模范构成的三维度模型（Ragins & Scandura， 1999）。这一结构划分也得到了部分学者的支持（曾颢等， 2019; Lapointe & Vandenberghe， 2017; Weinberg & Lankau， 2011）。

工作态度是指个体对工作的评价，包含个体对工作的情感、信念以及依恋（Judge & Kammeyer-Mueller， 2012）。工作满意度反映个体对工作的积极情感（Weiss， 2002），而组织承诺则是个体与组织之间的心理纽带，具体表现为个体对组织的依恋、内化组织的价值和目标以及为组织付出努力的意愿（Judge & Kammeyer-Mueller， 2012）。从理论上看，工作满意度和组织承诺包含了个体关于工作的情感、信念以及依恋，能较好地反映对工作态度的定义。从实际研究情况来看，Judge等（2017）认为工作满意度和组织承诺是工作态度的主要表现形式，并通过文献计量法发现二者是近年来学者最为关心的工作态度变量。再者，在以往元分析研究中，有学者将工作满意度和组织承诺作为评价总体工作态度的指标（蓝媛美等， 2022; Harrison et al.， 2006）。综上，本研究选取徒弟工作满意度和组织承诺作为衡量徒弟工作态度的变量。

2.3 师徒关系的作用机制

在Wanberg等（2003）提出的师徒关系动态过程模型中，师徒关系通过近端变量作用于远端变量。其中近端变量包括徒弟的改变（认知学习、情感学习、社会关系等）、对师徒关系的满意度；远端变量包括徒弟工作态度、客观职业成功等。国内学者进一步归纳了师徒关系的中介机制，提出了认知学习、交换、认同和情绪等影响路径（曾颢， 赵曙明， 2017）。在此基础上，通过梳理文献，本研究发现现有关师徒关系作用机制的实证研究主要集中在社会认知视角和社会交换视角。认知视角主张师徒关系能够提高徒弟的自我效能感，继而影响徒弟职业成功等工作结果（童俊等， 2018; Day & Allen， 2004）。交换视角则认为，接受师傅的有益指导后，徒弟的组织支持感会提升，并因此产生回报师傅的责任感，从而有更好的工作表现（Park et al.， 2016; Yang et al.， 2022）。如前文所述，工作态度与组织承诺是工作态度的主要表现形式（Judge et al.， 2017），二者对于衡量员工的整体工作态度具有重要意义（Harrison et al.， 2006）。但是从上述中介机制出发，将徒弟工作满意度、组织承诺作为结果变量的研究较少（Baluku et al.， 2020; Baranik et al.， 2010）。除此之外，现有研究大多是基于单一视角，缺乏对两种中介机制的整合。

因此，本研究将借鉴Wanberg等（2003）提出的研究框架，参考曾颢和赵曙明（2017）归纳的中介机制，并结合现有研究情况，分别从认知视角与交换视角出发，选取徒弟自我效能感和组织支持感两个中介变量探究师徒关系对徒弟工作态度（工作满意度、组织承诺）的影响机制。

2.3.1 认知视角：自我效能感的中介作用

社会认知理论认为个体、环境和行动三者是相互作用、相互影响的。自我效能感是指个体与环境互动时形成的对自己能力的一种信念，它使个体有能力调动完成特定任务所需的动机和认知等资源，是社会认知理论的核心概念（Gielnik et al.， 2020），也是解释师徒关系发挥作用的重要中介变量（韩翼等， 2013）。

师徒关系作为影响个体认知的环境变量，能够通过三条途径提升徒弟自我效能感：第一，师傅在师徒关系中往往起到角色模范的作用，为徒弟提供替代性成功经验，促使其相信自己也有能力成功；第二，师傅对于徒弟表现的正面反馈与表扬；第三，当师傅给徒弟布置具有挑战性的任务时，能够增强徒弟对于自己能力的信心（Day & Allen， 2004; St-Jean & Tremblay， 2020）。根据社会认知理论，高自我效能感的员工往往能够采取更加积极的应对方式，取得更好的工作绩效和更多的职业发展机会，并因此形成更高水平的工作满意度与组织承诺（Albrecht & Marty， 2020; Bargsted et al.， 2019; Downes et al.， 2021）。由此，本研究提出假设1：徒弟自我效能感能够中介师徒关系与徒弟工作满意度、组织承诺的关系。

2.3.2 交换视角：组织支持感的中介作用

社会交换理论指出员工与组织的关系往往遵循互惠原则，同样为解释师徒关系的作用机制提供了重要的理论基础（Cropanzano & Mitchell， 2005）。组织支持感与领导成员交换均是衡量师徒关系中社会交换关系质量的重要因素（曾颢， 赵曙明， 2017; Baranik et al.， 2010; Scandura & Schriesheim， 1994）。考虑到师徒关系并不只存在于上下级之间，同辈师徒关系更是一种常见的形式，因此在交换视角下，本研究选取组织支持感作为中介变量。

组织支持感是指员工对于组织如何看待他们的贡献并给予不同对待的一种总的知觉（Eisenberger et al.， 2020）。师徒关系往往是影响徒弟组织支持感的重要因素。在师徒关系中，师傅往往会被视为组织的代表（Orpen， 1997），因此徒弟会将师傅的个人行为上升到组织层面。通过接受来自师傅的职业指导和心理支持，徒弟往往能够感知到组织对其的关心和善待，组织支持感的水平会因此得到提升。根据互惠原则，徒弟便会回馈更好的工作态度和行为（杨芳等， 2021; Yang et al.， 2022）。据此，本研究提出假设2：徒弟组织支持感能够中介师徒关系与徒弟工作满意度、组织承诺的关系。

2.3.3 两种中介的比较

虽然自我效能感与组织支持感均能解释师徒关系对徒弟工作態度的正面影响，但二者的作用大小可能存在差异。根据自我决定理论，个体具有自主、胜任和归属三种基本需求，当这三种基本需求得到满足时，个体会有更好的工作表现（Deci et al.， 2017）。自我效能感反映了个体对自我能力的积极认知，因此与胜任需求联系更为紧密。高组织支持感的个体往往对组织具有较高的认同度。同时，组织支持感也包括了员工所感知到的组织对其意见的关心与尊重（Eisenberger et al.， 2020）。因此，与自我效能感相比，组织支持感与自主、归属需求的联系更为紧密（Van den Broeck et al.， 2016）。Van den Broeck等（2016）通过元分析的方法进一步证明，与胜任需求相比，自主与归属需求对员工工作态度的积极影响更强。实证研究也表明，自我效能感对员工行为和态度的影响具有一定的不确定性。ONeill 与Mone（1998）指出简单提升员工自我效能感不一定会促使其改善工作态度，自我效能感对工作态度的作用还受到其他因素的影响，如职业机会和公平感知等。高自我效能感在某些特殊情况下甚至会助长员工的消极工作表现（张凯丽等， 2018）。最近一项研究发现，自我效能感和员工的任务绩效呈倒U型关系，这说明在工作场所中过度自信可能会造成负面后果（李姗姗， 王海宁， 2023）。

综上所述，本研究提出假设3：与徒弟自我效能感相比，徒弟组织支持感能更好地解释师徒关系对徒弟工作满意度及组织承诺的影响。

2.4 文化情境的调节效应

文化会影响个体的思维和行为方式。已有研究证明，员工的工作行为和态度受到文化情境的调节（蓝媛美等， 2022; 杨伟文， 李超平， 2021; 尹奎等， 2024）。师徒关系的后效受文化情境的影响同样得到了相关研究的支持（Baluku et al.， 2019）。在众多文化差异理论中，Hofstede提出的六维文化价值模型在跨文化管理研究中的运用中较为广泛。王佳燕等（2022）指出，个人-集体主义、权力距离与长期-短期导向三个维度在东西方文化差异中尤其明显。因此，本研究聚焦于这三个维度，探究文化情境差异在师徒关系对徒弟工作态度影响中的调节作用。

个人-集体主义。在个人主义文化情境当中，社会与个体之间的联结较为松散，个体更加注重自我利益，追求自主性和独立性。相反，在集体主义文化情境当中，社会与个体之间的联系较为紧密，个体注重族群内部的关系，对群体的依赖程度更高。群体内部成员会将群体利益放在首位，强调个体对群体的奉献和服从。相应地，群体也会对个体成员提供更多的保护（Hofstede et al.， 2010）。因此，在集体主义文化中，徒弟更依赖师傅的指导，师徒关系对徒弟工作态度的正面影响更强。本研究由此提出假设4：个人-集体主义调节了师徒关系与徒弟工作满意度及组织承诺的关系，集体主义情境下师徒关系对二者的正面影响强于个人主义情境。

权力距离。权力距离代表了个体对组织中权力分配不平等的接受程度。高权力距离文化情境下，个体对权威表现出更多的尊重、顺从、忠诚和责任（Chen et al.， 2014）。师傅往往是组织中资历较为丰富的员工，因此在某种程度上具有一定的权威性。所以，在权力距离较高的文化情境中，徒弟对师傅指导的接受性更高，师徒关系对徒弟工作态度的正面影响也越强。由此，本研究提出假设5：权力距离调节了师徒关系与徒弟工作满意度及组织承诺的关系，高权力距离情境下师徒关系对二者的正面影响强于低权力距离情境。

长期-短期导向。在长期导向的文化情境中，个体往往会为未来做充分的准备，注重未来的回报，具有延迟满足的特点。相反，短期导向文化情境中，个体追求即时满足，注重当下的回报（Gu et al.， 2022）。根据师徒关系发展四阶段特点，当进入培育阶段时，即师徒关系形成的一年后，师傅的职业指导和社会支持作用一般才会发挥最大的功效（杨英， 龙立荣， 2006）。在长期导向文化中，徒弟会为了职业发展前景而更愿意接受师傅的长期指导，因此师徒关系的作用效果也会更好。综上，本研究提出假设6：长期-短期导向调节了师徒关系与徒弟工作满意度及组织承诺的关系，长期导向情境下师徒关系对二者的正面影响强于短期导向情境。

3 研究方法

3.1 文献搜集与纳入标准

本研究检索的范围主要涵盖了中文数据库与英文数据库。其中中文数据库包括中国知网、万方、维普、中国优秀硕士学位论文全文数据库、中国博士学位论文全文数据库。英文数据库包括了Web of Science、ScienceDirect、Wiley、EBSCO、Google Scholar、PsyArticles。中文文献检索关键词为：“指导关系”“师徒关系”“指导功能”“导师制”“学徒制”“工作满意度”“组织承诺”“情感承诺”“规范承诺”“持续承诺”“自我效能感”“组织支持感”。英文文献检索关键词为“mentoring”“mentorship”“mentoring relationship”“coaching”“protég锓job satisfaction”“work satisfaction”“organizational commitment”“affective commitment”“continuance commitment”“normative commitment”“self-efficacy”“organizational support”。檢索的时间范围为1992年1月～2022年12月。

根据元分析研究主题与要求，文献的筛选标准如下：（1）须为实证研究，排除案例、综述等非实证研究。（2）须对师徒关系进行问卷测量，剔除准实验研究。（3）须包含样本量大小、相关系数r或其他能够转化为相关系数的统计量（如t、SD、F值等）。（4）对于重复文献，则选取报告更为详细或发表在期刊上的文献。最终满足师徒关系与徒弟工作态度的直接效应与调节效应分析的文献共有71 篇，其中英文55篇，中文16篇，效应值90个，样本量18934人。此外，进行中介效应检验时还需要获得其他变量间的相关系数。为此，本研究参照以往研究的做法（李超平等， 2023），从Kurtessis等（2017）的元分析研究中分别提取组织支持感与工作满意度、组织承诺、自我效能感之间的相关系数，从Meyer等（2002）的元分析研究中获得工作满意度与组织承诺之间的相关系数。对于未找到相关系数的变量，如自我效能感与工作满意度、组织承诺间的相关系数，本研究则通过补充收集的方式获得所需文献 30篇，并对其进行元分析以获得相关系数。最终共获得文献101篇，其中英文71篇，中文30 篇，独立研究103项，效应值 126个，样本量共计33617人。文献筛选流程见图1。

3.2 文献编码

确定所需文献之后采用Excel进行编码。根据Lipsey 和Wilson提出的元分析编码原则，选取样本特征与效应值两部分进行文献编码（Lipsey & Wilson， 2001）。其中样本特征包含文章的作者、发表时间、样本所属国家、测量问卷信度等信息。效应值包括样本量大小和相关系数r值。在编码过程中进行如下操作：（1）当文献包含多个独立样本时，对独立样本进行分开编码。（2）若文献报告了师徒关系与各变量不同维度间的相关系数，则使用Hunter和Schmidt（2004）提出的公式：

获得相关系数的组合效应值。（3）对于纵向研究，则按首次测量结果编码（张亚利等， 2021）。（4）采用Hofstede等（2010）的文化价值观调查数据，对其中的个人主义指数、权力距离指数和长期导向指数编码，各指数分值均在0～100。个人主义指数越高，代表该国家越偏向个人主义文化；权力距离指数越高，代表越偏向高权力距离文化；长期导向指数越高，则代表越偏向长期导向文化。两名编码者按照上述步骤独立编码，在编码过程中对不一致之处进行协商讨论，最终达成一致结果。

3.3 元分析过程

发表偏倚检验：本研究采用失安全系数（Fail-safe N）判断是否存在严重的发表偏倚。失安全系数是指需要多少无效结果的未发表研究，才能使本次元分析结果不成立（卫旭华，2021）。结果表明，各组间的失安全系数均远大于临界值5K+ 10（K代表效应值个数），说明不存在严重的发表偏倚。

异质性分析与模型选定：在异质性分析中，若Q检验的结果显著（p<0.05），则表明存在异质性。当Q检验结果显著且I2 >75%时，选用随机效应模型；反之，则选用固定效应模型（卫旭华， 2021）。结果显示各组间的Q值均显著且I2均大于75%，因此，在接下来的分析中均采用随机效应模型更具合理性。

直接效应分析：本研究选用相关系数作为效应值，并对其进行信度测量误差修正，得到真实相关系数，对于少数未报告信度的文献，采用加权平均信度替代（李超平等， 2023; Hunter & Schmidt， 2004）。本研究采用Hunter和Schmidt的效应值合并方法，使用R4.2.2中的Psychmeta包完成直接效应检验。最后同时报告未经信度修正的样本加权平均效应值、信度修正后的样本加权平均效应值和其95%的置信区间、80%的可信区间。

中介效应分析：使用lavaan包完成结构方程模型元分析，实现路径分析与中介效应的检验。研究遵循两阶段结构方程模型的思想进行分析。第一阶段，通过元分析得到变量间的相关系数矩阵。第二阶段，使用相关系数矩阵拟合结构方程模型，将相关矩阵中各效应值样本量的调和平均数作为结构方程模型的样本量（卫旭华， 2021）。

调节效应分析：对于文化情境差异，本研究通过元回归分析完成其调节效应检验，当回归系数显著时，表明调节效应成立。

4 研究结果

4.1 直接效应分析

师徒关系与徒弟工作态度关系的直接效应分析结果见表1。师徒关系与徒弟工作满意度、组织承诺呈中等程度正相关（=0.47、0.47）。师徒关系与徒弟自我效能感、组织支持感两个中介变量也均呈显著正相关（95%CI不包含0），为后续中介效应的分析奠定了基础。

4.2 中介效应分析

研究根据两阶段结构方程模型进行中介效应检验。第一阶段根据直接效应分析结果和提取的以往元分析中的效应值构建变量间的相关系数矩阵，如表2所示。结构方程模型的样本量N=7063。第二阶段将联合相关矩阵带入结构方程模型，将徒弟自我效能感、组织支持感作为中介变量进行模型拟合。研究分别拟合了部分中介和完全中介模型（见表3），结果发现完全中介模型的拟合度优于部分中介模型，且二者差异显著，因此采用完全中介模型。

此外，为了比较两个中介变量的差异，本研究参照Zhang（2019）等的方法，在完全中介模型的基础上，对相关路径进行约束，结果见表3。与模型1相比，模型3拟合度较差，说明两个中介变量到工作满意度的路径不等。进一步在模型3的基础上拟合模型4，发现模型4拟合度也较差，说明两个中介变量的效应存在差异。类似地，将模型5、6与模型1进行对比，均发现它们的拟合度较差，也证明中介效应存在差异。

路径系数见图2。进一步采用sobel法进行中介效应检驗，并用蒙特卡洛模拟法重复抽样20000次，估计其95%的置信区间（Preacher & Selig， 2012），结果见表4。徒弟自我效能感对徒弟工作满意度、组织承诺的个别中介效应分别为0.12、0.13；徒弟组织支持感对徒弟工作满意度、组织承诺的个别中介效应分别为0.34、0.36（95%CI不包含0）。由此可见，徒弟自我效能感、组织支持感均能中介师徒关系对徒弟工作满意度、组织承诺的正面影响，假设1、2得到验证。此外，在师徒关系对徒弟工作满意度、组织承诺的影响中，徒弟组织支持感和徒弟自我效能感中介效应差异的效应值分别为0.22、0.23（95%CI不包含0），均达到显著程度。因此，假设3得到验证，徒弟组织支持感的中介效应大于徒弟自我效能感。

4.3 补充分析：链式中介效应

以上内容重点分析了徒弟自我效能感、组织支持感在师徒关系与徒弟工作态度间的平行中介效应，借鉴黄勇等（2022）的做法，本研究进一步探讨徒弟组织支持感、自我效能感在师徒关系与徒弟工作态度间的链式中介效应。

在师徒关系中，师傅往往会给予徒弟职业指导与心理支持，因此师徒关系往往也被视作实际组织支持，能够提升徒弟组织支持感（Baranik et al.， 2010; Takeuchi et al.， 2021）。根据组织支持理论，组织支持感能够通过满足个体自我提升的需求（如个体能力或价值观得到认可），从而提高对组织的认同，最终促进个体积极的工作结果（Kurtessis et al.， 2017; Takeuchi et al.， 2021）。有实证研究表明，组织支持感能够通过提升个体自我效能感提高工作投入水平，从而有利于个体绩效与工作态度的改善（Caesens & Stinglhamber， 2014）。根据以上逻辑，师徒关系作为实际支持，首先能够增进徒弟组织支持感，提升徒弟自我效能感，满足徒弟自我提升的需求，进而促进徒弟工作态度的改善。因此，师徒关系可通过徒弟组织支持感和徒弟自我效能感的链式中介机制间接影响徒弟工作满意度和组织承诺。

基于此，本研究通过表2的相關系数矩阵，拟合了4个链式中介模型。模型1为完全链式中介模型（χ2/df=1516.99，CFI=0.52，RMSEA=0.46，SRMR=0.29），模型2增加了组织支持感到徒弟工作态度的路径（χ2/df=369.72，CFI=0.93，RMSEA=0.23，SRMR=0.09），模型3在模型1的基础上增加了师徒关系与徒弟工作态度的直接效应（χ2/df=2059，CFI=0.61，RMSEA=0.54，SRMR=0.19），模型4在模型2的基础上增加了师徒关系与徒弟工作态度的直接效应（χ2/df=1078.36，CFI=0.93，RMSEA=0.39，SRMR=0.09）。结果显示模型2的拟合度最优，因此采用模型2作为最终模型，链式中介效应路径系数见图3。同样采用sobel法进行链式中介效应检验，并用蒙特卡洛模拟法重复抽样20000次，估计其95%的置信区间（Preacher & Selig， 2012）。结果表明，徒弟组织支持感和徒弟自我效能感在师徒关系与徒弟工作满意度、组织承诺之间的链式中介效应分别为0.02（95%CI=［0.015， 0.024］）、0.022（95%CI=［0.017， 0.027］）。这表明，师徒关系能够通过徒弟组织支持感和徒弟自我效能感的链式中介作用间接影响徒弟工作满意度与组织承诺。

4.4 调节效应分析

文化情境的调节效应检验结果见表5。在师徒关系对徒弟工作满意度的影响中，个人主义、权力距离、长期导向的调节效应均显著（b=-0.004、0.008、0.004，95%CI不包含0）。说明在低个人主义（高集体主义）、高权力距离、长期导向的文化情境下，师徒关系对徒弟工作满意度的正面影响更强。同样地，在师徒关系对徒弟组织承诺的影响中，三者的调节效应显著（b=-0.002、0.004、0.003，95%CI不包含0），即低个人主义（高集体主义）、高权力距离、长期导向的文化情境下，师徒关系对徒弟组织承诺的正面影响也更强。至此，假设4、5、6分别得到了验证。

5 讨论

与以往元分析不同，本研究从社会认知与社会交换的视角综合分析了师徒关系对徒弟工作态度的影响机制。中介效应分析显示，师徒关系通过促进徒弟自我效能感和提高徒弟的组织支持感对徒弟工作态度产生积极影响，二者起到部分中介作用。参与师徒制的员工，其自信度往往会得到提高，对组织有更深刻的理解，并且也能够感受到组织的关心、尊重和信任，从而改善工作态度。

此外，本研究还表明，徒弟组织支持感的中介作用显著大于徒弟自我效能感。造成差异的原因主要在于两方面：一是路径分析结果表明，徒弟组织支持感对徒弟工作满意度和组织承诺的影响远大于徒弟自我效能感。这一结果与假设3中的论述一致。二是研究也发现师徒关系对徒弟组织支持感的影响大于徒弟自我效能感。有纵向研究结果显示，对于低学习目标导向型的徒弟而言，师徒关系对徒弟创业自我效能感的影响是短暂的，一旦师徒关系结束，其创业自我效能感会迅速降低（St-Jean & Tremblay， 2020）。因此，想要维持徒弟较高水平的自我效能感，往往需要师傅的长期支持。另外，有元分析的结果也显示，师徒关系中只有心理支持维度与徒弟自我效能感呈显著正相关（Eby et al.， 2013）。由此可以看出，师徒关系对徒弟自我效能的影响是相对有限的。与徒弟自我效能感相比，徒弟组织支持感的形成机制则相对简单。组织支持理论认为，组织支持感主要受组织公平、领导支持、组织奖赏和工作条件四种因素的影响（Eisenberger et al.， 2020）。事实上，员工会认为组织分配导师是在为其创造良好的工作条件，同时也能感受到领导的关心，组织支持感由此形成。除此之外，师徒关系也会让徒弟感知到组织对待员工一视同仁，拥有平等的职业发展机会，进而产生公平感（Ivey & Dupré， 2022）。因此，师徒关系对于徒弟组织支持感的促进作用大于徒弟自我效能感。

调节变量方面，本研究证实了在不同文化的影响下，师徒关系的作用存在较大差异。具体来说，在集体主义、高权力距离和长期导向的文化中，师徒关系对徒弟工作态度的正面影响更强。Janssen等（2014）认为渴望与其他个体建立紧密关系也是师徒双方提供或接受指导的一种重要动机。在集体主义的“人情社会”背景下，这种动机更强，师傅的指导效果因此会更好。另外，在集体主义文化中，个体更加重视群体关系与群体利益。出于维护组织整体利益的考量，师傅也会更愿意为徒弟提供帮助。因此，师徒关系的效果更好。

值得注意的是，以往有研究发现，权力距离往往在师徒关系对徒弟心理安全感的影响中产生负向调节效应，即高权力距离下，二者的关系会减弱（Chen et al.， 2014）。这说明，在某些情况下，高权力距离文化也会对师徒关系的积极作用产生负面效应。未来的研究可以对此加以验证和探讨。除此之外，对于长期导向文化而言，个体更偏向于追求长远的收益，关心未来的职业发展。有研究表明，师徒关系对师傅的职业发展也会产生积极影响（Ghosh & Reio， 2013）。因此，受长期导向文化的影响，师徒双方都愿意为了未来的职业收益而建立起一段稳固的关系，从而有利于发挥师徒关系的正面影响。

6 总结与展望

6.1 理论贡献

首先，与以往元分析研究相比，本研究还纳入了2010年后的中英文献，补充和丰富了既有的研究。其中，师徒关系与徒弟工作满意度的相关性为0.47，高于Kammeyer-Mueller 和 Judge（2008）研究中二者的相关性（=0.30）。这可能是因为本研究纳入了更多不同文化情境的样本，导致二者的相关性有所上升，进一步证明了师徒关系在改善员工工作态度方面发挥较大的作用。其次，明晰了师徒关系发挥作用的中介机制。虽然已有研究探究了学者对师徒关系的作用机制，但是大多数局限于单一视角（Day & Allen， 2004; Yang et al.， 2022），容易引发“似是而非”（Specious mediators problem）的中介问题（李超平等， 2023; Zhang et al.， 2019）。本研究则分别从社会交换与社会认知视角整合了组织支持感和自我效能感两种中介，明晰了二者的区别与联系。最后，本研究拓展了师徒关系与徒弟工作态度关系的边界条件，证明了文化情境对师徒关系作用的效果有显著影响，为后续师徒关系的跨文化研究提供了较好的借鉴。

6.2 实践贡献

本研究的结论有助于组织与管理者深化对师徒关系积极作用的认识。一方面，研究结果表明师徒关系与徒弟工作满意度、组织承诺呈现出较高的相关性。所以，组织应该建立起完备的师徒制，将师徒制作为人力资源管理的重要手段。另一方面，本研究发现，相较于徒弟自我效能感，徒弟组织支持感更能揭示师徒关系对徒弟工作态度的正面影响。因此，师徒制项目除了要提升徒弟个人能力外，还应重点建立徒弟与组织间良好的交换关系，提升徒弟组织支持感。在选拔方面，组织不仅要善用技能与经验丰富的师傅，更要注重师傅对组织的代表性。此外，中国作为一个集体主义、高权力距离、长期导向型的国家，对师徒制的运用往往能够收到事半功倍的效果，因此更需要建立完备的师徒制体系，同时融入传统儒家文化，加强徒弟、师傅和组织三者的联结。

6.3 研究局限与展望

尽管本研究对师徒关系的作用机制与边界条件进行了较为深入的分析，但也存在着一定的局限性。第一，受限于已有相关师徒关系实证研究成果，没有进一步比较师徒关系不同维度对徒弟工作态度的影响。随着师徒关系研究成果的丰富， 今后研究可以对此进行完善。第二，在调节变量方面，本研究只考虑了文化情境。有研究表明师徒相似性会显著影响师傅的指导意愿，进而对指导效果产生影响（李霞等， 2018）。受制于所纳入文献，本研究并没有将其作为调节变量，未来的研究可以用元分析的方法对此进行检验。第三，近年来，也出现了更多研究师徒关系的新视角，如烙印理论和情绪理论等（曾颢， 赵曙明， 2017），未来研究者可以探索不同影响机制间的内在联系，以丰富师徒关系作用的理论解释。

7 结论

本研究得到以下结论：（1）徒弟组织支持感、自我效能感均能中介师徒关系对徒弟工作满意度、组织承诺的影响，且徒弟组织支持感的中介效应显著大于徒弟自我效能感的中介效应。（2）文化情境（个人-集体主义、权力距离、长-短期导向）在师徒关系对徒弟工作满意度、组织承诺的影响中发挥显著的调节作用。

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