量表编制的步骤
针对某一变量编制量表，以下将该变量简写为X。
收集的X典型事例和关键表征，探索X的概念内涵，并为构建X的测量量表做准备。
1、在前期文献阅读分析的基础上总结明确X的概念；
3、阴阳鱼确定访谈被试、访谈地点及访谈时间；
4、把访谈结果转录为文字，用Nvivo 7.0做编码分析，归纳提炼访谈文本；
6、通过讨论、请教项目组多位专家之后，合并意义接近或重叠的项目，最终形成X的初始项目。
8、选定问卷调查的被试与数量；
9、把问卷随机发放给被调查者，把被调查者随机分成两个无偏子样本（A和B），分别以这两部分数据做探索性和验证性因子分析；
10、运用总数据对X量表中各项目做描述性统计分析，包括平均数、标准差、区分度、校正之后各项目总分之间的相关以及删除该项目后量表的内部一致性系数；
11、根据结果，出项目与总分的相关系数在0.50以下，区分度低，且删除后量表的内部一致性较删除其他项目提高更多的那些项目，予以删除；
12、把剩下项目进行因子分析。用A部分数据进行探索性因子分析，做KMO 和巴特利特球形检验，根据KMO值（若高于经验标准0．70，表明变量间的共同因素较多）、巴特利特球形检验的χ2值（若显著，表明母体的相关矩阵间有共同因素存在，适合做因子分析）
13、采用主成分分析法，采取最大变异法旋转，选取特征根大于1的因子，出因子载荷低，且共同度过也低的项目，予以删除。
14、把余下的项目重新做因子分析，按照12、13步进行，直到所有项目的荷载都在0.70以上，共同度在0.50以上，则剩下的项目可作为量表的题项。
15、用B数据对所得x结构进行验证性因子分析。在确认没有缺失值之后，用Amos17．0进行模型检验。所得结果表明，所得单维因子结构拟合指标良好(怎么算良好？)，表明所得因子结构合理。
1、在前期文献阅读分析的基础上总结明确建言效能感概念，将其初步定义为：一种习得的、能胜任建言角(如把握建言机会、控制建言后果等)并感知建言能取得积极反馈(如领导者会关注或采纳我的建议)的信念。
聊城岳建国2、基于此确定访谈的题目，包括“您经常向领导或同事提建议吗?”(导入题)、“什么因素导致(或在什么情况下)您不敢发表关于企业经营或同事工作的各类意见”、“您对向管理者(同事或组织)提建议的信 12,程度如何，为什么有这样的感觉”、“在什么情况下，您更会感觉无拘无束地表达对企业经营各方面的看法”等。
3、访谈被试26人，其中男14人、女12人，年龄在21～50岁之间(平均31岁)，学历以专科和本科为主，职位都是基层员工。访谈企业集中于长三角地区，包括民营、国有和外资企业。访谈在企业内独立会议室进行，每人访谈约30min。
4、把访谈结果转录为文字，用Nvivo 7.0做编码分析，归纳提炼访谈文本。
5、结合自我效能感(Banduraindeo，蛆疗1986)和建言行为(如van Dyne＆LePine，1998)的量表项目，两位参与本研究的组织行为学研究生开发了19道建言效能感的初始项目。
6、通过讨论、请教项目组多位专家之后，合并意义接近或重叠的项目，最终形成了14个建言效能感测量的初始项目，见表1。
trs这些项目反映了员工在向上级(包括车间主任、班组长等)、同事和组织提建议时的信心程度，包括建议是否能得到关注和采纳，是否能抓住和创造机会提建议，提建议遇到麻烦或收到不良反馈时是否能有效控制等。
7、在访谈所得项目的基础上编制初始问卷，然后把问卷随机发放给被调查者(企业普通员工)，在初步项目分析的基础上筛选并保留项目。
注（问卷编制）：在参考建言行为和自我效能感问卷的基础上，经两位组织行为学研究生编写并最后讨论及统一意见，把预研究得到的14个项目编制成初始问卷，以5点利克特量表来记分。连同该问卷，并加上检验建言效能感构念效度的变量量表，包括员工建言行为和沉默行为问卷，作为本次发放的研究问卷。
建言行为问卷选用van Dyne和LePine(1998)的6项目经典问卷；同时也选用了Liu，Zhu和Yang f2010)开发的向上级建言(speak up)问卷，该问卷包括9个项目；员工沉默问卷选自Tangirala和Ramanujam (2008a)的研究。
8、样本来自长三角地区的企业员工，以国有和民营企业为主。共发放问卷420份，回收395份(回收率94．05％)，有效问卷376份(有效率95．19％)。
9、把有效数据随机均分成两部分：A和B，用A数据(N=188)对建言效能感量表做探索性因子分析，用B 数据(N’=188)对建言效能感量表做验证性因子分析。独立样本t检验显示，两部分数据在性别、年龄、工龄、教育程度等人口变量上没有显著差异。
10、运用总数据(N=376)对建言效能感量表各项目做描述性统计分析，包括平均数、标准差、区分度、校正之后各项目总分之间的相关以及删除该项目后量表的内部一致性系数(见表2)。
11、根据结果，7、8、10三个项目的校正后项目与总分的相关系数在0．50以下，区分度也最低，删除该项目后量表的内部一致性系数较删除其它项目提高更多，因此这三个项目予以删除。
12、把剩下的11个项目进行因子分析。用A部分数据(N=188)进行探索性因子分析，做KMO 和巴特利特球形检验，结果显示KMO 值为0．92，高于经验标准0．70，表明变量间的共同因素较多。巴特利特球形检验的χ2值达到显著性水平(p<0．nifeshe001)，代表母体的相关矩阵间有共同因素存在，适合做因子分析。采用主成分分析法，采取最大变异法旋转，选取特征根大于1的因子，结果发现只有一个独立的因子存在，其总方差累计贡献率为52．58％，项目6、9、11、13的因子载荷最低，共同度也最低且都在0．50以下，因此予以删除。
13、把余下的7个项目重新做因子分析，结果显示：KMO值为0．90，巴特利特球形检验的χ2值显著 <0．001)，采用主成分分析法，采取最大变异法旋转，选取特征根大于1的因子，结果依然形成一个独立因子，7个项目的载荷都在0．70以上，共同度都高于0．50，总方差累计贡献率为60．23％，量表的内部一致性系数为0．89。
14、用B数据(N’=188)对所得建言效能感结构进行验证性因子分析。在确认没有缺失值之后，用Amos17．0进行模型检验。所得结果表明，所得单维因子结构拟合指标良好(χ2=27.74，df=12，χ2/df=2.31，p<0.01，GFI=0.98，CFI=0.99， TLI=0.98，RMSEA=0.06)，
表明所得因子结构合理。
例子出处：
段锦云，魏秋江. （2012）建言效能感结构及其在员工建言行为发生中的作用[J].心理学报，44（7）：972-985.
