李田偉 李福源

在英文文獻中,描述能力素質的詞匯是“Competency”,中文翻譯為“能力”、“素質”、“勝任力”、“能力素質”、“資質”、“資格”等。哈佛大學心理系教授 David C.McClelland(1973)首先提出能力素質的概念,用以幫助企業(yè)尋找那些與員工個人能力相關的、能夠協(xié)助企業(yè)提高績效的因素,他認為能力素質是“能區(qū)分在特定的工作崗位和組織環(huán)境中績效水平的個人特質”[1]。Dubois認為能力素質是為達到或超出預期質量水平的工作輸出所必需具備的能力,是一名員工潛在的特性,如動機、特質、技能、自我形象、社會角色、所擁有的知識等,這些因素在工作中會導致有效或杰出的績效表現(xiàn)。Spencer認為,能力素質是個人所具有的一些潛在特質,而這些潛在特質是與其在工作或職位上的績效表現(xiàn)相關的,同時也可依此來預期、反應其行為及績效表現(xiàn)的好壞。

能力素質模型是指擔任某一特定任務角色需要具備的勝任特征的綜合,它是針對特定職位表現(xiàn)要求組合起來的一組能力素質特征。能力素質模型為某一特定組織、水平、工作或角色提供了一個成功模型,反映了某一既定工作崗位中影響個體成功的所有重要的行為、技能和知識,被當做工作場所使用的工具 (Mansfield,1996;McLagan,1996;Mirabile,1997)[2-3]。它是從組織發(fā)展戰(zhàn)略需求出發(fā)的,以優(yōu)化人力資源配置,提高組織整體績效的一種現(xiàn)代人力資源管理的思維方式、工作方法、操作流程。上世紀 70年代早期,McClelland&McBer咨詢公司在為美國政府選拔駐外機構外交人員時,運用自己開發(fā)的行為事件訪談法(BEI),建立了第一個能力素質模型。

目前,提出的能力素質模型主要有冰山模型和洋蔥模型兩種。冰山模型(Spencer)主張有 5種類型的能力素質:動機、特質、自我概念特質、知識和技能。知識和技能似處于水面上看得見的冰山,最容易改變;動機和特質潛藏于水面以下,不易觸及,也最難改變和發(fā)展;自我概念特質界于二者之間。洋蔥模型(彭劍峰,2003)則是從另一個角度對冰山模型的解釋。它描述能力素質是由外層及內(nèi)層,由表層及里層,層層深入,最表層的是基本技巧和知識,里層核心內(nèi)容即個體潛在的特征。

根據(jù)冰山模型和洋蔥模型,在實踐領域,國內(nèi)外研究人員和機構構建了一些與職業(yè)相關的本土化能力素質模型。國內(nèi)研究人員采用行為事件訪談法,借鑒國外管理者能力素質模型,構建了管理干部、企業(yè)員工的能力素質模型[4-6]。但是,有關教師,尤其是高校教師的能力素質模型,至今仍然缺乏大量相關的實證研究,本研究是基于上述分析做出的一個嘗試。由于高校教師資格相對開放,吸引了許多非師范類的高學歷人才進入教師行業(yè),學校如何對教師進行評估,定義稀缺人才,實現(xiàn)人職匹配;教師如何對自身進行職業(yè)生涯規(guī)劃,實現(xiàn)自我發(fā)展,滿足社會民眾對優(yōu)質教育資源的需求;是現(xiàn)代高校發(fā)展面對的現(xiàn)實問題。通過高校教師能力素質模型的構建,有助于描繪優(yōu)秀高績效教師的特征,對教師、學校、管理機構都有指導意義。

1 對象與方法

1.1 對象 共有 688位來自云南、成都、重慶 3個地區(qū) 16所高校的在編教師參加了本研究。其中 210位參加了預試,478位參加了正式測驗。正式測驗有效問卷 409份,其中男性 268人,女性 141人;從職稱來看,助教 23人,講師 158人,副教授145人 ,教授 83人。

1.2 方法

1.2.1 行為事件訪談法介紹 是目前得到公認且最有效的能力素質建模方法,是 McClelland&Dailey結合關鍵事件方法和主題統(tǒng)覺測驗開發(fā)的一種操作性訪談技術。行為事件訪談法是一種開放式的行為回顧式探查技術,通過了解受訪者對自己過去職業(yè)活動中發(fā)生某些“行為事件”的詳盡描述,揭示當事人的能力素質,特別是一些潛在的個人特質,能夠對當事人未來的行為及工作績效產(chǎn)生預期,并發(fā)揮指導作用。訪談中要求受訪者描述自己的許多行為片段,通過回憶,講述他們認為自己工作中最成功及最不成功的事例,并詳細地報告每一件事發(fā)生的情形。在行為事件訪談中,識別優(yōu)秀業(yè)績者與一般業(yè)績者的關鍵行為是核心。本研究借助彭劍鋒,荊小娟(2003)開發(fā)的 ST AR工具,對 5位在教學科研領域有出色表現(xiàn)的高校教師進行行為事件訪談,請他們對一個完整的行為事件進行描述,包括以下因素:S情境,T任務,A行為,R結果[7]。

1.2.2 初測項目的形成 研究根據(jù)文獻回顧、行為事件訪談結果和維度構想,參照國內(nèi)外有關量表的項目,進行問卷的初步編制。對初步構想的維度,邀請了一些專家進行評價并提出修改意見。根據(jù)專家意見進行了修改,預設高校教師的能力素質模型有 4個維度。

1.3 統(tǒng)計處理 用 SPSS15.0社會科學統(tǒng)計軟件包和 Amos 4.0統(tǒng)計軟件管理和處理調查數(shù)據(jù)。

2 結 果

2.1 問卷的維度結構分析

2.1.1 項目分析 編制問卷最基本也是最重要的環(huán)節(jié)是項目分析,將問卷分為高分組(27%的高分者)和低分組(27%的低分者),對兩組被試在每個題項上的得分平均數(shù)進行獨立樣本 t檢驗。結果發(fā)現(xiàn),除了第 54題的 t值不顯著(P=0.169),應當剔除。其余題目的t值都很顯著。同時通過題項與總分的相關分析,發(fā)現(xiàn)每個題與總分相關均達到顯著水平。因此可以保留其它題項進行因子分析。在進行因子分析之前,需要對數(shù)據(jù)進行取樣適當性檢驗。結果顯示,KMO=0.865,Bartlett球度檢驗的χ2=6963.325,df=1953,P＜0.000。 KMO的取值在 0和 1之間,KMO越接近 1,表示數(shù)據(jù)越適合作因子分析。根據(jù) Kaiser給出的 KMO的度量標準,該研究所得數(shù)據(jù)(KMO=0.865)適合做因子分析。另外,Bartlett球度檢驗的χ2值處于極其顯著的水平(P＜0.000),這也表明數(shù)據(jù)非常適合做因子分析。

2.1.2 探索性因子分析 對通過t檢驗的題項進行因子分析 ,發(fā)現(xiàn)第 4、 28、 33、38、39、42六個題項在兩個因子載荷的概括度之差很小(＜0.25),故刪除。最終獲得 48個具有良好鑒別力的題項。

采用主成分分析法、正交極大旋轉法。結果顯示,48個題項分屬 11個因子。11個因子的累積方差貢獻率達 67.606%。因子及其名稱分別是,因子一包括“監(jiān)控自己的教學質量和學生的學習質量”等 10個題項,表示教育教學活動情況,所以命名為“教學能力”。因子二包括“對開展科學研究感到力不從心”等 4個題項,表示科學研究的情況,因此命名為“科研能力”。因子三包括“職業(yè)發(fā)展,走一步看一步”等 5個題項,表示對自身職業(yè)發(fā)展的規(guī)劃情況,因此命名為“自我發(fā)展設計”。因子四包括“能關注到專業(yè)學科的前沿動態(tài)”等 3個題項,表示對知識信息的更新情況,因此命名為“知識更新”。因子五包括“遭遇挫折,能自我調適”等 2個題項 ,表示對挫折困境的反應情況,因此命名為“自我平衡”。因子六包括“喜歡有困難的任務,不怕冒風險”等 3個題項,表示個體的成就行為心理特點,因此命名為“成就動機”。因子七包括“系統(tǒng)搜集有關教學、工作的第一手資料及額外信息”等 4個題項,表示對所需資源的開發(fā)情況,因此命名為“資源開發(fā)能力”。因子八包括“整理、重組各種信息,提高其利用價值和品質”等 2個題項,表示對資源信息的整合能力,因此命名為“資源整合能力”。因子九包括“系統(tǒng)全面改進教學工作,大膽試驗新的教學方法”等 4個題項,表示大膽創(chuàng)造性地開展工作情況,因此命名為“創(chuàng)造力”。因子十包括“以自己的情緒、行為帶動身邊的人”等 2個題項,表示人際交往的影響力,因此命名為“人際影響力”。因子十一包括“善于協(xié)調師生、同事等關系”等 9個題項 ,表示人際交往的能力,因此命名為“關系協(xié)調能力”。

一階因子分析表明,11個一階因子之間存在較高程度的相關。根據(jù)理論構想和因子分析結果,有必要做二階因子分析,找出更簡單、更高階、更有說服力的大因子。把一階因子分析獲得的 11個因子作為新變量群進行因子分析(采用同一階因子分析相同的方法),根據(jù)陡階檢驗和碎石圖顯示,4個因子的結構比較合適,共解釋總變異的 76.426%。根據(jù)內(nèi)容分析分別命名 4個維度:教學科研能力;自我發(fā)展能力;資源整合能力和人事能力。

2.1.3 驗證性因子分析 假設的研究模型是指所要研究的、是否能與原始數(shù)據(jù)擬合較好的模型。要檢驗研究模型是否與數(shù)據(jù)擬合,常用的擬合指數(shù)有× 2/df、CFI、 TLI(NNFI)和RM SEA。當×2/df＜2時,表示模型擬合得很好;當 2＜× 2/df＜5時,表示模型可以接受。 CFI和 TLI不受樣本容量的系統(tǒng)影響,能正確地預測復雜模型,且可以準確地分辨不同偏差程度的模型,所以是具有良好特性的常用擬合指數(shù)。CFI、TLI的取值范圍在 0～ 1之間。取值越接近于 1,表明研究模型對數(shù)據(jù)擬合得越好;取值越接近于 0,表明研究模型對數(shù)據(jù)擬合得越差。RM SEA受樣本大小的影響較小,是一個比較理想的擬合指數(shù)。 Steiger認為 ,RM SEA低于 0.1表示好的擬合;低于 0.05表示非常好的擬合;低于 0.01表示擬合非常出色,但這種情形在應用上幾乎碰不到。0.05＜RMSEA＜0.08,說明模型的擬合結構可以接受。在實際運用協(xié)方差結構模型進行分析時,CFI和 TLI的值在 0.95以上表示研究模型擬合得較好。RMSEA的值小于 0.05,表明研究模型擬合得很好,在 0.08以下的擬合結果也可以接受[8]。

利用 Amos 4.0,使用驗證性因子分析對量表結構進行驗證,以考察教師能力素質模型的擬合指標,驗證共考察 4種理論模型的擬合性,見表 1。

由表 1模型擬合指標的對比結果可以看出,假設的 4個模型中,獨立模型和單因素模型不夠理想,而 SSCT4具有較好的擬合度,即教師能力素質模型是一個三階 1因素二階 4因素一階 11因素的層級模型。

2.2 信度分析 問卷的α系數(shù)為 0.924;一階 11個因子的α系數(shù)在 0.639～ 0.963之間,二階因子的 α系數(shù)在 0.653～0.749之間(見表 2,表 3)。 吳明隆 (2003)認為,問卷的 α系數(shù)在 0.80以上,各因子所代表的分量表的 α系數(shù)在 0.70以上,說明問卷的信度良好;問卷的α系數(shù)在 0.70以上,各因子所代表的分量表的α系數(shù)在 0.60以上,說明問卷的信度也可以接受[9]。根據(jù)這一標準認為,該問卷的內(nèi)部一致性信度可以接受。

表1 高校教師能力素質模型的擬合指數(shù)

表2 一階因子內(nèi)部一致性信度

表3 二階因子內(nèi)部一致性信度

2.3 效度分析

2.3.1 結構效度 結構效度可通過比較各因子之間的相關系數(shù)以及各因子與問卷總分之間的相關系數(shù)大小來衡量。相關矩陣表 4顯示,本研究各因子與其它因子之間的相關在0.196～ 0.323之間,說明各個維度之間具有一定的獨立性;而各因子與問卷的相關在 0.638～ 0.761之間,各維度與總分的相關基本上達到了較高相關且達到了顯著水平,說明各維度較好地反映了問卷要測查的內(nèi)容。根據(jù) Tuker的標準可知,該問卷具有良好的結構效度。

表4 各因子之間和各因子與問卷之間的相關系數(shù)

2.3.2 內(nèi)容效度 內(nèi)容效度 CV R(內(nèi)容效度比)是衡量內(nèi)容效度的客觀指標。它的取值在-1～ 1之間。分數(shù)越高,說明內(nèi)容效度越好。在形成初始問卷階段多次訪談教師,確保問卷內(nèi)容全面準確,有 12位專家對該問卷進行了評價,其中有 11位表示滿意。根據(jù) CVR的計算公式:CV R=2(ne-n/2)/n(ne為評價者中滿意者人數(shù),n為評價者人數(shù)),可得 CV R=0.833。

3 討 論

在前期的質性研究過程中,首先,從文獻資料中理清能力素質模型的理論構念,然后結合對優(yōu)秀教師行為事件的訪談結果,確定高校教師能力素質問卷。這種理論結合實際的方式,使得問卷有較好的內(nèi)容效度。通過探索性因子分析,進一步確定了問卷的結構。驗證性因子分析結果進一步驗證了構建教師能力素質模型的擬合度達到了可以接受的統(tǒng)計學標準。

教師能力素質存在一個動態(tài)的變化過程,所構建的模型僅能評估某一時間點的教師能力素質。這也許正是國內(nèi)外已有研究多采用理論研究,實證研究較少的原因。另外,在本研究中,將教師自我發(fā)展能力引入到模型中,是在對優(yōu)秀教師的行為事件訪談中獲取的靈感,這在以往的冰山模型或洋蔥模型中未見相關研究。通過行為事件訪談,發(fā)現(xiàn)績效高的教師的共同特點除了在教學科研領域有成就,人際交往能力較強之外,還善于整合利用資源,以及對自身職業(yè)發(fā)展有明晰的規(guī)劃。驗證性分析中,路徑負荷值也證實了自我發(fā)展能力是能力素質模型中的重要成分。

本研究所構建的教師能力素質模型具有良好的心理測量學指標,結構效度、內(nèi)容效度和α信度系數(shù)都比較理想。但總體而言,對高校教師能力素質模型的探討還處于起步階段,需要以后在理論上不斷完善以及對研究工具的進一步驗證、修訂和完善。

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