高校辅导员情绪劳动量表的初步修订及信效度检验

王潆雪 井西学 任 飞

情绪劳动是西方组织行为学的新兴研究,目的是了解情绪在工作情境下的运作机制,找到好的应对方式,使情绪劳动的高负荷者轻松驾驭自己的情绪,更好地胜任工作。概念是由Hochschild最早提出的,“当个体的内心体验与规则不一致时,个体努力使用某些策略(表层扮演与深层扮演)来调整情绪的外部表现,以使得情绪表现符合组织规则的要求”。概念被提出后,没有立刻引起重视,直到Rafaeli&Sutton[1]针对不同职业进行了质性研究后,才引起研究者的注意。

情绪劳动与心理健康具有密切关系,正确认识情绪劳动是维护心理健康的重要条件[2]。早期的研究主要聚焦于服务行业人员[3],实际上每种职业都包含情绪劳动的成分。高校辅导员在工作中要根据不同层面的期望和要求扮演不同的角色,根据工作实际进行情绪劳动。而针对高校辅导员群体的情绪劳动研究还寥寥无几。情绪劳动作为情绪研究的新切入点,已成为组织行为学和应用心理学的研究热点。因此对高校辅导员进行情绪劳动的研究具有价值。

国内现有研究工具多直接采用国外的量表,考察内容各不相同[3],是否能在高校辅导员中发挥实效,还不得而知。因此,修订适合高校辅导员的情绪劳动量表十分必要。本文结合国情,对陈芸[4]针对教师和销售员2个群体编制的情绪劳动量表(ELS)在高校辅导员群体中进行修订,以适用于高校辅导员的情绪劳动研究。

1 对象与方法

1.1 对象 对山东省属5所普通高校和5所职业院校的在职辅导员进行调查。采用事先通知集中作答的方式,由研究者发放问卷,告知所填内容仅用于学术研究,并将严格保密。当场收回,无时间限制,一般用时3分钟。

发放问卷500份,有效问卷489份。普通高校252份,高职院校237份。男255人,女231人,缺失值3人;30岁以下266人,31岁以上220人,缺失值3人;未婚者99人,已婚者386人,其他4人;受教育程度本科及以下221人,硕士研究生及以上268人;专职辅导员345人,兼职辅导员148人,缺失值6人;职称初级及以下227人,中级及以上262人;工作年限3年及以下231人,4年及以上244人,缺失值14人。

采用分层抽样法,抽取192份进行探索性因素分析,297份进行验证性因素分析及相关、回归分析。

1.2 情绪劳动量表(ELS) 为陈芸[4]针对中小学教师和销售员编制,共19个项目。包括情绪多样性、情绪表达规则、表层扮演、深层扮演4个分量表。采用L ikert6点评定,总量表及分量表的 α系数分别为 0.7990、0.6995、0.7186、0.7174、0.7592。验证性因素分析 χ2、χ2/df、RM SEA 、SRMR、GF I、CF I、NN F I分别为 229.67、1.57、0.055、0.076、0.89、0.89、0.87。

1.3 数据分析 采用SPSS 16.0进行数据录入及项目分析和探索性因素分析,采用AMOS 17.0进行验证性因素分析,取P＜0.05为差异有统计学意义。

2 结 果

2.1 探索性因素分析 进行因素适合性检验(KMO=0.865,χ2=1596.597),达到极显著水平(P＜0.001)。变量之间存在明显的相关,可能共享潜在因素,可进行探索性因素分析。

对19个项目用方差极大法进行旋转,提取特征根大于1的5个因子。而因子5仅包含2个项目,变异解释率仅为5.383%,根据删除项目数小于3的因子的原则,删除因子5[5]。再次探索性因素分析,抽取特征值大于1的因子4个,见表1。

表1 高校辅导员情绪劳动量表因素分析

该模型与修订前模型基本相符,删去因素负荷低于0.50的项目4和项目11,采用原模型命名,将4个因子分别命名为深层扮演、表层扮演、情绪多样性、情绪表达的要求。

2.2 验证性因素分析 对297份问卷进行验证性因素分析,根据误差的协方差相关对模型进行调整,建立情绪劳动结构模型,见图1。

图1 高校辅导员情绪劳动结构模型

修订后情绪劳动量表的CFA拟合度指数,当卡方不显著时,认为模型拟合较好。χ2/df小于3时,认为模型拟合较好。P 值应不显著,否则模型将被拒绝[6]。 GF I、A GF I、CF I、N F I、IF I、TL I值越接近1越好,RM SEA 的值在0到1之间,一般在0.05左右[7]。该模型的拟合指数指标均达到理想水平。

2.3 项目分析 计算量表总分,排序筛选27%高分组和27%低分组,采用独立样本t检验,见表2。15个项目都差异显著(P＜ 0.001)。

表2 高分组与低分组t检验()

表2 高分组与低分组t检验()

注:＊P＜0.05,＊＊P＜0.01,＊＊＊P＜0.001

项目 高分组 低分组 t 1 5.41±0.729 3.94±1.433 7.758＊＊＊2 5.41±0.692 4.12±1.287 7.479＊＊＊3 5.43±0.731 4.1543±1.314 7.250＊＊＊5 5.60±0.589 3.775±1.322 10.721＊＊＊6 5.71±0.486 4.15±1.261 9.722＊＊＊7 5.55±0.784 3.77±1.343 9.748＊＊＊9 4.88±1.173 3.08±1.260 9.053＊＊＊12 4.64±1.300 3.06±1.170 7.796＊＊＊13 4.97±1.019 2.89±1.128 11.837＊＊＊14 4.67±1.245 3.07±1.081 8.327＊＊＊15 5.58±0.765 4.11±1.282 8.363＊＊＊16 5.48±0.818 4.15±1.203 7.829＊＊＊17 5.57±0.570 4.08±1.284 9.015＊＊＊18 5.28±0.836 3.26±1.253 11.428＊＊＊19 5.35±0.755 3.79±1.130 9.894＊＊＊

2.4 Cronbach’a系数及相关 采用α系数对量表检验。总量表α系数为0.897,深层扮演、表层扮演、情绪多样性、情绪表达要求的分别为 0.843、0.851、0.791、0.806,均大于 0.7,符合问卷信度的要求。总量表与分量表间均显著相关(P＜0.01)。

3 讨 论

本研究采用陈芸[5]编制的情绪劳动量表作为初测量表,因高校辅导员与已有研究群体有差异,对量表进行项目分析、探索性因素分析、验证性因素分析和信度分析,剔除4个项目,抽取4个因子。维度及命名与初测量表保持一致。证明高校辅导员群体的情绪劳动特点与中小学教师、销售人员间有较大的一致性,该研究所采用的量表编制合理,能较好的涵盖情绪劳动的范畴。

对量表进行验证性因素分析,建立结构方程模型,拟合指数良好,证明修订后的量表结构效度良好。对高分组和低分组进行t检验,各项目差异显著,检验α系数,总量及分量表得分均大于0.70。综上,该研究所得情绪劳动量表指标符合心理测量学的标准,可为高校辅导员相关研究所采用。

[1]Rafaeli A,Sutton R I.Emotional contrast strategies as means of social influence.Lessons from criminal interrogators and bill collectors[J].Academy of Management Journal,1991,34:749-775

[2]乔红霞.情绪劳动及其对维护心理健康的意义[J].解放军艺术学院学报,2010,12(1):92-96

[3]王静.角色压力与情绪劳动:社会支持的中介作用?高校教师为例[D].开封:河南大学,2009

[4]陈芸.职业承诺对情绪劳动与工作倦怠的调节作用[D].武汉:华中师范大学,2008

[5]蔡闽,余凤英,李英娥,等.问卷式调查表项目的筛选[J].数理医药杂志,2006,19(1):14-18

[6]荣泰生.AMOS与研究方法[M].重庆:重庆大学出版社,2009:132-134

[7]史雅翼.线性结构方程模型评价指标的应用[J].中国医院统计,2001,8(4):237-238