專業結構維度分析精選(九篇)
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第1篇：專業結構維度分析范文
1 研究的理論基礎
本文所建構的全日制教育碩士專業發展量表指標體系主要參照了美國、英國和中國的教師專業評價標準，主要從內容、結構等方面進行了研究。
首先，從標準所涉及的內容來看，美國全國教師認證委員會于1954年制定了候選教師標準，主要內容涉及：熟悉學科內容；明白有效的教學策略；反思自己的教學實踐并調整自己的教學；能從不同的文化背景角度給學生提供教學；接受教學導師的監督；能把教育技術應用于教學中[1]。美國洲際教師評估與支持聯合會于1997年頒布的新教師標準等提出了10條核心標準，這10條核心標準分別涉及學科知識、學生學習、學生的多樣性、教學策略、學習環境、交流手段、教學計劃、評價策略、教師的反思與專業發展、合作關系[2]。每條標準包括知識、傾向和表現3部分。這些標準為測量職前教師的專業水平提供了有效的框架。2006年英國合格教師專業評價標準涉及3大方面內容：教師的專業品質、教師的專業知識和理解、教師的專業技能。這些內容是以教師專業發展理論為基礎的。這個專業標準提出了作為一名合格教師，應該具備的知識、能力和專業行為，同時指出，教師的知識和技能是教師專業評價不可或缺的重要組成部分，教師的專業行為更是對教師道德與責任的規范[3]。2011年12月12日，我國教育部頒布了《幼兒教師專業標準（試行）》、《小學教師專業標準（試行）》和《中學教師專業標準（試行）》[4-6]，其基本理念為：學生為本、師德為先、能力為重和終身學習。其主要框架為3個維度、14條具體指標以及61個觀測點，涵蓋了專業理念與師德（職業理解與認同、對學生的態度和行為、教育教學的態度和行為、個人修養和行為）、專業知識（教育知識、學科知識、學科教學知識、通識性知識）和專業能力（教學設計、教學實施、班級管理與教育活動、教育教學評價、溝通與合作、反思與發展）等。
其次，從量表的框架結構來看，盡管在不同的國家由于文化背景的差異，具體內容不盡相同，但三級指標體系的框架結構仍十分清晰。一級指標指向專業領域（主要是指將教師視為一個專業應當具備的基本知識和能力的分類領域），主要包括教師的專業知識、專業技能、專業情意。教師的專業知識和專業技能，關系到教師的教學能否有效促進學生成長。教師的專業情意，如專業道德和專業自主性，關系到教師是否具有終身發展的能力和潛質；二級指標是專業領域的概括性闡述，基本上能概括出整個教師專業評價標準所應該具備的內容，是對教師專業評價標準應然狀態的陳述；三級指標是教師專業評價標準最細致的要求，具體化到可以進行測量和評價的程度，以此來判定教師是否達到了這個專業標準。以上文獻分析為本研究編制《全日制教育碩士專業發展評價量表》奠定了理論基礎。
基于以上對于國內外教師專業標準結構和維度的分析，結合全日制教育碩士課程計劃和現行培養模式，初步專業提供論文寫作和寫作論文的服務，歡迎光臨dylw.net構建了評價量表指標體系，見圖1。
2 研究方法
2.1 問卷編制
1）進行文獻檢索。主要查閱了美國、英國和中國的教師專業發展評價標準及其它相關資料，并進行訪談和開放式問卷調查。在參考以上資料的基礎上，對職前教師的學習和實習情況進行分析，初擬了《全日制教育碩士專業發展調查問卷》。
2）論證、修改初始問卷。請教師教育專家對初始問卷進行論證，就問卷內容與全日制教育碩士現狀的符合程度及問卷的可理解性進行修改。利用初擬問卷對2011級專業碩士進行首輪問卷調查，收回問卷71份，使用項目分析和各題項信度檢驗刪除不具有顯著意義的題項，同時對問卷進行修訂。
3）預試與定稿。將修訂后的問卷通過網絡平臺發放給首都師范大學2010級和2009級教育碩士，回收問卷111份。根據統計分析結果，通過查閱文獻和分析訪談記錄，再次對問卷進行修訂。最后形成的《全日制教育碩士專業發展調查問卷》由三個維度（教師專業情意、教師專業知識、教師專業能力）總共32個題項組成。其中，各維度的題項分布為：教師專業情意維度8個題項，教師專業知識維度9個題項，教師專業能力維度15個題項。
問卷采用李克特5點量表計分，要求被試從代表“完全不符合1”到“不太符合2”、“不確定3”、“基本符合4”和“完全符合5”中選擇一個作答，其中選“1”得1分，選“2”得2分，以此類推。
2.2 研究對象
問卷樣本取自首都師范大學全日制教育碩士。該校從2009年招收全日制教育碩士，是教育部指定的12所教育碩士教育試點單位之一。第一次預試選取2011級教育碩士71人為被試。第二次預試采用整群抽樣的方法、網絡問卷的方式，以2009～2011級教育碩士為被試，最后實得有效問卷111份，上述兩次問卷均用于量表題項的篩選。
正式施測的對象為152名2012級全日制教育碩士，同樣采用網絡平臺的方式發放，最后實得有效問卷136份，有效問卷回收率89%。施測對象已經經 過了半年多的教師教育專業課學習，即將進入中學進行為期兩周的見習。從被調查對象本科階段學校類別來看，非師范類學校的學生占27%，師范類學校的學生占73%；從調查對象的生源地來看，37%來自北京本地，63%來自京外；從性別分布來看，男生占14%，女生占86%；從專業分布來看（見圖2），有學科教學（語文、數學、英語、物理、化學、生物、地理、歷史、思想政治、音樂、美術）、現代技術教育、學前教育、教育管理和心理健康教育，其中學科方向數學、語文和英語所占比例較大，分別為16%、15%、12%。
2.3 數據統計
原始數據錄入分析采用Excel，量表的項目分析和探索性因子分析采用SPSS16.0統計軟件。
3 研究結果
3.1 量表信度檢驗
用“Cronbach ”系數檢驗量表的內在信度。檢測到量表的科隆巴赫 系數為0.936，維度1的 系數為0.788，維度2為0.854，維度3為0.923，表明分量表和總量表均具有很好的信度；以上數據說明自編量表有較好的信度和較高的內在一致性。
3.2 量表效度檢驗
1）探索性因子分析。本研究采用因素分析的方法，對《全日制教育碩士專業發展問卷》的結構效度進行考察。Bartlett's的球形的 值為2.401€？0-3（<0.001），極其顯著，說明變量間有共同因素存在，適合做因素分析。取樣的適當性KMO的指標為0.894，表明數據樣本適合做因素分析。在限定因素層面的前提下，以主成分專業提供論文寫作和寫作論文的服務，歡迎光臨dylw.net分析法（PC）對數據進行因素分析，提取公共因素（特征值大于1），求得初始負荷矩陣，再用最大方差斜交旋轉法求得最終的因素負荷矩陣（見表1）。表1表明，因子對方差的總解釋量為51.03%，因子負荷范圍為0.465～0.760，可見所提取的因子可以很好地反映各原始變量的信息，和事先三維度（教師專業知識、教師專業能力和教師專業情意）理論假設吻合。
2）內部相關分析。本研究使用多因素方差分析法對全日制教育碩士專業發展評價量表各維度以及各維度與總分之間的相關性進行分析，來檢驗量表的結構效度，總量表與三個維度得分之間以及各維度間的相關系數分析結果見表2。
表2 量表總分與三個維度得分之間 以及各維度的相關系數（=136）
教師專業知識 教師專業能力 教師專業情意
教師專業知識 1
教師專業能力 0.380** 1
教師專業情意 0.493** 0.723** 1
教師專業發展 0.672** 0.857** 0.938**
** 表示所有相關系數均達到0.01的顯著水平
表2表明，各維度與總分之間的相關系數在0.672～0.938之間，屬于中高度相關，表明自編量表各維度評測的構念與總量表評測的構念效度比較一致，但也還有一定的區別。各維度之間的相互相關系數介于0.380～0.723之間，屬于中低度相關，表明量表的各維度間的區別效度較為合理，各維度所評測的構念效度在大方向上較為一致，且各維度之間又可區別，因此，自編量表的結構非常符合量表的編制要求。
3.3 全日制教育碩士專業發展的差異分析
依據量表的計分方式，得分愈高表示其發展水平愈好。本研究全體樣本得分的平均值為3.798，三個維度得分的平均值在3.364～4.235之間，總量表和各個維度獲得的均值都顯著高于常數3（見表3），說明全日制教育碩士專業發展情況普遍較好，量表各維度的得分均值也較好，其得分依高低順序排列為教師專業情意（4.235）、教師專業能力（3.825）和教師專業知識（3.364）。
1）地區差異性分析。本研究按生源地對全日制教育碩士的專業發展進行了比較分析。數據表明，北京生源和非北京生源在教師的專業情意維度（=0.014，>0.05）、教師專業知識維度（=0.199，>0.05）、教師專業能力維度（=0.059，>0.05）不存在顯著差異。教師專業發展維度（=0.079，0.05）也不存在顯著差異（見表3）。
表3 全日制教育碩士專業發展地區差異分析表
北京 京外
維度 值 值
平均數 標準差 平均數 標準差
教師專業情意 4.235 0.490 4.281 0.489 0.014 0.591
教師專業知識 3.專業提供論文寫作和寫作論文的服務，歡迎光臨dylw.net364 0.561 3.406 0.607 0.199 0.686
教師專業能力 3.825 0.473 3.857 0.569 0.059 0.744
教師專業發展 3.798 0.428 3.836 0.477 0.079 0.640
2）性別差異性分析。將男生和女生的專業發展情況進行差異顯著性檢驗發現，男女生的專業發展水平有顯著差異，女生的專業發展狀況顯著高于男生（見表4）。女生在教師專業情意維度（=0.433，<0.01）、教師專業知識維度（=1.642，<0.05）、教師專業能力維度（=1.570，<0.05）、教師專業發展維度（=2.595，<0.01）得分均顯著高于男生。
表4 全日制教育碩士專業發展性別差異分析表
男生 女生
維度 值 值
平均數 標準差 平均數 標準差
教師專業情意 3.980 0.524 4.31 0.468 0.433 0.006
教師專業知識 3.075 0.747 3.44 0.545 1.642 0.011
教師專業能力 3.607 0.749 3.88 0.484 1.570 0.036
教師專業發展 3.551 0.570 3.866 0.425 2.595 0.005
3）本科就讀院校類別差異性分析。本研究還對全日制教育碩士本科是否就讀師范類院校進行了顯著性檢驗。數據分析表明，在教師專業情意維度（=0.440，=0.718>0.05）、教師專業能力維度（=2.820，=0.221>0.05），兩類學生不存在顯著性差異，但在教師專業知識維度（=0.403，0.000<0.05）和總量表（=1.152，=0.043<0.05）這兩個維度存在顯著性差異。從平均值來看，本科就讀師范類院校的學生得分明顯高于本科非師范類的學生（見表5）。
表5 全日制教育碩士本科就讀院校類別差異性分析表
師范 非師范
維度 值 值
平均數 標準差 平均數 標準差
教師專業情意 4.273 3.827 4.240 4.159 0.440 0.718
教師專業知識 3.497 4.747 3.105 5.878 0.403 0.000
教師專業能力 3.879 7.155 3.753 9.952 2.820 0.221
教師專業發展 3.870 13.888 3.692 16.103 1.152 0.043
3.4 討論
1）全日制教育碩士專業發展評價量表的結構。本量表的理論結構主要參照了美國、英國和中國的教師專業發展標準中的三層面結構理論，維度和題項部 分來自與專家學者、一線教師和專業碩士的訪談分析。依據初測后項目分析結果，經過兩輪修改，確定正式量表包括3個維度、32個題項。初始量表中很多來自國外專業評價標準的題項或者被刪除或者被修改。量表中原有40個題項，根據項目分析結果，刪除了1個不具專業提供論文寫作和寫作論文的服務，歡迎光臨dylw.net有顯著性差異的題項，將剩余的39道題項逐項進行信度檢驗，去除信度系數較低的題項后，進行探索性因子分析，保留的32道題項與研究的三維度理論假設吻合，因此正式量表由32道題項組成。數據驗證還發現，本量表的三因子結構中各因子所屬的題項還不夠均衡，需要在進一步的研究中進行調整和修正。
2）全日制教育碩士專業發展評價量表的特點。經過查閱文獻后發現，盡管國外學者研制、修訂和發展了很多科學實用的教師專業發展評價量表，但研究對象大多集中于在職教師，用于測量全日制教育碩士培養成效的量表比較少。本研究根據國內外的教師專業評價標準，編制了《全日制教育碩士專業發展評價量表》，構建了比較完善的全日制教育碩士專業發展評價指標體系，為測評職前教師的培養成效提供了一套簡單實用的評價工具。本研究從理論構想到量表的每一次設計、施測和修訂，都經過了研究者、教師教育專家和一線教師的充分討論。理論與實踐的融合、數據統計與質性分析的統一，是本量表的特色之一。
3）全日制教育碩士專業發展情況分析。本研究正式施測的對象為首都師范大學2012級152名全日制教育碩士，測試借助學校網絡平臺發放問卷，最后實得有效問卷136份，有效問卷回收率89%。研究發現，首都師范大學全日制教育碩士的教師專業情意、專業知識、專業能力均得到較好發展，其中教師專業能力發展好于專業情意、專業知識。說明半年的專業學位研究生教育取得了良好的效果，充分顯示了師范大學在教師專業化培養中的優勢。表3表明，生源地幾乎不影響全日制教育碩士專業發展。表4表明，男生和女生的專業發展在各個維度都存在顯著差異，女生得分明顯高于男生，這可能與師范大學男女生問卷對象數量懸殊有關系，也有可能是女生的學習態度好于男生，這有待在今后的研究中進一步證實。表5表明，全日制教育碩士本科階段是否就讀師范類院校對學生的專業發展存在影響。雖然專業情意和專業能力維度基本沒有差異，但是在專業知識維度，本科就讀師范類院校的學生明顯好于本科非師范類的學生。從專業發展總體維度來看，女生的專業發展總體水平優于男生，本科就讀師范類院校的學生專業發展總體水平明顯優于非師范類院校畢業的學生。
4 結論
本研究通過全面系統的文獻研究、廣泛深入的問卷訪談、科學嚴密的數據統計等環節構建了《全日制教育碩士專業發展評價量表》。該量表從教師專業情意、專業知識、教師專業能力3個維度的32個測點評估全日制教育碩士的專業發展水平，具有較高的信度和效度，是當前評估職前教師的專業發展水平簡單而有效的評價工具，具有一定的理論價值和應用前景。
參考文獻
[1]朱旭東.教師教育標準體系研究[M]，北京：北京師范大學出版社，2011.
第2篇：專業結構維度分析范文
一、現代大學生的特點
當代大學生雖然具有較強的理想信念，卻存在著行動力較差的問題。大學生的個性特點比較突出，但是心理素質卻普遍較差，面對突發問題時的應急能力相對不足。由于當前大學生多為獨生子女，也存在著自我意識較為強烈的問題，情感較為豐富，但是對人際關系較為淡漠。
另外，由于當前的社會形勢，大學生的就業壓力較大，也會使大學生產生不良的心理狀態，需要在明確大學生心理素質結構的基礎上加以針對性指導。
二、現代大學生的心理素質結構
現代大學生的心理素質結構主要劃分為認知維度、個性維度以及適應維度三個層面。
1、認知維度
認知維度是在現代大學生的認知活動中所展現出來的，能夠直接影響著現代大學生的主體認知能力以及行為特點，是心理素質結構中的基礎性組成元素。傳統的理論研究過程中，將認知維度與智力測試相聯系，實際上是存在一定的思想誤區與局限性特點的。
現代大學生的認知心理素質主要表現在對信息的反應和知覺，對信息的加工和創造，對信息的輸出與反應以及對信息的認知過程四個環節。
2、個性維度
個性維度是人們行為的內部傾向，能夠有效展現出人們的實際思想特點、情感特點以及行為特點等等，具有較強的主觀能動性特點。心理素質個性維度的研究一直以來都是心理學家所研究的重點內容之一，現代大學生多為“90后”的學生，自身個性特點較為突出，加強對個性維度的研究十分必要。
3、適應維度
適應維度主要展現出個人在不同的社會環境下所產生的學習、應對以及防御能力，是個人心理素質不同理解和調試的過程。適應維度中主要可以劃分為學習適應、生活適應、生理適應以及職業適應等層次。[1]現代大學生的適應維度能夠直接影響大學生學校中的學習能力以及未來工作的適應情況。
三、現代大學生心理素質的發展特點
現代大學生心理素質的發展特點主要表現在大學生心理素質的個人性格差異特點、家庭來源差異特點、專業類型差異特點以及不同年齡差異特點四個方面。
1、個人性格差異特點
縱觀當前我國大學生的心理素質差異特點，可以看出現代大學生中，男生的心理素質普遍優于女生，在認知維度方面，主要包含反應性、創造性以及實踐性等維度。[2]男生的行動力稍強于女學生，但是在適應維度方面，女學生的適應能力相對較強，但是兩者之間的差異較小。
現代大學生具有較強的個人性格特點，一些學生的性格較為活潑，相應的其適應能力也會較強，而一些沉默寡言的學生則表現出交流的匱乏性特點，這種問題也會直接影響大學生的未來發展。[3]
針對這一問題，高校需要加強對現代大學生的心理素質指導，學校可以通過開展各種類型的文化交流活動，增進學生之間的感情，使每一位現代大學生都能夠勇于交流、勇于表達，為現代大學生未來的發展奠定良好的基礎。
2、家庭來源差異特點
不同大學生的家庭經濟條件、城市來源等等因素也是直接影響大學生心理素質發展特點的重要內容。當前大學校園中，一些家庭經濟條件相對較差的學生或者來自于農村的學生比較容易形成一定的自卑心理，心理素質發展結構也會朝著扭曲的方向發展，不利于高校大學生良好思想素質的形成以及適應能力的提升。
大學生心理素質的形成與發展會受到學校教育環境、家庭環境、社會環境等多方面的影響，針對這一情況，學校需要加強對現代大學生的教育指導，使每一位現代大學生均能夠正確認識自身能力，積極學習、積極進取，形成良好的思想素質和正確的價值觀念。
3、專業類型差異特點
專業類型是直接影響高校大學生心理素質差異的重要因素，結合圖書館、相關報道的文獻查找結果可以看出，文科類與理工科類、經貿類專業之間學生的心理素質發展特點呈現出較大差異，這種問題也直接與當前社會的就業環境密切相關。
現代大學生對未來的就業前景具有較高的期望，直接映射出當前大學生的自身心理狀態以及日常行為習慣，對大學生心理素質的發展具有較大影響。工科類當前的就業環境稍顯較好，所以工科類專業的大學生相較于文科類專業的大學生，自身心理素質相對較好。但是由于工科類大學生比較注重自身專業知識的學習，自身的語言溝通能力、交際能力又稍差于文科類專業大學生。學校需要針對這一特點，加強對工科類專業學生和文科類專業學生的心理指導，提升每一位大學生的實踐能力與適應能力。
4、不同年齡差異特點
現代大學生的心理素質會隨著年齡的增長而不斷發生變化，比如大四的學生自身心理素質發展特點會與大二學生的心理素質發展特點呈現出較大差異，大四學生的心理素質普遍較差。
學校需要在明確大學生心理素質整體發展趨勢的基礎上，加強對大學生的心理健康指導，穩定大學生的專業學習與生活節奏，使大學生能夠處于良好的狀態下。
第3篇：專業結構維度分析范文
關鍵詞：心理契約 知識型員工 激勵
在知識經濟時代，企業之間的競爭，知識的創造、利用與增值，資源的合理配置，最終都要靠知識的載體――知識型員工來實現。所謂知識型員工，是指在現代企業中掌握一定的專業知識和相關技能，具有較強的學習能力，可以通過創造性思維，不斷形成新的知識成果，并將獲得的知識成果轉化為企業價值增值的員工群體。最大限度地提高知識型員工的生產力水平是企業人力資源管理的重要課題。
心理契約，作為組織與員工關系中隱含的、非正式的、未公開說明的相互期望，在組織進行有效的人力資源管理過程中發揮著不可或缺的重要作用。以心理契約為切入點研究知識型員工的激勵問題成為人力資源管理手段和方法的突破。
一、文獻綜述
1.心理契約的含義
對于心理契約的定義，在心理學研究領域中存在很多不同的理解，目前沒有形成權威統一的概念。
Argyris（1960）在《理解組織行為》中最早提出心理契約的概念，書中剖析了組織與員工之間的關系：如果組織采取積極的領導方式，員工會產生樂觀的行為表現；如果組織尊重員工的非正式文化規范，員工會維持較高的勞動生產率。但是，Argyris沒有對心理契約進行明確界定。
Schein（1980）將心理契約定義為時刻存在于組織成員之間的一系列未書面化的期望。他將心理契約劃分為組織和個體兩個層次，強調心理契約雖然是未書面化的感知，卻是組織中個體行為的重要決定因素。
Rousseau（1990）認為心理契約是個體以雇傭關系為背景，以許諾、信任和知覺為基礎，形成的關于雙方責任的一種理解或信念。Robinson、Kraatz & Rousseau（1994）進一步指出，這種信念是指雇員對個人貢獻（努力、能力和忠誠等）與組織誘因（報酬、晉升和工作保障等）之間交換關系的承諾、理解和感知。
Herriot & Pemberton（1997）認為心理契約是組織和個體對關系中所包含的責任及義務的理解和感知，是雇傭雙方向對方提供價值的主觀理解。
2.心理契約的結構
（1）心理契約的二維結構
Rousseau & Parks（1993）在對組織和雇員的義務進行因子分析后，發現它們之間存在兩個共同因素，即交易型心理契約和關系型心理契約，并且提出了區分交易維度和關系維度的五點依據：焦點、期限、穩定性、范圍和確切性。這些依據進一步詮釋了交易維度和關系維度之間的差異，從理論上支持了心理契約的二維結構模型。
陳加洲等（2004）采用探索性因子分析和驗證性因子分析的研究方法，在對兩個企業的1088名員工進行問卷調查后得出結論，心理契約中的組織責任和員工責任由現實責任和發展責任兩個因素構成。
（2）心理契約的三維結構
Rousseau & Tijorimala（1996）認為當組織環境中強調人際配合、團隊取向時，心理契約的結構包括三個維度：交易維度、關系維度和團隊成員維度。后兩個維度是從二維結構的關系維度中分離出來的，一個指向事業和工作方面，另一個指向人際交往和人文關懷方面。
Shapiro & Kessler（2000）采用因子分析方法對九項雇主責任進行研究，得到三個共同因素。第一個因素包含薪酬、福利等與物質基礎有關的組織責任，稱之為交易責任。第二個因素包含教育培訓、進修深造等與員工知識和能力增長有關的責任，稱之為培訓責任。第三個因素包含長期工作保障和良好職業前景等與員工個人前途有關的責任，稱之為關系責任。
李原、郭德俊（2002）采用驗證性因子分析方法對企業中796名員工進行調查研究，結果表明在組織責任與員工責任中均包括三個維度：規范型責任、人際型責任和發展型責任。通過回歸分析檢驗二者之間的內部影響，發現組織責任與員工責任之間表現為一種交互作用關系。
二、研究設計
1.研究方法
本研究采用問卷調查法，通過SPSS統計軟件對樣本數據進行效度校驗和因子分析，對每個因子進行信度檢驗和描述性分析。根據因子分析的結果構建心理契約的結構維度，按照描述性分析的重要性等級排序建立基于心理契約的知識型員工激勵機制。
2.問卷設計
（1）收集國內外相關問卷
為了確保量表的效度與信度水平，本研究查閱大量文獻，充分參考國內外學者在實證研究中選擇的量表內容，以此形成調查問卷。主要參考的問卷包括：Rousseau編制的《心理契約調查問卷》，Lee.C & Tinsley編制的《新員工心理契約調查問卷》，李原編制的《員工心理契約調查問卷》，申學武編制的《心理契約調查問卷》、《心理契約違背調查問卷》。
（2）開放式問卷調查
本研究采用開放式問卷調查方法，調查對象主要為企業的高層管理人員、專業技術人員、業務人員。調查樣本共30人，包括：中國聯通12人，平安保險公司10人，民生銀行8人，回收率為100%。問卷調查的主要目的是了解知識型員工心理期望的涵蓋內容。開放式調查問卷中主要涉及以下問題：你認為在企業中，企業一方對知識型員工應承擔什么責任和義務？請列出你認為比較重要的內容，并根據重要性程度排序。
（3）項目合并整理
在參考國內外相關問卷內容設置的基礎上，根據開放式問卷的反饋結果，對調查項目進行篩選、合并和整理，最終歸納為25項心理契約內容，如表1所示。
第三，信度檢驗。本研究采用克隆巴赫系數（Cronbach's alpha）對心理契約量表中的四個關鍵因子及全部變量分別進行信度檢驗。第一個因子的克隆巴赫系數為0.937，第二個因子的克隆巴赫系數為0.840，第三個因子的克隆巴赫系數為0.921，第四個因子的克隆巴赫系數為0.725，心理契約量表中全部變量的克隆巴赫系數為0.919，信度檢驗結果如表4所示。
表4 四個因子及全部變量的信度檢驗結果
檢驗項目 Cronbach's Alpha 基于標準化項的 Cronbachs Alpha 項數
第一個因子 0.937 0.936 10
第二個因子 0.840 0.844 6
第三個因子 0.921 0.921 5
第四個因子 0.725 0.749 4
全部變量 0.919 0.919 25
以上檢驗結果顯示，心理契約量表中的四個關鍵因子及全部變量的克隆巴赫系數均大于0.7，該調查結果信度較高，具有很好的內部一致性。
第四，知識型員工心理契約的維度構建。通過因子分析，將心理契約量表中的25個變量劃分為四個關鍵因子，根據這四個因子構建知識型員工的心理契約維度。
第一個因子定義為培養與福利維度，包括退休相關的福利、社會保險福利、長期穩定的工作保障、休假福利、提供足夠的權利和責任、個人績效有建設性的反饋、開展職業培訓、對我學習提供物質上的資助、進修和深造、有彈性的工作計劃共10個項目，涉及知識型員工的福利待遇、工作保障、人才培養和教育培訓等內容。
第二個因子命名為物質與精神獎勵維度，包括公平和公開、管理層的支持、理解和尊重、良好的交流溝通、薪酬和獎金與工作績效掛鉤、有競爭力的高工資共6個項目，主要關注管理層是否為知識型員工建立了完善公平的薪酬分配體系，是否滿足了員工精神層面的尊重認同需要。
第三個因子稱之為工作環境維度，包括自由創新的工作環境、關心員工生活、工作富有意義、安全愉快的工作環境、得到同事的支持與協作共5個項目，核心內容是企業為知識型員工創造優越的工作條件和愉快的工作氛圍。
第四個因子命名為發展與機遇維度，包括個人發展的機會、業績的認可、參與公司決策、良好的職業規劃共4個項目，關注知識型員工在企業中的個人發展前景和職業生涯規劃。
綜上所述，知識型員工的心理契約內容可劃分為以下四個維度，即：培養與福利維度、物質與精神獎勵維度、工作環境維度、發展與機遇維度。
第五，描述性分析。經效度信度檢驗后，對問卷調查結果進行描述性分析。通過計算各個因子的極小值、極大值、均值、標準差和方差，得到知識型員工心理契約內容的重要性等級排序，表明員工對心理契約各方面的重要性感知。各個因子的描述性分析統計結果如表5所示。
表5 四個因子的描述性分析統計結果
N 極小值 極大值 均值 標準差 方差
第一個因子 201 1.00 4.90 3.2861 .89750 .806
第二個因子 201 2.50 5.00 4.3201 .62989 .397
第三個因子 201 1.80 5.00 4.0269 .85806 .736
第四個因子 201 2.50 5.00 4.2313 .63243 .400
有效的 N （列表狀態） 201
四個因子的均值分別為3.2861，4.3201，4.0269，4.2313。從四個均值的計算結果來看，第二個因子和第四個因子的均值分數較高，說明知識型員工更加重視這兩個因子中的心理契約內容。第一個因子和第三個因子的均值分數相對較低，說明知識型員工對這兩個因子中的心理契約內容關注較少。
按照描述性分析的統計結果，對心理契約內容的重要性等級進行排序，本研究構建的四個心理契約維度的得分先后順序依次為物質與精神獎勵維度、發展與機遇維度、工作環境維度、培養與福利維度。這充分說明知識型員工更加重視物質與精神獎勵維度、發展與機遇維度中的心理契約內容，對工作環境維度、培養與福利維度中的心理契約內容關注較少。
三、研究討論與結論
1.基于心理契約維度的知識型員工激勵機制
（1）基于物質與精神獎勵維度的知識型員工激勵機制
物質與精神獎勵維度是指企業給予知識型員工與工作績效相匹配的薪酬待遇和物質獎勵，滿足員工深層次的精神需要。第一，在物質激勵層面，知識型員工擁有強大的知識資本，希望同企業分享與知識資本相對應的物質利益，他們更為關注專業技能價值與回報之間的相關性和公平性。薪酬是滿足知識型員工內在需求的重要要素，公正公平的薪資支付有利于激發員工的工作積極性，提高員工的工作績效。第二，在精神激勵層面，知識型員工更加注重管理層及組織成員的尊重與認同，管理層的支持肯定、組織成員的理解尊重會成為他們創造價值的源泉和動力。企業應努力營造溝通融洽、信息公開、互勉共進的文化氛圍，促進組織成員之間的工作交流、知識共享，增強知識型員工對企業的忠誠度和歸屬感，激發他們的工作熱情和奮斗動力。
（2）基于發展與機遇維度的知識型員工激勵機制
發展與機遇維度是指企業為知識型員工提供事業發展平臺和個人成長空間，使員工充分發揮自己的優勢和潛能，從工作中獲得業績與能力的認可。知識型員工擁有強烈的自我實現需求，熱衷于充滿挑戰性和創新性的工作，把攻克難關視為實現自我價值的表現方式。鑒于知識型員工渴望職業發展和業績認可，企業應引導員工將其個人職業理想融合統一到企業發展目標中。在個人成長中，推動企業的發展壯大；在企業發展中，促進個人的成長提高，實現企業和員工的“雙贏”，即：企業與知識型員工在相互理解尊重、彼此支持信任的基礎上共同成長和發展。
（3）基于工作環境維度的知識型員工激勵機制
工作環境維度是指企業為知識型員工創造輕松和諧、自由創新的外部工作氛圍，給予員工必要的安全感和穩定感，激發他們的凝聚力和向心力。知識型員工擁有較高的專業技能和知識水平，具備強烈的自主意識和創新能力，企業要想對其進行有效激勵，應在工作條件、處事方法上給予員工充分的自和決定權，提高知識型員工的工作滿意度，增強其對組織的認同感和歸屬感，使他們在輕松愉快的文化氛圍中體味工作的意義和生活的樂趣。
（4）基于培養與福利維度的知識型員工激勵機制
培養與福利維度是指企業為知識型員工建立人才培養機制，加大教育培訓投資，提供進修深造機會。在提高員工知識儲備和技能水平的同時，賦予其相應的權利與責任。此外，企業應對知識型員工采取多樣化的福利激勵手段，建立完善的福利制度體系。福利保障體現了以人為本的經營思想，是企業爭取人才、穩定人才、提高組織競爭能力的重要途徑和有效手段。完善的福利制度可以增強知識型員工的工作主動性和積極性，提高員工對企業的滿意度和歸屬感。
2.研究結論
第一，對知識型員工而言，企業的經濟型契約及其外在激勵對穩定員工隊伍、激發他們的工作熱情和創新能力很難起到理想效果。在知識型員工的管理過程中引入心理契約的概念，從心理契約的視角研究論證員工的激勵問題，成為人力資源管理手段和方法的突破。
第二，知識型員工的心理契約可劃分成四維結構，其比傳統意義上的二維、三維結構更加清晰、全面地反映了知識型員工的心理契約內容。這四個維度分別是：物質與精神獎勵維度、發展與機遇維度、工作環境維度、培養與福利維度。
第三，心理契約內容的實證研究表明，物質與精神獎勵維度、發展與機遇維度在知識型員工的激勵機制中占有更加重要的地位，即：知識型員工更加關注物質與精神獎勵維度、發展與機遇維度中的心理契約內容，基于這兩個維度的心理契約內容對知識型員工的激勵問題可以產生更加強烈和深遠的影響。而基于工作環境維度、培養與福利維度的心理契約內容對知識型員工的激勵作用較小，對其激勵影響較弱。
參考文獻
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第4篇：專業結構維度分析范文
關鍵詞：職業認同；在校大學生；量表設計；量表應用
中圖分類號：G444 文獻標志碼：A 文章編號：1674-9324（2017）14-0027-02
本文研究如何準確把握在校大學生職業認同的程度，以及影響在校大學生職業認同的因素。首先編制了大學生職業認同測量的量表并進行了量表檢驗，基于該量表調查了沈陽某高校在校管理類專業大學生的職業認同狀況，并對調查結果進行了分析。
一、量表編制
職業認同是由自我同一性概念發展而來的，Erikson認為在同一性形成過程中，一個人逐漸認識到自己的基本特征和在社會上的位置和角色，而對自己在職業世界中將要扮演的角色進行澄清是青少年同一性發展過程中的重要部分。Holland將職業認同看作是個體對自己的職業興趣、天賦和目標等方面認識的穩定和清晰程度，強調了職業認同的結果性；Meijers則認為個體將自己的興趣、能力和價值觀與可接受的職業目標聯系在一起，職業認同會隨著不斷的社會學習過程而發生改變，強調了職業認同的過程性。
職業認同的量表編制，國內主要針對教師和醫護人員展開研究，對于在校大學生的職業認同量表研究較少。本研究邀請了企業人力資源管理人員、高校教師和沈陽某高校在校本科學生22名以一對一的方式進行半結構化訪談，初步確定了大學生職業認同的三個維度：職業動力感、外部影響因素、職業獲益感，并確定每個維度由4―7個條目構成，每個條目要求填寫者采用李克特五級量表形式，“完全不符合”計1分，“比較不符合”計2分，“不確定”計3分，“比較符合”計4分，“非常符合”計5分。第二階段，將擬定量表在沈陽某高校管理類專業發放，收回236份問卷，剔除不完整問卷22份，回收有效問卷214份。從有效問卷的填寫者來看，男性51人，女性161人；大一至大四年級分布分別是63人，35人，30人，86人；在讀專業是高考填報第一志愿的66人，非第一志愿的148人。
（一）信度檢驗
信度檢驗是用來評估量表的可靠性與穩定性，采用≥0.70檢驗量表的內部一致性。量表總的Cronbach’s α系數為0.866。職業動力感、外部影響因素、職業獲益感這三個維度的Cronbach’s α系數均≥0.70見表1。
（二）結構效度檢驗
本量表各維度之間的相關以及維度與量表總分之間的相關如表2。
各維度間呈中等相關，說明維度之間具有一定的獨立性；而各維度與總分的相關都達到了高相關且達到顯著水平，說明各個維度較好地反映了問卷要測查的內容。以上結果表明本量表具有較好的結構效度。
（三）探索性因素分析
在進行因素分析之前，先運用KMO樣本適合性檢驗和巴特利特球形檢驗，對數據的適合性進行檢驗。根據KMO的檢驗標準，KMO的值越接近1越好，一般規定0.90以上為極好；0.80以上為較好；0.70以上為一般；0.60以上為較差；0.50以上為差；0.50以下為不可接受。從表3的數據可以知道，本研究的KMO值為0.843，同時巴特利特球形檢驗的近似卡方值為1943.199（自由度為276），顯著性概率為0.000，小于0.01，說明數據相關陣不是單位陣，檢驗值顯示該統計數據是適宜做因子分析的。
根據因素分析理論，項目的因素荷值顯示該項目與公共公因素的相關，項目在某個因素上的負荷值越大，說明該項目與此公共因素關系越明確，項目反映的信息就越多。若項目在某個因素上的負荷值很小，則表明該項目不能反映出該因素所代表的特質，也就是說該因素所反映的特質無法由此項目推知。在研究中一般將因素負荷值小于0.40的項目剔除。本文最初的量表是20個條目，刪除因子負荷小于0.4的8個條目，形成了由16個條目組成的量表。問卷中所剩下的其他因子在相應題目上的載荷均大于0.50，如表4。
由表4可知，三個因子共解釋了總方差的60.584%，項目的最高負荷為0.779，最低負荷為0.606。對3個因子的描述和命名如下，第一個因子共六個項目，該因子的特征值為8.347，經正交旋轉之后的方差貢獻率為34.777，命名為“職業獲益感”。第二個因子共四個項目，該因子的特征值為1.895，經正交旋轉后的方差貢獻率為7.895，命名為“外部影響因素”。第三個因子共6個項目，該因子的特征值為4.299，經正交旋轉后的方差貢獻率為17.912，命名為“職業動力感”。
大學生職業認同是由“職業動力感”、“外部影響因素”、“職業獲益感”三個因素構成的多維度結構，以此編制的《大學生職業認同量表》有較好的信度和效度。
參考文獻：
[1]Erikson，E.H.Identity：Youth and Crisis[M].New York：WW Norton & Company.1994.
[2]Meijers，F..The development of a career identity[J].International Journal for the Advancement of Counselling，1998，20（20）：191-207.
[3]唐進.大學英語教師職業認同量表編制[J].外語界，2013，（04）：63-72.
（School of management，Shenyang University of Technology，Shenyang，Liaoning 110870，China）
第5篇：專業結構維度分析范文
對于媒介公信力的判斷維度②，自從Ho vland等在上世紀五十年代初以消息來源為研究對象，并發現公信力具有專業知識和可靠性兩個最主要的維度以來，學者們不斷對媒介（渠道）、消息來源、媒介機構三個部分的公信力判斷維度進行實證探討。
如，1966年，Jacobson在他的博士論文中用20個語義差異題項來進行因素分析，得出了4個消息來源公信力的判斷維度。這4個維度是：真實感（Authentic鄄ity），包括可信賴的-不可信賴的、準確的-不準確的、專業-生手、開放思維-封閉思維；客觀（Objectivi ty），包括不偏見的-偏見、非個人的-個人的；活力（Dynamism），包括豐富的-不豐富的、重要的-不重要的、容易的-困難的、大膽的-膽小的；消閑（Respi te），包括放松的-緊張的、高興的-不高興的。Ja c obson認為真實和客觀是公信力的判斷維度，而活力和消閑不是判斷維度。③
而Gazian o和McGrath在1986年對美國報紙新聞公信力的探討是最受重視的一次研究。他們采用了ASNE的一套16個題項的5級語義量表來進行分析。
因素分析的結果顯現出一個支配性的因素：“報道公信力”（credibili ty），包括可信賴的、正確、公平、尊重隱私等12個題項。另外一個因素是社會關切（socialconc erns），包括不道德、不注意讀者想法、沖動3個題項。④但Me yer在1988年提出，Gaziano等人所使用量表里各題項正反陳述夾雜，可能誤導受訪者，且缺乏表面效度及理論基礎。他認為媒介公信力有公平、無偏見、報道完整、正確和可靠性5個維度。⑤
Flanagin等在2000年認為，媒介公信力的研究已經爭論了五十多年，并且一些研究已經表明了研究方法的不同得出不同的概念類別。最一致的公信力判斷維度是可相信程度（bel ie v abil i ty），但正確（a c cura cy）、可靠性（trustworthiness）、偏見（bias）和信息的完整性（completeness）是另外一些在研究中常被使用的維度。因此，媒介公信力是一個多維度的概念。⑥我國臺灣學者羅文輝等在《新聞媒介可信度之研究》中，以ASNE（1985）所采用的指標為基礎，通過焦點團體訪問的結果加以修改，最后形成測量報紙和電視公信力的16個指標題項。其中，“報道可信度”（credi鄄bi lity）和“社會關切”（socialconcern s）的題項各8個。這16個題項是：
調查數據的主成分因素分析顯示，上面16個題項沒有像ASNE的研究那樣形成“報道可信度（credibi lity）”和“社會關切（so cialc onc ern s）”兩個因素，也就是說可靠程度、正確程度等與關心大眾利益、重視國家利益等16個題項一起構成了一個因素，共同構成公眾判斷媒介公信力的指標維度。⑦
二、兩項前期研究
對于媒介公信力判斷維度的指標建構，本研究實施了兩項前期研究來加以確立。
1.前期研究之一
前期研究之一是靳一在2004年底進行的研究。⑧
研究者除了對前人的研究成果進行歸納和總結之外，還進行了有關公信力問題的訪談以及多次小規模的試調查，最終確立了問卷的設計。該原初量表設計一共包含了32個題項，歸為6個維度。具體如下：
其次，研究者進行了量化的研究。由于是建構媒介公信力測評量表，而非評價媒介公信力狀況，因此沒有采用隨機抽樣調查，而是在2004年12月11日和12日進行街頭攔訪，攔訪的最終有效樣本數為331份。二是2004年12月13和14日在中國人民大學和清華大學兩個分別代表了文科和理工科學校的自習教室實施調查，獲得有效樣本361份。樣本合計692人份。
對調查數據先進行了重要性的篩選。然后對篩選后的題項進行因子分析，采用主成分分析法（Principalcomponentsanalysis）和方差最大旋轉（VARIMAX），不限制因子數目，抽取特征值大于1的公因子。結果顯示了4個因子，根據因子所對應題項的內容，將4個因子分別命名為“社會關懷”、“新聞技巧”、“媒介操守”、“新聞專業素質”。每一題項在所對應因子上的負荷達到了0.463以上，結果比較理想。共有18個題項構成了4個維度。
具體量表如下：
2.前期研究之二
前期研究之二是張洪忠進行的質化探討。⑨研究者從兩個方面來探索我國大陸公眾判斷媒介公信力的維度：一是文獻研究，從學者們的論述和新聞中的記者采訪報道來探討可能有哪些公信力的維度；二是實證研究，進行了30個樣本的深度訪談。最后綜合這兩個方面的發現來探尋我國媒介公信力概念的維度構成。
研究初步歸納出了我國民眾判斷媒介公信力的一個首要維度是“權威性”，包含有“政府的”、“官辦的”的意思；其次，“實用性”也是一個重要的維度；此外，“真實性”也是我國民眾判斷媒介公信力的維度。
在對比了美國和我國臺灣的判斷維度后，研究者提出了媒介公信力判斷維度的兩種取向：專業取向和權力取向。并對此進行了分析，認為這兩種判斷取向的不同，是由于政治體系的差異而形成的。
美國是一種專業取向。在美國的橫向政治結構里，由于媒介表現為相對獨立于政府，只是眾多社會部門中的一個，公眾對于媒介的要求更多的是望哨的作用，期望媒介能對公權力進行監督。也就是說，人們對于媒介的信任更多的是對它專業表現的預期。從職業和專業主義要求兩個層面來看，公眾對于媒介的預期就是專業規范的要求和專業主義的要求，那就是要求媒介做到客觀、公正、準確、可靠、正確、專業知識等。而這些要求，正與美國學者的實證研究發現是基本一致的。也就是說，美國公眾對于媒介是否可信任，是從專業規范和專業主義的維度來判斷的。簡要地說，這種判斷維度是以專業為取向的。
而在我國大陸是一種縱向的政治結構，雖然從上個世紀九十年代以來媒介開始了市場行為，現在普遍認為媒介具有雙重功能―――“喉舌”功能和經濟創收功能。但“喉舌”功能還是我國大陸媒介最根本的功能，媒介是從屬于政府的，是政府職能部門的延伸。這樣，對于老百姓而言，媒介扮演的更多的是政府代言人的角色，人們對于媒介的期待更多的是對它的政府職能的一種期待。在“喉舌”功能下，公眾對于媒介的信任其實是透過媒介對政府的一種信任，是出于對媒介政治身份的信任，媒介的公信力是建立在政府信用基礎之上的。所以，我國大陸媒介公信力的判斷維度是以權力為取向的。
據此，研究者提出依據不同的政治體制，媒介公信力的判斷維度首先就有取向上的差別。
對于當前處于社會轉型的我國而言，存在權力取向和專業取向兩者并存的狀況。這是因為雖然“喉舌”功能是我國大眾媒介的首要功能，但市場化功能也在逐漸加強，如報紙就有大量的業外資本進入，甚至有些外資也通過入資報紙經營而間接影響報紙的編采，電視的制播分離更是明顯。在市場壓力和新傳播技術等的驅動下，我國媒介公信力判斷維度的取向也在發生著變化―――并不是完全的權力取向，而是兩種取向都存在。
三、研究指標的設立
在前面兩項前期研究的基礎上，本次研究的公信力判斷維度量表從權力取向和專業取向兩個方面來設立。在專業取向方面，采用靳一的18個題項組成4個維度的結構；在權力取向方面依照張洪忠提出的權威性、有用性來設立指標。這樣，最終形成的我國媒介公信力判斷維度量表共有6個維度，23個題項，特錄如下，供同行批評、參考。
（作者分別為中國人民大學新聞學院教授、博士生導師；北京師范大學傳媒與藝術學院講師、博士；清華大學新聞與傳播學院博士后）
注釋:
①本調查是教育部哲學社會科學研究重大課題攻關項目《中國大眾媒介的傳播效果與公信力研究》的研究成果之一。項目主持人喻國明。調查的總體為我國（不包括港澳臺地區）地級及以上城市的市轄區所有14~70歲的居民，樣本按照pp s抽樣方法抽取，樣本分布于全國28個城市，調查的有效樣本為4278人，調查方式為入戶面訪，調查執行的時間：2005年11月1日~28日。經檢定，本次調查的結論用于推斷我國居民總體時的誤差≤±2%。
②維度最開始是一個數學用詞，又稱維數，英文對應的詞是：dimensions，指獨立參數的個數；后來開始在別的學科中使用，如在物理學和哲學的領域內，指獨立的時空坐標的個數；最近幾年這個詞在人文社會學科中的使用逐漸變多。維度與“角度”的意思比較相似，但維度有立體的意味，如二維空間、三維空間。為了與社會學中的用詞統一，本文使用“維度”一詞。臺灣學者使用的是“面向”一詞，是同一個意思的不同說法；單維度（單面向）的英文是unidimension，多維度（多面向）的英文是multidimensions。
③Jaco bson.(1966),Mass MediaBelievability :aStudyofRe ceiverJudgments.這是來自作者在威斯康星大學的博士論文，指導教師：Wes tley
④Gazian o,C.and K.McGrath (1986).Measurin gth eco nc ep tofcredibility.Jo urnalismQuarterly,63,451-62.
⑤參見王旭、莫文雍、湯允一：《媒介表現：關于新聞可信度的討論與測量》，1999年中華傳播學會年會論文
⑥Flanagin,A.J.&Metzger,M.J.（2000）.Perc eptio nsofinternetinformatio ncredibility.Jo urnalism &mass Com municationQuarterly,77（3）,515-540.
⑦參見羅文輝等：《新聞媒介可信度之研究》，中國臺北“行政院國家科學委員會專題研究報告”，1993年2月
第6篇：專業結構維度分析范文
當前，大學生在專業學習行為方面存在學業規劃欠缺、學習被動、自主學習不夠、專業實習和實踐參與度低等問題，這與其專業認同水平偏低有直接的關系。研究大學生專業認同對其專業學習行為的影響，提高其專業認同水平，有效促進學生的實際專業學習行為，促進其成長成才，對于提高人才培養質量十分必要。這也引起了國內學術界和教育工作者的廣泛關注。從現有文獻來看，西方學者對專業認同的專門研究較少(因西方調換專業相對自由)，大多集中在職業認同內，如Jauch，L. R. et al、[1]Russo，T. C.[2]等的研究。國內學者研究專業認同問題起步較晚，在不斷完善“專業認同”這一概念內涵的同時，對專業認同的維度進行了劃分和界定。有學者指出，[3]專業認同包含認知了解、情感態度、意志行為三個層面與專業身份、專業價值、專業教學、專業前景、專業學習五個維度。還有學者則對專業認同增加了職業選擇這一維度，進一步完善了專業認同的概念。[4][5][6]可見，現有的研究都將“專業認同”作為一個綜合整體的概念，并將專業學習行為、相關職業選擇等視為認同的維度之一展開研究。然而這僅僅揭示了哪個維度是當前專業認同的短板，各個維度間的相互影響機制并沒有得到揭示。顯然，我們便不能用“哪塊板短補哪塊”的簡單方法來有效地提升學生的專業認同，使其轉向認同性的專業學習行為。
本研究假設專業認同對專業學習行為存在直接影響，且專業認同-專業學習行為關系受到內外部情境變量(學生個體特征、教學管理條件)的調節影響，相應的假設模型如圖1所示。其中，內隱的專業認同是專業學習行為的重要基礎，包括專業態度情感、專業滿意感知和專業認知評價層面；外顯的專業學習行為則指專業學習行動和實踐層面。然而現實學習生活中往往知易行難，專業認同水平的高低并不一定代表專業學習行為的強弱。因此，把握“專業認同-專業學習行為”影響機制，據此全方位地提高大學生專業認同水平，并使之最大效度、最大限度地轉化為實際的專業學習行為(規劃性、自主性、專注性、實踐型、交流型的專業學習)，已經成為高校教育工作者亟待解決的中心任務。
圖1 專業學習行為影響因素假設模型
二、調查設計和數據來源
(一)研究量表設計
對于專業學習行為量表，我們在借鑒秦攀博量表設計的基礎上進行了適度修正。[7]專業學習行為量表共有4個題項，分為學業目標規劃行為、課堂聽講行為、自主學習行為、合作交流學習行為四個子維度。情境條件變量中，內部情境條件為學生個體特征，包括性格與專業的適配性、專業學習能力、性別、年級、生源地結構、生源地經濟條件；外部情境條件為教學管理條件，包括教材內容新穎性、課程設置科學性、教師授課質量。所有題項均采用里克特(Likert)五級量表制(其中，1.同意；2.大致同意；3.一般；4.不太同意；5.不同意)，個體根據自身情況對各題項主觀賦值，得分代表其專業認同水平或實施專業認同具體行為的程度。
(二)問卷調查過程
問卷調查向學生隨機發放問卷600份，回收有效問卷571份，有效回收率為95.2%。對有效樣本的結構進行分析后發現，性別分布為男性占36.7%，女性占63.3%；年級分布為大一、大二、大三年級各占46.3%、37.8%、15.9%，生源地結構為大城市占6.3%，中小城市占23.5%，鄉鎮占28%，農村占42.2%，其中生源地屬經濟發達地區的占13.5%，中等地區占73%，落后地區的則占13.5%。從有效樣本的分布比例和結構看，性別、生源地等分布與浙江高校的總體情況接近，可以認為本次調查抽樣是科學可靠的。
筆者采用SPSS20.0軟件對數據進行統計分析。先采用相關分析把握學生專業認同各變量對專業學習行為的主效應，運用回歸分析考察各維度間的交互效應。接著測度學生個體特征、教學管理條件對專業認同-專業學習行為關系的調節效應(Moderating effect)，并就得到的分析結果進行深層次闡釋。
三、專業認同對學習行為影響的主效應和交互效應檢驗
正式分析之前先觀測各變量均值及其相互間的依存關系，各變量均值以及相互間的皮爾森相關系數(Pearson correlation coefficient)矩陣如表l所示。
在專業認同中，專業態度情感維度的得分值最高，達到2.5652。專業認知評價相對低些，均值為2.5071。專業滿意感知的得分最低，僅為2.4848。這表明大學生的專業認同水平普遍偏低，比較而言，專業滿意感知相對積極，專業認知評價一般，專業態度情感偏向負面。可見，學生專業認同的可提升空間很大。另外，專業學習行為的均值為2.7215，遠遠高于專業認同三個變量的均值。這足以證明專業認同沒有促成學生實施應有的專業學習行為。
在0.01的顯著性水平下，專業態度情感、專業滿意感知、專業認知評價與專業學習行為顯著相關。從各變量與行為間的皮爾森相關系數看，專業態度情感的值(0.491)最大，其次為專業滿意感知(0.435)，專業認知評價(0.362)最小。即專業態度情感越積極，專業滿意感知越強烈，專業認知評價越高，學生越傾向于實施認同性的專業學習行為。
采用多元回歸模型考察專業認同對專業學習行為的影響，模型如下：
其中，B代表專業學習行為，P1～P3分別代表專業認同的三個維度，PmPn代表兩兩維度間的交互效應(如P1P2代表專業態度情感和專業滿意感知之間的交互效應)，α為常數項，αi為回歸系數，μm為誤差項。在回歸模型中，開始先暫不考慮交互效應，而主要看專業認同各維度的主效應(模型一)，接著考慮各維度間的交互效應(模型二)。為了避免共線性問題，對所有變量進行了標準化處理。檢驗結果如表2所示。
模型一可見，在0.01的顯著性水平下，專業情感態度對專業學習行為的主效應顯著，而專業滿意感知和專業認知評價的主效應不顯著。可見，專業態度情感是真正影響專業學習行為的直接影響因素，引導學生對專業產生并發展積極的情感可以有效地促進專業學習行為。
模型二可見，兩兩變量間的交互效應檢驗顯示，僅僅在專業態度情感和專業認知評價兩維度之間存在著顯著的交互作用。即提高學生的專業認知評價可以有效地提升其專業態度情感，從而間接地促進專業學習行為。
根據回歸模型，專業學習行為與專業認同間的關系可以表示為：
據此，我們繪制了專業態度情感和專業認知 評價的交互作用斜率圖，以此直觀地反映交互作用的大小(如圖2所示)。
圖2 專業態度情感和專業認知評價間交互效應的斜率圖
在圖2A中，不管是對高專業認知評價還是對低專業認知評價的學生，進行專業態度情感教育都能顯著促進其專業學習行為。其中，對于高專業認知評價的個體來說，專業態度情感與專業學習行為之間的正向作用較強，而對于低專業認知評價的個體來說，專業態度情感和專業學習行為之間的正向作用較弱。因此，針對專業認知評價較高的學生群體進行專業情感的教育，可以更為有效地促進其專業學習行為。在圖2B中，對于高專業態度情感的個體來說，提高專業認知評價對其專業學習行為存在較大影響，但對低專業態度情感的學生群體來說，提高其對專業的認知評價并不會對其專業學習行為產生顯著影響。這一結論提供了有意義的啟示，即可以特別針對高專業態度情感的學生進行積極的專業認知評價教育，從而促成認同性的專業學習行為，對于專業態度情感不高甚至存在負面情感的學生，則進行專業認知評價教育意義不大，僅需要對其實行積極情感塑造即可。
四、情境變量對專業認同-專業學習行為關系的調節效應檢驗
考慮到解釋變量(即專業認同)、調節變量(情境變量，即學生個體特征、教學管理條件)均為連續變量，運用層次回歸分析B=aP+bC+cPC+e以考察調節效應情況，理論模型如下：
其中：Yi代表情境調節變量(下文具體用Ci表示學生個體特征，Ei表示教學管理條件)。交互項PmYi代表變量Yi對變量Pm—B之間關系的調節效應。
分析時，模型一僅將專業認同三個維度納入模型分析其主效應；模型二將情境變量之一納入回歸模型分析其主效應，模型三則考慮特定情境變量的調節效應。
(一)內部情境變量(學生個體特征)對專業認同-專業學習行為關系的調節效應檢驗
1.性格和專業適配性的調節效應
表3分析結果所示，模型二中性格和專業適配性對專業學習行為存在顯著的直接影響(顯著性水平達到了0.000)，學生個體的性格與專業適配度越高則學習行為越顯著。模型三中性格和專業適配性作用于專業認同三個維度對學習行為的影響均不顯著(對專業態度情感-專業學習行為影響的顯著性水平為0.600、對專業滿意感知-專業學習行為影響則為0.092，對專業認知評價-專業學習行為影響則為0.565)，即不存在調節作用。
2.專業學習能力的調節效應
專業學習能力對專業學習行為存在顯著的直接影響(顯著性水平達到了0.000)，學生專業學習能力越強則學習行為越顯著。模型三中可見專業學習能力對專業認同-專業學習行為間的影響不存在調節效應。
3.性別的調節效應
性別對專業學習行為并不存在直接的影響(顯著性水平為0.931)，然而卻對專業認知評價-專業學習行為的影響存在調節作用(調節效應的顯著性水平達0.002)。可見，性別通過調節學生個體的專業認知評價，間接地影響著其專業學習行為。也就是說，提高學生的專業認知評價可以間接促進專業學習行為。
根據情境變量調節效應的理論模型，專業學習行為與專業認同、性別間的關系可以表示為：
據此，我們繪制性別對專業認知評價-專業學習行為影響的調節效應的斜率圖，直觀反映交互作用的大小(如圖3所示)。從圖中可知，對于女生來講，提高其專業認知評價可以有效促進其采取專業學習行為，然而男生卻得到了適得其反的負面效果。這可能是由于男性的認知能力相對較強，個性特點整體趨向于內控型，觀念不受外界左右，對其進行認知評價的引導會導致其厭煩心理；而女生則更多屬于外控型，其認知評價更傾向于參考他人的重要意見。
圖3 性別對專業認知評價-專業學習行為影響的調節效應
4.年級的調節效應
年級既不對專業學習行為存在直接的影響(模型二中顯著性水平為0.062)，也沒有對專業認同-專業學習行為產生調節效應。
5.生源地結構的調節效應
生源地結構既不對專業學習行為存在直接的影響(模型二中顯著性水平為0.092)，也沒有對專業認同-專業學習行為產生調節效應。
6.生源地經濟的調節效應
生源地結構同樣既不對專業學習行為存在直接的影響(模型二中顯著性水平僅為0.658)，也沒有對專業認同-專業學習行為產生調節效應。
(二)外部情境變量(教學管理條件)對專業認同-專業學習行為關系的調節效應檢驗
1.教材新穎性的調節作用
教材新穎性對專業學習行為存在直接顯著的影響效應(模型二中顯著性水平為0.000)。教材越新穎，專業學習行為越明顯。模型三則顯示，教材新穎性對專業認同-專業學習行為的影響不存在調節效應。
2.課程設置科學性的調節作用
課程設置科學性對專業學習行為的影響效應直接且顯著。課程設置越科學合理越能促進專業學習行為。模型三可見，課程設置科學性對專業認同-專業學習行為的影響不存在調節效應。
3.教師授課質量的調節作用
教師授課質量對專業學習行為的影響效應顯著，即存在直接的影響。模型三則顯示，教師授課質量對專業滿意感知-專業學習行為的影響存在調節效應。雖然從三個模型均可以看出專業滿意感知并沒有對專業學習行為產生直接的影響，但在教師的授課質量這個情境變量的調節下，專業滿意感知對專業學習行為的影響效應顯著。特別是在教師的授課水平較高的條件下(見圖4)，提高學生的專業滿意感知最終能有效地促進學生積極地實行專業學習行為。可見，教師授課的質量非常關鍵(同時存在直接和間接影響)，是影響專業學習行為的重要影響因素。
根據情境變量調節效應的理論模型，專業學習行為與專業認同、教師授課質量間的關系可以表示為：
據此，我們將教師授課質量對專業滿意感知-專業學習行為影響的調節效應，以斜率圖的方式直觀地反映交互作用的大小(如圖4所示)。顯然，高質量的教師授課能使學生的專業滿意感知有效地轉化為實際的專業學習行為，授課質量越高，既定專業滿意感知度學生的專業學習行為更好。在教師授課質量欠佳的情況下，不同專業滿意感知度的學生其專業學習行為差異不大。
圖4 教師授課質量對專業認知評價-專業學習行為影響的調節效應
五、主要研究結論和啟示
對于提出的專業學習行為影響因素假設模型進行實證檢驗后，可以肯定這一模型基本成立。本研究重點考察了專業學習行為變量和各解釋變量(專業認同變量和情境變量)之間相互關系的性質，其中著重分 析了專業認同各維度間的交互效應和情境變量的調節效應。考察得出的結論如下：(1)專業認同水平總體偏低，無論是專業態度情感、專業滿意感知還是專業認知評價，其均值均在2.5左右，即專業認同徘徊在中等的水平，可提升空間非常大。從專業認同的內部各個維度看，專業態度情感表現為最不積極。(2)相對專業認同的總體水平，專業學習行為的得分明顯更高，也就是說學習行為非常不夠，專業認同沒有有效地轉化為實際的專業學習行為，大學生普遍存在“知易行難”的尷尬現狀。(3)專業態度情感和專業認知評價之間存在顯著的交互效應，對專業態度情感積極的群體進行專業認知評價教育，或對高專業認知評價的群體進行專業態度情感的培養，都能有效地促進專業學習行為。(4)性別、教師教學質量兩個變量對專業認同-專業學習行為間關系存在顯著的調節作用。其中，對處于同一專業認知評價水平的學生，擇選女生進行專業認同教育能顯著促進其專業學習行為。對處于同一專業滿意感知水平的學生，提高教學質量能促進其專業學習行為。其他情境變量的調節效應則不顯著。
專業學習行為影響因素模型的直觀假設檢驗結果參見圖5，其中，虛線箭頭表示該路徑受大部分情境變量影響時(系數在0.01的顯著性水平下)主效應變為不顯著。各類研究假設的檢驗結果匯總如表5所示。
圖5 專業學習行為影響因素假設模型的檢驗結果
以上這些研究結論為了解大學生專業學習行為產生的機制提供了有力的證據。專業認同各個維度的水平、其對專業學習行為的影響強度，各個維度間的交互效應、內外部情境變量對專業認同-專業學習行為的調節作用方向和效應大小等都變得直觀明晰。這為學校管理者和教學工作者如何采取各種有效措施、促進專業認同的學習行為提供了可操作的意見參考。
(一)全方位提升學生專業認同各個維度的水平
鑒于專業認同的三個維度對專業學習行為均存在顯著影響，且各維度水平普遍偏低(專業態度情感、專業滿意感知、專業認知評價都不高，均值均在2.5左右，其中專業態度情感以負面主導，均值高于2.5)，因此，從各個維度為切入點提升專業認同水平是最為基礎也是最緊迫的工作。
1.高校教師要著力培養大學生積極的專業態度情感
回歸分析發現只有個體的專業態度情感幾乎未受到諸多情境變量的調節影響，可見專業態度情感的影響效應穩定性、一致性非常高。因此，情感對其專業學習行為的影響是最為直接和重要的。然而三個認同維度中，態度情感水平最低。基于此，高校專業教師和學生管理工作者應采取各種有效的傳播溝通途徑，最大限度地提高個體積極的專業態度情感，創造更多的機會和平臺，使學生真切體驗“喜歡”和“自豪”，培育他們對專業的“專注”、“執著”等積極情感。只有這樣，才能有效地促進學生采取并堅持良好的專業學習行為。
2.高校相關管理部門要積極引導大學生形成客觀的專業認知評價
針對大學生這個群體傳播準確客觀的專業和行業信息，以正面信息為主，不刻意避諱負面信息，引導他們進行理性的分析判斷，樹立正確的專業價值觀，最大限度地減少對專業的不客觀認識，提高對專業的積極認知評價。
3.大眾傳媒要積極營造有利于提高大學生專業滿意感知的社會輿論氛圍
公眾尤其是與大學生關系密切的群體(如家人和親戚等)對專業的滿意度，很大程度上影響著大學生的專業滿意感知。人們對于專業的滿意度評價往往存在偏頗，具有較強的功利性。如主要考慮專業的當前就業狀況、就業環境、工資待遇等，很少考慮專業的長遠就業趨勢、專業的社會價值等，且極少考慮專業與個體的興趣愛好、能力特點相匹配。大眾傳媒應發揮輿論導向作用，運用各種方式，加強對社會發展所需的非熱門專業的正面宣傳，將專業及其對應行業的優勢和發展前景準確、充分地傳達給廣大公眾，逐步扭轉人們對那些非熱門專業、某些特定專業的偏見，進而間接地影響學生的專業滿意感知。當然，這還需要政府政策層面的引導和扶持。
(二)設計符合專業學習行為影響機制的措施
只有根據事物的發展規律才能有效解決問題，也只有掌握并遵循專業學習行為影響機制開展專業認同教育工作，才有可能產生事半功倍的效果。
1.將專業態度情感教育作為專業認同教育最重要的基礎工作
由于專業態度情感未受內外部情境變量的調節，且專業認知評價間存在顯著的交互效應(無論專業認知評價是高是低，進行專業態度情感教育都能顯著促進專業學習行為)，因此，廣泛持久地開展專業態度情感教育是培養學生專業認同情感的最基礎也是最有效的措施。
2.針對高專業態度情感的學生進行積極的專業認知評價教育
由于提升高專業態度情感個體的專業認知評價可以顯著地促進其專業學習行為，而對于專業態度情感不高甚至存在負面情感的學生，進行專業認知評價教育意義不大，僅需對其進行積極情感塑造即可。
3.針對不同性別群體設置特定的專業認同教育內容和形式
鑒于性別對專業認知評價-專業學習行為影響存在顯著調節效應(對女生開展專業認知評價教育可以有效促進其采取專業學習行為，然而男生卻會得到適得其反的效果)，在開展專業認知評價教育時，有必要對學生按照性別分類并選取女生單獨開展。在教育形式的選擇上，針對男生應避免勸說式的班會教育、講座等，可以更多地采取討論辯論、微博等方式，也可引導他們關注有利于形成正確認知評價的新聞等。
(三)創造有利于采取專業學習行為的情境條件
鑒于“知易行難”的尷尬現狀，以及外部情境變量對專業學習行為的正向直接影響與部分情境變量的調節作用，作為學校管理部門應盡可能做到以下兩點。
1.招生部門應更加細化并完善招生錄取工作
對于符合同等錄取條件的學生，尤其是對接受專業調劑需進一步劃分培養方向的同一大類專業學生，招生部門在學生專業(或方向)應更多地考慮學生的個體特征，尤其是性格與專業的適配性、專業學習能力特點、特長等。當然，這需要教育行政部門改進招生工作，如提前獲取考生個體詳細信息資料等。
2.教學管理部門應切實提高教學管理質量，保證教材的新穎性，課程設置的合理性和科學性，教師授課的質量等
第7篇：專業結構維度分析范文
一、問題提出與界定
以教育的大眾化為先導，以“科技興國”戰略實施為標志，我國高校普遍開展了新一輪管理體制改革，規范內部管理，提高了辦學質量與效益。甘肅省高校由于所處地理位置、所在地區經濟發展水平及自身發展歷史等原因，缺乏吸引人才的優勢。另一方面，由于管理意識落后，管理方法專業性不強，激勵手段單一，因此管理水平低下，嚴重影響高校教師的工作積極性。
心理契約理論來源于西方組織行為理論和人力資源管理理論，本質上研究需求與激勵的問題。心理契約是存在與員工與組織之間的隱形契約，是雙方對于相互之間責任與義務的期望，它包括兩個方面的水平：個體水平―員工對于相互責任的期望；組織水平―組織對于相互責任的期望。心理契約結構是其相關研究中的重點。個體心理契約的結構本質上以個體需求為基礎。對心理契約的結構研究主要將心理契約分為單維、二維、三維和多維四種結構。盧梭（Rousseau）和喬瑞馬拉（Tijorimala，1996）實證研究的結果顯示，心理契約由交易維度、關系維度和團隊成員維度三個維度構成。交易維度指組織為員工提供基本的物質保障，員工完成職責范圍內的工作任務；關系維度指員工與組織注重雙方長期穩定的關系，促進雙方共同發展；團隊成員維度指員工與組織關注良好的人際關系和環境氛圍。
西部高校教師由于職業的特殊性及所處區位的特征，整體工作積極性不高，工作績效較低。本研究針對甘肅省幾所不同層次高校進行實證分析，尋找甘肅省高校教師的需求結構，構建相匹配的多維激勵機制，因此，結合西部高校實際對教師心理契約進行廣泛深入的調查研究，對于今后構建一般性心理契約的模型，豐富教育管理特別是教師管理理論，改善教師管理方式，提高教師工作績效具有重要意義。對于調動教師工作積極性，穩定人才隊伍，防止人才流失具有重要意義。
二、甘肅省高校教師心理契約的實證研究
（一）研究對象與方法
通過分析甘肅省現有的49所高校中的10所，包括教育部重點直屬、普通一本院校、普通二本院校及三本院校（包括獨立學院）。共發放問卷500份，回收問卷491份，其中有效問卷482份。
問卷調查由兩部分組成。第一部分，甘肅省高校人力資源管理特征及教師個體特征分析。通過問卷調查及訪談法獲得甘肅省高校人力資源管理的特點及教師心理契約特征。第二部分，與高校教師需求相匹配的的心理契約與績效關系研究。通過對甘肅省高校進行實證研究，驗證激勵策略（薪酬激勵策略和非薪酬激勵策略）對教師的激勵效應，以及對高校組織績效的影響。
（二）研究結論
1.甘肅省高校教師心理契約結構分析
（1）高校教師心理契約結構包括物質、發展和環境三維度
知識型員工的心理契約符合三維結構：物質激勵維度、發展機會維度、環境支持維度。物質激勵主要指員工獲得的物質回報；發展機會是組織提供的有利于個人成長的氛圍；環境支持與組織提供的各種環境氛圍密切相關。本研究結合高校教師的特點從物質激勵、發展機會、環境支持三個維度來界定高校教師的心理契約維度。利用克朗巴哈系數對量表信度進行檢驗。同時利用SPSS19.0統計軟件對高校教師心理契約量表的樣本數據進行KMO檢驗和Bartlett球體檢驗，說明樣本數據適合做因子分析。同樣對工作績效量表的信度與效度進行檢驗，由此可見高校教師工作績效量表的內部一致性較高，穩定性較好。
通過對該量表的樣本數據進行因子分析且效果較好。采用主成因分析法提取因子，采用方差極大法進行因子旋轉后得到三個因子，分別命名為：物質激勵因子、發展機會因子、環境支持因子。
物質激勵維度由Xl、X2、X3、X4、X5等因子構成，其中最大因子載荷為0.813（X1），最小因子載荷為0.658（X4），主要從經濟層面反映了高校教師對所在高校的心理期望。高校教師在努力工作的同時希望有公平的報酬、合理的社會保障、科學的課時安排、津貼等。
發展機會維度由X6、X7、X8、X9、X10等因子構成，其中最大因子載荷為0.836（X7），最小因子載荷為0.673（X10）。反映了高校教師要求自身發展機會期望。高校教師希望學校能提供更多的進修機會、提供良好的科研條件、有較好的發展空間、公平的考核晉升機制等。
環境支持維度由Xll、X12、X13、X14等因子構成，其中最大因子載荷為0.824（X14），最小因子載荷為0.614（Xll）。主要從組織環境反映高校教師的心理期望。作為知識型員工，高校教師在柔性、人性的管理環境中工作，有一定工作自主權、人際關系和睦融洽、工作環境舒適等。
（2）高校教師個人績效分析
本研究以鮑曼（Borman）和穆特威德魯（Motowidlo，1993）提出的“關聯績效一任務績效”二維模型為理論基礎。高校教師是集教育教學、科研以及社會服務于一身的知識型員工，從事的工作是看似簡單實則富含創造性，而且高校教師所接觸的不僅有學生還有同事以及代表高校的各級管理者，所以不能單一地從任務績效的維度來衡量高校教師的工作績效。
任務績效維度由Y1、Y2、Y3、Y4、Y5等因子構成，其中最大因子載荷為0.813（Y1），最小因子載荷為0.661（Y5）。這一維度主要反映高校教師對本職工作的自身理解。關注高校教師是否能夠做好職責范圍內的工作和職責范圍之外的臨時工作、是否能夠提出有益的教學建議、是否符合現行的績效考核標準等。
關聯績效維度由Y6、Y7、Y8、Y9、Y10、Y11等因子構成，其中最大因子載荷為0.811（Y8），最小因子載荷為0.618（Y10）。這一維度主要反映了高校教師的職業道德和奉獻精神，考察高校教師是否能遵守學校規章制度、是否與同事間和睦共處、是否有職業奉獻精神等。
（3）學校性質及人口學變量對高校教師心理契約的影響
首先，不同層次高校教師在心理企業結構上存在差異。對樣本數據進行單因素方差分析，高校的性質和層次對高校教師的心理契約認知有一定影響。教育部直屬院校教師更注重發展心理契約中的發展維度和環境維度；普通一本院校教師對于物質激勵、發展激勵和環境的期望都較高；普通二本院校教師則關注物質激勵和發展激勵；三本（包括獨立院校）教師對于物質激勵的需求更高，其次是發展激勵和環境需求。
其次，從人口學變量角度進行分析，發現性別、年齡、職稱也會影響到高校教師的心理期望。研究發現女性教師更關注環境維度中的人際關系，男性教師則更關注學校是否能提供發展空間；中老年教師（年齡在40-60歲）對學校的各項期望都呈現下降趨勢，而青年教師無論在物質還是在發展機遇上都對學校期望較高；初中級職稱教師因為晉升壓力較大，所以希望學校提供發展的機會；高職稱教師則期望較低，更關注物質利益與工作環境。
2.甘肅省高校教師心理契約與工作績效的相關性研究
（1）心理契約對任務績效的影響
根據表3所示，心理契約對任務績效的回歸分析結果，其F值為13.845，達到顯著水平，且R2為0.062。由R2可知自變量對因變量的整體解釋力，心理契約對任務績效有6.2%的解釋力。由標準化回歸系數β與顯著水平可知，心理契約對于任務績效有顯著的正向影響。通過分析發現教師的心理契約滿足程度越高，其任務績效越高。
（2）心理契約對關聯績效的影響
根據表3所示，心理契約對關聯績效的回歸分析結果，其F值為16.350，達到顯著水平，且R2為0.074。由R2可知自變量對因變量的整體解釋力，心理契約對關聯績效有7.4%的解釋力。由標準化回歸系數β與顯著水平可知，心理契約對于關聯績效有顯著的正向影響。通過分析發現教師的心理契約滿足程度越高，其關聯績效越高。
三、甘肅省高校教師激勵策略研究
（一）重視物質激勵對高校教師工作績效的影響
1.完善高校教師薪酬體系
一方面，消費水平的提高，消費觀念的變化及高校教師社會地位逐漸提高等因素，決定了高校教師同其他職業人群一樣看重薪酬水平。另一方面，甘肅省落后的經濟發展水平決定了高校教師的平均薪酬低于全國高校教師平均薪酬。高校教師對薪酬的要求，不僅表現在重視薪酬水平的高低，也包括薪酬的公平性，包括外部公平與內部公平。因此，西部地區高校在教師薪酬體系設計上，應首先以公平性為原則，實行和同層次、同性質高校平均薪酬持平或略高于的基本薪酬。其次在績效薪酬上，將工作績效與薪酬相聯系。既注重工作數量（如授課時數，科研工作量），有注重工作質量（如授課質量，科研工作質量），在公平的基礎上體現出激勵性。
2.建立公平的考核機制
第一，分類考核，不同職級的教師采用不同的考核權重。第二，綜合指標考核，選擇不同類型的指標，提高考核的公平性。高校教師工作績效包括任務績效與關聯績效，在考核指標選擇中，應注意既要選擇工作結果，也要選擇工作態度等指標。第三，多考核主體，因為高校教師工作績效的多因性，應選擇學生、上級、同級等不同考核主體，使考核結果更加準確。
（二）發展機會對績效的影響
1.合理設計職業生涯規劃
高校教師屬于專業技術人員，我國的專業技術人員采用嚴格的職級管理。一方面，專業技術等級決定著教師的薪酬水平、業內地位等。另一方面，因為高校教師知識性員工的特點，其具有自我發展的需求。因此高校教師的職業生涯規劃成為教師關注的重點問題。按照我國高校職級管理規定，高校教師職稱晉升有工作年限要求，同時必須具備科研、教學等方面的條件。在職業生涯規劃管理中，高校應建立針對不同層次教師的規劃方案，幫助教師確定目標，合理規劃。
2.采用有針對性的職業發展策略
高校教師整體學歷、素質較高。但在學校內部仍然存在一定差異。因此，根據不同教師采用有針對性的職業發展策略。新參加工作或還處在初級的教師，應該提供更多的職業鍛煉機會，加大授課任務，幫助新任教師盡快熟悉業務；中級教師應該成為教學與科研的中流砥柱，在完成一定教學任務的同時，加大科研工作量。提供科研與經費支持，與導師引導，形成團隊。高級職稱教師已經處在職級體系的頂端，在職業發展中應重點關注其流失傾向。高級職稱教師的職業發展應更重視起自我實現需求的滿足。
3.培訓深造制度完善
終身學習是知識性員工的主要特征。高校應建立完善的培訓深造制度，形成合理的培訓體系。在培訓系統設計上，應做好培訓需求分析，進行針對性的培訓，提高培訓效果；在培訓方案設計中，一方面，采用多樣化的培訓方式，專業講座、短期培訓、訪問進修、學歷進修等想結合。另一方面，專業知識、師德教育相結合，理論培訓與實踐技能培訓相結合。最后，將培訓深造與職業生涯規劃統一起來，使培訓成為職業生涯管理的必要手段。。
（三）工作環境對工作績效的影響
1.物質環境
物質環境是工作的基礎環境。包括辦公環境，科研環境等。西部地區高校因為經費問題，辦公環境較差，成為影響教師工作績效的因素之一。高校應該為教師提供良好的辦公環境，包括寬敞的辦公室或教研室，齊備的辦公設備，包括電腦、打印機、傳真機等。另外應提供專業資料室以便收集數據資料。完善的實驗設備。高校應提供教師專用的實驗室。
2.人際環境
表面看來，高校教師工作的獨立性較強。事實上，高校教師在工作中更傾向于以項目組或課題組的形式進行團隊工作。一方面，高校教師在工作中期望能得到上級領導的支持、信任和理解；另一方面，同樣希望與同事能友好合作、相互交流。因此，高校必須營造一個和諧的人際環境來支持高校教師工作的開展。這要求高校尊重教師，給予教師足夠的關懷，充分考慮教師的意見，最大限度地滿足教師對人際環境的心理需求。
第8篇：專業結構維度分析范文
關鍵詞：旅游企業；旅游消費者；心理契約
1 引言
心理契約(Psychological Contract)是社會交換理論的一個基本概念，源于組織行為W，用于研究組織與員工之間以許諾為基礎的義務或責任觀(Rousseau.1989)。自從Roehling(1997)指出，心理契約概念可以一般化地用來描述除組織與內部員工關系之外的許多相互關系(如房東與房客之間的關系、咨詢員與顧客之間的關系、丈夫與妻子之間的關系、師生之間的關系等等)之后，心理契約被應用于各種營銷關系的解釋中。近年，將心理契約理論引入營銷領域中，研究企業與顧客之間的內隱的、非正式的、未公開說明的相互期望和理解(即心理契約)開始受到國內外W者的關注。然而，就旅游業這一特殊行業來說，旅游企業與旅游消費者之間的心理契約關系如何?與組織行為W中組織與員工的心理契約、營銷領域中一般企業與顧客的心理契約有何異同?目前國內W者對此少有涉及。本文旨在通過實證分析，探討旅游企業與旅游消費者之間的心理契約的結構。希望研究結果能為一些顧客流失嚴重的旅游企業提供一定的理論參考，從而為旅游企業更好地實施顧客關系管理、培養忠誠旅游消費者提供一種新的思維模式。
2 文獻回顧與理論假設
2.1心理契約概念研究
20世紀60年代初，心理契約這一概念被引入管理領域，隨后眾多W者對心理契約的概念進行了探討。W術界普遍認為Argyris(1960)最早提出心理契約概念，他通過對兩個工廠的雇員和監工進行訪談，用“心理工作契約”術語來描述雇員與工頭之間的關系。Levinson(1962)將心理契約界定為，雇員與雇主關系中，組織與雇員事先約定好的、內隱的、未公開說明的各自對對方所懷有的各種期望。Sehein(1965)認為，心理契約理念意味著個人對組織懷有許多期望，同時組織對個人也有許多期望，這些相互期望雖然沒有寫入雇員與組織之間的任何正式協議，但它們都是行為的有力決定因素。Kotter(1973)指出，心理契約是個人與組織之間的一份內隱協議，協議中指明了在彼此關系中一方期望另一方的付出與回報的內容。Rousseau(1990)提出了建立在個體認知基礎上的心理契約狹義定義(這一定義后來成為心理契約研究的經典定義)，即：心理契約是在組織與員工的互動關系中，員工個體對于雇傭雙方彼此應該為對方承擔的責任的認識和信念。Robinson等人(1994)進一步研究指出，雇傭雙方相互義務的信念是雇員對自已的貢獻(努力、能力和忠誠)與組織誘因(薪水、提拔和保障等)之間交換關系的承諾、理解和感知。Morrison和Robinson(1997)更明確地指出，心理契約是雇員對其與組織之間相互義務的一系列建立在對承諾的主觀理解基礎上的信念。
總的來說，依照行為主體的不同，員工與組織之間的心理契約可分為員工心理契約和組織心理契約兩大類別，在每一類別的心理契約中又分別含有“組織對員工的責任”(或稱“員工對組織的期望”)和“員工對組織的責任”(或稱“組織對員工的期望”)兩個方面。由于組織心理契約的主體難以確定，迄今為止心理契約的研究主要是采用Rousseau(1990)提出的狹義心理契約界定，即以“員工理解的相互責任”作為研究基礎的。
2.2心理契約結構研究
關于心理契約結構的研究，主要有二維結構說和三維結構說。二維結構說由MacNeil(1985)最早提出，認為心理契約包括交易和關系兩個維度。交易維度(transactional dimension)是建立在短期回報基礎上的，主要關注具體的、短期的和經濟的交互關系；關系維度(relational dimension)以社會情感交換為基礎，更多關注廣泛的、長期的、開放的情感交換關系。Robinson(1994)、Millward和H叩kins(1998)、Westwood等人(2001)、陳加洲等人(2003)的研究也驗證了二維結構的存在。主張心理契約三維結構的觀點主要有：Lee等人(1999)提出，心理契約中包括3個維度，即交易維度、關系維度和團隊成員維度(team player dimension)：Coyle―Shapiro和Kessler(2000)對雇主責任進行分析時也得到3個維度，即交易責任、培訓責任和關系責任；朱曉妹和王重嗚(2005)通過對我國知識型員工的分析發現，心理契約中組織責任由物質激勵、環境支持和發展機會3個維度構成，員工責任由規范遵循、組織認同和創業導向3個維度構成；李原(2006)通過實證研究也提出了心理契約三維結構模型，包括規范型責任、人際型責任和發展型責任；張明(2010)通過對旅游企業中大W生員工的調查分析，提出了旅游企業與大W生員工心理契約的三維結構，包括規范遵循、人際關系和發展需要。
2.3將心理契約引入其它領域的研究
Luseh和Brown(1996)被認為是在組織行為W之外的其它領域中探討心理契約問題的少數W者的代表，他們的研究關注渠道成員如何理解彼此間的責任和義務。Blaneero和Ellram(1997)將心理契約理論用于戰略伙伴關系研究，認為心理契約是雙方持有的對互惠協議的感知，這一理解可以延伸到其它關系中，包括買方與供應商之間的關系。Llewellyn(2001)認為，心理契約是交換伙伴之間關于雙方關系的條款和條件的一種沒有言明的協議，隱含著雙方對行為標準的共同看法和期望；他還從服務關系的角度考察了服務傳遞是如何受到顧客與供應商的心理契約支持的。
國內W者中少有將組織行為W中的心理契約理論引入其它領域的研究。較有代表性的成果有：羅海成(2005)、陽林(2010)分別通過對維修業和銀行業的實證研究，證實了營銷情境中企業與顧客心理契約關系的存在和心理契約的二維結構。
旅游產品的生產與消費的特殊性及旅游消費者利益訴求的特殊性，決定了旅游企業與旅游消費者的關系不同于一般意義上的企業與顧客關系。那么，它們之間的心理契約關系如何?本文旨在通過實證分析，探究旅游企業與旅游消費者之間的心理契約的維度及其關系。
2.4理論假設
通過對前人研究成果的回顧，并借鑒Rousseau的狹義心理契約定義(即以“員 工理解的相互責任”為基礎)，本文把心理契約中的主體“雇員與雇主”置換為“旅游消費者和旅游企業”；由此，基于“旅游消費者理解的相互責任”這一角度，本文提出如下假設：
假設一：旅游企業與旅游消費者之間的心理契約由交易型契約和關系型契約二維結構構成；
假設二：“旅游企業對旅游消費者的責任”①由交易型責任和關系型責任二維結構構成；
假設三：“旅游消費者對旅游企業的責任”②由交易型責任和關系型責任二維結構構成。
3 研究設計
3.1調查問卷的編制
前文已述，本文的研究基于“旅游消費者理解的相互責任”，因此，調查問卷包括2個部分：“旅游企業責任”問卷和“旅游消費者責任”問卷，以此了解消費者如何理解雙方關系中的一方對另一方應承擔的責任。問卷編制工作包括6個步驟：
(1)收集國內外問卷。通過查閱文獻資料，收集國內外W者研究心理契約問題的相關問卷。主要參考的問卷包括：Rousseau(1990)編制的心理契約調查問卷，Luseh和Brown(1996)編制的營銷渠道(Marketing Channels)成員的心理契約調查問卷，國內W者羅海成(2005)編制的心理契約調查問卷。
(2)訪談和開放式問卷調查。與旅游企業管理人員、一線工作人員(如導游、飯店員工)、高校中從事人力資源和旅游心理W教W科研的W者進行訪談，收集他們對“旅游企業與旅游消費者之間心理契約的相互關系及內容”的看法，并對四川大W旅游管理專業的60名本科畢業班W生進行開放式問卷調查。
(3)問卷項目歸并。借鑒國內外相關心理契約調查問卷，并對通過訪談和開放式問卷調查收集的“旅游企業和旅游消費者相互責任”條目進行整理、歸并，得到“旅游企業責任”18項、“旅游消費者責任"20項，并在此基礎上編制初始問卷。
(4)評定和修改初始問卷。邀請20名旅游者就初始問卷內容與旅游者想法的符合程度及問卷的可讀性進行評價，并作相應修改。之后，請10名旅游管理專業的博士生和5名專家就問卷項目的重要性進行評定，刪除重要性水平較低的項目后，得到包括15項“旅游企業責任”、12項“旅游消費者責任”的預試問卷。
(5)預試。選取四川大W旅游管理專業的30名畢業班研究生作為被試。然后采用因子分析方法對問卷項目的有效性和問卷結構進行分析，經過對項目的篩選和調整后形成正式問卷。
(6)正式問卷。正式問卷由“旅游企業責任”(13個項目)和“旅游消費者責任”(13個項目①)2個量表構成。問項采用Likert五點計量，其中：“1”表示“非常不重要”、“3”表示“不一定”、“5”表示“非常重要”。
3.2樣本選擇
本研究先后在8個城市開展調查，調查時間為2010年7月至8月。所獲樣本被分為兩組，第1組用于心理契約維度的探索，第2組用于心理契約維度的檢驗。
第1組樣本由不同時段在成都、西安、昆明、重慶4個城市的20家旅游企業中消費的旅游消費者組成。共發放問卷500份，回收有效問卷476份，回收有效率為95.2％。其中：男性占52.8％，女性占47.2％，20-29歲占29％，30-39歲占37.2％，40歲以上占33.8％，職業涉及公務員、教育工作者、商務人士、員工、W生等。
第2組樣本由不同時段在深圳、杭州、上海、北京4個城市的20家旅游企業中消費的旅游消費者組成。共發放問卷500份，回收有效問卷425份，回收有效率為85％。其中：男性占56.6％，女性占43.4％，20～29歲占33.8％，30～39歲占37-4％，40歲以上占28.8％，職業涉及公務員、教育工作者、商務人士、W生等。3.3統計工具
本文采用SPSS 15.O(試用版)統計軟件對旅游企業與旅游消費者之間的心理契約的維度進行探索性因子分析，并運用LISREL 8.30統計軟件的驗證性因子分析對探索性因子分析的結果進行驗證。
4 數據分析與假設檢驗
4.1探索性因子分析：心理契約的維度
采用第1組樣本(n=476)的數據，分別進行“旅游企業責任”和“旅游消費者責任”量表項目的探索性因子分析。首先對量表數據進行KMO檢測和Barlett球體檢驗，結果顯示，KMO值為0.889，Barlett球體檢驗顯著(Chi-square：144.053.DF=50，p
表1顯示，旅游消費者理解的其與旅游企業的心理契約中的“旅游企業責任”由兩個因子構成。因子1包括5個觀測變量，它們的關注點側重物質需求的滿足和經濟互動關系，與以往研究中的組織交易型責任內容相符，故可將其命名為“企業的交易型責任”；因子2包括8個觀測變量，它們的關注點側重情感交流需求的滿足和長期交互關系的維護，與以往研究中的組織關系型責任內容相符，可將其命名為“企業的關系型責任”。
表2顯示，旅游消費者理解的其與旅游企業的心理契約中的“旅游消費者責任”也由兩個因子構成。因子1包括7個觀測變量，關注點也是側重物質需求的滿足和經濟交互關系，與以往研究中的員工交易型責任內容基本一致，可將其命名為“消費者的交易型責任”；因子2包括6個觀測變量，它們的關注點也是側重情感交流需求的滿足和長期交互關系的維護，與以往研究中的員工關系型責任內容基本一致，可將其命名為“消費者的關系型責任”。
4.2問卷信度檢驗
我們采用內部一致性系數(cronbach’s)考察量表的信度，由表3可知，兩個量表總體的以及各因子上的內部一致性系數基本在0.7以上，說明量表的各計量尺度比較可靠。
4.3心理契約維度的驗證性因子分析
采用驗證性因子分析的目的是比較多個模型間的優劣，確定構想模型是否得到觀測數據的支持并優于其它模型。為進一步驗證探索性因子分析提出的上述二維結構模型是否合理，本文就“旅游企業責任”和“旅游消費者責任”兩方面另外各構造了3個模型：單維模型、三維模型和四維模型，作為競爭模型進行比較。三維模型和四維模型分別是用第1組樣本進行主成份分析，通過方差最大化旋轉后強迫抽取3個因子和4個因子所得到①；單維模型則是簡單地把二維結構中的2個因于組合起來構成一個維度。
衡量模型好壞的指標很多，參照公認做法，本文選用x2／df(卡方值與自由度之比)、P(擬合優度卡方檢驗值)、RMSEA(近似均方根殘差)、GFI(擬合指數)、AGFI(調整擬合指數)、NNFI(不規范擬合指數)、CFI(比較擬合指數)、IFI(增量擬合指數)等指標作為模型擬合的評估標準。
采用第2組樣本(n=425)的數據，分別進行單維至四維各個結構模型的驗證性因子分析，并對相關擬合參數進行比較，結果見表4和表5。
從表4、表5中可以看出，“旅游企業責任”和“旅游消費者責任”的二維結構模型在常用擬合指標上均優于各自的其它三個模型，觀測數據與理論模型的擬合較好，模型基本可以接受，所以可以認為兩個二維結構模型是較合理的。
但是，表4、表5中二維結構模型的x2／df值都略大于2，p值尚小于O.05的最低臨界點，RMSEA值大于0.05，AGFI和NNFI值略低于0.90，說明兩個二維結構模型均需要進一步修正。按照模型比較結果的提示，如果在模型中允許某些項目之間存在相關，模型的卡方值會有一個較大的降低，觀測數據與理想模型之間會擬合得更優。經過修正后的二維模型的各項擬合參數見表6和表7。
表6的擬合參數顯示，觀測數據與理想模型之間的擬合較好(x2／df值小于2，p值大于0.05，GFI值、AGFI值、NNFI值等均大于0.90，RMSEA值小于0.05的臨界水平)，所有指標表明“旅游企業責任”的二維度結構比較穩定、可靠。由此可以確認：“旅游企業對旅游消費者的責任”由交易型責任和關系型責任二維結構構成，即，假設一得到證實。
同理，表7的擬合參數表明“旅游消費者責任”的二維結構比較穩定、可靠。由此可以確認：“旅游消費者對旅游企業的責任”由交易型責任和關系型責任二維結構構成，即，假設三得到證實。
基于上述探索性因子分析和驗證性因子分析，以及假設二、三被證實，假設一自然得到證實，即，旅游企業和旅游消費者之間的心理契約由交易型契約和關系型契約二維結構構成。如圖1所示。
4.4“旅游企業責任”對“旅游消費者責任”的回歸分析
前文已述，旅游企業與旅游消費者之間的心理契約包括兩個方面，即旅游消費者對于“旅游企業對旅游消費者的責任”和“旅游消費者對旅游企業的責任”的感知或信念。那么，這二者之間是否存在一定的相互影響關系呢?本文運用多元回歸分析方法，對二者之間的關系進行研究。以旅游企業承擔的兩種責任維度為自變量，旅游消費者者承相的兩種責任維度為因變量進行回歸分析，結果見表8。
表8中數據表明：對于旅游企業與旅游消費者心理契約中“旅游消費者的交易責任”來說，旅游企業承擔的兩種責任維度共同解釋了其變異量的38.7％，并且這兩種責任對于消費者交易責任都具有顯著的影響；對于“旅游消費者的關系責任”來說，旅游企業的兩種責任維度共同解釋了其變異量的46.2％，其中旅游企業關系責任的影響水平達到顯著。從分析結果中可以看到，“旅游企業的交易責任”對于旅游消費者責任的兩個維度，尤其是交易維度具有顯著影響，說明旅游企業與旅游消費者交易關系的達成(即旅游企業實現旅游產品的銷售)，關鍵在于旅游企業能否提供優質的服務和產品，這是雙方最基礎的經濟交互關系。另外，“旅游企業的關系責任”對于旅游消費者責任的兩個維度均具有顯著影響，說明旅游企業與旅游消費者在現實的交互關系中，旅游消費者除了關注基本的經濟交互關系之外，同樣關注情感交互關系。如果旅游企業能夠給予消費者更多的情感關懷，那么消費者將積極地為旅游企業承擔責任和義務，這將有利于企業提高旅游者滿意度和忠誠度，減少顧客流失。所以，這一內容應該引起旅游企業的高度重視。
5 結語
第9篇：專業結構維度分析范文
關鍵詞 計量檢定；標準規范性；優化措施
1.計量檢定運行規范性要求的社會意義
計量檢定過程就是在實際測量結構建立過程中，對相關計量器具基本性能進行評定的過程，不僅具有量值傳遞的功效，也需要結合可比性以及可信度等參數進行集中評定。只有保證計量器具的準確性以及穩定性，才能保證量值管理項目有序開展，在保證經濟秩序的同時，提高產品的整體質量。另外，基本的計算檢定工序也是國家質檢進行貿易交流合作以及科研互動項目的基礎，正是基于此，需要保證其規范性和科學性，才能建構更加有效的管控機制和管理維度，也就是說，要想從根本上提高計量檢定項目的規范性，要從從業人員的基本素質、從業范圍的資格認證以及計量檢定的實際工序等多方面進行標準化管控，確保整體管理維度更加有效。
2.計量檢定規范性升級的路徑分析
要想從根本上升級計算檢定項目的規范性，就要建構更加有效的管理機制，升級相關問題的管理機制，建構系統化驗收措施，確保管理S度和管理要求之間能建立有效的處理機制和控制維度，保證相應路徑的完整度，也為了提高計量檢定的整體效果。
2.1計量檢定規范性升級要提高精度管控力度
在計量檢定規范性升級的過程中，要針對其準確性給予有效關注，積極踐行有效的管控維度，計量鑒定標準相較于計量基準，在實際數量控制方面存在一定的缺失，需要相關部門結合實際需求，建構更加貼合實際測量要求的標準化體系。主要是將計量基準中相應的內容進行有效的復現，并且保證量值能進行逐級傳遞，最后形成具有實效性價值的計量結果，且結果要滿足項目的允許范圍，也就是整個計量基準校對的過程。
在實際操作環節建立過程中，要對相應設備進行系統化處理和綜合維護，利用科學化以及規范化的校對標準，對計量器具進行綜合分析，從而保證整體計量結構的實效性，也為了進一步優化計量效果對復現計量值進行全面獲取和綜合升級。只有借助相應的等級傳遞機制，才能保證物質基礎信息和量值結構符合標準，并且對準確性和可信度進行系統化分析，確保不同量值標準的制定機制和運維體系貼合實際需求，也能有效強化計量標準的運行維度，只有提高精度數值和規范性，才能有效提高整體數據管控維度的實效性。
2.2計量檢定規范性升級要提高項目考核力度
在計量檢定項目運行過程中，要結合實際參考標準進行系統化升級，也要對計量標準進行集中考核和審定，確保相應參數體系和結構符合需求。利用考核項目能有效確保計量標準的穩定性，并且實現穩態運作，也能保證計量標準的傳遞可信度以及傳遞可比性，只有從根本上升級整體系數的管理維度，才能進一步提高測量機制和管控措施的實效。
另外，在計量標準建立過程中，要對標準進行有效評估，要對參與評定的人員進行專業化升級，積極落實相應的管控措施和管理維度，保證其工作態度和工作嚴謹度符合實際需求，只有積極落實科學化和規范化的運行特征，才能從根本性的指導方向出發，積極建構標準化人員考核體系。切實維護整體工作流程的優化，評定人員不僅要具有較高的專業素質，也要保證具有嚴謹的工作態度，整體工作規范性和管理價值符合實際標準。在實際考核項目建立過程中，要針對考核指標進行評定，因而，整體管理結構也就更加的靈活多樣，相應的管理維度和指導方向符合基本標準，具體的控制措施能為計量檢定項目的有序開展提供更加規范化的指導方向。正是基于此，系列化考核指標要通過建標申請、初審、復審，從而對計量標準進行封存和更換，只有保證流程的清晰性和監督體系的規范性，才能一定程度上維護計量檢定工作的整體質量和要求。
值得一提的是，在計量檢定工作開展和運行過程中，正是基于其嚴格的管控標準，在實際模型建立過程中，要針對其內涵和基本內容進行系統化分析以及綜合處理，保證既定指標的完整度，也就能結合相關計量檢定的材料，對具體考核體系進行有效評估和分析，按照標準化流程操作，實現計量檢定項目的常規化開展。只有建構系統化的計量管控模型，才能更好的維護整體管理維度和實效性。
2.3計量檢定規范性升級要提高制度規范力度
考核標準要符合整體要求，而被考核的機構要結合自身的實際情況對監督管理機制進行細化處理和綜合分析，制定符合機構自身實際需求的監管體系和管控標準，深度貫徹并落實，結合發展趨勢和基本運行維度對管理機制進行動態化調整，整合相應的數據和信息，確保管理機制能實現可持續性和科學性，也為質量管理體系的建立和運行奠定堅實基礎。正是基于整體管控措施和管理維度的優化，需要被檢定機構對實際情況以及相關規范性管理文件進行有效內化和集中處理，確保指導方針和行動綱領符合實際標準，從而提高整體體系運行結構的有效性。被檢定機構要結合日常經營活動以及指導方針，對常規化活動進行控制，確保質量管理模型在整體管控措施內。
