專業結構維度分析大全11篇

緒論：寫作既是個人情感的抒發，也是對學術真理的探索，歡迎閱讀由發表云整理的11篇專業結構維度分析范文，希望它們能為您的寫作提供參考和啟發。

篇（1）

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

[1]Shank， M. D.，Walker， M.， & Hayes， T.Understanding Professional Service Expectations：Do We Know What Our Students Expect in a Quality Education？[J].Journal of Professional Services Marketing，1995，（13）：71-89.

[2]劉選會等.學生專業滿意度研究綜述[J].高等教育研究，2015，6（2）.

篇（2）

含訪談被試與問卷調查被試，均取自湖南第一師范學院2010級、2011級的六年制免費師范生。訪談被試為36名，來自文科（含中文、英語）、理科（含數學、科學）、藝術（含音樂、美術）三類專業。問卷調查對象共960名，回收到的有效問卷920份，其中，男生126人，女生792人，2人性別信息缺失；一年級（即2011級）474人，二年級（即2010級）444人，2人年級信息缺失；文科403人，理科340人，藝術177人。自愿報考學生404人，非自愿報考學生508人，8人信息缺失。被試平均年齡為15．60±0．89歲。

1.2問卷編制過程

基于以往研究文獻，同時結合六年制免費師范生的實際特點，從職業情感認同、職業價值認同、職業地位認同以及職業技能認同四方面構建了六年制免費師范生教師職業認同的結構模型。其中，職業情感認同是指師范生樂意將自己看成是一名準小學教師和具有長期從事小學教育工作的情懷；職業價值認同是指師范生對小學教師職業的意義、作用的積極認識和評價；職業地位認同是指師范生對小學教師的社會地位所持的積極評價；職業技能認同是指師范生為了能勝任將來的小學教育工作而表現出努力提高其教師職業技能的行為傾向。根據上述定義及構想編制了相應的訪談提綱，讓被試從上述四方面描述他們對小學教師職業的認識、評價及相應行為傾向性。訪談內容主要包括：（1）對小學教師的工作意義的認識；（2）對小學教師的社會地位的認識；（3）被他人問及自己將來將成為一名小學教師時的感受和聽到小學教師的正面或負面報道時的感受；（4）為了將來能勝任小學教師教育工作，大學期間如何努力提高教師職業技能。將訪談資料進行轉錄和編碼，提取出相關表述，同時借鑒已有相關問卷，撰寫出由29個項目組成的最初問卷。在此基礎上，請3名心理學專家對問卷最初項目進行評價、修改和刪減，形成由24個項目組成的初步問卷，答案為5點記分。例如，我樂意與別人談起我以后將成為一名小學教師，備選答案為：①完全同意，②基本同意，③說不清，④不太同意，⑤完全不同意。項目反向記分后，得分越高代表對教師職業相關維度的認同水平越高。

1.3數據統計方法

采用SPSS16．0軟件對數據進行管理及統計分析，采用Amos4．0進行驗證性因素分析。

2研究結果

2.1項目分析

項目分析的標準有兩條：（1）相關法計算各項目與總分的相關，若相關不顯著，則刪除該項目；（2）臨界比率法將總分前27％的被試劃為高分組、后27％的被試劃為低分組，然后求高分組和低分組被試在各項目上的得分差異，若差異不顯著，則剔除此項目。根據上述兩條標準，共刪除4題，剩下20題作為探索性因素分析的基礎。

2.2結構效度分析

首先，從總樣本中隨機選取50％樣本（460名）進行探索性因素分析。采用主成分分析、最大正交旋轉、特征根大于1．00的方法提取因子。經過7次迭代提取出4個因子。KMO值為0．91，大于通常認為的“好”的標準值0．80，表明樣本數據適合進行因素分析。刪除低負載（即負載低于0．40）和雙負載（即在兩個項目上的載荷之差小于0．30）項目，每刪除1個項目，重復做一次因素分析。經過6次因素分析，共刪除6個項目后，剩下14個項目分屬4個維度，KMO值為0．89，Bartlett’s球形檢驗值為1821．23，p＜0．001。4個維度共解釋了總體方差的57．4％，各項目載荷在0．48～0．82之間，結果見表1。根據各因子所含項目的內容，將F1、F2、F3、F4依次命名為職業情感認同、職業價值認同、職業技能認同、職業地位認同，維度含義見問卷編制過程部分。其次，采用驗證性因素分析（極大似然法）對探索性因素分析得到的維度結構進行驗證，樣本為探索性因素分析后剩余的460份有效數據。結果顯示，14個項目在對應維度上的因子載荷在0．43～0．76之間，模型的整體擬合指數如下：χ2＝222．08，df＝71，χ2／df＝3．13，NFI＝0．994，RFI＝0．991，IFI＝0．996，TFL＝0．994，CFI＝0．996，RMSEA＝0．049，說明模型的擬合性良好。再次，對項目與維度、維度與維度、維度與總分的相關進行分析。結果顯示，各項目與所屬維度總分的相關在0．64～0．81之間，為高度正相關；維度與維度的相關在0．35～0．50之間，為中度正相關；維度與總分的相關在0．72～0．83之間，為高度正相關。上述相關均在0．001水平上顯著。

2.3效標關聯效度分析

采用趙宏玉等［7］編制的高招四年制免費師范生教師職業認同問卷與自編問卷的相關作為效標關聯效度的指標。結果顯示，自編問卷各維度與趙宏玉等編制的問卷維度間的相關在0．38～0．65之間，兩問卷總分的相關為0．82，維度相關、總分相關均為顯著正相關（ps＜0．001）。

2.4實證效度分析

MANOVA分析顯示，自愿報考與非自愿報考兩類學生在職業情感認同（3．62±0．71VS．3．03±0．73）、職業價值認同（4．40±0．61VS．4．05±0．68）、職業技能認同（3．47±0．70VS．3．11±0．70）、職業地位認同（3．57±0．63VS．3．30±0．64）的得分差異均在0．001水平顯著，自愿報考的學生在各維度上的得分均顯著高于非自愿報考的學生。

2.5信度分析

各維度的Cronbacha系數在0．62～0．76之間，整個問卷的Cronbacha系數為0．84。間隔兩個月后，整個問卷的重測信度為0．85，各維度的重測信度在0．72～0．83之間。

2.6教師職業認同的均值特點

總樣本的問卷總均分為3．54±0．54，各維度得分見表2。重復測量方差分析顯示，維度間得分差異在整體上顯著（F＝618．57，p＜0．001），職業價值認同得分高于其他三維度（p＜0．001），職業地位認同得分高于職業情感認同（p＜0．001）、職業技能認同（p＜0．001）。

2.7教師職業認同的人口學差異

不同性別、年級、專業學生的得分見表2。以性別、年級為分組變量進行MANOVA分析。結果顯示，在總的教師職業認同方面，性別×年級的交互作用不顯著，性別（Wilks，λ＝0．97，F＝7．55，p＜0．001）、年級（Wilks，λ＝0．98，F＝4．34，p＜0．01）主效應均顯著，女生在職業情感（F（1，879）＝12．52，p＜0．001）、職業價值（F（1，879）＝27．76，p＜0．001）認同上的得分高于男生，一年級在職業情感（F（1，879）＝17．02，p＜0．001）、職業價值（F（1，879）＝5．38，p＜0．05）、職業地位（F（1，879）＝4．88，p＜0．05）認同上的得分高于二年級。以專業類別為分組變量的MANOVA分析還顯示，在總的教師職業認同方面，專業類別的主效應顯著（Wilks，λ＝0．98，F＝2．02，p＜0．05）。事后檢驗發現，藝術專業在職業價值認同上的得分顯著高于理科專業（p＜0．05），文科專業（p＜0．01）、藝術專業（p＜0．05），在職業技能認同上的得分均顯著高于理科專業。

3討論

3.1教師職業認同的結構

教師職業認同既指一種狀態，即當前對自己從事的教師職業的認同程度；也指一種過程，即個體從經歷中逐漸發展、確認教師角色的過程［9］。這種“狀態與過程相結合”的特性，決定了教師職業認同的結構具有開放性，且受到個體經驗的影響。六年制免費師范生從初中畢業生中招錄而來，學生年齡小且缺乏實際教學經驗。這一特殊性決定了已有的教師職業認同模型不一定適用于六年制免費師范生。因此，本研究在借鑒已有研究問卷結構的基礎上，增加了教師職業技能認同這一維度，建構出六年制免費師范生教師職業認同四因素結構模型。探索性因素分析結果表明，四因素結構模型對教師職業認同結構的整體解釋率為57．4％，驗證性因素分析結果顯示該模型的χ2／df、NFI、RFI、IFI、TFL、CFI、RMSEA等整體擬合指數均達到了良好標準；同時，自編問卷各維度與趙宏玉等編制的問卷維度間的相關在0．38～0．65之間，兩問卷總分的相關為0．82，自愿報考學生在各維度上的得分均顯著高于非自愿報考學生；其次，自編問卷的Cronbacha系數為0．84，各維度的Cronbacha系數在0．62～0．76之間，整個問卷的重測信度為0．85，各維度的重測信度在0．72～0．83之間。上述結果表明，自編問卷的構想效度、效標關聯效度、實證效度以及信度指標均達到了心理測量學的基本要求，可以用于相關團體測量。且與已有相關問卷相比，四因素結構模型較好地反映了六年制免費師范生這一群體的特殊性，對促進該群體教師職業認同感的發展具有較強的現實指導意義。

3.2教師職業認同的總體狀況

總樣本在教師職業認同上的總均分為3．54±0．54，略高于“說不清”區間的精確上限，說明六年制免費師范生對教師職業認同的整體水平并不高，可提升的空間較大。從維度看，六年制免費師范生對教師職業價值的認同較高，對職業情感、職業技能的認同較低，反映出他們對教師職業所持的矛盾心態。一方面他們高度認同小學教師的職業價值，另一方面他們對小學教師職業缺少真摯而堅定的情感，對教師職業技能訓練的態度并不積極。這一狀況應引起重視。

3.3教師職業認同的特點

女生在職業情感認同、職業價值認同上的得分顯著高于男生。這可能與社會對女性的角色定位以及女性自身的特點有關。長期以來，教師職業被認為是女性最合適的職業之一。而且，女性在語言表達能力、工作細致耐心等方面優于男性，更適合于從事小學教育工作。二年級學生對教師職業的認同程度顯著低于一年級學生，這一結果與趙宏玉等的結果有相似之處［7］。一般說來，隨著年級升高，學生接受到的教師教育課程和訓練增多，他們對教師職業的認同水平應“水漲船高”，但本研究結果恰恰相反。是什么原因引發了這種“逆轉”？具體原因有待進一步探討。此外，藝術專業學生對教師職業價值、職業技能的認同程度顯著高于理科專業學生。一般說來，與理科專業學生相比，藝術專業學生的成才需要更多的個別化指導（如繪畫、練聲），因而對教師指導的價值、意義的體驗更為深刻；而且，許多藝術專業學生在小學甚至幼兒階段就開始參加各類專業培訓，實踐活動（如寫生、演出）相對較多，對教師職業技能重要性的認識更為清晰。

篇（3）

【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

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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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［12］李穎,劉善仕,翁賽珠. 大學生就業能力對就業質量的影響［J］. 高教探索,2005(2):78-80.

篇（5）

一、引言

為貫徹《國家中長期教育改革和發展規劃綱要（2010―2020年）》、推進《高教綜合改革試點實施方案》，教育部聯合多部委和行業協會提出了“卓越計劃”，包括“卓越工程師教育培養計劃”“卓越醫生教育培養計劃”等。“卓越計劃”強調以提高實踐能力為重點，探索與有關部門、科研院所、行業企業聯合培養人才的模式，是高等學校人才培養方式的一場重要變革。伴隨我國經濟社會融入全球化的進程不斷深化，社會對高端復合型會計人才的需求不斷增長，那些具有扎實理論功底、實踐能力突出、具有國際視野，能夠處理復雜會計業務的會計人才供不應求，這與國內普通會計人才日趨飽和的現實形成了鮮明的矛盾，這種現狀迫切要求高校進行會計教學改革，提升會計人才培養質量。為此，許多學者提出“卓越會計師”培養理念，并就卓越會計師人才培養的培養方案、課程體系設置、實踐教學等相關問題開展了探討。

從詞性組合視角看，卓越會計師是指杰出的、非同一般的會計人才，但這樣界定顯然過于模糊，無法明確刻畫卓越會計師的特征，不利于指導相關高校針對性地開展培養模式改革。為此，必須有效刻畫卓越會計師人才的素能結構，科學界定其素能維度及構成要素，以進一步明晰卓越會計師人才的杰出與非同一般之處，從而為相關教學改革與實踐提供明確的指導。目前，已有相關研究從定性視角對卓越會計師人才素能結構進行了分析，但定性研究無法有效揭示卓越會計師人才不同素能維度及其要素的相對重要程度。因此，本文在已有研究的基礎上，采用多主體視角，運用層次分析法，量化分析了卓越會計師素能結構，揭示不同素能維度及其要素的相對重要程度，挖掘卓越會計師人才關鍵素質與能力，并據以提出改革目前我國高層次會計人才培養模式的建議。

二、研究方法與步驟

本文基于多主體視角，采用層次分析法（Analytic Hierarchy Process，AHP）對卓越會計師人才的素能維度及其要素進行量化分析，分析步驟包括：

（一）在前期研究的基礎上，構建卓越會計師人才素能遞階結構。該結構包括“基礎理論與素質”“業務技能”及“綜合素質”3個維度，具體如上頁圖1所示。

（二）對卓越會計師人才素能維度及要素的相對重要程度賦值。為了全面客觀地量化分析卓越會計師人才素能結構，筆者邀請了企業財務高管、高校會計專業教師、企業會計從業人員3類評價主體，以集體比較的方式，對卓越會計師人才素能維度及其要素的相對重要程度賦值。其中，企業財務高管5名（包括2名財務總監，3名總會計師）；高校會計專業教師7名，均具有高級職稱；企業會計從業人員9名。評價主體按相對重要程度在1―9級標度進行賦值，見表1。

（三）構建判斷矩陣，進行一致性檢驗。根據每個評價主體賦值的結果，構建以各層次因素具體賦值為元素的相應判斷矩陣，采用Yaahp v7.5軟件，對每個判斷矩陣進行一致性檢驗。當各個判斷矩陣的一致性指標CI和同階平均隨機一致性指標RI之比CR

（四）計算卓越會計師人才素能維度及其要素的相對重要程度。在所有判斷矩陣符合一致性標準的條件下，將5名財務高管、7名高校教師及9名會計從業人員對各層次因素的賦值分別進行匯總平均，參照陳冠銘等提供的算法，編制基于Matlab（2014）的AHP求解程序，求解卓越會計師人才素能維度及其要素的相對重要程度。

（五）提出卓越會計師人才培養的對策建議。根據卓越會計師人才的素能維度及其要素的相對重要程度，分析卓越會計師人才的關鍵素質與能力，并據此為高校卓越會計師人才培養模式的構建提出建議。

三、結果與討論

由21名評價主體對卓越會計師人才素能維度及其要素進行了賦值，對每個評價主體的賦值結果分別構建相應的判斷矩陣并進行一致性檢驗。經過兩個輪次的賦值，所有評價主體的判斷均符合一致性標準；進而依據所構建的AHP求解程序，計算得到卓越會計師人才素能維度及要素的相對重要程度，計算結果見表2。

三類評價主體的相對重要程度評價分析如下：

企業高管認為卓越會計師人才最重要的素能維度是業務技能，相對重要程度為41.26%，其次是基本理論與素質，相對重要程度為32.73%；居第三位的是綜合素質，相對重要程度為25.98%。在業務技能維度中，企業財務高管最關注的素能要素是決策支持、財務管理和財務分析，三者的相對重要程度分別為20.70%、16.86%和15.11%，三者相對重要程度之和在業務技能維度中占比為52.67%，這體現出企業高層管理者對會計人員參與企業決策管理、提供決策信息方面能力的高度重視。在基礎理論與素質維度中，企業財務高管認為最重要的素能要素是職業道德、邏輯思維和思想政治素質，三者的相對重要程度分別為22.45%、16.52%和16.38%，三者相對重要程度之和在基礎理論與素質維度中占比55.35%。在綜合素質維度中，企業財務高管最關注的素能要素是創新意識和溝通協作，兩者的相對重要程度分別為25.67%和25.36%，兩者相對重要程度之和在綜合素質維度中的占比為51.03%。

高校教師認為業務技能和基礎理論與素質均為卓越會計師人才重要的素能維度，兩者的相對重要程度分別為40.01%和39.99%；給予綜合素質維度的相對重要程度為25.98%。在業務技能維度中，高校教師最關注的素能要素是決策支持、核算與報告、審核監督，三者的相對重要程度分別為20.83%、16.82%和16.82%，三者的相對重要程度之和在業務技能維度中占比為54.47%。在基礎理論與素質維度中，高校教師最關注的素能要素是職業道德、邏輯思維和經濟與管理理論，三者的相對重要程度分別為25%、20.43%和19.38%，三者相對重要程度之和在業務技能維度中占比達64.81%。在綜合素質維度中，高校教師最關注的素能要素是溝通協作和發展潛能，兩者的相對重要程度分別為24.66%和22.09%，兩者相對重要程度之和在綜合素質維度中占比為44.75%。

企業會計從業人員認為卓越會計師最重要的素能維度是業務技能，相對重要程度為41.25%，居第二位的是基礎理論與素質，相對重要程度為32.74%；居第三位的是綜合素質，相對重要程度為25.99%。在業務技能維度中，企業會計從業人員最關注的要素是核算與報告、決策支持，二者的相對重要程度為25.89%和20.24%，兩者相對重要程度之和在業務技能維度中占比46.03%。在基礎理論與素質維度中，企業會計從業人員最關注的要素是經濟與管理理論和邏輯思維，兩者的相對重要程度分別為25.48%和23.46%，兩者相對重要程度之和在基礎理論與素質維度中占比48.94%。在綜合素質維度中，企業會計從業人員最關注的要素是發展潛能和溝通協作，兩者的相對重要程度分別為30.56%和24.53%，兩者相對重要程度之和在綜合素質維度中占比55.09%。

綜合分析，三類評價主體給出的評價結果雖然有一定的差異，但總體較為一致。首先，三類評價主體對卓越會計師素能維度的重要程度排序一致，均認為業務技能對卓越會計師人才而言是最重要的，其次是基礎理論與素質，居于第三的是綜合素質。其次，在業務技能維度中，三類評價主體均認為決策支持是卓越會計師最重要的業務技能，并且對財務管理與財務分析都給出了較為一致的評價結果，差異之處在于企業財務高管更關注卓越會計師人才的管理能力，而高校教師和國有企業會計從業人員則相對更關注核算與報告能力；在基礎理論與素質維度中，企業財務高管和高校教師對職業道德的評價一致，認為其是最重要的素能要素，并且三類評價主體都認為邏輯思維和經濟與管理理論對卓越會計師人才而言是重要的素能要素；在綜合素質維度中，三類評價主體對各要素相對重要程度的判斷較為均衡，對溝通協作、組織與管理、國際視野等綜合素質均給出了較為一致的評價，差異之處在于企業財務高管更關注創新意識，而國有企業會計從業人員則對發展潛能給予了更高的關注。

四、結論與建議

本文基于多主體視角，采用層次分析法對卓越會計師人才素能維度及其要素進行了量化分析，得到不同評價主體對卓越會計師人才素能維度及其要素相對重要程度的評價結果。盡管不同評價主體的判斷存在一定的差異，但評價結果總體較為一致。綜合不同評價主體的觀點可以看出，對于卓越會計師人才而言，決策支持、財務管理、財務分析、核算與報告是相對重要的業務技能，職業道德、邏輯思維、經濟與管理理論是相對重要的基礎理論與素質，而溝通協作、發展潛能、國際視野和創新意識則是相對重要的綜合素質。

根據以上分析結論，本文認為目前我國卓越會計師人才的培養，優先的方向應是構建以專業技能培養為主體，以基礎理論與素質培養和綜合素質養成為兩翼的“一體兩翼”培養模式。為此，在專業技能培養方面，應以“管理+核算”為導向，著力塑造卓越會計師人才參與企業決策管理、處理復雜會計業務的能力；在基礎理論與素質培育方面，應在全面培養卓越會計師人才所需要的相關理論與基本素質的基礎上，更加注重對職業道德、經濟與管理理論的培養和分析復雜問題能力的塑造；在綜合素質的養成上，應在培養卓越會計師人才多方面素質的基礎上，注重對其溝通協作、國際視野、發展潛質、創新意識的養成。

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篇（6）

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。

篇（7）

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。

篇（8）

一、引言

戰略群組分析的關鍵,在于戰略維度的選擇,如果戰略維度的選擇不當,則最后的分群結果便可能產生誤導,因此最好選擇符合產業本身特性,以及企業在競爭上較獨特、具有決定性的關鍵成功因素作為分群的戰略維度。而且選取戰略維度時,必須考慮產業的特性,因為戰略維度常隨產業的特質而異。

同一產業內的企業由于其成長背景經歷,以及所擁有的資源和能力不同,加之進入該產業的時期不同,而形成不同的戰略群組。如在臺灣藥局經營面臨屈臣氏和康是美這樣的大型連鎖藥妝店沖擊的時期進入,更有可能積極改進傳統獨立的經營方式,去選擇加盟連鎖的方式。加上企業不同的經營目標,經營者對風險的感知及對于產業未來發展前景的不同預期,使得不同企業選擇不同的經營戰略,歸屬于不同的戰略群組,社區藥局行業也是如此。

二、研究方法

本研究以臺灣地區社區藥局為研究范圍,參考的主要群體是藥師與藥生公會提供的名冊。最后將在藥師藥局工作的藥師樣本(3937家)和在藥生藥局工作的藥生樣本(3807家)兩部份加總后作為本研究抽樣的主要群體,共計7744人。在抽樣方法部分,考慮樣本大小的適當性與人力、經費的條件,從總樣本中隨機抽樣出2200家藥局,以郵寄方式進行問卷調查。并根據兩名冊所占抽樣主群體比例分別隨機抽樣,抽取出藥師藥局1122家和藥生藥局1078家。最后回收有效樣本243份,有效問卷回收率為11.05%。樣本量足夠本次研究所需。

本研究采用的是問卷調查法,問卷內容參考國內外研究各產業戰略群組和經營績效相關關系的文獻,并咨詢藥界專家后,自行設計的結構式問卷。問卷內容分為藥局基本特性和研究變量。在研究變量部分,本研究通過參考相關文獻發現,醫療產業戰略群組研究較為常用的戰略維度為領域投入及資源配置,另參考有關藥局戰略研究文獻與咨詢專家意見后,針對社區藥局特性,發展成為產品特性、銷售及營銷活動、專業服務與人事制度、作業管理四個維度。并根據前人的研究結論,提出各維度的經營變量的操作型定義如表1所示:

在回收的有效問卷中,北部問卷93份(38.4%)、中部問卷52份(21.5%)、南部問卷92份(38.0%)、東部問卷5份(2.1%),再將其與研究主群體地區分布進行卡方檢驗,如表2顯示,經檢驗后發現其結果并不顯著,表示回收樣本有良好的代表性。

本研究問卷在效度檢驗方面,檢驗了內容效度和結構效度。其中內容效度(content validity)的檢驗主要是采用專家效度進行評估,采用標準內容效度索引CVI(content validity index)進行項目評定關聯性檢測,其內容效度為94%,說明開發的量表具有較好的內容效度。而結構效度的檢驗,由于對“產品特性、銷售及營銷活動、專業服務與人事制度、作業管理”這4大戰略維度的得出是通過回顧文獻,主要借鑒了國外已經開發出的經典量表,這里分別根據各戰略維度量表的結構效度問題采用因子分析的方法,除“銷售及營銷活動”分量表的結構效度稍差之外,其他三個戰略變量的結構效度都不錯,因此,本研究的結構效度可以說較好。在信度方面,本研究以Cronbach’s α系數來衡量問卷內容的內部一致性,其整體量表的Cronbach’s α系數為0.947。可發現本研究工具具備良好的內部一致性。

本研究利用SPSS15.0版軟件,將產品特性、銷售及營銷活動、專業服務與人事制度、作業管理四個戰略維度的加權因素分數,作為進行聚類分析的指標依據。運用TwoStep Cluster的分組方法,對樣本藥局進行戰略群組分群。

三、藥局戰略群組分類分析

本研究進行聚類分析,當聚成的類別數由二到三時,BIC( Schwarz's Bayesian Criterion)值驟降(由448.366降為398.096),此時BIC的變化值為-50.270,且Ratio of BIC Changes降低比例為54%,統計軟件將樣本藥局自動聚成三類,分群后戰略群組的戰略維度均值及標準離差統計如下表3,可以明顯看出,三個戰略維度平均分數在三個戰略群組中,由群組一到群組三均呈現明顯遞減現象。

將243家樣本企業按照“產品特性、銷售及營銷活動、專業服務與人事制度、作業管理”四個戰略維度聚成三類后,通過列聯表檢驗這三個戰略群組在藥局特征和藥局經營者特質上的差異,可得到的各戰略群組特征如下。

群組一:北部藥局多(47.2%)、連鎖藥局多(41.6%)、店面較大(平均36.6坪)、成立年數最短(平均14.88年)、經營者年齡較輕(平均46.55歲)、執業年資較短(平均14.18年)、經營年資較短(平均14.75年)。

群組二:南部藥局多(42.2%)、非連鎖藥局多(68.7%)、店面坪數介于群組一與群組三之間(平均35.57坪)、成立年數介于群組一與群組三之間(平均16.25年)、經營者年齡介于群組一與群組三之間(平均48.07歲)、執業年資介于群組一與群組三之間(平均15.59年)、經營年資介于群組一與群組三之間(平均15.34年)。

群組三:南部藥局多(45.9%)且東部藥局家數最少1家、非連鎖藥局多(90.3%)、店面較小(平均15.19坪)、成立年數最長(平均18.24年)、經營者年齡較長(平均48.55歲)、執業年資較長(平均19.08年)、經營年資較長(平均17.83年)。

為進一步了解各戰略群組的戰略特性,本研究首先分別針對三個戰略群組間的產品特性、銷售及營銷活動、專業服務與人事制度及作業管理四個戰略維度,進行單因方差分析 (ANOVA)檢驗。在99.9%的顯著性水平下,歸結出本研究在各戰略群組與各個戰略維度上的假設檢驗結果,如表4所示。

注:1. ***表p

2.Scheffe多重比較(α=0.05):三個戰略群組在四個維度相互間,均具顯著差異

由表中數據可以看出,聚類得到的三個戰略群組在“產品特性”、“銷售及營銷活動”、“專業服務與人事制度”,以及“作業管理”四個方面均在99.9%的置信水平下存在顯著差異,且戰略群組一在這四個維度上的得分明顯高于其他兩組,而戰略群組三在這四個維度上的得分最低,說明群組一內的企業在上述四個維度方面都做得很優秀。

四、藥局群組的特性分析

1.藥局群組的分析與命名

本研究通過兩步聚類分析分群后三個戰略群組各戰略維度的標準化因素分數,由群組一到群組三均呈現明顯遞減現象。也即群組一在三個戰略維度的戰略行為,均較其他兩群組表現得更為優秀。由列聯表分析顯示群組一呈現出連鎖藥局多、店面坪數較大、成立年數最短、經營者較年輕、執業年資較短、經營年資較短等特性;相反的,群組三有非連鎖藥局多、店面坪數較小、成立年數最長、經營者較年長、執業年資較長、經營年資較長等特性;群組二的藥局特征,介于群組一與群組三之間。

依據Ginter et al.將戰略種類分為方針戰略、調適戰略、市場進入戰略、定位戰略及作業戰略,并將達成組織愿景的調適戰略,分為擴張戰略、穩定戰略及緊縮戰略。配合本研究分析得到的戰略群組特質結果,及為方便分析進行的討論與區別,所以采用相近的調適戰略名詞,將群組一命名為“擴張積極群”,群組二為“穩定跟隨群”,群組三為“緊縮保守群”。

聚類分析的結果表明社區藥局存在戰略群組,驗證了學者黃光華的研究結論:臺灣醫院產業可分成三個戰略群組,各戰略群組所實行的戰略型態有所差異。其中三戰略維度平均分數在戰略群組間,由群組一到群組三均呈現顯著遞減現象。也支持了鐘以勇的研究,根據“領域投入、資源配置和競爭優勢”將臺灣地區醫院劃分成六個戰略群組。也支持了陳學庸依據“領域、資源投入和競爭優勢”將臺灣主機板制造廠劃分為三個戰略群組和學者Zajac和Shortell類似的研究結果。

2.三個戰略群組中藥局的基本特征分析

在分析連鎖藥局與非連鎖藥局之間在藥局特征上的基本差異時,得到的結論是連鎖藥局店面坪數比非連鎖藥局要大,每天營業時數要長,員工總數要多,但連鎖藥局健保特約的比例低于非連鎖近45%。“擴張積極群”(群組一)的特性是連鎖藥局多、也因此店面坪數較大、成立年數最短,且以北部藥局比率較高;“緊縮保守群”(群組三)的特性是非連鎖藥局多、也因此店面坪數較小、成立年數最長,以南部藥局比率較高;“穩定跟隨群”(群組二)的店面坪數、成立年數等特性介于“擴張積極群”(群組一)和“緊縮保守群”(群組三)之間。可以較容易地弄明白不同戰略群組的特征,更好為企業進行戰略定位。

參考文獻:

[1]Zajac, EJ. & Shortell, SM. Changing generic strategies: likelihood, direction, and performance implications[J]. Strategic Management Journal. 1989, 10(5): 413-430

篇（9）

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。

篇（10）

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：

[1] 詹麗.關于廣電檔案管理工作中如何發揮創新精神的幾點思考[J].新聞研究導刊，2016，07（11）：372-372，358.

[2] 古玲，苑志勇.基于B/S結構的檔案管理信息系統研究[J].華中科技大學學報（自然科學版），2015，33（01）：50-51，54.

篇（11）

是界定教師教學能力的基礎，對深入了解教師教學能力的本質，合理設計教學能力的測量手段，科學地設定能力培養的原則，都有重要意義。關于能力的定義有很多，比較普遍接受的觀點是：能力是對知識、技能和態度的整合水平（Stoof,Martens,VanMerrienboer&Bastiaens,2002;Tigelaaretal.,2004）。麥克利蘭將能力劃分為五個維度：知識，技能，自我概念、態度、價值觀和自我形象等，特質和動機（McClelland,1973）。麥克蘭甘（Mclagan,1997）認為建構能力框架應從工作任務，工作努力的成效，產品，知識、技能和情感態度，優秀品質，屬性群等六個方面來考慮；國際培訓、績效、教學標準委員會將能力框架定義為一整套使個人可以按照專業標準的要求有效完成特定職業或工作職責的相關知識、技能和態度。綜合以上觀點，我們認為能力是個人針對特定職業或工作產生優秀工作表現的、可預測、可測量、可改進的知識、技能、內驅力等各種個性特征的集合。根據斯杜夫等（Stoofetal.,2002）和泰格勒（Tigelaar,2004），對教師能力比較普遍的理解是“在各種教學情境中，教師整合個人特征、知識、技能和態度而實現有效教學的能力。”英語教師教學能力因此可以被定義為：使英語教師能夠在我國語境下，面對新的學習范式，以目標為定向，按照課程標準的要求和學生終身發展的需求，綜合使用正確的教學方式、方法、策略、工具、技術和傳遞藝術，持續引起、維持、促進學生產生穩定、正向的學習意向和學習成果，從而較好地完成英語教學工作的，可測量的知識、技能、內驅力等各種個性特征的集合。英語教師教學能力框架就是英語教師不同專業發展時期所應達到的幾個水平層次的教學能力的有序集合。

2.我們需要什么樣的英語教師教學能力

框架作為英語教師資格考試和資格更新的頂層設計的基礎，應該研究在我國語境和發展需求下的英語教師教學能力框架，此框架應以英語教學實踐為基礎，明確新教師、熟練教師、資深教師和專家教師在職業生涯不同時期所應具有的專業知識和理解、專業技能素質和專業品質，以從滿足新教師招聘、培養、指導新教師專業發展路線圖到提高資深教師的專業能力、改進教學工作等用途；應具有引領作用，能對師范院校的英語教育教學標準和課程設置有引導、反撥作用，能指導英語教師入職、在職不同階段培訓的具體過程，為即將入職和在職的不同生涯階段的教師設定專業發展目標，制訂行動計劃，評估英語教師表現。

3.英語教師教學能力建構的依據

二十世紀90年代以前，國內學者提出的教學能力結構以經驗總結、理論分析等為主的思辨性研究居多，以文字表征為主，缺乏實證性的論證。2000年左右，關于教學能力的研究開始擺脫了思辨性描述，有了一些使用行為分析法（賀永旺等，2011）、德爾菲法（臺灣潘慧玲等，2004）、實證調查測量的研究（周建達等，1994辛濤等，1995，2000），新近的一些研究開始對教師能力或教學能力進行具體的結構分析（申繼亮等，1998；臺灣馮莉雅等，2001），這有助于對教學能力做形象描述，也有助于對教學能力做客觀測量。較具代表性的教師教學能力結構有：申繼亮等人建構的一般教學能力結構，包含：教學監控能力、教學認知能力、教學操作能力等三個維度；香港師訓與師資咨詢委員會（2003）的香港地區教師專業能力理念架構教與學范疇的能力要求，包含學科內容知識、課程及教學內容知識，教學策略和技巧，媒體與語言，評核和評估等四個領域；臺灣潘慧玲等（2004）的教師專業教學能力結構，包含規劃能力、教學能力、管理能力、評鑒能力、專業發展能力五個維度；潘彥燕（2008）的教學基礎能力、教學實踐能力、教學發展能力三維度教學能力結構等。美國、英國、加拿大、澳大利亞等國學者以標準（standard）、模型（model）、框架（framework）、評量規準（rubrics）、評價（assessment）、教學觀察（observation）、觀察協定（protocal）等名義進行的關于有效教師/有效教學、好教師/好教學、優質教師/優質教學、教師評價/教學評價、教師能力框架/教學框架、教師行為/教學行為、教師表現/教學表現、教師/教學等的研究，都殊途同歸地指向教師教學能力的要求，建構了教師教學能力結構。較有代表性的有幾類：一類是以知識、技能和態度為劃分維度的結構，如，英格蘭教學協會（Gtc,2006,2012）的完全注冊教師標準，包含專業知識和理解、專業技術和能力、專業價值觀與個人承諾三個維度；第二類是流程性維度劃分，從教學的過程及教學效能的角度進行劃分，如，美國丹尼爾森（Danielson,2007,2011,2012,2014）的教學框架（TLF），包括計劃和準備、課堂環境、課堂教學和專業職責四個領域，美國教育考試服務中心的Praxis™III（ETS,1992version）教師課堂表現評估標準，包含領域為學生學習組織內容知識、為學生學習創設環境、為學生學習而教和教師專業性四個領域；第三類是從教學表現的角度進行維度劃分，如美國州首席教育官理事會（CSSCO,2011,2013）的州際教師核心教學示范標準（InTASC），包含學習者和學習、內容、教學實踐和專業責任四個范疇。這些教學教師能力結構的共同特點是類屬關系較清晰，較少概念重疊，可操作性強，對教師實踐中專業能力發展有較好的指導作用。

4.英語教師教學能力結構的初步研究和建構英語教學

應該具有教學的共通性以及不同于別的學科的教學特殊性。英語教師教學能力結構應該是基于通識的教師教學能力結構以及有別于通識的教師教學能力結構，充分體現英語作為語言、作為外語教學的學科特殊性。劍橋大學考試委員會外語考試部（CambridgeESOL）就針對母語為非英語國家的中小學或成人英語教師開發設計了英語教學能力證書考試TKT（TeachingKnowledgeTest）。國際英語教師協會（TESOL）也開發了英語作為外語教學的國際英語教師資格證書考試，對申請者的英語能力有較高的要求，并制定了國際英語教師專業標準來規范考試和教學實踐，包含：了解學生、了解語言和語言的發展、了解文化和多元性、對學科知識的了解、有意義的學習、學習知識的多元途徑、教學資源、學習環境、評價、反思、與家長聯系、專業化引領共十二項對英語教師教學能力的要求。從該表中可以看到通識教學能力結構內容中所沒有的一些能力要求，如：了解語言、文化和多元性、有意義的學習等。英語教師教學能力結構有其特定內涵和獨特的存在意義。我國語境下的英語教師教學能力結構必然有異于西方外語教學能力的一些要求。對此，筆者以中學英語教師為對象，采用定性研究與定量研究相結合的方法來探討英語教師教學能力的構成。首先，運用行為事件訪談技術（BEI）訪談了三十名不同類型的中學英語教師，根據訪談資料編碼確定英語教師教學能力的內容構成，然后使用編制的《英語教師教學能力確認問卷》對樣本人群進行測量，收回有效問卷1,081份，對測量數據進行驗證性因素分析，以此確定英語教師教學能力結構。研究結果表明，《英語教師教學能力確認問卷》有著良好的信度和效度，數據分析結果證明問卷的結構效度良好，各項指標參數均達到理想水平。據此，我們建構出我國英語教師教學能力結構模型，包括三個維度：教學基礎、教學控調和教學發展；三個維度下包括十項能力和四十五個能力要素。能力包括：英語學科內容知識、英語能力、教學設計、激發、維持與促進學生學習動機與投入、支架式教學、評價與反思、擁有教學智慧、專業承諾、專業成長、有效溝通等。

二、英語教師教學能力框架：英語教師資格考試的內容

依據與專業提升培訓的目標以往全國各地的教師資格考試，考試大綱、內容、試題等差異基本上都是以教育學、心理學等理論知識為主的針對非師范生的補償性考試，考試內容泛化，設計缺乏學科意義上的信度、效度。2013年教育部印發的《中小學教師資格考試暫行辦法》（以下簡稱《辦法》）確立了學科知識與教學能力在教師資格考試中的必需成分，規定小學教師資格考試筆試科目為《綜合素質》、《教育教學知識與能力》兩科，初級中學、普通高級中學教師和中等職業學校文化課教師資格考試筆試科目為《綜合素質》、《教育知識與能力》和《學科知識與教學能力》三科。盡管針對中學教師申請者有了《學科知識與教學能力》的科目要求，但是卻沒有參照標準，對小學教師更是沒有明確的學科知識和能力的科目要求。小學教師申請者只需參加心理學和教育學的考試，選擇任何一個學科進行面試都可以成為所選學科的教師，不需要學科專業背景。這對于小學英語教學來說，顯然是不合適的。作為英語學習的啟蒙老師，小學英語教師需要有基本的英語學科內容知識、基本的英語應用能力和英語教學能力。必須具有一定的英語知識和英語教育教學方法，才能達到基本的教學要求，例如,小學階段的語音教學是一個重要的問題，教師是否具備Phonics（語音拼讀）知識、能否使用Phonics教學法，關系到小學生能否在英語學習起始階段具有關系到一生英語學習的最基本能力——見詞能讀、聽音能寫，這也是課程標準要求的學生在小學階段要發展的語音能力。現實卻是很多地區要花費大量的時間和經費給在職小學教師進行類似的教學能力補償性培訓，所以我們認為，如果沒有統一的學科教學能力標準和考試，職前教育和在職培養要求難以清晰明確，不利于選拔人才，不利于教師專業化發展。我們建構的英語教師教學能力框架的三個維度、十項能力和四十五個能力要素，貫穿了課前、課中、課后的全部過程，涉及了所有可能涉及的問題，每一項能力和每一個能力要素又可以從“需要改進”、“基本合格”、“熟練”、“卓越”等幾個層級分別進行描述，形成一個完整的教學能力評估體系。整個體系可以作為英語教師資格考試借鑒的重要內容。例如，能力一，具有英語學科內容知識，包含具有英語語言知識、具有語境知識、具有語用知識、具有英語語言文化知識、了解英語課程標準要求、具有英語教育、教學理論及方法等能力要素，可以作為英語教師資格考試學科知識部分的內容依據。同時，框架也可以作為專業提升培訓的內容參照和標準，例如，能力三，教學設計，其中所包含的一個能力要素是教學資源整合，有四個水平的描述：分析、處理教材，拓展教學資源，創生教學資源，開發利用課程人力資源等，可以作為不同專業發展階段的該能力要素的培訓標準和目標。在教師專業化發展受到重視的今天，教師資格考試走學科化考試的方向無疑是正確的，專業化測評與認定應該得到應有重視，應從理論認識、專業測評設計到實際運作都積極研究和推進。就英語教師資格考試來說，參照英語教師教學能力結構和“基本合格”標準設計英語教師資格考試對申請者進行教師教學能力考核，應該可以甄別申請者是否夠格成為英語教師，并有效指導英語教師職前培養和職后專業發展。