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關鍵詞：數據挖掘； 延期畢業
中圖分類號：TP311.13 文獻標識碼：A 文章編號：1006-3315（2012）04-135-001
一、數據挖掘技術
數據挖掘就是從海量的、不完全的、有噪聲的、模糊的、隨機的數據中，提取隱藏在其中人們事先不知道的但又有潛在有用的信息和知識的過程。數據挖掘技術要完成不僅是面向一般數據庫的簡單查詢工作，而且要對這些數據進行統計、分析、綜合和推理，得到有用的信息，以指導實際問題的求解．發現事件間的相互關聯。甚至利用已有的數據對未來的活動進行預測。數據挖掘是一門交叉學科，涉及數據庫、數理統計、人工智能、可視化、并行計算等方面的技術。數據挖掘技術從產生以來，已經被應用于多種領域，并得到了充分的驗證，顯示了其重要的經濟價值，同時在應用過程中得到不斷的完善和進步。
二、數據挖掘在電大學員數據中的應用
1.數據倉庫的建立
1.1數據倉庫主題的分析。建立數據倉庫和進行數據預處理是進行數據挖掘的數據準備．它的任務是為數據挖掘提供合適的數據。經過分析，我們可以發現要學員延期畢業有以下幾個方面原因：專業的因素；課程的因素；考試的因素。數據倉庫所要實現的系統功能包括：數據倉庫可以幫助制定招生策略：還可以對學員平時的學習提供一些有效的建議，提高畢業率。
1.2數據倉庫模型設計。對“學員延期畢業”主題進行模式劃分。采用星型架構設計出下面的事實表和各維表：
1.2.1事實表設計：事實表名稱、學員成績事實表
索引字段：學號、課程代碼、班代碼、專業代碼、學年學期號
度量值：成績、學分
1.2.2維度表設計：
1.2.2.1學員維度表名稱：學員信息
學員維度表結構：學號、姓名、班代碼、單位代碼、性別、年級、身份證號、籍貫、學籍狀態、專業代碼、職業
1.2.2.2班級維度表名稱：班級信息
班級維度表結構：班代碼、班級名稱、專業代碼、畢業學分、補專學分、年限、必修學分、限選學分、選修學分
1.2.2.3專業維度表名稱：專業信息
專業維度表結構：專業代碼、專業名稱、本專科
1.2.2.4課程維度表名稱：課程信息
課程維度表結構：課程代碼、課程名稱、學分、學時、開設學期、性質
1.2.2.5時間維度設計：時問維度表名稱、學年學期時間維度表結構：學年學期號、學年、學期
1.2.2.6考試考勤維度設計：考試考勤維度表名稱、考勤信息
考勤維度表結構：學號、課程代碼、考勤時間、考勤結果
2.系統的實現
首先，將源數據(學員、班級、專業、課程等相關數據)經過抽取、轉換、加載存儲到SQL Server數據庫中，SQL Server的DTS工具可以完成大部分數據的轉換和清理工作，這樣不同源數據就可以統一有序地存儲在服務器端的SQL Server數據庫中，為數據挖掘做好數據準備。其次，利用某種高級語言實現數據挖掘算法，編制相應的外掛數據挖掘模塊。最后與服務器上的數據庫進行數據交互。在這種利用外掛模塊實現數據挖掘的方案中，不同的數據庫的訪問技術有所不同，微軟公司主要的數據訪問方法是ADO，它是一個簡單的對象模型，在應用程序中使用該模型可以方便地與SQL Server數據庫進行數據交互。
3.數據挖掘試驗結果分析
本文隨機選取了20名學員的數據作為樣本數據，對數據進行離散化等一系列處理以后得到最終決策樹。
從決策樹中，可以方便地得出以下規則以供決策參考：
3.1若課程不及格比例
3.2若考勤為差則會延期畢業；
3.3若課程不及格比例>50％且考勤為一般且年齡在20～30的公司職員則不會延期畢業。
3.4若課程不及格比例≥50％且考勤為一般且年齡在30～40的干部，則會延期。
從上述規則中，可以很直接地看到在延期畢業這個問題上考試考勤是一個非常值得關注的原因，一般考試不能正常來的學員都會延期畢業；平時考勤好且課程不及格比例小于50％的，一般都會如期畢業；而課程不及格超過50％的學員，雖然考勤為良，但是由于年齡和工作的關系，也會延期。
三、結束語
把數據倉庫和數據挖掘技術應用于電大開放教育，通過需求分析確立主題，利用電大開放教育數據庫中已有的數據進行整合建立電大開放教育數據倉庫，并利用粗糙集挖掘出一定的規則，生成對開放教育有效的決策規則，并對規則進行分析，最后利用一組隨機數據驗證了決策規則的有效性。
參考文獻：
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.
［2］ Borman, W.C., Motowidlo, S.J.. Task performance and contextual performance :the meaning for personnel selection research［J］.Human Performance,1997(10 )2:99-109.
［3］ Organ, D.W. The motivational basis of organizational citizenship behavio r［J］.Research in Organizational behavior,1990,12:43-72.
［4］ 李明.評價業余體校組織工作績效指標的設想［J］.浙江體育科技，1985，4：9-12.
［5］ McClelland, D. C. Testing for Competence rather than for Intelligence［J ］.Oxford: American Psychologist,1973,28:1-4.
［6］ Medley, D.M., Shannon, D.M..Teacher evaluation［M］.Oxford: The Internati onal encyclopedia of education,1994,10:6015-6020.
［7］ Daniel,R.L.,Elaine.D.P..The Changing Nature of Performance-Implications fo r Staffing, Motivation and Development［M］.Jossey-Bass Inc.,1999.
［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.
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.
目前大部分現代企業擁有豐富的產品線，各類產品的經濟效益是經營管理者眼光的聚焦點。產品維度分析重點在于盈利水平計算和盈利潛力預測。
1.細分公司產品。產品可分為大產品概念和小產品概念，大產品是對企業現有產品進行大分類，小產品是在大分類基礎上進行兩次細分，小產品可繼續劃分各類細分產品。以電信公司為例，目前大產品概念分為寬帶、移動、固話三類。每類大產品下面均可劃分成諸多小產品，如寬帶產品往下可分為光纖寬帶、ADSL等，小產品ADSL往下可繼續分為2M、4M、8M、20M等細分產品。
2.產品效益分析。針對細分的大產品、小產品甚至小小產品，做出各級產品效益分析。產品維度分析難點在于成本如何精確核算至產品，重點是盈利水平和盈利潛力的測算。通過對電信三類主流產品的財務數據分析，固話屬于衰退產品，已無法為企業帶來利潤，收入將繼續下降；寬帶是成熟產品，目前是電信利潤主要來源，盈利潛力較有限。移動是成長產品，目前利潤不高，未來盈利潛力大。
3.調整資源投放。根據測算的各類產品盈利情況，調整資源投放策略。衰退產品嚴控資源投放，包括人力資源投放、成本資源投放和投資資源投放。成熟產品結構性調整資源投放，根據經營策略加大或縮小某類資源投放。成長產品加大資源投放力度，特別是投資資源投放，為企業長期可持續發展做好鋪墊。
二、客戶維度
市場經濟中客戶就是上帝，如何為上帝服務是現代企業絞盡腦汁所思考的問題。龐大的客戶群不加以細分管理，企業將錯失盈利機會，同時浪費大量成本資源。1.實現客戶分群。客戶分群的方式非常多，如以年齡劃分、行業劃分、消費額劃分、性別劃分等等，每個企業可結合自身特點對客戶進行個性化細分。比如，電信公司將客戶劃分為政企客戶和公眾客戶，政企客戶下分為金融行業、制造行業、房地產業等，公眾客戶下分個人客戶、家庭客戶等。
2.投入產出分析。精確核算各類客戶群的收入、成本、業務量等數據，并分別進行投入產出分析。確定不同客戶群的盈利水平，客戶維度分析二八效應明顯，帶來80%利潤產出的客戶往往僅占用20%成本資源，帶20%利潤產出的客戶卻占用80%成本資源。
3.提高成本效率。根據不同客戶群特點，調整營銷策略和成本資源投放方式，將企業有限的成本資源最大化利用，為企業創造更高價值。
三、專業維度
專業維度分析是最傳統的企業財務分析模型，基于各專業成本模塊進行解析。企業存在不同專業線條，如市場專業、人力專業、技術專業、行政專業等。每個專業線條均存在專業成本類別，但收入往往較難核算到專業，所以專業維度分析很難立足于效益評估，更多是基于專業成本的分析。通過各類財務指標，分析現有專業成本結構是否合理，專業成本增長率是否符合企業發展戰略等。
四、結語
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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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。
論文摘要：以資源觀(RBV)理論模型為基礎，提出組織結構與IT能力的總體相關關系、組織結構與IT能力各維度之間相關關系的假設。通過問卷調查，驗證收集到的數據的信度和效度，最后采用結構方程分析法進行實證研究。分析結果表明，組織結構對IT能力有顯著正相關關系；同時組織結構對TI能力的各維度也均存在正相關關系。
論文關鍵詞：IT能力；資源觀；組織結構；結構方程模型
1引言
近年來，關于信息技術和組織結構關系引起眾多研究者的關注，特別是20世紀90年代互聯網的出現，使得人們不斷深入探討二者之間的關系。一方面，信息技術改變了組織的信息基礎和信息獲取、流動方式，打破了組織內外利益平衡關系，從而引起組織結構的變化；另一方面，組織結構的變革也較大影響著信息技術的效能。
人們對信息技術和組織結構的關系大體上存在三種觀點：技術決定論、組織決定論和互補論。Elise和David(1994)認為在將諸多因素單獨考慮時，信息技術的變化也許是影響組織結構和組織設計最重要的因素。而組織決定論認為，組織特征影響信息技術的效能，信息技術對組織結構不會發生實質性的影響。如Dewett和Gareth(2000)認為：信息技術本身并不能決定組織結構的發展變化，它只是組織變革得以實現的一種方式。持有互補論觀點的學者認為：組織結構和信息技術是相互作用、相互補充的，二者適當的融合將提高企業的業績。
國內學者對這方面也開展了研究。如石磊(2007)從理論上對技術與組織結構關系進行了評述，認為技術與組織結構關系研究應當突出和強調行動者與技術的互動。高晶等(2007)對信息技術應用與組織結構變動的互動關系進行研究，建立了二者的互構機制，并通過案例進行了分析。任迎偉等(2007)基于國內企業，對信息技術能力與組織結構、組織效益三者之問的關系進行了實證分析，認為中國企業中組織結構有機程度與IT能力之間呈正相關關系，IT能力與組織效益也呈正相關關系，但其對組織有機性考察未見深入。
我國在20世紀后期開始著手實施信息化項目，以信息化帶動工業化，取得了較快的發展。在此過程中，我們想了解IT能力與企業的組織結構存在什么樣的關系?組織結構日益復雜化、扁平化是否會促進IT能力的提高?它與國外的經驗是否相符?因此本文擬在借鑒國內外相關文獻研究成果的基礎上，從IT能力構成維度、組織結構構成維度角度人手，建立相應指標體系，通過問卷調查的方法探討我國國內企業組織結構和IT能力存在什么樣的關系，并進一步分析組織結構與IT能力的各自維度是如何作用、如何影響，從而挖掘其內部機制。
2相關理論與研究假設
2．1基于RBV的IT能力
IT能力這一概念最早由Ross，Beath和Goodhue在1996年提出，他們認為IT能力是一種能控制Irr相關成本，必要時交付系統并通過實施IT來影響經營目標的能力。IT能力主要來源于：強有競爭力的人力資源、可重復利用的技術基礎、IT人員和管理者之間緊密的關系。當時，資源基礎觀(RBV)剛開始出現于信息系統領域。資源基礎觀認為企業是由一系列資源組成的集合，每一種資源都有多種不同的用途，企業的競爭優勢源于企業所擁有的資源。很多學者紛紛將資源基礎觀引入到IT’能力的定義中，較為有普遍影響力的是Bharadwaj于2000年對IT能力的定義：IT能力是調用、部署和集成IT資源，以及實現與企業其他互補性資源相結合的組織能力。Bharadwaj采用Grant(1991)關于資源、能力的定義及分類方法，將資源歸類為有形的、無形的和基于人員的資源，相應地，IT能力可分為三類：(1)IT基礎設施；(2)IT無形資產；(3)IT人力資源(包括IT管理技能、技術技能)。之后不同學者基于RBV提出了IT能力的不同構成維度。
國內學者張嵩(2006)認為企業IT能力是一種調用和部署企業信息系統資源從而獲取長期競爭優勢的可重復行為模式。她認為IT能力分為靜態能力、動態能力和創造性能力三個層次。其中IT基礎設施支撐IT靜態和動態能力；IT人員能力和文化能力支撐動態能力和創造性能力；IT與無形資源的互補能力主要強調IT創造能力。
本文基于資源觀的角度，主要采用Bharadwaj的定義，從IT基礎設施、員工擁有的IT管理技能、IT技術技能、IT無形資產四個維度來測量IT能力，其中IT無形資產是指企業在IT應用過程中由IT資源內化的知識資產、顧客導向、協同作用等。
2．2組織結構
企業組織作為技術的載體，是實現企業經營目標的必要條件。對于企業組織結構的研究，一直以來是一個熱點問題，然而目前尚未對組織結構有統一的定義。人們普遍認為組織結構是組織內各構成要素所確定的關系形式，它不僅包括構成要素，還包括要素問相互聯系與作用。本文在研究影響組織結構的因素時，主要根據組織學家理查德·L·達夫特(RichardL．Daft)觀點，從組織結構設計的維度：結構性維度與關聯性維度來考察組織結構。
結構性維度描述了一個組織內部的特征、各要素之間的差異性，它為衡量和比較組織提供了基礎，主要從復雜性程度、形式化程度和集權／分權化程度三個方面加以描述。復雜性程度是指組織結構各要素之間的差異性，一般包括水平分化、垂直分化和空間分化。水平分化反映的是工作的專業化程度，如果專業化程度較高，員工可以在其職責范圍內充分發揮所長。垂直化反映的是企業各層級之間的信息傳達、整合、協調及績效考核情況。健康的垂直分化有利于各階層信息溝通、降低管理成本，提高組織運作的效率。空間化指組織在管理機構、部門等的地區分布。程度越廣，表明組織的復雜度也就越高。形式化是指使用規則和標準處理方式來規范工作行為的程度。反映在企業有明確的規則、業務流程等，通過培訓使得工作順利完成。集權／分權化反映組織決策權集中的程度，是權力在結構中的分配情況。當適當下放決策權，讓員工參與決策，將有利于調動員工積極性，并推動項目的實施。
關聯性維度則描述的是影響和改變組織內部結構性維度的環境因素。本文力圖從組織內部特征進行分析，因此將組織的結構性維度作為研究對象。為深入研究，在具體分析時，將組織結構的復雜度分為水平化、垂直化、空間化。當組織結構的結構性維度和關聯性維度測度值越高時，表明組織結構設計越合理，組織系統各部分之問的相互作用與活動就越協調，組織結構運行越有效率。
2．3研究假設
從上述對IT能力和組織結構理論的分析中，可以看出二者之間關系密切。但就對國內企業具體而言，情況如何?組織結構與IT能力存在什么樣關系?進一步而言，組織結構與IT能力的各維度之間存在什么樣關系?因此，本文就以上問題提出如下假設：
假設H1：組織結構與lIT能力存在正相關關系
假設H2：：組織結構與I1r基礎設施存在正相關關系
假設H3，：組織結構與IT人力資源(管理技能、技術技能)存在正相關關系
假設H4：組織結構與IT無形資產存在正相關關系
3實證分析
3．1研究方法及數據收集
由于IT能力及組織結構并不能直接可以觀察或測量得出，而是需要通過調查量表中的多個相關問題間接來反映，因此在測量IT能力和組織結構時，本文采用問卷量表形式。在量表的設計上，借鑒了國內外學者的成果，同時為確保量表的信度和效度水平，先后對中關村科技園從事IT項目實施的顧問及企業信息中心的相關人員進行了訪談，并根據其建議進一步修正和完善了問卷，最終確定問卷情況如下：IT能力的維度——lT基礎設施、人員的IT管理技能、技術技能、IT無形資產分別由6個、4個、4個、6個問題項測度；組織結構中的維度：水平化、垂直化、空間化、形式化、集權化分別由3個、4個、2個、5個、3個問題測度。每一問題都用Likert5量表來衡量，1表示完全不同意，5表示完全同意。在研究中，對于抽象的、不可直接觀察測量的變量稱為潛變量。在處理潛變量時，目前比較有效的分析工具就是結構方程(StructuralEquationMode1)，它是在20世紀70年代由瑞典統計學家、心里測量學家KarlgJoreskog提出的，是一種用來分析不可直接觀測變量(潛變量)與可測變量之間關系以及潛變量之間關系的多重變量統計分析方法。
在調查過程中，采用非概率抽樣方法進行，對參加中高級信息管理師認證培訓班的兩期學員進行了調查。這些學員大多來自大型國有企業，長期從事信息化管理及一線工作，具有豐富的實踐經驗。調查共計發放問卷150份，回收133份，經分析整理后有效問卷129份，有效問卷回收率為86％。
3．2數據分析
3．2．1量表的信度和效度分析。首先對所收集數據運用SPSS15進行分析。對問卷進行信度分析時，采用內部一致性指標Cronbach’sAlpha來檢驗量表的信度，結果見表1。社會科學研究中，Cronbach’sAlpha大于0．7是很可信的，O6以上比較可信。表1中除組織結構中的水平化(=0．664)、空間化(=0．632)外，其余各變量的Cronbach’sAlpha均超過0．7，表明量表具有較好的信度，結構較合理。因此，IT能力及其維度、組織結構及其維度通過信度檢驗，具有較好的穩定性。
然后用驗證性因子分析來檢驗變量的效度。結果顯示，IT能力、組織結構的KMO值分別為0．760、0．887，均超過0．7，且巴特立球體檢驗的結果在P=0．000的水平上顯著。
這些數據表明量表適合進行因子分析。本文采用最大方差法對因子進行旋轉，并將特征值大于1作為因子提取標準，旋轉后的因子矩陣見表2、表3。Dunteman(1989)指出一般社會科學采用因子載荷值最小為0．3或0．35。常用規則是如果小于0．4，為弱相關，大于0．6則為強相關，其他為中度相關。從表2、3中可以看出，所有問題項在各自歸屬的因子載荷都在0．5以上，表明量表通過區分效度檢驗，各維度之間獲得較好的區分。
3．2．2結構方程分析。經上述信度和效度檢驗，可以認為本次調查所收集的數據是比較可靠的，因此在此基礎上，使用LISREI．8．7進行整體擬合優度分析。外源變量為組織結構，內生變量為IT能力。SEM的輸出結果如下圖所示：
侯杰泰等學者(2004)曾指出，對擬合指數進行評價是一個復雜的課題。一般認為，如果RMSEA在0．08以下(越小越好)，NNFI和CFI在0．9以上(越大越好)，所擬合的模型是一個“好”模型。通過表4擬合指數列表可以看出，模型擬合效果滿足上述標準，擬合效果較好。從路徑系數看分析可知，組織結構對IT能力的直接影響為0．53，表明組織結構對IT能力有正相關關系，這也證明了H1。
通過表5可以看出，本文研究模型標準差均較小。組織結構中的水平化、垂直化、形式化、集權化對組織結構的回歸系數均為正，表明它們對組織結構有正相關關系。需一提的是本文的集權化分值與集權化程度是反方向的。空間化對組織結構的影響不顯著，未通過檢驗。
M1表明組織結構與IT能力存在正相關關系，因此進一步考察組織結構與IT能力的各維度：IT基礎設施、人員的IT管理技能、技術技能、IT無形資產之間存在什么樣的關系。由于空間化對組織結構的影響不顯著，因此，以下分析中去掉空間化，全模型結構方程M2結果見圖2。
擬合指數分別為RMSEA=0．083，NNFI=0．94，CFI=0．95，各回歸系數均通過t檢驗。近似誤差均方根RMSEA值來看，高于人們一般認為的RMSEA在0．08以下的標準。Steiger(1990)認為RMSEA低于0．1都可以接受，因此可以認為該值通過檢驗。從結果可以看出，組織結構對IT基礎設施、人員的IT管理技能、技術技能、IT無形資產均存在較大的正相關關系，特別是對IT基礎設施和IT無形資產的影響較大。這也證實了假設H2——H4。
4結論
本文從實證角度研究了組織結構與IT能力之間的關系，以及組織結構與IT能力構成的各個維度之間的關系。我們發現：
(1)組織結構對IT能力存在顯著的正相關關系，表明靈活、有效的組織將有利于企業IT能力的發揮。進一步分析表明：組織結構對IT基礎設施、IT人員的管理技能、技術技能和IT無形資產均呈正相關。隨著現代通信技術及互聯網技術的發展，合理、富有彈性的企業組織結構必將要求先進的IT基礎設施、高素質的人員等來改善決策的質量和速度，方便信息的傳遞和轉換，提高解決問題的能力，這將最終全面推動企業IT能力的提升。
(2)在組織結構的設計中，水平分化、垂直分化的加深、形式化的進一步規范、集權的弱化和分權的加強都將有助于企業組織結構更加靈活、有效率。但空間化的擴大對企業組織結構的影響在本文中尚未得以證明。分析原因可能是由于本文在問卷設計時其信度系數未達到0．7造成的，今后可以進一步對此方面進行深入研究。
(3)企業在提高信息技術水平時，應該注重培養IT能力。在對IT基礎設施投入的同時，也要注意提高員工的IT管理技能和技術技能，特別是要注重IT無形資產的培育。只有這樣才能形成企業自身的特性，增加競爭對手模仿的難度，從而使企業獲得持續競爭優勢的潛力，最終在競爭中脫穎而出。
5貢獻及進一步研究
本文的貢獻在于從構成IT能力的維度、組織結構的維度出發，通過實證研究探究了組織結構與IT能力之間的關系，但在研究過程中仍存在一定的局限性，表現在：
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：
[1]趙祖地，劉允.當前高校輔導員績效評估的策略[J].黑龍江高教研究，2013，（2）.
[2]蘇靜.發展性評價――高校輔導員評價的一種新模式[J].高校輔導員，2011，（3）.
