【正文】 假設(shè)方差不相等.017題30假設(shè)方差相等.000.014假設(shè)方差不相等.020題31假設(shè)方差相等.001.022假設(shè)方差不相等.029獨立樣本T檢驗結(jié)果表明，本研究問卷第26題顯著度不高（a＞），其余題項都具有鑒別度，均能鑒別出不同被試者的反應(yīng)程度。故刪去上述四題，調(diào)整問卷，以作因子分析。4. 對教師責任量表進行探索性因子分析在這么多題項中存在諸多的變量，變量太多，變量間信息的高度重疊和高度相關(guān)會給統(tǒng)計分析帶來許多的障礙。這時就需要運用因子分析的多元統(tǒng)計分析方法，既能大大減少參與數(shù)據(jù)建模的變量個數(shù)，同時也不會造成信息的大量丟失。而且因子分析產(chǎn)生的因子能夠通過各種方式最終獲得命名解釋性，有助于對因子分析結(jié)果進行解釋評價，從而揭示事物的本質(zhì)和規(guī)律。下面首先將問卷“教師對學(xué)校的責任”量表部分進行因子分析。但是要進行因子分析必須滿足一個潛在的前提條件，即原有變量之間應(yīng)具有較強的相關(guān)關(guān)系。否則，如果原有變量相互獨立，不存在較強的相關(guān)關(guān)系，那么就無法從中綜合出能夠反映某些變量共同特性的幾個較少的公共因子，也就無須進行因子分析。一般在因子分析時須首先對原有變量是否相關(guān)進行研究。本研究采用的是巴特利特球度檢驗法和KMO 檢驗法。巴特利特球度檢驗的檢驗統(tǒng)計量如果觀測值較大，且對應(yīng)的概率值小于給定的顯著性水平α，則應(yīng)拒絕原假設(shè)，認為相關(guān)系數(shù)矩陣不太可能是單位陣，原有變量適合做因子分析。KMO檢驗統(tǒng)計量是用于比較變量間簡單相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)的指標，其取值在0～1之間。KMO值越接近于1，意味著變量間的相關(guān)性越強，原有變量越適合作因子分析；反之KMO值越接近于0，意味著原有變量越不適合作因子分析。KMO ；；；；。以下是對教師對學(xué)校責任量表數(shù)據(jù)的巴特利特球度檢驗和KMO值檢驗結(jié)果。表2教師對學(xué)校責任量表KMO 和 Bartlett 的檢驗結(jié)果取樣足夠度的 KaiserMeyerOlkin 度量.802Bartlett 的球形度檢驗近似卡方自由度351由上表可知，，說明變量間的相關(guān)性非常強，符合作因子分析的前提條件。（1） 教師責任量表的第一次因子分析根據(jù)樣本數(shù)據(jù)求解因子載荷矩陣，本研究采用的是在因子分析中占有主要地位且使用最為廣泛的主成分分析法。提取到公共因子共有3個，%。見下表。表3 “教師對學(xué)校的責任”量表第一次因子分析的總體變異解釋率（n=173）成份 初始特征值提取平方和載入旋轉(zhuǎn)平方和載入合計方差%累計%合計方差%累計%合計方差%累計%1234.758 5.725 6.591 7.544 8.397 9.351 10.300 11.274 12.246.911 13.163.880 表4 教師責任量表第一次因子分析的轉(zhuǎn)軸后因素矩陣及共同度（n=173）因子123共同度題13.950題10.938題5.720題7.834.432題15.825.411題2.538題6.893題12.684題9.864.633題11.860題8.840題14.785題16.706注：由上表可以看出，表中第7題、第9題、第15題在多個因子中都有載荷值，且第9題載荷值最為接近，故刪除第9題，進行第二次因子分析。（2） 教師責任量表的第二次因子分析表5 教師對學(xué)校責任量表第二次因子分析總體變異解釋率（n=173）成份初始特征值提取平方和載入旋轉(zhuǎn)平方和載入合計方差 %累積 %合計方差 %累積 %合計方差 %累積 %1234.7585.7256.5917.5448.3979.35110.30011.27412.246.91113.163.602提取方法：主成份分析。表6 第二次因子分析轉(zhuǎn)軸后的因素矩陣項目因子共同度F1F2F3題8配合學(xué)校進行學(xué)科建設(shè).774.695題2認真做好科研工作.870.562題6不斷學(xué)習(xí),提高工作水平.659.785題12保證教學(xué)效果，取得良好的教學(xué)成果.763.747題11按要求完成學(xué)校布置的任務(wù).906.747題5為學(xué)校的發(fā)展提出建設(shè)性意見.550.683題13積極主動地學(xué)習(xí)先進的教學(xué)理念.738.741題14當學(xué)校需要臨時加班時，愿意服從安排.520.643題10積極參加學(xué)術(shù)交流.844.730題16能對需要幫助的同事提供力所能及的幫助.893.800題15能接受領(lǐng)導(dǎo)的建議和意見.864.713題7協(xié)助同事的工作.811.888方差解釋率: %%%總體方差解釋率: %5. 對學(xué)校責任量表進行探索性因子分析下面再來對“學(xué)校對教師責任”量表內(nèi)容進行因子分析。表7 學(xué)校對教師責任量表因子分析KMO 和 Bartlett 的檢驗取樣足夠度的 KaiserMeyerOlkin 度量。.879Bartlett 的球形度檢驗近似卡方df351Sig.由上表可知，，說明變量間的相關(guān)性非常強，符合作因子分析的前提條件。（1） 學(xué)校責任量表的第一次因子分析表8 學(xué)校對教師責任量表的總體變異解釋率成份初始特征值提取平方和載入旋轉(zhuǎn)平方和載入合計方差 %累積 %合計方差 %累積 %合計方差 %累積 %1234.9625.9076.8397.5388.4819.45210.43011.33912.31013.28014.270.998表9 學(xué)校對教師責任量表第1次因子分析旋轉(zhuǎn)成份矩陣成份共同度因子123題29.917.863題18.917.742題21.909.778題31.897.706題30.886.798題27.774.780.823題25.770.752題23.757.824題19.756.803題22.826.749題20.824.693題24.806.844題28.784.848題17.740.440.743注：由上表可以看出，表中第27題、第25題、第17題在多個因子中都有載荷值，且第27題載荷值最為接近，故刪除問卷量表的第27題，進行學(xué)校責任量表的第二次因子分析。2. 學(xué)校責任量表的第二次因子分析表10 學(xué)校對教師責任量表第2次因子分析的總體變異解釋率成份初始特征值提取平方和載入旋轉(zhuǎn)平方和載入合計方差 %合計方差 %累積 %累積 %合計方差 %累積 %1234.9185.8636.7657.531