中小學(xué)教師職業(yè)枯竭量表的驗(yàn)證性因素分析

白崇鵬，張仕超

（山東師范大學(xué)心理學(xué)院，山東濟(jì)南250014）

一、問題提出

Freudenberger首先提出倦怠的概念，認(rèn)為倦怠是一種容易在工作情境中出現(xiàn)的情緒耗竭癥狀，當(dāng)工作本身對個(gè)體的能力、精力及資源過度要求時(shí)容易導(dǎo)致情緒衰竭、筋疲力盡，即職業(yè)倦怠[1]。Maslach等人從情緒衰竭、非人性化以及個(gè)人成就感低三個(gè)維度編制了倦怠量表（Maslach Burnout Inventory，MBI）[2]。情緒衰竭、去人性化和個(gè)人成就感降低這一職業(yè)枯竭的三維模型提出之后，得到了理論界的廣泛認(rèn)同，絕大部分的相關(guān)研究機(jī)構(gòu)沿用了這一模型。教師由于職業(yè)本身特點(diǎn)以及社會(huì)因素等導(dǎo)致教師成為職業(yè)倦怠的高發(fā)人群。教師職業(yè)倦怠是用來描述教師不能順利應(yīng)對工作壓力時(shí)的一種極端反應(yīng)，是教師在長時(shí)期壓力體驗(yàn)下而產(chǎn)生的情感、態(tài)度和行為的衰竭狀態(tài)[3]。國外研究主要集中于探討教師倦怠的原因、結(jié)果變量以及干預(yù)措施等，而國內(nèi)尚處于癥狀的描述和測查階段，大部分研究直接引入國外的測量工具進(jìn)行測查。考慮到東、西方的文化差異，同時(shí)為了進(jìn)行本土化研究，近幾年來，安芹等人（2006）編制了中國心理咨詢與治療專業(yè)人員枯竭量表[4]；袁紅梅等人（2009）等編制了高校教師職業(yè)倦怠量表[5]；王芳等人（2004）基于訪談的結(jié)果，建立了中國中小學(xué)教師職業(yè)枯竭測量工具[6]。雖然該量表在研究中具有較好的信度與效度，但考慮到各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在差異，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的地區(qū)對于教育基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、師資力量的培養(yǎng)等教育投入相應(yīng)也比較低，不同地區(qū)的人們對教師的期望也存在差異。王曉偉（2008）研究發(fā)現(xiàn)，淮安地區(qū)的學(xué)生、家長對教師的期望要高于南京和蘇州地區(qū)[7]。因此不同地區(qū)造成教師職業(yè)枯竭的因素可能有所不同。本研究對王芳等人編制的中小學(xué)教師職業(yè)枯竭量表進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，檢查該量表的結(jié)構(gòu)效度，考查該量表在山東省的適用性。

二、研究方法

（一）被試

選取山東省390名小學(xué)教師，回收有效問卷371份，其中來自普通小學(xué)的教師有97名，來自區(qū)重點(diǎn)小學(xué)的教師有274名；男教師114名，女教師257名；班主任167名，非班主任294名。

（二）研究工具

使用王芳、許燕（2004）在Maslach Burnout Inventory－ES的基礎(chǔ)上，結(jié)合中國中小學(xué)教師的實(shí)際情況編寫而成的“中小學(xué)教師職業(yè)枯竭量表”。該問卷有情緒衰竭、非人性化、認(rèn)知枯竭以及個(gè)人成就感四個(gè)維度，采用7點(diǎn)計(jì)分法。四個(gè)維度單獨(dú)計(jì)分，不計(jì)總分。其中前三個(gè)維度得分越高，說明枯竭程度越高，個(gè)人成就感維度得分越高，說明枯竭程度越低[8]。

（三）統(tǒng)計(jì)方法

使用spss16.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行信度分析，使用Lisrel 8.51版本軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程處理。

三、結(jié)果與分析

（一）中小學(xué)教師職業(yè)枯竭量表的信度

中小學(xué)教師職業(yè)倦怠量表的CronBachα系數(shù)、分半信度見表1。總量表和分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.734—0.914之間。總量表和分量表的分半信度在0.699—0.871之間。

表1 量表及各分量表的信度指標(biāo)及各維度的正態(tài)性檢驗(yàn)

（二）模型建構(gòu)

根據(jù)測驗(yàn)手冊，中小學(xué)教師職業(yè)倦怠量表包括情緒衰竭、非人性化、認(rèn)知枯竭和個(gè)人成就感四個(gè)維度，情緒衰竭分量表包括項(xiàng)目1、2、3、6、8、12、16、19、21。非人性化分量表包括項(xiàng)目5、10、11、13、18、20、23。認(rèn)知枯竭分量表包括項(xiàng)目22、24、25、26、27、28、29、30、31、32。個(gè)人成就感分量表包括項(xiàng)目4、7、9、14、15、17。使用Lisrel 8.51統(tǒng)計(jì)軟件只探討各因子與各項(xiàng)目之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系。

（三）模型結(jié)果

圖1 情緒衰竭模型圖

驗(yàn)證性因素發(fā)現(xiàn)，情緒衰竭維度各題目的因子完全標(biāo)準(zhǔn)化負(fù)荷在0.46—0.86之間，非人性化維度各題目的因子完全標(biāo)準(zhǔn)化負(fù)荷在0.27—0.86之間。認(rèn)知枯竭維度各題目的因子完全標(biāo)準(zhǔn)化負(fù)荷在0.43—0.78之間。個(gè)人成就感維度各題目的因子完全標(biāo)準(zhǔn)化負(fù)荷在0.41—0.69之間。

（四）模型評價(jià)

模型的評價(jià)采用常用的指標(biāo)，絕對擬合指數(shù)選擇了χ2／df、RMESA（近似誤差均方根）、SRMR（標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根）三個(gè)指標(biāo)，相對擬合指數(shù)NNFI（非范擬合指數(shù)）、CFI（比較擬合指數(shù)）、IFI（增量擬合指數(shù)）三個(gè)指標(biāo)。

由表2可知，總量表的模型擬合不理想。侯杰泰等（2004）指出，題目數(shù)量大可能是導(dǎo)致模型擬合不好的一個(gè)原因。可將每個(gè)維度中的題目打包為3個(gè)或4個(gè)題目的小組，并且使各小組內(nèi)的構(gòu)成與內(nèi)容盡量相似，可以增加模型的擬合指數(shù)[9]。分別計(jì)算四個(gè)維度中的所有項(xiàng)目的相關(guān)矩陣。然后根據(jù)每個(gè)維度中項(xiàng)目的相關(guān)系數(shù)來將四個(gè)維度中的題目均打包為3個(gè)題目小組。情緒衰竭維度中項(xiàng)目1、2、3打包為1個(gè)題目組，項(xiàng)目6、8、12、16打包為1個(gè)題目組，項(xiàng)目19、21打包為1個(gè)題目組。非人性化維度中項(xiàng)目20單獨(dú)為1組，項(xiàng)目5、10、11打包為1個(gè)題目組，項(xiàng)目13、18、23打包為1個(gè)題目組。認(rèn)知枯竭維度中項(xiàng)目24、25、26打包為1個(gè)題目組，項(xiàng)目28、29、30打包為1個(gè)題目組，項(xiàng)目22、27、31、32打包為1個(gè)題目組。個(gè)人成就感維度中項(xiàng)目4單獨(dú)為1組，項(xiàng)目9、14、15、17打包為1個(gè)題目組，項(xiàng)目7單獨(dú)為1組。然后計(jì)算每個(gè)題目小組的項(xiàng)目平均分作為該題目小組的分?jǐn)?shù)。對12個(gè)題目再進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析。各題目的因子完全標(biāo)準(zhǔn)化負(fù)荷在0.30—0.90之間模型的擬合指數(shù)：RMESA＝0.09，SRMR＝0.077，NNFI＝0.82，CFI＝0.87，IFI＝0.87。模型的擬合比先前要好，但還不是很滿意。

表2 中小學(xué)教師職業(yè)枯竭量表的驗(yàn)證性因素分析的模型擬合指數(shù)表

四、討論

中小學(xué)教師職業(yè)枯竭量表在本樣本中的CronBachα系數(shù)為0.914，表明具有較好的內(nèi)部一致性。四個(gè)因子中個(gè)人成就感的CronBachα系數(shù)最低，為0.734，但仍在可接受水平。總量表以及各分量表的分半信度在0.699—0.871之間。以上信度指標(biāo)結(jié)果均顯示中小學(xué)教師職業(yè)枯竭量表在本樣本中具有良好的信度。情緒衰竭和個(gè)人成就感分量表成正態(tài)分布，而非人性化以及認(rèn)知枯竭分量表呈非正態(tài)分布。近年來，驗(yàn)證性因素分析在我國心理、教育、社會(huì)、管理等領(lǐng)域已經(jīng)逐步應(yīng)用。然而應(yīng)當(dāng)用哪些指數(shù)來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ鸵约岸啻蟮闹笖?shù)才算是一個(gè)“好”的模型，這兩個(gè)問題都是驗(yàn)證性因素分析中最重要、且尚未很好解決的問題[10]。Hu和Bentler（1998，1999）推薦了檢驗(yàn)結(jié)構(gòu)方程模型的7個(gè)擬合指數(shù)原則，包括NNFI、BL89（ILI）、CFI、Gamma Hat、Mc、SRMR、RMESA。后來他們經(jīng)過文獻(xiàn)分析和模擬研究，提出了2—指數(shù)準(zhǔn)則對ML估計(jì)和GLS估計(jì)，推薦聯(lián)合使用SRMR和以下指數(shù)中的一個(gè)：NNFI、BL89、CFI、RMESA、Gamma Hat、Mc。他們對NNFI、BL89、CFI和Gamma Hat的界值為0.95，SRMR的推薦的界值是0.08，當(dāng)SRMR小于0.08認(rèn)為模型可以接受，當(dāng)SRMR大于0.08時(shí)，模型擬合的不好[11][12]。Steiger認(rèn)為，RMSEA低于0.1表示好的擬合；低于0.05表示非常好的擬合；低于0.01表示非常出色的擬合，這種情形應(yīng)用上幾乎碰不到[13]。溫忠麟等人（2004）部分重復(fù)了Hu和Bentler的模擬例子，提出了超低顯著性水平下的卡方準(zhǔn)則。他們建議使用如下的指數(shù)和傳統(tǒng)界值：NNFI和CFI（界值為0.9）；RMESA（界值為0.08）；Mc（界值為0.85）[14]。郭慶科等人（2008）的研究發(fā)現(xiàn)，樣本量、載荷量、平分等級數(shù)和分布形態(tài)對擬合指數(shù)的取值都有影響，其中分布形態(tài)影響最大。NNFI、IFI在不同條件下的平均值是最穩(wěn)定的，其次是CFI、RMESA和SRMR。它們都算是值得推薦的擬合指數(shù)，尤其是NNFI和IFI。同時(shí)他們也提出了2界值策略，即為每個(gè)擬合指數(shù)確定上下兩個(gè)界值。低于下界值時(shí)則可判斷模型是不正確的，而高于上界值時(shí)則可判斷模型是正確的。擬合指數(shù)取值介于上下界值之間是難以判斷模型是否擬合，只能說越高擬合的可能性越大[15]。

根據(jù)上面的參考值，我們采用溫忠麟（2004）和郭慶科（2008）提出的擬合指數(shù)的界值以及結(jié)合一般的觀點(diǎn)χ2／df在2或3～8之間則模型可以接受，本研究者中的情緒衰竭模型中，除了RMESA＞0.08，其余的擬合指數(shù)都很滿意，個(gè)人成就感模型是正確的。郭慶科等人指出，當(dāng)模型呈偏態(tài)分布時(shí)，并且當(dāng)樣本容量小于500時(shí)，根據(jù)SRMR進(jìn)行模型判斷較好，具體標(biāo)準(zhǔn)是：SRMR若大于0.11，即可判斷模型是錯(cuò)誤的；SRMR若小于0.05，則可判斷模型是正確的；若介于0.05與0.11之間，則難以判斷模型是正確的。依據(jù)此標(biāo)準(zhǔn)，非人性化模型擬合的不好（SRMR＝0.12）。認(rèn)知枯竭模型擬合的也欠滿意，NNFI、CFI和IFI均小于0.9。根據(jù)侯杰泰（2004）的建議[16]，本研究將每個(gè)維度中的題目打包為3個(gè)題目小組，總量表的模型擬合得到改善。

綜合起來，情緒衰竭因素模型和個(gè)人成就感因素模型的結(jié)構(gòu)是正確的，但非人性化模型和認(rèn)知枯竭模型的結(jié)構(gòu)需要進(jìn)一步調(diào)整。如刪除非人性化維度中因素負(fù)荷低于0.3的項(xiàng)目以及在理論支持的基礎(chǔ)上，參照模型修正指數(shù)來增加或減少路徑等，這樣可以提高模型的擬合程度。

五、結(jié)論

（1）中小學(xué)教師職業(yè)枯竭量表在山東的371名小學(xué)教師樣本中具有很好的信度。

（2）中小學(xué)教師職業(yè)枯竭量表中情緒衰竭因素模型和個(gè)人成就感因素模型結(jié)構(gòu)很好，而非人性化因素模型以及認(rèn)知枯竭因素模型結(jié)構(gòu)有待改善。

[1] Freudenberger，H.J，“Staff burn out”，Journal of Social Issues，vol.30，no.1（January 1974）.

[2] Maslach，C.and Jackson SE，MBI：Maslach burnout inventory.Palo Alto，CA.：Consulting Psychologists Press，1981.

[3] 陳琦，劉儒德.當(dāng)代教育心理學(xué)[M].北京：北京師范大學(xué)出版社，2007.

[4][8]安芹，賈曉明.中國心理咨詢與治療專業(yè)人員枯竭量表[J].中國臨床心理學(xué)雜志，2006，（4）.

[5] 袁紅梅，張珊明，王小風(fēng).高校教師職業(yè)倦怠量表的初步編制[J].中國臨床心理學(xué)雜志，2009，（6）.

[6] 王芳，許燕.中小學(xué)教師職業(yè)枯竭狀況及其與社會(huì)支持的關(guān)系[J].心理學(xué)報(bào)，2004，（5）.

[7] 王曉偉.江蘇省三地四群體教師角色期望的比較研究[D].蘇州：蘇州大學(xué)，2008.

[9][16]侯杰泰，溫忠麟，成子娟.結(jié)構(gòu)方程模型及其應(yīng)用[M].北京：教育科學(xué)出版社，2004.

[10][14]溫忠麟，侯杰泰，馬什赫伯特.結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)：擬合指數(shù)與卡方準(zhǔn)則[J].心理學(xué)報(bào)，2004，（2）.

[11] Hu L，Bentler P M，“Fit indices in covariance structure modeling：Sensitivity to under－parameterized model misspecification”，Psychological Methods，no.3，（March 1998）.

[12] Hu L，Bentler P M，“Cutoff criteria for fit indices in covariance structure analysis：Conventional criteria versus new alternatives"，Structural Equation Modeling，no.3，（June 1999）.

[13] Steiger J H，"Structure model evaluation and modification：An interval estimation approach"，Multivariate Behavioral Research，vol.25，no.2（April 1990）.

[15] 郭慶科，李芳，陳雪霞.不同條件下擬合指數(shù)的表現(xiàn)及臨界值的選擇[J].心理學(xué)報(bào)，2008，（1）.