完整版一个问卷综合分析的例子.docx
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完整版一个问卷综合分析的例子
一个综合分析的例子：
教师心理契约维度的内容结构分析
一、高职院校教师心理契约调查问卷
尊敬的老师，您好!
我们正在开展一项有关心理契约（组织和组织成员对相互之间的责任的期望和对自己应该履行的义务的认知）的调查研究。
请您按照您目前在高职院校任教的真实情况和想法作答。
本问卷不记名，所获资料仅用于研究，不会涉及到您和学校的利害关系。
本调查可能需要花费您约2分钟时间。
感谢您的支持与合作!
第一部分：
您的情况（请在符合情况的选项方框内划勾）
1、您的性别是：
□男□女
2、您的年龄是：
□30岁以下□31-40岁□41-50岁□50岁以上
3、您的学历是：
□大学□硕士□博士及以上
4、您的职称是：
□教授□副教授□讲师□助教□其他____
5、您的从业年限：
□3年以下□3-8年□8-15年□15年以上
第二部分：
大学教师责任问卷
指导语:
您对您所在学校承担什么样的责任?
请您根据自己的感受，选择在多大程度上同意或不同意以下陈述。
其中：
1=非常不同意，2=比较不同意，3=不确定，4=比较同意，5=非常同意。
内容
非常不同意
比较不同意
不确定
比较同意
非常同意
1、认真教学
1
2
3
4
5
2、认真做好科研工作
1
2
3
4
5
3、维护学校的声誉
1
2
3
4
5
4、关心学生
1
2
3
4
5
5、为学校的发展提出建设性意见
1
2
3
4
5
6、不断学习,提高工作水平
1
2
3
4
5
7、协助同事的工作
1
2
3
4
5
8、配合学校进行学科建设
1
2
3
4
5
9、培养学生良好的思想品德
1
2
3
4
5
10、积极参加学术交流
1
2
3
4
5
11、按要求完成学校布置的任务
1
2
3
4
5
12、保证教学效果，取得良好的教学成果
1
2
3
4
5
13、积极主动的学习先进的教学理念
1
2
3
4
5
14、当学校需要临时加班时，愿意服从安排
1
2
3
4
5
15、能接受领导的建议和意见
1
2
3
4
5
16、能对需要帮助的同事提供力所能及的帮助
1
2
3
4
5
第三部分：
学校组织责任问卷
指导语：
您认为学校对您的责任是什么？
请您根据自己的感受，选择在多大程度上同意或不同意以下陈述。
其中：
1=非常不同意，2=比较不同意，3=不确定，4=比较同意，5=非常同意。
题号
内容
非常不同意
比较不同意
不确定
比较同意
非常同意
17
提供良好的校园环境
1
2
3
4
5
18
给予进修和培训的机会
1
2
3
4
5
19
关心教师，为教师提供便利
1
2
3
4
5
20
合理安排工作任务
1
2
3
4
5
21
提供广阔的个人发展空间
1
2
3
4
5
22
配备充分的教学科研资源
1
2
3
4
5
23
尊重教师
1
2
3
4
5
24
提供良好高效的行政管理
1
2
3
4
5
25
重视教师提出的合理化建议
1
2
3
4
5
26
提供良好的学术交流平台
1
2
3
4
5
27
公平、公正对待教师
1
2
3
4
5
28
提供良好的薪酬福利
1
2
3
4
5
29
给予教师一定的教学自主权
1
2
3
4
5
30
提供相互合作的和谐工作氛围
1
2
3
4
5
31
教师能够得到学校的指导、支持和鼓励
1
2
3
4
5
二、样本概况
此次调查共发放调查问卷194份，收回186份，剔除当中敷衍了事或答案明显前后矛盾的无效问卷13份，最后总共得到173份有效问卷，问卷回收率达到了89.2%，可以用来作问卷分析研究。
样本数据整体分布情况见下表。
正式问卷调查有效被试情况汇总表（n=173）
频次（人）
百分比（%）
性别
男
70
40.5
女
103
59.5
年龄
30岁及以下
33
19.1
31-40岁
84
48.5
41-50岁
43
24.9
50岁以上
13
7.5
教育程度
大专
16
9.2
本科
49
28.3
硕士
81
46.8
博士（及以上）
27
15.7
职称
助教
17
9.8
讲师
53
30.6
副教授
67
38.7
教授
34
19.7
其他
2
1.2
本单位工作年限
3年以下
28
16.2
3—8年
60
34.7
8—15年
69
39.9
15年以上
16
9.2
三、心理契约维度的内容结构分析
1、研究目的
利用发放问卷所收集来的样本数据，运用各种统计分析方法来提取关键因子，构建A学校教师心理契约维度内容结构模型。
2、分析过程的简要说明
对数据从“教师对学校的责任”和“学校对教师的责任”两个方面分别做处理。
用项目分析、T检验、因子分析等统计分析方法，分别对前后两部分量表题项进行数据分析，并对研究假设进行验证，再对调查问卷进行信、效度检验。
3、对问卷题项进行项目分析
项目分析（Itemanalysis）是指根据测试结果对组成问卷的各个题项进行分析，从而评价题目好坏、对题目进行筛选的一种方法，它主要考察检验问卷中各个题项的鉴别度。
项目分析要求出每一个题项的“临界比率”即显著性水平，如果某个题项测出来的显著性水平不够显著（一般将显著值水平规定为a<0.05），则可以认为这个题目的测试作用不大，可考虑删去。
项目分析是考察题项是否有存在价值的首要依据。
本研究采用项目区分度分析法（ItemDiscrimination），对本研究中的教师心理契约问卷进行项目分析，结果如表1所示。
F值大于0.05，差异不显著，则认为方差相等，拒绝原假设，看同一行t值显著性水平；F值小于0.05，差异显著，则认为方差不相等，不能拒绝原假设，看下一行t值显著性水平。
表1心理契约问卷量表项目分析独立样本T检验结果
题项
方差假设
方差方程的Levene检验
均值方程的t检验
F值
显著性水平Sig.
T值
显著性水平
Sig.（双侧）
题1
假设方差相等
3.793
.062
1.245
.224
假设方差不相等
1.245
.228
题2
假设方差相等
8.816
.006
3.944
.001
假设方差不相等
3.944
.001
题3
假设方差相等
6.198
.020
2.040
.052
假设方差不相等
2.040
.059
题4
假设方差相等
12.480
.002
1.963
.060
假设方差不相等
1.963
.071
题5
假设方差相等
1.551
.224
2.513
.018
假设方差不相等
2.513
.022
题6
假设方差相等
7.333
.012
2.183
.038
假设方差不相等
2.183
.046
题7
假设方差相等
3.403
.076
3.624
.001
假设方差不相等
3.624
.003
题8
假设方差相等
5.850
.023
3.777
.001
假设方差不相等
3.777
.002
题9
假设方差相等
9.130
.006
3.242
.003
假设方差不相等
3.242
.006
题10
假设方差相等
3.808
.062
3.300
.003
假设方差不相等
3.300
.004
题11
假设方差相等
2.981
.096
3.106
.005
假设方差不相等
3.106
.007
题12
假设方差相等
12.829
.001
2.223
.035
假设方差不相等
2.223
.045
题13
假设方差相等
12.043
.002
2.917
.007
假设方差不相等
2.917
.012
题14
假设方差相等
2.403
.133
3.606
.001
假设方差不相等
3.606
.002
题15
假设方差相等
.057
.813
2.621
.014
假设方差不相等
2.621
.016
题16
假设方差相等
4.576
.042
2.770
.010
假设方差不相等
2.770
.014
题17
假设方差相等
16.950
.000
3.195
.004
假设方差不相等
3.195
.006
题18
假设方差相等
14.242
.001
2.886
.008
假设方差不相等
2.886
.012
题19
假设方差相等
12.086
.002
2.473
.020
假设方差不相等
2.473
.027
题20
假设方差相等
30.006
.000
2.702
.012
假设方差不相等
2.702
.017
题21
假设方差相等
30.110
.000
3.309
.003
假设方差不相等
3.309
.006
题22
假设方差相等
33.328
.000
2.284
.031
假设方差不相等
2.284
.035
题23
假设方差相等
35.263
.000
2.556
.017
假设方差不相等
2.556
.023
题24
假设方差相等
22.120
.000
2.414
.023
假设方差不相等
2.414
.030
题25
假设方差相等
33.134
.000
3.108
.005
假设方差不相等
3.108
.008
题26
假设方差相等
25.194
.000
1.815
.081
假设方差不相等
1.815
.088
题27
假设方差相等
25.711
.000
3.066
.005
假设方差不相等
3.066
.008
题28
假设方差相等
37.959
.000
2.849
.008
假设方差不相等
2.849
.013
题29
假设方差相等
25.796
.000
2.701
.012
假设方差不相等
2.701
.017
题30
假设方差相等
30.815
.000
2.646
.014
假设方差不相等
2.646
.020
题31
假设方差相等
15.194
.001
2.427
.022
假设方差不相等
2.427
.029
独立样本T检验结果表明，本研究问卷第1、3、4、26题显著度不高（a＞0.05），其余题项都具有鉴别度，均能鉴别出不同被试者的反应程度。
故删去上述四题，调整问卷，以作因子分析。
4.对教师责任量表进行探索性因子分析
在这么多题项中存在诸多的变量，变量太多，变量间信息的高度重叠和高度相关会给统计分析带来许多的障碍。
这时就需要运用因子分析的多元统计分析方法，既能大大减少参与数据建模的变量个数，同时也不会造成信息的大量丢失。
而且因子分析产生的因子能够通过各种方式最终获得命名解释性，有助于对因子分析结果进行解释评价，从而揭示事物的本质和规律。
下面首先将问卷“教师对学校的责任”量表部分进行因子分析。
但是要进行因子分析必须满足一个潜在的前提条件，即原有变量之间应具有较强的相关关系。
否则，如果原有变量相互独立，不存在较强的相关关系，那么就无法从中综合出能够反映某些变量共同特性的几个较少的公共因子，也就无须进行因子分析。
一般在因子分析时须首先对原有变量是否相关进行研究。
本研究采用的是巴特利特球度检验法和KMO检验法。
巴特利特球度检验的检验统计量如果观测值较大，且对应的概率值小于给定的显著性水平α，则应拒绝原假设，认为相关系数矩阵不太可能是单位阵，原有变量适合做因子分析。
KMO检验统计量是用于比较变量间简单相关系数和偏相关系数的指标，其取值在0～1之间。
KMO值越接近于1，意味着变量间的相关性越强，原有变量越适合作因子分析；反之KMO值越接近于0，意味着原有变量越不适合作因子分析。
KMO值一般认为0.9以上表示非常适合；0.8表示适合；0.7表示一般；0.6表示不太适合；0.5以下表示极不适合。
以下是对教师对学校责任量表数据的巴特利特球度检验和KMO值检验结果。
表2教师对学校责任量表KMO和Bartlett的检验结果
取样足够度的Kaiser-Meyer-Olkin度量
.802
Bartlett的球形度检验
近似卡方
2126.159
自由度
351
显著性水平Sig.值
0.000
由上表可知，量表的巴特利特球度检验的观测值达到了2126.159，且对应的概率值仅为0.000，KMO检验值达到了0.802，说明变量间的相关性非常强，符合作因子分析的前提条件。
（1）教师责任量表的第一次因子分析
根据样本数据求解因子载荷矩阵，本研究采用的是在因子分析中占有主要地位且使用最为广泛的主成分分析法。
提取到公共因子共有3个，且累计解释率达80.613%，所有题项共同度均大于0.5。
见下表。
表3“教师对学校的责任”量表第一次因子分析的总体变异解释率（n=173）
成份
初始特征值
提取平方和载入
旋转平方和载入
合计
方差%
累计%
合计
方差%
累计%
合计
方差%
累计%
1
11.576
42.874
42.874
11.576
42.874
42.874
11.322
41.935
41.935
2
9.132
33.823
76.697
9.132
33.823
76.697
9.236
34.207
76.142
3
1.057
3.916
80.613
1.057
3.916
80.613
1.207
4.471
80.613
4
.758
3.806
84.419
5
.725
3.687
87.106
6
.591
3.188
90.310
7
.544
2.016
92.439
8
.397
1.471
94.780
9
.351
1.301
96.081
10
.300
1.112
97.493
11
.274
1.016
98.009
12
.246
.911
99.120
13
.163
.880
100.000
表4教师责任量表第一次因子分析的转轴后因素矩阵及共同度（n=173）
因子
1
2
3
共同度
题13
.950
0.780
题10
.938
0.788
题5
.720
0.773
题7
.834
.432
0.748
题15
.825
.411
0.776
题2
.538
0.666
题6
.893
0.707
题12
.684
0.743
题9
.864
.633
0.641
题11
.860
0.734
题8
.840
0.514
题14
.785
0.659
题16
.706
0.757
注：
表中只输出系数值大于0.40的因子载荷
由上表可以看出，表中第7题、第9题、第15题在多个因子中都有载荷值，且第9题载荷值最为接近，故删除第9题，进行第二次因子分析。
（2）教师责任量表的第二次因子分析
表5教师对学校责任量表第二次因子分析总体变异解释率（n=173）
成份
初始特征值
提取平方和载入
旋转平方和载入
合计
方差%
累积%
合计
方差%
累积%
合计
方差%
累积%
1
11.576
43.675
43.675
11.576
43.675
43.675
11.322
41.935
43.675
2
9.132
33.823
76.697
9.132
33.823
76.697
9.236
34.207
76.142
3
1.057
3.916
81.414
1.057
3.916
81.414
1.207
4.471
81.414
4
.758
2.806
83.419
5
.725
2.687
86.106
6
.591
2.188
89.294
7
.544
2.016
92.310
8
.397
1.471
94.780
9
.351
1.301
95.981
10
.300
1.112
97.193
11
.274
1.016
98.209
12
.246
.911
99.290
13
.163
.602
100.000
提取方法：
主成份分析。
表6第二次因子分析转轴后的因素矩阵
项目
因子
共同度
F1
F2
F3
题8配合学校进行学科建设
.774
.695
题2认真做好科研工作
.870
.562
题6不断学习,提高工作水平
.659
.785
题12保证教学效果，取得良好的教学成果
.763
.747
题11按要求完成学校布置的任务
.906
.747
题5为学校的发展提出建设性意见
.550
.683
题13积极主动地学习先进的教学理念
.738
.741
题14当学校需要临时加班时，愿意服从安排
.520
.643
题10积极参加学术交流
.844
.730
题16能对需要帮助的同事提供力所能及的帮助
.893
.800
题15能接受领导的建议和意见
.864
.713
题7协助同事的工作
.811
.888
方差解释率:
43.675%
33.823%
3.916%
总体方差解释率:
81.414%
5.对学校责任量表进行探索性因子分析
下面再来对“学校对教师责任”量表内容进行因子分析。
表7学校对教师责任量表因子分析KMO和Bartlett的检验
取样足够度的Kaiser-Meyer-Olkin度量。
.879
Bartlett的球形度检验
近似卡方
2937.393
df
351
Sig.
0.000
由上表可知，量表的巴特利特球度检验的观测值达到了2937.393，且对应的概率值仅为0.000，KMO检验值达到了0.879，说明变量间的相关性非常强，符合作因子分析的前提条件。
（1）学校责任量表的第一次因子分析
表8学校对教师责任量表的总体变异解释率
成份
初始特征值
提取平方和载入
旋转平方和载入
合计
方差%
累积%
合计
方差%
累积%
合计
方差%
累积%
1
10.585
39.204
39.204
10.585
39.204
39.204
10.288
38.104
38.104
2
7.961
29.486
68.689
7.961
29.486
68.689
8.208
30.400
68.504
3
1.107
4.098
72.788
1.107
4.098
72.788
1.157
4.284
72.788
4
.962
3.561
78.349
5
.907
3.360
80.709
6
.839
3.107
84.815
7
.538
1.991
86.806
8
.481
1.781
89.587
9
.452
1.673
91.260
10
.430
1.592
94.852
11
.339
1.255
95.107
12
.310
1.150
97.257
13
.280
1.036
98.393
14
.270
.998
100.000
表9学校对教师责任量表第1次因子分析旋转成份矩阵
成份
共同度
因子
1
2
3
题29
.917
.863
题18
.917
.742
题21
.909
.778
题31
.897
.706
题30
.886
.798
题27
.774
.780
.823
题25
.770
-.411
.752
题23
.757
.824
题19
.756
.803
题22
.826
.749
题20
.824
.693
题24
.806
.844
题28
.784
.848
题17
.740
.440
.743
注：
表中因子载荷值小于0.40者不被显示
由上表可以看出，表中第27题、第25题、第17题在多个因子中都有载荷值，且第27题载荷值最为接近，故删除问卷量表的第27题，进行学校责任量表的第二次因子分析。
2.学校责任量表的第二次因子分析
表10学校对教师责任量表第2次因子分析的总体变异解释率
成份
初始特征值
提取平
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