基于主成分回歸法的高職教師專業發展影響因素計量分析

朱力　黃偉偉　王軍

摘 要：本文運用主成分回歸分析法，以高職院校教師為研究對象，以問卷調查為基礎，對高職教師專業發展的影響因素進行研究。并提出高職教師必須在學校組織環境的支持下，不斷提升競爭力，提升人力資本、心理資本和社會資本。

關鍵詞：高職教師;專業發展;影響因素;主成分回歸

中圖分類號：G717 文獻標識碼：A 文章編號：2095-9052（2020）01-0223-02

一、高職教師專業發展的模型設定

1.專業發展的因素

第一，高職教師作為高職院校主要的人力資本，學歷越高，說明接受正規教育的時間越長，獲得知識越豐富。高職教師入職后，通過培訓和進修可以提高專業發展知識和技能。本文采用受教育年限（學歷）、職稱和培訓進修次數來進行測量。

第二，林南（2005）將社會資本“操作化”定義為：個體在行動中獲取和使用的嵌入在社會網絡中的資源。本文參考林南（2005）從全部職業的量表中抽取了13個職業，利用定位法測量，通過分析高職教師為了提高教學、科研水平，經常接觸到的有11種職業，用三個變量來測量高職教師的社會資本，分別是社會資本規模、社會資本差異和社會資源高度，匯總形成社會資本。

第三，Luthans 等（2004）指出：心理資本超過了人力資本和社會資本，在個體成長過程中可以打造人的競爭優勢。本文參考 Luthans的24個測量題項，針對高職教師的特點，形成四個維度：自信、希望、樂觀和堅韌。

第四，仇玉山（2008）認為高校組織環境是高校的組織結構、組織亞文化、內在的各項管理制度以及組織領導作風等因素所構成的一種組織內部環境。本文研究的組織環境指學校的工作環境、工作設施以及教學科研的約束、激勵措施、組織支持政策等相關組織制度等要素構成。

綜上所述并參考翁清雄和席酉民（2011）關于企業員工成長的研究問卷設計，利用半開放問卷將高職教師專業發展的驅動因素設定為：人力資本、社會資本、心理資本和組織環境等因素。

2.變量選擇

第一，被解釋變量。參考 Christy 和翁清雄的專業發展量表，采用主成分綜合評價法，根據教學科研地位進展、教學科研能力發展、晉升速度和報酬增長等計算出專業發展（Y）作為被解釋變量，用以反映專業發展的程度，專業發展數值越大，專業發展程度越好。

第二，解釋變量。選擇如下解釋變量：職稱（），學歷（），培訓次數（），自信（），希望（），樂觀（），堅韌（），組織支持（），組織激勵（），組織約束（），社會資本規模（），社會資本差異（），社會資源高度（）。

模型形式設定為：

二、高職教師專業發展的模型估計

采用主成分回歸法估計模型參數，以揭示影響專業發展的主要因素及其影響程度，估計步驟如下：

（1）利用主成分綜合評價方法，計算樣本數據的專業發展指數;

（2）利用主成分分析法對多個解釋變量進行降維，提取主成分，計算各樣本主成分得分;

（3）以專業發展指數作為被解釋變量，主成分得分作為解釋變量，估計回歸方程模型參數并進行檢驗;

（4）將主成分函數代入通過檢驗的估計回歸方程，并據此進行結構分析。

三、實證分析

1.選取樣本

以江蘇省高職院校為調查單位，從事高職教育的教師為調查對象，共發放問卷600份，回收問卷582份，最終確定有效問卷576份，有效率96%。問卷由教師本人填答，保證調查數據客觀、真實、準確。問卷人口特征分析如下表1：

2.信度效度分析

利用克朗巴哈系數α來檢驗測量結果是否存在內部一致性，經過測量Cronbach's Alpha為0.973，十分可信。調研結構效度通過因子分析中的主成分法對于實測原始數據的測量，可以有效檢驗數據效度和降維的作用，也可發現各變量之間的關系。對問卷的題項進行因子分析，采用最大方差法進行正交旋轉，按照特征值大于1 進行抽取，對其分析進行KMO和Bartlett球形檢驗，KMO值為. 973，Sig為0.000，根據統計學家Kaiser給出的標準，做因子分析的效果非常好。

3.計算專業發展指數

利用 576個樣本數據的 教學科研地位進展、教學科研能力發展、晉升速度和報酬增長4個維度18個問題進行主成分綜合評價方法，計算出各樣本得分。

4.提取主成分

上述13個解釋變量直接建立回歸模型易產生多重共線性，不能正確反映各因素對專業發展的單獨影響。根據主成分分析法的步驟和方差累計貢獻率控制在85%以上原則，對解釋變量提取以下4個主成分，見表2，即：

根據表2得到4個主成分即：第一主成分，與自信（），希望（），樂觀（），堅韌（）關系密切，命名為心理資本。

第二個主成分，與社會資本規模（），社會資本差異（），社會資源達高度（）關系密切，命名為社會資本。

第三個主成分，與組織支持（），組織激勵（），組織約束（）關系密切，命名為組織環境。

第四個主成分，與職稱（），學歷（），培訓次數（）關系密切，命名為人力資本。

以上四個主成分反映了13個解釋變量91.35%的信息。將各解釋變量標準化數值代入主成分函數，計算出各主成分的得分。

5.估計回歸方程

以專業發展作為被解釋變量，以提取的主成分作為解釋變量，建立回歸方程，利用 OLS法得到如下估計結果：

（0.039）（0.036）? （0.010） （0.036）

t =? （5.371）（2.697）（6.027）（3.721）

=0.8574，=0.8464，F=58.237，DW =2.072。

在0.05的顯著性水平下，估計的回歸方程可以通過統計顯著性和計量經濟學檢驗。

方程中，解釋變量的系數絕對值越大，該變量對專業發展的影響越大，回歸系數的符號為正，為正向影響。

四、相關建議

第一，政府和社會應進一步的對高職院校的發展進行認同和支持，各級政府應當出臺相應的規定和辦法，并具有剛性的約束和相應的配套資源，支持當地高職院校發展。

第二，高職學校應借鑒校企合作、人力資源育訓結合的理念，借助于大數據、云計算等先進的技術手段，豐富支持服務模塊，建立切實可行的本校教師可持續發展規劃，大力鼓勵和支持教師的教學、教研和科研工作，激發教師的熱情，充分調動其積極性;引進資源為教師的專業發展提供內因和外力的支持;相關資源應當向一線的教師進行傾斜，提供公開透明的晉升條件和公平合理的薪酬待遇。

第三，高職教師應積極的樹立自主發展的意識，主動作為，積極地融入到學校的發展中，從認識、信念、行動、習慣四個方面不斷的提升自身的專業發展能力。

參考文獻：

[1]翁清雄，席酉民.企業員工職業成長研究：量表編制和效度檢驗[J].管理評論，2011（10）.

（責任編輯：李凌峰）