测量职称论文篇（1）

一、引言

自1978年以来，随着国际合作与交流的日益频繁，中国政府对英语的教与学给予了越来越多的关注。全国专业技术人员职称英语等级考试（以下简称职称英语考试）是由国家人事部于1999年开始组织实施的一项部级英语考试。专业技术人员必须通过该考试才能获得其专业技术职务的晋升。对这样一项与职称挂钩的全国范围内的英语考试进行质量调查和分析，不仅对专业技术人员个人及单位具有重要意义。对社会也将产生广泛的影响。

二、理论基础

现有的职称英语考试共分三个专业类别：综合类、理工类和卫生类，每个专业类别的考试各分A、B、c三个等级。该考试重点考查应试者的阅读理解能力。因此，本文首先需要详细论述专门用途英语测试、阅读测试以及效度、信度等测试质量标准的有关文献资料，在此理论基础上对职称英语考试进行效度研究。

2.1专门用途英语测试

与专门用途英语或专用英语（EnglishfDrSpecificPurposes：ESP）相对的是通用英语（EnglishforGeoeral;EGP），两者的区别纵乎在于目的不同——是“专用”还是“通用”。但事实上，用相对的概念来区分专用英语和通用英语必然会导致两者的界线不明。Hutchinson和waters（2002：53）明确指出，区分两者的不是目的的不同而是对目的的意识，也就是对学习者需求的意识（theawaremeasoftheneed）。其实，早在1980年Robinson就认为，对学习者需求的注意（attentiontotheneedsoftheleamer）肯定是。专用英语“定义中的一个关键要素。

这种对目的或需求的意识决定了专门用途英语测试考查的是应试者使用语言实现其专门目的的能力，即语言交际能力。很明显，应试者的需求不同，他（她）所应具备的交际能力也相应的不同，那么，专用英语测试的内容和方式也应有所不同——任何一次测试都应是为需求相同或基本相同的应试者专门设计的。测试的设计者的最初工作必须是对应试者的语言交际需求。或称目语真实使用情况（Targetlangungeuse）进行分祈和确定。然后测试内容（包括语域、语体、主题、语言技能等）、测试任务、评分标准的确定都应建立在需求分析的基础之上。测试的整个设计过程需要语言专家和专用英语使用领域的专家之间的密切合作。

2.2阅读测试

阅读是一个过程，例如，Hedge（2002）将阅读过程描述为一个有目的的（purpossful）、阅读材料与读者的背景知识相互作用的（intemctive）、读者对阅读材料作出评价的（critical）过程。阅读也可以被看作是这一过程的结果——理解，例如，Nuttall（2002）强调，阅读的关键在于理解——从阅读材料中获得意义（makesenseofthetext）。阅读是一个复杂的心理过程，对这个过程进行测试显然是非常困难的，而对其结果进行考查则容易得多（A1-deroen，2000：3—7）在考查阅读理解时，有两点值得注意：一是阅读是有目的的活动，测试者应考查读者为了达到阅读目的对阅读材料是否有充分的理解（adeqllaleunde—tanding）；二是不同读者的背景知识会有差异，不同的知识系统与阅读材料相互作用以及不同读者作出自己评价的过程可能会产生不同的结果，测试者应认识到可能有一种以上的理懈是可以接受的。

在影响阅读测试的诸多因素中。有三个主要因素：阋读技能、阋读材料2.3测试质量标准B”hmaIl和Palmer（1999）从六个方面比较全面地阐述了如何评估测试质量，这六大质量标准是：信度（reliability）、效度（validity）、真实性（authenticity）、互动性（intersctiveness）、冲击（impact）、实用性（practicality）。其中，信度和效度是保证测试质量的两个主要的标准。

信度是考试分数的基本质量，如果测试成绩具有稳定性，那么这样的测试是有信度的。具体地说，同样的考试或平行卷考试对同样的应试者分两次进行，如果两次考试的分数接近，考试是有信度的，但如果两次的分数相差太大，考试就缺乏信度。效度强调的是考试分数在多大程度上反映了测试者的测试目的。也就是说，如果测试的内容与测试者想要测试的内容不一致时，这个考试的效度是低的，甚至是没有效度的。Bachman和Palmer（1999：23）认为，信度是效度的必要条件。但不是充分条件。因此，设计出对路的考试内容是关键，在此基础上应尽可能地提高测试信度。

三、分析与评价

基于以上所述，笔者认为，对职称英语考试进行效度研究实际上主要是具体分析考试内容是否反映了应试者的目的语真实使用情况。尤其是他们的阅读需求。信度是效度的必要条件。对它的评价也不可忽视。

3.1分析

笔者参照职称英语考试大纲，从近几年的试卷中具体了解到了考试内容和任务：职称英语考试中的不同专业的区分在于阅读材料的不同，不同的等级表示阅读材料的难度和阅读量的大小，而其它方面的设计是一样的。

3.1.1效度

职称英语考试重点考查应试者的阅读理解能力。这种不分专业、不分等级考查相同能力的做法本身就是有问题的。

下面笔者从三个方面来分析现行的阅读考试：

a.阅读技能

根据职称英语考试大纲。应试者应具备六种阅读技能。如果这反映了应试者的实际需求。那就意味着参加各级各类考试的人员在现实生活中所需求的阅读技能是完全一样的，很明显这是不可能的。

b.阅读材料

不同专业、不同等级的职称英语考试所选择的阅读材料是不同的，但是这些材料也不能完全反映出应试者平时使用英语的真实情况。笔者发现了以下凡个问题：

问题1.阅读材料在试卷上的呈现方式体现不出文章类型，如书籍、杂志、报纸、文件、信函或电子邮件等；

问题2.阅读材料中插有某些英语词汇的汉语解释；

问题3.职称英语考试要求应试者能够理解本专业或一般的英语书面材料，因此选择了一些主题与专业相关的文章，但是笔者细读内容之后发现，这些文章大多写的是科普知识，明显与应试者的真实阅读情境不符。

其实。这个问题的存在是不可避免的，因为考试只分三个专业类别，所选的阅读材料不可能太专业化。

c.阅读任务

职称英语考试有六个题型：词汇选项、阅读判断、概括大意与完成句子、阅读理解、补全短文和完形填空。而在现实生活中，应试者不大可能会碰到第一、第五、第六种阅读任务。

更为严重的问题是答题方式：应试者从头到尾只需选择就行。首先，这种测试方式不符合现实。而且选择题存在助“猜”的潜势，可能考查不出真正的阅读理解能力。

此外，各级各类的职称英语考试全是以60为及格分数，这个统一的分数线无法反映出不同行业中的不同等级的应试者在真实语言情境中完成蒯读任务时所需的不同程度。

3.1.2信度

因为笔者不可能对相同的应试者进行两次同样的职称英语考试或平行卷考试，所以这里对信度的分析中，笔者将重点放在评分标准上。职称英语考试中全部是客观题，这就决定了评分的客观性，整个评分过程丝毫不会受到阅卷者主观判断的影响，得出的分数应该具有相当的稳定性。

3.2评价

职称英语考试分类别、分等级，从表面上来看，设计者是考虑了应试者实际需求的，而且客观的评分过程也可能使考试有比较高的信度。但是，上面笔者所进行的还不够全面、不够深入的分析已经说明了该考试的效度比较低，因此，该测试手段质量不高、意义不大。

四、建议

职称英语考试的设计者有必要采取一些有力措施提高测试的效度，但同时也不可忽视信度。设计者要开发真实考试模式，真正测到想要测的能力。能从考试结果中了解和预测应试者在真实情境中的语言能力。显然。

对应试者的语言交际需求的分析是关键，这样的需求分析需要设计者、应试者、该领域的专家等的参与。

在这里，笔者就现行的阅读考试提出几点具体的建议：

a.设计者应尽可能充分建考虑应试者不同的阅读需求，这样的需求分析在每次考试之前都要进行，因为应试者的需求不是一成不变的。

在本文中。由于有限的水平和能力，笔者未能对阅读文章的难度进行分析。实际上，文章的难度是一个复杂的问题，mderson（2000：74）指出。在很多情况下，难度并不能够被绝对地确定下来，测试者可以从应试者的目的语使用情境中选择真实的阅读材料。

b.选取的阅读材料要真实，设计者不必在文中提供汉语解释，因为应试者可以使用词典。设计者可根据实际情况来确定考试时间的长短。

c.测试中的阅读任务要尽可能地真实。不过，要测试情境与真实情境相一致是相当困难的，对此，Robin（1980：79）通过引用波哥大研讨会（BogotaSemimr）报告中的内容提出，这种任务型语言测试的操作可以是非正式的——在真实生活中，让考查对象在不知情的情况下得到测试。

d.应试者应有机会表达个人的观点和态度。主观题的存在要求评分标准的制定要准确、细致，阅读考试的评分标准的制定应围绕所测的阅读能力，面非写作能力，笔者甚至认为。应试者也可用自己的母语来回答主观题。此外，对阅卷者的培训和监督一定要严格。当然，为了提高信度，客观题也许可以不要放完全排除。设计者可以采取措施阻止”猜“的行为，如选错答案比不选答案扣分要多。

测量职称论文篇（2）

关键词： 职称评审；灰关联分析；BP网络

Key words： professonal titles evaluation；GRAY；BP network

中图分类号：TP183 文献标识码：A 文章编号：1006-4311（2013）06-0170-02

0 引言

职称评审涉及到教师的切身利益，客观、公正、透明的职称评审工作对教师做好教学、科研和管理工作具有权威的导向性和指导性。职称系统是具有评审因素多，因素间相关性模糊、不确定，非线性、时变性等特点的复杂系统，其评审属于多因素综合评审范畴。

神经网络可以很好地解决职称系统评审的非线性问题，然而评审因素间相关性，会使得网络陷入局部最小点，导致评审结果存在很大的偏差。灰关联分析方法可在不完全的信息中，通过一定的数据处理，找出评审因素的关联性，发现主要矛盾，找到主要特性和主要影响因素[1-2]。因此将灰关联分析与神经网络相结合建立评审模型，神经网络解决职称系统评审对于非线性系统的支持，灰关联分析帮助神经网络找出主要的影响因子。

1 高校教师职称影响因子的灰色关联分析

1.1 高校教师职称评审影响因子的确定 依据某高校历年教师职称的评定标准，主要是从论文的级别数量、科教成果获奖（市级以上），是否承担科研科教项目等方面来综合评定教师职称的获得。针对该高校2012年数据中46名教师在承担科研科教项目都满足，而在有科教成果获奖（市级以上）上只有个别的教师有，所以本文考虑，以论文级别数量构建6个评定指标：SCI/EI篇数x1，一级核心论文篇数x2，二级核心论文篇数x3，三级核心论文篇数x4，一般期刊论文篇数x5，论文总篇数x6。

1.2 灰关联系数和关联度的计算 灰色关联分析是一种重要的灰色系统理论分析方法，其基本原理是通过序列的曲线几何形状的相似程度来判断序列的联系是否紧密，其紧密程度用关联度量化，曲线越紧密，其关联度越大，反之就越小[3-4]。

灰色关联分析的计算分析步骤：

（1）将该高校职称专家评审结果作为参考序列x0（k），k=1，…，46，晋级职称的x0=1，被淘汰的x0=0，6个影响因子作为比较因素序列xi（k），i=1，…，6；k=1，…，46。

（2）根据表1求出Δ■（k）=y■（k）-y■（k），并找出Δ■=0，Δ■=27，由灰关联系数公式ξy■（k），y■（k）=■其中分辨系数ρ取值0.5，计算出6个影响因子与高校教师职称评审在46个样本点上的灰关联系数，如表2。

（3）计算关联度

由公式ry■，y■=■ω■ξy■（k），y■（k），取ω■=ω■…=ω■=■，及根据表2求得比较因素xi和参考因素x0的关联度，依次为r1=0.9345，r2=0.9625，r3=0.8360，r4=0.9108，r5=0.6545，r6=0.4984。

关联度排序：r2>r1>r4>r3>r5>r6

这一关联序直接反映了比较因素xi对参考因素x0的相关性强弱的顺序，即各影响因子与高校教师职称评审的接近程度，同时也说明了这6个影响因子对高校教师职称评审影响程度由大到小的顺序—关联序。

由以上关联排序我们可知：一级核心论文篇数x2，SCI/EI篇数x1，三级核心论文篇数x4对高校教师职称评审影响程度最大，关联度值都在0.9108以上，如果我们能在这三类级别的期刊上多，就可以大大提高通过职称评审几率。我们如在一级核心，SCI/EI上感觉发表困难的话，可把重点放在较容易发表的三级核心上，同样有效。二级核心论文篇数x3对高校教师职称评审影响程度也很大，关联度值为0.8360，论文总篇数x6对高校教师职称评审影响程度最小，关联度值只有0.4984。

2 基于灰色BP神经网络的高校教师职称评审预测

BP神经网络模型的建立：表1归一化的46组数据作为BP神经网络的样本，任取前37个样本用于网络学习训练，另外的9个作为网络训练完毕后的预测样本。

为了验证本文灰色BP预测模型的有效性，实验中与单一采用BP的模型，在网络训练效率方面、网络预测的准确上分别进行比较。

灰色BP预测模型：根据上文对高校教师职称评审影响因子的分析，选用上述的关联度值在0.4984以上的5个影响因子作为输入变量，高校教师职称专家评审作为输出数据，将职称晋级（1）、淘汰（0），分别用“1 0；0 1”表示。隐含层经训练，结果表明：当隐含层单元的个数为8时，网络模型稳定且获得较理想结果，这样网络结构即可确定为5-8-2。训练函数采用trainlm，输入层与隐层、隐含层与输出层之间的传递函数选为tansig，logsig函数。训练次数最大设置为100次，网络收敛误差为0.001。

BP预测模型：表1归一化的数据作为BP网络的输入。BP输入节点为6个指标数值，BP网络输出节点为2，中间层的节点数选8，网络结构即可确定为6-8-2，其它参数设置同上。

从图1、2可以看出，灰色BP网络的训练只经过13步就达到了最小误差，这说明，选择与高校教师职称评审有较大关联度的5个影响因子作为网络输入，提高了网络训练的效率。

从表3中可以看出，在建立预测模型前未经过任何数据预处理的BP模型，预测准确率低，判错了2个，准确率77.77%，本文的基于灰色BP预测模型，判错1个，准确率提高到88.9%，预测结果与专家评审基本吻合。

3 结论

本文针对某高校2012年教师职称评审实际数据，利用灰色关联分析方法探讨了各个影响因子对教师职称评审的影响程度；采用基于BP神经网络模型对教师职称评审进行预测，得出结论：

（1）利用灰色关联分析方法能够考虑影响教师职称评审的主要因素，灰色关联分析表达出各个影响因子的影响程度，为高校教师职称的晋级提供指导参考。

（2）与目前我国高校教师职称采取的定性分析评审相比，基于灰色神经网络评审模型实际操作简单、客观，这些使得评审结果更加趋于合理。

（3）利用灰色关联分析帅选了其中5个指标的本文BP神经网络预测模型，与未经过任何数据预处理的BP预测模型相比，提高了网络的训练速率和网络预测精度。

参考文献：

[1]张吉刚，梁娜.消费者网上购物意向的灰色神经网络预测模型[J].统计与决策，2007（22）：133-135.

[2]孙莉.基于灰色BP神经网络的服装面料规格参数预测[J].计算机应用与软件，2012（7）：154-157.

[3]刘思峰，党耀国，方志耕，等.灰色系统理论及其应用[M].5版.科学出版社，2010：62-90，211-213.

[4]肖新平，宋中民等.灰技术基础及其应用[M].北京：科学出版社，2005.8.

[5]刘军奎.高校职称评审制度的社会学思考[J].前沿，2011（05）.

[6]朱霁.我国高校教师职称评审程序的弊端及完善[J].中南林业科技大学学报（社会科学版），2011（02）.

测量职称论文篇（3）

1前言

透过实际调查发现，现阶段我国的许多高职院校，都是经过以往中职技术学校合并或是升级改造形成的，因此涉及内部的师资团队难免会出现学历不高、知识结构过于陈旧落后、创新潜能和实践应用技能低下等消极状况。为了更加有效地应对上述问题，就必须想尽一切办法激发高职各类专业教师继续学习深造的积极主动性意识，同时吸纳更多复合型人才。而目前最为关键的任务，便是探讨如何有效地在现有文件基础上，结合自身特点改进传统的师资评审机制，才能有效地发挥对高职院校工作的激励效用。

2高职院校师资职称评审工作上长期遗留的弊端

2.1评审与聘任无后续监管，职称评审趋向利益化

一直以来，我国高职院校教师的职称级别都和其工作报酬有着直接性的关联，也就是说，一些职称级别较高的教师，往往可以在较短时间内，无考核条件就收到聘任通知，获得更多数量的经济报酬。产生这类状况的主要原因，就是高职院校还未曾提供整套严格的监管与考核模式，基本上就是延续向上而无法向下、关注结果而忽视过程的教师职称评审机制。

2.2盲目专注于数量而轻视质量

如今的高职院校师资职称评审工作，同等条件下，仍然偏重于科研成果方面，学校内部的绩效考评不完善就会形成不良导向——即过分关注数量而忽视质量的错误理念。由于缺乏专业评审机构，由学校内部聘请专家库专家，评审环节缺乏经验引导，使得部分高职院校在自主开展评审时选择将教师科研水平的判定权完全一对一下放评委，在评审委员会开评阶段又无具体到文章内容的评价标准，使得教师文章质量好坏可能仅由评委一人决定，达不到真正意义上的交叉评审，人数一多可能仅用级别来判定打分。尤其是高职院校教师发高级别的期刊困难的前提下，而部分高职教师为了尽快处理好职称评审中相关的任务，容易出现不良行为，完全为评职称而做科研、发论文会进入一个恶性循环，整体学术水平将持续下降。

3进行职称评审工作改进来发挥对高职院校应有激励作用的措施

3.1完善评审后跟踪考核机制

想要切实强化高职院校师资职称评审改进实效，选择建立起健全化的专业技能岗位招聘体制，进一步将以往人员岗位和工资待遇上下波动的隐患消除。制定评审后跟踪考核机制需要在实施凭借技能、工作绩效为核心的认证机制基础上继续完善，既要改进已有的教师岗位招聘机制、职称评审运行机制，完善评审和监管环节，又要严格遵守对应的法律法规。这样一来，教师职称评审工作整个过程形成闭环，不仅是工作人员竭尽全力凸显技能、工作绩效的主导地位，对评审通过的教师也是一种鼓励，将竞争与激励体制的影响作用发挥到理想程度，通过人员才会持续上进，未通过人员能够及时比照自身不足，改进。

3.2集中处理好自主评审测评细节

在正式组织高职院校自主职称评审的工作过程中，相关工作人员需要以最新上级文件内容作为指导依据，结合自身学校特点，在学术方面要保证及时为教师选择富有针对性的教学和学术模式评定标准，成立综合测评小组，可细分为学术水平认定小组、教学测评小组等等，核心职责是保证动态化地观察记录各类教师不同阶段的品德素养、考勤结果、业绩水准，同时结合每年职称评审加快参评对象的日常考核、按期考核信息的融合进度。当年参评的测评资料收集后可聘请给高职院校以外的业内人士审核，发挥测评小组在评审期间的承上启下的纽带作用。基于部分评审专家没有足够的时间精力细致性地交叉审阅每篇学术成果的内容，测评小组可以在评审过程中提供测评结果给专家提供参考，对专家组采取现场报告的方式，由纪检小组负责全面监督，评审环节透明公开。

4结语

综上所述，关于现代高职院校内部师资职称评审模式的改进方式不是一日可成一蹴而就的，一个好的激励机制将促进良性竞争，我国高职院校教育事业势必会迎来更加美好的发展远景。

参考文献：

测量职称论文篇（4）

 

本品由部颁标准收载的品种阳春胶囊（WS3-B-3834-98）改变剂型而成〔1〕。由水貂鞭粉、羊鞭胶、狗肾胶、鹿茸、首乌、山药、菟丝子、枸杞子、肉苁蓉、黄芪、熟地黄、阳起石、淫羊藿十三味药材组成。其主要功能为补肾、益精补虚，用于由肾虚引起的头昏耳鸣，腰膝酸软，神疲健忘。经过方法学研究，建立淫羊藿苷HPLC含量测定方法含量测定，方法简便，可靠，准确，可以用于阳春滴丸的质量控制。

1、仪器与试药

waters515 高效液相色谱仪；waters2487 紫外检测器；HedraODS-2 (Size:250mm×4.6mm，Media:10nm 5um)色谱柱。淫羊藿苷（110737-200312中国药品生物制品检定所）（供含量测定用）；阳春滴丸（批号：20090403，徐州生物工程高等职业学校实训室生产）；淫羊藿阴性对照滴丸（批号：20090404徐州生物工程高等职业学校实训室生产）论文开题报告范例。甲醇为色谱纯，乙腈为色谱纯，其它试剂为分析纯，水为重蒸馏水。阳春滴丸为徐州生物工程高等职业学校实训室提供，批号为：20090601、20090602、20090603、20090604、20090605、20090606、20090607、20090608、20090609、20090610。

2 阳春滴丸中淫羊藿苷的含量测定〔2－6〕

2.1对照品溶液的制备取淫羊藿苷对照品适量，精密称定含量测定，加流动相制成每毫升约含0.05mg的溶液，即得。

2.2供试品溶液的制备取本品适量，研细，取粉末约1.0g，精密称重，置具塞锥形瓶中，精密量取稀乙醇25ml加入锥形瓶中，密塞。精密称定重量。冷水超声0.5小时，放冷，精密称重，用稀乙醇补足减失的重量含量测定，滤过，取续滤液，即得。

2.3 色谱条件的选择 选择色谱柱：HedraODS-2 (Size:250mm×4.6mm，Media:10nm5um)；乙腈：水（25：75）为流动相；流速0.8ml/min。检测波长270nm。理论塔板数按淫羊藿苷峰计算应不低于1500。

2.4空白试验

按本制剂处方比例及制备工艺，不加入淫羊藿药材，制得缺淫羊藿的空白样品。按样品溶液制备方法制备空白对照溶液。分别精密吸取淫羊藿苷标准对照溶液、样品溶液和空白对照溶液各10ul，分别进样测定，可见：淫羊藿苷峰位在12分钟左右，样品溶液有同样的吸收峰，而空白溶液在相应位置无吸收，不影响淫羊藿苷定量。2..5标准曲线的制备 精密称定80℃减压干燥至恒重的淫羊藿苷对照品适量含量测定，加流动相制成每1ml含0.056mg的溶液论文开题报告范例。分别精密吸取2μl、4μl、6μl、8μl、10μl注入液相色谱仪，测定，测得峰面积。对峰面积与进样量进行直线回归处理。得回归方程y=3E+06x+57560；相关系数r＝0.9998。表明淫羊藿苷进样量在 0.112~0.560μg之间与峰面积分值呈线性关系。

表1:线性试验

 

进样量(ug)

0.112

0.224

0.336

0.448

0.560

峰面积

316987

653763

测量职称论文篇（5）

中图分类号：G31 文献识别码：A 文章编号：1001-828X（2015）024-000-01

一、前言

职称论文在职称评审工作中占有十分重要的比重，人力资源部职称评审委员会在职称答辩之前都规定了申报论文的具体要求和评分标准。参加职称答辩人员会按照规定要求选择发表的刊物、确定论文的数目、字数以及内容等，这些都成为职称评审申报人员得不得不的问题。尤其是在过程中，受时间和工作条件的限制，他们想方设法让论文以最快的速度，最有效率的方式火速发表，严重扰乱了的市场。有经济能力和关系的参评人员，可以通过关系在不同的期刊不同的时间分别发表多篇内容雷同，质量不佳的论文。在职称评审之前，管理人员都要对参评者进行专或获奖论文资格审查和打分。论文的数量、档次、对相关专业影像程度都会在职称评审中起到重要作用。

二、职称存在的问题

首先，发表论的动机不纯，目的就是为了应付评审。一些参评人员始终认为本身工作能力的高低才是最重要的，论文能否发表以及论文质量的高低都不能说明问题，论文写的好工作未必就能干的好，工作干的好写论文水平不一定高。他们认为只要工作干好职称就成评好，不重视将工作中的终结落实到理论上。这就导致了发表职称论文的目的性和功利性很明确：只是单纯满足职称评审的量化打分要求。长此以往，这种做法就会让专业技术人员在工作中失去撰写论文、搞科研、做总结的动力，完成的论文仅仅是为了完成任务，是应景之作而已。这就会让论文的发表流于形式失去意义。其次，审核论文草草了事不够仔细。工作人员在审核论文是不关心其质量，只看论文是否是、第几作者、发表在何种档次的学术刊物、是否属于核心重点期刊、重复率多少。不会去审查参评人员的论文质量，只是简单的确定“有没有论文”。参评人员只要达到职称评审规定的数目以及期刊的规定，就相当于完成论文审查这一项。至于论文是通过何种渠道发表、重复率有没有很高、是否抄袭他人都不重要，审核的关键是有论文就可以了。参评人员和评审人员往往最容易忽视论文其本身的价值。所以，论文的内容、论文的水平才是至关重要的，通过论文的水平去客观的了解和认识相关领域学科，了解参评人员。综上所述，职称论文背后显露出的各种相关问题，其问题的本质不在于论文本身，而是相关审查监督的机制不够，所以相应的解决方案当然不是扼杀，而是要增强相关审查机构检查论文质量的力度。

三、提高职称质量具体做法

第一，要对论文的质量进行初步评定。条件允许可以组织成立职称论文评定委员会或者专家组对参评的职称论文进行综合审查，着重检查论文研究的方向，是否和参评人员从事工作领域相关，是否是对相关领域的某一问题或现象进行论述。至于论文的篇幅就可以酌情而定，只要把要阐述的问题说明清楚，解决的办法表达完整，达到撰写论文的目的就行就可以。

第二，对论文作者真实性进行身份验证，也就是看该论文是否是本人所写或者参与其中。只要审核人员认真审查，调用多种渠道例如网络资源搜索和检测论文等就一定会得到正确的结果，从而“冒牌职称论文”也会得到相应的遏制。网络在论文管理监督方面中可以起到至关重要的作用，很好的利用网络手段可以营造一种良性循环的职称论文学术氛围，所以，在这里建议审查人员应该多多利用网络平台作为管理监督论文的一个重要的科学手段。

测量职称论文篇（6）

一、引言

平整度检测贯穿于路面施工质量检测、评定、验收及运营期路面质量检测等环节，其检测设备、原理和方法多种多样，检测结果因检测设备不同而有较大差异。美国、澳大利亚等国的平整度检测技术处于领先水平。美国有多家公司研发和生产路面平整度检测仪，其中包括ICC公司生产的惯性激光断面仪和手推式断面仪；FACE公司生产的DIPSTICK(步进式断面仪)和手推式断面仪，及South Dakota DOT生产的惯性激光断面仪等(澳大利亚ARRB生产的手推式断面仪和惯性激光断面仪在国际上也有一定的市场)。

我国平整度检测技术的研究相对落后，由于公路建设的需要，在“七五”期间，由交通部公路研究所和西安公路研究所等单位先后分别研制了颠簸累积仪和八轮仪等平整度检测装置，目前已在中国市场上有了一定的应用。在过去的十年中，有过一些应用和理论的研究，如我国规范规定了几种用于不同工程阶段、不同结构层次的平整度检测设备和相应的检测、评定方法，但总的来说在技术方面突破不大。近年来国内在仪器的评价和相关性的研究方面也开展了一些工作，2001年交通部组织开展了平整度检定规程研究，并已初步完成。

二、路面平整度检测仪的基本分类

,q4U5e7lJ公路,交通,交通知识,交通技术,高速公路,国道,设计,工程软件,论文,规范与标准,交通量预测,路基路面,交通工程,监理,职称考试,注册工程师,国家高速公路网,7918,交通产业,智能交通)p%fzS$ZnP公路,交通,交通知识,交通技术,高速公路,国道,设计,工程软件,论文,规范与标准,交通量预测,路基路面,交通工程,监理,职称考试,注册工程师,国家高速公路网,7918,交通产业,智能交通路面平整度的仪器主要有两大分类：第一类为纵断面测定(直接式检测类)，即测出路面纵断面剖面曲线，然后对测出的纵断面曲线进行数学分析得出平整度指标。第二类为车辆对路面的反应测定(响应式检测类)，即测出车辆对路面纵断面变化的力学响应，然后对测出的力学响应进行数学分析得出平整度指标。对响应式检测类而言，其平整度指标的换算主要是通过对标准仪器测得的结果进行标定而得到。通常，第一类检测方法可用于路面施工质量验收与评价，而第二类检测方法主要用于路面周期性评价。但第二类检测仪器常要借助于第一类检测仪器进行指标标定。

1、直接式检测类

对直接式检测类平整度检测仪而言，主要的平整度指标为国际平整度指标IRI(InternationalRoughnessIndex)。国际平整度指标IRI是被广泛采用的路面平整度指标。国际平整度指标IRI的优点是具有很强的时间稳定性和空间稳定性，这使得不同时间和地点检测的国际平整度指标IRI值可进行直接比较。T c5Xv%g7^XZ
e公路,交通,交通知识,交通技术,高速公路,国道,设计,工程软件,论文,规范与标准,交通量预测,路基路面,交通工程,监理,职称考试,注册工程师,国家高速公路网,7918,交通产业,智能交通国际平整度指标IRI的计算是基于四分之一车辆仿真模型。四分之一车辆仿真模型是用于模拟车辆在实际路面行驶时车体对路面纵断面起伏波动的动态响应。J,y,[6\Lf省略

"H+`&U;pM3Fj$uc

四分之一车辆仿真模型用于模拟车辆机械系统在路面纵断面曲线输入的激励下的动态响应。通过四分之一车辆仿真模型计算模型车车辆悬挂系统的单向位移量，将各次计算的单向位移值累加(单位为m)并与路段长度相除(单位为km)，既可以得到国际平整度指标IRI，其单位为m／km。国际平整度指标IRI计算的数学过程极其繁琐，具体计算公式可查阅有关资料。应该强调的是国际平整度指标IRI必须先获得路面纵断面剖面曲线，然后将路面纵断面剖面曲线输入到四分之一车辆仿真模型，由四分之一车辆仿真模型计算国际平整度指标IRI。事实上，几乎所有的自动化路面断面曲线检测系统(直接式检测类)都包含国际平整度指标IRI的计算软件包。因此只要获得路面纵断面剖面曲线，就能较易获得国际平整度指标IRI。 B$~4ZdI[mjCk公路,交通,交通知识,交通技术,高速公路,国道,设计,工程软件,论文,规范与标准,交通量预测,路基路面,交通工程,监理,职称考试,注册工程师,国家高速公路网,7918,交通产业,智能交通2、响应式检测类 e V4k[ \8?;V响应式检测类的检测对象主要包括检测车辆的动态垂直加速度和垂直位移。当平整度检测仪检测的对象是车辆的动态垂直加速度时，此类平整度检测仪可归为电子响应式检测类；当平整度检测仪检测的对象是车辆的动态垂直向累积位移量时，此类平整度检测仪可归为机械响应式检测类。

三、主要特点

1、直接式检测类主要特点是：

(1)能得到路面纵断面曲线，根据纵断面曲线，平整度特性可直观地反映出来。

2|

GGphu/uo8C省略)o ^A8P?S省略(2)测得的路面纵断面曲线可输入到仿真数学模型而得到车辆对路面纵断面变化的仿真力学响应。过去的实验和研究已证明这种仿真响应与真实的车辆响应有很好的相关性。

AU8VB9oZ公路,交通,交通知识,交通技术,高速公路,国道,设计,工程软件,论文,规范与标准,交通量预测,路基路面,交通工程,监理,职称考试,注册工程师,国家高速公路网,7918,交通产业,智能交通3n(^xO#FJo9i T省略(3)检测路面纵断面曲线是较难的，尤其是长波长纵断面曲线，其原因是难以从检测仪本身直接取得路面纵断面垂直高度参照点。比较可取的方法是从检测仪本身的垂直加速度或与水平线的夹角之中间接地取得垂直高度的参照点。

(4)由于此类检测仪能得到路面纵断面曲线，因此可直接用于新路面施工质量的验收与评价，使验收部门有客观依据决定施工质量的优劣。

1sS|7c}`省略(5)若此类检测仪能测出长波长和短波长路面纵断面曲线，则可作为标准参照仪

`AwX'pCc0h

t8wv!P1m"Z2w用于对其它平整度仪进行标定和作相关分析。 ^+} ~U5U3l省略Ot*dFUa9qd$s)GO公路,交通,交通知识,交通技术,高速公路,国道,设计,工程软件,论文,规范与标准,交通量预测,路基路面,交通工程,监理,职称考试,注册工程师,国家高速公路网,7918,交通产业,智能交通2、响应式检测类主要特点是：

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J9k$v2e5e(`&n公路,交通,交通知识,交通技术,高速公路,国道,设计,工程软件,论文,规范与标准,交通量预测,路基路面,交通工程,监理,职称考试,注册工程师,国家高速公路网,7918,交通产业,智能交通 (1)此类方法的依据是车辆对路面纵断面垂直高度变化的力学响应，如振动等，然后对这种响应进行数学分析，从而得到平整度指标，如垂直加速度均方差和颠簸累计值等。

(2)由于此类检测方法相对于第一类方法要简单，检测速度要快，因而适用于高速检测和长距离检测。 (3)此类方法无法得到路面纵断面曲线，因而主要应用于现存路面平整度评价。

(Ap3Z9_ q公路,交通,交通知识,交通技术,高速公路,国道,设计,工程软件,论文,规范与标准,交通量预测,路基路面,交通工程,监理,职称考试,注册工程师,国家高速公路网,7918,交通产业,智能交通(4)由于无法得到路面纵断面曲线，此类检测仪需依赖于能测出长波长和短波长路面纵断面曲线的平整度检测仪对其进行标定和作相关分析。

四、平整度检测仪的标定方法

1、基本原理

响应式平整度检测仪主要依据检测车对路面不平整的动态响应来获得平整度的指标的。因此，检测本身的机械性能将直接影响到平整度检测的结果。从概念上讲，不同的检测车针对同一条路面将会有不同的动态响应，即便是同一台检测车，当使用一段时间后，其机械性能和电气性能也会发生一定的变化。针对这两种性能前后时间的不一致性，在路面平整度检测的实践中，往往采用技术标定(也称系统标定)的方法来使各种响应式路面平整度仪的检测达到一致性，或归结到标准的检测。

O-NK6?8U |A,WQ|省略在国际上，路面平整度的标准检测主要采用两种方法，第一种方法是采用精密水准仪检测路面平整度，即采用精密水准仪检测出路面的纵断面剖面曲线(标高)，然后采用计算机软件将测得的路面纵断面曲线转换成国际平整度指标(IRI)，从而获得该路面的平整度指标的标准检测。第二种方法是采用手推式断面仪(也称路面纵断面剖面仪)检测路面纵断面剖面曲线，然后采用计算机软件将测得的路面纵断面曲线转换成IRI，从而获得该路面的平整度指标的标准检测。不论是采用何种标准检测，其基本要求是：

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z省略2q2F D!IU2d)y+[r[a．检测结果不受检测设备机械性能的影响；

t5@M k5B!|Fb省略b．检测精度要求较高；

'z+~G1G!Bk*~公路,交通,交通知识,交通技术,高速公路,国道,设计,工程软件,论文,规范与标准,交通量预测,路基路面,交通工程,监理,职称考试,注册工程师,国家高速公路网,7918,交通产业,智能交通C．能直接获得全波长的路面纵断面剖面曲线；

d．能直接计算出IRI。 2]QM vv"O
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p/BK路桥先锋论坛―省略对于响应式平整度检测仪的标定，一般要求至少5条以上的路面(包括较为粗糙的路面、中等平整的路面和较为平整的路面)，其长度为100～200m左右。对这些选定的路面，分别采用标准仪器(精密水准仪或手推式断面仪)和被标定的响应式平整度仪实施平整度检测，获得的平整度指标即可用来作为系统标定之用。

五、结束语

路面平整度是评定路面使用品质的重要指标之一,它既是一个路面外观指标,又是衡量路面质量及现有路面破坏程度的一个重要指标。其直接关系到行车安全以及车辆的通行能力和运营的经济性，还影响着路面的使用年限，但近年来由于各种车载高效检测设备拥有测试精度等级高，人为因素少，不用中断交通等优点，这些方法已经被各省市的质监部门所采用平整度检测事业也正朝着精确、快速、高效的方向发展。

参考文献：

测量职称论文篇（7）

关键词： 职业兴趣探索卡；大学本科；编制；应用

Key words： Vocational-interest-exploration-card；undergraduate；making；application

中图分类号：G642.3 文献标识码：A 文章编号：1006-4311（2013）20-0027-04

0 引言

职业生涯规划教育，对于学生而言，能帮助他们澄清自己的性格、兴趣、能力、价值观，能增强他们对职业世界的认知，确定自己的职业目标，并制定相应的行动计划，从而过幸福、快乐、充实的生活。对于学校而言，便于学校进行分群体、针对性的教育、引导；学生有目标、有序的生活、学习，便于学校的管理；学生学习自己感兴趣的专业，并且一直走在通往梦想的路上，更容易激发他们的热情，提高学校的人才培养质量。对于社会而言，可以做到人职匹配，招聘到热爱应聘岗位，并且具有职业需要的能力的人才，从而最大可能的发挥人力资源的优势。

职业生涯规划是应用心理学的一个分支，因此职业生涯咨询的流程和依据的部分理论与心理咨询相仿，不同的是，生涯咨询有一些更加具体的理论和更加有针对性的测评工具。职业兴趣作为职业生涯规划中一项重要的内容，它的有效性、准确性也无疑显得越来越重要。

职业兴趣探索卡是进行职业兴趣测评的一个很有效的工具，它介于正式测评和非正式测评之间，通过一组卡片探索受测者的职业兴趣。职业兴趣探索卡编制流程及技术是一种得到理论说明和实践检验的相对成熟的生涯探索技术；但目前大陆已有的各类探索卡都存在各类缺陷，需要进一步完善。本卡是基于探索卡技术来设计的，主要的技术突破是职业方面的本土化，相对于目前大陆已有的卡片，突破在于详细的指导流程和职业数量的相对均衡。

本研究通过问卷调查，产生了职业熟悉度最高的200个职业；通过访谈、组织专家讨论等方式确定最终的60个职业；通过个体施测、团体施测、统计分析，最终形成包含3张标示卡、7张说明卡、60张职业卡和5张空白卡的职业兴趣探索卡（大学本科版）。

1 职业熟悉度调研

1.1 职业名称的收集整理 收集现有的职业名称，资料来源包括：《中华人民共和国职业分类大典》、霍兰德职业测评量表、麦可思研究院每年的就业蓝皮书、北京北森测评技术有限公司职业兴趣分类卡、金树人编制的职业兴趣组合卡（高中职以上版）、jobsoso网站、北森careersky高中版、国外相关资料中的职业名称等。

1.2 筛选大学本科生熟悉度高的职业名称 职业兴趣探索卡的职业名称以自编的《大学本科学生职业熟悉度问卷》进行职业的初步筛选。《大学本科学生职业熟悉度问卷》共518个题项，选取全国东、西、南、北、中部各1-3所高校为样本。选取的学校分别为兰州大学、中央财经大学、广东外语外贸大学等14所高校。共发放问卷1625份，回收1532份，有效问卷1532份。根据各职业的被勾选次数由多到少排序，产生职业熟悉度最高的200个职业。

2 霍兰德代码编制

2.1 根据SDS中各种职业相对应的霍兰德代码和这些职业的职业描述编制初步的霍兰德代码 根据SDS中各种职业相对应的霍兰德代码，并根据《中华人民共和国职业分类大典》、jobsoso网站、百度百科、智联招聘等资料中对于同一职业的职业描述，邀请10位职业生涯方面的专业老师依据霍兰德类型理论中各类型的特征，编制初步的霍兰德代码，对于结果一致的予以确认，对于评判结果不一致的，则集中进行第二次确认，直到大家都一致认可某个代码为止。

2.2 确定职业题项 根据霍兰德代码的首码对200个职业进行分类，即R、I、A、S、E、C六类。根据熟悉度排列顺序，去除A类别过大，不容易定义霍兰德代码或者代码制定过程中专家有较大意见分歧的职业B编制出的霍兰德代码跟霍兰德量表中所列职业代码差异比较大的职业C由于部分样本过于集中，导致职业名称代表性不足的职业，从各类中分别选出10个职业，共60个职业，作为职业兴趣探索卡的职业题项。参考《中华人民共和国职业分类大典》、百度百科、jobsoso中的职业描述，做出职业卡的职业描述。

3 职业兴趣探索卡（大学本科版）的试测

印制职业兴趣探索卡（大学本科版）（含卡片和指导手册），在兰州大学选取4名职业生涯规划教师和不同年级、不同专业的19名本科生进行了试测。测试结束后，施测者与23名受测者进行了座谈，征求他们对探索卡的意见。最后形成了正式的职业兴趣探索卡，共3张标示卡、7张说明卡、60张职业卡和5张空白卡，并制定相应的职业兴趣探索卡工作簿。

4 职业兴趣探索卡（大学本科版）的信效度①检验

4.1 信度 研究者以间隔两周的重测信度来评估本测验在各项指标上的稳定性，包括霍兰德代码的稳定性、本测验前后测分类反应的改变显著性检验、分类反应的相关、等级相关一致性百分比，共计四种指标。信度指标的计算及结果如下：

4.1.1 本测验霍兰德代码的稳定性 为了解由本测验产生的霍兰德代码的稳定性，采用重测信度的概念，以积差相关呈现间隔两周的前后测霍兰德代码的相关。原始资料用SPSS 13.0 for Windows 进行处理，用到的数据是每一个受测者在职业展望表中计算出的每一个霍兰德代码的数值，通过分析23个被试第一次测试和间隔两周之后测试的霍兰德代码的数值，来确定其稳定性。

本研究计算出来的霍兰德代码，其前后测结果的Pearson相关如表1所示，各个兴趣类型的相关介于0.692至0.898之间（p

4.1.2 本测验前后测分类改变的显著性检验 在本测验前后测的分类上，采用卡方（X^2）检验中的包卡尔对称性检验（Bowker’s test of symmetry），检验间隔两周之后，受试者对每一张职业卡的前后测分类反应改变的显著性。原始资料以SPSS 13.0 for Windows处理，结果见表2。六十张职业卡中除了第四、七、十与十四张职业卡前后测的分类改变情形达p

4.1.3 本测验前后测分类反应的相关 为了解受试者对每一张职业卡在时间向度上的分类稳定性，采用Spearman等级相关来观察本测验前后测分类反应的关系，原始资料以SPSS 13.0 for Windows进行处理。结果（见表2）显示六十张职业卡的前后测分类反应有正相关，且除了第一张卡片前后测的相关性不显著之外，第七和二十七张职业卡达p

4.1.4 本测验前后测分类反应一致性百分比 以本测验前后两次分类的一致性百分比，来呈现受测者在每一张职业卡的分类上间隔两周之后测维持与前测相同分类的百分比；具体来说，是指每一张职业卡，将前后测分类一致的人数加总，再除以总人数。

受测者在前测中将某一张职业卡分类到喜欢、不知道或不喜欢，于后测时仍维持相同分类的人数百分比如表2所示，其分类一致性百分比介于59.22%至85.44%之间。

4.2 效度 研究者采用内容效度与建构效度来验证本测验的效度，前者已于编制过程中详加说明，在此不赘述；后者包括三部分，一是本测验霍兰德代码首码因素结构的确认，二是与《自我指导探索（Self-Directed Search，SDS）》（1969 ）霍兰德代码的相关，三是通过个体施测，以检验受试者“喜欢与不喜欢的理由”在建构上的相对性。效度指标的计算及结果报告如下：

4.2.1 本测验霍兰德代码首码因素结构的确认 本测验有六十张职业卡，分属于六种霍兰德类型，每一类型有十张职业卡，他们的相关系数如表3和表4所示，结果发现本职业兴趣探索卡的因素结构大致符合霍兰德理论假设。即相邻兴趣类型的相似性最大，相隔的相似性次之，相对兴趣类型的差异性最大，六个类型的结果基本符合正六边形。但是也存在个别例外情况，原因可能是在职业名称筛选时没有考虑就业量的问题，导致一些学生在不可能就业的职业分类时存在随机性；被试样本量太小，也可能是导致数据出现跟理论不符的原因；国内外文献显示霍兰德类型理论在非白种人中，虽然资料仍然支持RIASEC的顺序，但类型与类型之间的相关却偏离霍兰德原来的理论假设，本研究中也发现类似的问题，因此，本研究今后将替换部分职业，使所有职业尽可能符合霍兰德的模型假设。

对于60个职业的霍兰德代码计算，可以看出每一个霍兰德兴趣类型的分值比较接近，职业分类均衡（见表6）。

4.2.2本测验霍兰德代码与《自我指导探索（Self-Directed Search，SDS）》（1969 ）霍兰德代码的相关 由霍兰德所编制的自我指导探索量表（Self-Directed Search，SDS）》（1969 ）是依据他本人提出的职业兴趣类型理论，在他编制的职业偏好量表（Vocational Preference Inventory， VPI）基础上编制而成的。

由本测验所产生的霍兰德代码与SDS所测量的霍兰德代码，其相关系数矩阵如表5所示。

本测验所测量的霍兰德代码与SDS测量的霍兰德代码具有良好的聚敛效度。从表5中可以看出，对角线相关系数大致为同一列或同一行的最高者，但是也有很多例外情况，原因可能是SDS测验中测量的是兴趣和能力两项内容，而本研究所使用的探索卡只是对于兴趣的研究，因此会造成结果的偏差。整体而言，本测验霍兰德代码与相对应的SDS霍兰德代码均有比较高的正相关。因此，本测验在测量受试者的职业兴趣时，具有良好的建构效度。

4.2.3 喜欢与不喜欢理由的建构相对性 根据个体测验中本测验工作簿的记录，计算23名受测者喜欢与不喜欢理由前测和后测的百分比的平均值分别为47.35%、49.59%，表示有近一半的“喜欢的理由”与“不喜欢的理由”在概念上是相对的（见表6）。有个别喜欢与不喜欢理由相对的百分比达到13.33%、16.67%，显示喜欢与不喜欢的理由建构具有程度不一的相对性，并不完全符合Kelly个人建构理论中建构相对性的假设，且显示出极大的个别差异。

整体而言，以上的信、效度资料显示，本测验是一个稳定与有效的评量工具。

5 存在的问题

5.1 样本选取仍有不足 由于本研究工作量巨大，职业熟悉度调研的样本尽管已经选取了有代表性的1600个大学本科生，试测环节针对4名职业生涯规划教师和19名大学本科学生进行了三次测试，分别为前测、两周后测试和霍兰德自我指导探索（Self-Directed Search，SDS）测试，但是仍然有样本数量，或者样本代表性不足的缺陷，比如本次试测中对于年级、性别、专业、学科门类要求的并不十分精细，因此势必会对最终的结果造成影响。

5.2 职业熟悉度调研问卷仍需不断完善

5.2.1 职业数量多，研究难度大 1999年5月，《中华人民共和国职业分类大典》（以下简称《大典》）正式颁布并施行。2004年8月起，原劳动和社会保障部建立了新职业信息制度，对职业分类与职业标准开发实行动态管理，并通过信息制度，系统介绍新职业名称、定义、主要工作内容以及从业人员状况等情况。同时，定期组织专家对《大典》进行增补修订，并及时颁布《大典》增补本。《大典（2005增补本）》收录了77个新职业；《大典（2006增补本）》收录了82个新职业。《大典（2007增补本）》，是在保持《大典》基本结构和分类原则不变的情况下，收录了2007年的31个新职业，主要是现代服务业、制造业等领域的新职业。②

2007年至今没有再相应的增补本，加之中国就业市场规模大、变动速度快、新职业多，对这些职业的研究难度大，因此在设计职业熟悉度问卷时，会出现很多问题，比如职业的类别划分（大类、中类、小类）、职业描述等。

5.2.2 选择熟悉度最高的职业，较少考虑就业量的影响因素 职业兴趣探索卡不是要帮助学生从卡片中所列的职业中找出自己将来要从事的职业，而是找到喜欢的职业的共同特征，在未来求职的时候，更多的关注有这些特征的职业，能更容易获得幸福感和职业成就感。

本研究编制的职业兴趣探索卡的施测对象是大学本科生，他们没有工作经验，对就业市场缺乏了解，对他们来说，熟悉的更容易做选择，所以选择熟悉度最高的职业入选职业卡。

目前国内统计大学生的就业情况，有初次就业情况，年底就业情况，还有人口普查中对于行业、产业分布的统计，这些数据庞杂，没有一个标准的、确定的就业量的排行。研究者经过各方寻找资料，取得的只有麦可思研究院2009年《大学生就业蓝皮书》中2008届大学本科毕业生就业量最大的前100个职业，本研究需要至少200个职业。

本次研究中涉及到很多信效度检验的指标，结果表明一些数据并不能完全支撑理论，造成这种情况的原因可能是：在职业熟悉度问卷的职业名称筛选时只考虑了熟悉度，较少考虑就业量，导致像园艺师、油漆工、厨师、电工等大学生不太可能就业的职业在前后测分类时，出现显著差异，因此在今后的研究中，即使就业量不好研究，也需要在熟悉度问卷中考虑到就业量的影响因素。

5.2.3 熟悉度问卷题量太大 本次熟悉度问卷中的职业数量是518，这对于每一个调查对象来说，都是一项巨大的工作，为了保证调研的质量，今后可以考虑将问卷拆分成5组或者6组，每组100个左右的职业，这样可以保证每一组职业在学生选择时都能被认真阅读并且勾选。

5.3 编制霍兰德代码没有进行从业人员调研 本研究初期对于霍兰德代码的编制是想通过以下三个渠道：一是SDS中每个职业的霍兰德代码，二是根据从业人员调研得出他们认为的霍兰德代码，三是专家根据前两个代码，依据职业描述和霍兰德类型的描述进行最终确定。因为第二块工作，工程量浩大，因此取消了相关工作，代之以找多年从事毕业生就业工作的老师参与代码制定过程。

对从业人员的调研是了解一个职业最好的途径，可以借助美国O*NET（兰州大学研究生院陈建恩老师已经对其进行本土化研究）的成果，但是因为该问卷题量巨大，需要施测人员一对一的进行问卷填写指导，每份问卷的填写时间大约为半小时，耗时耗力，如果选用别的调研方式，可能也会存在问题的代表性以及与最终结果相关性的问题，因此，在本研究中，研究者没有进行这方面的相关研究。

注释：

①参照金树人《职业兴趣组合卡（高中职以上版）第二版指导手册》中的相应指标.

②《中华人民共和国职业分类大典（2007增补本）》前言.

参考文献：

[1]白利刚.霍兰德职业兴趣理论的简介及其评议[J].心理学动态，1996（02）.

[2]方俐洛，白利刚，凌文辁.霍兰德式中国职业兴趣量表的建构[J].心理学报，1996，28（2）：113-119.

[3]金树人.职业组合卡的发展背景与价值.

[4]金树人.生涯咨询与辅导.高等教育出版社，2007.

[5]龙立荣，彭平根.运用职业自我选择测验（SDS）研制大学专业搜寻表的初步研究[J].心理学报，2000（04）.

[6]姚进凤.霍兰德类型理论在大学生就业指导中的应用[J].中国科教创新导刊，2009（23）.

[7]张喆，刘宣文.职业兴趣组合卡的编制及信效度检验[J].心理学研究，2009，2（4）.

测量职称论文篇（8）

职称网

【关键词】  大口径毛细管柱 气相色谱法 空气 二甲基甲酰胺 二甲基乙酰胺

二甲基甲酰胺(DMF)和二甲基乙酰胺(DMA)是多种化工产品的重要中间体和高分子材料的重要有机溶剂，对人体有毒、有害。当前DMF和 DMA的测定方法有比色法和填充柱气相色谱法，但两者灵敏度都比较低［1］。为此，本实验拟建立一种高灵敏度的简便、快速、准确的空气中DMF和DMA的气相色谱测定方法，报告如下。

1  材料与方法

1.1  仪器

安捷伦6890N型气相色谱仪，(30m×0.53mm×1μm)、(30m 0.25mm×1μm)、(30m×0.32mm×1μm)毛细管柱。

1.2  标准物质

二甲基甲酰胺、二甲基乙酰胺(色谱纯)、蒸馏水。

1.3  采样

以内盛5mL水的多孔玻璃板吸收管，以0.5L/min的速度抽取10～20L空气。

职称网

1.4  色谱条件

柱温：90℃，汽化室和FID检测器室均为140℃，载气N2，平均线速度为20cm/s，氢气流速为45mL/min，空气流速为400mL/min，不分流进样，进样量1mL［2］。

1.5  标准曲线绘制

取标准储备液100μg/mL，配制成10.0、20.0、30.01、40.0和50.0μg/mL的DMF和DMA的标准使用液。按所述色谱条件进行测定，进样1mL，重复测定5次，取峰面积平均值。

2  结果

2.1  色谱柱的选择与干扰试验

 

比较3种毛细管柱(0.25mm、0.32mm、0.53mm)对测定DMF和 DMA的差别，DB-WAX(30m×0.53mm×1μm)大口径毛细管柱对分离DMF和DMA的效果最好，灵敏度最高，且与工作场所中一些可能存在的干扰物质，如苯、甲苯、二甲苯、醋酸甲酯、醋酸乙酯、丙酮、丁酮、甲醇、乙醇等最易分离，在所选条件下，它们均不干扰测定。本实验选用DB-WAX大口径毛细管柱。

2.2  进样量对定量的影响

为了考察大口径毛细管柱不分流进样定量的重现性，实测了DMF为40.0μg/mL，进样量为0.1、0.2、0.3、0.5、0.7、 1.0、和1.2mL时，测定结果的变异系数，发现进样量对测定结果重现性无显著影响，其最大变异系数小于5.6%。本实验选用不分流进样1.0mL。

2.3  样品稳定性

对采样后的样品分别在0、8、24、72和96h后进样测定。结果表明，样品密闭冷藏96h后，不影响结果。

2.4  分析方法的线性及最小检出量

为了考察DMF和DMA定量响应的线性，实测了其校正曲线，以色谱峰面积Y与对应的浓度X(μg/mL)作标准曲线DMF为Y=78.3x+60.1，r=0.9996；DMA为Y=58.0x+80.3，r=0.9992，最小检出量DMF为2ng，DMA为3ng

职称网

2.5  方法的精密度及回收率

对模拟现场样品20.0μg/mL标准添加实验见表1。该方法的准确度良好，DMF和DMA的回收率为92.0%～103.0%，变异系数小于4.7%。表1  样品的精密度及回收率(略)

2.6  样品分析

对在不同时间，以0.5L/min 的速度采样20L，4种样品的二甲基甲酰胺测定结果分别为2.7、5.4、8.6和4.2mg/m3。二甲基乙酰胺测定结果分别为7.2、3.6、19.3和10.1mg/m3。

3  讨论

采用大口径毛细管柱气相色谱测定，测定结果比较客观可靠的反映所测物质的实际浓度，且与工作场所中一些可能存在的干扰物质如苯、甲苯、二甲苯、醋酸甲酯、醋酸乙酯、丙酮、丁酮、甲醇、乙醇等易分离，在所选条件下，均不干扰测定。本方法具有快速、方便、线性好、灵敏度高、变异系数均在10%以下等优点，符合分析要求。

【参考文献】

 

测量职称论文篇（9）

[作者简介]张莉(1963-)，女，重庆人，重庆广播电视大学，副教授，研究方向为教育心理学。(重庆　4100052)廖全明(1968-)，男，四川营山人，长江师范学院教育科学学院副院长，教授，博士，研究方向为基础教育改革与发展。(重庆　408100)

[中图分类号]G715　[文献标识码]A　[文章编号]1004-3985(2012)06-0075-03

职业倦怠是指在职业环境中，个体无法应付外界超出个人能量和资源的过度要求而产生的一系列心理、生理综合症0。职业倦怠不仅会降低教师的工作热情，而且会对教师的身心健康、教育教学质量以及学生的学习效果产生明显的消极影响。由于角色定位模糊、工作压力过大、学生素质普遍较低以及高职院校民主管理意识的缺失等原因，高职教师成为职业倦怠问题的高发群体。高职院校辅导员是高职教师的重要组成部分，是高职院校开展大学生思想政治教育工作的骨干力量。高职辅导员的职业倦怠问题会对高职学生思想政治工作产生不良影响。本文拟分析高职辅导员的职业倦怠特点及其差异，为加强高职院校心理健康教育和辅导员管理提供依据。

一、研究对象与研究工具

1　研究对象。在重庆电子工程职业学院、重庆工商职业学院、成都航空职业技术学院等8所高职院校的辅导员中进行抽样调查，共回收有效问卷245份。其中男性100人，女性145人；未婚的158人，已婚的87人；大专及以下、本科、硕士学历的分别为3人、115人、127人；具有初级职称的有113人，中级职称的有111人，高级职称的有21人；理工科专业背景的为90人，文科为57人，教育学类的为78人，艺体类的为20人；工作年限为3年以下的有82人，3～5年的有77人，6～10年的有56人，10年以上的有30人。所选被试平均年龄29.26±5.12岁。

2　研究工具。本研究所使用的问卷包括个人基本情况和教师职业倦怠问卷两个部分。其中个人基本情况包括性别、婚姻状况、学历、职称、专业背景、工作年限以及年龄等项目：教师职业倦怠问卷采用Maslach等人编制的教师职业倦怠问卷(MBI-ES)，该问卷包括22个项目，分别测查职业倦怠的3个维度：情绪衰竭、去人性化和个人成就感。该问卷采用5点计分形式，得分越高，说明职业倦怠程度越严重。

二、研究结果与分析

1　高职院校辅导员职业倦怠的总体情况。从表1可知，职业倦怠总均分以及情绪衰竭、去个性化、个人成就感均分分别为2.42、2.46、2.10、2.60。得分在1～3分之间表示不严重，3～4分之间表示较为严重，4分以上表示非常严重，因此，高职院校辅导员职业倦怠状况并不严重。

对职业倦怠总均分以及3个维度均分的检出率分析显示，职业倦怠总均分高于3分的人数占总人数的21.2％，情绪衰竭、去个性化、个人成就感高于3分的人数分别占总人数的29.4％、15.5％、25.3％，由此可见，仍有相当比例的辅导员表现出了较为严重的职业倦怠问题。

2　高职院校辅导员职业倦怠与人口学变量的关系分析。分别以职业倦怠总均分和各维度均分为因变量，以性别、婚否、学历、职称、专业、工作年限等个体特征为自变量，采用强迫进入法进行回归分析，以考察个体特征变量对职业倦怠的预测力，结果见表2。其中，B为标准化的回归系数，其在某种程度上相当于相关系数。

从表2可知，性别对职业倦怠总均分具有显著的预测力，对个人成就感具有非常显著的预测力，而对性情衰竭、去个性化无明显的预测力；婚姻状况对去个f生化具有非常显著的预测力，职称与专业对去个性化具有显著的预测力，而对职业倦怠总均分、情绪衰竭、个人成就感均没有显著的预测力；学历情况、工作年限对职业倦怠及其各维度均没有显著的预测力。

3　高职院校辅导员职业倦怠的差异分析。为了了解高职辅导员职业倦怠的差异情况，我们对不同性别、不同婚姻状况、不同职称以及不同专业的辅导员在职业倦怠及其各维度上的均分进行差异显著性检验，结果见表3。

从表3可知，女性辅导员的个人成就感得分明显高于男性辅导员，而两者在职业倦怠总均分以及情绪衰竭、去个性化维度上没有显著差异；已婚辅导员在职业倦怠总均分、情绪衰竭维度上的得分明显高于未婚辅导员，在去个性化维度上极其明显地高于未婚辅导员，而在个人成就感维度上不同婚姻状况的辅导员没有明显差异；不同职称的辅导员在职业倦怠总均分上呈显著差异，在去个性化维度上呈极显著差异。初级职称的辅导员无论是职业倦怠总水平上，还是在去个性化维度上的得分均高于中级和高级职称辅导员，且具有显著的统计学意义(p0.05)。不同专业背景的辅导员在去个性化维度上呈显著差异，艺体专业毕业的辅导员不仅在职业倦怠总均分上明显低于理工科、文科专业的辅导员，而且在去个性化维度上得分也明显低于理工科、文科和教育类专业的辅导员(p＜0.05)。这说明艺体专业毕业的辅导员的职业倦怠状况要好于其他专业毕业的辅导员。

三、结论与讨论

1　高职院校辅导员职业倦怠的总体情况。本次调查研究结果表明，高职院校辅导员职业倦怠的总体情况并不严重，但也有相当比例的高职辅导员表现出了较为严重的职业倦怠问题，可以说，由于各种原因所引起的职业倦怠是一种较为普遍的问题。高职辅导员存在职业倦怠问题的主要原因有以下三点：第一，高职院校办学大环境的不良影响。高职教育虽然已占我国高等教育的半壁江山，但由于多方面的原因，当前我国高职院校办学条件较差、生源不足、缺少双师型教师，面临多方面的困难和挑战。此外，社会对高职的认识存在偏见，加上高职教育本身在招生、升学、就业等方面存在不公平现象，这些现象又加深了社会对高职的偏见。这种办学环境容易使高职辅导员产生职业倦怠。第二，高职院校的学生素质较低。高职院校录取分数普遍较低，生源质量普遍较差。这些学生的问题行为与一般学生相比更为明显，并且已经形成了一些不良习惯，再加上社会不良思想和风气的影响，导致高职院校的学生旷课、作弊、打架等违纪行为较为普遍。这无疑加大了高职辅导员的工作压力。第三，高职辅导员工作负担沉重。一方面，辅导员的本职工作内容十分繁杂，包括学生党团工作。班级管理、就业指导、勤工助学、

社会实践、形势政策教育等，凡是与学生有关的都属于辅导员的工作范畴，辅导员被赋予的工作角色过多。另一方面，高职院校对辅导员的角色定位不清，实施多头管理，使得辅导员常感到疲于奔命、负担沉重。

2　影响高职院校辅导员职业倦怠的人口学因素。第一，性别因素。本研究发现女性辅导员在职业倦怠总均分以及情绪衰竭和个人成就感维度上的得分都要高于男性辅导员，且在个人成就感维度上具有极其显著的统计学意义，说明女性辅导员较之男性辅导员表现了较多的职业倦怠问题，特别是表现了更低的个人成就感。究其原因，有以下两点：一方面是文化和环境的影响。中国传统文化对女性的成就要求要少于对男性的成就要求。辅导员职业虽然事务烦琐，但与学生、学校各个职能部门甚至整个社会的接触都较多，相较于专业教师来说，辅导员占有的信息资源和社会人际资源较多。这能使社会期望较高、本身也渴望尽快得到发展的男性辅导员产生成就感。但对社会期望较低、个人成就期望也较低的女性辅导员来说，处理繁杂的日常事务会使她们感到非常困难。另一方面是女性特有的性别特点的影响。女性辅导员具有特殊的性别特点，家庭，子女因素等使得她们不可能全身心地投入到辅导员工作中去，再加上高职院校辅导员要处理纷繁复杂的事务，这就使得女性辅导员更容易产生疲于奔命，甚至无法胜任工作的感觉。

测量职称论文篇（10）

*本文系广东省教育科学“十二五”规划2011年度研究项目“广东省高职院校教师流失现状调查与激励体系构建研究”（项目批准号2011TJK168）、广州番禺职业技术学院重点项目“高职院校教师流失现状分析及激励体系构建研究”（项目批准号C-G-3）及暨南大学教学改革研究项目“基于创新人才培养的创业教育生态系统本土化构建探究”的阶段性成果。 摘要：高职院校教师知识结构的生存特征研究为保障教师队伍建设的持续稳定发展提供了新视角。借助广东省某高职院校2007～2012年人事档案数据及生存分析方法，对高职教师的离职率和留任时间进行了实证研究。结果显示，高职教师留任时间普遍较短，留任时间的均值和中值分别只有3.05年和2年，且存在明显的负时间依存性；Kaplan-Meier估计显示，知识结构对高职院校教师的留任时间具有显著影响。文章进一步采用Cox比例风险模型，在控制了性别、年龄、岗位选择等因素后发现，知识结构对高职教师留任时间的影响依然显著，分析结果具有稳健性。

关键词：高职教师流失；知识结构；生存分析；Cox比例风险模型 一、研究问题

拥有一支素质高且稳定的教师队伍对高职院校的生存与发展而言，具有举足轻重的作用。然而，高职院校目前普遍存在教师离职率高、留任时间短等问题，让我们不得不反思究竟是何种原因导致了教师的严重流失。国内外众多学者从经济待遇、管理体制、考核标准、职业发展等诸多方面对这一问题展开透彻分析，并在激励措施的制定和实施上进行了一系列有益探索。[1]然而，高职院校教师的生存特征往往表现出持续期短、不稳定且具有负时间依存性（negative duration dependence，即随着留任时间的增长，教师的离职风险下降）的特点，单纯依靠静态的激励研究并不一定能解决现实问题。因此，在设计和制定教师激励措施的同时，应结合高职教师留任时间的生存特征差异，细致分析教师从在职转向离职的动态变化过程。

本文尝试采用生存分析方法[2]，深入探讨知识结构对高职教师生存过程的影响，为降低高职教师离职率、延长教师留任时间提供实证依据。对高职教师这一特殊群体而言，知识结构的重要性不言而喻。知识结构既是促进教师专业化发展、提高教育教学质量的重要条件，也是高职教师区别于其他社会群体的关键特征。依据经典人力资本理论，拥有丰富经验、较高学历和能力的教师更期望得到与之相对应的岗位和薪酬。[3]教师的知识水平越高，职业迁移的意愿和能力就越强，而受教育程度和职称则是体现高职院校教师知识结构的主要特征①。因此，本文以受教育程度和职称作为高职院校教师知识结构的“变量”，将难以衡量的“知识结构”转化为两个易测变量，以便更准确地预测教师留任时间及制定教师激励制度。

具体而言，本文的研究工作将基于统计学的生存分析方法，从以下两个方面展开：第一，基于知识结构，对高职教师离职率和留任时间的分布特征加以描述；第二，应用生存分析的Cox比例风险模型，估计各研究因素对高职教师留任时间的影响。

二、研究方法和数据处理

（一）研究方法

以往对教师流失问题的研究要么采用最小二乘法拟合回归模型来预测事件发展变化的因果关系，要么采用Logistic回归来预测结局事件是否发生。这些传统方法都是基于截面数据的静态分析，无法反映教师离职或留任状况随时间而改变的规律，也不能对观测期内不同时间截面上的变量取值变化给予正确的描述和解释，从而造成信息的损失，甚至引起系统估计的偏差。生存分析方法通过为预测变量设置相应的示性函数，对分布复杂的时间数据进行生存函数估计，不仅解决了传统方法的限制，揭示出传统方法无法得到的生存特征，而且也精确地反映了预测事件发展变化的动态过程。

本文将采用生存分析的寿命表法（Life Tables）计算不同知识结构的高职教师在各时点上生存函数的估计值（留任率），从时间维度上反映高职教师总体的生存状况；采用Kaplan-Meier法比较不同知识结构教师的留任时间差别；采用Cox Regression模型分析在控制其他因素的情况下知识结构对高职教师生存状况的影响。

·高职教育· 基于知识结构的高职院校教师生存特征比较 （二）数据处理

定义高职院校教师留任时间为教师从进入该校到辞职离开（中间没有间隔）所经历的时间。为方便后续的数据分析和处理，本研究以“年”为单位，对高职教师的留任时间进行记录。教师离职称之为“失败事件”（failure event）。关于数据处理有两点需要说明：（1）数据删失（censor）问题。数据删失是生存分析中非常普遍但须加以控制的现象。主要有两种类型： 左删失（left censoring）和右删失（right censoring）。前者是指事件在观测之前即已发生并持续至观测期内的样本，后者是指到观测期末仍未终止的样本。右删失问题对于研究分析没有影响，生存分析方法能够有效进行处理，但对于左删失问题目前仍缺乏有效的解决手段，大多数研究采取舍弃左删失观测值的做法。本研究的样本为2007～2012年高职院校离（在）职教师，进入观测期内的样本都记录了明确的起始时间（即入校时间），因此可以恰当地处理左删失问题，避免了教师的留任时间被低估。（2）多个持续时间段 （multiple spells）问题。这是指高职教师如果在学校持续工作一段时间，离开学校后（至少一年），有可能再次返回该校工作，因此同一名教师可能存在多个留任时间。我们采取的处理方法是将同一名教师的多个留任时间视为相互独立的留任时间段。

本文的样本数据来源于广东省某高职院校的人事档案，主要分为两部分：一是该校离职教师数据，共221例，留任时间为教师入校时间与离职时间的差值；二是该校在职教师数据，共373例，留任时间为教师入校时间与研究截止时间的差值。由此，我们得到了594个观测样本。接着，我们对高职教师的留任时间进行统计，为每一个时间段定义了结局变量（out variable），并对多个持续时间段进行了标记，最终的统计分析结果如表1所示。

（一）高职教师留任时间的总体情况

表2是描述性统计分析结果。第1行针对全部样本，给出了高职教师留任时间的均值和中值，分别是3.05年和2.00年；第2行将分析样本局限于离职教师，此时的均值和中值都有所下降，分别降至2.03年和1.00年；第3行选择了在职教师样本，相对于离职样本和全样本而言，留任时间均有所提升，均值和中值分别上升至3.65年和3.00年。整体而言，离职教师的留任时间普遍较短，并拉低了全体教师留任时间的均值和中值。

（二）高职院校不同知识结构教师的留任情况

表3的上半部分反映了高职院校不同教育背景教师的留任情况。这里，我们将高职教师留任率定义为高职院校在职教师人数与总人数之比。总体而言，高职教师留任率普遍偏低，平均留任率为6279%，其中最低为高中及以下学历教师，为3929%；最高为大专学历教师，为6892%。数据结果与高职院校近年来教师队伍建设的总体发展情况基本一致。

表3的下半部分反映了高职院校不同职称教师的留任情况。从表3可知，在发生离职行为的221名教师中，无职称教师43人、初级职称教师88人、中级职称教师70人、副高及以上职称教师20人。平均而言，高职教师中留任率最低的是副高及以上职称教师，为35.48%；最高的是无职称教师，为67.18%。原因可能在于，职称较高的教师更容易在劳动力市场找到工作，如果其对学校工作满意度较低，就很容易发生辞职行为，从而导致双方聘用关系中断；无职称人员大多为刚入校不久的新教师，他们可能会由于没有职称，在劳动力市场上的议价能力较弱而处于被动地位，因此暂不考虑离职。

四、生存分析结果

（一）高职院校不同教育背景教师的生存特征比较

1.高职院校不同教育背景教师留任率的分布情况

从上述对样本数据的统计描述中，我们得到了调查截止时点高职院校不同教育背景教师的留任率，但这一分析结果无法反映高职教师留任率的动态变化特征。因此，我们采用生存分析的寿命表法对不同时点高职教师的生存比例进行估计，从而动态地描述高职院校不同教育背景教师留任率的变化情况。

利用寿命表法，我们对样本数据中四种学历的高职教师的留任率进行了估计，其中高中及以下学历的观测个体有28人，大专学历的有74人，本科学历的有286人，研究生学历的有206人。表4反映了高职院校不同教育背景教师留任率的分布情况。例如，具有研究生学历的高职教师来校当年有78%的人留任；来校1年后，有68%的人留任……。从表4可知，除高中及以下学历教师外，对于相同时点（如来校后的某年），留任率随高职教师受教育程度的提高而降低，留任率从高到低依次为大专、本科、研究生。留任率最低的是高中及以下学历的教师，这可能是因为高校历来比较重视求职者的学历，高中及以下学历教师在高职院校的生存环境较差，故留任率较低。2.Kaplan-Meier估计

采用生存概率的非参数估计方法——乘积极限法（Product limit method）对高职院校不同教育背景教师的留任时间进行了比较。表5是利用样本数据获得的高职院校不同教育背景教师留任时间的均值和中位数估计。由表5可知，高中及以下学历教师留任时间的均值为5.225年，大专学历教师为9.799年，本科学历教师为7.054年，研究生学历教师为4.082年。随着教育程度的提高，高职教师的留任时间大幅度缩短。同时，我们还利用Log Rank、Breslow、Tarone-Ware方法分别对高职院校不同教育背景教师的留任时间进行整体比较，查看他们的留任时间是否存在显著差异。分析结果显示，3种检验统计量的P值均小于0.05（Sig.=0.000），证明高职院校不同教育背景教师在留任时间上存在显著差异。

图1高职院校不同教育背景教师留任时间的生存特征曲线

图1是高职院校不同教育背景教师留任时间（年）的生存曲线。图中显示，除高中及以下学历教师外，其他学历教师生存曲线所在的位置与其受教育水平呈反方向变化，即受教育程度越高，生存曲线所处的位置越低（即教师的生存状况越差）。留任时间由长至短依次为大专、本科、研究生、高中及以下学历。Kaplan-Meier的分析结果同样支持该结论，教育程度较高的教师在劳动力市场更容易获得工作，具体表现为留任时间相对缩短。从图1中还可以看出，不同学历教师留任人数下降速度最快的时点以及生存函数曲线的趋稳时间都存在显著差异，学历较高教师的流失主要发生在来校后的1～3年，学历较低教师的流失主要发生在来校后的5～6年；平稳时间由早到晚分别是研究生、高中及以下学历、大专、本科。结合生存表可知，研究生学历教师的留任率趋稳时间大约在5年左右、高中及以下学历教师在6年左右、大专学历教师在8年左右、本科学历教师在9年左右。

（二）高职院校不同职称教师的生存特征比较

1.高职院校不同职称教师留任率的分布情况

利用寿命表法，我们对样本数据中四种职称教师的留任率进行了估计，其中无职称教师有131人，初级职称教师有240人，中级职称教师有192人，副高及以上职称教师有31人。表6显示了高职院校不同职称教师留任率的分布情况。

从表6中的数据来看，高职教师留任时间随着职称的升高而降低，分别为15年、11年、11年、9年。第0～6年中，对于相同时点（如来校后的某年），留任率从高到低依次为中级、初级、无职称、副高及以上职称；第6～14年中，对于相同时点，留任率从高到低依次为中级、无职称、初级、副高及以上职称。以上数据分析结果显示，中级职称教师在全时段留任率最高，副高及以上职称教师在全时段留任率最低；初级职称教师在前5年留任率较高，但超过5年之后，教师流失较大；无职称教师则与初级职称教师相反，超过5年之后，教师留任情况反而趋于稳定。

2.Kaplan-Meier估计

我们同时也对高职院校不同职称教师的留任时间进行了比较。表7是利用样本数据获得的高职院校不同职称教师留任时间的均值和中位数估计。

根据表7可知，无职称教师留任时间的均值为8.584年，初级职称教师为6.485年，中级职称教师为7.294年，副高及以上职称教师为4.367年。从中位生存时间的估计来看，中级职称教师的中位生存时间大大超过其他组别，为11年；无职称教师和整体估计一致，为8年；初级职称教师的中位生存时间为7年；副高及以上职称教师的中位生存时间最短，为3年。表7中的整体比较结果也证明，高职院校不同职称教师在留任时间上差异显著（3种检验统计量的P值均小于0.05）。

图2高职院校不同职称教师留任时间的生存特征曲线

图2是高职院校不同职称教师留任时间（年）的生存曲线。图中显示，中级职称教师生存曲线所在的位置最高。这说明从一开始，中级职称教师的生存状况就明显好于其他组别，全程也都比其他职称教师更好。副高及以上职称教师的流失速度最快，流失主要发生在来校后的第3年，且基本在9年内流失殆尽。无职称和初级职称教师由于后期存在失访数据，所以两个曲线都有高于40%的累计生存率，且在第6年两条曲线发生了交叉。在第0～6年，留任时间从长到短依次为中级、初级、无职称、副高及以上；在第6～14年，留任时间由长至短依次为中级、无职称、初级、副高及以上。因此，Kaplan-Meier的分析结果也支持了上述寿命表的分析结果。从图2中还可以看出，高职院校不同职称教师的生存状况（留任时间）在全时间段内存在显著差异，各组别的生存曲线没有重叠。结合生存表，我们得出各组别生存函数曲线的平稳时间：无职称教师8年左右、初级职称教师9年左右、中级职称教师8年左右、副高及以上职称教师8年左右。这说明不同职称教师留任率趋稳时间差别不大，在职8、9年左右各类职称教师的留任率都趋于稳定。

（三）Cox Regression过程

实际研究中，我们更感兴趣的是，在控制其他因素的影响后知识结构是否还能显著影响高职教师留任的持续时间。这需要借助统计学领域中的Cox Regression过程进行多变量生存分析建模，基本结构如下：

h（t，X）=h0（t）e β1X1+β2X2+…βkXk

其中，h（t，X）代表在k个因素同时影响生存过程的情况下，时间t处的风险函数（Hazard Function）；h0（t）代表没有任何自变量影响下的生存状况；X代表一组影响生存过程的因素。

对上式取对数，移项得：

Log[Rh（t）]=Log[h（t，X）/h0（t）]=β1X1+β2X2+…+βkXk

在这里，回归系数β的实际含义是，当变量X改变一个单位时，引起教师离职风险改变倍数的自然对数值。Cox Regression过程使用最大似然法来估计β值，并标记为B。其虽不能给出各时点的风险率，但由于Cox回归模型对生存时间分布无要求，并可估计出各研究因素对风险率的影响，因而应用范围更广。对于生存时间不连续的情形，Cox回归模型也可以通过Logistic变换将函数表达式推广到离散情形。因此，本文尝试利用Cox回归模型，在控制包括性别、年龄和岗位选择（含教师、教辅和管理人员）等变量的情况下，探讨高职教师的知识结构是否影响其留任时间。Cox回归结果见表8。

2 倍对数似然值 整体（得分）无效模型 Cox回归模型 x2 df Sig.2584.096 2512.794***（2548.463***） 67.533（35.633） 10（7） 0.000注：a.对照组是女性；b.对照组是高中及以下学历教师；c.对照组是无职称教师；d.对照组是教辅人员；e.***、**和*分别表示参数的估计值在1%、5%和10%的统计水平上显著；f.括号中为仅包含性别、年龄、岗位选择等传统变量的Cox回归结果。

表8显示，在纳入所有自变量后，Cox回归模型的“-2倍对数似然值”为2512.794，x2值为67.533，自由度为10，P=0.000

高职院校不同职称教师的生存系数估计以无职称教师为对照组。整体而言，随着职称的上升，离职风险先下降再上升，呈∪型分布。离职风险从高到低依次为：副高及以上职称、无职称、初级职称、中级职称，其中副高及以上职称教师的离职风险是对照组（无职称教师）的2.796倍，初级职称教师的离职风险是对照组的0.845倍，中级职称教师的离职风险是对照组的0.650倍。当然，U型风险曲线的结论还要在后续研究中利用精确的类间两两比较加以验证。

五、结论与建议

本文从高职院校人事档案中找出2007～2012年间教师离职情况的真实数据，在控制性别、年龄、岗位选择等传统变量的前提下，以受教育程度和职称作为教师知识结构的替代变量，对教师留任时间和留任率进行生存分析。结果表明：其一，知识结构的确是影响高职教师离职的主要因素。我们在引入性别、年龄、岗位选择等传统变量的基础上，依次加入学历和职称这两个反映知识结构的变量，模型的整体拟合优度提高了47%。换而言之，包含知识结构变量的生存分析模型的拟合优度（x2值为67.533）要远好于仅包含传统变量的模型（x2值为35.633）。其二，不同知识结构特征的高职教师之间无论是平均留任时间、在某一时点的留任率、留任人数下降速度还是留任率趋向稳定的时间都存在差别。高学历、高职称教师对工作单位的依存度明显较弱，研究生学历、副高及以上职称教师的离职时间主要集中在来校后第3年（见图1、图2）。高职院校中，大专学历、中级职称教师的生存状况最好，高中及以下学历、副高及以上职称教师的生存状况最差、流失率最高。其三，具有年龄和性别优势的高职教师离职风险更大。年龄是高职院校教师生存状态的保护因素。高职教师在整个生存时间内，年龄每增加一岁，发生离职的风险会降低2.2%（Exp=0.978）。目前，高职院校在职教师的年龄普遍偏小（本样本均值为32.995岁），因此存在一定程度的人员流失风险。性别也是导致高职院校教师离职的重要因素，男性教师离职的可能性更高。在样本数据整个生存时间内，男教师的离职风险是女教师的2.027倍，女教师的留任时间更长。其四，从岗位选择来看，专任教师的离职风险最大，是教辅人员的2.371倍。而行政与教辅人员由于工作任务和性质较为接近，因此离职风险差别不大（Sig.=0.079>0.05）。

在政策操作层面，本文的实证结果表明，作为教师离职的根本内因，知识结构会放大高职教师对自身市场价值的成本收益比较，因此通过分析高职教师知识结构的生存特征可以预测教师离职事件发生的时间，从而揭示教师任职的初始状况和目标状况之间复杂的变化过程。例如，根据留任人数下降速度的时间特点，我们认为解决高职称、高学历教师群体流失问题应主要集中在其来校后的前3年。实践中，我们通常以3年为界对新教师进行入职管理，但缺乏实证支撑。本研究利用生存分析方法证实，入职3年是高职称、高学历教师产生离职意愿的敏感时期。因此，人事管理中，可将3年作为具有实践意义的界值加以合理应用；在这段时期，采取差异化培训、多元激励等措施会收到意想不到的效果。同时，数据分析结果也显示，在知识结构的变量中，职称对高职教师留任的影响更大，教师在职称评定前后的职业稳定性会有显著差异，这提示我们在制定激励政策时应对这类教师群体给予特别关注。样本数据中，本科学历、中级职称教师在来校10年后发生重大流失，这也从一个侧面反映出他们的忠诚度实际上是最高的，但现有的激励机制忽视了他们对职业发展的需求。此外，生存分析结论也解释了传统政策的困境——性别、年龄和岗位的不同会在一定程度上影响高职教师的离职选择，因此在制定教师激励政策时可针对高职教师的这些特点进行设计与调整。

注释：

① 用受教育程度和专业背景等特征变量知识结构是国内外学者在研究知识结构问题时常用的方法[4][5]，本文用受教育程度和职称来高职教师的知识结构亦是此类方法在教育学研究领域的一种尝试。

参考文献：

[1]何霞，袁祖望.高职教师“职业高原”现象个体成因类型调查[J].高教探索，2009（6）：119-122.

[2]陈家鼎.生存分析与可靠性[M].北京：北京大学出版社，2005.