師徒關(guān)系對(duì)徒弟周邊績(jī)效的影響：工作敬業(yè)度的中介作用和人-組織匹配的調(diào)節(jié)作用

，

(1.中國(guó)科學(xué)技術(shù)大學(xué) 公共事務(wù)學(xué)院，安徽 合肥 230026； 2.安徽建筑大學(xué) 公共管理學(xué)院，安徽 合肥 230601)

師徒關(guān)系對(duì)徒弟周邊績(jī)效的影響：工作敬業(yè)度的中介作用和人-組織匹配的調(diào)節(jié)作用

連瑞瑞1,2，陳松林2

(1.中國(guó)科學(xué)技術(shù)大學(xué) 公共事務(wù)學(xué)院，安徽 合肥 230026； 2.安徽建筑大學(xué) 公共管理學(xué)院，安徽 合肥 230601)

基于工作要求-資源模型，本文探討了師徒關(guān)系對(duì)徒弟周邊績(jī)效的影響，以及工作敬業(yè)度的中介作用和人-組織匹配的調(diào)節(jié)作用。對(duì)國(guó)內(nèi)386份在職員工調(diào)查問(wèn)卷的實(shí)證研究表明：師徒關(guān)系對(duì)徒弟工作敬業(yè)度及其周邊績(jī)效具有正向影響；徒弟工作敬業(yè)度在師徒關(guān)系與徒弟周邊績(jī)效之間發(fā)揮完全中介作用；徒弟人-組織匹配正向調(diào)節(jié)師徒關(guān)系對(duì)徒弟周邊績(jī)效的直接效應(yīng)，同時(shí)正向調(diào)節(jié)師徒關(guān)系通過(guò)徒弟工作敬業(yè)度對(duì)其周邊績(jī)效產(chǎn)生的間接效應(yīng)。

師徒關(guān)系；周邊績(jī)效；工作敬業(yè)度；人-組織匹配

1 引言

師徒關(guān)系被定義為經(jīng)驗(yàn)、知識(shí)、技能相對(duì)豐富的資深員工(師傅)與經(jīng)驗(yàn)、知識(shí)、技能相對(duì)匱乏的資淺員工(徒弟)之間的一種發(fā)展性人際交換關(guān)系[1]。研究表明，師徒關(guān)系對(duì)員工職業(yè)成功產(chǎn)生諸多積極影響。Allen等[2]運(yùn)用元分析(meta-analysis)綜合回顧相關(guān)實(shí)證研究，通過(guò)對(duì)比擁有師傅和沒(méi)有師傅的兩組員工數(shù)據(jù)，驗(yàn)證了師徒關(guān)系對(duì)徒弟職業(yè)成就、工作滿意度等有顯著影響。此外，師徒關(guān)系對(duì)徒弟的薪酬、福利、晉升等物質(zhì)性收益也有積極影響[3]。因此，良好的師徒關(guān)系會(huì)促進(jìn)徒弟的心理收益和物質(zhì)收益[4]。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者圍繞師徒關(guān)系開(kāi)展大量研究，揭示了師傅特征、徒弟特征、師徒匹配特征、組織環(huán)境特征等師徒關(guān)系的動(dòng)因變量，以及師徒關(guān)系對(duì)徒弟、師傅和組織所產(chǎn)生的影響。然而，有幾個(gè)重要問(wèn)題的探討不夠充分：其一，雖有研究驗(yàn)證了師徒關(guān)系對(duì)徒弟任務(wù)績(jī)效影響顯著，但鮮有研究證實(shí)師徒關(guān)系對(duì)徒弟周邊績(jī)效的影響。與任務(wù)績(jī)效不同，周邊績(jī)效是員工自發(fā)自愿的角色外行為，很少被列入崗位職責(zé)范圍，不直接貢獻(xiàn)于組織技術(shù)核心，但卻能促進(jìn)組織溝通、優(yōu)化組織氛圍、催化任務(wù)開(kāi)展[5,6]。因此，研究師徒關(guān)系對(duì)徒弟周邊績(jī)效的影響，有利于發(fā)展師徒關(guān)系的結(jié)果變量，以及探討師徒關(guān)系對(duì)組織心理環(huán)境建設(shè)等方面的作用。其二，現(xiàn)有研究很少關(guān)注師徒關(guān)系與工作敬業(yè)度的關(guān)系。Kahn[7]把工作敬業(yè)度定義為組織成員將自己的身體、認(rèn)知和情感等深度融入到工作角色中的心理狀態(tài)，它對(duì)工作成果、績(jī)效表現(xiàn)與組織成功均有影響。然而，師徒關(guān)系能否影響工作敬業(yè)度，尚未得到充分探討。其三，已有研究驗(yàn)證了某些個(gè)體因素(如徒弟自我效能感、師傅主動(dòng)人格、師徒配對(duì)特征)和組織因素(如組織支持感知)對(duì)師徒關(guān)系有調(diào)節(jié)作用[4]，但都是單方面考慮個(gè)體因素或組織因素，尚無(wú)研究將個(gè)體與組織的匹配因素納入師徒關(guān)系的影響機(jī)制。根據(jù)互動(dòng)研究模式，人的行為是個(gè)體本身及其所處環(huán)境交互作用下的產(chǎn)物[8]。師徒關(guān)系處于一定的組織環(huán)境中，個(gè)體與組織之間存在交互作用，個(gè)體與組織的匹配程度或可調(diào)節(jié)師徒關(guān)系的影響機(jī)制，應(yīng)被納入研究框架。

本文試圖通過(guò)實(shí)證研究和理論研究，在管理學(xué)領(lǐng)域和應(yīng)用心理學(xué)領(lǐng)域豐富師徒關(guān)系相關(guān)研究成果。首先，基于工作要求-資源模型構(gòu)建本研究的概念框架[9]，旨在檢驗(yàn)師徒關(guān)系對(duì)徒弟周邊績(jī)效的直接影響。其次，討論師徒關(guān)系與工作敬業(yè)度的關(guān)系，并嘗試以工作敬業(yè)度作為中介變量，探討師徒關(guān)系對(duì)徒弟周邊績(jī)效的影響機(jī)制。再次，選取人-組織匹配作為衡量徒弟與組織匹配程度的變量[10]，驗(yàn)證人-組織匹配能否調(diào)節(jié)師徒關(guān)系對(duì)徒弟周邊績(jī)效的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。

2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

2.1 師徒關(guān)系與周邊績(jī)效

Kram[11]較早地從社會(huì)學(xué)習(xí)理論視角揭示出師徒關(guān)系具有職業(yè)指導(dǎo)和社會(huì)支持兩個(gè)功能。之后，Scandura[12]通過(guò)探索性因素分析將角色模范功能從社會(huì)支持功能中獨(dú)立出來(lái)，從而構(gòu)建了被學(xué)界廣泛采用的三維模型，即師徒關(guān)系具有職業(yè)指導(dǎo)功能、社會(huì)支持功能和角色模范功能。其中職業(yè)指導(dǎo)功能強(qiáng)調(diào)師傅給徒弟提供的工作指導(dǎo)和職業(yè)促進(jìn)，包括技能指導(dǎo)、晉升支持、人際保護(hù)等；社會(huì)支持功能，即師傅對(duì)徒弟的情感關(guān)懷和心理支持，包括友情關(guān)系、父母親角色、社會(huì)聯(lián)誼、警示勸告、接受與認(rèn)可等；角色模范功能指師傅成為徒弟效仿的對(duì)象，師傅的工作態(tài)度、價(jià)值觀和工作行為影響著徒弟角色轉(zhuǎn)變[13]。

研究表明，師徒關(guān)系的相關(guān)功能對(duì)員工組織公民行為、組織承諾、工作滿意度以及任務(wù)績(jī)效有促進(jìn)作用。然而，鮮有研究驗(yàn)證師徒關(guān)系與員工周邊績(jī)效的關(guān)系。根據(jù)Borman和Motowidlo[14]提出的績(jī)效二元結(jié)構(gòu)，員工績(jī)效包括任務(wù)績(jī)效和周邊績(jī)效，其中任務(wù)績(jī)效是指研發(fā)、生產(chǎn)、營(yíng)銷、供應(yīng)等直接作用于組織技術(shù)核心的行為，而周邊績(jī)效是指那些超出職責(zé)要求，但對(duì)職責(zé)履行有促進(jìn)作用的工作熱情、主動(dòng)承擔(dān)、與人合作、遵守規(guī)則等間接作用于組織技術(shù)核心的行為[15]。具體而言，周邊績(jī)效分為工作奉獻(xiàn)和人際促進(jìn)兩方面，前者包括支持組織目標(biāo)的自律行為、維護(hù)行為、動(dòng)機(jī)行為等，后者包括促進(jìn)同事開(kāi)展工作的互動(dòng)行為、幫助行為、關(guān)心行為等[16]。

基于工作要求-資源模型，本文推斷師徒關(guān)系對(duì)員工周邊績(jī)效有積極影響。工作要求-資源模型指出，工作條件可分為工作要求和工作資源兩方面，當(dāng)工作資源不能滿足工作要求時(shí)，員工因難以完成工作而產(chǎn)生壓力，感到沮喪、倦怠，表現(xiàn)出消極的工作行為；當(dāng)工作資源能滿足工作要求時(shí)，員工因有信心完成工作而備受鼓勵(lì)，產(chǎn)生積極的工作行為[9]。本文認(rèn)為，師徒關(guān)系能幫助徒弟強(qiáng)化工作資源，弱化工作要求，促進(jìn)徒弟周邊績(jī)效提升。其一，師傅對(duì)徒弟的職業(yè)指導(dǎo)能幫助徒弟提高工作任務(wù)所需知識(shí)、技能、能力等智力資源[11]，任務(wù)難度、時(shí)限壓力等工作要求相對(duì)降低，使得員工達(dá)成任務(wù)績(jī)效之余有時(shí)間和精力發(fā)展周邊績(jī)效，已有研究證明員工完成任務(wù)能力的提升有助于加強(qiáng)周邊績(jī)效[16]。其二，社會(huì)支持功能可促進(jìn)徒弟獲得組織支持感知、自信心、歸屬感等心理資源[17]，不僅能幫助徒弟緩解組織不公平感、派系斗爭(zhēng)等心理環(huán)境壓力，也能強(qiáng)化徒弟因社會(huì)交換心理而產(chǎn)生對(duì)師傅的幫助、合作、體諒等回報(bào)行為，表現(xiàn)出更高的周邊績(jī)效。其三，愿意扮演師傅角色的員工通常是愿意幫助他人、與人合作并認(rèn)同組織的人，他們的角色示范也促使徒弟產(chǎn)生更多的人際促進(jìn)和工作奉獻(xiàn)行為。由此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1師徒關(guān)系正向影響徒弟周邊績(jī)效。

2.2 工作敬業(yè)度的中介作用

Kahn[7]認(rèn)為員工會(huì)根據(jù)自身個(gè)性特征及其對(duì)工作環(huán)境的感知，判斷某項(xiàng)工作的價(jià)值性、安全性、可行性，并產(chǎn)生不同的工作敬業(yè)度。Schaufeli 和Bakker[18]進(jìn)一步指出，工作敬業(yè)度并非是一種短暫和特定的狀態(tài)，而是持續(xù)且滲透情感的認(rèn)知狀態(tài)，并不聚焦在任何特定的對(duì)象、事件、個(gè)人或行為上。本研究認(rèn)為徒弟工作敬業(yè)度受到師徒關(guān)系的影響，工作要求-資源模型支持這一論斷。

根據(jù)工作要求-資源模型，工作要求過(guò)度會(huì)導(dǎo)致員工心理耗竭，工作資源缺乏則導(dǎo)致工作敬業(yè)度下降[9]。師徒關(guān)系對(duì)工作要求和工作資源均有重要影響，進(jìn)而會(huì)作用于員工工作敬業(yè)度。其一，職業(yè)指導(dǎo)功能有助于徒弟獲得更多的智力資源，促進(jìn)工作能力和效率提升，使得工作負(fù)荷、時(shí)間壓力、工作改變等工作要求相對(duì)降低。其二，社會(huì)支持功能有利于徒弟獲得支持感、自信心、歸屬感等心理資源，從而表現(xiàn)出更高的心理彈性[4]，能夠更大程度上應(yīng)對(duì)工作要求。其三，角色模范功能有助于徒弟在工作中找到學(xué)習(xí)榜樣，效仿師傅獲取工作資源、應(yīng)對(duì)工作要求的有益實(shí)踐。因此，師徒關(guān)系發(fā)揮的功能越好，徒弟能獲取的資源和能應(yīng)對(duì)的工作要求越多，工作敬業(yè)度隨之越高。由此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2師徒關(guān)系正向影響徒弟工作敬業(yè)度。

不少研究表明，工作敬業(yè)度高的員工因具有正面積極的心理狀態(tài)，愿意將更多的時(shí)間和精力投入工作中，對(duì)工作績(jī)效整體有顯著正向作用[7,19]。然而，尚無(wú)學(xué)者討論工作敬業(yè)度對(duì)周邊績(jī)效是否存在單獨(dú)影響。根據(jù)Schaufeli和Bakker[18]提出的理論框架，工作敬業(yè)度包括活力、奉獻(xiàn)與全神貫注三個(gè)維度，本文推測(cè)工作敬業(yè)度會(huì)對(duì)周邊績(jī)效產(chǎn)生積極影響。具體來(lái)說(shuō)，工作活力強(qiáng)的員工擁有更多的工作能量，愿意主動(dòng)承擔(dān)組織工作，也能在遵守組織規(guī)則、支持組織目標(biāo)方面表現(xiàn)出更好的自律行為；具有奉獻(xiàn)精神的員工會(huì)表現(xiàn)出對(duì)工作不挑剔、不抱怨，愿意投入額外時(shí)間和精力幫助別人、與人合作；全神貫注則指員工對(duì)工作深度專注的狀態(tài)，能為工作付諸持之以恒的熱情和超常規(guī)的努力。因此，工作敬業(yè)度高意味著員工表現(xiàn)出更強(qiáng)的工作活力、奉獻(xiàn)精神與全神貫注狀態(tài)，將產(chǎn)生更多的人際促進(jìn)、工作奉獻(xiàn)等周邊績(jī)效。由此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)3徒弟工作敬業(yè)度正向影響其周邊績(jī)效。

結(jié)合假設(shè)1、假設(shè)2和假設(shè)3，本文認(rèn)為在師徒關(guān)系與徒弟周邊績(jī)效之間，徒弟工作敬業(yè)度發(fā)揮著重要的橋梁作用。優(yōu)質(zhì)的師徒關(guān)系強(qiáng)化了徒弟的工作敬業(yè)度，能夠讓徒弟在工作過(guò)程中表現(xiàn)出更多的周邊行為，貢獻(xiàn)出更多的周邊績(jī)效。由此，本文進(jìn)一步提出以下假設(shè)：

假設(shè)4徒弟工作敬業(yè)度在師徒關(guān)系與徒弟周邊績(jī)效之間起中介作用。

2.3 人-組織匹配的調(diào)節(jié)作用

Chatman[20]認(rèn)為人-組織匹配是“人與組織在規(guī)范、價(jià)值觀方面的高度契合和一致”。也有學(xué)者提出人-組織匹配包括一致性匹配(個(gè)體與組織特征相似)和互補(bǔ)性匹配(個(gè)體與組織相互彌補(bǔ)不足)[21]。Cable和Judge[22]則將人-組織匹配界定為“需求-供給”和“要求-能力”兩個(gè)方面，前者判斷個(gè)人需求被組織滿足的程度；后者判斷個(gè)人能力能否達(dá)到任職要求。后來(lái)Kristof[10]整合已有觀點(diǎn)，將人-組織匹配更為完整地界定為人和組織之間因具有相似特征或因滿足對(duì)方需求而表現(xiàn)出的相容性，涵蓋一致性匹配和互補(bǔ)性匹配兩個(gè)維度，而互補(bǔ)性匹配包括“需求-供給”和“要求-能力”兩個(gè)方面。這一概念后被廣為接受[23]，因此本文采用該觀點(diǎn)，并借鑒Cable和Judge[22]的研究，從感知匹配角度將人-組織匹配理解為個(gè)人對(duì)于自身與組織是否匹配良好的主觀感知。

大量研究已經(jīng)證實(shí)人-組織匹配對(duì)員工的工作滿意度、工作參與度、組織承諾、工作績(jī)效等工作態(tài)度和行為產(chǎn)生積極影響[24]。也有元分析進(jìn)一步表明，個(gè)體與組織匹配得越好，越會(huì)表現(xiàn)出合作行為和親社會(huì)行為，即人-組織匹配正向影響周邊績(jī)效[25]。基于工作要求-資源模型[9]，本文推斷人-組織匹配在對(duì)員工周邊績(jī)效產(chǎn)生直接作用之外，也能調(diào)節(jié)師徒關(guān)系與員工周邊績(jī)效的關(guān)系。高人-組織匹配的徒弟因自身組織承諾較強(qiáng)，會(huì)更加積極地獲取、保存和轉(zhuǎn)化師徒關(guān)系帶來(lái)的智力資源、心理資源，能夠更好地應(yīng)對(duì)工作要求，從而能將更多的精力投入工作奉獻(xiàn)、人際促進(jìn)等對(duì)組織和個(gè)人發(fā)展有利的事務(wù)，因而師徒關(guān)系與徒弟周邊績(jī)效的關(guān)系得到強(qiáng)化；相反，低人-組織匹配的徒弟因自身組織承諾偏低，會(huì)消極對(duì)待師徒關(guān)系，對(duì)相關(guān)工作資源的獲取、保存和轉(zhuǎn)化效率較低而導(dǎo)致工作壓力相對(duì)增加，缺乏精力和動(dòng)力做出利他人、利組織的周邊行為，因而抑制了師徒關(guān)系對(duì)徒弟周邊績(jī)效的影響。由此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)5徒弟人-組織匹配正向調(diào)節(jié)師徒關(guān)系與徒弟周邊績(jī)效的關(guān)系。徒弟人-組織匹配越高，師徒關(guān)系與周邊績(jī)效的正相關(guān)關(guān)系越強(qiáng)。

此外，本文猜測(cè)人-組織匹配在工作敬業(yè)度與周邊績(jī)效之間有調(diào)節(jié)作用。高人-組織匹配的徒弟因感知到自身與組織之間的價(jià)值觀念一致或能夠相互滿足需求，而具有更高的組織認(rèn)同度和忠誠(chéng)度[10]，將自身利益與組織發(fā)展綁定，從而投入更多的工作活力、奉獻(xiàn)精神與全神貫注狀態(tài)到人際促進(jìn)、工作奉獻(xiàn)等對(duì)組織及其成員有利的事情，強(qiáng)化了工作敬業(yè)度與周邊績(jī)效的關(guān)系；相反，低人-組織匹配的徒弟因感知到自身與組織之間的價(jià)值觀念不一致或不能相互滿足需求，組織認(rèn)可度低甚至產(chǎn)生離職傾向，導(dǎo)致個(gè)人利益與組織利益相分離，即使自身工作敬業(yè)度高，也會(huì)將其投入到對(duì)自身任務(wù)完成和個(gè)人職業(yè)發(fā)展有利的事情，而不愿投入到非本職工作或幫助他人，從而弱化了工作敬業(yè)度與周邊績(jī)效的關(guān)系。由此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)6徒弟人-組織匹配正向調(diào)節(jié)徒弟工作敬業(yè)度與其周邊績(jī)效的關(guān)系。徒弟人-組織匹配越高，工作敬業(yè)度與周邊績(jī)效的正相關(guān)關(guān)系越強(qiáng)。

假設(shè)4和假設(shè)6可綜合為有一個(gè)調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)，即工作敬業(yè)度中介了師徒關(guān)系對(duì)徒弟周邊績(jī)效的影響，但中介效應(yīng)的大小受到徒弟人-組織匹配的調(diào)節(jié)。為進(jìn)一步研究師徒關(guān)系與徒弟周邊績(jī)效之間的作用機(jī)制，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)7徒弟工作敬業(yè)度在師徒關(guān)系與徒弟周邊績(jī)效之間的中介效應(yīng)受到徒弟人-組織匹配的正向調(diào)節(jié)。徒弟人-組織匹配越強(qiáng)，工作敬業(yè)度在師徒關(guān)系與周邊績(jī)效之間的中介效應(yīng)越強(qiáng)。

綜上，本文研究的理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 研究樣本

本文研究通過(guò)電子郵件、微信等方式發(fā)放匿名問(wèn)卷，數(shù)據(jù)來(lái)源于長(zhǎng)三角地區(qū)在職員工，他們來(lái)自傳統(tǒng)制造業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、金融保險(xiǎn)業(yè)、服務(wù)業(yè)、教育衛(wèi)生等不同行業(yè)。為降低同源偏差，數(shù)據(jù)采集在2016年9月至2016年12月期間分兩步開(kāi)展：第一步，發(fā)出第一份問(wèn)卷采集師徒關(guān)系、工作敬業(yè)度等數(shù)據(jù)。第二步，在第一步數(shù)據(jù)采集結(jié)束1個(gè)月后發(fā)出第二份問(wèn)卷，采集人-組織匹配、周邊績(jī)效等數(shù)據(jù)。共發(fā)出問(wèn)卷612份，第一步收回問(wèn)卷547份，第二步收回問(wèn)卷428份，對(duì)兩次收集數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配并剔除無(wú)效問(wèn)卷后，得到有效問(wèn)卷386份，有效問(wèn)卷回收率為63.1%。調(diào)查對(duì)象中，44.3%為男性，56.7%為女性；平均年齡為29.05歲，21至29歲占60.9%，30至39歲占34.2%；研究生學(xué)歷占10.1%，本科學(xué)歷占75.1%，專科或高中學(xué)歷占15.8%；擔(dān)任管理職務(wù)占57.5%，42.5%未擔(dān)任管理職務(wù)；司齡為1年及以內(nèi)占32.1%，1至3年占30.8%，3年及以上占37.1%。本次調(diào)查對(duì)象主要為中青年在職人群，符合研究要求。

為確保問(wèn)卷填寫(xiě)質(zhì)量，我們?cè)趩?wèn)卷引導(dǎo)語(yǔ)中介紹了本次研究目的和師徒關(guān)系相關(guān)概念，并詢問(wèn)調(diào)查對(duì)象在單位里是否擁有“師傅”，得到肯定答復(fù)后才回答后續(xù)問(wèn)題。對(duì)符合問(wèn)卷填寫(xiě)要求的調(diào)查對(duì)象，課題組借助電子支付手段給予一定報(bào)酬。

3.2 變量測(cè)量

各測(cè)量題項(xiàng)均采用Likert 6點(diǎn)評(píng)分，其中“1”代表“完全不同意”，“6”代表“完全同意”。

(1)師徒關(guān)系：采用Scandura[12]開(kāi)發(fā)的9題項(xiàng)量表，舉例條目為“師傅會(huì)幫助我調(diào)整職業(yè)目標(biāo)”，內(nèi)部一致性系數(shù)為0.901。

(2)工作敬業(yè)度：采用Schaufeli和Bakker[26]提供的9題項(xiàng)量表，舉例條目為“工作時(shí)，我感覺(jué)自己強(qiáng)大且精力充沛”，內(nèi)部一致性系數(shù)為0.918。

(3)人-組織匹配：采用Cable和Derue[23]設(shè)計(jì)的9題項(xiàng)量表，舉例條目為“我的個(gè)人價(jià)值觀與工作單位的價(jià)值文化相匹配”，內(nèi)部一致性系數(shù)為0.894。

(4)周邊績(jī)效：采用Motowidlo和Van Scotter[27]提出的3題項(xiàng)量表，舉例條目為“我經(jīng)常幫助別人完成他(或她)的工作”，內(nèi)部一致性系數(shù)為0.749。

(5)控制變量:包括 “受教育程度、職務(wù)、年齡、司齡”等徒弟特征變量，以及“師徒組合時(shí)間、師徒性別組合、師傅是否組織指派”等關(guān)系特征變量。

4 數(shù)據(jù)分析結(jié)果

4.1 驗(yàn)證性因子分析

本文采用AMOSS 21.0軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析(CFA)，得出師徒關(guān)系、工作敬業(yè)度、人-組織匹配、周邊績(jī)效等四個(gè)變量的組合信度(CR)分別為：0.901、0.912、0.892、0.775，且內(nèi)部一致性系數(shù)均超過(guò)0.700，說(shuō)明各變量均滿足信度標(biāo)準(zhǔn)。上述變量的平均變異數(shù)萃取量(AVE)分別為0.511、0.537、0.502、0.535，均超過(guò)0.500，具有較好的聚合效度。另外，將基本模型與嵌套模型比較驗(yàn)證變量的區(qū)分效度，結(jié)果顯示基本模型(四因子模型)擬合效果更好(χ2/df=1.345，RMSEA=0.030，CFI=0.982，TLI=0.980，GFI=0.933)，表明各測(cè)量變量具有較好的區(qū)分效度，且模型適配指標(biāo)均達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)，適合開(kāi)展后續(xù)分析。

4.2 描述性統(tǒng)計(jì)分析與相關(guān)分析

運(yùn)用SPSS 22.0對(duì)樣本進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析，師徒關(guān)系、工作敬業(yè)度、人-組織匹配與周邊績(jī)效的平均值分別為4.227、4.416、4.031與4.518；標(biāo)準(zhǔn)差分別為：0.896、0.840、0.894與0.781。師徒關(guān)系與工作敬業(yè)度(r=0.445，p<0.01)、周邊績(jī)效(r=0.213，p<0.01)均顯著正相關(guān)，工作敬業(yè)度與周邊績(jī)效(r=0.517，p<0.01)顯著正相關(guān)，人-組織匹配與周邊績(jī)效(r=0.403，p<0.01)顯著正相關(guān)，為假設(shè)驗(yàn)證提供了初步依據(jù)。

4.3 假設(shè)檢驗(yàn)

4.3.1 直接效應(yīng)

運(yùn)用SPSS 22.0開(kāi)展階層線性回歸分析，結(jié)果(見(jiàn)表1)表明，在控制了年齡、司齡、職務(wù)、受教育程度等徒弟特征變量，以及師傅是否組織指派、師徒性別組合、師徒組合時(shí)間等關(guān)系特征變量后，師徒關(guān)系對(duì)工作敬業(yè)度有顯著正向影響(模型2：β=0.435，p<0.001)，師徒關(guān)系對(duì)周邊績(jī)效有顯著正向影響(模型4：β=0.204，p<0.001)，工作敬業(yè)度對(duì)周邊績(jī)效有顯著正向影響(模型5：β=0.509，p<0.001)，且模型2、模型4、模型5的R2均比模型1有顯著提升。假設(shè)1、假設(shè)2和假設(shè)3均獲得數(shù)據(jù)支持。

表1 變量的回歸分析結(jié)果

注：*表示p<0.05，**表示p<0.01，***表示p<0.001。

4.3.2 中介效應(yīng)

本文采用Baron和Kenny[28]提出的分步回歸法，檢驗(yàn)工作敬業(yè)度的中介作用，結(jié)果見(jiàn)表1。首先，模型2顯示，師徒關(guān)系對(duì)工作敬業(yè)度有顯著正向影響(β=0.435，p<0.001)；其次，模型4顯示，師徒關(guān)系對(duì)周邊績(jī)效有顯著正向影響(β=0.204，p<0.001)；最后，當(dāng)工作敬業(yè)度進(jìn)入模型6后，師徒關(guān)系與周邊績(jī)效的關(guān)系不再顯著(β=-0.022，p=0.663)，而工作敬業(yè)度對(duì)周邊績(jī)效有顯著正向影響(β=0.518，p<0.001)，且R2有顯著提升。因此，工作敬業(yè)度在師徒關(guān)系與周邊績(jī)效中起到完全中介作用，假設(shè)4成立。另外，拔靴法(Bootstrap)估計(jì)的結(jié)果顯示：間接效應(yīng)值為0.518，在95%置信水平下的置信區(qū)間為[0.393，0.572](不包含0)，進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)4。

4.3.3 調(diào)節(jié)效應(yīng)

表1顯示，交互項(xiàng)“師徒關(guān)系×人-組織匹配”與周邊績(jī)效顯著正相關(guān)(模型8：β=0.125，p<0.01)，說(shuō)明人-組織匹配正向調(diào)節(jié)了師徒關(guān)系與周邊績(jī)效的關(guān)系，假設(shè)5得到支持。根據(jù)Aiken和West[29]提供的方法，我們繪制圖2以便探究人-組織匹配的調(diào)節(jié)作用，可以看出，當(dāng)徒弟人-組織匹配較高時(shí)，師徒關(guān)系對(duì)徒弟周邊績(jī)效的影響更為顯著。

此外，從表1可以看到，交互項(xiàng)“工作敬業(yè)度×人-組織匹配”也與周邊績(jī)效顯著正相關(guān)(模型10：β=0.163，p<0.01)，說(shuō)明人-組織匹配正向調(diào)節(jié)了工作敬業(yè)度與周邊績(jī)效的關(guān)系，假設(shè)6得到支持。根據(jù)Aiken和West[29]的建議繪制圖3，可以看出，人-組織匹配較高時(shí)，徒弟工作敬業(yè)度對(duì)其周邊績(jī)效的影響更為顯著。

圖2 人-組織匹配對(duì)師徒關(guān)系與周邊績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

圖3 人-組織匹配對(duì)工作敬業(yè)度與周邊績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

4.3.4 調(diào)節(jié)中介效應(yīng)

本文采用拔靴法對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行5000次再抽樣分析，得出高人-組織匹配和低人-組織匹配下的直接與間接效應(yīng)非標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)。結(jié)果顯示：對(duì)于高人-組織匹配的徒弟而言，師徒關(guān)系通過(guò)工作敬業(yè)度對(duì)周邊績(jī)效產(chǎn)生的間接效應(yīng)為0.264，且在p<0.01水平顯著；對(duì)于低人-組織匹配的徒弟而言，師徒關(guān)系通過(guò)工作敬業(yè)度對(duì)周邊績(jī)效產(chǎn)生的間接效應(yīng)為0.168，且在p<0.05水平顯著。同時(shí)，兩者的差異在p<0.05水平顯著，假設(shè)7得到驗(yàn)證。

5 研究結(jié)論與討論

5.1 研究結(jié)論

本文基于工作要求-資源模型，探討了中國(guó)情境下師徒關(guān)系對(duì)徒弟周邊績(jī)效的直接影響，以及工作敬業(yè)度的中介效應(yīng)和人-組織匹配的調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究結(jié)果表明：師徒關(guān)系對(duì)徒弟周邊績(jī)效具有正向影響；徒弟工作敬業(yè)度在師徒關(guān)系與徒弟周邊績(jī)效之間具有完全中介作用；徒弟人-組織匹配不僅正向調(diào)節(jié)師徒關(guān)系與徒弟工作敬業(yè)度的關(guān)系，同時(shí)正向調(diào)節(jié)徒弟工作敬業(yè)度與其周邊績(jī)效的關(guān)系；另外，徒弟人-組織匹配正向調(diào)節(jié)師徒關(guān)系通過(guò)徒弟工作敬業(yè)度對(duì)徒弟周邊績(jī)效的間接影響。

5.2 理論貢獻(xiàn)與實(shí)踐啟示

師徒關(guān)系發(fā)展已久，在國(guó)內(nèi)外各類組織的員工培訓(xùn)與開(kāi)發(fā)中扮演重要角色，但關(guān)于其影響機(jī)制的探討仍不成熟，尤其是國(guó)內(nèi)相關(guān)實(shí)證研究非常有限。因此，本文研究的理論貢獻(xiàn)包括以下幾個(gè)方面：其一，基于工作要求-資源模型，通過(guò)探討師徒關(guān)系對(duì)徒弟工作敬業(yè)度及其周邊績(jī)效的影響，加強(qiáng)了師徒關(guān)系效標(biāo)變量的實(shí)證證據(jù)，有助于豐富師徒關(guān)系影響效果的研究成果。同時(shí)，本文揭示了師徒關(guān)系透過(guò)工作敬業(yè)度對(duì)周邊績(jī)效產(chǎn)生間接影響，不僅有助于回答師徒關(guān)系如何影響周邊績(jī)效，還能夠充實(shí)現(xiàn)有員工周邊績(jī)效研究的理論成果。其二，依據(jù)互動(dòng)研究模式，本文選擇徒弟人-組織匹配作為調(diào)節(jié)變量開(kāi)展研究，探討了人-組織匹配與師徒關(guān)系、工作敬業(yè)度的交互作用機(jī)制，相關(guān)結(jié)論有效地揭示了師徒關(guān)系對(duì)周邊績(jī)效，以及工作敬業(yè)度對(duì)周邊績(jī)效產(chǎn)生作用的邊界條件，對(duì)我們了解師徒關(guān)系、工作敬業(yè)度何時(shí)影響周邊績(jī)效提供了現(xiàn)實(shí)證據(jù)。研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，人-組織匹配不僅能夠調(diào)節(jié)師徒關(guān)系對(duì)周邊績(jī)效的直接作用，還能調(diào)節(jié)師徒關(guān)系透過(guò)工作敬業(yè)度對(duì)周邊績(jī)效的間接影響，進(jìn)一步驗(yàn)證了人-組織匹配在師徒關(guān)系作用機(jī)制中所扮演的重要角色，而此前很少有人將人-組織匹配作為師徒關(guān)系作用機(jī)制中的調(diào)節(jié)變量進(jìn)行研究。其三，師徒關(guān)系、工作敬業(yè)度、人-組織匹配、周邊績(jī)效等概念的內(nèi)涵和信效度雖已在西方文獻(xiàn)中得到驗(yàn)證，但考慮到中西方文化背景差異，有待在中國(guó)文化情境中檢驗(yàn)它們，而本文的實(shí)證研究結(jié)果驗(yàn)證了這些概念的測(cè)量信度和預(yù)測(cè)效度，能夠?yàn)橹袊?guó)學(xué)者開(kāi)展后續(xù)研究提供一定的實(shí)證參考。

在管理實(shí)踐方面，本文研究成果對(duì)組織管理有以下啟示：其一，師徒關(guān)系對(duì)徒弟周邊績(jī)效產(chǎn)生正向直接影響，并通過(guò)徒弟工作敬業(yè)度對(duì)其周邊績(jī)效產(chǎn)生正向間接影響，提示組織應(yīng)該重視師徒關(guān)系的構(gòu)建與發(fā)展，充分發(fā)揮師徒關(guān)系的職業(yè)指導(dǎo)、社會(huì)支持和角色模范等功能，促進(jìn)員工工作敬業(yè)度和周邊績(jī)效持續(xù)較快改進(jìn)。其二，盡管師徒關(guān)系作為員工的重要工作資源，對(duì)員工工作態(tài)度和行為有強(qiáng)大影響力，但其作用效果還取決于徒弟對(duì)自身與組織情景的交互效果判斷，這一點(diǎn)可以通過(guò)人-組織匹配的差異性體現(xiàn)。對(duì)于高人-組織匹配的徒弟而言，師徒關(guān)系帶來(lái)的資源能夠激發(fā)其更大的工作熱情和更好的周邊績(jī)效，這提示組織在招聘員工時(shí)應(yīng)更加強(qiáng)調(diào)將人與組織的一致性匹配和互補(bǔ)性匹配作為人才測(cè)評(píng)指標(biāo)進(jìn)行甄選；而低人-組織匹配的徒弟對(duì)師徒關(guān)系相關(guān)資源的關(guān)注度和轉(zhuǎn)化率不高，容易造成資源利用效率低下，組織可通過(guò)加強(qiáng)文化建設(shè)促進(jìn)徒弟與組織在價(jià)值觀等方面的一致性匹配，同時(shí)通過(guò)加強(qiáng)培訓(xùn)開(kāi)發(fā)、優(yōu)化薪酬激勵(lì)等提升員工與組織的互補(bǔ)性匹配，促進(jìn)組織與員工良好互動(dòng)發(fā)展。

5.3 研究局限與展望

本文研究雖取得一些階段性成果，但仍存在局限性。其一，本文研究中的變量數(shù)據(jù)均采用員工自我報(bào)告方式獲得，盡管采用分步調(diào)查法降低了共同方法偏差，但仍無(wú)法完全排除。其二，本文研究將師徒關(guān)系、人-組織匹配分別視為一個(gè)整體變量進(jìn)行測(cè)量，而沒(méi)有逐一探討各自細(xì)分維度的作用差異，后續(xù)研究可以分別研究上述變量不同維度之間的交互影響，得到更為深化豐富的研究成果。其三，受時(shí)間精力所限，研究設(shè)計(jì)中僅面向徒弟采集數(shù)據(jù)，而沒(méi)有采集師傅層面的數(shù)據(jù)，給研究帶來(lái)局限性，后續(xù)可配對(duì)采集師傅數(shù)據(jù)，對(duì)變量間關(guān)系開(kāi)展跨層次分析。

[1] Hunt D M, Michael C. Mentorship: a career training and development tool[J]. Academy of Management Review, 1983, 8(3): 475- 485.

[2] Allen T D, Eby L T, Poteet M L, et al.. Career benefits associated with mentoring for protégés: a meta-analysis[J]. Journal of Applied Psychology, 2004, 89(1): 127-136.

[3] Underhill C M. The effectiveness of mentoring programs in corporate settings: a meta-analytical review of the literature[J]. Journal of Vocational Behavior, 2006, 68(2): 292-307.

[4] Kao K Y, Rogers A, Spitzmueller C, et al.. Who should serve as my mentor? The effects of mentor’s gender and supervisory status in mentoring relationships[J]. Journal of Vocational Behavior, 2014, 85(2): 191-203.

[5] Rotundo M, Sackett P R. The relative importance of task, citizenship, and counterproductive performance to global ratings of job performance: a policy-capturing approach[J]. Journal of Applied Psychology, 2002, 87(1): 66-76.

[6] 陳勝軍,全娜.組織支持感與領(lǐng)導(dǎo)成員交換對(duì)低盡責(zé)性員工周邊績(jī)效的補(bǔ)償效應(yīng)研究[J].中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2015，(4)：100-106.

[7] Kahn W A. Psychological conditions of personal engagement and disengagement at work[J]. Academy of Management Journal, 1990, 33(4): 692-724.

[8] 奚玉芹,戴昌鈞.人—組織匹配研究綜述[J].經(jīng)濟(jì)管理，2009，31(8)：188-194.

[9] Demerouti E, Nachreiner F, Bakker A B, et al.. The job demands-resources model of burnout[J]. Journal of Applied Psychology, 2001, 86(3): 499-512.

[10] Kristof A L. Person-organization fit: an integrative review of its conceptualizations, measurement, and implications[J]. Personnel Psychology, 1996, 49(1): 1- 49.

[11] Kram K E. Phases of the mentor relationship[J]. Academy of Management Journal, 1983, 26(4): 608- 625.

[12] Scandura T A. Mentorship and career mobility: an empirical investigation[J]. Journal of Organizational Behavior, 1992, 13(2): 169-174.

[13] 韓翼,周潔,孫習(xí)習(xí),等.師徒關(guān)系結(jié)構(gòu)、作用機(jī)制及其效應(yīng)[J].管理評(píng)論，2013，25(7)：54- 66.

[14] Borman W C, Motowidlo S J. Expanding the criterion domain to include elements of contextual performance[A]. In Schmitt N, Borman W C, eds. Personnel Selection in Organization[C]. San Francisco, Jossey Bass, 1993. 71-98.

[15] Scotter J R, Motowidlo S J. Interpersonal facilitation and job dedication as separate facets of contextual performance[J]. Journal of Applied Psychology, 1996, 78(4): 475- 480.

[16] Motowidlo S J, Borman W C, Schmit M J. A theory of individual differences in task and contextual performance[J]. Human Performance, 1997, 10(2): 71- 83.

[17] Zhuang W L, Wu M, Wen S. Relationship of mentoring functions to expatriate adjustments: comparing home country mentorship and host country mentorship[J]. The International Journal of Human Resource Management, 2013, 24(1): 35- 49.

[18] Schaufeli W B, Bakker A B. Job demands, job resources, and their relationship with burnout and engagement: a multi-sample study[J]. Journal of Organizational Behavior, 2004, 25(3): 293-315.

[19] Huy Q N. Emotional capability, emotional intelligence, and radical change[J]. Academy of Management Review, 1999, 24(2): 325-345.

[20] Chatman J A.Improving interactional organizational research: a model of person-organization fit[J]. Academy of Management Review, 1989, 14(3): 333-349.

[21] Muchinsky P M, Monahan C J. What is person-environment congruence? Supplementary versus complementary models of fit[J]. Journal of Vocational Behavior, 1987, 31(3): 268-277.

[22] Cable D M, Judge T A. Pay preferences and job search decisions: a person-organization fit perspective[J]. Personnel Psychology, 1994, 47(2): 317-348.

[23] Cable D M, Derue D S. The convergent and discriminant validity of subjective fit perceptions[J]. Journal of Applied Psychology, 2002, 87(5): 875- 884.

[24] Chatman J A. Matching people and organizations: selection and socialization in public accounting firms[J]. Administrative Science Quarterly, 1991, 36(3): 459- 484.

[25] Kristof-Brown A L, Zimmerman R D, Johnson E C. Consequences of individuals’fit at work: a meta-analysis of person-job, person-organization, person-group, and person-supervisor fit[J]. Personnel Psychology, 2005, 58(2): 281-342.

[26] Schaufeli W B, Bakker A B. The measurement of work engagement with a short questionnaire a cross-national study[J]. Educational and Psychological Measurement, 2006, 66(4): 701-716.

[27] Motowidlo S J, Van Scotter J R. Evidence that task performance should be distinguished from contextual performance[J]. Journal of Applied Psychology, 1994, 79(4): 475- 480.

[28] Baron R M, Kenny D A. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: conceptual, strategic, and statistical considerations[J]. Journal of Personality and Social Psychology, 1986, 51(6): 1173-1182.

[29] Aiken L S, West S G. Multiple regression: testing and interpreting interactions[M]. Newbury Park, CA: Sage, 1991.

EffectofMentoringonProtégés’ContextualPerformance:TheMediatingRoleofWorkEngagementandtheModeratingRoleofPerson-organizationFit

LIAN Rui-rui1,2, CHEN Song-lin2

(1.TheSchoolofPublicAffairs,UniversityofScienceandTechnologyofChina,Hefei230026,China; 2.SchoolofPublicPolicy&Management,AnhuiJianzhuUniversity,Hefei230601,China)

Drawing on job demands-resources model, this study explores the influencing mechanism of mentoring on protégés’ contextual performance, as well as the mediating role of work engagement and the moderating role of person-organization fit. Empirical analysis of 384 employees within local enterprises show that: mentoring is positive correlated with protégés’ work engagement and contextual performance; protégés’ work engagement fully mediates the impact of mentoring on protégés’ contextual performance; person-organization fit moderates the direct effect of mentoring on protégés’ contextual performance. At the same time, person-organization fit moderates the indirect effect of mentoring on protégés’ contextual performance via protégés’ work engagement.

mentoring; contextual performance; work engagement; person-organization fit

2017- 06-28

安徽省教育廳人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)資助項(xiàng)目(SK2015A298,SK2017A0555)

C936

A

1003-5192(2017)06- 0023- 07

10.11847/fj.36.6.23