劉 娜，杜海明，朱 潔

(濰坊工程職業(yè)學(xué)院，山東 濰坊 261000)

引言

現(xiàn)代社會的行業(yè)競爭愈演愈烈，對于組織來說，如何在競爭中求生存是促進(jìn)自身可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵所在，這就需要能力強(qiáng)、忠誠度高的員工來維持組織高效運(yùn)轉(zhuǎn)。對于徒弟以及整個組織來說，師徒關(guān)系的存在有重要意義，并且員工自我效能感已經(jīng)被證實可以提高工作效率和忠誠度。通過對自我效能感理論框架的分析，Gist和Mitchell提出，培訓(xùn)可以提高員工成功完成工作的能力，進(jìn)而提高員工的自我效能感，而師徒制可被視為一種培訓(xùn)的方法?；谏鐣粨Q理論的視角，已有許多關(guān)于師徒關(guān)系與自我效能感的相關(guān)研究，如:馬力和曲慶對公司進(jìn)行問卷調(diào)查，通過分析數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，領(lǐng)導(dǎo)與“內(nèi)團(tuán)體”成員存在著互惠的關(guān)系，這些成員動力更強(qiáng)，工作表現(xiàn)更好，“外團(tuán)體”成員則有挫折感和不公平感，這里的動力可視為對工作的信心，相信自己有足夠能力完成工作的信念。綜上，可推測師徒關(guān)系與自我效能感之間有某些關(guān)系[1]。因此本文將從社會效能理論角度出發(fā)探究師徒關(guān)系對徒弟自我效能感的作用效果以及學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向兩者之間的作用機(jī)制。

一、文獻(xiàn)綜述和假設(shè)模型

(一)師徒關(guān)系的涵義及功能

早在1978年，Levinson在調(diào)查美國成功男性職業(yè)生涯狀況時發(fā)現(xiàn)，他們在工作之初就得到了他人的幫助和指導(dǎo)，這些經(jīng)歷促進(jìn)了他們未來的職業(yè)成功。Levinson的調(diào)查打開了師徒關(guān)系研究的大門，但是他并沒有明確提出師徒關(guān)系的內(nèi)涵[2]。Kram最先對師徒關(guān)系進(jìn)行了定義，他把師徒關(guān)系定義為上下級或同級之間的一種強(qiáng)發(fā)展性的人際互動關(guān)系，即具有扎實的專業(yè)知識和豐富的實踐經(jīng)驗的員工(導(dǎo)師)幫助經(jīng)驗較少的員工(徒弟)制定職業(yè)規(guī)劃，幫助徒弟更好地面對和解決職業(yè)發(fā)展過程中遇到的困難，從而獲得職位晉升或加薪。其他學(xué)者也從這一角度對師徒關(guān)系進(jìn)行了界定，他們普遍認(rèn)為導(dǎo)師應(yīng)該是組織中具有一定資歷且經(jīng)驗豐富的成員，他們不僅會給徒弟傳授與工作相關(guān)的知識和技能，還會利用自身的權(quán)利和影響力幫助徒弟拓展職業(yè)發(fā)展空間，從而助力他們獲得更好的職業(yè)成長[3-7]。以上研究通過對師徒關(guān)系進(jìn)行定義，都證明了其對徒弟的職業(yè)發(fā)展會產(chǎn)生影響。之后，有學(xué)者指出，師徒關(guān)系不僅能促進(jìn)徒弟在工作環(huán)境中的成長，也有利于導(dǎo)師個人的能力提升和組織的發(fā)展成長[8]。

在師徒關(guān)系中，導(dǎo)師能夠給徒弟提供多元化指導(dǎo)，這些指導(dǎo)被劃分為兩維、三維或者多維，導(dǎo)師通過給徒弟提供不同維度的指導(dǎo)而發(fā)揮著不同的師徒功能。Kram早在1983年對組織的管理人員進(jìn)行了深入訪談，通過這次訪談發(fā)現(xiàn)了師徒關(guān)系的兩維度模型——職業(yè)指導(dǎo)功能和社會心理指導(dǎo)功能。具體來說，職業(yè)指導(dǎo)功能包括了sponsorship，exposure & visibility，coaching，protection，challenging assignment五個子功能，而counseling，modeling，friendship，acceptance和confirmation則是屬于社會心理指導(dǎo)功能的四個子功能。Kram提出的二維模型是當(dāng)時對于師徒關(guān)系的研究中使用最廣泛的劃分方法，這種劃分方式已經(jīng)被許多學(xué)者證實[9]。隨后，又有學(xué)者對Kram的二維模型進(jìn)行了補(bǔ)充。Noe等將角色楷模從社會心理指導(dǎo)中分離出來，因此提出了師徒關(guān)系的三維模型，即職業(yè)指導(dǎo)、社會心理指導(dǎo)和角色楷模三個維度[10]。除了二維模型和三維模型之外，F(xiàn)agenson eland等人將導(dǎo)師和徒弟之間的關(guān)系細(xì)分成了四個維度：職能方針、社會心理指導(dǎo)、角色楷模和溝通交流[11]。本文采用了當(dāng)下學(xué)者研究過程中使用最多的師徒關(guān)系的三維度模型。

(二)自我效能感

1977年，班杜拉首先提出了自我效能感的概念，這一概念的提出影響了人類的生活。自我效能感是指個體的信念或?qū)ψ约耗苡行瓿商囟ㄈ蝿?wù)的信心。自我效能感是在特定的情境中，個體對自己是否有能力完成特定的任務(wù)或?qū)崿F(xiàn)自己目標(biāo)的一種主觀猜測和判斷，它通過影響人們的認(rèn)知過程、動機(jī)、情感和選擇過程來影響人們的選擇活動、目標(biāo)設(shè)定、努力程度、行為毅力和績效。自我效能理論強(qiáng)調(diào)，一個人的行動和成功取決于他的個人思想和給定任務(wù)之間的相互作用的大小。自我效能感低的人往往會存在消極的想法，認(rèn)為任務(wù)的要求具有威脅性而不是挑戰(zhàn)性，因此會給自己設(shè)定較低的目標(biāo)[12]。

到目前為止，關(guān)于自我效能感的理論和實證研究很多，也得到了許多有意義的結(jié)論。研究結(jié)論一致證明自我效能感是預(yù)測績效的最重要的指標(biāo)，它與組織承諾、工作滿意度等成正相關(guān)，與職業(yè)緊張、離職意愿等成負(fù)相關(guān)。提高個體的自我效能感的手段有增加成功的經(jīng)驗、榜樣示范效應(yīng)、社會勸說以及調(diào)動積極情緒和良性生理喚起等。

(三)學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向

學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向的概念起源于教育心理學(xué)領(lǐng)域，屬于目標(biāo)導(dǎo)向理論的一個維度。Eison將Atkinson的成就動機(jī)理論應(yīng)用到教育心理領(lǐng)域進(jìn)行研究，他認(rèn)為，學(xué)生的學(xué)習(xí)過程有兩種導(dǎo)向：學(xué)習(xí)導(dǎo)向和分?jǐn)?shù)導(dǎo)向。學(xué)習(xí)導(dǎo)向的學(xué)生對待上學(xué)的態(tài)度是獲取知識，獲得個人或者教育的啟示；而分?jǐn)?shù)導(dǎo)向的學(xué)生上學(xué)的目的僅僅是為了考取高的分?jǐn)?shù)。Dweck以發(fā)展的視角研究了成就動機(jī)理論在教育心理學(xué)領(lǐng)域中的應(yīng)用。他們采用實驗的方法，觀察在處于挑戰(zhàn)性的情境中，兒童怎樣發(fā)展和運(yùn)用他們的能力。研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)面臨困難的時候，一些能力較高的孩子也會產(chǎn)生不適應(yīng)感，甚至?xí)г谷蝿?wù)或者懷疑自身能力，由此產(chǎn)生一種無助感；在同樣能力的兒童中會呈現(xiàn)出兩種不同的反應(yīng)方式，有一種孩子不能適應(yīng)充滿挑戰(zhàn)的環(huán)境，表現(xiàn)出無助和抗拒的態(tài)度。另一類是能快速適應(yīng)挑戰(zhàn)性的環(huán)境，積極應(yīng)對變化的環(huán)境，積極解決問題。通過對這些兒童的訪談和調(diào)查，發(fā)現(xiàn)造成這一現(xiàn)象的原因是個體在理解和對待事物時，不同的目標(biāo)導(dǎo)致不同的反應(yīng)模式[13]。因此，本文提出了兩種不同的個人目標(biāo)取向，即學(xué)習(xí)目標(biāo)取向和績效目標(biāo)取向。學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向是指個體致力于學(xué)習(xí)和掌握新的知識和技能，注重自身能力的發(fā)展。而績效目標(biāo)導(dǎo)向的個體往往是為了獲取他人的認(rèn)可和正面的評價。在此基礎(chǔ)上，又有學(xué)者將學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向劃分為兩類，即趨向?qū)W習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向與規(guī)避學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向。

由于學(xué)習(xí)目標(biāo)定向通常對應(yīng)于積極的行為和結(jié)果，因此研究者往往把它作為一個獨(dú)立的變量來研究，并且大多采用一維結(jié)構(gòu)。Fisher，F(xiàn)ord指出學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向是個體的一種穩(wěn)定的特質(zhì)。本文也采用這一觀點(diǎn)，將學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向作為個體特質(zhì)來探討其在本文研究模型中的作用[14]。

基于對上述文獻(xiàn)的分析, 本文提出假設(shè)如下：

H1：師徒關(guān)系正向影響徒弟自我效能感。

H1a：職業(yè)指導(dǎo)功能正向影響徒弟自我效能感。

H1b：社會心理指導(dǎo)功能正向影響徒弟自我效能感。

H1c：角色楷模功能正向影響徒弟自我效能感。

H2：學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向在師徒關(guān)系對徒弟自我效能感的影響過程中起調(diào)節(jié)作用。

因此，構(gòu)建了學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向調(diào)節(jié)師徒關(guān)系及其三維度和徒弟自我效能感關(guān)系的假設(shè)模型(見圖1)。

圖1 假設(shè)模型

二、研究程序

(一)樣本描述

本文主要研究企業(yè)中的師徒關(guān)系對于徒弟的職業(yè)彈性的影響及作用機(jī)制，對徒弟發(fā)放問卷進(jìn)行調(diào)查，主要采用兩種渠道來發(fā)放問卷：①用問卷星網(wǎng)站制作網(wǎng)絡(luò)調(diào)查問卷，通過同學(xué)、朋友和家人等人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)將問卷鏈接發(fā)給符合條件的調(diào)查對象填寫，組成線上調(diào)查的問卷樣本。②選取濰坊的一家民營企業(yè)和一家國企進(jìn)行線下問卷調(diào)查，直接填寫紙質(zhì)問卷，組成線下調(diào)查的問卷樣本。總體上看來，實際共發(fā)放問卷400份，回收問卷388份，回收率為97%，其中有效問卷357份，有效回收率為92.01%。詳細(xì)分析調(diào)查的樣本發(fā)現(xiàn)，從性別分布來看，男性占42.65%，女性占57.35%，男性與女性基本平衡。從年齡分布來看，徒弟身份人群年齡在25歲以下的比例最大，占到了總體樣本的79.78%，導(dǎo)師身份人群年齡基本都在25歲以上。

(二)測量工具

1.師徒關(guān)系量表

對于師徒關(guān)系的測量,本文采用指導(dǎo)功能問卷(mentoring function questionnaire), 簡稱 MFQ 問卷。該問卷基于師徒關(guān)系的三維模型,具有較高的信效度，已經(jīng)被證實適用于東方的文化背景：在美國，師徒關(guān)系總體量表、職業(yè)指導(dǎo)、社會心理指導(dǎo)和角色楷模的Cronbach alpha系數(shù)分別為0.89、0.83、0.83和0.81；在臺灣分別為0.91、0.87、0.87和0.84(Hu，Pellegrini, & Scandura.,2011)。MFQ 問卷包含9 個題項, 分別為3 個職業(yè)指導(dǎo)題項、3個社會心理指導(dǎo)題項以及3個角色楷模題項。問卷采用”Likert5“點(diǎn)記分方式, 其中“1=完全符合”“2=基本符合”“3=不確定”“4=基本不符合”和“5=完全不符合”。

在本文中, 量表的各維度條目的內(nèi)部一致性系數(shù)α分別為0.787、0.706、0.812, 整個量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.884。

2.自我效能感量表

對于自我效能感的測量,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年應(yīng)用于對香港一年級大學(xué)生的自我效能感測量。問卷包括10個題項，例如“如果我盡力去做的話，我總是能夠解決問題的”“即使別人反對我，我仍有辦法取得我所要的”等。問卷采用Likert 5點(diǎn)記分方式, 其中“1=完全符合”“2=基本符合”“3=不確定”“4=基本不符合”和“5=完全不符合”。

在本文中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)α為 0.945。

3.學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向量表

對于學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向的測量, 本文采用 Button，Mathieu & Zajac(1996)所開發(fā)的量表：構(gòu)成“學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向”變量的問題共有8道，如 “我喜歡完成那些促使自己學(xué)習(xí)新東西的任務(wù)”，“學(xué)習(xí)新東西的機(jī)會對我而言很重要”，“完成挑戰(zhàn)性工作的機(jī)會對我而言很重要”等。問卷采用”Likert5“點(diǎn)記分方式, 其中“1=完全符合”“2=基本符合”“3=不確定”“4=基本不符合”和“5=完全不符合”。在本文中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)α為 0.93。

三、研究結(jié)果

(一)共同方法偏差檢驗

由于問卷數(shù)據(jù)均來自于徒弟個人的自我報告，因此有可能存在影響研究有效性的共同方法偏差。所以本論文采用了Harman單因素檢驗對師徒關(guān)系、自我效能感、學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向進(jìn)行因素分析。在使用探索性因子分析進(jìn)行共同方法偏差檢驗之前，需要檢驗研究數(shù)據(jù)是否可以采用因子分析，先對數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO和Bartlett的檢驗，結(jié)果如表1所示：KMO的檢測值為0.940，大于0.6，并且數(shù)據(jù)通過Bartlett球形度檢驗之后的結(jié)果顯著(p<0.05)，綜上可知，數(shù)據(jù)滿足因子分析的前提要求，可以進(jìn)行因子分析。

表1 KMO和Bartlett的檢驗

對數(shù)據(jù)進(jìn)行Harman單因素檢驗的結(jié)果顯示，樣本數(shù)據(jù)共析出3個因子，特征根值均大于1，累計解釋了總體方差70.86%的變異量，其中第一個因子解釋了總體的30.18%的變異量，因此不存在單一因子解釋絕大部分?jǐn)?shù)據(jù)方差(占總變異50%以上)的情況，所以數(shù)據(jù)并不存在明顯的共同方法偏差。

(二)師徒關(guān)系與自我效能感的相關(guān)分析

表2 師徒關(guān)系及各變量與自我效能感的相關(guān)分析

從師徒關(guān)系各變量與自我效能感的相關(guān)性分析可見，師徒關(guān)系(B=0.682)及其三個維度職業(yè)指導(dǎo)(B=0.634)、社會心理指導(dǎo)(B=0.611)和角色楷模(B=0.626)與徒弟自我效能感均存在0.001水平上顯著的正相關(guān)關(guān)系。

(三)師徒關(guān)系對自我效能感的回歸分析

由上表可見，回歸模型的R2值為0.497，表明徒弟性別,徒弟年齡,導(dǎo)師性別,導(dǎo)師年齡,師徒關(guān)系能夠解釋自我效能感49.7%的變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)檢驗結(jié)果顯著(F=69.353，p<0.001)，這表明徒弟性別,徒弟年齡,導(dǎo)師性別,導(dǎo)師年齡,師徒關(guān)系中至少有一項會對自我效能感產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為：自我效能感=-0.342 + 0.101*徒弟性別+0.286*徒弟年齡 + 0.204*導(dǎo)師性別-0.016*導(dǎo)師年齡+0.580*師徒關(guān)系。除此之外，對模型進(jìn)行多重共線性檢驗，結(jié)果顯示模型中VIF值都小于5，這表明模型并不存在共線性；并且D-W值在數(shù)字2附近，因而說明模型不存在自相關(guān)性，樣本數(shù)據(jù)之間并沒有關(guān)聯(lián)關(guān)系，模型較好。

表3 師徒關(guān)系對自我效能感的回歸分析

綜上可知：師徒關(guān)系對自我效能感的回歸系數(shù)為0.580(t=14.784，p<0.001)，表明師徒關(guān)系對自我效能感具有顯著的正向影響。假設(shè)H1得到證實。

表4 師徒關(guān)系各維度與自我效能感的回歸分析

由上表可見，回歸模型的R2值為0.497，表明徒弟性別,徒弟年齡,導(dǎo)師性別,導(dǎo)師年齡,職業(yè)指導(dǎo),社會心理指導(dǎo),角色楷?？梢越忉屪晕倚芨?9.7%的變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗時發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)檢驗結(jié)果顯著(F=49.265，p<0.001)，這表明徒弟性別,徒弟年齡,導(dǎo)師性別,導(dǎo)師年齡,職業(yè)指導(dǎo),社會心理指導(dǎo),角色楷模中至少有一項會對自我效能感產(chǎn)生影響，以及模型公式為：自我效能感=-0.341+0.102*徒弟性別+0.286*徒弟年齡+0.204*導(dǎo)師性別-0.015*導(dǎo)師年齡+0.204*職業(yè)指導(dǎo)+0.186*社會心理指導(dǎo)+0.189*角色楷模。除此之外，對模型進(jìn)行多重共線性檢驗，結(jié)果顯示模型中VIF值都小于5，這表明模型并不存在共線性；并且D-W值在數(shù)字2附近，因而說明模型不存在自相關(guān)性，樣本數(shù)據(jù)之間并沒有關(guān)聯(lián)關(guān)系，模型較好。

職業(yè)指導(dǎo)的回歸系數(shù)值為0.204(t=3.214，p<0.001)，意味著職業(yè)指導(dǎo)對自我效能感具有顯著的正向影響關(guān)系。假設(shè)H1a得到證實。

社會心理指導(dǎo)的回歸系數(shù)值為0.186(t=2.581，p<0.05)，表明社會心理指導(dǎo)對自我效能感具有顯著的正向影響。假設(shè)H1b得到證實。

角色楷模的回歸系數(shù)值為0.189(t=2.847，p<0.01)，意味著角色楷模對自我效能感具有顯著的正向影響。假設(shè)H1c得到證實。

(四)學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

表5 學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

從上表可知，調(diào)節(jié)作用檢驗有三個模型，模型1中包含徒弟性別, 徒弟年齡, 導(dǎo)師性別, 導(dǎo)師年齡等4個控制變量和師徒關(guān)系(自變量)；模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向(調(diào)節(jié)變量)，模型3在模型2的基礎(chǔ)上加入師徒關(guān)系(自變量)與學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向(調(diào)節(jié)變量)的交互項。針對模型1，其目的在于研究在不考慮學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向(調(diào)節(jié)變量)的干擾時，師徒關(guān)系(自變量)對于自我效能感(因變量)的影響情況。由上表可知，師徒關(guān)系(自變量)呈現(xiàn)出顯著性(B=0.58, p<0.001)。這表明師徒關(guān)系對自我效能感具有顯著的正向影響。

由上表可知，師徒關(guān)系與學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向的交互項呈現(xiàn)出顯著性(B=0.377, p<0.001)。這表明師徒關(guān)系對自我效能感的影響過程中，學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向(調(diào)節(jié)變量)起到了正向促進(jìn)的作用。假設(shè)H2得到證實。

四、結(jié)論與建議

(一)研究結(jié)論

本文的研究結(jié)果表明,企業(yè)師徒關(guān)系正向作用于徒弟自我效能感，此結(jié)論與實際的狀況相符。并且將師徒關(guān)系的三個維度(職業(yè)發(fā)展指導(dǎo)、社會心理指導(dǎo)、角色楷模)作為自變量，將自我效能感作為因變量進(jìn)行分析時發(fā)現(xiàn)，這三個維度均與徒弟的自我效能感有顯著的正相關(guān)。另外，學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向作為調(diào)節(jié)變量，在師徒關(guān)系和自我效能感之間存在正向調(diào)節(jié)作用，即師徒關(guān)系水平一定的情況下，學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向較強(qiáng)的員工更容易獲得較高的自我效能感。

(二)對策建議

1.注重師徒關(guān)系質(zhì)量，強(qiáng)化員工自我效能感

師徒關(guān)系能對徒弟的職業(yè)生涯成就產(chǎn)生影響，在這個作用過程中，導(dǎo)師給徒弟提供的職業(yè)指導(dǎo)、社會心理指導(dǎo)以及角色楷模等可以直接影響到徒弟未來的職業(yè)發(fā)展。其中，社會心理指導(dǎo)是指導(dǎo)師與徒弟在工作上或者工作外有一對一的相互交流，并幫助徒弟建立一種身份認(rèn)同感，提高對工作的勝任力和效力。社會心理指導(dǎo)的形式有很多，比如導(dǎo)師攜同徒弟參加非正式的社會活動的方式，幫助徒弟被組織接納或者獲得更多的人際關(guān)系資源；導(dǎo)師經(jīng)常與徒弟分享自己過去的經(jīng)驗，傾聽徒弟的職業(yè)發(fā)展規(guī)劃；加強(qiáng)對徒弟認(rèn)可和關(guān)愛等。這些都直接影響到徒弟的職業(yè)發(fā)展，也可以經(jīng)由增強(qiáng)徒弟的自我效能感來促進(jìn)職業(yè)發(fā)展。而導(dǎo)師的角色榜樣的作用體現(xiàn)在導(dǎo)師的成功典范或者過去成功的經(jīng)歷可以為徒弟遇到類似的職業(yè)情景時提供可以借鑒的經(jīng)驗教訓(xùn)和應(yīng)對方式。當(dāng)然，當(dāng)導(dǎo)師在組織有一定的威望和較高的身份地位時，徒弟會因此而直接獲得自我效能感，這種職業(yè)生涯自我效能感有助于徒弟在工作中能靈活地基于導(dǎo)師的經(jīng)驗產(chǎn)生新觀念與使用新技術(shù)，敢于接受困難與挑戰(zhàn)，能更加獨(dú)立自主地投入工作，在工作中表現(xiàn)得更加出色，收獲高績效，增加對職業(yè)的滿意度。

因此，對于企業(yè)而言，需要從組織層面為擔(dān)任導(dǎo)師角色的員工提供物質(zhì)和精神方面的雙重保障，比如，可以將導(dǎo)師對徒弟的指導(dǎo)納入實際工作量，計入工作績效，參與業(yè)務(wù)考核；也可以開展優(yōu)秀導(dǎo)師的評比活動，在企業(yè)范圍宣傳表彰獲得優(yōu)秀榮譽(yù)的導(dǎo)師。對于導(dǎo)師來說，首先要改變傳統(tǒng)的觀念，用心去幫助徒弟的成長，其次，要將自己所掌握的知識與經(jīng)驗傳承給徒弟，幫助他們不斷提高自身的專業(yè)水準(zhǔn)；最后，要給予他們情感上的關(guān)懷，幫助他們快速適應(yīng)企業(yè)發(fā)展要求。對于徒弟來說，要以提高自己專業(yè)技術(shù)水平和個人職業(yè)發(fā)展為目標(biāo)，以更加主動積極的態(tài)度尋求導(dǎo)師的幫助。

2.營造良好學(xué)習(xí)氛圍，促進(jìn)形成學(xué)習(xí)習(xí)慣

作為一個重要的個體差異變量，學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向不僅能夠塑造導(dǎo)師的職能以及導(dǎo)師所表現(xiàn)出的行為角色的性質(zhì)，還能影響徒弟所取得的職業(yè)成就。學(xué)習(xí)目標(biāo)促進(jìn)個體的內(nèi)在動機(jī)和掌握導(dǎo)向的反應(yīng)模式和行為。對于導(dǎo)師和徒弟而言，當(dāng)被類似的學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向所激勵時，導(dǎo)師會給徒弟提供必要的職業(yè)發(fā)展、社會心理指導(dǎo)和角色楷模等，而徒弟則更傾向于接受這些行為，并借此實現(xiàn)職業(yè)目標(biāo)。以學(xué)習(xí)目標(biāo)為導(dǎo)向的個體愿意追求具有挑戰(zhàn)性的任務(wù)，不管個人是否確認(rèn)自己能在這樣的任務(wù)中取得成功。

學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向還會影響組織指導(dǎo)計劃的設(shè)計。首先，在現(xiàn)今動蕩的商業(yè)大環(huán)境中，發(fā)展導(dǎo)師關(guān)系可以成為促進(jìn)個人學(xué)習(xí)、職業(yè)發(fā)展和管理進(jìn)步的關(guān)鍵戰(zhàn)略。此外，由于成長、適應(yīng)和發(fā)展的能力對提高組織競爭力變得越來越重要，外部環(huán)境對組織員工提出了終身學(xué)習(xí)的要求。其次，企業(yè)應(yīng)該充分利用學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向來適當(dāng)?shù)仄ヅ鋵?dǎo)師和徒弟，以最大限度地提高導(dǎo)師提供的指導(dǎo)效率和徒弟接收指導(dǎo)功能的數(shù)量。例如，如果一個高學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向的導(dǎo)師在指導(dǎo)徒弟時專注于提供職業(yè)發(fā)展和角色模范，那么一個類似的學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向的徒弟發(fā)展可能會得到極大的提高。相反，如果師徒的學(xué)習(xí)目標(biāo)取向都較低，那么導(dǎo)師可能很難給徒弟提供職業(yè)發(fā)展機(jī)會和心理社會支持，而且徒弟也不易發(fā)現(xiàn)將這些功能與實現(xiàn)職業(yè)目標(biāo)聯(lián)系起來的價值，徒弟的成長可能會因此而受到抑制。