【正文】 過因子分析可以考察問卷是否能夠測(cè)量出研究者設(shè)計(jì)問卷時(shí)假設(shè)的某種結(jié)構(gòu)。表7 學(xué)校對(duì)教師責(zé)任量表因子分析KMO 和 Bartlett 的檢驗(yàn)取樣足夠度的 KaiserMeyerOlkin 度量。但是要進(jìn)行因子分析必須滿足一個(gè)潛在的前提條件，即原有變量之間應(yīng)具有較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系。題號(hào)內(nèi) 容非常不同意比較不同意不確定比較同意非常同意17提供良好的校園環(huán)境1234518給予進(jìn)修和培訓(xùn)的機(jī)會(huì)1234519關(guān)心教師，為教師提供便利1234520合理安排工作任務(wù)1234521提供廣闊的個(gè)人發(fā)展空間1234522配備充分的教學(xué)科研資源1234523尊重教師1234524提供良好高效的行政管理1234525重視教師提出的合理化建議1234526提供良好的學(xué)術(shù)交流平臺(tái)1234527公平、公正對(duì)待教師1234528提供良好的薪酬福利1234529給予教師一定的教學(xué)自主權(quán)1234530提供相互合作的和諧工作氛圍1234531教師能夠得到學(xué)校的指導(dǎo)、支持和鼓勵(lì)12345二、樣本概況此次調(diào)查共發(fā)放調(diào)查問卷194份，收回186份，剔除當(dāng)中敷衍了事或答案明顯前后矛盾的無效問卷13份，最后總共得到173份有效問卷，%，可以用來作問卷分析研究。其中：1=非常不同意，2=比較不同意，3=不確定，4=比較同意，5=非常同意。下面首先將問卷“教師對(duì)學(xué)校的責(zé)任”量表部分進(jìn)行因子分析。表6 第二次因子分析轉(zhuǎn)軸后的因素矩陣項(xiàng)目因子共同度F1F2F3題8配合學(xué)校進(jìn)行學(xué)科建設(shè).774.695題2認(rèn)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(dòng)地學(xué)習(xí)先進(jìn)的教學(xué)理念.738.741題14當(dāng)學(xué)校需要臨時(shí)加班時(shí)，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(duì)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(duì)學(xué)校責(zé)任量表進(jìn)行探索性因子分析下面再來對(duì)“學(xué)校對(duì)教師責(zé)任”量表內(nèi)容進(jìn)行因子分析。有學(xué)者認(rèn)為效度分析最理想的方法是利用因子分析測(cè)量量表或整個(gè)問卷的結(jié)構(gòu)效度。（2） 同樣的，在高職院校教師看來，學(xué)校對(duì)教師承擔(dān)的責(zé)任也包括了規(guī)范型、發(fā)展型、人際型三個(gè)維度。這個(gè)結(jié)果和表51的統(tǒng)計(jì)結(jié)果相似，說明高職院校教師普遍認(rèn)為學(xué)校在教師個(gè)人發(fā)展支持、薪酬和科研支持三個(gè)方面的義務(wù)履行度還沒有達(dá)到教師認(rèn)為學(xué)校應(yīng)該達(dá)到的程度。均值圖顯示在學(xué)校對(duì)教師的規(guī)范性責(zé)任、發(fā)展型責(zé)任、人際型責(zé)任三個(gè)維度上，學(xué)歷為本科的教師均給分最低。50歲以上教師對(duì)承擔(dān)發(fā)展型責(zé)任認(rèn)同度明顯低于50歲以下的中、青年教師。對(duì)于學(xué)校能提供給他們的學(xué)術(shù)資源、發(fā)展空間、得到公平對(duì)待與領(lǐng)導(dǎo)的支持都十分看重。高職院校培養(yǎng)的是具有某種職業(yè)操作技能的高層次人才，立足于職業(yè)技能的實(shí)操性上，對(duì)于科研與學(xué)術(shù)水平的要求并不高。38年教齡的教師對(duì)于學(xué)校應(yīng)承擔(dān)的責(zé)任要求明顯高于教齡為815年及15年以上的教師。表26 高職院校教師心理契約維度在人口學(xué)、組織學(xué)特征變量上的差異（n=173）教師對(duì)學(xué)校的規(guī)范型責(zé)任教師對(duì)學(xué)校的發(fā)展型責(zé)任教師對(duì)學(xué)校的人際型責(zé)任學(xué)校對(duì)教師的規(guī)范型責(zé)任學(xué)校對(duì)教師的發(fā)展型責(zé)任學(xué)校對(duì)教師的人際型責(zé)任性別年齡50歲以下教師＞50歲以上教師30歲以下、3040歲＞50歲以上學(xué)歷本科、碩士＞博士碩士、博士＞本科碩士、博士＞本科碩士＞本科職稱教齡38年＞15年以上38年＞15年以上38年＞815年、15年以上說明： 表示“無顯著差異”；＞ 表示“顯著大于”在教師對(duì)學(xué)校的規(guī)范型責(zé)任上高職院校教師在人口統(tǒng)計(jì)學(xué)各變量上沒有顯著差異，教師們都對(duì)自身對(duì)學(xué)校承擔(dān)的責(zé)任上有著明確的共同認(rèn)識(shí)，那就是達(dá)到教學(xué)效果、搞好學(xué)術(shù)科研、教書育人。經(jīng)觀察均值圖后發(fā)現(xiàn)學(xué)歷為博士的教師在教師對(duì)學(xué)校人際型責(zé)任維度上給分最低。從上表可以看出，表中所有題項(xiàng)均高于中等強(qiáng)度值。人際型責(zé)任包括能對(duì)需要幫助的同事提供力所能及的幫助、能接受領(lǐng)導(dǎo)的建議和意見、協(xié)助同事的工作。值越大，表明該潛變量的各個(gè)題項(xiàng)的相關(guān)性越大，即內(nèi)部一致性程度越高。提取到公共因子共有3個(gè)，%。故刪去上述四題，調(diào)整問卷，以作因子分析。本調(diào)查可能需要花費(fèi)您約2分鐘時(shí)間。用項(xiàng)目分析、T檢驗(yàn)、因子分析等統(tǒng)計(jì)分析方法，分別對(duì)前后兩部分量表題項(xiàng)進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，并對(duì)研究假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證，再對(duì)調(diào)查問卷進(jìn)行信、效度檢驗(yàn)。巴特利特球度檢驗(yàn)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量如果觀測(cè)值較大，且對(duì)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(rèn)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。根據(jù)查閱的有關(guān)文獻(xiàn)資料和各因子所包含的項(xiàng)目，對(duì)因子作了如下命名：表12 教師對(duì)學(xué)校責(zé)任因子命名及指標(biāo)內(nèi)容因子題項(xiàng)內(nèi)容規(guī)范型責(zé)任題8配合學(xué)校進(jìn)行學(xué)科建設(shè)；題2認(rèn)真做好科研工作；題6不斷學(xué)習(xí),提高工作水平；題12保證教學(xué)效果，取得良好的教學(xué)成果；題11按要求完成學(xué)校布置的任務(wù)發(fā)展型責(zé)任題5為學(xué)校的發(fā)展提出建設(shè)性意見；題13積極主動(dòng)地學(xué)習(xí)先進(jìn)的教學(xué)理念；題14當(dāng)學(xué)校需要臨時(shí)加班時(shí)，愿意服從安排；題10積極參加學(xué)術(shù)交流人際型責(zé)任題16能對(duì)需要幫助的同事提供力所能及的幫助；題15能接受領(lǐng)導(dǎo)的建議和意見；題7協(xié)助同事的工作在“學(xué)校對(duì)教師承擔(dān)的責(zé)任”中，也提取了三個(gè)公共因子，其中第一個(gè)公共因子包括題1題題2題2題28，第二個(gè)公共因子包括題1題2題2題31，第三個(gè)公共因子包括題1題2題2題30。（1）教師對(duì)學(xué)校的責(zé)任的心理契約維度是三維的，根據(jù)查閱的已有文獻(xiàn)，將這三個(gè)維度因子分別命名為規(guī)范型責(zé)任、發(fā)展型責(zé)任和人際型責(zé)任。人際型責(zé)任包括關(guān)心教師，為教師提供便利、尊重教師、重視教師建議、提供和諧工作氛圍。從上表數(shù)據(jù)分析結(jié)果可以得知，年齡在50歲以上的高職院校教師在教師對(duì)學(xué)校的發(fā)展型責(zé)任和教師對(duì)學(xué)校的人際型責(zé)任這兩個(gè)維度上與年齡在40歲以下的青年教師之間存在顯著差異，但是年齡在50歲以下的幾個(gè)組別之間不存在較顯著差異。由表510發(fā)現(xiàn)，在學(xué)校對(duì)教師的規(guī)范型責(zé)任這個(gè)維度上，教齡為38年的教師與教齡為15年及以上的教師之間存在顯著差異，其他年齡組的教師之間差異不顯著。年齡上50歲以上教師對(duì)處理與同事關(guān)系、與學(xué)校關(guān)系重視程度比50歲以下教師較低。升格之后的院校都在為了適應(yīng)新形勢(shì)、新環(huán)境大興土木，引進(jìn)優(yōu)秀師資，投入大量資金對(duì)學(xué)院的硬件和軟件進(jìn)行整體改善，這使我國(guó)的職業(yè)教育得到了巨大的發(fā)展。在訪談中不少青年教師抱怨說剛進(jìn)校的年輕人收入太少，原因是學(xué)校教師的收入是由基本工資和課酬兩部分組成。50歲以上教師本身在學(xué)校工作多年，已經(jīng)累積了成熟穩(wěn)定的人際關(guān)系，與同事、學(xué)校的交往已形成一個(gè)固定模式，且德高望重，在學(xué)校無需費(fèi)心處理人際關(guān)系問題。在學(xué)校對(duì)教師的發(fā)展型責(zé)任維度上，教齡為38年的教師與教齡為15年及以上的教師存在顯著差異。觀察過均值圖之后發(fā)現(xiàn)年齡為50歲以上的高職院校教師，其對(duì)于教師對(duì)學(xué)校的發(fā)展型責(zé)任和教師對(duì)學(xué)校的人際型責(zé)任兩個(gè)維度的打分都較低，所以他們對(duì)于這兩項(xiàng)維度的認(rèn)同度顯著低于年齡為50歲以下的高職院校教師?？傮w而言，高職院校教師心理契約的規(guī)范型責(zé)任反映了他們的基本工作需求及物質(zhì)需求，是高職院校教師的物質(zhì)需求在心理契約上的體現(xiàn)。這些項(xiàng)目反映了高職院校教師的基本工作任務(wù)和職責(zé)，即教書育人。信度分析主要是檢驗(yàn)所用量表的檢驗(yàn)結(jié)果是否具有一致性和穩(wěn)定性，即檢驗(yàn)量表內(nèi)部各個(gè)項(xiàng)目間相互符合的程度以及兩次度量結(jié)果是否具有一致性。KMO值越接近于1，意味著變量間的相關(guān)性越強(qiáng)，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。項(xiàng)目分析要求出每一個(gè)題項(xiàng)的“臨界比率”即顯著性水平，如果某個(gè)題項(xiàng)測(cè)出來的顯著性水平不夠顯著（一般將顯著值水平規(guī)定為a），則可以認(rèn)為這個(gè)題目的測(cè)試作用不大，可考慮刪去。請(qǐng)您按照您目前在高職院校任教的真實(shí)情況和想法作答。，差異不顯著，則認(rèn)為方差相等，拒絕原假設(shè)，看同一行t值顯著性水平；，差異顯著，則認(rèn)為方差不相等，不能拒絕原假設(shè)，看下一行t值顯著性水平。表2教師對(duì)學(xué)校責(zé)任量表KMO 和 Bartlett 的檢驗(yàn)結(jié)果取樣足夠度的 KaiserMeyerOlkin 度量.802Bartlett 的球形度檢驗(yàn)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(qiáng)，符合作因子分析的前提條件。本研究采用內(nèi)部一致性這一指標(biāo)對(duì)量表的信度進(jìn)行檢驗(yàn)。這體現(xiàn)了高職院校教師除了對(duì)于基本的物質(zhì)條件之外也看重自身價(jià)值的實(shí)現(xiàn)，自身才干能力的提升。四. 高職院校教師心