唐涵羽?李霞

摘 要 為厘清師徒關(guān)系對徒弟工作態(tài)度的作用機(jī)制和邊界條件，運(yùn)用元分析方法對包含103項獨(dú)立研究、126個效應(yīng)值及33617個研究樣本的101篇文獻(xiàn)進(jìn)行了定量整合，結(jié)果表明：（1）徒弟組織支持感、自我效能感均能中介師徒關(guān)系對徒弟工作滿意度和組織承諾的正面影響。進(jìn)一步通過中介效應(yīng)差異檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，徒弟組織支持感的中介作用顯著大于徒弟自我效能感。同時，師徒關(guān)系也通過徒弟組織支持感、自我效能感的鏈?zhǔn)街薪殚g接影響徒弟工作滿意度和組織承諾。（2）文化情境調(diào)節(jié)了師徒關(guān)系與徒弟工作態(tài)度的關(guān)系。具體來看，集體主義、高權(quán)力距離、長期導(dǎo)向文化中師徒關(guān)系對徒弟工作滿意度、組織承諾的積極影響強(qiáng)于個人主義、低權(quán)力距離、短期導(dǎo)向文化中師徒關(guān)系對二者的積極影響。以上結(jié)論不僅有助于深入理解師徒關(guān)系的積極作用，而且為師徒關(guān)系的實(shí)踐提供了一定的指導(dǎo)。

關(guān)鍵詞 師徒關(guān)系；工作態(tài)度；組織支持感；自我效能感；元分析

分類號 B849

DOI：10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2024.05.001

1 引言

在工作環(huán)境日益復(fù)雜和競爭愈發(fā)激烈的背景下，如何讓新員工快速融入組織成為組織亟須解決的重要問題，師徒關(guān)系是備受青睞的手段。在全球500強(qiáng)的企業(yè)中，已有70%左右的企業(yè)擁有師徒關(guān)系項目，如京東管培生導(dǎo)師制、華為全員導(dǎo)師制等（黎子森， 2018）。師徒關(guān)系對徒弟工作態(tài)度的影響一直是學(xué)界研究的焦點(diǎn)。雖然學(xué)界已進(jìn)行了廣泛研究，但由于樣本數(shù)量、數(shù)據(jù)分析及研究背景等因素的不同，各單一研究結(jié)果間師徒關(guān)系的作用大小、顯著性仍存在較大差異（Baranik et al.， 2010; Kim et al.， 2015）。例如，基于角色壓力視角，Kim等（2015）發(fā)現(xiàn)師徒關(guān)系各維度均能較大提升徒弟工作滿意度和組織承諾，然而Baranik等（2010）在社會交換視角下發(fā)現(xiàn)，師徒關(guān)系對徒弟工作滿意度和組織承諾的影響相對有限。

元分析作為一種有效整合以往實(shí)證結(jié)果的定量研究方法，能夠改善估計特定變量關(guān)系的準(zhǔn)確性，對于厘清研究間的差異具有重要意義。雖然國外學(xué)者（Allen et al.， 2004; Eby et al.， 2008; Eby et al.， 2013）針對師徒關(guān)系的后效進(jìn)行了元分析研究，證明了師徒關(guān)系有助于改善徒弟的工作態(tài)度，并確定了其關(guān)系的強(qiáng)度，但是即有研究仍存在以下不足和拓展余地：（1）大多以2010年以前的英文文獻(xiàn)為研究對象，并且包含徒弟工作態(tài)度研究的樣本數(shù)量較少。隨著近年新文獻(xiàn)的增加，有必要對新近的研究做一些梳理和分析。（2）未考慮文化情境的差異。當(dāng)不同研究效應(yīng)值存在高度異質(zhì)性時，探索潛在的調(diào)節(jié)變量就成了元分析尤其重要的任務(wù)（衛(wèi)旭華， 2021）。以往相關(guān)元分析研究納入的大多是西方樣本，代表了西方情境下師徒關(guān)系的影響效果，因此在探索潛在調(diào)節(jié)變量時，往往忽略了文化情境的調(diào)節(jié)作用（Eby et al.， 2013）。從管理實(shí)踐-文化匹配理論的角度來看，管理實(shí)踐只有與組織所在的國家文化維度相合時，才能發(fā)揮出更大的效用（池毛毛等， 2021; 尹奎等， 2024）。大量學(xué)者也呼吁在元分析研究中將文化情境作為調(diào)節(jié)因素，探究不同文化情境下個體或團(tuán)隊行為的差異（藍(lán)媛美等; 2022; 楊偉文， 李超平， 2021; 尹奎等， 2024）。近年來，國內(nèi)學(xué)者也對師徒關(guān)系進(jìn)行了較為深入的研究，并積累了一定的實(shí)證研究數(shù)據(jù)，為探索師徒關(guān)系的文化差異提供了良好的條件。因此有必要探索文化情境在師徒關(guān)系與徒弟工作態(tài)度中的調(diào)節(jié)作用，對二者的關(guān)系進(jìn)行跨文化比較，以全面理解師徒關(guān)系的作用效果。（3）以往元分析只討論了師徒關(guān)系與相關(guān)變量之間的相關(guān)關(guān)系，缺乏對于影響機(jī)制的深入分析。盡管Eby等（2013）通過元分析對師徒關(guān)系的前因與結(jié)果變量進(jìn)行了梳理和整合，提出了師徒關(guān)系的“輸入-過程-結(jié)果”模型，但依舊沒有進(jìn)一步驗(yàn)證師徒關(guān)系的中介機(jī)制。雖然有實(shí)證研究從認(rèn)知和交換等不同視角探究了師徒關(guān)系的作用機(jī)制（童俊等， 2018; Yang et al.， 2022），但多數(shù)只考慮了單一中介作用，并且納入的樣本有限，具有一定的局限性。元分析結(jié)構(gòu)方程模型是將元分析與結(jié)構(gòu)方程模型相結(jié)合的一種統(tǒng)計方法，綜合了元分析與結(jié)構(gòu)方程模型的優(yōu)點(diǎn)，能夠基于大樣本檢驗(yàn)多個變量間的關(guān)系并比較不同中介作用的大小。

鑒于此，本研究期望在以下兩個方面作出貢獻(xiàn)，一是運(yùn)用元分析結(jié)構(gòu)方程模型方法，從社會認(rèn)知與社會交換視角出發(fā)，將徒弟自我效能感和組織支持感作為中介變量，探索師徒關(guān)系對徒弟工作態(tài)度（工作滿意度、組織承諾）的影響機(jī)制及其差異；二是將文化情境作為調(diào)節(jié)變量，探究師徒關(guān)系發(fā)揮作用的邊界條件。

2 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

2.1 相關(guān)概念界定

師徒關(guān)系的學(xué)術(shù)研究最早可以追溯到20世紀(jì)70年代。Levinson等（1978）的研究發(fā)現(xiàn)，多數(shù)職業(yè)成功的男性在職業(yè)發(fā)展的早期階段都受過他人的提攜與指導(dǎo)，并且這提升了其自尊與工作認(rèn)同。自此，師徒關(guān)系引起了西方學(xué)者的研究興趣。Kram在1983年率先對師徒關(guān)系做了較為明確的定義。她認(rèn)為師徒關(guān)系是一種人際互動關(guān)系，指組織中資歷較深者（師傅）向資歷較淺者（徒弟）提供職業(yè)指導(dǎo)和心理支持，從而幫助徒弟獲得成功。學(xué)者根據(jù)Kram的定義，將師徒關(guān)系劃分成二維結(jié)構(gòu)或三維結(jié)構(gòu)。其中二維結(jié)構(gòu)包含職業(yè)發(fā)展和社會心理兩大功能，職業(yè)發(fā)展功能由贊助、教導(dǎo)、保護(hù)、展露和挑戰(zhàn)性安排五者構(gòu)成，社會心理功能由接納和認(rèn)可、角色模范、友誼和咨詢四者構(gòu)成（Kram， 1983）。兩維度模型在后來得到了許多學(xué)者的驗(yàn)證（趙書松等， 2017; Noe， 1988; Ragins & McFarlin， 1990）。Ragins 和Scandura則將二維度模型社會心理功能中的角色模范獨(dú)立出來，將師徒關(guān)系劃分為由職業(yè)支持、心理支持和角色模范構(gòu)成的三維度模型（Ragins & Scandura， 1999）。這一結(jié)構(gòu)劃分也得到了部分學(xué)者的支持（曾顥等， 2019; Lapointe & Vandenberghe， 2017; Weinberg & Lankau， 2011）。

工作態(tài)度是指個體對工作的評價，包含個體對工作的情感、信念以及依戀（Judge & Kammeyer-Mueller， 2012）。工作滿意度反映個體對工作的積極情感（Weiss， 2002），而組織承諾則是個體與組織之間的心理紐帶，具體表現(xiàn)為個體對組織的依戀、內(nèi)化組織的價值和目標(biāo)以及為組織付出努力的意愿（Judge & Kammeyer-Mueller， 2012）。從理論上看，工作滿意度和組織承諾包含了個體關(guān)于工作的情感、信念以及依戀，能較好地反映對工作態(tài)度的定義。從實(shí)際研究情況來看，Judge等（2017）認(rèn)為工作滿意度和組織承諾是工作態(tài)度的主要表現(xiàn)形式，并通過文獻(xiàn)計量法發(fā)現(xiàn)二者是近年來學(xué)者最為關(guān)心的工作態(tài)度變量。再者，在以往元分析研究中，有學(xué)者將工作滿意度和組織承諾作為評價總體工作態(tài)度的指標(biāo)（藍(lán)媛美等， 2022; Harrison et al.， 2006）。綜上，本研究選取徒弟工作滿意度和組織承諾作為衡量徒弟工作態(tài)度的變量。

2.3 師徒關(guān)系的作用機(jī)制

在Wanberg等（2003）提出的師徒關(guān)系動態(tài)過程模型中，師徒關(guān)系通過近端變量作用于遠(yuǎn)端變量。其中近端變量包括徒弟的改變（認(rèn)知學(xué)習(xí)、情感學(xué)習(xí)、社會關(guān)系等）、對師徒關(guān)系的滿意度；遠(yuǎn)端變量包括徒弟工作態(tài)度、客觀職業(yè)成功等。國內(nèi)學(xué)者進(jìn)一步歸納了師徒關(guān)系的中介機(jī)制，提出了認(rèn)知學(xué)習(xí)、交換、認(rèn)同和情緒等影響路徑（曾顥， 趙曙明， 2017）。在此基礎(chǔ)上，通過梳理文獻(xiàn)，本研究發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有關(guān)師徒關(guān)系作用機(jī)制的實(shí)證研究主要集中在社會認(rèn)知視角和社會交換視角。認(rèn)知視角主張師徒關(guān)系能夠提高徒弟的自我效能感，繼而影響徒弟職業(yè)成功等工作結(jié)果（童俊等， 2018; Day & Allen， 2004）。交換視角則認(rèn)為，接受師傅的有益指導(dǎo)后，徒弟的組織支持感會提升，并因此產(chǎn)生回報師傅的責(zé)任感，從而有更好的工作表現(xiàn)（Park et al.， 2016; Yang et al.， 2022）。如前文所述，工作態(tài)度與組織承諾是工作態(tài)度的主要表現(xiàn)形式（Judge et al.， 2017），二者對于衡量員工的整體工作態(tài)度具有重要意義（Harrison et al.， 2006）。但是從上述中介機(jī)制出發(fā)，將徒弟工作滿意度、組織承諾作為結(jié)果變量的研究較少（Baluku et al.， 2020; Baranik et al.， 2010）。除此之外，現(xiàn)有研究大多是基于單一視角，缺乏對兩種中介機(jī)制的整合。

因此，本研究將借鑒Wanberg等（2003）提出的研究框架，參考曾顥和趙曙明（2017）歸納的中介機(jī)制，并結(jié)合現(xiàn)有研究情況，分別從認(rèn)知視角與交換視角出發(fā)，選取徒弟自我效能感和組織支持感兩個中介變量探究師徒關(guān)系對徒弟工作態(tài)度（工作滿意度、組織承諾）的影響機(jī)制。

2.3.1 認(rèn)知視角：自我效能感的中介作用

社會認(rèn)知理論認(rèn)為個體、環(huán)境和行動三者是相互作用、相互影響的。自我效能感是指個體與環(huán)境互動時形成的對自己能力的一種信念，它使個體有能力調(diào)動完成特定任務(wù)所需的動機(jī)和認(rèn)知等資源，是社會認(rèn)知理論的核心概念（Gielnik et al.， 2020），也是解釋師徒關(guān)系發(fā)揮作用的重要中介變量（韓翼等， 2013）。

師徒關(guān)系作為影響個體認(rèn)知的環(huán)境變量，能夠通過三條途徑提升徒弟自我效能感：第一，師傅在師徒關(guān)系中往往起到角色模范的作用，為徒弟提供替代性成功經(jīng)驗(yàn)，促使其相信自己也有能力成功；第二，師傅對于徒弟表現(xiàn)的正面反饋與表揚(yáng)；第三，當(dāng)師傅給徒弟布置具有挑戰(zhàn)性的任務(wù)時，能夠增強(qiáng)徒弟對于自己能力的信心（Day & Allen， 2004; St-Jean & Tremblay， 2020）。根據(jù)社會認(rèn)知理論，高自我效能感的員工往往能夠采取更加積極的應(yīng)對方式，取得更好的工作績效和更多的職業(yè)發(fā)展機(jī)會，并因此形成更高水平的工作滿意度與組織承諾（Albrecht & Marty， 2020; Bargsted et al.， 2019; Downes et al.， 2021）。由此，本研究提出假設(shè)1：徒弟自我效能感能夠中介師徒關(guān)系與徒弟工作滿意度、組織承諾的關(guān)系。

2.3.2 交換視角：組織支持感的中介作用

社會交換理論指出員工與組織的關(guān)系往往遵循互惠原則，同樣為解釋師徒關(guān)系的作用機(jī)制提供了重要的理論基礎(chǔ)（Cropanzano & Mitchell， 2005）。組織支持感與領(lǐng)導(dǎo)成員交換均是衡量師徒關(guān)系中社會交換關(guān)系質(zhì)量的重要因素（曾顥， 趙曙明， 2017; Baranik et al.， 2010; Scandura & Schriesheim， 1994）?？紤]到師徒關(guān)系并不只存在于上下級之間，同輩師徒關(guān)系更是一種常見的形式，因此在交換視角下，本研究選取組織支持感作為中介變量。

組織支持感是指員工對于組織如何看待他們的貢獻(xiàn)并給予不同對待的一種總的知覺（Eisenberger et al.， 2020）。師徒關(guān)系往往是影響徒弟組織支持感的重要因素。在師徒關(guān)系中，師傅往往會被視為組織的代表（Orpen， 1997），因此徒弟會將師傅的個人行為上升到組織層面。通過接受來自師傅的職業(yè)指導(dǎo)和心理支持，徒弟往往能夠感知到組織對其的關(guān)心和善待，組織支持感的水平會因此得到提升。根據(jù)互惠原則，徒弟便會回饋更好的工作態(tài)度和行為（楊芳等， 2021; Yang et al.， 2022）。據(jù)此，本研究提出假設(shè)2：徒弟組織支持感能夠中介師徒關(guān)系與徒弟工作滿意度、組織承諾的關(guān)系。

2.3.3 兩種中介的比較

雖然自我效能感與組織支持感均能解釋師徒關(guān)系對徒弟工作態(tài)度的正面影響，但二者的作用大小可能存在差異。根據(jù)自我決定理論，個體具有自主、勝任和歸屬三種基本需求，當(dāng)這三種基本需求得到滿足時，個體會有更好的工作表現(xiàn)（Deci et al.， 2017）。自我效能感反映了個體對自我能力的積極認(rèn)知，因此與勝任需求聯(lián)系更為緊密。高組織支持感的個體往往對組織具有較高的認(rèn)同度。同時，組織支持感也包括了員工所感知到的組織對其意見的關(guān)心與尊重（Eisenberger et al.， 2020）。因此，與自我效能感相比，組織支持感與自主、歸屬需求的聯(lián)系更為緊密（Van den Broeck et al.， 2016）。Van den Broeck等（2016）通過元分析的方法進(jìn)一步證明，與勝任需求相比，自主與歸屬需求對員工工作態(tài)度的積極影響更強(qiáng)。實(shí)證研究也表明，自我效能感對員工行為和態(tài)度的影響具有一定的不確定性。ONeill 與Mone（1998）指出簡單提升員工自我效能感不一定會促使其改善工作態(tài)度，自我效能感對工作態(tài)度的作用還受到其他因素的影響，如職業(yè)機(jī)會和公平感知等。高自我效能感在某些特殊情況下甚至?xí)L員工的消極工作表現(xiàn)（張凱麗等， 2018）。最近一項研究發(fā)現(xiàn)，自我效能感和員工的任務(wù)績效呈倒U型關(guān)系，這說明在工作場所中過度自信可能會造成負(fù)面后果（李姍姍， 王海寧， 2023）。

綜上所述，本研究提出假設(shè)3：與徒弟自我效能感相比，徒弟組織支持感能更好地解釋師徒關(guān)系對徒弟工作滿意度及組織承諾的影響。

2.4 文化情境的調(diào)節(jié)效應(yīng)

文化會影響個體的思維和行為方式。已有研究證明，員工的工作行為和態(tài)度受到文化情境的調(diào)節(jié)（藍(lán)媛美等， 2022; 楊偉文， 李超平， 2021; 尹奎等， 2024）。師徒關(guān)系的后效受文化情境的影響同樣得到了相關(guān)研究的支持（Baluku et al.， 2019）。在眾多文化差異理論中，Hofstede提出的六維文化價值模型在跨文化管理研究中的運(yùn)用中較為廣泛。王佳燕等（2022）指出，個人-集體主義、權(quán)力距離與長期-短期導(dǎo)向三個維度在東西方文化差異中尤其明顯。因此，本研究聚焦于這三個維度，探究文化情境差異在師徒關(guān)系對徒弟工作態(tài)度影響中的調(diào)節(jié)作用。

個人-集體主義。在個人主義文化情境當(dāng)中，社會與個體之間的聯(lián)結(jié)較為松散，個體更加注重自我利益，追求自主性和獨(dú)立性。相反，在集體主義文化情境當(dāng)中，社會與個體之間的聯(lián)系較為緊密，個體注重族群內(nèi)部的關(guān)系，對群體的依賴程度更高。群體內(nèi)部成員會將群體利益放在首位，強(qiáng)調(diào)個體對群體的奉獻(xiàn)和服從。相應(yīng)地，群體也會對個體成員提供更多的保護(hù)（Hofstede et al.， 2010）。因此，在集體主義文化中，徒弟更依賴師傅的指導(dǎo)，師徒關(guān)系對徒弟工作態(tài)度的正面影響更強(qiáng)。本研究由此提出假設(shè)4：個人-集體主義調(diào)節(jié)了師徒關(guān)系與徒弟工作滿意度及組織承諾的關(guān)系，集體主義情境下師徒關(guān)系對二者的正面影響強(qiáng)于個人主義情境。

權(quán)力距離。權(quán)力距離代表了個體對組織中權(quán)力分配不平等的接受程度。高權(quán)力距離文化情境下，個體對權(quán)威表現(xiàn)出更多的尊重、順從、忠誠和責(zé)任（Chen et al.， 2014）。師傅往往是組織中資歷較為豐富的員工，因此在某種程度上具有一定的權(quán)威性。所以，在權(quán)力距離較高的文化情境中，徒弟對師傅指導(dǎo)的接受性更高，師徒關(guān)系對徒弟工作態(tài)度的正面影響也越強(qiáng)。由此，本研究提出假設(shè)5：權(quán)力距離調(diào)節(jié)了師徒關(guān)系與徒弟工作滿意度及組織承諾的關(guān)系，高權(quán)力距離情境下師徒關(guān)系對二者的正面影響強(qiáng)于低權(quán)力距離情境。

長期-短期導(dǎo)向。在長期導(dǎo)向的文化情境中，個體往往會為未來做充分的準(zhǔn)備，注重未來的回報，具有延遲滿足的特點(diǎn)。相反，短期導(dǎo)向文化情境中，個體追求即時滿足，注重當(dāng)下的回報（Gu et al.， 2022）。根據(jù)師徒關(guān)系發(fā)展四階段特點(diǎn)，當(dāng)進(jìn)入培育階段時，即師徒關(guān)系形成的一年后，師傅的職業(yè)指導(dǎo)和社會支持作用一般才會發(fā)揮最大的功效（楊英， 龍立榮， 2006）。在長期導(dǎo)向文化中，徒弟會為了職業(yè)發(fā)展前景而更愿意接受師傅的長期指導(dǎo)，因此師徒關(guān)系的作用效果也會更好。綜上，本研究提出假設(shè)6：長期-短期導(dǎo)向調(diào)節(jié)了師徒關(guān)系與徒弟工作滿意度及組織承諾的關(guān)系，長期導(dǎo)向情境下師徒關(guān)系對二者的正面影響強(qiáng)于短期導(dǎo)向情境。

3 研究方法

3.1 文獻(xiàn)搜集與納入標(biāo)準(zhǔn)

本研究檢索的范圍主要涵蓋了中文數(shù)據(jù)庫與英文數(shù)據(jù)庫。其中中文數(shù)據(jù)庫包括中國知網(wǎng)、萬方、維普、中國優(yōu)秀碩士學(xué)位論文全文數(shù)據(jù)庫、中國博士學(xué)位論文全文數(shù)據(jù)庫。英文數(shù)據(jù)庫包括了Web of Science、ScienceDirect、Wiley、EBSCO、Google Scholar、PsyArticles。中文文獻(xiàn)檢索關(guān)鍵詞為：“指導(dǎo)關(guān)系”“師徒關(guān)系”“指導(dǎo)功能”“導(dǎo)師制”“學(xué)徒制”“工作滿意度”“組織承諾”“情感承諾”“規(guī)范承諾”“持續(xù)承諾”“自我效能感”“組織支持感”。英文文獻(xiàn)檢索關(guān)鍵詞為“mentoring”“mentorship”“mentoring relationship”“coaching”“protég锓job satisfaction”“work satisfaction”“organizational commitment”“affective commitment”“continuance commitment”“normative commitment”“self-efficacy”“organizational support”。檢索的時間范圍為1992年1月～2022年12月。

根據(jù)元分析研究主題與要求，文獻(xiàn)的篩選標(biāo)準(zhǔn)如下：（1）須為實(shí)證研究，排除案例、綜述等非實(shí)證研究。（2）須對師徒關(guān)系進(jìn)行問卷測量，剔除準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究。（3）須包含樣本量大小、相關(guān)系數(shù)r或其他能夠轉(zhuǎn)化為相關(guān)系數(shù)的統(tǒng)計量（如t、SD、F值等）。（4）對于重復(fù)文獻(xiàn)，則選取報告更為詳細(xì)或發(fā)表在期刊上的文獻(xiàn)。最終滿足師徒關(guān)系與徒弟工作態(tài)度的直接效應(yīng)與調(diào)節(jié)效應(yīng)分析的文獻(xiàn)共有71 篇，其中英文55篇，中文16篇，效應(yīng)值90個，樣本量18934人。此外，進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)時還需要獲得其他變量間的相關(guān)系數(shù)。為此，本研究參照以往研究的做法（李超平等， 2023），從Kurtessis等（2017）的元分析研究中分別提取組織支持感與工作滿意度、組織承諾、自我效能感之間的相關(guān)系數(shù)，從Meyer等（2002）的元分析研究中獲得工作滿意度與組織承諾之間的相關(guān)系數(shù)。對于未找到相關(guān)系數(shù)的變量，如自我效能感與工作滿意度、組織承諾間的相關(guān)系數(shù)，本研究則通過補(bǔ)充收集的方式獲得所需文獻(xiàn) 30篇，并對其進(jìn)行元分析以獲得相關(guān)系數(shù)。最終共獲得文獻(xiàn)101篇，其中英文71篇，中文30 篇，獨(dú)立研究103項，效應(yīng)值 126個，樣本量共計33617人。文獻(xiàn)篩選流程見圖1。

3.2 文獻(xiàn)編碼

確定所需文獻(xiàn)之后采用Excel進(jìn)行編碼。根據(jù)Lipsey 和Wilson提出的元分析編碼原則，選取樣本特征與效應(yīng)值兩部分進(jìn)行文獻(xiàn)編碼（Lipsey & Wilson， 2001）。其中樣本特征包含文章的作者、發(fā)表時間、樣本所屬國家、測量問卷信度等信息。效應(yīng)值包括樣本量大小和相關(guān)系數(shù)r值。在編碼過程中進(jìn)行如下操作：（1）當(dāng)文獻(xiàn)包含多個獨(dú)立樣本時，對獨(dú)立樣本進(jìn)行分開編碼。（2）若文獻(xiàn)報告了師徒關(guān)系與各變量不同維度間的相關(guān)系數(shù)，則使用Hunter和Schmidt（2004）提出的公式：

獲得相關(guān)系數(shù)的組合效應(yīng)值。（3）對于縱向研究，則按首次測量結(jié)果編碼（張亞利等， 2021）。（4）采用Hofstede等（2010）的文化價值觀調(diào)查數(shù)據(jù)，對其中的個人主義指數(shù)、權(quán)力距離指數(shù)和長期導(dǎo)向指數(shù)編碼，各指數(shù)分值均在0～100。個人主義指數(shù)越高，代表該國家越偏向個人主義文化；權(quán)力距離指數(shù)越高，代表越偏向高權(quán)力距離文化；長期導(dǎo)向指數(shù)越高，則代表越偏向長期導(dǎo)向文化。兩名編碼者按照上述步驟獨(dú)立編碼，在編碼過程中對不一致之處進(jìn)行協(xié)商討論，最終達(dá)成一致結(jié)果。

3.3 元分析過程

發(fā)表偏倚檢驗(yàn)：本研究采用失安全系數(shù)（Fail-safe N）判斷是否存在嚴(yán)重的發(fā)表偏倚。失安全系數(shù)是指需要多少無效結(jié)果的未發(fā)表研究，才能使本次元分析結(jié)果不成立（衛(wèi)旭華，2021）。結(jié)果表明，各組間的失安全系數(shù)均遠(yuǎn)大于臨界值5K+ 10（K代表效應(yīng)值個數(shù)），說明不存在嚴(yán)重的發(fā)表偏倚。

異質(zhì)性分析與模型選定：在異質(zhì)性分析中，若Q檢驗(yàn)的結(jié)果顯著（p<0.05），則表明存在異質(zhì)性。當(dāng)Q檢驗(yàn)結(jié)果顯著且I2 >75%時，選用隨機(jī)效應(yīng)模型；反之，則選用固定效應(yīng)模型（衛(wèi)旭華， 2021）。結(jié)果顯示各組間的Q值均顯著且I2均大于75%，因此，在接下來的分析中均采用隨機(jī)效應(yīng)模型更具合理性。

直接效應(yīng)分析：本研究選用相關(guān)系數(shù)作為效應(yīng)值，并對其進(jìn)行信度測量誤差修正，得到真實(shí)相關(guān)系數(shù)，對于少數(shù)未報告信度的文獻(xiàn)，采用加權(quán)平均信度替代（李超平等， 2023; Hunter & Schmidt， 2004）。本研究采用Hunter和Schmidt的效應(yīng)值合并方法，使用R4.2.2中的Psychmeta包完成直接效應(yīng)檢驗(yàn)。最后同時報告未經(jīng)信度修正的樣本加權(quán)平均效應(yīng)值、信度修正后的樣本加權(quán)平均效應(yīng)值和其95%的置信區(qū)間、80%的可信區(qū)間。

中介效應(yīng)分析：使用lavaan包完成結(jié)構(gòu)方程模型元分析，實(shí)現(xiàn)路徑分析與中介效應(yīng)的檢驗(yàn)。研究遵循兩階段結(jié)構(gòu)方程模型的思想進(jìn)行分析。第一階段，通過元分析得到變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣。第二階段，使用相關(guān)系數(shù)矩陣擬合結(jié)構(gòu)方程模型，將相關(guān)矩陣中各效應(yīng)值樣本量的調(diào)和平均數(shù)作為結(jié)構(gòu)方程模型的樣本量（衛(wèi)旭華， 2021）。

調(diào)節(jié)效應(yīng)分析：對于文化情境差異，本研究通過元回歸分析完成其調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)，當(dāng)回歸系數(shù)顯著時，表明調(diào)節(jié)效應(yīng)成立。

4 研究結(jié)果

4.1 直接效應(yīng)分析

師徒關(guān)系與徒弟工作態(tài)度關(guān)系的直接效應(yīng)分析結(jié)果見表1。師徒關(guān)系與徒弟工作滿意度、組織承諾呈中等程度正相關(guān)（=0.47、0.47）。師徒關(guān)系與徒弟自我效能感、組織支持感兩個中介變量也均呈顯著正相關(guān)（95%CI不包含0），為后續(xù)中介效應(yīng)的分析奠定了基礎(chǔ)。

4.2 中介效應(yīng)分析

研究根據(jù)兩階段結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。第一階段根據(jù)直接效應(yīng)分析結(jié)果和提取的以往元分析中的效應(yīng)值構(gòu)建變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣，如表2所示。結(jié)構(gòu)方程模型的樣本量N=7063。第二階段將聯(lián)合相關(guān)矩陣帶入結(jié)構(gòu)方程模型，將徒弟自我效能感、組織支持感作為中介變量進(jìn)行模型擬合。研究分別擬合了部分中介和完全中介模型（見表3），結(jié)果發(fā)現(xiàn)完全中介模型的擬合度優(yōu)于部分中介模型，且二者差異顯著，因此采用完全中介模型。

此外，為了比較兩個中介變量的差異，本研究參照Zhang（2019）等的方法，在完全中介模型的基礎(chǔ)上，對相關(guān)路徑進(jìn)行約束，結(jié)果見表3。與模型1相比，模型3擬合度較差，說明兩個中介變量到工作滿意度的路徑不等。進(jìn)一步在模型3的基礎(chǔ)上擬合模型4，發(fā)現(xiàn)模型4擬合度也較差，說明兩個中介變量的效應(yīng)存在差異。類似地，將模型5、6與模型1進(jìn)行對比，均發(fā)現(xiàn)它們的擬合度較差，也證明中介效應(yīng)存在差異。

路徑系數(shù)見圖2。進(jìn)一步采用sobel法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，并用蒙特卡洛模擬法重復(fù)抽樣20000次，估計其95%的置信區(qū)間（Preacher & Selig， 2012），結(jié)果見表4。徒弟自我效能感對徒弟工作滿意度、組織承諾的個別中介效應(yīng)分別為0.12、0.13；徒弟組織支持感對徒弟工作滿意度、組織承諾的個別中介效應(yīng)分別為0.34、0.36（95%CI不包含0）。由此可見，徒弟自我效能感、組織支持感均能中介師徒關(guān)系對徒弟工作滿意度、組織承諾的正面影響，假設(shè)1、2得到驗(yàn)證。此外，在師徒關(guān)系對徒弟工作滿意度、組織承諾的影響中，徒弟組織支持感和徒弟自我效能感中介效應(yīng)差異的效應(yīng)值分別為0.22、0.23（95%CI不包含0），均達(dá)到顯著程度。因此，假設(shè)3得到驗(yàn)證，徒弟組織支持感的中介效應(yīng)大于徒弟自我效能感。

4.3 補(bǔ)充分析：鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)

以上內(nèi)容重點(diǎn)分析了徒弟自我效能感、組織支持感在師徒關(guān)系與徒弟工作態(tài)度間的平行中介效應(yīng)，借鑒黃勇等（2022）的做法，本研究進(jìn)一步探討徒弟組織支持感、自我效能感在師徒關(guān)系與徒弟工作態(tài)度間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。

在師徒關(guān)系中，師傅往往會給予徒弟職業(yè)指導(dǎo)與心理支持，因此師徒關(guān)系往往也被視作實(shí)際組織支持，能夠提升徒弟組織支持感（Baranik et al.， 2010; Takeuchi et al.， 2021）。根據(jù)組織支持理論，組織支持感能夠通過滿足個體自我提升的需求（如個體能力或價值觀得到認(rèn)可），從而提高對組織的認(rèn)同，最終促進(jìn)個體積極的工作結(jié)果（Kurtessis et al.， 2017; Takeuchi et al.， 2021）。有實(shí)證研究表明，組織支持感能夠通過提升個體自我效能感提高工作投入水平，從而有利于個體績效與工作態(tài)度的改善（Caesens & Stinglhamber， 2014）。根據(jù)以上邏輯，師徒關(guān)系作為實(shí)際支持，首先能夠增進(jìn)徒弟組織支持感，提升徒弟自我效能感，滿足徒弟自我提升的需求，進(jìn)而促進(jìn)徒弟工作態(tài)度的改善。因此，師徒關(guān)系可通過徒弟組織支持感和徒弟自我效能感的鏈?zhǔn)街薪闄C(jī)制間接影響徒弟工作滿意度和組織承諾。

基于此，本研究通過表2的相關(guān)系數(shù)矩陣，擬合了4個鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?。模?為完全鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ停é?/df=1516.99，CFI=0.52，RMSEA=0.46，SRMR=0.29），模型2增加了組織支持感到徒弟工作態(tài)度的路徑（χ2/df=369.72，CFI=0.93，RMSEA=0.23，SRMR=0.09），模型3在模型1的基礎(chǔ)上增加了師徒關(guān)系與徒弟工作態(tài)度的直接效應(yīng)（χ2/df=2059，CFI=0.61，RMSEA=0.54，SRMR=0.19），模型4在模型2的基礎(chǔ)上增加了師徒關(guān)系與徒弟工作態(tài)度的直接效應(yīng)（χ2/df=1078.36，CFI=0.93，RMSEA=0.39，SRMR=0.09）。結(jié)果顯示模型2的擬合度最優(yōu)，因此采用模型2作為最終模型，鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)路徑系數(shù)見圖3。同樣采用sobel法進(jìn)行鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗(yàn)，并用蒙特卡洛模擬法重復(fù)抽樣20000次，估計其95%的置信區(qū)間（Preacher & Selig， 2012）。結(jié)果表明，徒弟組織支持感和徒弟自我效能感在師徒關(guān)系與徒弟工作滿意度、組織承諾之間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)分別為0.02（95%CI=［0.015， 0.024］）、0.022（95%CI=［0.017， 0.027］）。這表明，師徒關(guān)系能夠通過徒弟組織支持感和徒弟自我效能感的鏈?zhǔn)街薪樽饔瞄g接影響徒弟工作滿意度與組織承諾。

4.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

文化情境的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果見表5。在師徒關(guān)系對徒弟工作滿意度的影響中，個人主義、權(quán)力距離、長期導(dǎo)向的調(diào)節(jié)效應(yīng)均顯著（b=-0.004、0.008、0.004，95%CI不包含0）。說明在低個人主義（高集體主義）、高權(quán)力距離、長期導(dǎo)向的文化情境下，師徒關(guān)系對徒弟工作滿意度的正面影響更強(qiáng)。同樣地，在師徒關(guān)系對徒弟組織承諾的影響中，三者的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著（b=-0.002、0.004、0.003，95%CI不包含0），即低個人主義（高集體主義）、高權(quán)力距離、長期導(dǎo)向的文化情境下，師徒關(guān)系對徒弟組織承諾的正面影響也更強(qiáng)。至此，假設(shè)4、5、6分別得到了驗(yàn)證。

5 討論

與以往元分析不同，本研究從社會認(rèn)知與社會交換的視角綜合分析了師徒關(guān)系對徒弟工作態(tài)度的影響機(jī)制。中介效應(yīng)分析顯示，師徒關(guān)系通過促進(jìn)徒弟自我效能感和提高徒弟的組織支持感對徒弟工作態(tài)度產(chǎn)生積極影響，二者起到部分中介作用。參與師徒制的員工，其自信度往往會得到提高，對組織有更深刻的理解，并且也能夠感受到組織的關(guān)心、尊重和信任，從而改善工作態(tài)度。

此外，本研究還表明，徒弟組織支持感的中介作用顯著大于徒弟自我效能感。造成差異的原因主要在于兩方面：一是路徑分析結(jié)果表明，徒弟組織支持感對徒弟工作滿意度和組織承諾的影響遠(yuǎn)大于徒弟自我效能感。這一結(jié)果與假設(shè)3中的論述一致。二是研究也發(fā)現(xiàn)師徒關(guān)系對徒弟組織支持感的影響大于徒弟自我效能感。有縱向研究結(jié)果顯示，對于低學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向型的徒弟而言，師徒關(guān)系對徒弟創(chuàng)業(yè)自我效能感的影響是短暫的，一旦師徒關(guān)系結(jié)束，其創(chuàng)業(yè)自我效能感會迅速降低（St-Jean & Tremblay， 2020）。因此，想要維持徒弟較高水平的自我效能感，往往需要師傅的長期支持。另外，有元分析的結(jié)果也顯示，師徒關(guān)系中只有心理支持維度與徒弟自我效能感呈顯著正相關(guān)（Eby et al.， 2013）。由此可以看出，師徒關(guān)系對徒弟自我效能的影響是相對有限的。與徒弟自我效能感相比，徒弟組織支持感的形成機(jī)制則相對簡單。組織支持理論認(rèn)為，組織支持感主要受組織公平、領(lǐng)導(dǎo)支持、組織獎賞和工作條件四種因素的影響（Eisenberger et al.， 2020）。事實(shí)上，員工會認(rèn)為組織分配導(dǎo)師是在為其創(chuàng)造良好的工作條件，同時也能感受到領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)心，組織支持感由此形成。除此之外，師徒關(guān)系也會讓徒弟感知到組織對待員工一視同仁，擁有平等的職業(yè)發(fā)展機(jī)會，進(jìn)而產(chǎn)生公平感（Ivey & Dupré， 2022）。因此，師徒關(guān)系對于徒弟組織支持感的促進(jìn)作用大于徒弟自我效能感。

調(diào)節(jié)變量方面，本研究證實(shí)了在不同文化的影響下，師徒關(guān)系的作用存在較大差異。具體來說，在集體主義、高權(quán)力距離和長期導(dǎo)向的文化中，師徒關(guān)系對徒弟工作態(tài)度的正面影響更強(qiáng)。Janssen等（2014）認(rèn)為渴望與其他個體建立緊密關(guān)系也是師徒雙方提供或接受指導(dǎo)的一種重要動機(jī)。在集體主義的“人情社會”背景下，這種動機(jī)更強(qiáng)，師傅的指導(dǎo)效果因此會更好。另外，在集體主義文化中，個體更加重視群體關(guān)系與群體利益。出于維護(hù)組織整體利益的考量，師傅也會更愿意為徒弟提供幫助。因此，師徒關(guān)系的效果更好。

值得注意的是，以往有研究發(fā)現(xiàn)，權(quán)力距離往往在師徒關(guān)系對徒弟心理安全感的影響中產(chǎn)生負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)，即高權(quán)力距離下，二者的關(guān)系會減弱（Chen et al.， 2014）。這說明，在某些情況下，高權(quán)力距離文化也會對師徒關(guān)系的積極作用產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)。未來的研究可以對此加以驗(yàn)證和探討。除此之外，對于長期導(dǎo)向文化而言，個體更偏向于追求長遠(yuǎn)的收益，關(guān)心未來的職業(yè)發(fā)展。有研究表明，師徒關(guān)系對師傅的職業(yè)發(fā)展也會產(chǎn)生積極影響（Ghosh & Reio， 2013）。因此，受長期導(dǎo)向文化的影響，師徒雙方都愿意為了未來的職業(yè)收益而建立起一段穩(wěn)固的關(guān)系，從而有利于發(fā)揮師徒關(guān)系的正面影響。

6 總結(jié)與展望

6.1 理論貢獻(xiàn)

首先，與以往元分析研究相比，本研究還納入了2010年后的中英文獻(xiàn)，補(bǔ)充和豐富了既有的研究。其中，師徒關(guān)系與徒弟工作滿意度的相關(guān)性為0.47，高于Kammeyer-Mueller 和 Judge（2008）研究中二者的相關(guān)性（=0.30）。這可能是因?yàn)楸狙芯考{入了更多不同文化情境的樣本，導(dǎo)致二者的相關(guān)性有所上升，進(jìn)一步證明了師徒關(guān)系在改善員工工作態(tài)度方面發(fā)揮較大的作用。其次，明晰了師徒關(guān)系發(fā)揮作用的中介機(jī)制。雖然已有研究探究了學(xué)者對師徒關(guān)系的作用機(jī)制，但是大多數(shù)局限于單一視角（Day & Allen， 2004; Yang et al.， 2022），容易引發(fā)“似是而非”（Specious mediators problem）的中介問題（李超平等， 2023; Zhang et al.， 2019）。本研究則分別從社會交換與社會認(rèn)知視角整合了組織支持感和自我效能感兩種中介，明晰了二者的區(qū)別與聯(lián)系。最后，本研究拓展了師徒關(guān)系與徒弟工作態(tài)度關(guān)系的邊界條件，證明了文化情境對師徒關(guān)系作用的效果有顯著影響，為后續(xù)師徒關(guān)系的跨文化研究提供了較好的借鑒。

6.2 實(shí)踐貢獻(xiàn)

本研究的結(jié)論有助于組織與管理者深化對師徒關(guān)系積極作用的認(rèn)識。一方面，研究結(jié)果表明師徒關(guān)系與徒弟工作滿意度、組織承諾呈現(xiàn)出較高的相關(guān)性。所以，組織應(yīng)該建立起完備的師徒制，將師徒制作為人力資源管理的重要手段。另一方面，本研究發(fā)現(xiàn)，相較于徒弟自我效能感，徒弟組織支持感更能揭示師徒關(guān)系對徒弟工作態(tài)度的正面影響。因此，師徒制項目除了要提升徒弟個人能力外，還應(yīng)重點(diǎn)建立徒弟與組織間良好的交換關(guān)系，提升徒弟組織支持感。在選拔方面，組織不僅要善用技能與經(jīng)驗(yàn)豐富的師傅，更要注重師傅對組織的代表性。此外，中國作為一個集體主義、高權(quán)力距離、長期導(dǎo)向型的國家，對師徒制的運(yùn)用往往能夠收到事半功倍的效果，因此更需要建立完備的師徒制體系，同時融入傳統(tǒng)儒家文化，加強(qiáng)徒弟、師傅和組織三者的聯(lián)結(jié)。

6.3 研究局限與展望

盡管本研究對師徒關(guān)系的作用機(jī)制與邊界條件進(jìn)行了較為深入的分析，但也存在著一定的局限性。第一，受限于已有相關(guān)師徒關(guān)系實(shí)證研究成果，沒有進(jìn)一步比較師徒關(guān)系不同維度對徒弟工作態(tài)度的影響。隨著師徒關(guān)系研究成果的豐富， 今后研究可以對此進(jìn)行完善。第二，在調(diào)節(jié)變量方面，本研究只考慮了文化情境。有研究表明師徒相似性會顯著影響師傅的指導(dǎo)意愿，進(jìn)而對指導(dǎo)效果產(chǎn)生影響（李霞等， 2018）。受制于所納入文獻(xiàn)，本研究并沒有將其作為調(diào)節(jié)變量，未來的研究可以用元分析的方法對此進(jìn)行檢驗(yàn)。第三，近年來，也出現(xiàn)了更多研究師徒關(guān)系的新視角，如烙印理論和情緒理論等（曾顥， 趙曙明， 2017），未來研究者可以探索不同影響機(jī)制間的內(nèi)在聯(lián)系，以豐富師徒關(guān)系作用的理論解釋。

7 結(jié)論

本研究得到以下結(jié)論：（1）徒弟組織支持感、自我效能感均能中介師徒關(guān)系對徒弟工作滿意度、組織承諾的影響，且徒弟組織支持感的中介效應(yīng)顯著大于徒弟自我效能感的中介效應(yīng)。（2）文化情境（個人-集體主義、權(quán)力距離、長-短期導(dǎo)向）在師徒關(guān)系對徒弟工作滿意度、組織承諾的影響中發(fā)揮顯著的調(diào)節(jié)作用。

參考文獻(xiàn)

池毛毛， 劉姝君， 蔡志慧， 羅博， 盧泉（2021）. IT匹配在IT治理和企業(yè)績效間的中介作用和邊界條件研究： 基于元分析技術(shù)的探索. 南開管理評論， 24（3）， 115-129.

韓翼， 周潔， 孫習(xí)習(xí)， 楊百寅（2013）. 師徒關(guān)系結(jié)構(gòu)、作用機(jī)制及其效應(yīng). 管理評論， 25（7）， 54-66.

黃勇， 曾川， 田偉， 彭鑫（2022）. 謙卑型領(lǐng)導(dǎo)與員工行為關(guān)系的元分析. 南大商學(xué)評論， （2）， 127-149.

藍(lán)媛美， 李超平， 王佳燕， 孟雪（2022）. 員工跨界行為的收益與代價： 元分析的證據(jù). 心理學(xué)報， 54（6）， 665-683.

黎子森（2018）. 導(dǎo)師制指導(dǎo)關(guān)系對新員工工作投入的影響因素研究. 碩士學(xué)位論文. 廣州： 華南理工大學(xué).

李超平， 孟雪， 胥彥， 藍(lán)媛美（2023）. 家庭支持型主管行為對員工的影響與作用機(jī)制： 基于元分析的證據(jù). 心理學(xué)報， 55（2）， 257-271.

李姍姍， 王海寧（2023）. 趨近重塑總是有效的嗎？基于“過猶不及”效應(yīng)的探析. 心理科學(xué)， 46（2）， 291-298.

李霞， 張闊， 旦增貢賽， 阿依努爾·阿卜力孜（2018）. 師徒間相似性對師傅指導(dǎo)意愿的影響. 心理學(xué)探新， 38（6）， 562-567.

童俊， 王凱， 韓翼（2018）. 師徒關(guān)系如何影響徒弟職業(yè)成功. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理， 40（8）， 61-69.

王佳燕， 藍(lán)媛美， 李超平（2022）. 二元工作壓力與員工創(chuàng)新關(guān)系的元分析. 心理科學(xué)進(jìn)展， 30（4）， 761-780.

衛(wèi)旭華（2021）. 組織與管理研究中的元分析方法. 北京： 科學(xué)出版社.

楊芳， 劉平青， 何小海， 許爽（2021）. 企業(yè)師徒關(guān)系對徒弟角色內(nèi)行為的影響研究——基于組織支持感和徒弟知識共享的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ? 軟科學(xué)， 35（9）， 100-105.

楊偉文， 李超平（2021）. 資質(zhì)過剩感對個體績效的作用效果及機(jī)制： 基于情緒-認(rèn)知加工系統(tǒng)與文化情境的元分析. 心理學(xué)報， 53（5）， 527-554.

楊英， 龍立榮（2006）. 西方指導(dǎo)關(guān)系的理論概述. 心理科學(xué)進(jìn)展， 14（3）， 450-455.

尹奎， 遲志康， 董念念， 李培凱， 趙景（2024）. 團(tuán)隊反思與團(tuán)隊資源開發(fā)、利用及團(tuán)隊結(jié)果的關(guān)系： 一項元分析. 心理科學(xué)進(jìn)展， 34（2）， 228-245.

張凱麗， 唐寧玉， 尹奎（2018）. 離職傾向與行為表現(xiàn)的關(guān)系： 自我效能感和主動性人格的調(diào)節(jié)作用. 管理科學(xué)， 31（6）， 117-127.

張亞利， 李森， 俞國良（2021）. 社交媒體使用與錯失焦慮的關(guān)系： 一項元分析. 心理學(xué)報， 53（3）， 273-290.

趙書松， 吳世博， 趙君（2017）. 師徒情境下心理資本傳遞的多重中介模型研究. 管理學(xué)報， 14（7）， 1015-1023.

曾顥， 趙李晶， 趙曙明（2019）. 指導(dǎo)關(guān)系對徒弟主動性行為的影響機(jī)制研究： 工作繁榮和學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向的作用. 預(yù)測， 38（4）， 10-16.

曾顥， 趙曙明（2017）. 企業(yè)師徒制中介機(jī)制理論視角的述評與未來展望. 經(jīng)濟(jì)與管理研究， 38（12）， 130-140.

Albrecht， S. L.， & Marty， A. （2020）. Personality， self-efficacy and job resources and their associations with employee engagement， affective commitment and turnover intentions. The International Journal of Human Resource Management， 31（5）， 657-681.

Allen， T. D.， Eby， L. T.， Poteet， M. L.， Lentz， E.， & Lima， L. （2004）. Career benefits associated with mentoring for proteges： A meta-analysis. Journal of Applied Psychology， 89（1）， 127-136.

Baluku， M. M.， Leonsio， M.， & Kathleen， O. （2020）. Exploring the link between mentoring and intangible outcomes of entrepreneurship： The mediating role of self-efficacy and moderating effects of gender. Frontiers in Psychology， 11， 1556.

Baluku， M. M.， Matagi， L.， Musanje， K.， Kikooma， J. F.， & Otto， K. （2019）. Entrepreneurial socialization and psychological capital： Cross-cultural and multigroup analyses of impact of mentoring， optimism， and self-efficacy on entrepreneurial intentions. Entrepreneurship Education and Pedagogy， 2（1）， 5-42.

Baranik， L. E.， Roling， E. A.， & Eby， L. T. （2010）. Why does mentoring work？ The role of perceived organizational support. Journal of Vocational Behavior， 76（3）， 366-373.

Bargsted， M.， Ramírez-Vielma， R.， & Yeves， J. （2019）. Professional self-efficacy and job satisfaction： The mediator role of work design. Journal of Work and Organizational Psychology， 35（3）， 157-163.

Caesens， G.， & Stinglhamber， F. （2014）. The relationship between perceived organizational support and work engagement： The role of self-efficacy and its outcomes. European Review of Applied Psychology， 64（5）， 259-267.

Chen， C.， & Liao， J. Q.， & Wen， P. （2014）. Why does formal mentoring matter？ The mediating role of psychological safety and the moderating role of power distance orientation in the Chinese context. The International Journal of Human Resource Management， 25（8）， 1112-1130.

Cropanzano， R.， & Mitchell， M. S. （2005）. Social exchange theory： An interdisciplinary review. Journal of Mana-gement， 31（6）， 874-900.

Day， R.， & Allen， T. D. （2004）. The relationship between career motivation and self-efficacy with protégé career success. Journal of Vocational Behavior， 64（1）， 72-91.

Deci， E. L.， Olafsen， A. H.， & Ryan， R. M. （2017）. Self-determination theory in work organizations： The state of a science. Annual Review of Organizational Psychology and Organizational Behavior， 4， 19-43.

Downes， P. E.， Crawford， E. R.， Seibert， S. E.， Stoverink， A. C.， & Campbell， E. M. （2021）. Referents or role models？ The self-efficacy and job performance effects of perceiving higher performing peers. Journal of Applied Psychology， 106（3）， 422-438.

Eby， L. T.， Allen， T. D.， Evans， S. C.， Ng， T.， & DuBois， D. L. （2008）. Does mentoring matter？ A multidisciplinary meta-analysis comparing mentored and non-mentored individuals. Journal of Vocational Behavior， 72（2）， 254-267.

Eby， L. T.， Allen， T. D.， Hoffman， B. J.， Baranik， L. E.， Sauer， J. B.， Baldwin， S.， ... Evans， S. C. （2013）. An interdisciplinary meta-analysis of the potential antecedents， correlates， and consequences of protégé perceptions of mentoring. Psychological Bulletin， 139（2）， 441-476.

Eisenberger， R.， Shanock， L. R.， & Wen， X. （2020）. Perceived organizational support： Why caring about employees counts. Annual Review of Organizational Psychology and Organizational Behavior， 7， 101-124.

Ghosh， R.， & Reio， T. G.， Jr. （2013）. Career benefits associated with mentoring for mentors： A meta-analysis. Journal of Vocational Behavior， 83（1）， 106–116.

Gielnik， M. M.， Bledow， R.， & Stark， M. S. （2020）. A dynamic account of self-efficacy in entrepreneurship. Journal of Applied Psychology， 105（5）， 487-505.

Gu， M.， Li Tan， J.H.， Amin， M.， Mostafiz， M.I.， & Yeoh， K. K. （2022）. Revisiting the moderating role of culture between job characteristics and job satisfaction： A multilevel analysis of 33 countries. Employee Relations， 44（1）， 70-93.

Harrison， D. A.， Newman， D. A.， & Roth， P. L. （2006）. How important are job attitudes？ Meta-analytic comparisons of integrative behavioral outcomes and time sequences. Academy of Management Journal， 49（2）， 305-325.

Hofstede， G.， Hofstede， G. J.， & Minkov， M. （2010）. Cultures and organizations： Software of the mind （intercultural cooperation and its importance for survival）. USA New York： Mc Graw Hill.

Hunter， J. E.， & Schmidt， F. L. （2004）. Methods of metaa-nalysis： Correcting error and bias in research findings. Newbury Park， CA： Sage.

Ivey， G. W.， & Dupré， K. E. （2022）. Workplace mentorship： A critical review. Journal of Career Development， 49（3）， 714-729.

Janssen， S.， van Vuuren， M. & de Jong， M. D. T. （2014）. Motives to mentor： Self-focused， protégé-focused， relationship-focused， organization-focused， and unfocused motives. Journal of Vocational Behavior， 85（3）， 266-275.

Judge， T. A.， & Kammeyer-Mueller， J. D. （2012）. Job attitudes. Annual Review of Psychology， 63， 341-367.

Judge， T. A.， Weiss， H. M.， Kammeyer-Mueller， J. D.， & Hulin， C. L. （2017）. Job attitudes， job satisfaction， and job affect： A century of continuity and of change. Journal of Applied Psychology， 102（3）， 356-374.

Kammeyer-Mueller， J. D.， & Judge， T. A. （2008）. A quant-itative review of mentoring research： Test of a model. Journal of Vocational Behavior， 72（3）， 269-283.

Kim， S. S.， Im， J.， & Hwang， J. （2015）. The effects of mentoring on role stress， job attitude， and turnover intention in the hotel industry. International Journal of Hospitality Management， 48， 68-82.

Kram， K. E. （1983）. Phase of the mentor relationship. Academy of Management Journal， 26（4）， 608-625.

Kurtessis， J. N.， Eisenberger， R.， Ford， M. T.， Buffardi， L. C.， Stewart， K. A.， & Adis， C. S. （2017）. Perceived organizational support： A meta-analytic evaluation of organizational support theory. Journal of Management， 43（6）， 1854-1884.

Lapointe， é.， & Vandenberghe， C. （2017）. Supervisory mentoring and employee affective commitment and turnover： The critical role of contextual factors. Journal of Vocational Behavior， 98， 98-107.

Levinson， D. J.， Darrow， C. N.， Klein， E. B.， Levinson， M. A.， & McKee， B. （1978）. The seasons of a mans life. New York， NY： Knopf.

Lipsey， M. W.， & Wilson， D. B. （2001）. Practical meta-analysis. New York： Sage.

Meyer， J. P.， Stanley， D. J.， Herscovitch， L.， & Topolnytsky， L. （2002）. Affective， continuance， and normative commitment to the organization： A meta-analysis of antecedents， correlates， and consequences. Journal of Vocational Behavior， 61（1）， 20-52.

Noe， R. A. （1988）. An investigation of the determinants of successful assigned mentoring relationships. Personal Psychology， 41（3）， 457-479.

ONeill， B. S.， & Mone， M. A. （1998）. Investigating equity sensitivity as a moderator of relations between self-efficacy and workplace attitudes. Journal of Applied Psychology， 83（5）， 805-816.

Orpen， C. （1997）. The effects of formal mentoring on employee work motivation， organizational commitment and job performance. The Learning Organization， 4（2）， 53-60.

Park， J. H.， Newman， A.， Zhang， L.， Wu， C.， & Hooke， A. （2016）. Mentoring functions and turnover intention： The mediating role of perceived organizational support. The International Journal of Human Resource Management， 27（11）， 1173-1191.

Preacher， K. J.， & Selig， J. P. （2012）. Advantages of Mo-nte Carlo confidence intervals for indirect effects. Communication Methods and Measures， 6（2）， 77-98.

Ragins， B. R.， McFarlin， D. B. （1990）. Peceptions of mentor roles in cross-gender mentoring relationships. Journal of Vocational Behavior， 37（3）， 321-339.

Ragins， B. R.， Scandura，T. A. （1999）. Burden or blesssing？ Expected costs and benefits of being mentor. Journal of Organizational Bebavior， 20（4）， 493-509.

Scandura， T. A.， & Schriesheim， C. A. （1994）. Leader-member exchange and supervisor career mentoring as complementary constructs in leadership research. Academy of Management Journal， 37（6）， 1588-1602.

St-Jean， é.， & Tremblay， M. （2020）. Mentoring for entre-preneurs： A boost or a crutch？ Long-term effect of mentoring on self-efficacy. International Small Business Journal， 38（5）， 424-448.

Takeuchi， N.， Takeuchi， T.， & Jung， Y. （2021）. Making a successful transition to work： A fresh look at organiza-tional support for young newcomers from an individual-driven career adjustment perspective. Journal of Vocat-ional Behavior， 128， Article 103587.

Van den Broeck， A.， Ferris， D. L.， Chang， C.-H.， & Rosen， C. C. （2016）. A review of self-determination theorys basic psychological needs at work. Journal of Management， 42（5）， 1195-1229.

Wanberg， C. R.， Welsh， E. T.， & Hezlett， S. A. （2003）. Mentoring research： A review and dynamic process model. In J. J. Martocchio & G. R. Ferris （Eds.）， Research in personnel and human resources management（Vol. 22， pp. 39-124）. Elsevier Science Ltd.

Weinberg， F.J， Lankau， M. J. （2011）. Formal mentoring programs： A mentor-centric and longitudinal analysis. Journal of Management， 37（6）， 1527-1557.

Weiss， H. M. （2002）. Deconstructing job satisfaction： Separating evaluations， beliefs and affective experiences. Human Resource Management Review， 12（2）， 173-194.

Yang， F.， Liu， P.， & Xu， S. （2022）. How does mentoring inf-luence protégés work engagement？ Roles of perceived organizational support and family-like employee-organization relationship. Chinese Management Studies， 16（1）， 197-210.

Zhang， Y.， Liu， X.， Xu， S.， Yang， L.-Q.， & Bednall， T. C. （2019）. Why abusive supervision impacts employee OCB and CWB： A meta-analytic review of competing mediating mechanisms. Journal of Management， 45（6）， 2474-2497.