高校教师科研倦怠感问卷的编制与信效度检验*

张奇勇，闫志英，卢家楣

(1.扬州大学教育科学学院，扬州225002;2.云南师范大学心理系，昆明650092;3.上海师范大学教育学院，上海200234)

1 引言

Freudenberger 于1974 年首先创造“职业倦怠”(burnout)这个词，认为倦怠是一种容易在工作情境中出现的情绪耗竭症状，当工作本身对个体的能力、精力及资源过度要求时容易导致情绪衰竭、筋疲力尽，即职业倦怠(Freudenberger，1974)。Maslach 等人针对教师、护士、社会工作者等专业服务行业提出倦怠的三维度理论模型，认为倦怠是个体在工作中面对持续的情绪及人际应激源而产生的一种心理综合征，包括情绪衰竭、讥诮和个人成就感降低三个维度，并在1981 年编制了倦怠量表(Maslach Burnout Inventory，MBI)(Maslach ＆ Jackson，1981)。从总体来看，国外职业倦怠研究，大多支持这种三维结构模型(e. g. Schaufeli ＆ Taris，2005;Salmela - Aro，Kiuru，Pietikäinen，＆ Jokela，2008)。该量表有3 个结构相同项目不尽相同的版本:人事服务量表(human services survey)、教育量表(educators survey)和一般量表(general survey)(Maslach，Schaufeli，＆ Leiter，2001)。

无论是国内还是国外，目前对于教师职业倦怠的研究非常多，就教师职业倦怠的影响因素而言，主要从个体层面、工作层面和组织层面等进行了探讨(Schaufeli ＆ Buunk，2003)，在工作层面上主要局限在教学工作和管理工作上，而针对科研工作引起的倦怠感关注很少。据笔者判断，由于高校评价体系、科研评价体系、职称评价体系的偏差，导致将高校教师的科研工作推向了高校工作全局的首要位置，目前高校对教师绩效工作的考核重心已不是教学，而是科研，科研成为高校和高校教师利益竞争的焦点。梁振东等对福建、陕西、北京三地六所高校48 名教师的半结构化访谈表明，由于高校科研量化考核方面的硬性要求和科研保障机制方面的不完善等原因，大多数教师感受到的科研压力和对科研的冷漠情绪要甚于教学(梁振东，张艳辉，2011)。诚然，高校教师的科研既是社会和经济发展的需要，又是高校教师自我提升的需要，在服务社会与人才培养上具有重要的地位。可问题是，高强度的科研任务、“短频快”的评价方法(考察周期短、评价频率高、结果见效快)，会严重挫伤教师科研的积极性。高要求结合低资源引发高校教师工作倦怠，进而降低了其心理健康水平(张琳琳，DeJoy，2012)。由于科研圈子文化、教师个性特征等方面的差异，一些教师的科研成果长时间与学校的科研期望存在差距，这可能是高校教师工作压力的主要来源和职业倦怠的首要原因。

由于科研工作是高校教师的首要工作，科研倦怠也应属于教师职业倦怠的范畴，所谓科研倦怠是指高校教师无法顺利完成学校期望、职称评定或自我成就动机的科研目标而产生的各种不良心理反应，如焦虑、疲劳、效能感低、无力感等。从“积极”心理学角度来说，对个体工作投入的消蚀就会产生职业倦怠，投入和倦怠是一个三维连续体的两个端点(Schaufeli，Salanova，＆ Bakker，2002)，Schaufeli 认为倦怠和投入是雇员幸福感(Well -being)的两种原型，幸福感包括激活和快乐(Maslach ＆ Leiter，1997)，投入的特征就是高的激活和快乐，而倦怠的特征是低的激活和快乐。由此，可以推断科研倦怠会影响高校教师的工作投入，从而影响高校教师的主观幸福感，即科研倦怠减少了教师对工作(包括科研工作)的有效投入，从而影响了高校教学、科研工作本身的质量，又影响了高校教师的身心健康，造成高端智力资源的极大浪费。因此，有必要对高校教师科研倦怠问题进行科学的研究和探讨，而问卷编制则是这一问题的基础性工作，编制这一问卷为科学揭示高校教师科研倦怠的现状、研究高校教师对科研投入的有效性、预测当前高校教师的创造力与科研成果的真正社会效益等问题均具有重大的实践价值。

问卷编制主要参考了Maslach 职业倦怠量表——教师用表(Maslach Burnout Invenry Educator Survey，MBI-ES)，并参阅了大量的国内教师职业倦怠量表，在此基础上初步编制了《高校教师科研倦怠感问卷》。

2 对象与方法

2.1 被试

在整个调查中，共发放问卷1100 余份/套，共回收有效问卷828 份/套。问卷预测分两次进行，被试来自于笔者所在高校的教师，每次对男女被试人数进行了平衡，调查以随机抽样的方式，由笔者发放问卷和现场指导，问卷当场收回，并给予被试一件小礼品。第一次预测总共发放137 份问卷，得到有效完整作答问卷109 份，其中男教师54 份，女教师55 份(样本1)。问卷修订后进行第二次预测，共发放问卷130 份，回收有效问卷107 份，其中男教师61 份，女教师46 份(样本2)。

正式施测分二次进行，共回收有效问卷数为519 份。其中，第一次正式施测的被试来自于笔者所在高校的教师，共发放问卷336 份，经整理并剔除无效问卷(不完全作答、随意作答)后，共回收有效问卷273 份，其中男教师142 份，女教师131 份(χ2=0.443，p=0.506)，平均年龄36.23 ±6.33 岁(样本3)。第二次正式施测在上海、江苏等地的5 所大学进行，共发放问卷302 份，经整理并剔除无效问卷后，共得到有效问卷246 份，其中男教师116 份，女教师130 份(χ2=0.797，p=0.372)，平均年龄39.41±7.42 岁(样本4)。

在笔者任教的高校中有部分教师同时完成了问卷的正式施测和效标问卷的施测，共回收有效问卷91 套，其中男教师51 套，女教师40 套(χ2=1.330，p=0.249)，平均年龄37.83 ±7.64 岁(样本5)。

2.2 研究工具

2.2. 1 职业倦怠量表通用版MBI - GS(Maslach Burnout Inventory-General Survey)

这是工作倦怠方面最权威、最常用的量表，该量表包括三部分:情绪衰竭(emotional exhaustion)5 个项目、玩世不恭(cynicism)5 个项目和成就感低落(reduced personal accomplishment)6 个项目，经过中文版修订后，去掉玩世不恭的1 个项目后，共有15个项目，该问卷为Likert 7 级计分量表，采用0 ～6 计分，0 代表“从不”，6 代表“非常频繁”，该问卷的中国版具有很好的信效度(李超平，时勘，2003)。为了与《高校教师科研倦怠感问卷》所指的“科研工作”相一致，所以施测时需让教师将《职业倦怠量表(通用版)》中所指的“工作”理解为“科研工作”。

2.2.2 一般自我效能量表(General Self -Efficacy Scale，GSES)

一般自我效能量表由Jerusalem 和Schwarzer 编制，在国际上广泛使用。该量表共10 个项目，采用4点量表记分。中文版本由Zhang 和Schwarze(1995)修订，王才康等考察了该量表的适用性，量表的Cronbach’s α 系数为0.87，分半信度为0.82(王才康，胡中锋，刘勇，2001)。由于大多数研究发现职业倦怠与自我效能感呈负相关(Hillhouse，Adler，＆ Walters，2000;Breso，Salanova，＆ Schaufeli，2007)，因此，此量表可以作为倦怠感量表的同时效标。

2.3 研究程序

2.3.1 预测问卷的编制

至今为止，国内外职业倦怠研究，无论是MBI、MBI-GS、MBI-ES，还是BM，大多支持三维结构模型。在参阅了Maslach 情绪枯竭问卷通用版(Maslach Burnout Inentory General Survey，MBI-GS)的基础上，包括:情绪衰竭(exhaustion)、低成就感(feelings of incompetence)和讥诮态度(cynicism)三个维度，此结构获得普遍认可(Maslach，Schaufeli，＆Leiter，2001)。鉴于以往研究的基础上，首先，编制了开放式问卷，如“科研的哪些环节常常让你倦怠?”、“你认为科研的难点在哪里”、“回忆一件让你烦心的科研事件”、“通常在什么场合会让你对科研产生厌倦心理”等等。共收集到51 份开放式问卷，将开放式问卷得到的所有条目输入计算机，经过归类、汇总，筛选出32 个项目。

咨询4 名心理学专业博士，将32 个项目按照Maslach 划分的3 个维度进行修订、归类，综合考虑项目文字表述的清晰性、简洁性、被试对项目的敏感程度等几个方面的因素，最终每个维度所包括的项目数分别是:情绪衰竭11 个、低成就感12 个、讥诮态度9，项目采用Likert5 点计分(1 ～5 分别对应“从不如此”至“总是如此”)。

2.3.2 预测与修改

对样本1 的数据进行了项目分析、项目筛选与修订，主要参考各项目得分的平均数、标准差、题总相关系数(item -total correlation)、某一项目删除后问卷的Cronbach’s α 系数变化(Cronbach’s α if item deleted)、探索性因素分析中聚类不好的项目以及验证性因素分析回归系数(regression weights)的显著性，并结合项目分析指标和项目内容的科学性进行反复取舍与修改。之后，进行了第二次预测，对样本2 的数据也进行了上述分析，并对问卷再次修订，最终形成22 个项目的正式问卷，共有3 个维度，其中情绪衰竭8 个、低成就感8 个、讥诮态度6 个，如表2所示。

2.3.3 正式施测

为更好地考察问卷的稳定性和心理测量学指标，正式施测问卷分多次、多样本发放。其中，样本3 的数据用于探索性因素分析、项目分析和信度分析，样本4 的数据用于项目分析、信度分析和效度分析，样本5 的数据用于效标关联效度的检验。

2.4 统计分析

采用SPSS16. 0、EXCEL、LISREL8. 80 和Amos18.0 对数据进行统计分析。

3 结果

3.1 探索性因素分析结果

对样本3 的数据进行探索性因素分析(EFA)适合性检验，结果如表1。KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)分数为0. 831，巴特利特球形检验(Bartlett test of sphericity)值为3475.371(p ＜0.000)，表明与单位矩阵有显著性差异，探索性因素分析的结果可靠。

对样本数据进行探索性因素分析，以相关矩阵(correlation matrix)作为提取因素的依据，并以特征根＞1 为因素提取标准，采用方差极大法正交旋转(varimax)。因素提取结果见表1，可以提取3 个特征根＞1 的因素，3 个因素的方差累积贡献率为60.077%。

表1 因素分析提取结果

如表2 所示，可依据旋转后的因素载荷矩阵对因素进行命名，本问卷经过反复修订后，已经剔除了聚类不好的项目，保留并修订后的项目聚类良好，问卷的心理学理论构念与因素分析的实际结构相一致，因此，因素命名就按照理论构念时的维度进行命名。

表2 旋转后因素载荷矩阵

3.2 信度分析与项目分析

合并样本3 和样本4 的数据进行信度分析与项目分析。总问卷的标准化Cronbach’s α 系数为0.863，Friedman’s χ2值为51.695(p ＜0.000)，达到极其显著水平，表示受测者差异大，信度高。各分维度的内部一致性系数分别为:情绪衰竭0.894，低成就感0.814，讥诮态度0.820。

项目分析采用鉴别指数D 和题总相关系数r，项目的鉴别指数采用各维度内总分的高分端(27%)在该项目上的平均得分减去低分端(27%)在该项目上的平均得分，然后除以该项目的满分值5 计算而得。结果如表3 所示，D 值在0.301 ～0.448 之间，题总相关系数r 值在0.337 ～0.543 之间。

表3 各维度内项目鉴别指数D 及题总相关系数r

3.3 效度分析

使用样本4 的数据进行效度分析。以探索性因素分析的3 个因子作为结构方程模型(SEM)中的潜变量(latent variable)，以表2 中各项目作为相应的各潜变量的外生可测变量(measurable variable)，潜变量间两两相关，建立结构方程模型，模型的标准化路径系数(standardized regression weights)在0.41 ～0.85之间(如图1 所示)，模型拟合度如下表所示:

表4 CFA 模型拟合度(Model Fit)

图1 结构方程的路径系数与相关系数

模型的χ2/df ＜5 表示模型拟合程度较高，近似均方根误RMSEA 小于0.08 且拟合优度指标GFI和AGFI、本特勒的比较拟合指数CFI 和赋范拟合指数NFI 均比较接近1，表明问卷具有较好的结构效度。

收敛效度可通过“平均方差提取值”(average variance extracted)来表征，该值可通过公式AVE =(∑λ2)/n(n 为某因子中的项目数;λ 为标准化路径系数，如图1 所示)计算，AVE 反映了每个潜变量所解释的变异中有多少来自于该潜变量中所包含的项目。用各潜变量AVE 值的平方根与该潜变量与其他潜变量之间的相关系数的绝对值进行比较，以此来判断变量的区别效度是否达到要求。结果发现，各潜变量AVE 值的平方根均大于潜变量之间的相关系数，如表5 所示。

表5 区分效度检验

对样本5 的数据进行效标关联效度检验表明，本问卷与《职业倦怠量表(MBI -GS)》的相关系数为0.586(p ＜0.01)，本问卷的3 个维度情绪衰竭、低成就感和讥诮态度与MBI -GS 的相关系数分别为0.277、0.443、0.454，均达到了显著水平。本问卷与《一般自我效能感量表(GSES)》的相关系数为-0.372(p ＜0.01)。

4 讨论

探索性因子分析结果显示，KMO =0.831，模型通过了巴特利特球形检验，结果表明探索性因素分析的结果可靠。《高校教师科研倦怠感问卷》的3个维度结构清晰，项目的因素负荷均在0.651 以上，3 个维度可以解释总体方差60.077%的变异，每个维度内项目内容清晰明确、可解释性强。根据Evans 等人(1993)的研究，情绪衰竭一向被认为是倦怠概念的核心维度，它是第一个进入量表因素分析结果的因子(Evans ＆ Fischer，1993)。在此次探索性因素分析中，方差百分比最大的也是情绪衰竭，占方差累积贡献率的23.798%(表1 所示)，与Evans等人的研究一致。对中国人而言，压力环境下最易于采用的心理防御机制是消极和冷漠的应付方式(情绪衰竭)。

总问卷的Cronbach’s α 系数为0.863，表明问卷具有很好的信度。戴晓阳等曾推荐0.75 至0.8作为评价分量表(或维度)内部一致性的标准(戴晓阳，陈小莉，余洁琼，2011)，本问卷中各维度的内部一致性系数最低的维度为低成就感0.814，达到了这个标准，所以可以认为该问卷有很好的稳定性测量学指标。一般认为鉴别指数在0.4 以上，条目质量很好;0.30 至0.39 之间的条目质量良好，修改会更好;0.20 至0. 29 的条目尚可、仍需修改(Mikulincer ＆ Shaver，2007)。本问卷的D 指示在0.301～0.448 之间，表明每个项目均具有良好的区分度。题总相关系数反映了每个项目与问卷测量目标的一致性程度，题总相关系数有两种，一种是项目与整个问卷的题总相关系数，本问卷此题总相关系数均在0.3 以上;另一种是项目与所属维度的题总净相关系数。由于维度内的项目相关程度要大于维度间的项目相关程度，所以维度内的题总净相关系数要大于整个问卷的题总相关系数。若整个问卷的题总相关系数达到了测量学的指标要求(强假设)，则维度内的题总净相关系数就一定能满足测量学的指标要求(弱假设)。有学者认为项目与所属分量表的相关在0.30 和0.80 之间时，量表具有较好的效度和信度(金瑜，2001)，以此标准，《高校教师科研倦怠感问卷》具有很好的信效度指标。

验证性因素分析表明，各项拟合指数均在良好水平以上(表4 所示)，表示问卷具有较好的结构效度。AVE 值反映了每个潜变量对所包含项目的解释程度，当AVE 值大于0.5 时表示该潜变量具有较好的收敛效度;Fornell 和Larcher 提出，如果非限制模型中的两个潜变量的共同变异小于各潜变量与各自观测变量共同变异的均数，则说明各潜变量是相互独立的，即各潜变量AVE 值的平方根大于潜变量之间的相关系数，表明因子间具有较好的区别效度(Fornell ＆ Larcher，1981)。本问卷各潜变量的AVE值大于或非常接近0.5，各潜变量AVE 值的平方根均大于潜变量之间的相关系数(表5 所示)，表明各潜变量仍然是内涵有所重合，但相互独立的概念，具有很好的区别效度。上述结果均证实了问卷具有较好的结构效度。

Hillhouse 等发现，倦怠与情绪障碍健康不良有关，与自我效能具有负相关(Hillhouse，Adler ＆Walters，2000)，而且Maslach 等也将降低的自我成就感看作是效能缺乏(Maslach ＆ Leiter，1997)。此次调查结果也表明，本问卷与一般自我效能感量表的相关系数为-0. 372，达到极其显著水平(p ＜0.01)。本问卷与《职业倦怠量表(MBI -GS)》的相关系数为0.586(p ＜0.01)，在MBI -GS 施测时，让教师将工作想象成科研工作，所以本问卷与MBI -GS 具有较高的相关性，由此可以证明本问卷具有较好的效标关联效度。

由于此次问卷编制参阅了Maslach 职业倦怠量表——教师用表(Maslach Burnout Invenry Educator Survey，MBI-ES)，也参考了大量的国内教师职业倦怠量表的研究成果，并使用开放式问卷收集了大量的教师科研倦怠事例，经过专家们的反复修改初步编制了《高校教师科研倦怠感问卷》。因此，问卷的测量具有较好的内容效度。

5 结论

5.1 普通高校教师科研倦怠感问卷可分为3 个维度——情绪衰竭、低成就感、讥诮态度，该问卷的各项测量学指标良好，具有较好的信度和效度。

5.2 本问卷在因素分析与相关分析中获得的一些主要结论与使用传统职业倦怠问卷所得到的结论基本一致，进一步说明本问卷具有较好的效度，可以作为普通高校教师科研倦怠水平的测量工具。

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