第一節(jié) 問卷編制、信效度檢驗和調(diào)查實施

一 抽樣與問卷編制

（一）樣本抽樣

本研究選取東、中、西部若干個省、自治區(qū)、直轄市，各省、自治區(qū)、直轄市分別選取民辦本科院校和民辦專科院校若干所（不包括獨立學院），每所民辦高校抽取100～200名教師（不足200名教師的學校按照實際人數(shù)選取）。（見圖3-1）

圖3-1 抽樣框

（二）問卷編制

本研究工具編制，經(jīng)過教師訪談、初步編制、專家討論、修改完善、初步分析等步驟，結(jié)合已有民辦高校教師權(quán)益保障研究和對民辦高校管理者、教師的訪談，以及專家建議，初步形成“題目池”。從“題目池”中篩選22個題目作為“民辦高校教師權(quán)益實現(xiàn)現(xiàn)狀調(diào)查問卷”，涉及民辦高校教師身份地位、福利待遇、職稱評聘和民主管理4個維度。參考因子分析結(jié)果，最終形成5個維度：教師身份地位、薪酬待遇、社會保險、職稱評聘和參與學校民主管理，共計19個題目。問卷中人口學特征、權(quán)益實現(xiàn)問題認同和建議舉措將為本研究收集更多的分析資料。

調(diào)查問卷采用利克特式五點計分法（Likert scale-5），問卷提供若干項有關(guān)陳述，要求被試根據(jù)自己的真實情況和感受，表示其同意的程度。

二 信效度檢驗

（一）效度分析

為考察各變量間的相關(guān)性，本研究對民辦高校教師權(quán)益實現(xiàn)現(xiàn)狀調(diào)查問卷采取取樣適當性建議，以KMO（Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy）統(tǒng)計量和巴特利特球形檢驗（Bartlett’s test of sphericity）來判定。KMO是Kaiser-Meyer-Olkin的取樣適當性指標，當KMO的值愈大時，說明變量之間的共同因素愈多，愈適合進行因素分析。當KMO的值大于0.9時，則非常適合進行因素分析。數(shù)據(jù)分析顯示，KMO值為0.909，非常適合做因素分析。此外，巴特利特球形檢驗的卡方統(tǒng)計量為13016.968（自由度為171），其顯著性水平為0.000，小于0.001，說明原始變量間有共同因素存在。（見表3-1）

表3-1 KMO和巴特利特球形檢驗

本研究采用主成分分析法（Principal Component Analysis，PCA）對所涉及的問卷題目的數(shù)據(jù)進行分析；采用方差最大化的正交旋轉(zhuǎn)法（Varimax Rotation），進行因素分析，按照項目篩選標準，經(jīng)過旋轉(zhuǎn)后得到因子負荷矩陣。主成分分析假定原變量是因子變量的線性組合，從眾多指標中抽象出幾個互不相關(guān)的主成分，每一主成分代表一個側(cè)面，少數(shù)幾個主成分就可包含原來眾多指標的大部分信息。其基本原理是通過降維的方式來解釋原變量的協(xié)方差結(jié)構(gòu)，以達到問卷目的。抽取出的第一個主成分有最大的特征值（方差），其他次成分的特征值越來越小。（見表3-2）

將所有入選的題目進行降維處理，并采用方差最大化方法對因子載荷矩陣進行旋轉(zhuǎn)，從表中可以看出，SPSS統(tǒng)計分析軟件提取了5個主成分，其旋轉(zhuǎn)后的方差（特征值）累計貢獻率（5個主成分的貢獻率之和）為74.166%，即這5個主成分解釋了原變量的74.166%，對原變量的總體情況描述較好。

表3-2 民辦高校教師權(quán)益實現(xiàn)現(xiàn)狀問卷數(shù)據(jù)旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣

另外，結(jié)合探索性因素分析的碎石圖（見圖3-2），可以看出從第5個因素之后，坡度較為平緩，因而保留4～5個主成分較為適宜。

圖3-2 碎石圖

結(jié)合探索性因素分析和前期訪談資料，提取出了5個主成分，即民辦高校教師身份地位、薪酬待遇、社會保險、職稱評聘和參與學校民主管理。

（二）信度分析

信度（reliability）是指測量結(jié)果的穩(wěn)定性程度，是衡量教育與心理測量工具的主要指標之一。一個好的測量工具必須具有良好的信度。本研究主要以內(nèi)部一致性系數(shù)（Cronbach’s Alpha系數(shù)）來考察各量表的信度。民辦高校教師權(quán)益現(xiàn)狀調(diào)查問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.920，身份地位、薪酬待遇、社會保險、職稱評聘和參與學校民主管理的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.834、0.943、0.796、0.840和0.834。一般情況下，測驗或量表的信度系數(shù)在0.7以上是可以接受的，0.8以上是較好的，在0.9以上是甚好的。本研究各維度內(nèi)容效度和顯著水平均達到統(tǒng)計學要求。（見表3-3）

表3-3 民辦高校教師權(quán)益現(xiàn)狀調(diào)查問卷維度和信度

最后，本研究在訪談的基礎(chǔ)上，結(jié)合專家咨詢，以及數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析，增刪有關(guān)題目。問卷編制按照身份地位、薪酬待遇、社會保險、職稱評聘和參與學校民主管理5個維度進行題目重組，形成本研究的調(diào)查工具，共包括19個題目。

三 調(diào)查實施

（一）樣本選擇

結(jié)合我國東、中、西部區(qū)域劃分，選取北京、山東、浙江、河南、寧夏5個省、自治區(qū)、直轄市的7所民辦高校的專任教師作為研究對象。

問卷測試由學校負責人現(xiàn)場指導，采用團體施測的方式。施測者使用統(tǒng)一的指導語向被試簡要說明本研究的主要內(nèi)容、目的、意義以及必要的保密原則，問卷填寫后現(xiàn)場回收，保證了較高的回收率。本研究發(fā)放問卷共計1400份，回收問卷1064份，剔除作答率低于90%的不合格問卷，得到有效樣本1027份，有效率96.52%。（見表3-4）

表3-4 樣本學校分布信息

（二）數(shù)據(jù)錄入和處理

對有效問卷進行編碼，采用SPSS16.0專業(yè)教育統(tǒng)計軟件進行數(shù)據(jù)錄入，同時命名變量標簽、設置變量類型。采用兩人分別錄入，最后逐一核對，查核不一致數(shù)據(jù)的方式進行數(shù)據(jù)的錄入，保證較低的錄入錯誤率。同時，為方便統(tǒng)計分析，題目中調(diào)整了部分反向記分的問題。在SPSS統(tǒng)計分析軟件中設置缺失值，例如將性別、年齡、年級、專業(yè)等人口統(tǒng)計學變量的缺失值設置為“未作答”，統(tǒng)計軟件將自動視其為缺失值處理；具體問卷中題目的缺失值處理采用EM算法^[1]進行賦值。

本研究中，民辦高校教師權(quán)益實現(xiàn)程度通過樣本作答值體現(xiàn)。在統(tǒng)計分析中，將問卷中教師的作答結(jié)果進行相應賦值，即將“極不贊同”“不贊同”“中立”“贊同”和“極為贊同”分別賦值為1、2、3、4和5，并使用賦值后的平均值來表示教師權(quán)益實現(xiàn)程度，均值的大小代表權(quán)益實現(xiàn)程度的高低。

通過SPSS中的Compute命令依次求出教師權(quán)益各維度的均值得分。

FP1=（b1+b2）/2

FP2=（c8+c9+c13+c14）/4

FP3=（c2+c3+c4+c5+c6+c7）/6

FP4=（c16+c17+c18+c19）/4

FP5=（c20+c21+c22）/3

FP= FP1+ FP2+ FP3+ FP4+ FP5

FP代表教師權(quán)益實現(xiàn)均值，F(xiàn)P1代表身份地位均值，F(xiàn)P2代表薪酬待遇均值，F(xiàn)P3代表社會保險均值，F(xiàn)P4代表職稱評聘均值，F(xiàn)P5代表學校民主管理均值。

（三）樣本信息統(tǒng)計

參與本次調(diào)查的民辦高校教師性別、年齡、教齡、學歷和職稱等背景信息見表3-5。其中，393名男性教師和630名女性教師參與調(diào)查。參與調(diào)查的教師，年齡多為40歲以下，占總體樣本的86.2%。其中，30歲以下的教師有429名，31歲到40歲之間的教師有453名，41歲到50歲的教師有78名，51歲到60歲的教師有36名；60歲以上的教師有27名，占樣本總體的2.6%。教齡1～5年的有518人，6～10年的有349人，11～20年的有96人，21～30年的有20人，31年及以上的有32人。在現(xiàn)在學校工作1～5年的有595人，6～10年的有356人，11～15年的55人，15年以上的有14人。專科及以下學歷的有26人，學士學位的有376人，碩士學位的有587人，博士學位的有19人。正高級職稱的有29人，副高級職稱的有88人，中級職稱的有446人，初級職稱的有411人。校級領(lǐng)導2人，校部中層干部23人，院系正職17人，院系副職40人，教研室職務和輔導員65人；無職務的教師849人，占到了樣本總體的85.2%。

表3-5 抽樣樣本信息統(tǒng)計

表3-5 抽樣樣本信息統(tǒng)計-續(xù)表