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1.前測研究工具及問卷檢驗分析。本研究采用的調查工具為研究者自編的《中職教師專業工作生活質量個體自我評價問卷表》，因此，需要對問卷進行信效度檢驗。研究者選取了中職學校國培班61名專業課教師進行前測，剔除無效問卷8份，問卷有效率為86.89%。經過高低分組分析，最后保留了50個項目，通過探索性因素分析組成了專業教學工作、專業實踐活動、職教理論學習、學校文化建設與職業壓力、繼續教育專業學習五個維度。采用李克特5點記分法，從“非常不滿意”到“非常滿意”分別計1～5分。運用SPSS17.0工具檢驗，五個維度的內部一致性信度分別為0.90、0.94、0.91、0.94、0.91，均達到了0.90以上，可見前測問卷具有較高的信度。對前測問卷進行題總相關分析，相關系數及顯著性水平如表1所示：從表1可知，各題與其相應維度相關的顯著性均小于0.01，表明各題與其相應維度均有顯著相關，說明各題與其相應維度所測內容一致，各題對量表所測的內容有著實質性的貢獻，各維度各題具有較高的效度。從相關系數的值來看，維度一至維度五各題與與其相應維度最小的相關系數分別大于0.65、0.54、0.72、0.72、0.72，表明各題與與其相應維度均有較高的相關性，可見前測問卷具有良好的結構效度。2.后測問卷檢驗分析。經前測分析得到五個自我評價維度，維度一由1.6.14.15.21.30.31.32.37.38.43.48構成；維度二由2.7.13.16.29.33.39.44.47.49構成；維度三由3.8.12.17.23.28.34.40構成；維度四由4.9.11.18.22.24.26.27.40.41.45.50構成；維度五由10.19.20.25.36.42.46構成。該量表為五級評分(從非常不滿意到非常滿意)。運用SPSS17.0工具檢驗，本問卷內部一致性系數為0.98，其中五個維度的內部一致性信度分別為0.92、0.93、0.85、0.90、0.90，均達到了0.85以上，可以看出后測問卷具有較高的信度。對后測問卷進行題總相關分析，相關系數及顯著性水平如表2所示。從表2可知，各題與其相應維度相關的顯著性均小于0.01，即顯著水平較高，說明各題與其相應維度所測內容一致，各維度各題具有較高的結構效度。從相關系數的值來看，維度一至維度各題與與其相應維度最小的相關系數分別大于0.63、0.67、0.63、0.57、0.76，表明各題與與其相應維度均有較高的相關性，可見后測問卷具有良好的結構效度。
二、高職專業課教師人口學變量與問卷檢驗分析
（一）高職專業課教師人口學變量分析1.抽樣對象區域分布簡析。高職院校專業課教師問卷在我國華北、華東、東北、西北四大地理區域展開，在華北地區北京市抽樣266份，占20.98%，在東北地區黑龍江省抽樣448份，占35.33%，在華東地區共抽樣517份，其中江蘇省抽樣286份，占22.55%，山東省抽樣231份，占18.22%，在西北地區新疆維吾爾自治區抽樣37份，占2.92%。高職專業課教師問卷抽樣對象的覆蓋面比較廣，具有一定的代表性，能夠反映出當代我國高職院校專業課教師隊伍的基本狀況。抽樣對象區域分布如圖8所示。2.抽樣學校性質與等級分布簡析。課題組對不同辦學性質的高職院校專業課教師實施了抽樣問卷調查。其中，企辦校抽樣問卷13份，占1.03%，民辦校抽樣問卷109份，占8.60%，國辦校抽樣問卷1146份，占90.37%，顯然國辦高職院校占主體。國家級、省級示范校和普通校，分別占抽樣學校專業課教師的27.52%、26.74%和45.74%。抽樣調查能夠反映不同性質、不同等級高職院校專業課教師的意愿，抽樣學校性質、等級分布如圖9所示。3.抽樣對象性別、年齡、教齡分布簡析。抽樣學校專業課教師男女比例分別為37.85%和62.15%，女性教師高于男性教師，能夠反映不同性別教師的意愿，抽樣對象性別分布如圖10所示。抽樣院校專業課教師年齡分布為：30歲以下占12.78%，31歲-40歲占50.39%，41歲-50歲占30.76%，50歲以上占6.07%。按年齡段所占比例大小依次為，31歲-40歲、41歲-50歲、30歲以下、50歲以上。抽樣對象覆蓋了高職院校專業課教師的各個年齡段，因此，本次抽樣調查能夠反映出不同年齡階段教師的觀點。抽樣院校專業課教師年齡分布如圖11所示。抽樣院校專業課教師教齡分布為，1-3年教齡占8.04%，4-6年教齡占11.67%，7-9年教齡占17.04%，10-14年教齡占22.00%，15-19年教齡占13.57%，按教齡段所占比例大小依次為20年以上、10-14年、7-9年、15-19年、4-6年、1-3年，專業課教師中擁有10年以上教齡的占63.25%，擁有20年以上教齡占27.68%。抽樣院校專業課教師隊伍具有較長時間的專業工作生活經歷，形成了十分豐富的教學工作實踐經驗，對自身的教學工作生活質量的優劣必然有深切的感知，也會對自身所從事的教學工作生活質量形成正確的認知，并能夠對自身的專業化發展所需要的各種資源和條件做出客觀公正的自我評價。抽樣對象教齡分布如圖12所示。4.抽樣對象學歷、職稱狀況簡析。抽樣對象具有研究生、本科、專科以下學歷的分別占50.39%、46.61%、3.00%，具有本科以上學歷的占97.00%，抽樣對象學歷層次結構與高職院校專任教師隊伍整體的學歷層次結構相符，本次抽樣調查能夠反映出具有不同學歷教師的意愿。抽樣對象學歷分布如圖13（左）所示。抽樣對象具有高級、中級、初級職稱的分別占36.91%、50.16%和12.93%，抽樣調查覆蓋了各級職稱的專業課教師，能夠反映出具有不同職稱教師的意愿。抽樣對象職稱分布如圖13（右）所示。5.抽樣對象職業資格證書、雙師型教師狀況簡析。抽樣對象中，持有各種職業資格證書（含技術等級證書）的占89.83%，可見，大多數專業課教師持有相關專業的職業資格證書或技術等級證書，抽樣對象職業資格證書分布如圖14（左）所示。抽樣對象中，雙師型教師占59.31%，這說明，大部分專業課教師具備雙師素質，抽樣對象雙師型教師分布如圖14（右）所示。
關鍵詞：教練員；模型；工作績效；任務績效；關系績效；發展績效；反生 產績效
中圖分類號：G808.1 文獻標識碼：A 文章編 號：1007-3612(2011)05-0112-04
Research on FourFactor Model of Job Performance Structure of Professional Sport Coacher in China
LI Lin，FU Dong
(Chengdu Sport University，Chengdu 610041，Sichuan China)
Abstract: The research has chosen professional coaches in China as its sample.The data of
participants were collected and analyzed by methods of interview，questionnaire ，and mathematical statistics so as to discuss the job performance model of prof essional coaches in China.Exploratory factor analysis yielded that the job perf ormance model of professional coaches in China was constructed by four factors， namely，task performance，contextual performance，development performance and co unterproductive performance.The Job performance scale turns out to be extraor dinary in terms of internal consistency reliability and validity.Confirmatory f actor analysis indicated a best fit for the fourfactormodel of the job perfo rmance model of professional coaches in China.
Key words: coach; model; job performance; task performance; contextual p erformance; development performance; counterproductive performance
從19世紀末20世紀初工作績效（Job Performance）概念提出以后，該主題的研究 逐漸被學者們所重視。如今，工作績效的研究已經成為了人力資源管理領域的重要研究主題 之一，但是對于工作績效的概念至今仍沒有一個被學界共同認同的觀點，分歧主要在于把工 作績效定義為結果還是行為［1］。
工作績效的研究主要集中于結構、概念、影響因素等方面的研究，其中對于工作績效結 構的研究是主要研究方向之一。早期工作績效的研究主要以職務職責作為主要評價標準，以 “產出和結果”觀點為主要理論，后續研究以“任務績效”概念取代了“結果和產出”理論 ［2］，成為該理論支持者在工作績效模型研究時的主要關注點。隨著研究的繼續深 入，許多 學者認為“任務績效”單維度結構已經不適于現代人力資源管理理論，大量研究認為工作績 效結構應為多維結構，二維、三維、四維等多維度結構模型被提出。其中具有代表性的有： 組織公民行為（Organizational Citizenship Behavior）結構模型，任務績效（Task Perf ormance）和關系績效（Contextual Performance）以及反生產行為（Counterproductive B ehavior）與組織越軌行為（Organizational Deviance Behavior，或叫做組織層面的偏差 行為）等［3］。
通過文獻資料研讀發現，20世紀末期國外學者已意識到工作績效是體育組織人力資源管 理中的一個非常重要的問題。他們對績效的關注始于對體育組織內績效評估的研究，即體育 組織中工作績效研究始于應用性研究。我國體育組織工作績效研究同樣始于應用性研究，不 過我國體育組織工作績效研究與國外研究最大的區別在于組織層面的研究先于個體層面 ［4］ 。通過對我國體育組織工作績效文獻研究發現，我國體育組織中的工作績效結構研究還處于 探索和萌芽的階段，尚未開展實證研究。體育組織中開展績效評估研究應借鑒國內外管理學 領域已有的研究成果和研究范式，遵從工作績效研究回歸工作績效結構為研究邏輯起點的思 路，結合我國政治制度下的體育組織特點，首先從個體即教練員層面開展實證研究。
1 研究對象與方法
1.1 研究對象 以我國專業體育教練員工作績效維度和結構作為 本研究研究對象。
1.2 研究方法
1.2.1 理論推導
根據已有研究成果對我國專業體育教練員工作績效結構可能存在的維度進行推導和假 設，主要涉及理論包括勝任特征理論、人-崗-組織匹配理論和持續學習理論。
1.2.2 訪談法
1）非結構式訪談法：自行編制“我國專業體育教練員工作績效研究訪談提綱（管理者用A/B ）”對部分省、直轄市項目管理中心主任、副主任和領隊進行非結構式訪談。
2）半結構式訪談法：自行編制“我國專業體育教練員工作績效研究訪談提綱（教練員用A/B ）”對目前正在從事競技體育教練員工作，并且工作年限5年以上的專業體育教練員進行半 結構式訪談。
本研究將專業體育教練員定義為我國執教省級以上專業運動隊的教練。
1.2.3 問卷調查法
根據訪談和理論推導編制的《我國專業體育教練員工作績效調查問卷》對我國專業體育 教練員進行問卷調查。
本研究調查對象包括我國部分省、直轄市和行業體協運動管理中心主任、副主任、領隊 和教練員等，他們分別來自四川省、重慶市、貴州省、北京市、廣東省和河南省等地區，其 中主任27人，副主任48人，領隊81人，教練員35人，共計191人。項目包括乒乓球、足球、 水球、游泳、田徑、羽毛球、網球、武術、舉重、跆拳道、摔跤、排球和籃球等。
本研究要求每名管理者最多對其管理的3名教練員進行工作表現評價，研究共發放問卷5 50份，回收問卷514份，回收率為93.45%，其中有效問卷493份，有效率為95.91%。研究將 全 部問卷進行編號，按照編號的奇偶進行分組，偶數組246份數據進行項目分析和探索性因素 分析，奇數組247份數據進行驗證性型因素分析。
1.2.4 數理統計法
本研究主要運用EXCEL、PASW Statistics18.0和AMOS17.0軟件對訪談、問卷調查得到的 數據進行信度分析、探索性因素分析及驗證性因素分析。
2 理論與分析
大量文獻分析發現，勝任特征理論（一種重要的績效評估方法，McClelland，1973；教 師績效評價的三種理論之一，Medley & Shannoe，1994）［5，6］、“人―崗―組 織”匹配理論（該理論是以任務績效為理論基礎的績效管理模式理論之一,韓翼，2006）［1］和持續學 習理論（被認為績效中一個越來越重要組成部分，Daniel & Elaine，1999）［7］ 的研究成果可作為我國專業體育教練員工作績效結構模型研究的理論基礎。
勝任特征理論中的基準性勝任特征主要對于教練員崗位的基本職責進行了界定，而鑒 別性勝任特征主要考察了人們潛在的一些特質，這些個性特質是決定關系績效的一個重要因 素；“人―崗―組織”匹配理論則涵蓋了與教練員工作績效相關的多種因素，特別是教練員 在訓練、比賽過程中所表現出的行為方式；持續學習理論則側重于關注教練員自身的發展以 及教練員團隊的發展對于工作績效的影響。通過大量理論文獻的研究和推導可以看出作為體 育組織中所特有的職位，教練員需要面對運動隊的訓練、管理；上下級的人際交往溝通；緊 跟專業發展趨勢等諸多問題，因此考察其績效優劣需從多層次多角度的視角進行，所以本研 究理論假設支持在任務績效與關系績效基礎上的多因素工作績效結構模型的觀點。
3 工作績效結構維度探索性研究
3.1 教練員工作績效量表編制 本研究借鑒Campbell（1990）和韓翼（2006）對工作績效量表的建立方法，在關鍵事件 法的基礎上，建立教練員工作績效量表。
本研究對四川、北京、重慶、云南、貴州等地的教練員與相關項目管理中心主任、副主 任和領隊進行了訪談。其中訪談教練員20名，管理人員13名，項目包括：田徑、排球、乒乓 球、羽毛球、舉重、籃球、足球等，全部訪談都是在辦公室或者會議室中進行，全部訪談過 程均通過三星錄音筆和OPPOMP4進行錄音。
全部訪談錄音由8人分成4個小組進行了錄音轉錄文字文檔，每份錄音均由每小組中的兩 人進行轉錄，并進行關鍵事件指標的提取和概化工作，提取關鍵事件指標之后，經過4位熟 悉教練員工作的專家（相關項目管理者）進行了評審和修訂，共提取關鍵事件指標494個。 該4位專家再次對該494個關鍵事件進行了概化、合并共得到64個關鍵事件指標。為保證量表 各個維度的題目能夠更加全面、清晰、合理，根據訪談得到的關鍵事件指標并借鑒以往相關 量表中的測試題目，如韓翼（2006）《雇員效能變量調查問卷》［1］，楊芬（2008 ）《護理 人員工作績效調查問卷》［8］，閻其樂，王家同，張國鋒等（2005）《直升機飛行 員工作績 效評定量表》［9］等，對每個指標編寫了盡可能多的題目，并最終得到初測量表題 目共65條 。研究聘請了7位心理學和管理學方面的專家對初測量表條目的表面效度、邏輯效度和語言 等方面進行了評定，通過專家對量表題目提出意見和建議，對量表進行了進一步的補充、篩 選和加工，并且聘請兩名中文系研究生對量表語言進行了進一步的修訂。最終入選初始量表 的條目共48條，其中任務績效維度11條，關系績效維度14條，發展績效維度10條，比賽管理 績效維度7條，反生產績效維度6條。本量表計分形式采用 Likert 7 級計分方法進行計分。 初始問卷編制后，對四川省小球管理中心的管理者進行了預測驗，根據反饋意見對個別條目 的表述進行了修改。
3.2 探索性因素分析
通過訪談和理論推導編制的《我國專業體育教練員工作績效調查問卷》包括任務績效、 關系績效、發展績效、比賽管理績效和反生產績效等五個維度，共計48項條目。對初測問卷 進行區分度分析和題總題他分析后刪除條目6項，開展探索性因素分析包括5個維度42個條目 ，其中任務績效包括9個條目，關系績效包括12個條目，發展績效包括10個條目，比賽管理 績效包括5個條目，反生產績效包括6個條目。
探索性因素分析（Exploratory Factor Analysis，EFA）是一項用來找出多元觀測變量 的本質結構、并進行降維處理的技術，能夠將具有錯綜復雜關系的變量綜合為少數幾個核心 因子。研究運用主成分正交旋轉對42項保留條目進行探索性因素分析，進行三次探索性因素 分析后刪除15個條目，其中第一次刪除條目12項（V6、V8、V9、V12、V13、V14、V15、V16 、V19、V32、V33、V36），第二次刪除條目3項（V10、V11、V21）。第三次探索性因素分析 ，取樣適當性值（KMO）為0.93（根據1974年學者Kaiser的觀點KMO值小于0.5時不適宜做 因 素分析）；巴特利特球體檢驗（Bartlett’S Test of Sphericity）達到顯著水平,表明觀 測變量適合做因素分析。量表27個條目共提取出4個特征值大于1的公共維度，且這4個公共 維度總方差解釋值達到69.60%，各公共維度解釋變異量為27.17%、17.32%、16.91%、8 .21%。
四個公共維度下分別包含條目6項、3項、12項、6項（表1）。根據理論模型和保留條 目分析，該4因素結構模型包括任務績效、關系績效、發展績效和反生產績效等四個維度， 共計條目27項。
3.3 新量表信度檢驗及分量表之間相關
由于需要采用新數據進行驗證性因素分析，因此需要對新量表進行信度檢驗。通過表2 可以看出信量表的各分量表內部一致性檢驗α系數分別為0.88，0.87，0.95和0.91，說 明新 量表的各個分量表的內部一致性較高。各分量表之間表現出極其顯著的相關，表明分量表具 有較高相關，同時又具有一定的相對獨立性。
4 假設模型的提出
根據以往的研究和本研究探索性因素分析對工作績效結構的分析，基于工作績效不同成 分的內涵，我們以維度為單位，對工作績效的結構建立了3個二階假設模型。
假設模型1根據Borman和Wotowidlo于1993年提出“任務績效與關系績效”二因素結構 模 型，他們認為工作績效不僅僅是一種結果而是一種行為，表現為一種非連續的過程，員工在 一天工作中不可能隨時做有益于組織的工作（圖1）。
圖1 假設模型1 假設模型2根據韓翼2006年提出的“任務績效、關系績效、學習績效和創新績效”的四 因素結構模型，根據本研究和韓翼的研究將學習績效和創新績效合并為發展績效，因此假設 模型2是一個三因素結構模型（圖2）。
圖2 假設模型2 假設模型3根據本研究提出的四因素結構模型，包括“任務績效、關系績效、發展績效 和反生產績效”（圖3）。
圖3 假設模型3 通過AMOS17.0軟件對3個假設模型進行驗證性因素分析，根據檢驗結果確定我國專業體 育教練員工作績效最優擬合模型。
5 工作績效結構模型驗證性研究
使用經過條目分析所保留的27個條目用于驗證性因素分析。
樣本來自于條目分析時保留的序號為奇數的247人 。統計方法為最大似然法，矩陣為協方差矩陣。通過驗證性因素分析 發現，假設模型1由于一階因子過少（2項），無法進行分析。假設模型2和假設模型3相比較 ，假設模型3的X2/df、GFI、AGFI、RMSEA、CFI等指標占優，說明假設模型3的具有更 好的模型擬合度(表3)。
測量模型的標準化估計值模型圖如(圖4)所示。各項目在相應維度上都有較高的載荷， 除TP2、CP1和CP2 在任務績效和關系績效維度的載荷低于0.6外，其它項目載荷均高于0.6 。 任務績效、關系績效、發展績效和反生產績效的因素負荷量分別為0.81，0.94，0.86和- 0.5 7，四個維度對高階工作績效的預測力分別為0.66、0.88、0.73和0.33。從圖4可以看出 ：關 系績效在工作績效的因素負荷量最大，其預測作用也超過了任務績效、發展績效和反生產績 效這三個維度。
6 結 論
1）我國專業體育教練員工作績效結構模型由四個因素構成，分別為任務績效、關系績 效、發展績效和反生產績效。《我國專業體育教練員工作績效研究量表》由4個維度、27個 條目組成，其中任務績效包括6個條目，關系績效包括3個條目，發展績效包括12個條目，反 生產績效包括6個條目，且量表信度和效度俱佳。
2）在我國專業體育教練員工作績效結構模型中，關系績效具有最大預測力，超過了任 務績效、發展績效和反生產績效等三個維度。
參考文獻：
［1］ 韓翼，廖建橋.雇員工作績效結構模型構建與實證研究［D］.華中科技大 學博士學位論文，2006：11-18.
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［8］ 楊芬.長沙市護理人員工作績效及影響因素研究［D］.中南大學碩士畢業論文，2008 ，11.
【摘要】了解該校大學生的專業認同與學習情緒的現狀、特點及影響因素。運用文獻分析、訪談、調查問卷等方法，通過問題提出、文獻搜集分析、開放式問卷調查、模型構建等程序。編制出高職生專業認同水平測量問卷，編制出高職生學習情緒的測量問卷，比較分析對大學生的專業認同水平與學習情緒進行了相關性分析。
【關鍵詞】高職生 專業認同 學習情緒
一、調查問卷設計分析
本研究通過文獻的梳理及初步訪談的基礎上，結合對大學生專業認同內涵的概念界定，認為對高職院校學生的專業認同可以從認知、情感、行為、適切感四個層面進行具體考察。依據以上四個維度的劃分，本研究選定秦攀博的問卷進行修改，形成針對高職院校學生專業認同的調查問卷；選定李亞玲的問卷形成高職院校學生學習情緒的調查問卷。隨機抽取不同專業的部分高職院校學生進行試測，剔除問卷中無關的問題，最終形成實測問卷。
二、調查問卷回收情況
本研究調查中，共發放問卷350份，共回收問卷342份，其中，提出無效問卷17份，有效問卷325份。對本次研究的樣本進行描述統計分析，呈現基本分布情況。
三、調查問卷結果分析
問卷結構
利用初始問卷進行問卷分析，目的是對初試問卷中的自變量和因變量的各題項的相關度進行檢驗，在問卷結構的設計中，根據已有理論基礎和訪談結果，形成課項的相關度進行檢驗，剔除與影響因子不相關聯的題項，并且在此基礎上，形成更加科學的實測問卷。高職生專業認同試測問卷結構如表：
（1）高職生專業認同的現狀
表中可以清楚反映出各認同水平的樣本分布情況。可知，有17.2%的被試者在專業認同總分上達到高水平，62.2%處于中等水平，20.6%處于低水平，這個比例相對來說略高。
（2）不同專業高職生專業認同狀況分析
通過SPSS13.0進行獨立T檢驗分析，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。表中可知，不同專業的高職生在專業認同總體水平（P=0.002
（3）高職生學習情緒的分析
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，包括滿足、放松、快樂、自豪、頹廢、迷茫、麻木、厭倦、后悔、焦慮、苦惱。前文已對學習情緒問卷的效度作分析，結果表明該問卷適合做因子分析。李亞玲將這11種學習情緒的因子分成了四個維度，積極高歡性學習情緒（包括快樂和自豪）、消極高喚醒學習情緒（包括苦惱、后悔、焦慮），積極低喚醒學習情緒（包括放松和滿足）、消極低喚醒學習情緒（包括頹廢、迷茫、麻木、厭倦）。
（4）專業認同和學習情緒的關系研究
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e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。
關鍵詞：經管類大學生；就業能力；模型構建
一、就業能力結構維度的國內外研究現狀
就業能力的概念至今還沒有一個統一的定義。綜合國內外文獻，許多學者都在界定就業能力概念的同時對其就業能力結構維度進行了探討。國外對就業能力結構維度的研究主要有以下一些觀點。澳大利亞工商協會（ACCI）（2002）認為就業能力結構維度包括溝通能力、團隊合作能力、問題解決能力、自我管理能力、計劃組織能力、學習能力、主動性、進取心等8種能力。Lawrence（2002）認為就業能力結構維度包括溝通能力、團隊工作能力、解決問題的能力、自我管理的能力等方面。
我國對就業能力結構維度的研究主要有以下一些觀點。賈利軍（2007）認為就業能力結構維度包括就業人格、社會兼容度、社會化程度、準職業形象等方面。吳芳（2008）認為就業能力結構維度包括自我意識的能力、溝通能力、團隊工作的能力、解決問題的能力、學習認知能力、自我管理的能力、責任心等方面。
總結國內外學者的觀點，筆者認為，就業能力是一種綜合能力，是個體進入并且保持職業的能力和特質，是各行業通用的職業能力。但國內外文獻關于大學生就業能力模型的因子至今還沒有一個定論，特別是沒有對如何構建經管類大學生就業能力模型的相關研究。因此，本文試圖通過對經管類大學畢業生進行廣泛的問卷調查，以期構建經管類專業大學生的就業能力模型。
二、經管類大學生就業能力模型構建
（一）就業能力量表的設計
本研究的就業能力測評初始量表主要借鑒了澳大利亞工商協會（ACCI）對就業能力結構的研究，這主要基于以下一些原因。首先，ACCI與本研究中對就業能力的界定基本一致，因為經管類大學生的專業相關性較強，其就業能力更側重于一種綜合能力；其次，ACCI就業能力結構非常全面，綜合了各方的觀點；最后，ACCI的就業能力結構界定清楚，分析具體，提供了一個很好的研究框架。此外，本研究量表的具體問題設計還綜合考慮了美國培訓和發展協會（ASTD）、加拿大會議委員會（CBC）、吳芳（2008）等學者的研究成果。根據以上研究成果，本研究將就業能力首先分為8個維度，如表1所示。同時對每個維度又具體設計了4個問題來表現其能力，并進行了標記，如自我認知和評價能力（a）的4個具體問題標為a1、a2、a3、a4，其他依次類推。
（二）問卷發放與回收情況
本研究的問卷是基于以上就業能力量表的設計。問卷調查對象主要以浙江地方高校畢業的工作時間不到兩年的經管類大學畢業生為主。本次調研共發放問卷500份，回收有效問卷416份，無效問卷84份，有效回收率83.2%。
（三）探索性因子分析
筆者對這416份問卷用SPSS16.0統計軟件進行了探索性因子分析。本研究采用因子分析法中的主成分分析法，因子的旋轉方式采用直交旋轉即方差最大旋轉方式，并將特征值大于1作為因子提取的標準，分析結果如表1所示。
從表1可以看出，對變量進行KMO樣本測度和巴特萊特球體檢驗，KMO值為0.907，卡方值的顯著性水平為0.000，小于0.001，說明其相關系數矩陣不是一個單位矩陣，說明該數據可以進行因子分析。取特征值大于1的主成分為因子，結果提出了5個因子。
其中，自我認知和評價能力與認知學習能力的8道題目落在了1個因子之內，說明這2個變量可以合并為1個因子，我們將之命名為“學習和自我認知能力”，包括了自信、客觀看待自身和外界、善于學習等方面。
溝通能力和團隊合作能力的8道題目也落在了同一個因子內，說明這2個變量也是可以合并為1個因子的，參考Mitchell（1998）提出的就業能力模型中的社會和人際交往維度，我們將之命名為“社會和人際交往能力”，包括了溝通、團隊合作和社會適應性等能力。
同樣，自我管理能力與主動性和責任心也落在了1個因子之內，說明這兩個變量也是可以合并為1個因子的，參考加拿大會議委員會（CBC）（2000）提出的就業能力模型中的個人管理維度，我們將之命名為“自我管理能力”，包括積極的態度與行為、責任感、持續學習、安全工作等能力。不過主動性和責任心中的第f4題落在了解決問題能力的因子上，這可能是因為題項設計不準確造成的，因此我們刪除此題項。
從整體上講，提出的學習和自我認知能力、社會和人際交往能力、自我管理能力、解決問題能力、計劃組織能力5個因子的特征根解釋了總體方差的70.359%，說明變量的探索性因子分析的結果是令人滿意的。
（四）信度以及相關性分析
本研究采用“Cronbach's alpha”系數，對概念模型中涉及變量的測度進行信度檢驗。整體來說，本研究問卷中各部分的題項都具有良好的信度。問卷整體信度為0.931，說明本研究問卷的整體信度達到了理想的狀態。其次，對大學生就業能力相關性進行了分析，結果如表2所示。
表2顯示了各個變量間的相關系數。學習和自我認知能力與社會和人際交往能力、自我管理能力、解決問題能力、計劃組織能力均顯著相關；社會和人際交往能力與自我管理能力、解決問題能力均顯著相關；自我管理能力與解決問題能力、計劃組織能力均顯著相關。此外，計劃組織能力與社會和人際交往能力、解決問題能力不相關。
三、研究結論
本研究結果表明經管類大學生就業能力由一系列指標組成，進一步地分析證明，五維度能力模型對于經管類大學生就業能力結構具有較好的解釋，通過以上研究，最終確定了經管類大學生就業能力結構模型，該模型由學習和自我認知能力、社會和人際交往能力、自我管理能力、解決問題能力和計劃組織能力5個維度構成。
經管類大學生就業能力結構模型的構建有利于高校明確培養方向，切實改善高校教學和就業指導活動，對高校如何培養經管類大學生的就業能力指明一些方向，并最終實現大學生、高校和社會三方的共贏。
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摘要： 基于深度休閑6個特質和游憩專業化3個維度理論成果，構建兩者關系的結構方程模型，并采集攝影愛好者的調查數據，進而探討深度休閑對游憩專業化的影響。研究發現：作為深度休閑的攝影活動呈現出一定的群體特征。休閑生涯、個人努力和強烈認同對深度休閑具有更強的解釋力，而行為、技能和知識以及承諾對于提高攝影專業化水平同樣重要。深度休閑特質越明顯，攝影活動的專業化水平越高。堅持不懈、休閑生涯、個人努力和強烈認同對游憩專業化維度產生差別式影響。
中圖分類號： F590文獻標志碼： A文章編號： 10012435（2017）01010707
Key words： serious leisure； recreation specialization； structural equation model；photographer
Abstract： Based on six characteristics of serious leisure and three dimensions of recreation specialization， structural equation model is constructed， and data collection comes mainly fromphotographer's survey in order to xplore the influence of serious leisure on recreation specialization. The conclusions are as follows. Firstly， serious leisure activity ofphotographer shows the certain group characteristics. Secondly， career， significant personal effort， and strongly identifying serious leisure have stronger explanatory power while behavior， skills and knowledge， as well as commitment is equally important for improving the professional level of photography. Thirdly， the more obvious serious leisure characteristics are， the higher professional level of photography activities is. Finally， perseverance， leisure career， significant personal effort， and strongly identifying serious leisure have different effects on recreation specialization dimensions.
第1期劉松，等： 深度休閑與游憩專業化關系研究 安徽師范大學學報（人文社會科學版）2017年第45卷深度休閑（Serious Leisure）和游憩專業化（Recreation Specialization）①是西方休閑研究的重要議題。Stebbins首次提出深度休閑的概念，并將其界定為“休閑活動參與者有系統地從事業余、嗜好或志愿者活動，他們投入如事業一般的專注，并借此機會獲得及展現特殊的技巧、知識及經驗[1]”。Bryan將游憩專業化定義為：“從一般到專業的行為的連續統一體，并通過用于運動或活動場所偏好的設施和技能予以反映[2]。從概念的描述可以看出，攝影應該被視作深度休閑活動的一種類型。2010-2014年間我國數碼照相機的總產量高達40 000萬臺，攝影活動逐漸演化為普通大眾的業余愛好和休閑習慣。
Stebbins闡釋深度休閑內涵時，認為深度性
收稿日期： 20160523；修回日期： 20160628
基金項目： 國家社會科學基金項目（13BGL094）；江蘇省高校哲學社會科學研究項目（2015SJD527）
作者簡介： 劉松（1982），男，山東鄒平人，博士研究生，講師，研究方向為城市休閑、休閑行為；樓嘉軍（1957），男，浙江鄞縣人，教授、博士生導師，研究方向為城市休閑比較、企業戰略管理。
①以往文獻中出現芍植煌說法：“游憩專門化”和“游憩專業化”。臺灣地區研究相對較早，一般譯為“游憩專門化”，而作者認為“游憩專業化”的提法更符合大陸的語言習慣。維度的重要因素即是專業化傾向，可以嘗試運用游憩專業化量化衡量隨意休閑深度休閑連續統一體中深度性的屬性和程度[4]。可見，深度休閑和游憩專業化從研究伊始即假定存在某種內在關聯。鑒于此，本文以攝影愛好者作為研究對象，通過問卷調查收集一手資料和數據，運用結構方程模型驗證深度休閑和游憩專業化的結構關系。期望能夠為深度休閑和游憩專業化相關理論提供實證支持，同時在實踐層面為我國深度休閑活動的發展提供參考和借鑒。
一、文獻回顧與研究假設
國外深度休閑和游憩專業化研究均有近40年時間。Stebbins提出深度休閑概念之后，進一步完善了深度休閑的6個特質，包括堅持不懈、休閑生涯、個人努力、持久利益、獨特氣質和強烈認同[4]。學者們針對深度休閑不同活動類型以及與其他相關概念的關系等進行了大量實證研究[5-7]。然而國內對深度休閑的關注只是近幾年的事情，王蘇和龍江智引入深度休閑概念，從活動特征、參與者類型、活動效益、活動阻礙以及測量等方面對現有文獻進行了述評[8]，并探討了深度休閑行為對老年群體主觀幸福感的影響機制[9]。
國外學者在對游憩專業化概念[10-12]探討的同時，分別從行為[13]和情感[14]層面予以測量。Scott和Shafer認為游憩專業化是行為、技能和承諾的連續過程[15]。行為需要根據游憩者在其他活動中的涉入狀況予以評估，Lee和Scott通過觀鳥活動的實證研究，對游憩專業化模型進行檢驗[16]，而Miller等人則運用該模型研究了游憩專業化對聲景觀偏好的影響 [17]。
Scott將深度休閑的4個特質（堅持不懈、強烈認同、休閑生涯和個人努力）與游憩專業化的兩個層面（個人忠誠和行為忠誠）納入深度性框架下，驗證了兩者的聯系[18]。Scott認為相同休閑活動參與者的涉入程度是不一樣的，并且游憩專業化連續過程中參與者個體間存在較大差異[19]。此外，韓國學者Yang探討了食品評論家在食品檢驗項目中，深度休閑、成癮傾向和游憩專業化之間的因果關系，發現成癮傾向在項目參與角色轉變中發揮調節效應[20]；Kim以首爾、仁川、京畿道地區為案例地，討論了深度休閑、游憩專業化和休閑成癮的關系[21]。國內學者如王志宏和張繼文討論了社會資本在認真性休閑認真性休閑和深度休閑指的都是“Serious Leisure”。臺灣地區學者大多稱之為嚴肅休閑、深度休閑或認真性休閑，而大陸學者更傾向于譯作深度休閑。和游憩專門化關系中的中介作用[22]；趙宏杰和吳必虎研究了深度休閑、游憩專業化與地方依戀的關系[23]；梁英文和曹勝雄則考察了游憩專業化在認真性休閑與場所依戀關系中的角色[24]。基于上述文獻，本文認為深度休閑與游憩專業化之間存在一定關聯，并據此提出以下研究假設：
H1深度休閑對游憩專業化具有積極影響。深度休閑特質越高，對游憩專業化的影響程度就越強。
然而，多維測量比單一維度能夠提供更多的信息。Lee和Scott發現，觀鳥游憩專業化的三維測量模型比單維模型對數據的擬合效果會更好[25]。Tsaur和Liang通過研究發現，休閑生涯、個人努力和強烈認同對經濟承諾產生影響，而除獨特氣質外的其他5個指標與過去經驗和生活中心化具有一定關聯[26]。因此，為探查深度休閑與游憩專業化的深層結構關系，提出研究假設如下：
H2 深度休閑特質對游憩專業化測量維度產生積極影響。
二、研究設計
（一）概念模型
根據上述研究假設，采用Stebbins（1992）提出的深度休閑6個特質以及Scott和Shafer（2001）構造的游憩專業化3個維度，構建概念模型如D1所示。在該概念模型中，一是檢驗深度休閑與游憩專業化的直接聯系，二是檢驗深度休閑6個特質對游憩專業化3個維度的具體影響。
（二）樣本選擇與數據收集
本文研究對象為攝影愛好者，考慮到他們大都會利用網絡論壇和聊天工具進行交流，蜂鳥網和色影無忌是兩大主流攝影論壇，中國專業攝影網、中國攝影交流群、攝影旅游愛好者是成員相
深度休閑堅持不懈
休閑生涯
個人努力
持久利益
獨特氣質
強烈認同H1H2游憩專業化行為
技能和知識
承諾
圖1深度休閑和游憩專業化關系概念模型
對較多的QQ交流群，因此本研究的調查主要通過上述虛擬空間進行。
問卷調查在2015年8月完成，其中每隔1周進行1次調查數據的匯總，共分4次完成。第1次匯總共收回問卷106份，其中剔除不完整和雷同問卷8份，剩余有效問卷98份。有效問卷數據的預測試分析發現，各潛變量的Cronbach's （和量表總（值均大于070，表明問卷具有較好的內部一致性；在因子檢驗中，KaiserMeyerOlkin度量值為0757，且Sig= 0000，說明問卷具有較好的效度，同時每個變量均不存在單維度。保留所有題項進行后續調查，最終收回問卷398份，有效問卷372份，其中蜂鳥網和色影無忌攝影論壇分別為64份和58份，中國專業攝影網、中國攝影交流群和攝影旅游愛好者等QQ群分別收回有效問卷86份、75份和89份。有效樣本達到觀察變量數目的10倍以上，從而滿足結構方程模型對樣本數的要求。
（三）變量設定與測量
根據Stebbins（1992）提出的深度休閑6個特質和Scott和Shafer（2001）游憩專業化的3個維度，共構造9個潛變量，包括堅持不懈、休閑生涯、個人努力、持久利益、獨特氣質、強烈認同，以及行為、技能和知識、承諾。除持久利益設計6個題項，技能和知識設計5個題項，承諾設計2個題項外，其它潛變量均通過3個題項予以測量，因此總體上來看，深度休閑包含21個題項，游憩專業化包含10個題項，且每一題項均采用李克特7點量表形式。調查對象根據對每一題項的同意程度分別給予回應，從非常不同意-非常同意設定為1-7的得分。
（四）研究方法
結構方程模型是估計和檢驗因果關系模型的有效方法，可以進行驗證性因素分析、多元回歸分析和路徑分析等，尤其對于處理潛變量問題具有相對優勢。該方法對于本文的研究具有適用性，具體運用如下：第一，對深度休閑和游憩專業化測量維度進行信效度的檢驗，這在一定程度上也能夠檢測攝影愛好者樣本能否為深度休閑和游憩專業化測量提供實證支持。第二，分析深度休閑對游憩專業化的影響，驗證兩者的關聯性。第三，具體探討深度休閑和游憩專業化維度間的結構關系，從而考察深度休閑對游憩專業化的影響。
三、實證分析
（一）人口統計學特征
調查樣本的人口統計學特征（見表1）顯示，攝影愛好者男女比例相當，男性略多；年齡主要集中在21～50之間，且在21～30歲、31～40歲、41～50歲3個年齡段大致均勻分布；教育程度以大學最多，向高學歷傾斜；月收入在5001～15000元的群體是攝影愛好者的主體。
表1樣本人口統計學特征
項目頻數百分比性別男174532女198468月收入2000以下12322000～300012323001～5000741995001～80001263398001～1500012433315000以上2465年齡20歲及以下30821～30歲10327731～40歲11029641～50歲10628550歲以上50134教育程度初中及以下205高中、中專3491大專38102大學181487研究生及以上117315
（二）信度和效度檢驗
運用結構方程模型進行驗證性因素分析或路徑分析時，首先需要檢驗測量的信度和效度。組合信度（Composite Reliability，簡稱CR）應至少在060水平以上，每個觀測指標的因素載荷統計上需顯著（聚合效度），并且區別效度應被證實[16]。
表2組合信度與聚合效度
維度和題項因素
載荷P值組合信
度（CR）平均變異數
抽取量（AVE）堅持不懈0739054P1即使很忙，我也會參與攝影活動0665***P2即使很累，我也會參與攝影活動0813***P3即使心情不好，我也會參與攝影活動0606***休閑生涯07430545H1攝影活動成為我休閑生活的重要部分0729***H2如果沒有攝影，我會感覺很無聊0709***H3我會長期參與攝影活動0663***深度
休閑
個人努力0730543S1我會拿出相當多的精力和時間去參與攝影活動0635***S2我會拿出適當的金錢和時間參加培訓0569***S3我會去購買相關書籍和錄影帶0601***持久利益07730548D1攝影活動使我達到自我實現0709***D2攝影活動成為自我表達的一種手段0804***D3攝影活動使我有種成就感0672***獨特氣質07830553U1與其他攝影愛好者形成了共同的信念、價值觀和行為規范0668***U2我與其他攝影愛好者私下聯誼，共同參與攝影及其他活動0897***U3在與其他攝影愛好者私下聯誼時，我能完全自由表達0638***強烈認同07640546I1幾乎沒有其他休閑活動能取代攝影0543***I2我喜歡觀看與攝影有關的電視節目0797***I3我喜歡與他人分享攝影的樂趣0536***游憩
專業化行為07920561B1參加攝影活動的年數0549***B2上年參加攝影活動的頻率0745***B3個體參與度0662***技能和知識07260526L1參加攝影活動的類型0400***L4攝影雜志訂閱數目0723***L5購買的攝影書籍數目0771***承諾06510510C1擁有的攝影設備數目0851***C2攝影設備的重置價值0453***
表2顯示，CR值介于0651與0792之間，意味著所有測量具有合理的組合信度，每個潛變量的內部一致性較好。除“D4攝影活動使我達到自我充實”、“D5通過攝影活動，我結交了很多朋友”、“D6攝影活動使我的體力狀況有所改善”，以及“L2知覺技能水平”、“L3攝影識別能力”5個題項（因素載荷統計上不顯著）被剔除外，其他構面的因素載荷是顯著的（P001）。檢驗結果在表明聚合效度存在的同時，一定程度上也通過攝影愛好者樣本證實了深度休閑和游憩專業化測量的合理性。
當每個測量維度的平均變異數抽取量（Average Variance Extracted，簡稱AVE）超過相關系數平方時，說明區別效度是存在的[27]。比較表2的平均變異數抽取量以及表3的相關系數值，可以看出，兩兩相關系數平方的最大值小于平均變異數抽取量的最小值，f明整體測量具有較好的區別效度。
（三）模型擬合檢驗與路徑分析
1. 深度休閑對游憩專業化的影響
結構方程模型一般運用絕對配適指標（Chi/df、GFI和RMSEA）、增值配適指標（CFI）和比較配適指標（AGFI）予以綜合檢驗。Bagozzi和Yi（1988）建議Chi/df小于3是合適的[28]。GFI反映了變量和協方差被模型聯合解釋的相對程度，而AGFI調整了GFI的自由度水平。CFI反映了表3測量維度的相關系數
1234567891行為05122承諾015608563技能和知識0092021801844持久利益01120268015703555強烈認同015301380081010002996獨特氣質0145013100770094012804657個人努力02220200011801450197018604028休閑生涯028302550150018402510237036406439堅持不懈013001170069008401150109016702120515
相對于獨立模型，分析模型總體擬合的改進部分，RMSEA比較了分析模型與飽和模型的差異。GFI、AGFI和CFI的值大于090是可接受的擬合水平，而RMSEA小于008是可接受水平[29]。運用AMOS200分析發現，配適指標顯示模型總體擬合程度較好，其中Chi/df=2140
圖2結果表明，第一，深度休閑6個特質對于攝影活動深度性的解釋程度分別為044、085、084、058、051和067。可以看出，休閑生涯、個人努力和強烈認同的具有更強的解釋力，而堅持不懈、持久利益和獨特氣質解釋力相對較小。也就是說，參與經驗或從事攝影時間的長短，以及個體在時間、精力和金錢等方面的投入對于攝影深度休閑活動尤為重要。與此相比，攝影愛好者對參與攝影活動的頻率以及從攝影活動中獲得個人或社會效益的關注度較小。第二，游憩專業化3個維度對攝影活動專業化水平的解釋程度分別為074、084和066。說明行為、技能和知識以及承諾對于提高攝影專業化水平均為重要，尤其是對攝影技能和知識的掌握尤為關注。第三，經檢驗，深度休閑對游憩專業化的影響系數為062，且在001水平上統計顯著，說明攝影愛好者深度休閑對于游憩專業化具有較強的正向影響，也就是說，攝影愛好者深度休閑特質越高，其專業化程度就越高。假設H1得以驗證。
圖2深度休閑與游憩專業化關系檢驗
2. 深度休閑與游憩專業化維度間結構關系
深度休閑與游憩專業化維度間的結構關系模型也提供了合理的總體擬合，其中Chi/df=26763，GFI=0946，AGFI=0913，CFI=0943，RMSEA=0063008。研究結果如圖3所示，8個假設關系在005水平上顯著。堅持不懈對游憩專業化的行為、技能和知識、承諾的影響系數分別為012、019和009；休閑生涯對游憩專業化的技能和知識、承諾的影響系數分別為018和030；個人努力對游憩專業化的行為、技能和知識的影響系數分別為031和033；強烈認同對游憩專業化的行為維度影響系數為042，然而，持久利益和獨特氣質對游憩專業化3個維度均未發現存在顯著影響。從中可以看出，深度休閑的部分特質對游憩專業化的個別維度產生影響，且影響程度存在差異，其中堅持不懈的影響面較廣但影響程度較低，而強烈認同的影響面較小但影響程度較高。假設H2被部分的支持。
圖3深度休閑特質與游憩專業化測量維度關系檢驗
四結論與討論
基于攝影愛好者的調查數據，本研究實證檢驗了深度休閑對游憩專業化的影響，并考察了深度休閑6個特質與游憩專業化3個維度間的結構關系。主要研究結論如下：
（1）作為深度休閑的攝影活動呈現出特定的群體特征。由于男女家庭角色的差異，以及攝影承擔著一定的社會功能，男性更傾向于參與此類深度休閑活動。深度休閑參與需要時間、精力和金錢等方面的付出，因而攝影愛好者以中青年和中高收入群體為主。此外，深度休閑對技能和知識的學習有著一定要求，而教育程度一定程度上反映一個人的學習能力，所以攝影愛好者的總體教育水平在中等偏上。
（2）深度休閑和游憩專業化關系研究表明：一方面，攝影愛好者樣本數據證實了深度休閑和游憩專業化維度的合理性。具體而言，休閑生涯、個人努力和強烈認同對深度休閑具有更強的解釋力；行為、技能和知識以及承諾對于提高攝影專業化水平均為重要。另一方面，深度休閑對游憩專業化的積極影響得以驗證，也就是說深度休閑特質越明顯，攝影活動的專業化水平越高。
（3）通過對深度休閑和游憩專業化維度間結構關系的考察，發現深度休閑部分特質對游憩專業化個別維度產生影響，且影響程度存在差異。其中，堅持不懈的影響面較廣但影響程度較低，強烈認同的影響面較小但影響程度較高，而持久利益和獨特氣質對游憩專業化3個維度均未發現存在顯著影響。需要指出的是，休閑生涯、個人努力和強烈認同對游憩專業化的某些維度均具有不同程度的影響，這與它們對深度休閑具有更強的解釋力保持一致。但是研究發現，堅持不懈對游憩專業化亦存在顯著影響，然而其影響程度較小。
綜上所述，對于攝影活動的深度性而言，主要體現在參與攝影活動的經驗和參與攝影活動的時間長短，以及為攝影參與付出的時間、精力、金錢等方面的個人努力。此類深度休閑特質對于攝影專業化知識的學習和技能的提高，以及表征專業化的投入程度具有顯著的正向影響。本研究結論在理論層面為深度休閑和游憩專業化相關研究提供了實證支持，同時在實踐層面對人們的深度休閑參與具有一定指導和參考價值。
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自我在人格心理學中占有重要的地位,從100多年前的心理學家詹姆斯開始,心理學家一直沒有放松過對自我的研究[1]。而時間又是物質存在的基本形式,它總是從無限的過去經由現在又走向未來。個體在過去、現在和未來所涉及的事件、情景和計劃都具有時間信息,并對個體的情感產生正面或者負面的影響,正是由于個體對自己的過去、現在和未來具有正面和負面的情緒,因而它具有激發、調整和維持個體行動的作用[2]。而自我概念又總是和時間認知聯系在一起的,它產生于個體對自己在客觀時間里的經歷和回憶,而這些經歷又通過大腦建立為某種概念系統[3]。從時間關系的維度可以將自我分為過去自我、現在自我和將來自我[4]。在自我的模型研究從單一維度向多維度發展、由單一層次向多層次遞進的過程中,對整體自我的研究逐漸被更為細致的成分自我所代替[5]。在自我家族的子成分研究中,以往研究最多的便是學業自我、身體自我、社會自我,目前道德自我也已經開始進行研究,但經濟自我尚處于初步的研究和探索中。然而使用詹姆斯判斷自我的兩種方法進行判斷本研究得到重慶師范大學博士基金項目資助.感謝西南大學心理學院黃希庭老師的指導。[6],人類生存和發展最基本的活動形式之一———經濟活動中的自我都屬于自我的延伸范疇,是自我家族的一個重要成員。經濟自我是聯系經濟心理和經濟行為之間的重要紐帶[7],也必然與時間有著重要的關系。本研究擬探討大學生對待經濟自我時間態度上的差異及其影響因素,以便進一步理清經濟自我的本質,尤其是經濟自我在時間維度上是否具有穩定性的特點。
2方法
2.1經濟自我的時間態度量表在前期內容分析和詞匯學研究的基礎上[8,9],確定了三個維度來建構經濟自我的時間態度量表,即從經濟能力、經濟價值取向和經濟效能三個方面建構。量表根據Osgood的語義分析法(semanticdifferentialratingtechnique)制成,共由18個7點量尺組成。每一個量詞的兩端是意義相對立的形容詞,分別表達積極意義和消極意義,從消極意義到積極意義的記分分別為1-7分,在每一個量詞上要求被試分別從過去、現在和未來三個時間維度進行1-7的等級評分。
2.2被試被試來自于重慶大學、重慶工商大學和重慶師范大學共429人。其中男生208人,女生221人;家庭居住地來自于村鎮的224人,縣城的94人,中等城市的49人,大城市62人;專業文科224人,理科98人,工科107人;一年級47人、二年級142人,三年級169人,四年級71人;自評收入很低的93人,較低的171人,中等151人,較高的13人。
2.3施測由研究人員本人及其相關的專業老師按照統一的指導語和程序以班級為單位集體施測,并強調按照過去、現在和未來三個時間段對每一量詞進行獨立判斷,而且不需填寫姓名,回答內容會受到嚴格的保密。
2.4采用SPPS11.5對數據進行統計處理。
3結果
3.1不同時間維度上大學生經濟自我的描述性分析分別從過去、現在和未來三個時間段上對大學生在18個量尺上的得分進行描述性分析,結果如表1所示。從表1的結果表明:大學生對經濟自我的評價總體趨勢是從過去、現在和未來三個時間維度上向著積極、肯定的方向發展。說明大學生在經濟活動方面具有積極發展的內部動力和比較高遠的成長目標。但是從各個量詞的具體情況分析,在誠實和虛偽這個維度上基本上沒有什么變化,如果單純從均數上分析,過去的誠實情況得分還高一些;在節儉———奢侈和節約———浪費兩個維度上,過去更加節儉或者節約一些,而現在和未來基本上沒有差異;在實在和幻想量尺上,從過去到現在和未來,其幻想程度越來越低。
3.2過去、現在和未來三個時間維度上經濟自我的結構探索從過去、現在和未來三個時間維度上分別對回收回來的429份問卷進行主成分分析,提取共同因素,求得初始負荷矩陣,再根據極大正交旋轉法求出旋轉因素負荷矩陣,參照碎石圖和特征值大于1并且負荷值高于0.3的標準提取因素。過去的KMO值為0.813,Bartlett的檢驗值為2353.940(p<0.000);現在的KMO值為0.785,Bartlett的檢驗值為2080.488(p<0.000);未來的KMO值為0.809,Bartlett的檢驗值為2024.286(p<0.000)。表明三個維度上的數據都適合進行因素分析。過去、現在和未來三個維度上的因素分析結果如表2所示。從表2的結果表明:不管是在過去、現在和未來的任何一個時間維度上,因素分析結果均包含了四個因子。三個時間維度上的第一個因子主要內容都與理財計劃和理財能力有關,因此考慮將第一個因子均命名為經濟自我能力;第二個因子的題項基本上是與經濟價值體系中的道德和倫理規則有關,因此命名為經濟自我的社會價值取向;過去和未來的時間維度上的第三個因子、現在時間維度上的第四個因子談到的都是一種個人處事方式,我們可以考慮將其命名為經濟自我的個人價值取向;過去時間維度上的第四個因子和現在時間維度上的第三個因子談到的主要與情緒體驗有關,可以考慮命名為經濟自我效能;未來時間維度上的第四個因子主要是一種經濟的個人價值取向。盡管在三個時間維度上少數量詞上的因子歸屬上存在差異,但大多數量詞在因子的歸屬上是基本相同的。
3.3性別因素在經濟自我的三個時間維度上各個因子的差異比較對性別因素在經濟自我各個時間維度上的各因子的差異進行檢驗,僅在現在經濟自我的社會價值取向維度上男女生之間存在差異,即男、女的平均數和標準差分別為(5.052±1.046,4.840±0.925t=2.204,p<0.028),其他方面均不存在差異。
3.4居住地和自評經濟收入條件對經濟自我三個時間維度上各個因子的影響以居住地和自評經濟收入條件為自變量,以三個時間維度上經濟自我的各個因子為因變量進行多元方差分析。結果表明:居住地的Wilks’Lambda檢驗(F=1.375,p=0.070),自評收入Wilks’Lambda(F=1.364,p=0.076),居住地*自評收入Wilks’Lambda檢驗(F=0.957,p=0.607),這說明相互之間的主效應和交互作用效應均不顯著。
3.5專業和年級因素對經濟自我在三個時間維度上的影響以專業和年級因子為自變量,以三個時間維度上經濟自我的各個因子為因變量進行多元方差分析。結果表明:專業的Wilks’Lambda檢驗(F=1.175,p=0.256),年級的Wilks’Lambda(F=1.765,p=0.004),專業*年級的Wilks’Lambda檢驗(F=1.804,p=0.001),這說明專業的主效應不顯著,年級的主效應顯著,專業和年級之間的交互作用效應顯著。年級因素在現在的經濟個人價值取向上各年級的平均數和標準誤依次分別為(4.009±0.111,4.265±0.072,3.985±0.059,3.377±0.258,F=5.537,P<0.001),將來的經濟個人價值取向因子上各年級的平均數和標準誤依次分別為(5.052±0.124,5.374±0.081,5.057±0.066,4.527±0.290,F=4.797,P<0.003);專業和年級的交互作用主要表現在過去的因子四(F=3.151,p<0.014),現在的因子一(F=4.419,p<0.002),將來的因子四(F=3.916,p<0.004)。
4討論
4.1在過去、現在和未來三個時間維度上,大學生對經濟自我各個量詞的評價都是偏向正向、肯定的一邊,亦即總體上來說大學生對經濟自我的評價都是持積極、肯定的態度。但誠實和虛偽的變化不大,可能與這種特征不僅僅是在經濟活動中要求體現出來,而且在其他行為方式中也是一貫要求的品質有關。另外大學生對經濟上的幻想成分從過去、現在和未來是逐漸減弱的,這可能與他們在實際生活中,要求獨立支配自己的經濟和對就業競爭激烈程度的認識有很大的關系,越是認為就業形式嚴峻,對經濟上的期望和幻想成分就越來越低。
4.2從語義分析的結果表明:大學生在經濟自我的結構中是非常強調經濟能力的,在過去、現在和未來三個時間維度上都是能力因素作為第一個因子,但在前期的研究中表明經濟價值取向作為第一個因子,表明上看似存在一定的矛盾,但實質是一致的。實際上,這兩個因子都是屬于經濟自我的重要成分。王登峰(2001)認為中國人的人格結構與西方人不同的地方是中國人有自己獨特的方面,一個是志趣水平,一個是能力,一個是道德品質。同時他還認為中國人最看中的就是能力,其次是志趣水平,然后才是道德問題[10]。在語義分析的領域里還顯示出了經濟的個人價值取向,即將自己經濟處事方式或者處事風格作為一個重要的因子。但我們預期的設想是由三個維度構成,即經濟自我價值、經濟自我能力和經濟自我效能,但如果我們能夠將個人和社會價值取向進行合并的話,也可以從語義分析的角度印證我們的三維結構。
關鍵詞：高職院校;創業教育;教學有效性
作者簡介：祝成林（1984-），男，安徽天長人，溫州職業技術學院助理研究員，研究方向為職業教育課程論;柳小芳（1984-），女，浙江麗水人，溫州職業技術學院助理研究員，研究方向為職業技術教育;張寶臣（1964-），男，黑龍江依安人，溫州職業技術學院教授，研究方向為職業教育基本原理。
基金項目：溫州市科技計劃項目“溫州高職院校創業教育課堂教學有效性研究”（編號：R20130003），主持人：祝成林;中國職業技術教育學會創業教育研究專項課題“溫州高職院校創業教育課堂教學設計應用研究”（編號：CVE12002），主持人：祝成林。
中圖分類號：G717 文獻標識碼：A 文章編號：1001-7518（2015）02-0023-05
在當前國際社會，創業教育已成為教育改革發展的基本共識，高校更是成為實施創業教育的重要場所。美國形成了以市場需求為導向的高校創業教育模式，歐盟形成了政府主導的高校創業教育模式[1]，印度也提出了大學自我就業教育。在我國，教育部出臺的《關于大力推進高等學校創新創業教育和大學生自主創業工作的意見》（2010年）標志著高校創業教育進入教育行政部門指導下的全面推進階段。在《國家中長期教育改革和發展規劃綱要（2010-2020年）》中，也明確要求大力推進高校創業教育工作。作為高等教育的重要組成部分，高職教育在我國高等教育大眾化進程中得到了快速發展，與此同時，創業教育在高職院校也實現了迅速發展。
一、問題提出
高職教育具有高等教育和職業教育雙重屬性，在開展創業教育方面具有重要的優勢。目前，浙江省大部分高職院校正在開展創業教育活動。溫州歷來有重商、富民的傳統，而“溫州模式”所孕育的“經世致用”的入世傳統和“敢為人先”的時代精神更是促進了溫州高職院校創業教育的快速發展。溫州高職院校通過開設創業教育課程，把創業教育作為培養高素質、創新型技術技能人才的載體。這為本研究提供了良好的實踐基礎。
高職院校開展創業教育的內容十分豐富，主要內涵圍繞培養學生創業知識、創業能力、創業精神和意識等方面展開。這也依據于1991年聯合國教科文組織亞太地區辦事處東京會議報告精神。該報告指出：從狹義上說，創業教育旨在培養學生的創業意識、創業素質和創業能力，通過各種教育手段，不斷提高學生的綜合素質，增強學生的創新意識、創造精神和創業能力，以滿足知識經濟時代對大學生創新精神和創新能力的需求。2012年教育部制定的《普通本科學校創業教育教學基本要求（試行）》提出：創業教育教學內容以教授創業知識為基礎、以鍛煉創業能力為關鍵、以培養創業精神為核心三個方面展開。可以看出，高校創業教育的最終目的并不是要求學生都去創業，本質上是培養具有開拓性素質的人才，強調對大學生的各種潛能的發掘[2]，培養學生的創業精神、創新精神。因此，評價創業教育課堂教學的有效性不能僅從有多少學生從事創業、創業成功率是多少，而是要回歸到以教授創業知識、以鍛煉創業能力、以培養創業精神為核心的這一素質教育上。目前，在高職教育領域尚未有類似創業教育教學基本要求的文件。為了提高高職院校創業教育課堂教學的有效性，高職院校可以參考普通本科學校創業教育教學基本要求，對其課堂教學有效性進行評價。
在教學理論領域，評價一堂課的標準不僅要看教師教得怎么樣，更主要的是要看學生學得怎么樣。現代有效教學理念認為，有效教學是師生遵循教學活動的客觀規律，以最優的速度、效益和效率促進學生在知識與技能、過程與方法、情感與態度等目標上獲得可持續的進步和發展，從而有效地實現預期的教學目標，滿足社會和個人的教育價值需求而組織實施的教學活動。從這一有效教學理念出發，教學有效性的評價標準不能脫離學生的學習效果、學生對學習和教學的滿意程度。基于此，本研究以創業知識、創業能力、創業精神為三個核心要素內容，借鑒已有相關研究資料，編制適合高職院校創業教育教學實踐的調查問卷，對溫州地區高職院校創業教育課堂教學有效性展開實證分析。
二、對象與方法
（一）研究對象
本研究采用整群抽樣方法，共進行兩次問卷調查。第一次在溫州市4所高職院校發出問卷360份，回收有效問卷325份，有效率達90%;第二次同樣在溫州市4所高職院校發出問卷450份，回收有效問卷438份，有效率為97%。兩次調查時間間隔為1個月，詳見表1。
（二）問卷編制
首先，進行文獻梳理。國內有學者從生本位出發，編制了課堂教學有效性量表，內容包括對有效教學知識量、問題解決度、作業有效性、課堂學習投入時間、反饋矯正有效性、師生課堂教學互動等項目的評價[3]。上述文獻為編制高職院校創業教育教學有效性量表提供了相關質性資料。
其次，進行問卷調查和訪談調查。在參考已有文獻資料的基礎上，圍繞高職院校創業教育教學有效性這一主題，對5位高職院校任課教師和10位高職學生進行半結構化的問卷調查和訪談，收集有關條目，構想高職院校創業教育教學有效性的維度并編制具體的調查問卷。
本研究設計的問卷采用5點Likert量表形式，1分表示被試對教學有效性的描述與實際情況“完全不符合”，5分表示題項的描述與實際情況“完全符合”。
三、研究結果
（一）探索性因素分析
本研究采用探索性因素分析（EFA）來探討問卷的結構效度，采用內部一致性系數Cronbach’s α來檢驗問卷信度。為了檢驗調查數據是否適合做因素分析，將數據輸入SPSS20.，對 325 名學生數據進行 Bartlett 球形檢驗，檢驗結果 KMO為 0.905，表明樣本數據適合做因素分析。首先對15個項目進行主成份分析，采用極大方差正交旋轉法，刪除5個較為分散、不好歸類項目后對剩余項目作進一步的因素分析，最后確定抽取3個因子，分別命名為知識與技能、過程與方法、情感與態度（見表2）。問卷總的內部一致性系數Cronbach’s α 為0.869，說明問卷的信效度達到良好的水平。
表2 高職院校創業教育教學有效性問卷的EFA
（二）驗證性因素分析
為了檢驗各潛在變量測量指標的有效性，本研究采用結構方程模型AMOS17.0對參與調查的第二批樣本438名學生數據進行驗證性因素分析，采用極大似然估計檢驗構想效度與數據的擬合程度。從表3中可以看出模型的各項擬合指數，其中GFI、CFI、NFI、IFI四項指標均大于0.85，且有三項指標值達到0.9以上，RMSEA小于0.5，表示模型擬合良好，進一步驗證了高職院校創業教育教學有效性三維結構，見表 3、圖1。
表3 高職院校創業教育教學有效性驗證性因素分析結果
圖1 高職院校創業教育教學有效性結構模型
（三）高職院校創業教育教學有效性的差異研究
1.高職院校創業教育教學有效性總體描述。對高職院校創業教育教學有效性三個評價維度進行描述性統計。結果顯示，每一維度的平均得分均超過3分。其中，“過程與方法”維度平均得分最高，達到4.07;“情感與態度”維度平均得分為3.90;“知識與技能”維度平均得分最低，但也達到3.64。由此可以推斷，高職院校創業教育教學有效性總體狀況良好，詳見表4。
表4 高職院校創業教育教學有效性描述性統計
2.性別屬性對高職院校創業教育教學有效性評價的比較研究。假設檢驗結果表明，學生對高職院校創業教育教學有效性評價不存在性別差異。從各維度看，男女學生對高職院校創業教育教學有效性評價得分基本相同，沒有顯著差異，詳見表5。這與國外相關研究結論一致，國外學者通過對317名大學生進行調查研究（男生186人、女生131人），結果也表明性別對創業教育及其教學評價沒有顯著差異[4]。
表5 性別屬性對高職院校創業教育教學
有效性評價的差異比較
注：*.The mean difference is significant at the 0.05 level.
3.年級對高職院校創業教育教學有效性評價的比較研究。高職院校創業教育教學有效性與年級屬性之間的關系，通過單因子獨立樣本方差分析發現，在“知識與技能”維度（F=12.836， p=.000*<0.05）和“情感與態度”兩個維度（F=6.389，p=.002*<0.05）存在顯著差異;在“過程與方法”維度并不存在顯著差異。采用LSD法進行事后均值比較分析發現，在“知識與技能”維度上，大二、大三學生對高職院校創業教育教學有效性評價得分都高于大一學生得分，且均有顯著差異;在“過程與方法”維度上，大二、大三學生對高職院校創業教育教學有效性評價得分同樣都高于大一學生得分，但僅大二和大一學生之間得分有顯著差異;在“情感與態度”維度，大三學生對高職院校創業教育教學有效性評價得分最高，并且與大一學生得分和大二學生得分都存在顯著差異，詳見表6。
4.專業對高職院校創業教育教學有效性評價的比較研究。對不同專業的學生對高職院校創業教育教學有效性評價得分作單因子獨立樣本方差分析，結果顯示，在“過程與方法”維度（F=2.687，p=.031*<0.05）存在顯著差異;在“知識與技能”和“情感與態度”兩個維度并不存在顯著差異。采用LSD法進行事后組內均值比較分析發現，在“知識與技能”維度，理科類專業和工科類專業學生的平均得分均高于藝術類專業學生得分，且存在顯著差異;在“過程和方法”維度，工科類專業學生的平均得分高于文科類專業和藝術類專業學生的得分，同樣有顯著差異，詳見表7。
四、討論與建議
（一）高職院校創業教育教學有效性結構模型
高職院校創業教育教學，旨在幫助學生掌握創業知識，熟悉創業流程、方法及政策，激發自我創業意識和創新精神，努力提高自身創業能力。創業教育教學有效性是評價學校開展創業教育的基本要求。探索高職院校創業教育教學有效性結構模型，對深入探討創業教育有效教學要素，提升教學有效性具有重要指導意義。目前，國內關于創業教育有效教學的探討主要集中在教學方法、組織形式等方面。本研究在相關文獻基礎上，使用SPSS20.統計軟件，進行探索性因素分析初步厘定高職院校創業教育教學有效性結構，并運用結構方程模型AMOS17.0進一步驗證其結構，最終確定高職院校創業教育教學有效性結構由知識與技能、過程與方法、情感與態度三個維度構成。其中，“知識和技能”維度促進學生學會，是對創業教育知識與能力的具體規定，也是教學評價的基本依據;“過程和方法”維度促進學生會學，強調體現高職教育教學特色，即做中學、學著做，是體驗與具體的統一;“情感與態度”維度促進學生樂學，學生在學習后對創業有一個客觀、正確的認識，并有勇氣接受創業的挑戰。可以看出，高職院校創業教育教學有效性結構模型與《普通本科學校創業教育教學基本要求（試行）》的具體目標基本一致。
（二）高職院校創業教育教學有效性總體狀況
研究結果表明，高職院校創業教育教學有效性總體狀況良好。學生對創業教育教學的“過程與方法”維度最滿意，這與當前高職院校倡導的教學方法和活動組織形式有關。目前，高職院校創業教育課堂教學模式包括：體驗式教學、情感式教學、實踐教學等[5][6][7]，學生在創業教育教學的“知識與技能”維度滿意度稍低，這與創業需要較強的綜合性知識和廣泛的能力有關，可以確切地說，創業教育課程并不能傳授給學生所有的知識和技能，更多的知識和技能需要從其他學科中習得和積累。
（三）高職院校創業教育教學有效性與性別、年級、專業的關系
關于性別對高職院校創業教育教學有效性是否存在差異，通過比較分析表明，在“知識與技能”、“過程與方法”和“情感與態度”三個維度，學生對教學有效性評價得分相差不大，并無顯著差異。
高職院校創業教育教學有效性在年級變量上存在差異。在“知識與技能”維度，大一學生得分最低，顯著低于大二、大三學生得分（P<0.05）;在“情感與態度”維度，大一學生得分同樣顯著低于大二、大三學生（P<0.05）。這與大一學生從中學升入大學，學習和生活條件都發生了根本性變化，心理素質不夠穩定，尚處于適應新的學習生活階段有關。由于大一學生對學習缺乏正確認識和主動性，對調整自己的學習態度和方法不及時，因此，他們對新知識學習和新技能習得效果不太理想。國內相關研究也表明：大二、大三學生的學習成績和學習行為均優于大一年級的學生[8]。在“過程與方法”維度，比較發現，大一學生與大二學生之間存在顯著差異，大二學生得分顯著高于大一學生。可以說，大二是高職院校學生三年學習生活的轉折點。這是由于經過大一階段的學習與生活經驗的積累，大二學生對高職院校的學習方法和學習過程有了理性的認識，對待學習目標也有了重新定位。因此，相比較而言，大二學生對高職院校創業教育課堂教學有了更加客觀的認識。
對不同專業的學生評價高職院校創業教育教學有效性比較發現，在“知識與技能”維度并不存在顯著差異，進一步組內均值比較結果顯示，藝術類學生得分最低，且理科類和工科類學生得分顯著高于藝術類學生得分。由于藝術專業高考錄取分數線相對文、理科低，這在一定程度上標示了藝術專業學生的對其他知識和技能的忽視，他們學習方式比其他專業更具自主性和松散性。這種現象同樣出現在創業教育上。“過程與方法”維度，不同專業學生得分存在顯著差異，組內均值比較發現，工科類學生顯著高于文科類和藝術類，說明當前創業教育課堂教學過程和方法更加得到工科類學生的認可。“情感與態度”維度，不同專業學生對教學有效性評價得分相差不大，并無顯著差異。
（四）對策與建議
根據實證研究結果，結合創業教育本質及高職教育辦學規律，為了更好地實施創業教育課堂教學活動，高職院校可以嘗試以下對策。
1.樹立正確的創業教育目標。高職院校與區域經濟社會發展聯系緊密，與地方的產業、行業有著天然的聯系。在創業教育目標上，高職院校必須堅持立足區域，為區域經濟社會發展服務的宗旨，在相關教育理論指導和教育政策規范下，樹立以創業教育為載體，深化技術技能人才職業素養培養，使學生掌握合理的創業知識結構，養成相關創業基本技能，提高學生的社會責任感和時代創新精神，促進學生創業就業和全面發展。
2.完善創業教育課程體系。國外相關研究表明，大學生對創業教育的熱情與已有的知識結構、性格特質和內在需求相關，創業教育課程設置應該滿足學生當前需要和性格特征，設計非結構型課程，注重培養學生解決不確定性問題的能力[9]。因此，高職院校需要完善現有創業教育課程體系，按照高職院校學生特點、年級差異、需求差異等，構建創業教育分層教學體系，逐步加大創業教育力度。大一階段注重學生的創業精神和創業素質教育，以學習通識課程為主，幫助學生對創業形成理性的認識;大二階段融合創業教育與專業教育，根據學生所學專業，設計與專業特征相吻合的創業教育課程;大三階段結合頂崗實習、校內實訓等教育環節，鼓勵學生開展創業實踐，培養創業能力。
3.探索多樣化的教學方式。完善的創業教育課程最終都要落實到教學上，創新的教學方法能將學生的創業興趣和情感融入到創業學習過程中。因此，高職院校要充分利用高職教育跨界特質，深化產教融合理念，探索符合創業教育自身特色的教學方式，形成高職教師、企業人員、行業創業者共同合作的教學團隊，針對不同專業、年級的學生，綜合運用角色扮演、案例分析、實地參觀考察、問題導向教學等教學方式，幫助學生增加創業感悟，以達到預期的創業教育目的。
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關鍵詞：PCA；專業化；評價指標
中圖分類號：G645 文獻標識碼：A 文章編號：1007-0079（2014）20-0036-02
目前與高校輔導員專業化評價指標體系研究相類似，且已經形成一定研究成果的理論有輔導員勝任力模型、360度評價體系、績效評價模式等。這些評價理論的名稱雖然不同，但是都體現出兩個共同特征：一是對輔導員過去已完成工作進行評價，缺乏對輔導員持續專業化發展水平的評價；二是評價指標基本沒有涉及輔導員的教師身份，沒有對輔導員的教學和科研以及二者與輔導員管理行為之間的聯系的評價。現有的各類輔導員評價指標體系存在無法對輔導員專業化發展作出全面客觀的評價的矛盾。
對輔導員的各類評價指標“做加法”已成為目前的研究趨勢，這些研究都是根據輔導員所從事的管理工作來進行設定的。設定輔導員評價指標體系時，應該善于“做減法”，主成分分析法就是基于這種思想提出的。
一、主成分分析法
PCA是主成分分析法（Principal Components Analysis）的簡稱，是多元統計分析的重要組成部分，屬于因子分析法的一種，是著名的美國心理學家、統計學家Chales Spearman于1904年發明的。PCA旨在利用降維的思想，把多變量轉化為少數幾個綜合變量，希望用較少的變量去解釋原來資料中的大部分變量，將人們手中許多相關性很高的變量轉化成彼此相互獨立或不相關的變量。PCA使各個測量相同本質的變量歸入一個因子，即所謂主成分，使分散而復雜的測量趨向整體和簡單化，同時便于掌握各個測量要素背后隱含的內在因素，從而找出各復雜因子的主要成分，實現指標的簡化。由于該方法既可以消除各指標不同量綱的影響，也可以消除由各指標間相關性所帶來的信息重疊，起到降維的作用，從而簡化指標的結構，使分析問題簡單、直觀、有效，故目前已廣泛應用于許多領域。在實踐中，主成分分析過程可由SPSS軟件實現。
二、輔導員專業化評價基礎指標的選取
本文遵循主成分分析法（PCA）的降維理念，首先對輔導員專業化發展水平評價指標進行分維，在每一個維度中，尋找盡可能多的能夠代表這一維度所包含內容的基礎指標。在基礎指標中，有的指標較為粗疏，有的指標比較片面；有的指標能直接反映評價對象的本質，有的可能只是對本質的附加說明；有的指標為主要因素，有的可能只是次要因素。各因素會出現交叉、重復、包含、矛盾、因果等關系。其次通過主成分分析法對上述每一維度中的指標進行降維，以盡可能少的指標對輔導員專業化水平進行評價，便于實踐操作。基于上述分析，本文提出從輔導員的職業素養維度（Accomplishment）、專業行為維度（Processing）和自我發展維度（Development）等三個維度構建輔導員專業化發展水平評價指標體系。
第一，職業素養是指職業內在的規范和要求，是在職業過程中表現出來的綜合品質，概念所包含的內容應該大于傳統的職業道德素質，包含職業信念、職業智能和職業習慣三大核心概念。輔導員職業信念是職業素養的核心，包涵了良好的職業道德，應該由愛崗、敬業、忠誠、奉獻、合作及始終如一等關鍵詞組成。職業智能是支撐輔導員整個職業人生的表象，可以通過學習、培訓獲得。要順利完成職業行為，除了必須具備專業知識和寬廣的知識面外，還必須具備不斷關注職業發展動態及未來趨勢走向的能力。職業習慣就是在職場上通過長時間地學習―改變―形成，直至最后變成習慣的一種職場綜合素質，改變的過程就是思考的過程。信念可以調整，技能可以提升，要讓正確的信念、良好的技能發揮作用就需要不斷實踐和思考，直到成為習慣。在此思想下，筆者選取了輔導員專業化評價指標體系職業素養維度的基礎指標，包括身心素質（X1）、理解應變能力（X2）、口頭表達能力（X3）、專業基礎知識（X4）、寬廣的知識面（X5）、研究能力（X6）、思想道德（X7）、溝通協調能力（X8）、創新能力（X9）、熱愛本職業（X10）、組織紀律性（X11）、學術道德（X12）。
第二，專業行為維度考察高校輔導員在專業行為上的成熟程度，主要包括專業行為的過程和專業行為的效果。高校輔導員教師和管理者的雙重身份，決定了他們的專業行為主要包括管理、教學和科研三個方面。輔導員的管理行為在以前的研究和實踐中是對輔導員進行評價的主體指標，但是對輔導員專業化的評價不能簡單地理解為對輔導員做過的每一項工作進行評價，對輔導員管理行為的評價應該注重管理工作的計劃性、規范性以及工作的效果。輔導員的教學和研究行為都應該理解為是對管理行為的補充，是全面服務于學生，提升輔導員綜合素質、促進輔導員專業化成長的必要組成部分。輔導員的教學行為是為了更加全面的教育服務學生，提高思想政治教育效果，是管理行為在課堂上的延伸。輔導員的科研行為與傳統的教師科研有著本質差別，教師科研有著明顯的學科特色，可以脫離于學生單獨實現。輔導員的科研對象包括兩個部分：一是活生生的人，二是自己的管理行為。只有通過輔導員的教學行為和科研行為，輔導員的管理行為的效果才能提升，專業水平和解決問題的能力才能不斷提高，這也是輔導員專業化發展的必經之路。在上述思想的指導下，筆者將輔導員專業行為維度下的指標細分為工作計劃性（Y1）、工作過程的記錄（Y2）、課堂教學效果（Y3）、能有效解決問題（Y4）、無責任性事故（Y5）、工作實踐調查（Y6）、工作案例撰寫（Y7）、研究與工作的關系（Y8）、教學與工作的關系（Y9）、引導學生研究（Y10）、學生隊伍的培養（Y11）、與學生交流互動（Y12）。
第三，自我發展維度是考察輔導員專業化成長過程的指標。輔導員對自己進行職業生涯規劃，客觀地了解、評判自己是否適合輔導員這個職業，這是輔導員個體能否長期從事這項工作、向專業化發展的前提條件，因此輔導員具備自我職業生涯規劃能力是輔導員自我發展的前提條件。輔導員的工作對象和工作環境時刻處于變化之中，在決定輔導員專業化素質時一定要體現出一種自我補償功能，即輔導員要具有能夠適時應變的知識補充和更新能力，將吸收的新知識及時轉化為工作中能夠運用的知識，不斷豐富自己的知識結構和拓展自己的工作能力。知識的補充和更新需要輔導員在工作中不斷進行工作研究和自我總結，并不斷參加專業化培訓，把工作中的實踐思考和培訓中獲得的理論成果內化為自己的知識與能力。在上述思想指導下，筆者將輔導員自我發展維度下的指標細分為有明確的職業發展目標（Z1）、目標是切實可行的（Z2）、新媒體的運用（Z3）、能夠自我評價（Z4）、愿意接受新事物（Z5）、愿意改變自己的工作方法（Z6）、善于聽取別人的意見（Z7）、愿意拓展不熟悉的業務領域（Z8）、參加輔導員專業培訓（Z9）、培訓對工作有積極影響（Z10）。
三、基于PCA的高校輔導員專業化評價指標篩選
本文將3個維度的34個指標，選取30名由職能部門領導、輔導員代表和學生代表組成的小組進行打分，每一指標按其重要度分為5級：l為不重要、2為一般、3為重要、4為很重要、5為非常重要。最后運用SPSS（19.0版）軟件對高校輔導員專業化評價3個維度的指標進行主成分分析并篩選。
1.職業素養維度指標篩選
利用SPSS（19.0版）軟件對職業素養維度的12個指標進行降維，計算特征值、各方差貢獻率和累計貢獻率。通過對統計結果進行分析可知，職業素養維度可由4個主成分表達12個指標信息組成。
第一主成分與思想道德（X7）、熱愛本職業（X10）、組織紀律性（X11）、學術道德（X12）指標相關，這些初始指標體現了良好的職業忠誠度和思想素質、道德水平，第一主成分用職業品德來體現；第二主成分與理解應變能力（X2）、口頭表達能力（X3）、專業基礎知識（X4）、溝通協調能力（X8）指標相關，無論是溝通協調還是理解應變以及口頭表達都屬于組織管理能力結構的細分指標，這些指標主要代表了輔導員的組織管理能力結構，第二主成分用專業能力代替；第三主成分與專業基礎知識（X4）、寬廣的知識面（X5）指標相關，代表了輔導員專業化所要求的知識結構；第四主成分與研究能力（X6）、創新能力（X9）、學術道德（X12）指標相關，主要體現了輔導員要走專業化的發展道路必須具有一定的創新意識。因此，職業素養維度可以用職業品德、專業能力、知識結構、創新意識等4個主成分代替。
2.專業行為維度指標篩選
利用SPSS（19.0版）軟件對專業行為維度的12個指標進行降維，計算特征值、各方差貢獻率和累計貢獻率。通過對統計結果進行分析可知，專業行為維度由4個主成分表達12個指標信息組成。
第一主成分與工作計劃性（Y1）、工作過程的記錄（Y2）、學生隊伍的培養（Y11）、與學生交流互動（Y12）指標相關，反映了輔導員規范的工作過程和科學的工作方法在輔導員專業行為過程中的重要作用，第一主成分可以用規范工作來代替；第二主成分與能有效解決問題（Y4）、無責任性事故（Y5）指標相關，反映的是工作效果，可以用工作成效來代表；第三主成分與工作實踐調查（Y6）、研究與工作的關系（Y8）指標相關，強調了輔導員科研應該緊密聯系工作，注重工作實踐調查，可以用工作研究來表達；第四主成分與課堂教學效果（Y3）、教學與工作的關系（Y9）指標相關，強調輔導員不僅要注重課堂教學效果，也要注重教學與工作的緊密聯系。雖然輔導員具有教師的身份，但是輔導員的教師身份與專任教師還是有區別的，因此可以用教學輔助代表第四主成分。專業行為維度可以用規范工作、工作成效、工作研究、教學輔助等4個主成分來代替。
3.自我發展指標篩選
利用SPSS（19.0版）軟件對自我發展維度的12個指標進行降維，計算特征值、各方差貢獻率和累計貢獻率。通過對統計結果進行分析可知，自我發展維度由4個主成分表達10個指標信息組成。
第一主成分與能夠自我評價（Z4）、愿意接受新事物（Z5）、善于聽取別人的意見（Z7）、愿意拓展不熟悉的業務領域（Z8）指標相關，代表了輔導員能夠客觀評價自己并發現自己的不足，愿意接受新生事物、善于聽取別人的意見，表達的是輔導員走專業化發展道路必須要進行正確的自我評價并愿意去改變，第一主成分可以用自我評價代表；第二主成分與有明確的職業發展目標（Z1）、參加輔導員專業培訓（Z9）、培訓對工作有積極影響（Z10）指標相關，反映的是輔導員走專業化的發展道路，需要有明確的職業發展目標，并且能夠積極參加輔導員專項培訓，提高自己的專業化水平，可以用職業規劃來代替；第三主成分與新媒體的運用（Z3）、愿意改變自己的工作方法（Z6）指標相關，表達的是面對蓬勃發展的網絡媒體，輔導員愿意學習新的知識，豐富自己的知識結構，并且愿意改變自己的工作方法，可以用知識管理來代表；第四主成分與愿意改變自己的工作方法（Z6）相關，與第三主成分表達的意思相似，此處忽略。因此，輔導員自我發展維度可以用自我評價、職業規劃、知識管理等3個主成分來代替。
四、研究展望
輔導員專業化評價指標體系的設定只是對輔導員專業化水平評價的第一個步驟，還不具備實際操作性。一個具有可操作性的評價體系，除了指標之外，還有兩個問題需要解決。
1.指標權重的設定
高校輔導員專業化評價指標體系內部各指標之間存在質和量兩方面的聯系，指標體系的設定只是明確了質的聯系，而權重是反映各個評價指標之間量的聯系的紐帶，反映了指標之間的相對重要性，在輔導員專業化評價體系中具有重要作用。為了分析指標之間量的關系，需要明確指標之間的相對重要程度，即給出指標的權重。
2.評價標準的設定
許多人都將評價標準與評價指標混為一談，這對于建立科學有效的輔導員專業化評價體系是不利的。評價指標是對輔導員專業化評價的基礎，但如果沒有評價標準，這些指標也就無法度量，從而失去了評價的意義。因此，評價標準是進行高校輔導員專業化評價的依據。
參考文獻：
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CPA職業能力是指注冊會計師從事審計職業必須具備的并在職業活動中表現出來的多種能力的綜合，是注冊會計師的職業之魂。它包括從事審計職業所需要的生理和心理素質、思想品德、職業道德、職業知識、技能和技巧，還應包括從事該職業所必需的實踐經驗等。重視并加強對注冊會計師職業能力的培養和訓練，可以進一步提升我國會計師事務所的核心競爭力和國際競爭力。
對能力的認識有三種觀點：一是任務能力觀，即將任務的疊加當作能力；二是整體能力觀，認為個體的一般素質決定工作的能力；三是綜合能力觀，這種觀點克服前兩種觀點的缺陷，融合其優點，認為應將一般素質與個體所屬的職業崗位或工作情境相結合。CPA職業能力應達到綜合能力觀的要求。
綜合能力觀要求CPA既要具備崗位適應性，又要具備能力持續發展性，具體表現為：(1)職業認知能力，即具備積極向上的職業態度，對所從事的職業有著充分的認識；(2)專業能力，即能夠勝任其工作崗位各項技術要求所應具備的以專業知識為背景的專業能力，而且應側重于實際應用能力；(3)外語和計算機能力，外語和計算機已經成為日常工作必不可少的工具，CPA尤其應具備外語和計算機能力；(4)組織管理能力，即將工作要求轉化為技能人才的實際操作，并通過一定的組織管理進行生產和服務；(5)表達能力，即通過口頭或書面的形式與他人交流，表達自己的思想或意圖的能力；(6)團隊協作能力，即在職業活動中組織協調個人與工作、個人與他人。個人與集體之間關系的能力；(7)信息搜集與創新能力，即獲取、判斷、選擇、整合和使用信息，并在此基礎上進行創造的能力；(8)社會適應能力，即敢于在生產第一線直接面對實踐提出的難題并加以解決，具備很強的挫折承受能力和不屈的進取精神；(9)自我發展能力，即不斷充實自我、更新自我和完善自我的能力，這是適應社會不斷發展、適者生存要求的能力。CPA職業能力結構如圖1所示。
二、我國注冊會計師職業能力結構的多維度分析
CPA的職業能力與其職業活動密切相連。由于CPA的職業活動在極其復雜的關系中進行，因而CPA的職業能力結構應具有整合性和動態性。根據這一特點，筆者認為，CPA應構建“三維”立體化的職業能力結構系統。
一是專業維度，包括職業認知能力、專業能力、外語和計算機能力。審計業務是CPA職業活動的主要領域，在這一領域，CPA要完成審計任務必須具備較強的專業維度能力。職業認知能力、專業能力、外語和計算機能力是CPA保證審計質量、提高工作效率的最直接、最基本的能力，因而成為CPA職業能力結構中最基礎、最重要的組成部分。
二是管理維度，包括團隊協作能力、組織管理能力、表達能力。CPA要具有團隊協作能力、組織管理能力和表達能力，這是由注冊會計師審計的目的性、計劃性、組織性和社會性所要求的。有了這三種能力，審計工作才能克服盲目性，也才能最大限度地排除無關因素的干擾，保證審計目的的實現。
三是發展維度，包括信息搜集與創新能力、社會適應能力和自我發展能力。社會在不斷進步，CPA不但要適應今天，而且還要面對發展的未來。對于這一點，每位CPA都應有清醒的認識，要充分認識到自己的知識和水平絕不能停留在現有的層次上，從橫向來說要不斷地擴展，從縱向來說要不斷地深化，以實現自我的不斷發展與完善。CPA自我發展與完善的根基在于其信息搜集與開拓創新能力、社會適應能力和自我發展能力的增強。這些能力可以使CPA更新知識結構、拓展專業視野。
以上三個維度的能力雖然不是CPA職業能力的全部，但它反映了CPA職業能力最基本和最主要的方面。當然，從CPA職業活動的內在邏輯來看，CPA職業能力三個維度界限的劃分并不是絕對的，實際上它們是一個有機的整體，在這一整體中，每一維度的能力雖各有側重，但也相互滲透。因而，CPA要有意識地促進各種能力的協調發展，充分發揮其整體效應。
三、我國注冊會計師職業能力結構的現實與發展
