研究采用樣本一的(N尸345)數(shù)據(jù)，進(jìn)行探索性因子分析。在進(jìn)行因子分析之前，筆者先利用KMO (Kaiser-Meyer Olkin)系數(shù)和Bartlett球形檢驗(yàn)來(lái)判斷數(shù)據(jù)是否適合進(jìn)行因子分析。KMO指數(shù)代表所有變量整體的取樣適當(dāng)性。KMO值在0，50以上，表示數(shù)據(jù)適合進(jìn)行探索性因子分析，KMO值越LL…大，表示變量間的共同因素越多，越適合進(jìn)行因子分析。本研究樣本的KMO值=0.95，超過(guò)0.9，表明已經(jīng)達(dá)到介于“有價(jià)值”和“極佳”之間，因此適合進(jìn)行因素分析。Bartlett's球形度檢驗(yàn)近似卡方值(X2，為12142.23，自由度(df)為1830，p值達(dá)到顯著性水平，表明題項(xiàng)相關(guān)矩陣間有共同因子存在，也適合進(jìn)行因子分析。
    通過(guò)標(biāo)準(zhǔn)方差檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)所有題目的標(biāo)準(zhǔn)方差SD介于1.2 --1，7之間，均1，所以全部題目均予以保留。筆者對(duì)樣本一進(jìn)行探索性因子分析，以主成分分析法初步抽取共同因素（初始特征值）后，通過(guò)分析得知，共有11個(gè)因子特征值大于1，所解釋的方差占總方差的61.6%。
    除了根據(jù)特征值大于1這項(xiàng)標(biāo)準(zhǔn)判斷應(yīng)保留幾個(gè)共同因子之外，還要同時(shí)參考坡度檢驗(yàn)，如圖6-1所示。根據(jù)點(diǎn)間連線(xiàn)坡度的隴電緩程度，從碎石圖以很清晰地看出因子的重要程度。從碎石圖可以看出，坡度線(xiàn)不明顯，從第3個(gè)因子開(kāi)始基本就趨于斗平緩，因子并不突顯，表明提取2-5個(gè)因子比較妥當(dāng)，然后再逐個(gè)采用2、3、4、5個(gè)因子進(jìn)行探索性因子分析。本研究的調(diào)查結(jié)果表明，對(duì)抽取出來(lái)的因子未能給予合理的解釋和命名，與原定假設(shè)不符合。
    此研究假設(shè)體育界的運(yùn)動(dòng)員訓(xùn)練能力的維度對(duì)于企業(yè)多習(xí)丁教練性的研究仍然適用，且員工可教練性量表的5-7個(gè)因子結(jié)構(gòu)能夠得到驗(yàn)證。但是根據(jù)初步編制的員工可教練性量表，經(jīng)因子分析卻無(wú)法提取合理的因子并給予解釋和命名。因此，原有研究假設(shè)基本不成立。也正是因?yàn)槿绱?，筆者擬采用一個(gè)多維的員工可教練性量表進(jìn)行后續(xù)的研究暫時(shí)無(wú)法實(shí)現(xiàn)。
    究其原因，主要有以下兩點(diǎn)氨緣由：第一，雖然原假設(shè)是沿用企業(yè)教練技術(shù)的來(lái)源方式進(jìn)行理論移植，但是在企業(yè)環(huán)境中，上下級(jí)之間的關(guān)系比教練與運(yùn)動(dòng)員的關(guān)系要復(fù)雜得多，涉及的內(nèi)在因素和環(huán)境因素相對(duì)比較復(fù)雜。因此，運(yùn)動(dòng)員訓(xùn)練能力的維度可能無(wú)法直接借鑒于員工可教練性維度的構(gòu)建，還需要更加深入的實(shí)證研究來(lái)進(jìn)行重新調(diào)整。第二，在國(guó)內(nèi)，企業(yè)教練技術(shù)還是一個(gè)全新的領(lǐng)域，在企業(yè)中的實(shí)踐應(yīng)用并不普遍，只有少數(shù)企業(yè)中高管理者進(jìn)行過(guò)知識(shí)培訓(xùn)，一般員工基本不了解企業(yè)教練技術(shù)，所以在企業(yè)測(cè)試過(guò)程中，難免因?yàn)槔斫獠煌笍囟斐沙蓽y(cè)試結(jié)果術(shù)不準(zhǔn)確角。訪(fǎng)談對(duì)象和測(cè)試對(duì)象的樣本選擇可能需要更加精準(zhǔn)，要求研究對(duì)時(shí)象了解以及親身體驗(yàn)過(guò)教練技術(shù)。