企业视角下师徒关系对徒弟自我效能感的影响

刘 娜，杜海明，朱 洁

(潍坊工程职业学院，山东 潍坊 261000)

引言

现代社会的行业竞争愈演愈烈，对于组织来说，如何在竞争中求生存是促进自身可持续发展的关键所在，这就需要能力强、忠诚度高的员工来维持组织高效运转。对于徒弟以及整个组织来说，师徒关系的存在有重要意义，并且员工自我效能感已经被证实可以提高工作效率和忠诚度。通过对自我效能感理论框架的分析，Gist和Mitchell提出，培训可以提高员工成功完成工作的能力，进而提高员工的自我效能感，而师徒制可被视为一种培训的方法。基于社会交换理论的视角，已有许多关于师徒关系与自我效能感的相关研究，如:马力和曲庆对公司进行问卷调查，通过分析数据发现，领导与“内团体”成员存在着互惠的关系，这些成员动力更强，工作表现更好，“外团体”成员则有挫折感和不公平感，这里的动力可视为对工作的信心，相信自己有足够能力完成工作的信念。综上，可推测师徒关系与自我效能感之间有某些关系[1]。因此本文将从社会效能理论角度出发探究师徒关系对徒弟自我效能感的作用效果以及学习目标导向两者之间的作用机制。

一、文献综述和假设模型

(一)师徒关系的涵义及功能

早在1978年，Levinson在调查美国成功男性职业生涯状况时发现，他们在工作之初就得到了他人的帮助和指导，这些经历促进了他们未来的职业成功。Levinson的调查打开了师徒关系研究的大门，但是他并没有明确提出师徒关系的内涵[2]。Kram最先对师徒关系进行了定义，他把师徒关系定义为上下级或同级之间的一种强发展性的人际互动关系，即具有扎实的专业知识和丰富的实践经验的员工(导师)帮助经验较少的员工(徒弟)制定职业规划，帮助徒弟更好地面对和解决职业发展过程中遇到的困难，从而获得职位晋升或加薪。其他学者也从这一角度对师徒关系进行了界定，他们普遍认为导师应该是组织中具有一定资历且经验丰富的成员，他们不仅会给徒弟传授与工作相关的知识和技能，还会利用自身的权利和影响力帮助徒弟拓展职业发展空间，从而助力他们获得更好的职业成长[3-7]。以上研究通过对师徒关系进行定义，都证明了其对徒弟的职业发展会产生影响。之后，有学者指出，师徒关系不仅能促进徒弟在工作环境中的成长，也有利于导师个人的能力提升和组织的发展成长[8]。

在师徒关系中，导师能够给徒弟提供多元化指导，这些指导被划分为两维、三维或者多维，导师通过给徒弟提供不同维度的指导而发挥着不同的师徒功能。Kram早在1983年对组织的管理人员进行了深入访谈，通过这次访谈发现了师徒关系的两维度模型——职业指导功能和社会心理指导功能。具体来说，职业指导功能包括了sponsorship，exposure & visibility，coaching，protection，challenging assignment五个子功能，而counseling，modeling，friendship，acceptance和confirmation则是属于社会心理指导功能的四个子功能。Kram提出的二维模型是当时对于师徒关系的研究中使用最广泛的划分方法，这种划分方式已经被许多学者证实[9]。随后，又有学者对Kram的二维模型进行了补充。Noe等将角色楷模从社会心理指导中分离出来，因此提出了师徒关系的三维模型，即职业指导、社会心理指导和角色楷模三个维度[10]。除了二维模型和三维模型之外，Fagenson eland等人将导师和徒弟之间的关系细分成了四个维度：职能方针、社会心理指导、角色楷模和沟通交流[11]。本文采用了当下学者研究过程中使用最多的师徒关系的三维度模型。

(二)自我效能感

1977年，班杜拉首先提出了自我效能感的概念，这一概念的提出影响了人类的生活。自我效能感是指个体的信念或对自己能有效完成特定任务的信心。自我效能感是在特定的情境中，个体对自己是否有能力完成特定的任务或实现自己目标的一种主观猜测和判断，它通过影响人们的认知过程、动机、情感和选择过程来影响人们的选择活动、目标设定、努力程度、行为毅力和绩效。自我效能理论强调，一个人的行动和成功取决于他的个人思想和给定任务之间的相互作用的大小。自我效能感低的人往往会存在消极的想法，认为任务的要求具有威胁性而不是挑战性，因此会给自己设定较低的目标[12]。

到目前为止，关于自我效能感的理论和实证研究很多，也得到了许多有意义的结论。研究结论一致证明自我效能感是预测绩效的最重要的指标，它与组织承诺、工作满意度等成正相关，与职业紧张、离职意愿等成负相关。提高个体的自我效能感的手段有增加成功的经验、榜样示范效应、社会劝说以及调动积极情绪和良性生理唤起等。

(三)学习目标导向

学习目标导向的概念起源于教育心理学领域，属于目标导向理论的一个维度。Eison将Atkinson的成就动机理论应用到教育心理领域进行研究，他认为，学生的学习过程有两种导向：学习导向和分数导向。学习导向的学生对待上学的态度是获取知识，获得个人或者教育的启示；而分数导向的学生上学的目的仅仅是为了考取高的分数。Dweck以发展的视角研究了成就动机理论在教育心理学领域中的应用。他们采用实验的方法，观察在处于挑战性的情境中，儿童怎样发展和运用他们的能力。研究发现当面临困难的时候，一些能力较高的孩子也会产生不适应感，甚至会抱怨任务或者怀疑自身能力，由此产生一种无助感；在同样能力的儿童中会呈现出两种不同的反应方式，有一种孩子不能适应充满挑战的环境，表现出无助和抗拒的态度。另一类是能快速适应挑战性的环境，积极应对变化的环境，积极解决问题。通过对这些儿童的访谈和调查，发现造成这一现象的原因是个体在理解和对待事物时，不同的目标导致不同的反应模式[13]。因此，本文提出了两种不同的个人目标取向，即学习目标取向和绩效目标取向。学习目标导向是指个体致力于学习和掌握新的知识和技能，注重自身能力的发展。而绩效目标导向的个体往往是为了获取他人的认可和正面的评价。在此基础上，又有学者将学习目标导向划分为两类，即趋向学习目标导向与规避学习目标导向。

由于学习目标定向通常对应于积极的行为和结果，因此研究者往往把它作为一个独立的变量来研究，并且大多采用一维结构。Fisher，Ford指出学习目标导向是个体的一种稳定的特质。本文也采用这一观点，将学习目标导向作为个体特质来探讨其在本文研究模型中的作用[14]。

基于对上述文献的分析, 本文提出假设如下：

H1：师徒关系正向影响徒弟自我效能感。

H1a：职业指导功能正向影响徒弟自我效能感。

H1b：社会心理指导功能正向影响徒弟自我效能感。

H1c：角色楷模功能正向影响徒弟自我效能感。

H2：学习目标导向在师徒关系对徒弟自我效能感的影响过程中起调节作用。

因此，构建了学习目标导向调节师徒关系及其三维度和徒弟自我效能感关系的假设模型(见图1)。

图1 假设模型

二、研究程序

(一)样本描述

本文主要研究企业中的师徒关系对于徒弟的职业弹性的影响及作用机制，对徒弟发放问卷进行调查，主要采用两种渠道来发放问卷：①用问卷星网站制作网络调查问卷，通过同学、朋友和家人等人际关系网络将问卷链接发给符合条件的调查对象填写，组成线上调查的问卷样本。②选取潍坊的一家民营企业和一家国企进行线下问卷调查，直接填写纸质问卷，组成线下调查的问卷样本。总体上看来，实际共发放问卷400份，回收问卷388份，回收率为97%，其中有效问卷357份，有效回收率为92.01%。详细分析调查的样本发现，从性别分布来看，男性占42.65%，女性占57.35%，男性与女性基本平衡。从年龄分布来看，徒弟身份人群年龄在25岁以下的比例最大，占到了总体样本的79.78%，导师身份人群年龄基本都在25岁以上。

(二)测量工具

1.师徒关系量表

对于师徒关系的测量,本文采用指导功能问卷(mentoring function questionnaire), 简称 MFQ 问卷。该问卷基于师徒关系的三维模型,具有较高的信效度，已经被证实适用于东方的文化背景：在美国，师徒关系总体量表、职业指导、社会心理指导和角色楷模的Cronbach alpha系数分别为0.89、0.83、0.83和0.81；在台湾分别为0.91、0.87、0.87和0.84(Hu，Pellegrini, & Scandura.,2011)。MFQ 问卷包含9 个题项, 分别为3 个职业指导题项、3个社会心理指导题项以及3个角色楷模题项。问卷采用”Likert5“点记分方式, 其中“1=完全符合”“2=基本符合”“3=不确定”“4=基本不符合”和“5=完全不符合”。

在本文中, 量表的各维度条目的内部一致性系数α分别为0.787、0.706、0.812, 整个量表的内部一致性系数为0.884。

2.自我效能感量表

对于自我效能感的测量,本文使用中文版的一般自我效能感量表(GSES)，此量表最早于1995年应用于对香港一年级大学生的自我效能感测量。问卷包括10个题项，例如“如果我尽力去做的话，我总是能够解决问题的”“即使别人反对我，我仍有办法取得我所要的”等。问卷采用Likert 5点记分方式, 其中“1=完全符合”“2=基本符合”“3=不确定”“4=基本不符合”和“5=完全不符合”。

在本文中，该量表的内部一致性系数α为 0.945。

3.学习目标导向量表

对于学习目标导向的测量, 本文采用 Button，Mathieu & Zajac(1996)所开发的量表：构成“学习目标导向”变量的问题共有8道，如 “我喜欢完成那些促使自己学习新东西的任务”，“学习新东西的机会对我而言很重要”，“完成挑战性工作的机会对我而言很重要”等。问卷采用”Likert5“点记分方式, 其中“1=完全符合”“2=基本符合”“3=不确定”“4=基本不符合”和“5=完全不符合”。在本文中，该量表的内部一致性系数α为 0.93。

三、研究结果

(一)共同方法偏差检验

由于问卷数据均来自于徒弟个人的自我报告，因此有可能存在影响研究有效性的共同方法偏差。所以本论文采用了Harman单因素检验对师徒关系、自我效能感、学习目标导向进行因素分析。在使用探索性因子分析进行共同方法偏差检验之前，需要检验研究数据是否可以采用因子分析，先对数据进行KMO和Bartlett的检验，结果如表1所示：KMO的检测值为0.940，大于0.6，并且数据通过Bartlett球形度检验之后的结果显著(p<0.05)，综上可知，数据满足因子分析的前提要求，可以进行因子分析。

表1 KMO和Bartlett的检验

对数据进行Harman单因素检验的结果显示，样本数据共析出3个因子，特征根值均大于1，累计解释了总体方差70.86%的变异量，其中第一个因子解释了总体的30.18%的变异量，因此不存在单一因子解释绝大部分数据方差(占总变异50%以上)的情况，所以数据并不存在明显的共同方法偏差。

(二)师徒关系与自我效能感的相关分析

表2 师徒关系及各变量与自我效能感的相关分析

从师徒关系各变量与自我效能感的相关性分析可见，师徒关系(B=0.682)及其三个维度职业指导(B=0.634)、社会心理指导(B=0.611)和角色楷模(B=0.626)与徒弟自我效能感均存在0.001水平上显著的正相关关系。

(三)师徒关系对自我效能感的回归分析

由上表可见，回归模型的R2值为0.497，表明徒弟性别,徒弟年龄,导师性别,导师年龄,师徒关系能够解释自我效能感49.7%的变化原因。对模型进行F检验时发现，F检验结果显著(F=69.353，p<0.001)，这表明徒弟性别,徒弟年龄,导师性别,导师年龄,师徒关系中至少有一项会对自我效能感产生影响关系，以及模型公式为：自我效能感=-0.342 + 0.101*徒弟性别+0.286*徒弟年龄 + 0.204*导师性别-0.016*导师年龄+0.580*师徒关系。除此之外，对模型进行多重共线性检验，结果显示模型中VIF值都小于5，这表明模型并不存在共线性；并且D-W值在数字2附近，因而说明模型不存在自相关性，样本数据之间并没有关联关系，模型较好。

表3 师徒关系对自我效能感的回归分析

综上可知：师徒关系对自我效能感的回归系数为0.580(t=14.784，p<0.001)，表明师徒关系对自我效能感具有显著的正向影响。假设H1得到证实。

表4 师徒关系各维度与自我效能感的回归分析

由上表可见，回归模型的R2值为0.497，表明徒弟性别,徒弟年龄,导师性别,导师年龄,职业指导,社会心理指导,角色楷模可以解释自我效能感49.7%的变化原因。对模型进行F检验时发现，F检验结果显著(F=49.265，p<0.001)，这表明徒弟性别,徒弟年龄,导师性别,导师年龄,职业指导,社会心理指导,角色楷模中至少有一项会对自我效能感产生影响，以及模型公式为：自我效能感=-0.341+0.102*徒弟性别+0.286*徒弟年龄+0.204*导师性别-0.015*导师年龄+0.204*职业指导+0.186*社会心理指导+0.189*角色楷模。除此之外，对模型进行多重共线性检验，结果显示模型中VIF值都小于5，这表明模型并不存在共线性；并且D-W值在数字2附近，因而说明模型不存在自相关性，样本数据之间并没有关联关系，模型较好。

职业指导的回归系数值为0.204(t=3.214，p<0.001)，意味着职业指导对自我效能感具有显著的正向影响关系。假设H1a得到证实。

社会心理指导的回归系数值为0.186(t=2.581，p<0.05)，表明社会心理指导对自我效能感具有显著的正向影响。假设H1b得到证实。

角色楷模的回归系数值为0.189(t=2.847，p<0.01)，意味着角色楷模对自我效能感具有显著的正向影响。假设H1c得到证实。

(四)学习目标导向的调节效应检验

表5 学习目标导向的调节效应检验

从上表可知，调节作用检验有三个模型，模型1中包含徒弟性别, 徒弟年龄, 导师性别, 导师年龄等4个控制变量和师徒关系(自变量)；模型2在模型1的基础上加入学习目标导向(调节变量)，模型3在模型2的基础上加入师徒关系(自变量)与学习目标导向(调节变量)的交互项。针对模型1，其目的在于研究在不考虑学习目标导向(调节变量)的干扰时，师徒关系(自变量)对于自我效能感(因变量)的影响情况。由上表可知，师徒关系(自变量)呈现出显著性(B=0.58, p<0.001)。这表明师徒关系对自我效能感具有显著的正向影响。

由上表可知，师徒关系与学习目标导向的交互项呈现出显著性(B=0.377, p<0.001)。这表明师徒关系对自我效能感的影响过程中，学习目标导向(调节变量)起到了正向促进的作用。假设H2得到证实。

四、结论与建议

(一)研究结论

本文的研究结果表明,企业师徒关系正向作用于徒弟自我效能感，此结论与实际的状况相符。并且将师徒关系的三个维度(职业发展指导、社会心理指导、角色楷模)作为自变量，将自我效能感作为因变量进行分析时发现，这三个维度均与徒弟的自我效能感有显著的正相关。另外，学习目标导向作为调节变量，在师徒关系和自我效能感之间存在正向调节作用，即师徒关系水平一定的情况下，学习目标导向较强的员工更容易获得较高的自我效能感。

(二)对策建议

1.注重师徒关系质量，强化员工自我效能感

师徒关系能对徒弟的职业生涯成就产生影响，在这个作用过程中，导师给徒弟提供的职业指导、社会心理指导以及角色楷模等可以直接影响到徒弟未来的职业发展。其中，社会心理指导是指导师与徒弟在工作上或者工作外有一对一的相互交流，并帮助徒弟建立一种身份认同感，提高对工作的胜任力和效力。社会心理指导的形式有很多，比如导师携同徒弟参加非正式的社会活动的方式，帮助徒弟被组织接纳或者获得更多的人际关系资源；导师经常与徒弟分享自己过去的经验，倾听徒弟的职业发展规划；加强对徒弟认可和关爱等。这些都直接影响到徒弟的职业发展，也可以经由增强徒弟的自我效能感来促进职业发展。而导师的角色榜样的作用体现在导师的成功典范或者过去成功的经历可以为徒弟遇到类似的职业情景时提供可以借鉴的经验教训和应对方式。当然，当导师在组织有一定的威望和较高的身份地位时，徒弟会因此而直接获得自我效能感，这种职业生涯自我效能感有助于徒弟在工作中能灵活地基于导师的经验产生新观念与使用新技术，敢于接受困难与挑战，能更加独立自主地投入工作，在工作中表现得更加出色，收获高绩效，增加对职业的满意度。

因此，对于企业而言，需要从组织层面为担任导师角色的员工提供物质和精神方面的双重保障，比如，可以将导师对徒弟的指导纳入实际工作量，计入工作绩效，参与业务考核；也可以开展优秀导师的评比活动，在企业范围宣传表彰获得优秀荣誉的导师。对于导师来说，首先要改变传统的观念，用心去帮助徒弟的成长，其次，要将自己所掌握的知识与经验传承给徒弟，帮助他们不断提高自身的专业水准；最后，要给予他们情感上的关怀，帮助他们快速适应企业发展要求。对于徒弟来说，要以提高自己专业技术水平和个人职业发展为目标，以更加主动积极的态度寻求导师的帮助。

2.营造良好学习氛围，促进形成学习习惯

作为一个重要的个体差异变量，学习目标导向不仅能够塑造导师的职能以及导师所表现出的行为角色的性质，还能影响徒弟所取得的职业成就。学习目标促进个体的内在动机和掌握导向的反应模式和行为。对于导师和徒弟而言，当被类似的学习目标导向所激励时，导师会给徒弟提供必要的职业发展、社会心理指导和角色楷模等，而徒弟则更倾向于接受这些行为，并借此实现职业目标。以学习目标为导向的个体愿意追求具有挑战性的任务，不管个人是否确认自己能在这样的任务中取得成功。

学习目标导向还会影响组织指导计划的设计。首先，在现今动荡的商业大环境中，发展导师关系可以成为促进个人学习、职业发展和管理进步的关键战略。此外，由于成长、适应和发展的能力对提高组织竞争力变得越来越重要，外部环境对组织员工提出了终身学习的要求。其次，企业应该充分利用学习目标导向来适当地匹配导师和徒弟，以最大限度地提高导师提供的指导效率和徒弟接收指导功能的数量。例如，如果一个高学习目标导向的导师在指导徒弟时专注于提供职业发展和角色模范，那么一个类似的学习目标导向的徒弟发展可能会得到极大的提高。相反，如果师徒的学习目标取向都较低，那么导师可能很难给徒弟提供职业发展机会和心理社会支持，而且徒弟也不易发现将这些功能与实现职业目标联系起来的价值，徒弟的成长可能会因此而受到抑制。