時間：2023-07-06 17:17:13
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇專業結構維度分析，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
中圖分類號：G4
文獻標識碼：A
doi：10.19311/ki.1672-3198.2016.16.081
市場營銷是一門實踐性很強的學科，也是一門被社會誤解較多的學科。據前期調查，85%以上的非專業人士認為“營銷就是賣東西”。而當問及“對銷售工作怎樣時”，67%的受訪者表示“銷售工作苦、累”，48%的受訪者表示“不太喜歡銷售工作”。而當對從事營銷類專業工作的高層管理者調查時，98%的受訪者反對“營銷就是賣東西”的說法，80%的受訪者表示，“很感激當初選擇了市場營銷專業，很喜歡這個工作”。在讀學生與社會調查有類似之處，非營銷專業學生和營銷低年級學生有相當一部分認為“營銷就是賣東西”。有這種看法的營銷專業學生更多地表示“不太喜歡自己專業，如果有轉專業機會，就選擇轉專業”，“以后不會選擇營銷作為自己的工作”。這些無疑表明了，社會和營銷專業學生對市場營銷專業的滿意度較低。筆者認為，消除現有社會對營銷專業的誤解，需要提高社會對營銷專業的滿意度，尤其是要提高營銷專業學生對營銷專業的滿意度。
1 專業滿意度的相關研究
1.1 專業滿意度內涵
滿意度（satisfaction）源于營銷領域的Cardozo（1965）的顧客滿意度研究。Shank等（1995）認為，學生可以看成高等教育行業的重要顧客，學生對高等教育服務的感受和評價對于高等教育發展有十分重要的作用。“學生滿意度”是指學生對高等教育服務的心理期望與實際經歷相比較后產生的一種心理感受，即學生對于某個學校的學習、生活、服務等各個方面的總體滿意程度（劉選會等，2015）。
專業滿意度本質上是學生滿意度研究的一個重要分支，是指學生對自己所學專業的滿意程度。在學術研究領域，專業滿意度問題實際上是一個較具有中國特色的概念。因為在西方國家，學生通常是進入某所大學，而不是某個院系，經過一兩年的學習之后，學生才根據自己的興趣選擇具體專業，而且確定專業之后還可以比較容易地改變（金項兵，2006）。學者們在其研究中一般使用“學生滿意度”，而沒有“學生專業滿意度”一說。在我國，雖然有學者開展了專業滿意度的相關研究，但要么繼續沿用西方學者的“學生滿意度”（劉寒梅，2014），要么采取較宏觀的理論描述專業滿意度的意義、價值，而相關實證研究較少，且以往并沒有市場營銷專業滿意度的專門研究。
本研究中，營銷專業滿意度是指學生對所讀營銷專業的一種感受或情感反應，是學生對自己所學營銷專業的理性認識后，從營銷專業軟硬件、教師資源及專業培養目標等角度對營銷專業培養合理度的一種評價。
1.2 專業滿意度的結構維度
相關學者對專業滿意度的結構維度展開了一系列研究。如，趙葉珠等（1997）在其研究中強調了專業滿意度的師資力量等維度；趙宏斌（2004）、趙錦山（2006）則強調了“專業就業前景”。周敏（2008）、馬利軍等（2009）、楊瑞等（2003）等學者結合具體專業研究了專業滿意度維度，除了強調專業師資滿意度維度外，他們還提出了“專業實力”、“專業能力培養”、“專業教學管理”等維度。李紅梅（2011）在其研究中涉及到了專業培養目標、專業的課程設計、教材選用、考核方式、教師的狀況、教師的教學手段和方法、本專業的就業前景等方面；劉寒梅（2014）提出了“實踐實習”、“師資力量”、“課程建設”、“專業前景”、“學風建設”五個專業滿意度維度。綜上可以看出以往研究共涉及的專業滿意度維度有：師資力量、實踐實習、課程建設、專業能力培養、專業教學管理、專業就業前景、專業實力等，這些研究可供本研究的營銷專業滿意度做重要理論參考。
2 研究設計
由于以往沒有市場營銷專業滿意度維度的專門研究，所以本研究分為三大步。
第一步，先采取文獻研究和訪談相結合的方法，對營銷專業滿意度進行探索性研究，初步形成了營銷專業滿意度調查量表初稿。然后，請相關專家對該量表進行主觀評定，以此形成預調查量表，并對在校營銷學生進行了預調查。
第二步，對專業滿意度維度的驗證性研究。在第一步基礎上，形成正式問卷進行正式調查。2016年4月，我們隨機抽取南方某高校的營銷專業的學生，共發放調查問卷600份，收回問卷490份，其中有效問卷420份，有效問卷回收率為70%。
第三步，對營銷專業滿意度量表的預測效度分析。以往研究表明，滿意度影響承諾行為（Oliver，1991）。由此推測，學生專業滿意度會影響其專業承諾。因專業承諾對大學生學好自己的專業非常重要，所以本研究選擇專業承諾為因變量，來檢測專業滿意度各個維度對之的影響，以此檢驗營銷專業滿意度量表的預測效度。
3 數據分析
3.1 信效度分析
首先，基于135份預調查數據，用SPSS軟件對專業滿意度進行了信、效度分析（見表1）。系數為0925，表明量表是非常可信的。KMO的值為0.884，說明樣本充足度高，適合作因子分析。Bartlett球度檢驗相伴概率小于顯著性水平0.05，因此拒絕Bartlett球度檢驗的零假設，本問卷及其各因子組成項目的構建效度好。
3.2 因子分析
3.2.1 探索性因子分析
對專業滿意度進行探索性因子分析，采用主成分分析法，利用最大變異法作為正交旋轉，把特征值大于1作為提取因子的原則，提取了營銷專業滿意度7個獨立的因子，7個因子累計方差解釋達到70.105%。經過語句分析，因子F1―F7依次為“專業教師”滿意度、“專業實踐教學”滿意度、“專業就業前景”滿意度、“專業課程設置”滿意度、“專業能力培養”滿意度、“專業教學管理”滿意度、“專業認識”滿意度。
3.2.2 驗證性因子分析
基于420份正式調查數據，采用結構方程模型，LISREL8.7軟件對營銷專業滿意度量表進行驗證性因子分析。從模型的擬合度指標來看，近似誤差均方根RMSEA為0.046，低于0.05，說明模型的擬合度很好，擬合優度指數GFI為0.93，調整的擬合優度指標AGFI為0.91，基準擬合指數NFI為0.92，非基準擬合指數NNFI為0.93，相對擬合指數為0.95，都在0.9以上；x2卡方值/df為2.1，這個值小于3，這說明專業滿意度7個維度與數據擬合情況良好。從具體各個測量語項與因子之間的標準化估計來看（見表2），標準化因子載荷值一般都超過了0.4且達到顯著水平。這些表明專業滿意度為7個維度結構。
3.2.3 預測效度分析――專業滿意度對專業承諾的影響
為了探索專業滿意度七維度結構的重要性，我們分析專業滿意度各維度與專業承諾的關系。專業承諾分為專業情感承諾、專業意向承諾兩個維度。情感承諾“我很喜歡本專業”等語句來測量，意向承諾“我不會轉專業”等語句來測量。先進行相關分析，結果如表3。
表4表明，專業滿意度的七個維度與專業承諾之間都有顯著的相關。我們進一步專業承諾作為因變量，以專業滿意度七個維度變量為自變量進行線性逐步回歸分析。結果見表4。
從表4可看出，第一步進入的維度（自變量）有“專業教師”、“專業實踐教學”、“專業就業前景”、“專業能力培養”、“專業認知”，第二步進入的維度（自變量）有“專業課程設置”滿意度、“專業教學管理”。說明這些維度（自變量）對學生專業承諾有重要的影響。七個維度中既有和以往研究有一致的地方，如“專業教師”滿意度對專業承諾有顯著的影響，也有維度體現了營銷專業的特點，如“專業認知”對專業承諾有顯著的影響。
4 研究結論及討論
基于數據分析，本研究發現市場專業滿意度有七個維度：“專業教師”滿意度、“專業實踐教學”滿意度、“專業就業前景”滿意度、“專業課程設置”滿意度、“專業能力培養”滿意度、“專業教學管理”滿意度、“專業認知”滿意度。這些維度既有一般專業滿意度的維度內容（如“專業教師”滿意度），也有營銷專業滿意度的特色內容（如“專業認知”滿意度）。本研究首次專門針對市場營銷專業滿意度進行了研究，為專業滿意度理論發展和推廣做了有益的探索。本研究開發的專業滿意度量表具有信效度，可以供營銷專業滿意度調查使用。本研究也為如何推動市場營銷專業滿意度、專業承諾建設提供了實證基礎。營銷專業要注重大學生專業滿意度各個方面的建設，以此提高專業承諾與專業忠誠度。值得注意的是，研究發現，加強“營銷專業的正確認知”對營銷專業承諾有顯著作用，提示我們在營銷專業建設過程中要注意這方面的管理。
參考文獻
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關鍵詞：雇主視角；大學生；就業能力
中圖分類號：G646 文獻標識碼：A 文章編號：1671-1610（2011）04-0087-06
一、問題的提出
隨著高等學校招生規模的擴大，進入就業市場的大學畢業生人數逐年增加，就業難的問題日漸嚴重，大學生就業能力成為雇主、高校、學生各方關注的熱點問題，培養、提升大學生就業能力成為解決學生就業難的重要對策。本文從雇主視角研究大學生就業能力的內涵結構并對大學生就業能力狀況進行評估，為高校教育改革和學生的自我培養提供參考。
就業能力是指個人具備的獲得崗位、維持就業和重新就業,并在工作崗位上取得優異績效的各種素質［1］，西方學者對就業能力進行了系統的研究，并提出了一些就業能力構成的模型。如英國學者Knight和Yorke提出的就業能力構成USEM理論認為，就業能力由學科理解力（Subject Understanding）、技能（Skills）、自我效能感（Efficacy）以及元認知（Metacognition）能力組成。加拿大會議委員會認為，就業能力主要由基本技能、個人管理技能、團隊技能等三方面構成［2］。美國培訓開發協會確認，就業能力由6個類別，16項技能構成，6類別是基本能力技術、溝通技能、適應性技能、開發技能、群體績效技能、影響技能［3］。Fugate 等人認為，就業能力有職業認同、個人適應性、社會與人力資本等三個因素維度［4］。近幾年開始有學者對大學生的就業能力進行量化評估。Brennan 等對不同歐洲國家和英國不同專業畢業生的就業能力進行了量化評估,其研究表明,在同一就業能力維度指標下不同國家和不同專業的畢業生是存在差異的［5］。
國內有學者基于大學生的自我測評,對大學生就業能力進行研究。宋國學提出可雇傭性技能包括專業技能、溝通技能、個人屬性、人際技能和團隊技能等五個維度，其研究表明：重點院校畢業生的可雇傭性技能得分高于一般院校畢業生，普通高等院校畢業生的得分也都高于高職院校畢業生，綜合院校畢業生的得分高于財經院校和工科院校畢業生，但普通院校與高職院校畢業生在具體技能方面沒有顯著差異；男性和女性畢業生之間的可雇傭性技能沒有顯著差異［6］。張麗華等人對在校生的就業能力進行研究，提出大學生就業能力由思維能力、社會適應能力、自主能力、社會實踐能力和應聘能力等五個維度構成，并發現文理科男女大學生的就業能力無顯著差異，但不同年級的大學生就業能力差異顯著［7］。張云仙對高職在校生就業能力進行測量，發現二年級高職生就業能力顯著高于一年級，男生顯著好于女生［8］。喬坤等人則基于扎根理論對大學生就業能力進行研究，建構了由職業條件、職業意識和職業能力構成的中國大學生就業能力模型［9］。
根據我們查閱到的文獻，國內目前還沒有從雇主角度對大學生就業能力及其水平進行實證研究。雇主是大學生就業能力的需求者，其對大學生就業能力的要求與評價比較能反映職業和崗位的要求，相對于大學生的自我評價也更為客觀。本研究從雇主視角研究大學生的就業能力狀況，為高等院校提供更為客觀的就業能力培養目標與要求。
二、研究方法
本研究在文獻研究的基礎上，采用個案訪談的方法對來自17家企業的人力資源經理進行面對面或電話訪談，訪談圍繞“您招聘大學畢業生時，注重的素質和能力有哪些”、“在貴企業發展良好的大學生一般具備哪些素質和能力”展開。訪談終止的原則是飽和0原則，即在訪談中沒有新的內容出現就終止訪談。本次研究按照內容分析法的步驟，先對資料進行編碼，然后采用內容分析法中的計詞法和概念組分析法對訪談結果進行分析。
分析結果表明，人力資源經理對大學生就業能力的理解通常會是一些口語化的表達，但是我們仍然可以從中洞悉其對就業能力含義的理解。在此基礎上，我們還參考以往文獻適當補充了部分項目，設計了基于雇主視角的大學生就業能力的初始問卷，并聽取專家建議。為檢驗問卷各個題項設置的科學性、合理性，我們進行了小規模的試調查。通過對調查結果進行統計分析，我們對問卷題目進行篩選，形成了正式的調查問卷。問卷包含有37個題項，采用Likert 4點量表，從1到4分四個等級進行測量，1表示較差，2表示一般，3表示良好，4表示優秀。
王靜波王翡翡:雇主視角下大學生就業能力狀況探析問卷調查采用整體分層隨機抽樣的方法，共發放問卷600份，實際回收563份，回收率為93 8%，其中有效問卷502份。
我們采取配對調查法對已經在企業工作的大學生進行調查。大學生的基本情況由自己填寫，其就業能力則由其直線主管根據被調查員工的實際情況進行填寫。發放問卷600對，收回563對，有效問卷502對。有效被試中，來自國有企業307名，民營企業117名，其他78名; 男311名，女187名 ，缺失值4名；高職畢業生114名，普通本科191名，重點本科158名 ，缺失值39名。
三、統計分析與結果
（一）大學生就業能力結構
我們將問卷分為兩部分，其中編號為奇數的251份問卷做探索性因素分析，編號為偶數的251份問卷做驗證性因素分析。利用SPSS16 0社科統計軟件，對奇數組251份樣本進行采樣充足度（KMO=0 913）和bartlett球形檢驗，結果表明，樣本大小適宜于進行因素分析。經過主成分分析法抽取因素，正交最大變異法旋轉，得出大學生就業能力由人際能力、個人品性、職業發展能力、通用技能、處理工作能力等五個維度構成。五個維度總體解釋了65 709%的變異。問卷的內部一致性信度系數為0 961。利用編號為偶數的251份問卷做驗證性因素分析，使用結構方程軟件Amos進行驗證性因素分析，分析結果表明各項擬合指數達到理想水平。
大學生就業能力結構維度中，人際能力因素解釋了總變異量的16 424%，包含人際交往能力、口頭表達能力、開朗樂觀、組織領導能力、影響他人能力、自我表現能力等要素。個人品性因素解釋了總變異量的13 886%，包含了吃苦耐勞、積極主動性、工作激情、誠實正直、認真細致、忠誠等要素。職業發展能力因素解釋了總變異量的12 432%，包含了對專業領域的最新發展和趨勢的掌握、國際化思維、對專業領域法律法規的了解、外語能力等項目。通用技能因素解釋了總變異量的11 522%，包含了計算機能力、信息收集能力、創新能力、寫作能力等要素。處理工作能力因素解釋了總變異量11 445%，包含了獨立工作能力、解決問題能力、執行力、專業方法和技巧、把知識和技巧付諸實踐的能力、適應能力等要素（表1）。
本研究發現的就業能力結構維度與美國培訓開發協會對就業能力的分類基本一致，與國內學者宋國學、李穎等的發現也基本一致。不同處在于本研究新發現了“職業發展能力”維度，可能與研究的視角有關。雇主更關注員工在企業的職業適應性。
（二）大學生就業能力量化評估
第一，大學生總體在各就業能力維度的水平。
雇主視角下大學生就業能力整體水平偏低，得分僅為2 784（滿分為4分），處于“一般”和“良好”之間。在各個維度上，最高為個人品性（3 141分），最低為職業發展能力（2 360分），從高到低依次為個人品性、處理工作能力、人際能力、通用技能和職業發展能力。（見表2）
從得分結果看，雇主對大學生就業能力的評價并不讓人樂觀，這與有關研究結論基本一致［10］。本研究發現大學生的通用技能和職業發展能力尤其較弱。當前高校專業設置太細、填鴨式教學等弊端不利于培養大學生職業適應和職業發展能力。
第二，不同類別學校大學生就業能力的差異。
以學校類別為自變量，對大學畢業生就業能力進行單因素方差分析（ANOVA），比較不同類別學校大學生就業能力及各維度差異，發現：不同類別的學校畢業生就業能力差異顯著（P
在就業能力五個維度上，不同類別學校畢業生的差異均顯著（P
第三，不同性別大學生就業能力的差異。
以性別為自變量，對大學生就業能力進行單因素方差分析（ANOVA），分析男女大學生就業能力及各維度的差異。方差分析發現：不同性別的大學生僅在職業發展能力維度有顯著差異，男生優于女生。在人際能力、處理工作能力、個人品性、通用技能和整體就業能力的表現上，男女沒有顯著差異，見表3。
第四，在校期間不同任職情況大學生的就業能力差異。
以在校期間任職情況為自變量，對大學生就業能力進行單因素多變量方差分析（ANOVA），比較在校期間不同任職情況整體就業能力的水平。方差分析發現：在校期間不同任職情況的大學生就業能力的差異顯著（P
在五個就業能力維度上，差異情況有所不同。除個人品性維度差異不顯著以外，在其他四個方面均有顯著差異。曾任主要學生干部的大學生其人際能力、職業發展能力、通用技能及處理工作能力均顯著高于未擔任學生干部的大學生。在職業發展能力的表現上，曾任主要學生干部的大學生顯著高于曾任一般學生干部的大學生。
四、結論與討論
本研究的目的是為了擴展雇主視角下對就業能力結構維度與大學生就業能力表現方面的認識。西方的研究提供了大量有關就業能力的文獻，但研究結論并未清晰。國內的文獻還未發現從雇主視角來闡釋就業能力的相關實證研究。本文增加了雇主視角下就業能力結構的實證研究證據。本研究主要得到如下四方面的結論：
（一） 維度是發現了就業能力結構中的一個新維度“職業發展能力”
大學生就業能力由人際能力、個人品性、職業發展能力、通用技能、處理工作能力等五個維度構成，本研究關于就業能力結構維度的結論與美國培訓開發協會對就業能力的分類基本一致。“人際能力”是對以往學者提出的溝通能力、社交工作能力、表達能力等的概括和提煉，對應ASTD提出的溝通技能、群體績效技能、影響技能；“職業發展能力”是ASTD的開發技能在中國環境下的發展與延伸；“處理工作能力”對應ASTD的適應性技能；“通用技能”對應著ASTD提出的基本能力技術。ASTD沒有提及“個人品性”維度，但國內外很多學者都注意到此維度的存在。Qutin提出的個人品德（individual qualities）是就業能力四個要素之一，美國勞動部達成必須技能秘書委員會將個人品質作為就業能力三大基礎之一［11］。相較國外關于就業能力維度的理解，中國企業和學者更關注個人品性維度，李穎等提出的內在素質包括誠實正直、吃苦耐勞、敬業精神、主動性、認真細致、忠誠等個性品質［12］，郭志文、宋俊虹提出的個人特質［13］、宋國學提出的個人屬性也與個人品性相當。國內更強調個人品性維度，原因可能有兩方面，一方面是作為以“德治”為傳統的國度，中國的企業具有更多的道德思維定勢，比較注重對大學生的道德評判；另一方面，目前的中國社會面臨更多的道德危機、誠信危機，大學生員工的道德狀況引起了用人單位的更多的關注。雇主企業和學者研究對個人品性維度的提出和重視，提醒高等教育機構應該加強思想素質和職業道德的教育，這是提升大學生就業能力的重要途徑。
“職業發展能力”維度是本研究發現的一個獨特維度，包括對行業前沿問題和法規的把握、國際視野、外語能力等要素。盡管美國ASTD提出了開發技能，但其內涵與中國語境下的職業發展仍有較大差異。國內則沒有研究提出相似的維度。這可能與國內研究一般基于在校學生或剛畢業學生的自我測評有關，沒有走上工作崗位的學生不能完整地體會雇主對大學生的能力要求。本研究基于雇主的視角，主要體現雇主對大學生的就業能力的評價與要求。我們調查的被試，主要來自國有企業和民營企業。在當前全球化的背景下，如何與國際接軌，如何打開國際市場成為這兩類企業長遠發展的重要的問題，投射到人才發展戰略，企業對大學生的以國際化為特征的職業發展能力尤為重視。
（二） 大學生就業能力水平偏低，其中職業發展能力最弱
大學生整體就業能力水平偏低，應該與我國高等教育長期忽視就業能力培養有關，高等院校只有將就業能力的培養作為重要的辦學宗旨，才能滿足雇主的需要。職業發展能力包括對專業領域的最新發展和趨勢的掌握、國際化思維、對專業領域法律法規的了解等要素，這些能力的培養在大學期間雖然有所涉及，但由于專業、行業形勢發展日新月異，熱點問題、發展趨勢、新的法律法規不斷變化，只有就業后不斷學習才能形成較好的職業發展能力。大學生職業發展能力較弱，反應了大學生畢業后自主學習意愿和能力有待加強，也提醒大學生應該樹立終身學習理念，要注意職業發展和再次就業能力的培養。
（三）不同類別高校畢業生的就業能力水平差異顯著
重點本科、一般本科、高職院校的學生就業能力整體由強到弱排列。就業能力維度上，雖然有的維度重點本科與一般本科無顯著差異，有的維度一般本科與高職院校無顯著差異，但三類學校由強到弱的排序仍存在。在任何維度上，均未出現重點本科弱于一般本科，一般本科弱于高職院校的情況。這符合教育經濟學中的教育篩選假設理論［14］,也與宋國學的研究結論大體一致。這說明我國高等職業教育對就業能力的培養并未得到企業的認可，企業選用人才時注重學歷和畢業院校的聲譽有一定的合理性。高職院校畢業生就業能力偏弱，原因可能有兩點：一是我國現有的招生制度，高職院校的生源學習能力相對較差，而學習能力的強弱影響到就業能力各方面；二是高職院校辦學歷史短，其職業教育的優勢與特色不明顯。
（四）男女大學生就業能力無顯著差異，但女生職業發展能力較弱
女生與男生就業能力整體無明顯差異，除了職業發展能力，在其他就業能力維度上也無明顯差異。這與宋國學、張麗華等的結論相大體一致。這說明女大學生就業困難主要原因不是女生就業能力弱，主要原因還是在社會，社會生育保障制度的健全和婦女勞動保護法律法規的貫徹執行對解決女大學生就業困難的問題具有重要意義。但是，女性畢業生在職業發展能力維度上顯著低于男大畢業畢業生，這與其他學者對在校生的研究結論有所不同，但與普通感知相吻合。原因可能有幾方面：（1）工作后的大學畢業生承受的社會期待和責任壓力男女有別，女性更多的關注家庭，容易安于現狀，男性則必須不斷接受挑戰，其職業發展能力也得到發展；（2）由于現有社會制度及社會偏見的客觀存在，工作以后的女性比學生時代更能感覺到職業發展空間相對狹小，其主觀努力有所懈怠，男女差異得以顯現。女大學生應該警覺，主動加強對專業前沿問題及政策的了解，不斷拓展視野，以避免職業發展受限。
（五）擔任主要學生干部有利于提高就業能力
擔任主要學生干部的經歷有助于提高就業能力，主要干部與一般干部和普通學生相比，承擔的工作更多，而且責任更大。學校可以有意識地設置更多的機會讓更多的學生負責某方面工作，大學生也應該主動承擔工作，盡職盡責，以全面提高就業能力。
本研究從雇主視角探討大學生就業能力結構，揭示了雇主對大學生職業發展能力的重視，和對大學生就業能力的評價。研究結論反應了雇主對大學生就業能力的期望和大學生就業能力的現狀，也對大學生就業能力培養提出了許多新要求。大學生就業能力的培養是一個系統工程,需要政府、高校、雇主以及大學生的相互協作和共同努力［15］。就高校教育而言，首先，高校的培養目標要特別加強對大學生個人品行的養成。其次， 高校的專業設置要既要“厚基礎”又要“寬口徑”，要注意對學生職業適應能力或再就業能力的培養。第三，高校在技能培養方面要特別強調通用技能的培養，如計算機運用、寫作、信息收集和分析等能力，都是雇主非常重視的。
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中圖分類號：C912.68 文獻標識碼：A 文章編號：1000-6729(2007)06-00393-02
個人主義-集體主義（individualism-collectivism）是文化的主要維度之一［1,2］。個人主義和集體主義結構卻并沒有形成共同的看法，大致存在兩種不同的觀點：一、單維度觀，認為個人主義和集體主義都處在一個連續體對立的兩極上［3］。二、多維觀，國家根據不同程度的文化差異分成了四種類型，①水平的個人主義（Horizontal Individualism），個體自治、成員彼此身份平等，典型例子是瑞典；②垂直的個人主義（Vertical Individualism）個體自治，承認彼此身份的差異，強調競爭和依靠自己，例如西方國家，尤其是美國；③水平的集體主義（Horizontal Collectivism），成員相互依賴，身份平等，傾向于個性的互補，典型例子是以色列；④垂直的集體主義（Vertical Collectivism）能接受成員社會身份的不平等，組織內提供價值觀服務，成員能為集體犧牲自己，典型例子是印度農村。本研究擬在內地對個人主義和集體主義的潛結構進行驗證。
1 對象與方法
1.1對象
從長沙某高校抽取805名大學生和567名中學生為被試。大學生的專業分布：會計系215人，法律系178人，數學系123人，精神衛生專業67人，電子技術與自動控制專業122人，缺失100人。年級分布：大一357人，大二205人，大三243人，其中男370人，女435人。被試年齡為17-23歲（21± 2歲）。中學生被試為兩所中學高一學生，其中男325人，女242人。經過系統培訓，主試充分了解了量表的內容和實施程序。獲得被試的知情同意后，團體測試，當場回收問卷。
1.2量表的翻譯和回譯
采用Singeli［4］等人編制的個人主義和集體主義量表（ICS）。采用回譯（backtranslation）的方法，先請兩位雙語心理學家獨立地將該量表翻譯成漢語，另一名英語專業的研究生回譯為英語，然后兩位雙語心理學家對分歧進行討論，確定量表中文版的定稿。
1.3 統計方法 探索性因素分析、驗證性因素分析。
2結果
2.1 探索性因素分析
用主成分分析和方差最大旋轉的方法對先抽取出的162名大學生被試的測量結果進行探索性因素分析，提取出特征根大于1的4個公共因子，方差累積貢獻率為54.16%，各維度上的負荷值如表1所示。除了少量條目的歸屬有問題外，其他基本可以對應四個維度。例如條目1“我常常做自己的事情”原本歸屬于水平的個人主義維度，在垂直的個人主義維度下也有較高負荷，而條目22“如果我的合作伙伴得到嘉獎，我會感到自豪”原本屬于水平的集體主義，但在垂直的集體主義維度上也有一定的負荷，考慮到減少一兩個條目并不影響結構分析，在后面的研究中就刪掉了條目1和22。
表1 四維度下條目的因素負荷分析
水平個人主義條目負荷
垂直個人主義條目負荷
水平集體主義條目負荷
垂直集體主義條目負荷
10.46890.501170.525250.612
20.553100.483180.424260.684
30.486110.522190.721270.623
40.584120.596200.693280.592
50.613130.495210.542290.647
60.432140.574220.619300.581
70.657150.536230.411310.460
80.521160.473240.463320.484
2.2驗證性因素分析（CFA）
用其余的643名大學生被試作為第二個樣本，對兩個構想的理論模型進行驗證性因素分析：①一階二因素模型M1，所有條目測量是個人主義和集體主義兩個維度。②一階二因素模型M2，所有條目測量的一階的4個維度,結果見表2。
分別比較模型M1和模型M2的省儉擬合指數GFI和CFI、增值擬合指數TLI以及失擬指數χ2，均顯示出模型M2 比模型M1與實際數據有著更好的擬合效果，但模型M2的各項擬合指數還不夠理想，因為公認的擬合指數的界值規定，相對指數在0.9或以上，擬合模型可以接受；RMSEA< 0.05，表示模型擬合得好，0.05 - 0.08表示模型基本可以接受。
表2 驗證性因素分析的各項擬合指標
模型χ2值dfχ2/dfGFICFITLIRMSEA
模型M12828.9534636.1100.7560.7220.4770.089
模型M21573.4734583.4350.8290.7740.7690.077
M2修正11345.3464283.1430.8680.8270.8220.068
M2修正21029.5413822.6950.8750.8590.8780.061
驗證M2897.4793522.5500.9020.8760.8570.069
對模型M2進行修正，先找到改善模型擬合度的統計量“修正指數”MI，MI表示將該固定參數“放寬”其限制條件而使其成為待估的自由參數后，模型的擬合指數χ2值下降的冀望數量（χ2值越小，模型擬合度越好）［5］。第一次修訂發現量表中條目10“競爭是自然的規律”和條目12“沒有競爭就不可能有美好的社會”之間的修正指數最大，達到了126.01。由于兩個條目有很大的相關，內容相似，刪去了條目12，這時模型擬合指數有了很大的提高：χ2 = 1345.346, df = 428, GFI = 0.868, CFI = 0.827, TLI = 0.822, RMSEA = 0.068, 但仍然不太理想。接著發現條目7“我的成功常常是因為我的能力出眾”和條目8“在許多方面我都欣賞自己與眾不同”的修正指數最高，它們都屬于水平的個人主義維度，且在探索性因素分析中有著很高的負荷，簡單地刪除其中的一條并不合適，先前考慮增加這一條路徑，因為兩個條目同屬一個維度，在信度分析中同質性達到0.95以上，相關性很高。結果擬合指數進一步提高：χ2 = 1029.561, df = 382, GFI = 0.892, CFI = 0.842, TLI = 0.838, RMSEA = 0.064。但也有研究者并不贊同這種做法，所以還是選擇刪去條目7，因為條目8的敘述更容易測查被試對文化的真實態度。此操作完成后各項擬合指數分別為：χ2 = 1037.561, df = 399, GFI = 0.875, CFI = 0.859, TLI = 0.878, RMSEA = 0.061，模型M2修正2基本令人滿意。
模型修正后必然會提高擬和指數，為了避免數據導向的偏差，需要使用新的數據來對模型做新的估計，達到驗證潛結構的目的，用567名中學生被試作為樣本加以驗證，發現模型擬和的結果分別為χ2 =897.479, df = 352, GFI = 0.902, CFI = 0.876, TLI = 0.857, RMSEA = 0.069，這與和修正后的模型M2的結果比較類似，支持了模型M2的一階四因結構。
3討論
本研究探索性因素分析結果表明，在中國被試上，個人主義和集體主義這一文化差異也是四維度結構。但個別條目的歸屬上有差異，原本歸屬于水平的個人主義維度的條目1，在垂直的個人主義維度下也有較高負荷。條目18也出現了相同的情況，是否可以這樣解釋，個體不計較名利得失，做好自己的事情或者真心為合作伙伴的成功感到高興，那表明他是水平維度上的行為；反之他注重競爭，看重得失，他做好自己事情之外還從事其他事情或者也追求個人的成功，那證明他的行為是垂直的。當然，無論做何種解釋，都反映出有些條目不適合中國文化背景，單純地刪除并不是最好的辦法，需要進一步修訂。
驗證性因素分析的結構表明，通過比較擬合優指數和失擬指數，模型M2優于模型M1，但各項指數并不理想。通過找最大改善模型擬合度的統計量“修正指數”MI的方法，根據不同的情況，采取了刪除條目12和增加條目7和條目8之間路徑的兩種方法，將擬合指數提高到基本可以接受的范圍內。盡管擬合優指數沒有> 0.9, 但國外研究所獲得的相關數據也不高，例如Triandis等人（1995）［4］在美國被試群體中試測（GFI = 0.79, AGFI =0.75），Gouveia（2003）［6］以西班牙青少年為樣本的研究（GFI = 0.83, AGFI =0.80），JyhShen Chiou(2001)［7］在美國、阿根廷和中國臺灣的大學生被試中做研究（GFI = 0.79, TLI =0.71），與本研究結果類似。同時，本研究用新的中學生樣本做了進一步的驗證，結果表明大、中學生樣本在驗證性因素分析下的各項擬和指標基本一致，說明了修正2基礎上建立起一階四因子模型的實際數據與理論構想的擬合情況基本達到了比較滿意的水平。
[關鍵詞]新時期 廣電檔案 管理 利用
中圖分類號：TU14 文獻標識碼：A 文章編號：1009-914X（2017）01-0187-01
由于廣播電臺以及電視臺在實際工作過程中會積累非常多的資料，其中部分具有較為珍貴的意義，這就需要管理部門結合實際需求建構系統化的管理維度和管控體系。要保證廣電檔案符合管理模型，才能順應日益發展的廣電事業，確保管理基本方法能為歷史發展提供堅實的基礎。
一、當前廣電檔案管理利用方面存在的主要問題
在廣電檔案管理利用方面，由于思想意識較為落后，會導致管理理念結構和社會發展進程出現脫軌。傳統檔案管理模型中，主要是提供目錄、文件匯編以及原始檔案管理，缺乏資料實效性，甚至會導致利用效率失去價值。另外，在檔案信息化意識方面存在較為薄弱的問題，相關技術人員在應用管理結構和管控模型建立過程中，缺乏相應的管理意識，并且廣播電視的覆蓋面積隨之增大，相應的技術模型并不符合。加之相關檢驗人員缺乏意識認知，對文化產業的理解程度也較低，意識不先進以及信息化管理維度也非常薄弱[1]。
除此之外，在檔案信息儲備管理項目建立過程中，由于傳遞效果不好，在實際管理結構和應用機制中，由于資料管控和相關運行維度較為缺失，會導致沒有備份的資料出現問題。
二、新時期對廣電檔案管理和利用進行優化的措施
（一）提升工作人員的專業素質
在新時期廣電檔案管理以及利用過程中，要積極落實管控優勢，并且深度貫徹落實工作指標以及相關要求，深度優化工作進度的同時，要對限制條件進行深度管控[2]。只有保證培訓項目的完整度，才能在提高相關工作人員綜合素質的基礎上，保證其實踐效果符合標準。從工作作風方面，要積極落實電視檔案管理工作的基本要求，深度提升專業思想意識，并且保證檔案管理工作的實效性，也要進一步樹立正確的工作理念，確保各項服務以及相關數據完整度貼合實際需求，強化檔案的整理效果，從而保證相應問題較為細化，保證檔案價值得以優化[3]。
（二）建立健全的檔案預測管理制度
只有建構系統化的服務體系和管理制度，要結合信息預測制度，保證管理維度和管理層級結構能實現有效優化。需要注意的是，在建立檔案預測管理制度的過程中，要對其利用效率以及市場需求進行系統化分析和針對性管控，確保相關數據的完整度，也能進一步優化管理效果。只有強化收集和分析機制，才能保證信息銷售制度以及相關信息平臺發揮其實際價值，并且積極創設更加有效的信息維度，保證推銷檔案信息機制和上門服務結構的實際價值。要對市場要求和信息反饋制度進行細化，才能在突出信息管理制度的同時，保證信息利用的便捷化[4]。
（三）對檔案業務部門組織機構加以完善
在組織結構建立和管理過程中，要保證檔案控制機制和運行維度的有效性，并且積極關注工作機構中的難題，及時解決相關問題的同時，創設更加有效的檔案業務科室，也要利用獨立自主的管控要求，對各個部門的合作機制進行深化處理和綜合維護。值得一提的是，在對不同部門工作進行協調管理的過程中，也要針對具體管理工作進行細化處理，運行更加有效的系統化運維操作模型，減少數據信息彼此牽制的問題，從而提高廣電檔案管理項目的協調性和穩定性。在組織結構建立和優化過程中，要保證相關部門結合實際需求對具體問題進行集中處理，利用權責分明的管理機制升級管控效果，也為檔案管理項目的協調性發展奠定堅實基礎。
（四）增強廣電系統宣傳檔案信息服務效果
在檔案管理工作中，要結合檔案信息以及檔案使用價值，進一步提高檔案宣傳有效性，并且對信息技術鑒定進行集中管控。首先，要提高審定資料的價值和完整度，要積極落實管控模型，從全面觀點、歷史觀點以及發展觀點進行系統化分析，保證管控維度和管理要求的實效性。其次，作為基層廣播電視臺的宣傳檔案鑒定小組，要積極落實相應的管理維度和管控措施，保證檔案管控維度貼合實際需求。除此之外，在廣電系統檔案管理項目運行過程中，要將服務效果作為最有效的處理措施，積極落實社會管理工作，保證檔案編制和研究工作，推廣相應成果以及市場管理機制，確保相關管控維度和管理層級結構的有效性。在服務效果提高的過程中，要對信息反饋、工作重點以及層次感等因素進行系統化管理分析，保證信息需求得到有效滿足。在檔案管理項目中，管理維度和服務效果是最基本的參數，也是整體管理結構升級的基礎，要結合實際情況和管控要求建構系統化管理維度，從而提高廣電檔案管理機制的實效性。提高服務質量和服務管控要求，能保證相關管理維度和管理結構切實有效，積極落實科技化管理要求，建構動態化管理維度[5]。
結語：
總而言之，廣電檔案管理項目中，要針對其實際管理要求進行細化處理，并且落實長效發展計劃，提高相關工作的運行維度，進一步提高事業運行的有效性，落實廣播電視系統的綜合管理維度，也能有效調動員工的工作積極性，升級宣傳工作的穩定性，從根本上促進廣電檔案管理項目的綜合發展。
參考文獻：
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關鍵詞：高職學生；自我監控學習；量表編制；信度；效度
問題的提出
近十年來，我國高職教育得到了快速發展，在規模上已經占據了高等教育的半壁江山，但高職教育的辦學質量還難以滿足社會需求。其原因可以歸結為兩個：一是學校因素，如專業設置與產業結構不對應、課程體系與行業標準不銜接、真正的既精通專業技術又掌握豐富教育教學理論的“雙師型”教師不足；二是學生自身因素，學生的學習能力不強，特別是學習的自我監控能力普遍較差。目前，學校方面的因素已經引起了學校和社會的普遍關注，但學生的自我監控學習還沒有引起足夠的重視。
學生自我監控學習是指學生為了保證學習的成功，提高學習的效果、達到學習的目標，而在進行學習活動的全過程中，將自己正在進行的學習活動作為意識的對象，不斷對其進行積極、自覺的計劃、監察、檢查、評價、反饋、控制和調節的過程。自我監控學習是學生意識主觀能動性的集中體現，是學生自我發展、日臻完善的基本前提和根本保證。學習活動的有效性很大程度上取決于學生對學習過程的監控，因此迫切需要對高職學生的自我監控學習進行系統研究。但迄今為止，針對高職學生自我監控學習的系統研究還較為少見。鑒于此，本研究旨在編制一份高職學生自我監控學習量表，為我國高職學生自我監控學習測評和進行相關研究提供可靠的工具。
量表的編制
（一）量表結構的設計與項目的編制
在自我監控學習結構方面，中外學者針對中小學生進行了大量有價值的研究。尼斯比特（R.Nisbett）和沙克史密斯（D.Shuchsmith）認為學習的自我監控從學習過程的角度來說包括提問、計劃、調控、審核、矯正、自檢。董奇、周勇宏觀上從動態的角度將學習的自我監控劃分為學習活動前、學習活動中、學習活動后三個方面8個維度：學習活動前的自我監控包括計劃性和準備性；學習活動中的自我監控包括意識性、方法性和執行性；學習活動后的自我監控包括反饋性、補救性和總結性。章建躍的研究表明中學生數學學科自我監控能力結構的最佳模型是五因素結構，即計劃、管理、檢驗、調節和評價。在以上研究的基礎上，我們針對高職學生的年齡與學習特點，從學習整體過程出發，將高職學生自我監控學習的結構設計為三個階段11個維度：第一階段包括目標、計劃、準備；第二階段包括監察、調節、策略、執行、激勵；第三階段包括檢驗、補救、反思。
在確定了理論維度的基礎上，進行項目編制：一方面，通過訪談總結出學生在預習、聽課、實驗實訓、考試等學習活動中的自我監控表現，形成測查項目；另一方面，分析搜集到的元認知問卷、中學生數學學習自我監控問卷等中的測查項目，把認為能反映自我監控典型特征的項目進行改造，形成測查項目。通過經驗性篩選以及專家訪談，保留了122個項目。為了檢驗被試回答的真實性，在量表中穿插了10個完美性檢驗題，形成了由132個項目組成的Likert5點自評預試量表。
（二）預測與項目修改
按照分類整群抽樣原則，在泰山職業技術學院抽取480個樣本，以班為單位進行團體預測。
根據預測數據，利用SPSS12.0進行項目分析，排除區分度低于0.3的項目。然后對每一個維度的測查項目多次采用主成分分析法進行探索性因素分析，保留特征根大于1.0的因素，且使各維度的測查項目集中在同一個因素上。利用探索性因素分析排除項目的原則是：排除項目少于兩個的因素、排除負荷低于0.5的項目、排除雖對同一公因素影響顯著但明顯與其他項目不屬于同一種類的個別項目、排除在多個因素上負荷均勻的項目。
經過探索性因素分析，全量表保留65個項目。用這65個項目再加上5個完美性檢測題編成高職學生自我監控學習正式量表。
高職學生自我監控學習量表的測試及結果分析
（一）研究對象的選取
按照分類整群抽樣原則在泰山職業技術學院、萊蕪職業技術學院、山東服裝學院抽取樣本，因為大部分學校的大三學生處于畢業實習階段，在校的較少，故抽取的樣本主要集中在大一和大二。共選樣本1562人，有效樣本1316人，其中大一640人，大二629人，大三47人；報告性別的樣本中男生701人，女生556人，未報告性別的59人。
（二）測試方法
以班為單位進行集體施測，并選泰山職業技術學院2006、2007級各一個班共78名學生在兩個星期后進行重測。
（三）測試結果分析
1.因素分析結果
首先利用主成分分析法對量表的各維度進行探索性因素分析，旨在考察每一維度的所編項目是否體現、代表和測量了該維度的自我監控能力。分析結果表明，量表的每個維度均抽取到一個因素，各項目在對應因素上的負荷如表1所示。
各維度抽取到的這一個因素對相應維度內各項目的解釋率如表2所示：
其次，在量表水平進行分析，旨在考察這11個維度是否共同代表著自我監控能力。我們以每一維度所有項目得分的平均值作為該維度的得分，對11個維度仍采取主成分分析法進行因素分析，結果在這11維度上只抽到一個因素，每個維度在這一個因素上的負荷及這一個因素對這11個維度的解釋率如表3所示。
我們將通過探索性因素分析得到的自我監控學習量表的“65個項目、11個維度（一階因素）、1個二階因素”結構模型稱理論模型，對其正確性和恰當性的進一步檢驗可通過驗證性因素分析來進行。利用LISREL8.20軟件對數據進行驗證性因素分析，擬合度檢驗結果如表4所示。
對高職學生自我監控學習量表各測量學指標的分析如下：
各項目的測量學指標主要的指標有：平均數、標準差、通俗性水平（計算方法為每個項目的平均數除以該項目的最大值）、區分度（計算每個項目與該項目所屬維度總分的相關以及該項目與全量表總分的相關作為每個項目的區分度）等。實際分析結果如下：（1）各項目的平均數在2.38至3.63之間，其標準差在0.853至1.073之間，說明沒有項目產生“天花板效應”和“地板效應”，且沒有特異現象出現。（2）從通俗性水平來看，各項目的通俗性水平在0.48至0.73之間，均有中等左右的通俗性水平。（3）從區分度來看，每個項目與所屬維度總分的相關在0.578至0.770之間，與全量表總分的相關在0.296至0.649之間，均達到統計測量學上的顯著性水平，說明各項目均具有較好的區分度。
信度檢驗根據量表的測試結果，對量表進行內部一致性信度系數（α系數）、折半信度和重測信度考察，結果如表5所示。
效度檢驗根據已有文獻可知，自我監控能力對學習成績有顯著影響，因此我們選擇泰山職業技術學院電子系樣本中大一、大二的學生在2007～2008學年的期末考試總成績作為效標，進行效標關聯效度檢驗，結果如表6所示。
討論
（一）關于高職學生自我監控學習量表的結構
因素分析的結果表明，該量表的11維度結構是合理的。根據各維度項目的含義對這11個維度的含義作如下界定：（1）目標：主要指學期開始或某個階段學習前給自己制定一個要達到的學習目標。（2）計劃：指一段時間內根據自己的學習情況對學什么、如何學進行具體的設計。（3）準備：指學習前做好各種準備，包括物質準備、精神準備和環境選擇等。（4）監察：指學習時清楚學習目標和任務，對當前的學習狀態、進程、方法等有清醒的意識并保持警覺。（5）調節：指根據監察獲得的反饋信息，及時調整學習計劃、方式方法、努力程度、心理狀態等，以更合理有效的方式進行學習。（6）策略：指學習中能靈活地運用各種方法和手段進行學習，講究策略。（7）執行：指學習中能抵抗外界的干擾，能堅持執行學習計劃，努力完成學習任務。（8）激勵：指學習中能不斷地進行自我鼓勵和鞭策。（9）檢驗：指學習后以恰當的方式檢查自己的學習過程以及知識技能的掌握情況等。（10）補救：指學習活動后根據檢驗結果，對學習的薄弱環節采取補救措施。（11）反思：指學習后對學習內容的掌握情況、學習方式方法的有效性、學習過程中的優缺點進行思考總結和評價。
（二）關于量表的信度和效度
由表5內部一致性信度系數、折半信度和重測信度來看，該量表具有較高的內部一致性和穩定性。
在量表的效度方面，我們重點進行了結構效度的檢驗，由探索性因素分析的結果表1、表2可以看出，該量表每一個維度內都只存在一個特征根大于1.0的因子，且各項目在對應維度的因素負荷在0.422～0.789之間，每個被抽取的因素對相應維度各項目的解釋率在39.663％～51.831％之間。由表3可以看出這11個維度都一致地測查與代表了自我監控學習這一個因素，并且各維度在該因素上的負荷在0.685～0.815之間，方差總貢獻率為58.476%，這些數據表明該量表具有較高的結構效度。由驗證性因素分析的結果表4可以看出，失擬指數和擬合指數均達到統計要求，再次說明該量表具有很高的結構效度；此外，由效標關聯效度的檢驗來看，高職學生自我監控學習全量表以及各維度總分與其學習成績的正相關系數雖然不是很高，但也達到統計學上的顯著性，說明該量表有一定的效標關聯效度。
參考文獻：
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[4]章建躍.中學生數學學科自我監控能力[M].上海：華東師范大學出版社，2003：71，107-109.
關鍵詞：非典型雇傭 領導部屬交換 工作績效
引言
近些年，全球經濟、商業、法律、科技和社會文化環境等各個方面發生了顯著變化，使得企業面臨更加激烈的競爭。為了更好地應對挑戰、提升競爭力和適應力，企業開始重視非典型雇傭（Non-Standard Employment，簡稱NSE），這也促進了NSE的深入研究。部分學者認為，NSE可以降低缺勤率和成本，而且對于雇員而言，尤其是女性雇員，更青睞NSE方式，以更好地平衡家庭-工作關系。另一部分學者發現，企業中存在典型雇傭員工和NSE員工的嚴重沖突，這會影響到典型雇傭員工的情感承諾。目前，NSE關系的研究成果主要集中在國外，國內的相關研究較少。部分國內學者綜述了NSE的興起，更多學者基于法律和制度經濟學視角對NSE關系進行宏觀和理論研究，而基于企業微觀的實證研究較少，所以中國情境的NSE研究值得深入研究。
此外，研究證明領導部屬交換（Leader-Member Exchange，簡稱LMX）影響員工的工作績效，現有研究主要著眼于典型雇傭關系的員工，對于NSE員工研究甚少。所以，本文闡釋中國情境下LMX對NSE員工工作績效的影響機理。
文獻回顧與研究假設
（一）文獻回顧
NSE是指雇員擁有靈活合同的一種雇傭方式，NSE方式包括非全日制用工、臨時工、派遣工等形式，具有非正式性、臨時性等特點。國外學者一方面發現NSE員工會產生更多的工作和社會不安全感，進而產生工作滿意度、組織公平感等方面的影響；另一方面，NSE可以平衡工作與家庭關系。這種作用在女性身上得到更好的體現。由于NSE在國內出現時間不長，已有成果多為描述性和論述性研究。如趙斌（2012）梳理了多元化雇傭的形式、管理對策。在NSE效果方面的研究較粗淺，需要基于實際調研與數據分析進行深入系統的理論性和機理性研究。
LMX是社會交換理論的重要發展，指領導與員工發展不同的交換關系，其質量直接影響二者的態度和行為。根據Blau的社會交換理論，高質量的LMX使得員工在資源、信息、機會等方面得到更多的支持，會產生更多的付出，表現出更高的情感承諾和組織公民行為來回報組織的重視。實證研究表明LMX能夠影響員工工作滿意度、離職意向等方面的結果，其中對工作績效、組織承諾和工作滿意度的影響最為顯著。雖然LMX提出了幾十年，但在其操作性概念、結構和測量上還沒有形成統一的認識，主要分歧在于單維結構和多維結構之爭、垂直二元關系和社會網絡關系之爭、關系和交換之爭等三個方面。
近些年，工作績效在國內主要有兩類研究：第一，開發和驗證中國情境下工作績效的測量維度，進一步修訂測量工具；第二，工作績效的前因變量的實證研究。其前因變量主要有心理資本、組織承諾、工作滿意度、組織公平感、LMX等。此外，學者在實證研究中以知識型員工和高校教師的工作績效為主，這些不能完全代表多種群體的結果。
（二）研究假設
在LMX與工作績效的研究中，有學者證實LMX是工作績效的前因變量或是前因變量與工作績效之間的中介變量，結果大都是驗證LMX對工作績效有顯著的促進作用，例如：孫澤厚等（2010）以知識型員工為研究對象，表明該類員工的LMX與績效顯著正相關；另一些研究從差異化角度，實證分析了LMX對員工工作績效的影響。此外，與傳統雇傭方式相比較，NSE的臨時性和不穩定性會使員工更注重LMX，LMX水平越高，領導與下屬之間的信任程度也越高，下屬會表現出對組織更高的忠誠度來回報領導的信任，甚至會付出更多額外的努力來更好地表現自己，以期得到更多的回報。同時，基于NSE的特殊性，直接領導對于雇員的影響力最大，員工對于雇傭關系的感知主要來自對直接領導關系的認知，所以，高質量的領導部屬交換中，領導將給予員工更多的支持，或者說員工認為領導給予了更多的支持，而這種支持超出了員工的互利期望，進而激發更高的工作績效。因此，我們假設：
H1：在NSE關系下，領導部屬交換的質量越高，雇員工作績效越好。
許多研究驗證LMX對工作績效具有直接影響，也有研究表明LMX的不同維度對工作績效存在影響。如王輝學者（2005）研究發現忠誠和專業尊敬兩個因素對工作績效有顯著性影響，但有關LMX四維度分別對工作績效影響的研究還是較少。分別研究四維度對于工作績效的影響程度，發現四維度影響的差異性，有針對性地改善該維度，可以有效地提高雇員工作績效。我國學者王輝借鑒國外學者Liden 和 Maslyn（1998）的LMX量表，提出并驗證了中國情境下LMX四維度模型，本文以此作為LMX的研究基礎。所以，我們假設：
H2：NSE關系中，LMX的四維度與工作績效正相關。
H2a：在NSE關系下，情感因素對雇員工作績效存在正向影響。
H2b：在NSE關系下，忠誠因素對雇員工作績效存在正向影響。
H2c：在NSE關系下，貢獻因素對雇員工作績效存在正向影響。
H2d：在NSE關系下，專業尊敬因素對雇員工作績效存在正向影響。
研究設計
（一）研究對象
本研究于2013年6-9月進行。選取河北省秦皇島市高校、醫院及企事業單位等8個組織，共發放問卷350份，收回有效問卷260份，回收率為74%。樣本情況如表1所示。
（二）研究工具
本文采用Likert五點式量表。結合我國NSE的實際情況，借鑒我國學者開發的成熟量表，編制本文研究量表。主要包括：一是LMX量表。王輝等開發出本土化的LMX四維度量表，量表共有16個題項，每個維度對應4個題項，LMX量表內部一致性系數（Cronbach alpha）為0.881，其中情感因素、忠誠因素、貢獻因素、專業尊敬因素各分量表內部一致性系數分別為：0.772、0.764、0.755、0.754。二是工作績效量表。我國學者韓翼（2007）開發了工作績效四維度量表，共有39個題目，量表內部一致性系數為0.932。
本文對上述量表的變量進行了驗證性因子分析，結果如表2所示。量表的各項指標均符合要求，模型模擬情況良好。
（三）控制變量
由于人口統計學變量可能會干擾研究結果，在檢驗模型過程中，以性別、年齡等作為控制變量。
（四）研究方法
研究采用SPSS18和AMOS17軟件對收集到的樣本數據進行信效度分析和結構方程模型分析。具體為：利用SPSS18對樣本數據進行信度分析、描述性統計和相關性分析；利用AMOS17對樣本數據進行驗證性因子分析和結構方程模型分析，最終得到LMX對NSE員工工作績效的影響機制。整個研究中，必須保證樣本對象為NSE員工，以確保結果的真實性與準確性。
研究結果分析
（一）各變量的統計性、相關性分析
表3列出了13個變量的平均值、標準差以及各變量之間的相關系數。從表3可見，LMX的四個維度之間顯著相關（p
（二）模型檢驗
采用結構方程模型對理論模型進行假設檢驗，利用AMOS17構建理論模型，進行數據分析，模型擬合指數見表4。
從表4可以得到， LMX對工作績效存在正相關性，其情感因素、忠誠因素和貢獻因素對工作績效正相關性最為顯著，分別是：0.529，0.387，0.695，模型假設H1和H2a，H2b，H2c，H2d均得到了支持。由以上分析結果可以得到圖1所示的LMX及其四維度與工作績效的路徑圖。
結論與展望
（一）研究結論
面對近些年經濟全球化的快速發展和企業重組的迫切需要，傳統勞動關系面臨著嚴峻挑戰。本文旨在探討社會轉型大背景下，我國企業中領導部屬關系對非典型雇傭員工工作績效的影響路徑和機制。通過對260位非典型雇傭員工的調查，根據結構方程模型的分析發現，LMX與其工作績效顯著性正相關，其中LMX的情感、忠誠、貢獻三個維度對工作績效的正相關程度最高，說明情感、忠誠、貢獻對于工作績效有良好的正向預測作用。此外，通過表3發現，專業尊敬因素分別與工作績效四維度相關性最顯著，但是表4呈現出在結構方程模型分析時，專業尊敬因素對工作績效的相關系數反而最小，產生這種情況的原因可能是專業尊敬因素對工作績效的影響可能是間接的，為了證實二者之間的關系，將來可能需要進一步展開探討研究。
本研究對人力資源管理實踐也存在一定的意義。LMX起源于社會交換理論，雇員工作的時間越長，組織給與的關注越多，他對組織的投入也越多。由于競爭的不斷加劇，企業為了減少成本，適應不斷變化的環境，非典型雇傭成為企業長期生存的基本保證。與長期雇傭員工不同，非典型雇傭由于自身的非正式性和不穩定性，這類員工有更多的不安全感，這種不安全感就需要組織給與他們更多的關注。非典型雇傭員工是組織不可或缺的資源，領導不能把非正式員工過度地劃分在自己的“圈外”，組織應該讓非典型雇傭員工感覺自己和正式員工是一樣被重視，組織也應該明白對于正式員工的情感承諾、組織公平等能夠促進工作產出的因素，在非典型雇員工中也有同樣的價值。現如今，非典型雇員不僅從事組織的工作，也會涉及一些核心工作，他們可以彌補組織技術上的漏洞，這時候組織就應該用最適宜的辦法留住人才，而單靠物質方面激勵員工所得到的成效是很有限的，留住人才的最關鍵路徑就是滿足員工當下迫切的需求，讓非正式員工融入自己的組織，感覺不再是“圈外”人。由于工作―家庭沖突、員工壓力過大，越來越多的人愿意選擇非典型雇傭方式，若組織正確對待非典型雇傭員工，讓領導的支持和正式員工的關心提高非典型雇員的滿足感，把自己當作“圈內”人，這樣的環境會有更多的人愿意到組織中工作，進而組織可以吸引更多的人才。根據本研究結論證明組織加強對非典型雇傭員工的領導部屬關系，可以保證產出優質的工作績效，為組織帶來豐厚的盈利。此外，對于非典型雇傭員工的重視，也為促進構建和諧社會有積極的影響。
（二）局限與展望
本研究的局限性主要有幾方面：首先，本論文采用的橫截面數據不利于驗證嚴格的因果關系，今后采用縱貫研究設計使得結果更加嚴謹可靠；其次，研究樣本來源于秦皇島市的幾個組織，對結論的代表性存在一定的影響。
LMX是否完全直接影響NSE員工工作績效，與長期雇員作用機制是否相同，這些問題值得深入探討研究。
參考文獻：
1.George I，Kassinis，Eleni T.Stavrou.Non-standard work arrangements and national context[J].European Management Journal，2013，31（5）
2.Sang-ah Lee，Jeong-eun Cho，Shorie Park.It’s More Than an M-shape：The Political Economy of Female Non-Standard Workers in the Republic of Korea[J].Asian Social Work and Policy Review，2013（7）
【關鍵詞】就業能力；結構維度；培養途徑
中圖分類號：G64文獻標識碼A文章編號1006-0278（2015）11-205-01
一、大學生就業能力結構
國內學者們對大學生就業能力的定義過程中，也對就業能力構成要素進行了剖析。現將維度區分標準總結如下：
（一）二維度結構
鄭曉明認為在就業能力的構建元素上，可分為智力因素與非智力因素。時勘、劉長江、張淑華、于文明指出外在、內在兩個因素共同影響大學生的就業。困雷騰提出高師院校大學生的就業能力主要包括基本就業能力和特殊就業能力兩個維度。沈建紅認為大學生就業能力體現在專業能力和關鍵能力兩方面。
（二）三維度結構
李穎通過實證研究得出大學生就業能力結構分為“內在素質、處理工作能力和社交領導能力”三個維度。汪懌把大學生的就業能力分為基礎技能、個體管理技能和團隊工作技能。劉學林認為大學生就業能力可分為三大部分，應聘求職能力、工作實踐能力和社會適應能力。肖云、杜毅、劉昕認為大學生就業能力由三個要素構成，并具體指出大學生順利就業的前提是具備基礎實踐能力，關鍵是具備知識拓展能力，核心是具備創新能力。
（三）四維度結構
鄒奇清通過應聘單位調查研究指出：動手實踐能力、創新能力、溝通表達能力、專業知識結構水平程度是影響大學生就業能力的前四項能力。崔影慧、魏娟歸納出就業能力包含人格品質、知識、技能、應聘能力四個層次的內容。王苑認為大學生就業能力包括認知能力、個體可靠性、溝通合作和自我意識四個因素。陳社育認為大學生核心就業力的構成具有基本工作能力、專業社會實踐能力、尋求職業能力、心理調適能力四個維度。
（四）五維度及其以上
張麗華、劉晨楠認為大學生就業能力由思維能力、社會適應力、自主能力、社會實踐能力和應聘能力五個維度構成。張永生、彭志華認為大學生就業能力的內容應包括德、智、體、美、勞五個方面。提出五維度以上能力模型的研究較少，陶曉霞在其碩士論文中提出了大學生一般就業能力的七維度模型，包括實踐執行能力、分工合作能力、智慧勝任能力、個性適應品質、自主發展能力、印象管理能力和情緒調控能力。在已有研究中，沒有發現六維度模型。
學者們對就業能力結構展開的上述研究，雖然在構成因子數量上沒有形成達成一致的標準，但是在共同因子的探討上還是形成了一定的共識，比如“專業能力”、“個人素質”、“適應能力”等基本為大家所公認。就業能力結構研究豐富了就業能力的內涵，也為就業能力模型構建提供了依據。
二、大學生就業能力培養途徑
（一）個人因素
大學生是提升就業能力的關鍵主體。就業能力是大學生職業選擇和成功就業的核心條件，大學生個人是任何外部因素和政策措施作用于其上的主體與內因，必須要對自己的就業能力負責，要有自我學習、自我開發的意識與行為并進行長期的投資積累。
（二）學校因素
1.引導大學生重視職業生涯規劃教育
高校通過對大學生職業生涯規劃教育，促進大學生職業定向，可以引導大學生認真剖析自我，充分認識自己的優缺點與各種職業的要求，明確自己的職業目標和努力方向，從而在思想上充分認識到對就業能力培養的重要性。
2.改革教學方法，培養大學生的自主性與創新性
課堂教學作為高校實現教育目標的基本組織形式與主戰場，在培養大學生的自主學習能力與創新能力方而發揮著極為重要的作用。要培養大學生的自主學習能力與創新能力，就要使教師積極參與教學方法改革，使教學方法盡快從注入式轉變為啟發式，形成師生關系民主平等的創新型教學模式。
3.開展多樣化實踐能力培養活動
據麥可思公司對我國2009屆大學畢業生畢業半年后的跟蹤調查結果顯示，2009屆大學畢業生認為高校教育最應該改進的方而是實習實踐①。這說明大學生就業能力最欠缺的就是實踐能力。如果知識不能轉化為技能，技能達不到熟悉程度，知識與技能不會靈活地運用于新的情境或解決實際問題，大學生實踐能力就小能形成。
（三）社會因素
1.用人單位引導大學生就業能力
對于大學生而言，能夠被公司或組織雇傭，是其職業生涯的開始，也是成功就業的起點。因此，用人單位對大學畢業生的需求信息，尤其是崗位技能標準和對大學生能力、業績的評估、反饋信息，是直接引導和影響學生就業能力的因素。
2.政府促進大學生就業
政府作為就業市場的宏觀調控者，具有規范勞動力市場及提供公共服務等方面的重要職能。對于大學生就業能力的提升與開發，政府層面的協調、導向、扶持和促進作用日益明顯。
注釋：
①麥克思研究院.2010年中國大學生就業報告[M].北京：社會科學文獻出版社，2010：17.
參考文獻：
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[3]李恩平，牛沖槐，董國輝.大學生就業能力結構的維度探討與對策建議[J].生產力研究，2010（3）.
[4]賈利軍，管靜娟.大學生就業能力結構研究[J].教育與發展研究， 2013（Z1）.
關鍵詞： 非英語專業學生 英語自我概念問卷 編制
近年來，有關外語學習研究的熱點已逐漸從對學習者外部因素的研究轉移到對學習者內部因素的研究上。在眾多影響學習者第二語言習得的因素中，情感因素是最主要的因素之一。早在20世紀70年代末80年代初，Krasen就在其著名的情感過濾假說（Affective Filter）中明確指出了情感是影響二語習得的關鍵因素之一。情感因素包括動機、態度、自尊、自信、焦慮、移情、自我形象等（Krasen，1982）。所有這些情感因素彼此之間互有聯系，其中自我概念因素尤其值得關注。
一、自我概念
自我概念（self-concept）是一個屬于心理學范疇的概念，是指個體體驗和對體驗的理解而形成的對自我的知覺、判斷和評價，它在人格結構中居核心地位，對自我體驗和自我調節有深刻的影響，并可用于解釋和預測個人行為（潘瑋，2008）。對自我概念的研究始于上個世紀60年代，許多學者就自我概念的測量和結構及其對個人的影響開展了各種各樣理論或實證研究。在關于自我概念結構的研究中最具代表性和深遠影響的當屬Shavelson在1976年提出的自我概念的多維度、多層次性的理論模型。Shavelson認為，一般自我概念即對個體自己的總體評價位于模型的最頂層，其下屬層級為學業自我概念和非學業自我概念。非學業自我概念可進一步細分為社會的、情緒的和身體的自我概念。而學業自我概念則可以進一步細分為與具體學科相對應的自我概念。一些與實際具體行為相聯系的特定結構則位于自我概念模型的底層。在測量自我概念的各種問卷中最具影響力的是由Marsh設計的自我描述系列問卷（Self-Description Questionnaire，簡稱SDQ）。該問卷的優點是針對性強，可適用于不同年齡段的研究對象。此外，該問卷還被證明有較好的信度和效度。
二、英語自我概念
英語自我概念作為學業自我概念的一個分支，引起了眾多學者的興趣和關注，大量的實證研究也證明了英語自我概念與英語學業成績之間的相關性。因此，對英語自我概念的深入研究對我們探究語言學習者內部因素，并以此指導教學實踐有著重要而又深遠的意義。
作為實證研究的一個重要因素，測量工具直接關系著研究結果的可靠性和準確性。因此，英語自我概念量表的編制對我們進一步客觀地準確地認識和研究自我概念顯得尤為重要。國內外也有部分學者對此作了初步嘗試。Lau等人在1999年對于香港大學生英語自我概念的結構開展了一項實證研究。其中該項研究中測量量表的編制是以學業自我概念多維度多層次性為理論基礎，以英語語言技能為劃分標準，將英語自我概念構建為含有聽力、口語、閱讀和寫作四個維度的自我概念。其后，國內學者馬冬梅（2003）在研究中以我國英語專業本科生為研究對象，對這類學生自我概念的內在結構和特征展開實證性研究。［3］這項研究中的英語自我概念問卷是由聽力、口語、閱讀、寫作、詞匯和語法這六個維度的子自我概念量表加整體英語自我概念量表糅合而成。數據分析結果顯示了該問卷具有良好的內容效度、結構效度及較高的信度。同時，一系列的驗證性因素分析及路徑分析也證實了英語自我概念多維度、多層次性的特點。這一研究結果與Lau等人的研究結果基本一致，不同的是馬（2003）在她的研究中證實了我國英語專業學生的英語自我概念除了包含聽、說、讀、寫這四個維度外，還包括語法和詞匯這兩個維度。馬（2003）最后在研究結論中分析道造成英語自我概念結構的不同發現的原因可能是兩種不同教育背景下的英語教學及測試中語言任務的設計和安排。在大陸的英語教學活動中，孤立地講解詞匯和語法知識這一現象一直存在，且在大部分的英語測試中詞匯與語法知識也常常是獨立于聽、說、讀、寫能力之外的必考內容。可以說，這種對語言知識的強調和重視造成了我國英語專業本科生自我概念包括聽、說、讀、寫、詞匯和語法這六個維度。
三、英語自我概念問卷的制作
我以Lau等人和馬冬梅的研究成果為基礎，試編制一份針對非英語專業大學生英語自我概念的問卷。關于非英語專業大學生英語自我概念問卷的編制，我有如下考慮。Lau和馬關于英語自我概念結構的實證研究都證明了學習者的英語自我概念包括聽、說、讀、寫這四個技能方面的自我概念。而在我國教育背景下，非英語專業大學生在進入大學前與英語專業學生所接受的是同一種模式的英語教育。進入大學后在兩個群體的英語教學活動中，單獨講解詞匯和語法知識的情況一直存在，且針對兩個群體的各類英語練習和測試均有針對詞匯和語法知識的考查。因此，在本問卷編制之初，我按照英語自我概念包括聽、說、讀、寫、詞匯和語法這六個維度來編制問卷。
根據前人的研究成果和以上考慮，我針對非英語專業的英語學習者制作了自我概念問卷。用于試測的問卷包括八個自我概念的分量表，它們分別是整體英語自我概念，聽力自我概念、口語自我概念、閱讀自我概念、寫作自我概念、語法自我概念、詞匯自我概念及語音自我概念。將語音自我概念設計進試測問卷是考慮到在關于外語語音學習假設的實證研究中，王初明（2004）證明了英語自我概念與英語語音自我概念有著極高的相關度，且語音自我概念能解釋整體英語自我概念的百分比也較高，因此我認為語音作為口語活動中的語言外化形式，對口語自我概念和整體自我概念有影響的因素，語音自我概念在自我概念問卷的設計中應有所涉及。這些分量表的項目采用了馬冬梅設計的試測問卷中的項目，并酌情進行了適當修改。每個分量表中有一半左右的題項為否定措辭。題項設計涵蓋對聽、說、讀、寫、語法、詞匯及語音等英語技能和英語知識方面的自我描述和自我評價。如“我聽英語總是很吃力”和“和大多數同學相比，我的英語聽力很差”各分量表均采用五個等級的萊克特量表，問卷要求受試者在最符合自己實際情況的選項上打鉤，從完全不符合到完全符合，得分記為1―5分，得分越高代表自我概念水平越高。所有量表的項目經過仔細推敲后，最后確定128個題項作為預測版中的項目。整個自我概念問卷由表頭、導語和正文兩個部分組成。表頭部分要求受試者填寫基本資料，包括姓名、班級、性別、學習英語的年限。導語部分則向受試者說明問卷結果將保密，也不與任何的英語考試成績掛鉤，并且要求受試者只需按照自己的實際情況和感受作出選擇即可。
四、正式量表的確定
預測問卷的受試來自湖北工業大學非英語專業一年級本科生，采用隨機抽樣的方式從各個學院抽取一定的男女生樣本，從各學院抽取的學生樣本數在總樣本中所占的比例與該學院學生所占全年級學生總數的比例大致相同。其中男女生人數分別為105人和55人。試測由各班英語任課老師協助進行，在試測開始前由英語任課老師向受試學生說明填寫要求。
將采集上來的數據整理編號后一次輸入電腦，并對所有否定措辭的項目反向記分后對數據進行分析處理。先逐一對每個分量表中的各個項目進行項目分析，分析結果顯示各分量表中所有的題項都能夠清楚地區分受試者，即所有的題項都合適。對經過項目分析后的所有題項進行探索性因子分析，KMO測度和Bartlett球體檢驗表的值顯示128個項目的總表不適合進行因子分析，造成該結果的原因可能有二，其一根據Lau和馬的研究結果，整體自我概念是位于其他幾個自我概念的上一層級的自我概念。其二是各項目與所屬量表總分的相關系數直接差異較大。因此，我又計算了各題項與所屬量表總分的相關度，發現一部分項目的相關系數在0.3左右徘徊，其余項目的相關系數都高于0.7，于是我選取了相關值大于0.7的項目，再對這些項目進行探索性因子分析，經過極大方差旋轉后得到6個獨立因子。分別命名為聽力自我概念、口語自我概念（7個與口語相關的題項和3個與發音相關的題項在因子分析中被歸入統一因子）、閱讀自我概念、寫作自我概念、語法自我概念及詞匯自我概念共計49個項目。
此外，我還單獨對整體英語自我概念進行項目分析和因子分析，得到包含10個項目的整體英語自我概念量表。
經過以上處理，我確定了有7個分量表，共計59個題項的英語自我概念量表。因子分析中高達0.907的KMO值證明了該量表具有良好的結構效度，而內容效度方面，各子自我概念量表與整體英語自我概念都呈現出顯著正相關。且整體英語自我概念與一般自我概念及學業自我概念之間存在統計意義的正相關。以上結果說明該量表具有良好的內容效度。對總量表和個分量表的信度分析顯示所有量表的信度都介于0.902與0.971之間，證明各分量表都具有很高的信度。
本文詳細地說明了英語自我概念的編制。這份量表的信、效度指標均較為理想，還需在今后的實踐中不斷完善。
參考文獻：
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［2］潘瑋.王初明編.中國英語學習者自我概念量表的編制及測試.中國學生英語自我概念研究（第一版）.上海：上海外語教育出版社，2008.
［3］Lau，I.，Yeung，A.，Jin，P.&Low，R.Toward a hierarchical，multidimensional English self-concept.Journal of Educational Psychology，1999.
［4］馬冬梅.王初明編.英語自我概念結構及特征初探.中國學生英語自我概念研究（第一版）.上海：上海外語教育出版社，2008.
[關鍵詞]輔導員 人格特征因子分析
大學生輔導員作為從事思想政治教育工作的基層教育者,其工作能否取得實效更與其人格特征有著密切的關系,這也在學生中達成共識。但輔導員的人格力量怎樣發揮作用,對學生的道德人格會產生怎樣的影響,也缺乏實證的依據。人格測評已經廣泛運用于各類人才選拔過程中,由此我們是否可以這樣認為,將人格測評機制引入到輔導員的選拔工作中來,是否具有某些人格特征的人適合擔任大學輔導員,這些人格特征將對學生的道德人格產生重要的影響。
本次研究是以蘇州某大學的大學生為主要調查對象,本次調查采用的是抽樣與隨機抽樣相結合的方法進行調查。由于理論上的需要,在抽樣過程中考慮到了一定的性別比例、年級比例及專業比例等。
本研究把國內外以往有關班主任、學生輔導員、大學生思想政治教育工作等研究資料搜集起來,從研究內容、研究方法、存在問題等方面進行分析,從中得到啟示,確定本文的研究內容和研究思路。在充分分析文獻的基礎上,設計研究方案,并且參考了艾森克個性調查問卷,在此基礎上進行修改形成輔導員人格特征調查問卷。
最后文章在運用SAS、SPSS軟件對數據進行區分度檢驗、因子分析、信度、效度檢驗。最終形成了高校輔導員人格特征的調查問卷,為以后進一步進行高校輔導員的研究工作奠定了一定的基礎。
一、問卷的編制
本調查最終內容由兩部分調查問卷組成。第一部分是高校輔導員人格特征調查項目和被調查者的背景信息。調查問卷共有3個維度和30個項目,3個維度分別為性格內外向、情緒穩定性和神經質;被調查者的背景信息,包括性別、專業和是否擔任班級干部。第二部分是高校輔導員人格特征對大學生道德的影響程度調查問卷。包括14個維度。
高校輔導員人格特征調查問卷采用是否評分法,根據這個評分法,分別賦予“是”選項分值1;“否”選項分值0。高校輔導員人格特征對大學生道德影響程度問卷采用五分制評分法,分別賦予五個選項五個分值1,2,3,4,5。 此外問卷有九道逆向選擇的題目,因此數據輸入時要有相應的逆向賦值的處理。
高校輔導員人格特征調查問卷參考埃克森的艾森克個性問卷 (EPQ)編制,共分為三個緯度,即內外向個性維度、情緒穩定性維度和神經質維度。
內外向個性(E)維度首先是榮格根據精神動力學理論提出來的。極端內向與極端外向之間有各種程度的移行狀態。在實際生活中,多數人均屬于兩級端之間,或者傾向內向或外向。
外向或內向的人,又可有情緒穩定或不穩定。情緒穩定性(N)維度也如內外向個性維度一樣,是從情緒極端穩定到極不穩定兩極。如果以 E維度為 X軸,N為 Y軸,交叉成十字,在外畫一圓,在圓周上的各移行點,成為具有各種不同程度的 E和 N特點的人。
具有各種不同程度 E和N的人,還具有不同程度的神經質特點。神經質(P)維度的項目是根據正常人和病人具有的特質經過篩選而來的。
二、問卷的試測
此次調查研究以蘇州某大學為主要試測對象,共發放問卷110份,回收105份,有效問卷98份,有效回收率為89.1%,有效回收率一般,其中試測男生48人,女生62人。
三、問卷的區分度檢驗
首先對問卷的各項目與總分的相關系數(區分度)檢驗,刪除與總體沒有顯著性關系的項目,根據項目區分度的衡量指標,區分度如果在0.4以上,則區分度顯著,項目符合要求,可以保留,如果區分度在0.4以下,則區分度不顯著,項目須淘汰。問卷的項目與總體的相關系數如下表所示:
由輸出結果可知,內外向維度中項目1、2、5、7、8,情緒穩定性維度中項目12、19、20,神經質維度中項目24、27,總分的相關系數在0.4以下,不符合要求,故將其刪除。其余20個項目與總分的相關系數在0.4以上,則可以保留。將保留的20個項目重新編排,形成大學生輔導員人格特征調查問卷。
四、探索性因子分析
表2 高校輔導員人格特征問卷探索型因子分析
KMO檢驗
在進行因子分析之前首先對數據是否適合做因子分析進行檢驗,KMO檢驗旨在檢驗變量之間的偏相關,其基本可以解決資料適合性問題。一般而言,若KMO接近于1,則適合做因子分析,若接近于0,則不適合做因子分析。具體來講,KMO值0.80以上為“優”,0.50以上為“合格”,0.50以下為“不合格”,不適合做因子分析。經檢驗高校輔導員人格特征問卷的KMO值為0.919,因此此問卷比較適合做因子分析。
探索型因子分析采用主成份分析方法來抽取公因子,以正交法進行旋轉。采用特征值大于1,因子載荷大于0.4的選擇標準,高校輔導員人格特征問卷的探索性因子分析的結果如表2。
五、驗證性因子分析
驗證型因子分析旨在驗證探索型因子分析所提供的理論假設的準確性和合理性。運用SAS上述經探索型因子分析所得的問卷3進行驗證型因子分析,結果見表3。
關于結構方程模型的總體擬和程度有很多評價標準,本研究采用了X2/df、NFI、RMR、GFI、AGFI、RMSEA。其中X2/df表示X2檢驗結果與自由度的比值,我們希望得到的是不顯著的X2值,很小的X2值說明擬合很好。NFI、NNFI分別表示標準擬合指數和非標準擬合指數,他們主要通過比較目標模型與一個基本模型的擬合來檢驗所考察模型的整體擬合程度,這兩個數介于1-1.0之間,接近于1說明擬合的好,接近于0說明擬合的不好,但樣本量小時會產生嚴重的錯估現象。GFI是為了克服X2檢驗的結果依賴樣本N大小的缺陷而引入的擬合優度指數,GFI的值在0-1之間,越接近于1,則模型越好。根據國內外發表的學術論文中的結構方程模型來說,GFI一般在0.90以上。
RMR是以模型不能說明的樣本協方差為基準,表示構成協方差矩陣元素1的平均指標,RMR值越接近于0說明模型擬合的越好。AGFI為修正擬合優度指數,它是為克服GFI和RMR值因自由度變小而擬合優度提高的缺陷而產生的。AGFI的值也在0-1之間,越接近于1,則該模型越好,一般大于0.9時,認為模型擬合觀測數據。RMSEA為近似誤差均方根估計,RMSEA取值在0.05或以下,而且其90%置信區間上限在0.08及以下,表示較好的擬合模型。通過以上分析可知,在本研究中,X2/df、NFI、RMR、GFI、AGFI、RMSEA值較好,模型較為理想。
六、信度分析
所謂信度, 就是量表的可靠性或穩定性。一個量表的信度越高, 該量表越穩定, 采用該量表測試或調查的結果就越可靠和有效。內部一致性信度是衡量問卷量表內部一致性高低的指標。本研究中采用哥倫巴赫一致性系數(Cronbach’s a)作為內部一致性信度檢驗指標,根據心理測量學的要求,一般信度系數在0.7以上即可接受。經檢驗此次問卷的Cronbach‘s a系數為0.881,故此次研究所采用的問卷總體信度較高,收集的數據能夠達到研究的要求。
通過上述探索型因子分析可以得到了三個維度的信度內部一致性檢驗結果,三個維度的信度一致性檢驗結果如下:
從結果中顯示三個維度的信度都能達到標準要求,但三個維度的信度總體不高。
七、效度分析
測驗的效度是指一個測驗在測量某項指標時所具有的準確程度,即測量工具在多大程度上反映了我們想要測量的概念的真實含義,效度越高,即表示測量結果越能顯示出所要測量的對象的真正特征。效度包括三個類型:內容效度、評判標準效度和結構效度,由于研究條件有限,本文只對結構效度作了研究。
經過統計軟件分析,本研究給出了三個維度的結構效度,如下表所示:
根據判別標準各維度的相關系數如果在0.3-0.5之間證明相關性比較強,小于0.2證明相關性較弱,獨立性較強。上述研究表明大學生輔導員人格特征調查問卷具有較好的結構效度,經統計分析問卷共確定了三個維度,20個項目,將其重新編排得到最終的大學生輔導員人格特征調查問卷。
八、結論
本次調查通過基礎理論研究,問卷編制與發放,問卷修正最終形成了大學生輔導員人格特征調查問卷。此問卷共分三個維度(性格內外向、情緒穩定性和神經質),20個項目。
本次調查自編的高校輔導員人格特征生評問卷和輔導員對大學生思想道德影響問卷,經過測試項目的區分度、總體和各維度的信度、結構效度檢驗后,數據證明本次調查所用的問卷具有一定的信度,問卷的內容能夠反映變量的基本特征,并且具有一定的結構效度,能夠作為本研究的測試工具。
但是,在本研究過程中也存在一些問題,例如樣本調查對象單一,只針對了蘇州某大學的學生,而沒有對輔導員也進行相應的調查,這與我們的研究條件有限有關;在對問卷修正過程中,區分度檢驗過多項目的區分度不顯著,六個維度的信度做內部一致性檢驗時信度不夠理想,最后確定的三個維度的累積貢獻率較低,只達到了51.885%,這可能主要與問卷本身的質量有關系。
從上述研究來看,最后形成的大學生輔導員人格特征調查問卷基本是合理的,能夠對高校輔導員的人格特征進行評估。
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【摘 要】針對目前高等職業院校在校企合作領域出現的企業認知度低、參與性差、管理缺乏，校企合作發展受到制約的情況，從體制機制建設的角度出發，對多方辦學機制缺失、政策保障待提高、辦學載體需創新的現狀進行了簡要分析，旨在為教育管理部門提供有價值的管理建議，以供參考。
【關鍵詞】高等職業院校；校企合作；現狀
伴隨著經濟的增長和社會的進步，我國高等職業教育機構在不斷增多，在實際管理機制建構過程中，提升高職院校內部校企合作水平也是順應時展的必然趨勢。
一、高等職業院校體制機制建設發展現狀
1.高職院校校企多方辦學機制缺失
近幾年，在高職院校體制機制建設過程中，校企結構發生轉變，要積極落實有效的管理機制，才能提高整體控制水平。但是，由于學校規模以及整體管理機制不足，就導致系統化運行維度和控制模型出現了嚴重的缺失。在高職院校校企合作機制中，相關部門沒有對管理維度和管控訴求進行系統化控制，就導致相關保障項目和運行維度之間產生了嚴重的制約作用，企業的參與認知以及建設模型都在技能管理方面出現了滯后，這就導致整體建設結構和應用模型存在缺失。
2.高職院校校企運行機制政策保障升級
要想從根本上保證高職院校校企運行管理機制的有效優化，就要此功能政府層面提高保證機制的有效性，但是，在主體辦學管理框架體系內，運行機制和責任分配模型并不符合實際需求，也就不能進一步建構合作的職責體系。無論是管理制度還是人財物處理機制，都存在嚴重的控制失衡問題，相應職責得不到有效的落實，相關管理維度和管控要求也失去了最基本的約束條件。另外，在高職院校體制機制建立過程中，相關管理維度和控制模型之間會出現多方資源共享的形式，這就需要相關部門結合不同需求，針對管理維度進行系統化控制。針對運行機制中政策保障的缺失建立系統化的管控維度，減少由于機制混亂帶來的管理困擾。
除此之外，在高職院校建立體制機制的過程中，相關管理人員也開始建構鼓勵性行業模型，企業參與辦學結構的同時，能有效提升整體產業和教育之間的融合程度，保證辦學機制以及行業領域的最優化。學校借助辦學法規以及制度模型，積極落實政府指導價值，對行業指導項目的管理機制進行系統化分析，確保職業教育的有序發展，在辦學體制以及改革機制建立過程中，也要有效落實改革和創新維度，確保產教融合以及校企合作等，提高構件現代化職教水平，從整體管理層級結構和管控要求角度出發，對相關系統模型進行系統化分析。
3.高職院校校企多方辦學創新載體建設升級
在新形勢下，辦學機制和管理機制也要順應時展趨勢，積極落實有效的管理措施，確保管控模型和管理維度的有效性，因此，要從辦學體制創新發展角度出發，對相關創新載體進行集中建設，在升級運營管理模型的基礎上，保證管理框架的綜合優化。例如，遼寧省在建設大學科技園、大學生創業園區以及產教園區等方面開始投入了大量資金，實現了整體體制機制建設項目的發展目標，順利實現了政府引導以及多方合作的管理模型，在保證校企合作的基礎上，實現了滾動式發展。另外，將人才管理機制和和地方產業優勢融合在一起，能在有效升級管理模型的基礎上，進一步提升整體管理效果，確保管控模型和管理體系的有效性，對于地方經濟的推動具有非常重要的意義。
二、改善高等職業院校機制體制建設措施
1.落實體制機制建設和服務定位
高等職業院校在實際發展進程中，要積極踐行相應的管理機制和教育控制措施，積極落實有效的管理維度，將地方經濟發展作為基本的管理要求，并且積極拓展校企合作的管理機制，落實教育結構和教學價值的管控要求。
為了進一步提高自身體制機制建設的有效性，就要積極適應社會經濟發展的以及產業結構優化升級的相P要求[1]，確保管理維度和管控模型穩定進步。在實際管理機制建立過程中，也要對發展動力和管理維度進行系統化分析。另外，高等職業院校要想實現自身的良性發展，就要結合學校的特點和優勢，建構更加完整的服務模型，在實踐服務提升質量的同時，明確相關服務模型以及方向，建構經濟和教育統一的整體，也是升級服務職能和教育模型的重要措施。高等職業院校的人才培養目標中，要面向地方經濟和基層，積極培養高級技師，發揮其實際價值和服務定位，在調整專業設置結構的同時，確保人才培養模型的最優化，利用區域經濟發展和產業結構優化升級的機制，保證高等職業院校能發揮其自身優勢。
2.建設具體措施
第一，建立校企合作模型。主要是指高等職業院校體制機制建設合作結構要積極服務與區域經濟發展機制，建構更加有效的管理機制和運行需求，確保管理維度和產業結構調整機制之間的契合度，也能在優化生產、管理目標和服務體系的同時，進一步優化應用型人才，保證高等職業教育模型建立過程中，不僅僅是職業技能的傳遞，也要積極落實應用型人才管理目標，將教學內容、市場需求、社會需求等參數進行集中整合，建構更好的人才管理模型，確保學生實踐技能能得到有效優化。正是基于此，校企合作模型建立過程中，要積極建構融入式管理維度辦學理念，為人才培養模式的升級奠定堅實基礎。另外，要在高等職業院校體制機制建設的過程中，結合良性互動模型的實際需求，積極創設高職院校發展管理層級結構，從而積極運行控制項目。除此之外，在高等職業院校體制機制建設時，校企合作要將學習目的以及學習資源進行系統化收集，確保合作學習過程的有效落實。
第二，大力發展現代化職業教育。以培養新型職業人才作為整體教育機制建立過程中的重點，并且結合學校的實際情況和學生的綜合素質，積極建構更加有效的管理維度，提升管理模型的實效性，為相關運行維度建立過程提供有效的管理建議和借鑒。高等職業院校體制機制建設要將培養培訓制度作為教學重點，為學生進入社會提供基本保障。創新發展高等職業院校體制機制建設中的校企結合模式。以遼寧建筑職業院校為主體，構建現代職業建筑教育網絡交流互動群，從而實現信息的有效共享和分析，確保整體管理維度的有效優化。
第三，大力推廣產學研教育模型的建立，依托建筑類兄弟院校組建教育集團，培養多層次建筑技術類人才，參與技術推廣體系的建設。鼓勵企業、行業協會等機構的優化建立，并且積極建構更加細化的管理維度，確保管理模型和管理層級結構的有效融合，促進產學研結合效果的最優化。根據國家發展戰略部署，按照現代產業技術進步的要求，重點培養掌握新技術、具備高技能的高素質技術技能人才。適應戰略性新興產業的同時，優先發展相關新興專業，提高中國制造和中國裝備的市場競爭力[2]，加快完善人才支撐體系，要培養具有較高文化素質和技術技能素質的新型服務人才。例如，在高等職業院校體制機制建設過程中，要深化落實職業教育服務社區，推動職業院校面向基層，積極開設有效的培養項目。
綜上，只有提升校企合作和產學研融合機制，升級整體高等職業院校體制機制建設等級，確保控制維度和管理效果的最優化，才能保證高職院校管理效果，為高等職業院校體制機制建設項目的可持續發展奠定堅實基礎。
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本文以上海市立達職業技術學院不同專業的學生群體為研究對象，分析了不同專業認同與學習情緒的關系；其次，對大學生的性別、年齡、專業等變量對專業認同水平的影響進行了研究，最后，對大學生的專業認同水平與學習興趣進行了相關性分析。
關鍵詞：高職生；專業認同；學習興趣；
1. 專業認同
最早出現“認同”的概念是在弗洛伊德的著作中，早在1897年曾使用四個詞來表述認同的內涵，識別、投入、合并、內化[1]。國外關于“專業認同”研究主要集中在“職業認同”方面，研究對象主要集中在心理咨詢師、教師、律師的專業認同。Marcia[1]根據個體經歷的探索和投入的程度，總結出青少年同一性發展的四個狀態：同一性獲得；同一性延緩；同一性閉合；同一性彌散。Henning認為，專業認同是個體對于社會現實中的專業在主觀上的一種感受，它具有與之緊密相關的結構和發展進程，是個體與該專業內心保持一致和平衡的程度[2]。Welmond指出，教師專業認同是教師具有精力充沛的，在興趣和意識形態間可能的矛盾能夠被有效建構，敢于追求學術真理和承擔責任，能用不同的方式理解成功和成就[1]。
國內學者王項明在對“專業認同”有關概念進行整理后提出“專業認同”，即“學習者對所學專業的接受與認可，并愿意以積極的態度和主動的行為去學習與探究，對專業有正面和積極地評價[5]。秦攀博對大學生專業認同的概念定義為“學習者在認知了解所學習的學科的基礎上，產生的情感上的接受和認可，并伴隨積極的外在行為和內心的適切感，是一種情感、態度乃至認識的移入過程[6]。”楊晶的研究認為專業認同主要是指學生發自內心地喜歡自己的專業，并愿意把本專業作為未來的職業發展方向，對專業有正面和積極的評價[7]。
2. 學習情緒
從19世紀開始心理學家就對情緒的研究進行了長期的探索，對情緒的實質提出了各種不同的見解[1]。學習情緒這一概念出現的較晚。張麗莉、季長弘從學業微觀的角度對學業情緒下了定義，認為學習情緒是一種態度體驗，這種態度體
驗是與學習過程相伴隨的。俞國良、董妍研究得出學業情緒是在教學或學習過程中，與學生的學業相關的各種情緒體驗，包括高興、厭倦、失望、焦慮、氣氛等。2008年陸蓮給學業情緒下的定義為：與學業學習、課堂教學和學業成就有直接關系的各種情緒的總稱[8]。本研究中的學習情緒主要是指學生在專業學習過程中體驗到的各種情緒，如興奮、熱情、無聊、快樂、無助、乏味、輕松、焦慮、緊張等。
本研究通過半結構式訪談對上海立達職業技術學院不同專業的在校生進行深入訪談。本文結合已有研究所設計的維度，將“專業認同水平” 參照秦攀博學者的四個維度來設計題項進行測量：即“認知性”、“情感性”、“傾向性”、“適切性”。
3. 假設陳述
（1）專業認同影響因素
通過上文可知，專業認同受到專業的成熟度的影響很大，包括一個專業的設置、學習內容、專業實踐、專業就業、社會反應等，較為成熟的專業在這些方面都會得到更多的肯定，所以，專業的不同學生對其專業認同度也不同。由此我們假設：H1：不同專業的專業認同有明顯差異，且成熟度較高的專業其專業認同度較高。
（2）學習情緒影響因素
學習情緒不僅與學習動機有密切的關系，而且學習情緒會影響學生的學習策略的使用。對于學生學習情緒的研究成果中發現，學者們對國內高職生的學習情緒的一般狀況進行了科學分析。建立假設：H2：不同專業的學習情緒有明顯差異，且成熟度較高的專業其專業認同度較高。
（3）專業認同與學習情緒的關系
學者們對大學生專業認同影響學習的實證研究結果顯示，專業認同對學生的學習動力、興趣、態度、投入水平、拖延等及學習成就等方面都有非常重要的影響，目前研究者們對于大學生專業認同和學習情緒兩者的關系還未深入研究，但諸多現象均說明了大學生的專業認同度和學習興趣有密切的了聯系。我們假設：H3：大學生專業認同與學習情緒存在正相關，即專業認同度越高，學生的學習情緒越高。
4. 研究內容
4.1 研究對象
本文研究對象主要是針對上海立達職業技術學院2014級和2013級學年第二個學期的學生。本研究調查中，共發放問卷350份，有效問卷325份。其中男生129人，女生196人，2013級136人，2014級189人。
4.2 問卷分析
利用SPSS13.0對立達職業技術學院在校學生的專業認同量表各個維度和專業認同總體分別計算Cronbach’s a系數，得到結果0.926，具有較高的一致性。學習情緒量表的Cronbach’s a系數為0.758。
進行KMO檢驗和巴特里克球型檢驗時，得出高職生專業認同量表的KMO=0.900，Bartlett’s Test Sphericity=1988.736，表明各因子之間具有較高的內部相關性。對上海立達職業技術學院高職生專業認同量表的KMO=0.817，Bartlett’s Test Sphericity=1461.885。
4.3 研究結果
（1）通過SPSS13.0檢驗不同專業的高職生在專業認同程度的不同維度及總體上的差異是否顯著。本次研究的調查對象護理與健康管理學院經過十幾年的教學經驗積累及不斷的發展完善，入校的護理專業學生在認識、學習、以及今后的發展方向都有一個比較清晰的認知。新開設的“連鎖經營管理”專業是近幾年按全新的人才培養模式開辦的專業，此類專業的就業面比較廣，但大多學生在入校前沒有一個比較全面的認識，在未來的發展目標上認識較模糊。總而言之，不同專業高職生在專業認同上存在顯著差異，并且專業成熟度較高的學生在專業認同及各維度得分較高。至此，對于前文中假設H1：不同專業的專業認同有明顯差異，且成熟度較高的專業其專業認同度較高的結論得到了證實。
（2）學生學習情緒的問卷采用李亞玲對學習情緒問卷的編制和測量，共測量11種具體的學業情緒：滿足、放松、快樂、自豪、頹廢、迷茫、麻木、厭倦、后悔、焦慮、苦惱。通過T檢驗分析結果顯示，不同專業的高職生在各維度上的得分有較明顯的差異。其中護理專業的學生明顯比連鎖經營專業的學生在滿足、放松、快樂等維度差異較明顯，反而在頹廢和苦惱等維度結果顯示，連鎖經營專業的學生比護理專業的學生也存在差異，至此，對于前文中假設H2：不同專業的學習情緒有明顯差異，且成熟度較高的專業其專業認同度較高得到了證實。
（3）對專業認同及其四個維度與學習情緒及其多個維度進行相關分析，結果顯示，專業認同四個維度與積極低喚醒和積極高喚醒維度呈顯著正相關，專業認同四個維度與消極低喚醒和消極高喚醒維度呈顯著負相關。由此可見，大學生的專業認同會顯著的影響到大學生的學習情緒的高低，對自己所學專業的認同度越高，則學習的積極情緒也就越高；專業認同度越高，則學習的消極情緒也就越低。對于前文中假設H3得到了證實。H3：大學生專業認同與學習情緒存在正相關，即專業認同度越高，學生的學習情緒越高。
5.研究結論
（1）不同專業大學生的專業認同與學習情緒之間存在一定的相關性及差異性。通過學習情緒因子對專業的T檢驗分析結果顯示，不同專業的高職生在各維度上的得分有較明顯的差異。其中護理專業的學生明顯比連鎖經營專業的學生在滿足、放松、快樂等維度差異較明顯，反而在頹廢和苦惱等維度結果顯示，連鎖經營專業的學生比護理專業的學生也存在差異。
（2）高職生專業認同的維度，分別為認知性、情感性、行為性和適切性四個維度，所編制的由各題項構成的大學生專業認同問卷具有較好的信度和效度；上海立達職業技術學院在校生專業認同量表的各子維度和專業認同總量的Cronbach’s a系數在0.741-0.95之間，具有較高的一致性。進行KMO檢驗和巴特里克球型檢驗時，對上海立達職業技術學院高職生的專業認同量表的KMO=0.900，Bartlett’s Test Sphericity=1988.736，說明各因子之間具有較高的內部相關性。本次研究對上海立達職業技術學院在校生的學習情緒現狀也進行了調研，通過調查問卷的數據分析得到，學習情緒量表的Cronbach’s a系數為0.758，從結果來看，表明此次研究的問卷設計符合心理測量學的要求。
（3）上海立達職業技術學院的學生總體專業認同得分普遍略高于中值分（M=3.7330），這表明大學生專業認同總體上處于中等水平。
6. 討論
針對不同專業高職生專業認同與學習情緒的具體差異，提出了提升高職院校學生專業認同水平的建議：
（1）加強專業學習環境建設。
（2）加強對專業的學前教育，加強培養目標的確定，對學生的專業學習過程及專業適應教育進行有效跟蹤。
（3）依照本校的高等職業類院校的性質，在提升學生對專業理論知識學習的前提下，注重培養學生的技能操作，創造多樣的專業學習和實踐機會。
（4）按照專業特色和學生發展特點進行教育。本次研究表明不同的專業學生對專業的認同存在很大差異，針對不同的專業開展不同的具有針對性的教育。
以上都是可以提高學生在專業學習中的專業認同度，但不可否認還有其他因素對專業認同的影響作用不可忽視，在今后的研究中，可以從其他方面進行進一步的研究。
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關鍵詞：大學生；人生態度結構：因素分析
中圖分類號：G645 文獻標識碼：A 文章編號：1672-4038（2013）07-0080-06
一、人生態度的結構構想
人生態度的心理結構是編制人生態度量表的理論基礎。解構人生態度的心理成分可以先從態度一詞入手。“態度”一詞的出現，最早可追溯到18世紀的西方文學，但直到19世紀60年代才被引入心理學。哲學家赫伯特·斯比尼爾和亞歷山大·貝恩用“態度”一詞來指代行動準備的內心階段。吉恩和比利吉思將態度描述為“一種影響人們對待外界人、事或物的行為方式的內在狀態”。米爾頓和羅克切將“態度”定義為使人們對事物和情境的反應具有某種傾向性的、相對穩定的信念組織結構，其強調的是態度與信念的關系。從古希臘哲學家開始，很多觀點強調態度具有認知（信念、知識、期望、或者所感知到的態度對象與其特征之間的聯系）、情感（感覺、心境、動機、情緒以及相關的心理變化）和行為表現（行為或行動，包括計劃中的和已實行的）三個成分。如表1所示，這三種成分都可以通過語言和非語言的反應模式進行表達。
態度的認知、情感和行為結構成分，相互之間并非獨立，而是有相當的因果關系。大致而言，認知與情感可能相互影響，兩者又皆可能影響意志（行為意向），而意志則可能影響行為。態度的這三重劃分得到了國內外心理學家的普遍認同并得以應用。[1]因此，態度是一種習得的認知、情感和行為的傾向性。用于積極或消極地應對某種事物、情境、慣例、理念及個人。
那么，人生態度作為一個整體，簡單而言，就是有關人生的態度，具體而言，即個體面對人一生歷程中的各種實踐活動，在處理與自己、自然和社會的關系時，其認知、情感與行為方面所持有的積極或消極的準備狀態。基于人生態度的內涵及心理結構成分，可以看出：大學生人生態度是一個多層次、多維度的結構系統，由人生認知評價、人生情感體驗和生活方式傾向三個層面組成。具體而言，各層面又包括若干維度（見表2）。
其一，人生認知評價。態度來源于人們基本的欲望、需求與信念，從認知過程來說也就是道德觀與價值觀，就行為過程來講其由從低到高產生可分為個體利益心理、群體歸屬心理和榮譽心理三個層次。據此可以推斷，人生態度中的人生認知成分即個體對人生的目的、價值或意義的看法。依據個體利益心理、群體歸屬心理和榮譽心理這三個心理層次以及有關人生哲學和生活方式的文獻研究，并基于我國大學生的思維特點，可以把人生認知評價繼續分解為三個維度：一是追求人的身外利益，如金錢、權力、名利、地位等，強調生活的目的是得到生存的滿足：二是追求個人的發展。自我完善、潛能實現等精神價值的東西以及獲得知識、事業成功、人際和諧，強調精神的富足。并在體驗和過程中達成這一切；三是以為社會和他人服務為目的，把公益需求放在首位，為國家、集體、他人的利益而無私奉獻。[2]
其二，人生情感體驗。依據個體在工作、學習、交友、休閑、理想等生存與生活實踐中的情感、情緒體驗的基調，個體人生情感體驗可劃分為三種：樂觀接收、矛盾混合型與悲觀抗拒。所謂矛盾混合型是指情緒、心態的矛盾性，反映了人格的兩面性特點，這種情緒體驗和心態既可能導致積極奮斗的行為，也可能引發松弛或退避的行為。[3]
其三，生活方式傾向。從人們對待工作、學習、戀愛、友誼、休閑、理想等生活的心理緊張程度來劃分，達成人生目的的生活行為傾向可分為三個維度：積極奮斗、松弛平和與消極退避。
二、大學生人生態度量表的編制
（一）量表的初步擬定
首先，依據大學生人生態度結構構想。采取如下方法搜集大學生人生態度量表條目。
生活故事訪談。隨機選取上海某所大學不同年級、專業、性別的30名大學生進行深度訪談，挖掘有關人生態度的評價條目。
參考現有關于人生觀、人生態度、生活方式的量表。主要包括：1981年，羅克（Roker）和彼歐克（Peaeoek）編制的“人生態度剖析圖”；2006年，美國學者斯蒂格（Steger）等人編制的“人生意義問卷”；1996年，肖計劃、許秀峰編制的“應付方式問卷”；中國學者修訂的“中文人生意義問卷”；石林、李瓊編制的“人生認知量表”；楊宏飛編制的“目標追求的人世、出世量表”等。
頭腦風暴法。即招募若干大學生，經充分想象后，將自己認為的人生態度評價全部列舉出來，從大學生角度廣泛搜集人生態度評價條目。
專家咨詢與評價。邀請教育學、心理學、社會學等領域專家對上述搜集的122條大學生人生態度評價條目的重要性進行評價，以60%的贊同率作為取舍的標準，篩除重要性低的條目，同時就條目內容、語言表達的通俗性、準確性及是否存在歧義等問題進行反復研討和修改，最終確定87個條目。
其次，將搜集的87個條目依據人生態度結構構想排序、編制，初步形成大學生人生態度原始量表，采用李克特（Likter）5分量表，從“很不同意”到“很同意”依次標示為1-5分。
（二）正式量表的形成
運用原始量表對上海某所大學的220名大學生進行初步測試，被試選取考慮了專業分布、年級分布和男女比例均衡。初試時間為2013年3月，共計回收192份有效問卷，占總發出問卷的87.3%。測試后運用SPSS 19.0統計軟件進行項目分析以篩選條目、重新編碼，并對表述不清、難于理解或有其他問題的條目進行修訂，最終形成正式測查量表。
1 項目分析
其一，標準差評估法。標準差的大小反映了被試得分分布的范圍，項目的標準差大，說明被試在該項目上的得分的分布較廣，該項目能夠鑒別個體反應的差異；反之，說明被試在該項目上的得分分布在較小的范圍之內。該項目對個體的反應差異鑒別力較低。在此理論基礎上，剔除標準差低于0.75的題項，它們是15、19、21、34、35、41和65。
其二，相關系數法。若各項目得分與所在的維度的總分相關性太低，則說明該條目不能很好地反映量表所要測查的內容，應予以刪除。臺灣學者吳明隆認為，“在量表同質性檢驗方面，條目與總分的相關不僅要達到顯著，兩者間的相關要呈現中高度關系，即相關系數r至少要在0.4以上。”也就是說，相關系數r低于0.4的條目可以考慮刪除。除30、31、55、57、62、63和70以外，量表各條目與各維度總分的相關系數都0.4以上，達到顯著水平（p
其三，同質性檢驗。在社會科學領域中有關類似李克特量表的信度估計，采用最多者為克隆巴赫α系數，又稱為內部一致性α系數。如果題項刪除后的量表整體信度系數比原先的α系數高出許多，則此題項與其余題所要測量的屬性或心理特征可能不相同，代表此題項與其他題項的同質性不高，在項目分析時可考慮將此題項刪除。本量表共有三個分量表九個因素維度，分別對這九個因素維度進行同質性檢驗方法。經檢驗九個因素維度的α系數分別為：0.803、0.765，0.719，0.771、0.677、0.8120.720、0.765、0.852，而條目11、30、31、40、47、49、57、63和70刪除后各因素維度的α系數比原先的α系數高。
其四，因素分析。據凱思爾（Kaiser）的觀點，執行因素分析時，KMO指標值介于0～1之間，小于0.60時，表示題項之間不合適進行因素分析；在0.60～0.70之間，勉強可以進行因素分析；在0.70～0.80之間，可以進行因素分析：在0.80～0.90之間，題項變量間關系良好，很合適因素分析；在0.90以上，題項變量間關系極佳，非常適合因素分析。[4]如表3所示，本量表在各因素維度的KMO值在0.752～0.848之間，Blett'S球形檢驗的自由度在21～78之間，P值均為0.000
因此，在各因素維度層面采用主成分因素分析加方差極大法提取單一共同因子。刪除因子負荷小于0.45的條目。一般而言，共同性值若低于0.20（此時因素負荷量小于0.45），表示條目與共同因素間的關系不密切，此題項可考慮刪除。經檢驗，條目2、4、6、11、30、31、40、47、55、57、62、63和70的共同性低于0.20。
2 重新編碼
通過項目分析，預測量表剩余66個條目。經重新編碼、反復修訂，最終編制形成了正式的大學生人生態度量表。題項分布見表4：
大學生人生態度量表由三個分量表構成，即人生認知評價量表、人生情感體驗量表與生活方式傾向量表。其中，人生認知評價量表有追求生存中的利益滿足、求得發展中的精神滿足、為他人和社會服務這三個因素維度，共22題，旨在了解大學生對關于人生課題方方面面的認知情況；人生情感體驗量表有樂觀情緒、矛盾混合型與悲觀情緒這三個因素維度，共17題，旨在了解大學生面對人生課題時的情緒體驗情況；生活方式傾向量表有積極奮進、松弛平和與消極退避這三個因素維度，共27題，旨在了解大學生面對人生課題時的生活行為方式傾向。
本量表共計66題，采用5點量尺計分，每個題后面皆有“很不同意、不同意、不確定、同意、很同意”五個程度不同的答案，依次計分方式為1、2、3、4、5分。此外，由于原預測量表中的反向計分條目（30、31、57）已在項目分析過程中被刪除，因此，最后形成的正式量表中無反向計分題項。
三、量表的信度和效度
（一）信度分析
學者大衛里斯認為：如測量的α系數值小于0.50，非常不理想，最好重新編制量表：0.50≤α
1 分半信度
分半信度是常用信度檢驗方法之一，反映測驗項目內部一致性程度，即表示測驗測量相同內容或特質的程度。將正式量表各因素維度的條目按照序號的奇數和偶數分成兩半，然后計算兩項項目分之間的相關，相關越高表示信度高。如表5所示，經Spearman-Brown檢驗，正式量表各因素維度的分半相關系數在0.618～0.812之間。
2 內部一致性信度
以原樣本在九個因素維度上的得分，分別求出各因素層面、分量表及總量表的α系數（見表6）。結果顯示：各因素維度的α系數介于0.668和0.852之間，且項目分析后保留的各項刪除后的α系數均未高出各因素維度的α系數，這說明正式量表各因素維度的內部一致性信度佳，此外，分量表α分別為0.777、0.638和0.741，這說明量表各因素維度之間以及各分量表之間都可以獨立進行測驗，同時，也可合成為一個總量表（α=0.835），信度非常好。
（二）效度分析
1 內容效度、集合效度與區分效度
內容效度是指條目所測定的內容是否能夠代表大學生人生態度的主要方面。在量表的構建過程中借鑒了國內外相關理論以及人生觀、人生態度、生活方式等評價量表的條目，參考了大量相關文獻，并在前期經過專家和大學生對問卷的條目以及大學生人生態度所涉及的內容范圍進行符合性判斷，最終確定大學生人生態度量表的內容范圍，說明該量表能夠反映大學生學習生活特點及其人生態度的真實情況。此外，在項目分析的過程中，量表各條目與所屬維度的相關性均較強，也都高于各條目與其他維度的相關，各維度得分與其分量表得分的相關系數均很大，而與其他分量表得分的相關系數較小。這不僅表明該量表具有較好的內容效度，也都有力地支持了量表的集合和區分效度。
2 結構效度
因素分析是檢驗結構效度的常用方法。因素分析可以找到影響測量得分的共同因素（共性變異）——因子與因子之間的關系以及量表各條目對因子的作用。[6]見表7，本研究對正式量表的各因素維度逐一進行探索性因素分析，各因素維度KMO值在0.709～0.848之間，Blett'S球形檢驗的自由度在10～55之間，P值均為0.000
對各因素維度做主成分因素分析，然后進行最大方差旋轉，結果顯示：
人生認知評價分量表中，利益維度抽取了2個主要因素（特征值大于1，解釋總變異量的51.39%），因素1負荷量在0.532～0.742之間，解釋總變異量的26.45%，可命名為“金錢”，因素2負荷量在0.612～0.737之間，解釋總變異量的24.94%，可命名為“地位”；精神維度抽取了1個主要因素，特征值大于1，解釋總變異量的43.28%，可命名為“自我實現”；服務維度抽取2個主要因素（特征值大于1，解釋總變異量的58.65%），因素1負荷量在0.605～0.813之間，解釋總變異量的35.25%，可命名為“為他人”，因素2負荷量在0.457～0.827之間。能解釋總變異量23.40%，可命名為“為社會”。
人生情感體驗分量表中，樂觀維度抽取2個主要因素（特征值大于1，解釋總變異量的62.16%），因素1負荷量在0.546～0.828之間，解釋總變異量的34.61%，可命名為“自信”，因素2負荷量在0.554～0.859之間，能解釋總變異量27.55%，可命名為“愉快”：矛盾維度抽取1個主要因素，特征值大于1，解釋總變異量的44.82%，因素負荷量在0.468～0.753之間，可命名為“合理化”；悲觀維度抽取1個主要因素，特征值大于1，解釋總變異量的54.75%，因素負荷量在0.560～0.837之間，可命名為“自卑苦惱”。
生活方式傾向分量表中，奮斗維度抽取2個主要因素（特征值大于1，解釋總變異量的50.73%），因素1負荷量在0.526～0.792之間，解釋總變異量的28.29%，可命名為“高目標”，因素2負荷量在0.392～0.825之間，解釋總變異量的22.44%，可命名為“拼搏”；松弛維度抽取2個主要因素（特征值大于1，解釋總變異量的55.82%），因素1負荷量在0.687～0.754之間，解釋總變異量的30.05%，可命名為“平常心”，因素2負荷量在0.524～0.822之間。解釋總變異量的27.77%，命名為可“低要求”；退避維度抽取2個主要因素（特征值大于1，解釋總變異量的51.90%），因素1負荷量在0.531～0.764之間，解釋總變異量的32.66%，可命名為“幻想自責”，因素2負荷量在0.491～0.833之間，解釋總變異量的19.24%，可命名為“退縮”。
可見，因素分析結果與本研究的理論建構假設基本吻合，因而本量表的結構效度良好。
參考文獻：
[1]Lewis R.Aiken，態度與行為：理論、測量與研究[M]，何清華等譯，北京：中國輕工業出版社，2008，4
[2]石林，李瓊，人生觀的心理學研究——人生認知量表的編制[J]心理科學，1998，（5）：463-464
[3]戴曉陽，常用心理評估量表手冊[M]，北京：人民軍醫出版社，2011，80
[4][5]吳明隆，問卷統計分析實務一SPSS操作與應用[M]，重慶：重慶大學出版社，2010，208，249
