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教師編制范文第1篇

1、第一，教師的編制屬于全額撥款事業單位編制，享受事業單位工作待遇。但實際操作中，因各地區經濟水平發展不同，有些地方教育系統在繳交社保方面只繳交部分，不繳交生育保險和養老保險。機關事業單位養老并軌，有望解決這個問題。

2、第二，有編制的教師工資組成由基本工資、津補貼、職稱工資等組成。職稱工資可以隨著職稱升高而升高，工齡增加工齡工資也增加。無編制人員工資固定，在職稱晉升和工齡方面，一般無法保證。近幾年雖然在改革，但實際操作中仍然與在編老師存在很大差異。

（來源：文章屋網 ）

教師編制范文第2篇

關鍵詞：教師知識分享行為；量表編制；探索性因素分析

中圖分類號：G712 文獻標志碼：A 文章編號：1674-9324（2014）33-0134-03

知識分享是上世紀90年代西方知識管理理論研究的熱點問題，且已成為知識管理理論研究的新領域。教育是引導學習、傳播、流通與開發知識，并運用知識開創價值的過程，是一種最典型的知識產業。因此，運用知識管理，以帶動教育事業的全面革新，是時展的必然趨勢。學校如何有效管理知識的取得、分享、利用和創新，是增強學校核心競爭力，提升學校效能的關鍵。目前國外關于企業組織的知識分享理論與實證研究有許多，但對教育組織涉及不多。而國內對此方面的研究也僅停留在理論介紹與引進階段，對教師個體的分享行為還沒有實證研究。研究者圍繞知識分享的策略途徑等問題開展探討，卻沒有關注教師知識分享的測量、評估等問題。面對學校管理理論和實踐對測量的需求，開發有關教師知識分享的量表，對今后同類研究具有重要意義。

一、教師知識分享的內涵分析

知識分享（knowledge-sharing behavior）不僅僅是一方愿意將知識傳達給對方，還包含愿意幫助對方了解知識的涵及從中學習，進而轉化為他人的知識，并發展成個人新的行動能力。依據Senge學習觀點下的知識分享[1]，本文對教師知識分享做以下界定：在學校情境中，傳遞知識的教師借助知識傳播的媒介或直接與知識接受者交流、溝通、協商，以便將自身所擁有的知識（內隱和外顯知識）傳遞給其他的教師個體、團隊或組織，以推動教師彼此間的相互學習，提升教師的專業發展水平，發展教師有效的教育教學實踐能力。

二、問卷編制

1.問卷編制。第一步，文獻收集。查閱了Hooff和Ridder的《企業員工知識分享行為量表》[2]，Connelly和Kelloway在2003開發的《感知知識共享文化量表》[3]，臺灣學者鄭仁偉、黎士群對企業組織中知識分享行為的三維度劃分共10項[4]，石啟宏的《國民小學教師知識分享》問卷24個項目[5]，江滿堂《教師知識分享意愿》問卷22個項目[6]以及其他資料。第二步，整理合并問卷項目。將本文作者新翻譯的知識分享問卷項目和國內已有的項目比較，刪去重復的部分，初步得到知識分享問卷的36個項目，最后把這36個項目的語句改成適合教師群體的表達方式。第三步，專家討論和修改。請到從事教育管理工作的兩位教授和從事一線教學的兩位教師，對第二步得到的36個題目逐條討論，刪去不符合要求的項目，保留26個項目。第四步，預試與修改。從廣州市天河區、番禺區和白云區的4所中學隨機選取200名教師進行預試。對收集所得數據做項目分析和探索性因素分析，刪除因素負荷較低的2個項目、交叉負荷較高的4個項目和項目分析中鑒別度低的1個項目。最終，形成包含19個項目的教師知識分享行為正式問卷。

2.研究方法。正式調查對象為佛山及廣州地區12所中學656名教師，共回收問卷份516份。將有效樣本隨機分成兩半，一半用于探索性因素分析（n=258），一半用于驗證性因素分析（n=258），差異檢驗顯示兩部分樣本在性別等個人背景變量的分布上沒有顯著差異。驗證性因素分析采用Lisrel8.70完成，其他數據分析處理使用SPSS11.5。

三、研究結果

1.探索性因素分析和信度檢驗。對258份數據進行探索性因素分析，Bartlett球形檢驗值為3038.37，顯著性水平小于0.001，說明相關矩陣不可能是單位矩陣，取樣適當性度量等于0.923，表明該因素模型是較好的。采用主成分分析法（PCA），正交極大旋轉（Varimax）抽取特征根大于1的因素，并參照碎石圖確定有效抽取因素的數目，決定提取4個因素，累計方差解釋率為68.075%。從共同度指標來看，所有題目的共同度都在0.5以上，說明公因子了解觀測變量的大部分變異。

表1可見，因素1有6個項目，包括鼓勵他人學習，提供嘗試機會，減少學習障礙，促進他人學習動機等，可命名為“促進學習機會”，因素2有6個項目，包括主動分享教學方面的知識，回答同事問題，以文字或肢體的方式向同事傳遞教學知識，可命名為“分享教學知識”。因素3有4個項目，包括積極參與教師集體活動，為集體進步獻計獻策，如參加集體備課、研討等，主動思考、提問，引起大家的共鳴和思考，可命名為“參與專業互動”。因素4有3個項目，包括利用現代科技資訊，通過電腦在校園網站上與同事交流和分享與教學相關的知識和經驗，可命名為“利用校園網絡”。

2.驗證性分析和效度檢驗。用另一半數據做驗證性因素分析，驗證正式問卷的內斂效度和判別效度，以驗證其四維結構模型的合理性。對教師知識分享問卷19項四個因素進行結構驗證性分析，采用極大似然估計（Maximum Likelihood，簡稱ML估計），所有參數進行完全標準化解。從圖1中可以看出，每一個項目在相應潛變量負荷比較高，最低值為0.66，最高達到0.93，說明每一個觀測表變量對相應潛變量的解釋率大，而誤差估計在合理的范圍內，充分說明本測量模型具有較強的內斂效度。

為了驗證判別效度，我們提出兩個嵌套模型，一個是單因子Harman模型，一個是3因子模型。根據教師知識分享單維和三維模型假設，比較其嵌套模型的擬合指數，確定4因素模型的判別效度。結果見表2，比較3個模型的擬合優度，發現知識分享的四維結構是個理想的模型，而且具有較好的信度（問卷的總體Cronbach’α系數為0.92）。

四、結果分析與結論

通過查閱知識分享的研究文獻，翻譯改寫國外知識分享問卷，并結合港臺相關研究探究中國背景下教師知識分享的結構和測量工具。經過對預試和正式實測，探索性因素分析發現中國文化背景下，教師知識分享由促進學習機會、分享教學知識、參與專業互動、利用校園網絡四個維度構成。正式問卷中的另外258份問卷經過驗證性因素分析再次證實教師知識分享的四維結構。本研究教師知識分享的4個維度從整體上可劃分為知識給予和知識獲得兩方面，其中促進學習機會、分享教學知識屬于知識給予，參與專業互動屬于知識獲得，這符合Hooff & Ridder按知識的流向將知識共享劃分為2個維度：知識貢獻和知識收集[2]。教師知識分享行為的四維度包括了教師個體間、教研組織與教師之間、工作團隊與教師之間、學校組織與教師間等教師知識分享的四個層面。“促進學習動機”包括給予同事學習機會、減少其學習障礙并鼓勵其學習。這一項綜合了鄭仁偉對組織知識分享的劃分中分享學習機會、鼓勵他人學習兩個維度[4]。因為教師為同事提供學習機會、以對方所能接受的方式分享知識，實際上就是間接鼓勵支持他人學習的過程。“分享教學知識”包括語言、文字的方式與同事分享顯性知識，以肢體動作的示范分享隱性知識。這個因素中既包括了知識分享的方式，也包括了顯性和隱性兩類教師知識，符合Nonaksa對知識的劃分[7]。“參與專業互動”包括教師參與學校內一切與教學、科研相關的集體活動，在這樣的集體活動，教師共同討論、思考、協作，教師們不僅能相互學習，更易于創造出新的知識。“利用校園網絡”。包括利用現代電腦科技，通過電腦，在校園網站上與同事交流和分享與教學相關的知識和經驗。現代化信息技術的成熟和在學校中的普及運用讓教師們收益頗多，多數教師也認可這樣一種溝通和學習方式。所以，將此項納入知識分享行為維度對于衡量學校信息化建設和教師網絡利用能力都有很好的測量作用。

參考文獻：

[1]Senge，P.M.Sharing Knowledge[J].Execultive Excellence，1997，14（11）.

[2]Hooff B V D，Ridder J A D. Knowledge sharing in context：the influence of organizational commitment，communication climate and CMC use on knowledge sharing [J].Journal of Knowledge Management，2004，8（6）.

[3]Connelly C E，Kelloway E K. Predictors of employees’perceptions of knowledge sharing cultures[J].Leadership & Organization Development Journal，2003，24（3）：294-301.

[4]鄭仁偉，黎士群.組織公平、信任與知識分享行為之關系性研究[J].人力源管理學報，2001，1（2）.

[5]石啟宏.國民小學組織氣氛、教師知識分享及教師專業成長之關系性研究[D].臺灣：中原大學，2007.

教師編制范文第3篇

教師資格證是教育行業從業教師的許可證。

在我國，師范類大學畢業生須在學期期末考試中通過學校開設的教育學和教育心理學課程考試，并且要在全省統一組織的普通話考試中成績達到二級乙等以上，方可在畢業時領取教師資格證。

教師編制是指在編教師擁有的編制為事業編，即在編老師為事業單位工作人員。

教師作為事業單位工作人員，入職后按照相關規定，簽訂合同期一般為五年并按照相關規定，享受事業單位工作待遇。

（來源：文章屋網 ）

教師編制范文第4篇

論文摘要:通過文獻綜述和開放式問卷編制出包含85個題項的《大學教師教學關鍵環節行為評價問卷》。對兩所熹校共268名在校大學生進行調查，據問卷調查結果進行因素分析，并依據分析結果對問卷進行刪減和整理，最終得到包含3個因子(備課、上課、批輔考)共28個題項的問卷。初步編制的問卷各項測量學指標總的表現良好，a系數為0. 9 7 ， KMO值為0. 875e

一、引言

在大學的諸多任務或功能中，教師的教學質量和教學水平是學校工作的生命線，也是一個學校能否具有較強競爭力的重要標志。高校教師如何把教學工作搞好是一切工作中的重點。而提高教師的教學質量和水平，一方面需要教師自覺加強自身修養，另一方面更需要學校能夠制定一套切實可行的、操作性強的行為規范，確保每位教師能夠在工作中不斷地用這一指標來衡量自己，保證每位教師發揚其優勢，加強其弱勢，最終達到全面提高教學質量的目的。

近年來高校教學工作引起了人們的廣泛關注，也取得了很多研究成果:如孟慶茂對Marsh問卷在中國的適用性進行研究，并在此基礎上編制了“大學教師教學效果評價問卷”(SEEQ)，該問卷包括七個維度:分別是學習/價值感、教學熱情與組織/清晰性、群體互動、人際和諧、知識寬度、教學管理、功課量/難度。有的在原SEEQ問卷的基礎上，對其進行改造，設計了適合自己學校的教學效果評價指標。也有的完全摒棄已有標準或改造專家標準去評課，而從各自學校學生的視角來歸納出授課教師的評價標準。

但多數評價工具都存在經驗指標多、實證指標少，指標體系繁多、科學性準確性差的問題，評價中有的項目尚未達到可操作化的程度，推廣應用的信度、效度不夠理想。另外，多數研究取樣群體均來自重點院校且是小樣本，普通高校層次的學生評價教師教學質量指標體系具有可信度較高的尚不多見。基于這種現狀，白世國[[4]等人在借鑒國內外研究成果的基礎上，根據教師的心理結構和教育心理學的基本原理，在向學生進行開放性調查的基礎上，編制了包括教師智力、非智力、交往方面特征三維的《高等學校教師行為特征符合度調查問卷》，其中包括適合理論課教師、實驗課或技能訓練課教師各好與差四種問卷，共3個維度，即教師的計劃和預期、教師的監察調節和控制、教師的反思評估各25項行為特征項目。

本項研究是在高等學校教師行為特征符合度調查研究的基礎上，進一步對教學關鍵環節的質量標準與評價指標體系進行研究，把研究的目標直接指向教學的各個關鍵環節中學生所認定的優秀教師所應該達到的標準。研究的目的是為高校教師如何成為一名學生心目中的優秀教師指明方向，也為學校對教師的檢查和管理提供依據，更為學生對老師的選擇和評價提供可以借鑒的標準。

二、研究方法和程序

(一)文獻綜述

筆者查閱了大量關于教學關鍵環節以及教學評價的文獻和網絡資源，參考了國內外學者的有關思想。

(二)開放式問卷調查

采用開放式問卷調查了49名某學校各個年級的大學生(其中，大一13人，大二12人，大三15人，大四14人;男生21人，女生28人)。問卷內容涉及大學生對教師教學應包括的各關鍵環節的理解、優秀教師在教學各個環節中應有的表現方面等等。通過開放式問卷調查發現，多數大學生對教學各關鍵環節的理解一致，即包括備課、上課、課后輔導、批改作業和考試。另外，每個學生也從自己的體驗提出了優秀教師在各個教學環節中所應具有的行為表現。

(三)初始問卷的編制

基于學生的意見并參考教育學的有關理論和參考文獻，問卷擬定從備課、上課、課后輔導、批改作業和考試五個方面編寫題項，經過仔細分析和認真篩選，制定了一份能反映優秀教師教學各關鍵環節的行為表現的初步“問卷”。初始問卷共85個題項，要求被試用LikertS點量表進行評定，從“非常同意”到“非常不同意”分別用不同的數字5-1表示。

(四)初始問卷的施測

1.調查被試

采用隨機方式從兩所高校共抽取被試268名，被試的平均年齡為22.31歲((SD=1.46)，詳見表to

2.材料與程序

使用編制出的有85道題目的初始問卷對268名被試施測。采用團體測試的方式進行。主試分發問卷后嚴格按照指示語交代注意事項，且主試均為廊坊師范學院該課題組成員。測試無時間限制，測試完畢及時回收問卷并刪除填寫不全、有明顯反應傾向的問卷，保留有效問卷217份，問卷有效率為81%0

(五)數據處理

采用SPSS 15.0進行數據統計分析。

三、結果與分析

首先，對預測問卷進行a系數檢驗，結果為0.97，說明該問卷具有較高的內部一致性信度。其次，采用KMO (Kaiser-Meyer-Olkin)統計量來分析原有變量是否適合進行因素分析。Kaiser給出了一個KMO的度量標準:0.9以上表示非常適合作因子分析，0.8表示適合作因子分析，0.7表示一般，0.6表示不太適合，0.5以下表示不適合。而本研究得到的KMO值為0.875 ， Bartlett球形檢驗值達到極其顯著水平，表明本研究的數據適合做因子分析，故可以進行下一步的統計。采用主成份法(PC)并結合陡階檢驗準則提取特征根大于1的因子3個，解釋總變異的67.437 %。采用方差極大正交旋轉(Varimax)求出最終的因子負荷矩陣并參考以下標準對項目進行篩選:(1)因素負荷小于0.3 ; (2)共同度小于0.2 ; (3)題項在多個維度上有高負荷;(4)題項與問卷的相關小于0.2，最終得到的28個題項在三個因子上的負荷情況見表2

四、討論

在大力推進素質教育的今天，我們在反思實踐的基礎上又回歸到教學的基本環節—教學五環節。備課、上課、作業、輔導和評價是整個教學過程中有機的組成部分，每個環節都很重要，都有其獨特的內容又與其他環節有相關性而無法割裂。從對象上看包括老師和學生，從操作上看包括教和學，從內容上看是三維目標的實現，從影響教學五環節的因素來看有教師、學生、家庭和社會等諸多因素。

備課是教學五環節的首要環節，也是影響教學有效性的關鍵因素。備課要求教師對素質教育有正確的認識，對整冊教材和整個學段有整體的認識，對學生原有的知識基礎有充分的把握，甚至對學生的秉性、特長和不足有很好的了解，更高一點的要求，教師應該對相關的知識有更深層次的了解。良好的開端是成功的一半，備課質量的優劣將會影響整個教學過程和教學的有效性。

上課是教學五環節的核心，是教學有效性的實施和體現的過程。如果說備課是戰略，那么上課就是戰術的具體實施了，上課90分鐘必須緊緊圍繞備課設定的目標，課堂內容有序推進。上課絕不是背教案，好多環節和內容是生成性的，需要教師的智慧對生成知識和能力及時引導和培養，所以上課本身也是一門藝術。根據雙向互動信息的交流，應該科學預留作業鞏固已學的知識。

作業是教學五環節中的一個重要環節，具有承上啟下的作用，既是對備課、上課有效性的檢驗，也是輔導和評價的依據。作業的設置是教師對教材和學生的把握以及教師專業化水平的考量，作業的有效性又是對備課和上課有效性的檢測。因此，作業不僅僅是檢查學生的認知水平，也是檢測教師教學能力和水平的一個重要環節。

個別輔導或全體輔導是對前幾個環節的拾遺補缺，是對整個教學有效性的完善。個別輔導是以人為本和分層教學的實際運用，是一種很好的辦法。輔導要及時，注意時效性，輔導要分層對共性問題集中輔導，個性問題個別輔導，特殊學生特別輔導。

評價是前四個環節有效性測評的一種手段，具有很強的科學性和標準性。出卷既是考核學生掌握的程度，也是考量教師是否把握了學科的重心。

多數大學生以及教育學有關理論均揭示出教學的關鍵應包括備課、上課、課后輔導、批改作業、考試五個基本環節，但最終分析結果卻只包含3個因素，似乎與預期構想不一致，但仔細分析題目的內容發現:第一個因素所含題目主要內容是，教師對課程內容嫻熟，而且講授的內容充實，言之有物;另外是能夠恰當地舉例或理論聯系實際，能把深奧的內容講得淺顯易懂，對學生有所幫助和啟發。這些目標的實現，都需要教師在課前做好充分的備課工作，臨時抱佛腳或胡亂拼湊講授內容顯然達不到這樣的目標。第二個因素所含題目主要內容是，教學思路清晰、邏輯性強，語言清晰流暢，用詞準確，充滿激情，板書和圖示層次分明，精練整潔，有助于做筆記，運用各種教學方法，易于學生接受本學科的知識，并且講課的時候信心十足。這些行為指標主要體現在教師的講課過程中，既有語言表達方面的要求，如語言清晰流暢，用詞準確，也有板書或繪圖方面的要求，如板書和圖示層次分明;另外，也有精神狀態方面的要求，如充滿自信和激情，能調動學生的情緒，讓課堂氣氛很活躍。這些行為指標主要在上課過程中體現出來，但其反映的是作為一個教師應具備的基本能力和素質，同時也是一個逐漸積累，循序漸進的過程。第三個因素所含題目的主要內容是，向老師提問時，能夠獲得有意義的答案，為學生配置合適的習題，幫助學生把握所學知識，考試內容能反映課程的重要部分，在作業上所給的反饋很有價值等。這些行為包含了教師對學生的課后輔導、作業批改，同時也包含了考試命題，可以把這些題項總結為批輔考，主要反映的是教師在課后的行為指標。

另外，從三個因素所含題目的數量來看，第二個因子(上課)所含題目量最多，而第一個因子(備課)和第三個因子(批輔考)所含題量較少。這也從一個側面反映出了在教學的各個環節中，上課這一環節是最為重要的一個關鍵步驟，學生對教師的評價主要通過這一環節實現，教師的教學水平也主要通過這一環節體現。但不可否認的是，上課過程的順利完成，絕對離不開課前的精心準備，二者的關系密不可分。另外，課后的批輔考工作，也對上課環節起到很好的補充、完善和促進作用，教師對學生的課后輔導，同樣可以加深其對學生的了解，這樣在以后的教學當中，就可以更好地從學生出發，采用適合學生接受的教學方法和表達方式。

五、結論

第一，高校學生認定的大學優秀教師教學關鍵環節行為指標體系，包括3個因子和28個題項，3個因子分別是備課(課前)、上課(課中)和批輔考(課后)。

教師編制范文第5篇

工作滿意度

問卷 

【論文摘要】本研究參考國內外相關文獻，編制了適用于高職院校教師工作滿意度的調查問卷。以初步擬定工作滿意度問卷6個維度為依據編寫了預測試卷。預測完成后，通過項目分析和探索性因子分析，刪除了4題項，并且重新得到工作滿意度的7個維度，該7個維度可解釋總方差的69．274％。根據旋轉后的因子負荷矩陣，重新劃分了有效題項的維度歸屬，并在此基礎上形成了高職院校教師工作滿意度的正式問卷。通過信度和效度檢驗，正式問卷信度、效度指標符合心理測驗的要求，但問卷主體仍需進一步完善。 

    高等職業教育的發展離不開教師隊伍的建設。而工作滿意度則是個人對所從事工作的一般態度，是保證其努力工作的前提，直接影響著工作積極性的發揮，并導致相應的績效和行為。為此，開展高職院校教師工作滿意度的研究，可以明確高職院校教師對工作中的滿意和不滿意的因素，以便有針對性地提出各項教師激勵措施。同時，也可以為學校選拔骨干教師，有針對性地開展教師進修培訓，建立合理的教師職務與職稱的晉升通道等管理決策的制定提供重要的參考依據。 

    本文以池州職業技術學院教師為研究對象，目的在于通過科學的程序，編制出一套具有較好的心理測量學特性的高職院校教師工作滿意度問卷。 

1高職院校教師工作滿意度問卷編制過程 

1.1高職院校教師工作滿意度概念的界定 

    Hoppock在1935年首先提出工作滿足的概念，他認為工作滿足是指工作者在心理、生理上，對工作環境與工作本身的滿意感受，也就是人們從工作中得到某種程度的滿足或是產生某種滿意的感受。但是深究其本質，工作滿意實質上是一種態度的變數，可以被視為員工對于工作相關各種不連續要素的感受。 

    洛克(Locker,1976)將工作滿意度定義為“來源于組織成員對其工作或工作經歷評估的一種積極的情緒狀態。”該定義從情緒的角度概括了工作滿意度的基本內容。 

    由于研究意圖的不同，眾多學者對工作滿意度下了不同的定義。臺灣學者徐光中(1977)根據各學者將工作滿意度的概念歸納為以下三大類:第一是綜合性的定義:對工作滿意度做一般性的解釋，認為工作滿意度是工作者對其工作和有關環境所抱持的一種態度，即工作者對其全部工作角色的情感反應。第二是差距性的定義:主要指工作滿意的程度，是在工作環境中工作者所得的報酬與其預期認為應得的報酬的差距范圍。這種定義也被稱為需求缺陷性定義。第三是參考架構性的定義:此定義是將工作滿意度視為工作者根據一定參考框架對于工作的特性加以解釋后所得到的結果。 

    筆者綜合以上定義認為，工作滿意度是個人對其工作與所從事職業，以及工作條件與狀況的一種總體的、帶有情緒色彩的感受與看法。由此推論，高職院校教師工作滿意度是教師對其所從事的職業技術教育工作，以及該工作條件與狀況的一種總體的、帶有情緒色彩的感受與看法。它既影響教師的工作積極性，也影響教師的心理健康。 

1.2高職院校教師工作滿意度的維度確定 

    工作滿意度在概念上和實際操作中通常分為總體構面和多維構面來研究。要想對工作滿意度進行準確的測量，很大程度上須依賴對工作滿意度維度的劃分。目前對工作滿意度維度的劃分分為兩種:單維度和多維度。 

    所謂的單維度測量，就是將工作滿意度看作一個整體的水平，不做各個構面的區分，也叫單一整體評估法。測量問題通常為:“你對你的工作滿意嗎?”等一般性問題。Adler(1985)等學者根據人們對一些問題肯定或否定的回答程度來判斷其工作滿意度。 

    而多維度測量，就是將工作滿意度區分為不同方面，從而分別進行測量。國內眾多研究者對工作滿意度一般使用多維度的衡量，主要是根據國外學者的研究進行本土化的測量。比如，盧嘉和時堪(2000)提出工作滿意度的結構包括五個方面:企業形象、領導、工作回報、工作協作、工作本身。刑占軍(2001)研究影響國有大中型企業職工工作滿意度的因素有:物質、社會關系、自身狀況、家庭生活和社會變革滿意感等五個維度。 

    根據以上研究，筆者隨后對池州職業技術學院不同業績和不同職級的教師進行了深度訪談，確定了該校教師對工作方面最為關心的幾個方面。在綜合文獻研究和訪談結果后，本研究認為高職院校教師工作滿意度問卷的結構可概括為:“工作本身”、“福利報酬”、“晉升機會”、“人際關系”、“學校管理”和“社會地位及前景”。 

1.3問卷項目的編寫 

    本研究參考了國內外一些成熟的工作滿意度測量量表，如工作描述指數量表(JDI)、明尼蘇達滿意度問卷((MSQ)、彼得需求滿意度調查表((NSQ)和盧嘉等研制的我國的工作滿意度量表等等。在借鑒了多方的成熟觀點后，按照確定的六個維度進行問卷項目的編寫。共編制出70余個項目。經過對意思相近的項目進行合并，刪除有歧義的項目等，反復修改后形成預測問卷的初稿，包括45個項目。初稿形成后，經過池州職業技術學院心理學專家建議修改和對5名教師進行試測后，刪除了鑒別力不高的8個項目，最后確定了預測問卷，共包含37個項目，其中包括一個效標題。 

1.4問卷內容編排和評分規則 

    在反復的推敲和綜合各方意見后，初步編制的高職院校教師工作滿意度預測問卷包括兩大部分: 

    第一部分是個人基本情況，包括:性別、年齡、婚否、職稱、學歷、是否兼任行政職務。 

    第二部分是問卷主體，即37個項目，其中包括一個效標題“我對我現在從事的工作總體上是淮意的”。預測問卷主體根據工作滿意度的六個維度劃分為六個分問卷，每個分問卷包含六個題項，x}標題放在整個問卷主體最后一項。最終打印出來呈現給被試的預測試卷上的項目不按照其所從屬的分問卷和其初始順序進行編排。問卷設有詳細的指導語，指導參與者作答。問卷主體采用李克特五級計分法，選擇“1”表示非常不同意;"2”表示不同意;"3”表示不確定;"4”表示同意;"5”表示非常同意。 

1.5高職院校教師工作滿意度正式問卷的確定 

    本研究選取池州職業技術學院的79名教師作為被試，共發放79份問卷，回收68份，其中有效問卷64份，有效回收率為81.01 %。本研究過程使用統計分析軟件SPSS 13.0進行數據分析。 

1.5.1項目分析使用皮爾遜相關進行項目區分度分析，分別計算各個項目得分與總問卷得分之間的相關系數，刪除與總問卷相關低于0.35的項目。項目分析共刪除了4個項目，共剩余33個項目(其中包含效標題一個)。 

1.5.2因子分析本研究采用主成分分析法和正交旋轉法對測試結果進行探索性因素分析。觀察各項目之間的相關系數矩陣，可以發現大多數變量間存在著高度相關關系。并且根據KMO和Bartlett球形檢驗，KMO值等于0.721; Bartlett球形檢驗標明，近似卡方值為1321.572,P為0.000，因此拒絕Bartlett球形檢驗的零假設，我們可以得出本研究有必要進行因子分析的結論。 

    本研究各題項的共同度都比較大(均在0.5以上)，說明變量空間轉換為因子空間時保留了比較多的信息。因此，因子分析的效果是顯著的。提取公因子過程采用的是主成分分析法。 

    探索性因子分析參考總方差分解表和碎石圖來判斷應抽取的公因子數目。根據結果，總方差分析表顯示有7個特征值大于1的因子被提取出來，分析過程采用的是主成分分析法。所提取的7個有意義的因子所能解釋的變異量占總變異量的69.274%，解釋效果比較理想。7個因子的貢獻率由大到小依次為:34.000%9.163%,8.293%,5.812%,4.396%,4.082%和3.582%。同時，觀察本研究的碎石圖分析結果可以發現，前7個因子相對應的特征值均大于1，陡階梯從第7個因子開始趨于平緩，因此抽取7個因素比較合適。碎石圖縱坐標為特征值( Eigenvalue )，橫坐標為因子數(Component Num-ber )。碎石圖結果以下圖1所示: 

    為使因子負荷便于解釋，以決定各個項目應J=屬哪個因子，將各項目在7個因子上的負荷進行極大方差的正交旋轉，得到旋轉后的因子負荷矩陣  (旋轉在13次迭代后收斂)。對旋轉后因子負荷矩陣進行整理后得到如表1所示的結果: 

    根據旋轉后的因子負荷矩陣明確各題項歸屬后，結合各成分所包含題項的主要內容對所得的7個因子，即工作滿意度的7個維度進行重新命名: 

    (1)第一個維度命名為工作認同。成分1的項目內容主要涉及自我工作體驗、社會價值、他人態度等，共包含7個項目，該因子可以解釋總變異量的34.000% o 

    (2)第二個維度命名為權益保障。成分2的項目內容主要涉及對教師各方面權益的保障措施，共包含6個項目，該因子可以解釋總變異量的9.163%0 

    (3)第三個維度命名為領導管理。成分3的項目內容主要涉及領導者能力、學校管理體制和上下級關系等，共包含5個項目，該因子可以解釋總變異量的8.293%0 

    (4)第四個維度命名為社會比較。成分4的項目內容主要反映教師對其工作與其他類型工作比較后的看法，共包含3個項目，該因子可以解釋總變異量的5.812%a 

    (5)第五個維度命名為工作報酬。成分5的項目內容主要涉及主要涉及工作付出和所獲得報酬情況，共包含3個項目，該因子可以解釋總變異量的4.396%0 

    (6)第六個維度命名為自我發展。成分6的項目內容主要反映教師對于自身未來發展可能性的看法，共包含4個項目，該因子可以解釋總變異量的4.082% o 

    (7)第七個維度命名為能力使用。成分7的項目內容主要涉及教師能力是否得到充分發揮和能

 由于部分分問卷所包含題項較少，分半信度的結果不穩定。所以只能采用總問卷的分半信度作為參考。根據統計分析，總問卷前半部分的分半信度為0.849，后半部分的分半信度為0.9170 

    問卷信度達到0.7以上，即可判定為良好。以上兩種信度檢驗方法的結果大部分都在0.7以上，總問卷的信度在0.9以上，說明本問卷具有很好的信度。 

2.2效度分析 

2.2.1內容效度內容效度主要反映測驗項目對所要測量的內容及行為的代表性程度。本問卷是在借鑒國內外較成熟問卷的基礎上編制而成的，預測試之前，對池州職業技術學院的教師進行了深人的訪談，并且請有關專家對預測試項目進行了評定。預測試完成后，結合探索性因素分析的結果對問卷項目進行了刪除和修改。 

    并且分析得到總問卷得分與正式問卷中各題項得分的皮爾遜相關系數在0.411一0.772之間，在0.01水平上均相關顯著。正式問卷的各題項均能對工作滿意度具有較好的代表性。 

2.2.2結構效度經過探索性因子分析，本問卷最后提取出了7個共同因子，這7個因子對整體解釋的總變異量達到了69.274%。說明經過較為嚴謹的編制修改過程，本研究生成的7個維度的工作滿意度問卷具有良好的結構效度。 

2.2.3效標效度本問卷采用效標題“我對我現在從事的工作總體上是滿意的”作為效度指標。計算各有效問卷總得分與效標題得分之間的相蕪得到的結果是自編問卷與效標題的相關系數為0.590,在0.01水平上相關顯著，說明本問卷具有較好的效標效度。 

3總結