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關鍵詞：知識結構；就業能力；就業信心；結構優化 一、引言
當前大學生就業難的一個突出問題是就業的結構性矛盾，一方面是不少大學畢業生找不到滿意的就業崗位，另一方面是不少用人單位招聘不到滿意的大學畢業生。對此，不少學者指出這種“就業鴻溝”出現的根本原因就是大學畢業生的就業能力嚴重不足，其綜合素質與用人單位的實際需求存在著較大的差距。[1][2][3]如何提升大學畢業生的就業能力，培養滿足企業需求的合格人才成為高等學校面臨的嚴峻現實問題。就業能力是一個人成功就業所需要的知識、技能和個性品質等因素的集合。近十年來，學術界圍繞大學生就業能力現狀、就業能力的結構維度和影響因素、就業能力培養對策等進行了多方面的探討。從現有研究看，國內外學者對就業能力的結構維度有從二維到五維及以上的不同維度的劃分，其中最有影響力的是耐特（knight）和約克（Yorke）提出的四維結構模型，即在學術界被廣泛引用的USEM模型。[4]該模型將就業能力劃分為元認知、個人特質、核心技能和學科理解力四個維度。盡管對就業能力結構維度有不同的劃分，但學者們普遍認為知識是影響就業能力的重要因素，大學生通過學習所獲得的知識和技能，以及由此形成的知識體系是其就業能力的重要組成部分[5]，高等學校是提升大學生就業能力的“主戰場”[6][7]。 近年各高等院校都加大了教學改革力度，對專業課程的結構與內容進行調整，以構建科學完善的課程體系，實現大學生知識結構的優化，從而提升大學生的創新創業能力和就業能力。但是，現有研究對于知識結構如何影響大學生就業能力并沒有作出明確回答，諸如基礎知識和技能、知識的廣度、深度和前沿性如何影響大學生就業能力？各維度間是否存在差異？高等院校應如何優化大學生知識結構來提升其就業能力？這些問題都有待厘清。本研究以廣東九所高校的1027名高年級本科生為調研對象，對大學生知識結構、就業能力和就業信心進行調查，并分析檢驗知識結構及其各維度對大學生就業能力和就業信心的影響，從而在實證基礎上厘清知識結構與就業能力的關系，為現行高等教育優化大學生知識結構，提升大學生就業能力提供理論依據和指導。
二、研究方法
（一）研究對象
以廣東九所高校的在校本科生為對象，按配額進行了抽樣調查，其中“211”院校4所，非“211”院校5所。因本研究探討的是知識結構對大學生就業能力和就業信心向的影響，我們將調研對象限定在大三、大四的高年級在校大學生，并以大四學生為主。樣本構成狀況參見表1。
（二）研究工具
調研問卷由三部分組成。第一部分是大學生知識結構構成調查問卷。基于文獻研究，我們按照知識的構成將知識結構劃分為基礎知識、知識廣度（跨學科知識）、知識深度（專業知識）、知識前沿性（前沿知識）四個維度[8][9]，并采用李克特七點量表進行測量，經檢驗該量表的內部一致性系數α為0.846。第二部分是就業能力與就業信心調查問卷。本文采用耐特（knight）和約克（Yorke）提出的USEM模型，將就業能力劃分為元認知、個人特質、核心技能和學科理解力四個維度，并借鑒史秋衡、文靜（2012）的研究[10]，對就業能力的四個維度和就業信心進行測量。其中，元認知用“大學學習激發我的學習興趣”和“大學學習讓我形成了自己的價值觀和世界觀”兩個題項測量，個人特質用“我具備了很強的人際交往能力”和“我具備了分析問題和解決問題的能力” 兩個題項測量，核心技能用題項“我具備了本專業的實際操作技能”測量，學科理解力用“我掌握了適合自己的學習方法”和“我系統掌握了本專業的基本理論”兩個題項測量，由此就業能力量表一共包含7個題項，量表的內部一致性系數α為0.865，就業信心用“我覺得找到一份不錯的工作并不難”、“我知道自己適合什么擁墓ぷ鰲焙汀拔葉員弦島蟮娜ハ蚴分有信心”三個題項測量，量表的內部一致性系數α為0.843，所有題項采用李克特七點量表進行評分。最后是樣本個人背景資料，包括性別、年級、專業、學校、父母學歷、消費水平及常住地。
?教師與學生?1知識結構對大學生就業能力和就業信心的影響（三）研究實施與數據收集
調研于2013年11月至2014年1月實施，采用紙筆測試方式，由調研組成員分赴九所高校，在學生比較集中的課室、宿舍和企業宣講會發放。共發放問卷1200份，剔除無效和缺失問卷，回收有效問卷1027份，有效回收率85.6%，全部數據采用SPSS19.0進行分析處理。具體調研程序如下：首先調研人員簡要說明調研目的，請同學們給予支持和協助，接著調研人員對填寫要求進行指導，然后被試開始填寫問卷，被試先完成知識結構的調查，接著再完成就業能力和就業信心測量，最后填寫個人背景信息，整個測試總計約12分鐘。在完成作答后，被試會收到一份小禮品以示感謝。
三、結果與分析
（一）大學生知識結構構成現狀
從調研結果看（參見表2），調研對象在知識結構四個維度上的均值都沒有超過5分，說明總體上大學生無論在知識面的廣度、深度、前沿性和基礎知識方面都處于一般水平。相比較而言，在基礎知識和知識廣度上，大學生得分稍高，接近或等于5分，而在知識深度，特別是知識前沿性上的得分偏低，這一結果顯示在大學生整個知識體系結構上，基礎知識和跨學科知識稍強，而在專業知識的精深上，特別是學科前沿知識上存在不足。在各維度上，按高低分值（6分及以上，4-6分，4分以下，劃分為高分段、中分段和低分段）對比各分段群體所占比例發現，34%的大學生具有較廣的知識面，24.4%的大學生在知識深度具有較高水平，僅有18.8%和18.6%的大學生知識前沿性和基礎知識的掌握上具有較高水平，而在各維度上得分均在6分及以上的僅76人，占總體樣本比例的7.4%。由此可見，具有較完善、合理的知識結構的大學生占比不到十分之一。
（二）大學生就業能力與就業信心分析
調查結果顯示（參見表3），大學生就業能力總體平均為5.046分，各維度上的平均得分分別為：“元認知”4.966，“學科理解力”5.021，“核心技能”4.810，“個人特質”5.268，“就業信心”平均值為4.822。可見，總體上大W生就業能力一般，核心技能較為欠缺，就業信心偏低。從各指標的標準差來看，在核心技能和就業信心上，學生間差異較大。
在各維度上，按高低分值（6分及以上，4-6分，4分以下，劃分為高分段、中分段和低分段）對比各分段群體所占比例發現，就業能力總分在6分及以上的占比17.6%，說明僅有不到五分之一的大學生具有較強的就業能力。分維度來看，25.9%的大學生具有較高的元認知水平，26.4%的大學生有較強的學科理解力，31.1%的大學生具備較強的專業技能，35.4%的大學生在個人特質方面包括自我意識和自我效能方面表現良好。而在各維度上得分均在6分及以上的僅108人，其中男生59人，女生49人，占總體樣本比例的10.5%。此外，從調查來看僅22.6%的大學生具有較強的就業自信。
（三）知識結構對大學生就業能力與就業信心的影響
采用Pearson相關分析法，對大學生知識結構與就業能力和就業信心進行相關分析（見表4）。結果發現，知識結構各維度與就業信心、就業能力及其各維度均呈顯著的正相關。
為進一步了解知識結構如何影響就業能力與就業信心，本研究通過回歸分析檢驗了大學生知識結構各維度對就業能力及各維度和就業信心的影響（見表5）。研究采用進入法回歸方程分析，結果表明，知識結構各維度對大學生就業能力和就業信心都有顯著影響，特別是基礎知識的扎實程度和專業知識的深度對大學生就業信心、就業能力及其各維度的影響都非常顯著（P
以上研究結果表明，優化大學生知識結構，形成合理的、完善的知識結構體系對于提升大學生的就業能力，培養其就業自信有重要意義。特別是夯實大學生基礎知識和基本技能，拓展其專業知識深度，對于就業能力的提升和就業信心的塑造至關重要。這一研究結論厘清和明晰了知識結構與就業能力和就業信心的關系，為高等學校如何通過教育教學改革優化大學生知識結構，提升大學生就業能力提供了理論依據。
四、結論與建議
本研究對廣東九所高校的調查結果顯示：（1）大學生在知識積累和合理知識結構的構建上都亟需提升，尤其是在知識前沿性和知識深度兩個維度上存在短板；（2）大學生就業能力一般，核心技能較為欠缺，就業信心偏低；（3）知識結構各維度對大學生就業能力和就業信心都有顯著影響，其中知識深度和基礎知識對就業能力的影響尤為顯著，而知識面的廣度和知識前沿性僅對就業能力的元認知維度影響顯著，對就業能力其它維度如學科理解力、核心技能和個人特質的影響不顯著。
以上研究結論為高等學校通過教育教學改革提升大學生就業能力提供了啟示。首先，知識深度是大學生知識結構中的短板，又是大學生就業能力最重要的影響因素，因此，拓展大學生知識深度，構筑精深厚實的專業知識，成為優化大學生知識結構，提升大學生就業能力的首要目標和當務之急。而拓展知識深度，提升專業能力，首先要從教學內容的改革開始。大學教育的目標是培養學有所長的各領域的專業人才，這種人才要求既具有深厚專業知識和廣闊成長空間，又具備實際操作技能。因此在專業內容設置上，一方面要有精深的理論知識，體現專業深度和特色，另一方面又需要與實踐結合，從鍛煉學生適應崗位所需的專業能力著手，培養其專業技能。同時在教育教學方式上，也需要緊密配合這一培養目標，實行相應的變革。其次，研究顯示寬厚扎實的基礎知識不僅對就業能力還對大學生就業信心有顯著影響。從目前我國高等教育基礎課程的設置來看，主要存在兩方面問題：一是開設的基礎課程覆蓋面過窄，二是對基礎課程考核的要求偏低。當代大學生普遍存在基礎知識較為薄弱，基本功欠扎實，基本技能較為欠缺等問題。因此，夯實學生基礎知識首先需要從學校層面在基礎課程設置上進行改革，提供和開設更為廣泛的基礎課程和專業基礎課程，并提高對基礎課程的考核要求。第三，以往的研究認為廣泛的知識面有利于激發大學生的創造性，提升其創新能力，而本研究的結果進一步發現，知識廣度不僅提升大學生就業能力，更能顯著提升大學生就業信心。從高校角度，提升學生知識廣度，培養全面發展的人才，必須對傳統的課程體系進行改革，建立通才教育課程體系。例如對于理工科類大學或專業，必須在原有課程體系下增加人文社會科學方面的課程和相關課程，而對文科大學或專業來說，則必須在原有的課程體系下增加自然科學以及科學技術發展史方面的課程。從國際上來看，美國理工科大學的人文、社會科學方面的課程占總學分的比例達20%左右，而日本工科教育課程中規定人文、社會科學方面的課程應占總學分的16%～17 %。最后，學科前沿知識匱乏，是當代大學生知識結構中的短板，也影響到大學生就業能力和就業信心，特別是在高新技術領域的的就業。因此，跟蹤和掌握學科領域的前沿知識，完善現有知識結構，對于提升大學生就業能力和就業信心也有重要意義。這就要求高校不僅在教學上引進和傳授學科前沿知識，加快知識更新，加強師資培訓，還要追蹤學科前沿開展科學研究，以科研引領教學。
雖然，本研究結果表明知識結構各維度顯著影響就業能力和就業信心，并且對就業能力和就業信心的解釋率分別達到36.5%和36.2%，但是知識結構并不是影響大學生就業能力的唯一因素。以往表明，個人特質如就業人格和社會應對力等也是影響大學生就業能力和就業信心的重要因素。[11][12]因此，大學生就業能力和就業信心的提升不僅需要高校完善大學生就業能力培養體系，也離不開大學生自身的努力和相應社會支持體系的建立和健全。
參考文獻：
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[10]史秋衡，文靜.中國大學生的就業能力-基于學情調查的自我評價分析[J].北京大學教育評論，2012（1）：48-60.
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：職教教師;工作生活質量;人口學變量;問卷檢驗
作者簡介：徐英俊（1955-），男，黑龍江哈爾濱人，北京聯合大學師范學院職教研究所所長、教授，研究方向為職教教師教育;姜紅梅（1983-），女，黑龍江綏化人，北京聯合大學師范學院實踐教學中心實驗員，研究方向為實踐教學。
基金項目：全國教育科學“十二五”規劃2012年度教育部重點課題“當代我國職教教師工作生活質量評價研究”（編號：DJA120300），主持人：徐英俊。
中圖分類號：G715 文獻標識碼：A 文章編號：1001-7518（2015）02-0008-07
根據全國教育科學“十二五”規劃2012年度教育部重點課題《當代我國職教教師工作生活質量評價研究》的實施方案，課題組完成了中高職教師專業工作生活質量個體自我評價問卷表的編制，在實測前后檢驗了問卷的信效度。在我國七大地理區域，對職業院校專業課教師實施了抽樣問卷調查。本次共發放中職教師問卷1408份，高職教師問卷1398份，分別回收有效問卷為1379份和1268份，回收問卷有效率為97.94%和90.70%。現就兩類教師群體的人口學變量、兩份問卷實測前后信效度檢驗水平作以分析。
一、中職專業課教師人口學變量與問卷檢驗分析
（一）中職專業課教師人口學變量分析
1.抽樣對象區域分布簡析。抽樣對象區域覆蓋了我國七大地理區（華北、華東、華中、華南、西南、西北、東北），包括27個省市自治區。其中在華北（京、津、冀、晉）抽樣258份，占18.71%;在華東（滬、蘇、浙、皖、閩、贛、魯）抽樣639份，占46.34%;在華中（豫、鄂、湘）抽樣11份，占0.80%;在華南（粵、桂）抽樣162份，占11.75%;在西南（渝、蜀、黔、滇）抽樣54份，占3.91%;在西北（陜、甘、寧、新）抽樣11份，占0.80%;在東北（黑、吉、遼）抽樣244份，占17.69%（見圖1）。可見，抽樣對象覆蓋面具有廣泛性，能夠反映當代我國中職教師的現實狀況。
2.抽樣學校類別、等級分布簡析。課題組對中職學校的主體（中專、職高、技校）的專業課教師實施了抽樣問卷。其中，中專專業課教師占55.62%、職高專業課教師占37.27%、技校專業課教師占7.11%。由于中職學校辦學水平不同可將中職學校劃分為國家級、省級示范校和普通校，分別占抽樣學校專業課教師的48.80%、33.14%和18.06%，抽樣調查能夠反映不同類型、不同等級學校專業課教師的意愿，抽樣學校類別、等級分布（見圖2）。
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40.46%和59.54%，女性教師略高于男性教師，抽樣調查能夠反映出不同性別專業課教師的意愿，抽樣對象性別分布見圖3。
抽樣學校專業課教師年齡分布為：30歲以下占20.81%，31歲-40歲占47.71%，41歲-50歲占26.69%，50歲以上占4.79%。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。抽樣對象覆蓋了中職學校專業課教師各個年齡段。因此，本次抽樣調查能夠反映出各個年齡段教師的意愿。抽樣學校專業課教師年齡分布見圖4。
抽樣學校專業課教師教齡分布為：1-3年教齡占9.50%，4-6年教齡占12.11%，7-9年教齡占11.10%，10-14年教齡占21.47%，15-19年教齡占20.88%。按教齡段所占比例大小依次為，20年以上、10-14年、15-19年、4-6年、7-9年、1-3年。專業課教師中擁有10年以上教齡的占67.29%，擁有20年以上教齡占24.94%。可見，抽樣學校專業課教師群體具有較長時間的職業生涯經歷形成了較豐富的教學工作實踐經驗，對教學工作生活質量必然有深切的體會，也會對自身所從事的教學工作生活質量形成正確的認知，并能夠做出客觀、公正的自我評價。抽樣對象教齡分布見圖5。
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、高中以下學歷的分別占18.85%、76.65%、3.92%和0.58%，具有本科以上學歷的占95.50%，抽樣對象學歷層次結構與中職學校專任教師隊伍的學歷層次結構相符，抽樣對象學歷分布如圖6（左）所示。抽樣對象具有高級、中級、初級職稱的分別占27.56%、49.53%和22.91%，抽樣對象職稱分布如圖6（右）所示。本次抽樣調查覆蓋了不同學歷、不同職稱的專業課教師，能夠反映出不同學歷和職稱專業課教師的意愿。
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87.38%，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7（左）所示。
抽樣對象中，雙師型教師占65.63%，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7（右）所示。
（二）中職教師工作生活質量自我評價研究工具及問卷檢驗分析
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。
（二）高職教師工作生活質量自我評價研究工具及問卷分析
1.前測研究工具及問卷分析。本研究采用的調查工具為研究者自編的《高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。研究者選取了某高職學院99名專業課教師進行了前測，剔除無效問卷10份，問卷有效率為89.89%。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0.92、0.96、0.93、0.95、0.95，均達到了0.92以上，可以看出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3所示。
從表3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，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，維度一至維度五各題與與其相應維度最小的相關系數分別大于0.58、0.77、0.72、0.65、0.82，表明各題與與其相應維度均有較高的相關性，可見前測問卷具有較高的結構效度。
2.后測問卷檢驗分析。經前測分析得到五個體自我評價維度，維度一由2.9.10.16.17.23.29.30.36.42.
47.49構成;維度二由1.3.11.18.24.31.37.43.48.50構成;維度三由4.12.19.25.27.32.38.44構成;維度四由5.6.13.14.20.21.26.33.34.39.40.45構成;維度五由8.15.22.28.35.41.43.46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，本研究內部一致性系數為0.98，其中五個維度的內部一致性信度分別為0.92、0.90、0.91、0.92、0.88，均達到了0.88以上，可見該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4所示。
關鍵詞：專業滿意度；結構維度；營銷專業；專業承諾
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）.
[3]李紅梅.遼寧省高等院校學生專業滿意度研究[D].沈陽：遼寧師范大學，2011.
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.
