高职教师职业倦怠问卷的初步编制

陈 树，陆竞文，周 祎，陈 华，张 瑾（.铜陵职业技术学院，安徽 铜陵 4406；.淮北师范大学，安徽 淮北 5000；.安徽医学高等专科学校，安徽 合肥 060）



高职教师职业倦怠问卷的初步编制

陈 树1，陆竞文2，周 祎3，陈 华1，张 瑾1
（1.铜陵职业技术学院，安徽 铜陵 244061；2.淮北师范大学，安徽 淮北 235000；3.安徽医学高等专科学校，安徽 合肥 230601）

摘 要：为编制适合我国文化情境的高职教师职业倦怠问卷，通过访谈和文献研究等构建问卷的原始条目，并使用探索性因素分析筛选条目、验证性因素分析考察问卷结构的合理性。探索性因素分析共抽取情绪衰竭、去个性化和成就感低3个因子，验证性因素分析X2/df=4.36、CFI=0.90、RMSEA=0.08；总量表α系数为0.82，3个因子α系数分别为0.77、0.80和0.84。提示所编制的正式问卷结构明晰，有较好的信效度，可作为测评高职教师职业倦怠的工具。

关键词：教师；信度；效度；问卷

所谓职业倦怠，是指个体因为不能有效应对工作中持续的各种压力，而产生的一种长期的心理和生理的特征性反应，主要表现为情绪衰竭、去个性化和自我成就感降低等症状[1]。伴随我国高等职业教育事业的蓬勃发展，高等职业院校教师职业倦怠的问题也日益突出，引发了相关专业领域学者的重视和关注[2-3]。高等职业教育作为我国高等教育体系中的一个重要组成部分，其形成和发展有着自身的特点及内在的规律，所以关于高职院校教师职业倦怠的测量也具有其特殊性，不完全与普通本科、中小学教师相一致。虽然国外有关教师职业倦怠的结构和测量研究颇丰，但并没有研发高职院校教师职业倦怠的测量工具。由于缺乏针对性，对于如何测量和了解高职教师职业倦怠状况，如何干预和解决高职教师职业倦怠问题等，不能提出有效的解决措施或建议。同时，国内在该研究领域的成果也不多见，主要为普通本科高校教师和中小学教师职业倦怠问卷的编制研究[4-5]。由此可见，根据理论研究及实证研究成果，编纂一套适应中国文化背景的高职院校教师职业倦怠问卷势在必行。本研究根据大部分学者的主要观点[6-7]，以Maslach提出的职业倦怠概念及三因素理论模型为依据，选取安徽省皖北、皖中和皖南地区部分高职院校教师为研究对象，试图编制一套适合省内高职院校教师使用的职业倦怠测查问卷。

1. 对象与方法

1.1被试

正式调查采用随机取样的方式，对安徽省6所高职院校（皖北、皖中、皖南各2所）教师进行问卷调查，共发放问卷518份，回收有效问卷425份。其中，男教师241人，女教师184人。

1.2问卷编制

1.2.1项目收集及初始问卷编制 采用半结构化形式的访谈，对25名高职教师进行深入交流，并结合有关文献研究成果，基于Maslach三因素理论模型编制了一个含36个条目的初始问卷。

1.2.2预测试 对皖南地区某2所高职院校教师进行预调查。共发放问卷281份，回收有效问卷221份。根据各维度和所属条目的相关情况，以及条目的区分度和专家的反馈情况，删除了8个不合适的条目，保留了28个条目的测试问卷。

1.2.3正式测试 对28个条目的测试问卷进行信度和效度的检验，又删除了9个不适合的条目，最终形成了由19个条目构成的正式测试问卷。问卷的因素1主要反映高职教师情感方面的耗竭，共9个条目；问卷的因素2主要反映高职教师消极、冷淡等方面的态度，共5个条目；问卷的因素3主要反映高职教师自我效能感降低等方面的特征，共5个条目。问卷采用0.6的likert7点计分法，并使用此问卷对高职教师进行正式施测。

1.2.4统计方法 采用SPSS20.0和AMOS20.0进行数据统计分析。检验水准为0.05，以P<0.05 表示有统计学意义。

2. 结果与分析

2.1探索性因素分析

经探索性因素分析，正式问卷的KMO值为0.85，大于0.70，表明该正式问卷适合做因子分析。Bartlett球型检验的结果显示，其卡方值为2010.16，其自由度为231，显著性水平为P<0.01，因此拒绝零假设说明正式问卷的效度结构好。在对问卷因子分析的过程中，利用主成分分析法，以正交法来进行因子的旋转，从而抽取问卷中特征值大于1的公共因子，结果发现这样的公共因子一共有3个，分别命名为情绪衰竭、去个性化和成就感低；因素载荷统计显示，问卷中每个条目的因素载荷均大于0.50，故全部给予保留；因素分析统计显示（见表1），3个因子的总方差解释率为51.48%，大于50%，说明编制的高职教师职业倦怠正式问卷效度较好。

表1　高职教师职业倦怠问卷因素分析统计(N=425)

2.2验证性因素分析

2.3问卷信度检验

问卷的信度，也称可靠性的程度，主要用来衡量某一测量方法所获得的结果前后一致性，并以这种一致性的程度作为指标来评价问卷和测量方法是否可靠。信度一般可分为内部一致性信度、复本信度、再测信度和复本再测信度，其中内部一致性信度主要是通过Cronbach a系数来检验在同一个问卷中被试对所属条目应答的一致性程度，这也是本问卷采用的主要信度检验方法。经检验发现，高职教师职业倦怠正式问卷的总体a系数为0.82，其中情绪衰竭、去个性化和成就感低分量表的a系数分别为0.77、0.80和0.84。依据统计学的有关观点,一个测试或问卷的信度系数值如果在0.70以上，常表明此测试或问卷的内部一致性程度较高。据此，说明本次用于测查高职教师职业倦怠的正式问卷也具有较好的内部一致性。

2.4项目鉴别度分析

将正式问卷3个因子的得分与其所属条目得分进行相关分析发现：情绪衰竭因子得分与其所属条目得分相关系数介于0.57-0.76之间；去个性化因子得分与其所属条目得分相关系数介于0.56-0.73之间；成就感低因子得分与其所属条目得分相关系数介于0.52-0.70之间。根据各因子得分，对测查样本进行划分，取高分组人数（按降序排列的前27%人数）与低分组人数（按升序排列的前27%人数），将高、低分组在问卷每个条目上的得分进行比较，计算出各条目间的鉴别指数值。通过比较发现其D值均在0.30以上，适合统计测量学的基本要求。再进行独立样本的t检验，发现所有条目在高、低分组上的差异均具有统计学意义（P＜0.001）。

2.5分量表间的相关分析

依据因素分析理论的要求，一个问卷各因子间应具备中等程度的相关，不能够出现太高的相关，亦不能相关太低。通过对高职教师职业倦怠正式问卷各因子及与总分的相关分析发现（见表2），各因子间的得分呈现中等偏低的相关，各因子得分均与总分呈现中等以上的相关。说明该问卷的各个因子具有一定的独立性，其相关性

的显著性检验P值均小于0.05或0.01。

表2　 高职教师职业倦怠问卷各维度间的相关矩阵（N=425）

3. 结论与讨论

本研究在对高职教师职业倦怠问卷的项目收集、筛选和确立过程中均严格按照心理测量问卷编制的程序和要求进行，通过多次查阅文献、访谈、专家反馈，以及对预试问卷进行信效度检验，最终确定了正式问卷。正式问卷共含有3个因子、19个条目，通过对问卷进行探索性因子分析、验证性因子分析、一致性信度的检验、项目的鉴别度分析和分量表间的相关分析，表明其具有较好的信效度、区分度和拟合指数，可以用作高职院校教师职业倦怠的测量工具。

同时，因考虑到教师自身职业倦怠的形成还可能受到组织因素、个人因素、家庭因素和环境因素等诸多因素的影响[8]，而本研究主要是以安徽省内部分高职院校教师为研究对象，结合其工作和生活实际，初步编制的问卷，可能在全国范围内推广还有一定的局限性。希望此问卷的初步编制能起到抛砖引玉的作用，期待更多的学者能够积极关注高职教师职业倦怠问题，力争未来能编制一个全国性通用的高职教师职业倦怠问卷。

参考文献：

[1]徐长江,解晓龙,莫世亮.哪类高校教师易患职业倦怠:10年研究的元分析[J].教师教育研究,2015,27(1):79-87.

[2]石雷山,高峰强.影响教师职业倦怠的多层变量之间的关系[J].心理发展与教育,2010,26(5):521-526.

[3]陈树,马娟,朱金富.高职教师的职业倦怠与心理控制源、应对方式[J].中国心理卫生杂志,2014,28(4):293-297.

[4]徐富明,吉峰,钞秋玲.中小学教师职业倦怠问卷的编制及信效度检验[J].中国临床心理学杂志,2004,12(1):13-14,95.

[5]袁红梅,张珊明,王小凤,沈丹. 高校教师职业倦怠量表的初步编制[J].中国临床心理学杂志,2009,17(6):690-692.

[6]康勇军,屈正良.高职院校教师心理契约与职业倦怠的关系:工作满意度的中介作用[J].中国临床心理学杂志,2011,19(2):234-236.

[7]汪海彬,陈树.我国高职教师职业倦怠研究的现状——基于文献计量学和Citespace的知识图谱分析[J].新余学院学报,2016,21(1):135-138.

[8]刘毅,吴宇驹,邢强.教师压力影响职业倦怠:教学效能感的调节作用[J].心理发展与教育,2009,25(1):108-113.

（责任编辑：王跃飞）

中图分类号：B841.2

文献标识码：A

文章编号：1671-752X(2016)02-0007-02

收稿日期：2016-04-06

作者简介：陈树（1981- ），男，安徽来安人，铜陵职业技术学院讲师，硕士，研究方向：学校心理健康教育。

基金项目：安徽省教育厅2014年质量工程重点教学研究项目“高职教师职业倦怠：结构、现状和对策——以安徽省为例”(编号:2014jyxm508)。