情緒檢測(cè)量表在煙草公司員工中的信效度評(píng)價(jià)

姜文 王鑫

渭南市煙草公司潼關(guān)分公司

目前來(lái)說(shuō)，國(guó)內(nèi)在EAP項(xiàng)目中通常使用的量表包括抑郁自測(cè)量表（SDS）、焦慮自測(cè)量表（SAS）以及90向癥狀清單量表（SCL-90）。而本文根據(jù)煙草企業(yè)的實(shí)際情況，整合了抑郁自測(cè)量表以及焦慮自測(cè)量表，修訂成為新的情緒檢測(cè)量表。具體來(lái)說(shuō)，在抑郁自測(cè)量表中（SDS），共有20個(gè)條目，詳細(xì)檢測(cè)了受測(cè)者在睡眠、情緒、快感、負(fù)性偏向等層面的評(píng)分（3）。而在焦慮自測(cè)量表中（SAS），同樣由20個(gè)條目組成，該量表則詳細(xì)考察了受測(cè)者在情緒體驗(yàn)、軀體化等層面的評(píng)分（4）。本文則將上述兩個(gè)量表結(jié)合起來(lái)后，根據(jù)實(shí)際情況進(jìn)行了修訂，并且對(duì)煙草公司中相關(guān)崗位的員工進(jìn)行了隨機(jī)抽樣，以此進(jìn)行該問(wèn)卷的初次檢測(cè)。

總體來(lái)說(shuō)，本文通過(guò)修訂在國(guó)內(nèi)大量應(yīng)用并且具有較高信效度的SDS以及SAS量表形成新的情緒檢測(cè)量表，通過(guò)對(duì)煙草企業(yè)相關(guān)壓力崗位的員工進(jìn)行檢測(cè)，以此考察本次修訂問(wèn)卷的信效度，以便能夠在更大范圍內(nèi)應(yīng)用該情緒檢測(cè)量表。

一、對(duì)象與方法

（一）對(duì)象

采用方便取樣，在甘肅省蘭州市抽取部分煙草公司職工進(jìn)行匿名問(wèn)卷調(diào)查，問(wèn)卷經(jīng)由接受過(guò)問(wèn)卷培訓(xùn)的專(zhuān)門(mén)人員發(fā)布，并且根據(jù)指導(dǎo)語(yǔ)告知被試，由被試單獨(dú)完成，問(wèn)卷回收則在人員填寫(xiě)完畢后由專(zhuān)人統(tǒng)一負(fù)責(zé)，總共施測(cè)兩次，前后間隔一個(gè)月。

（二）統(tǒng)計(jì)處理

在數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)處理中、以及對(duì)量表進(jìn)行相應(yīng)分析、信效度的檢驗(yàn)均使用統(tǒng)計(jì)軟件SPSS 26.0和AMOS 20。我們使用用 SPSS 26.0進(jìn)行項(xiàng)目分析、探索性因子分析以及信效度檢驗(yàn)在前測(cè)的數(shù)據(jù)上；后測(cè)數(shù)據(jù)被我們用 AMOS 20 對(duì)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析及信效度檢驗(yàn)。顯著性水平α=0.05。

二、結(jié)果

（一）項(xiàng)目分析

我們對(duì)量表項(xiàng)目進(jìn)行同質(zhì)性的檢驗(yàn)分析，包括題總相關(guān)、共同性、因子的符合以及信效度相關(guān)的分析。根據(jù)相關(guān)研究在制作量表時(shí)對(duì)于量表基本檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的要求，所有題目被入選的標(biāo)準(zhǔn)應(yīng)是與總題目相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.4以上，因子載荷大于0.4(共同性大于0.16)，方可入選。

1.相關(guān)分析

數(shù)據(jù)通過(guò)每位被試在40個(gè)項(xiàng)目上的得分總分，得出各分別項(xiàng)目得分與題目總分之間的 Pearson相關(guān)系數(shù)。結(jié)果顯示，項(xiàng)目2、7、11、21的題總相關(guān)系數(shù)均小于 0.1，且無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；項(xiàng)目3、12、24的題總相關(guān)系數(shù)均小于0.4；其余33個(gè)項(xiàng)目與總分的相關(guān)系數(shù)為 0.411～0.822 (P＜0.01)。

2.共同性與因子載荷

我們采用了主因素分析法，限定提取 1個(gè)具有共同性因子。數(shù)據(jù)結(jié)果表明，項(xiàng)目 2、3、7、11和以及 21 的相關(guān)因子上的負(fù)荷均小于0.4，相似性或共同性均小于0.16；剩余的35個(gè)題目?jī)?nèi)容的因子載荷為 0.452～0.921，共同性為 0.325～0.652。上文描述中的相關(guān)數(shù)據(jù)細(xì)節(jié)的具體結(jié)果見(jiàn)表1。

3.信度分析

所編輯量表中的一致性信度 Cronbach’ s α系數(shù)為 0.724。我們刪除項(xiàng)目后，整體數(shù)據(jù)的細(xì)節(jié)數(shù)據(jù)變化以及所需觀測(cè)的具體情況見(jiàn)表2。結(jié)果表明，項(xiàng)目 2、3、7、11、21、24經(jīng)過(guò)修改后，其條目中的總相關(guān)均小于0.4，且Cronbach’ s α值均在景觀相關(guān)修改后有明顯的改善。

綜合所有題目的題總相關(guān)系數(shù)、因子載荷與共同性、校正后項(xiàng)目與總分相關(guān)以及項(xiàng)目刪除后 Cronbach’ s α值等指標(biāo)來(lái)看，項(xiàng)目2、3、7、11、21、24被刪除，，因?yàn)槠洳环蟽?nèi)部數(shù)據(jù)要求。

表1 情緒性量表的題總相關(guān)系數(shù)、共同性與因子載荷(n=299)

注：＊＊P＜0.01，下同

表2 情緒性量表項(xiàng)目刪除后的總相關(guān)與信度(n=299)

（二）建構(gòu)效度

1.探索性因子分析后量表的結(jié)構(gòu)在4個(gè)項(xiàng)目被刪除后發(fā)生了變化，我們采取得到的結(jié)果采用探索性因子分析在34條目的量表結(jié)果中，檢驗(yàn)了它的建構(gòu)效度。我們使用了主成分分析法，并用最大變異法(Varimax) 進(jìn)行直交旋轉(zhuǎn)。結(jié)果顯示，KMO 值為0.656，Bartlett 球形檢驗(yàn)結(jié)果顯著 (χ=14062.39，df=561，P＜0.001)，得出的結(jié)果適用于探索性因子分析的數(shù)據(jù)分析方法。分析結(jié)果提取了特征值大于 1 的 4個(gè)因子，可解釋全量表項(xiàng)目總變異量的61.027%。旋轉(zhuǎn)后的成份矩陣見(jiàn)表 3。

表3 情緒性量表(34項(xiàng))的旋轉(zhuǎn)成份矩陣(n=299)

2.相關(guān)分析

計(jì)算34項(xiàng)量表總分及四個(gè)因子的 Pearson 相關(guān)系數(shù)，因子1、因子2、因子3、因子4與總分的相關(guān)系數(shù)分別為 0.752、0.758、0746、0.750，呈顯著正相關(guān)(P＜0.001)，表明量表建構(gòu)效度較好。

3.驗(yàn)證性因子分析

34個(gè)條目的數(shù)據(jù)在后測(cè)時(shí)使用 AMOS 20 對(duì)的整體量表數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性的因子分析，并且我們?cè)u(píng)估了4因子模型在修訂后量表中是否符合數(shù)據(jù)，建構(gòu)效度也因此而得到驗(yàn)證。而對(duì)模型完成估計(jì)則是使用的極大似然法，最后根據(jù)結(jié)果對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行更正，從最基本的指標(biāo)的適配、整體模型指標(biāo)的適配度兩方面對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析和檢驗(yàn)。結(jié)果表明，量表4因子的一階假設(shè)理論模型，經(jīng)修正后可用。

我們的結(jié)果借由基本適配度指標(biāo)得到，負(fù)的誤差方差沒(méi)有出現(xiàn)在估計(jì)參數(shù)中；所有的數(shù)據(jù)均處于顯著狀態(tài)(t＞1.96)；估計(jì)參數(shù)統(tǒng)計(jì)量相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值介于0.112～0.785之間，未接近1；潛在變量與測(cè)量指標(biāo)間的因子載荷，除項(xiàng)目8為 0.406，項(xiàng)目16為 0.494 外，其余均介于0.50～0.95 之間；標(biāo)準(zhǔn)誤也符合數(shù)據(jù)要求。上述的結(jié)果表明，違規(guī)估計(jì)現(xiàn)象沒(méi)有出現(xiàn)在我們的模型中，符合指標(biāo)上關(guān)于基本適配度的要求。在指標(biāo)上，關(guān)于整體適配度的具體結(jié)果見(jiàn)表4，也符合統(tǒng)計(jì)學(xué)要求，說(shuō)明這是一個(gè)可接受的模型。

表4 整體模型適配度的評(píng)價(jià)指標(biāo)分析結(jié)果(n=299)

（三）收斂效度

在測(cè)驗(yàn)過(guò)程中的收斂效度(聚合效度，Convergent validity)是指，檢驗(yàn)一樣的內(nèi)在特點(diǎn)或建構(gòu)概念的具有變量特點(diǎn)的指標(biāo)會(huì)處于同樣的分析模塊中，并且高度相關(guān)性會(huì)出現(xiàn)在問(wèn)卷項(xiàng)目中或在測(cè)試時(shí)所得到的具體數(shù)據(jù)值中。在AMOS 的具體運(yùn)作中，得出各構(gòu)念的收斂效度即檢驗(yàn)各潛在構(gòu)念的單面向(因子)測(cè)量模型的適配度[16]。

因子1的測(cè)量模型經(jīng)修正后，模型檢驗(yàn)結(jié)果表明9個(gè)測(cè)量指標(biāo)λ值的 C.R.值均大于 1.96(P＜0.05)，整體模型的自由度為22，NC值=0.765，RMSEA 值＜0.001，GFI 值=0.978，IFI 值=1.006，TLI 值=0.999，CFI 值=1.001，均達(dá)模型適配標(biāo)準(zhǔn)，表示模型修正后可與樣本數(shù)據(jù)契合，因子1的收斂效度較好。

因子2的測(cè)量模型經(jīng)修正后，模型檢驗(yàn)結(jié)果表明8個(gè)測(cè)量指標(biāo)λ值的 C.R.值均大于 1.96(P＜0.05)，整體模型的自由度為20，NC值=0.725，RMSEA 值＜0.001，GFI 值=0.998，IFI 值=0.999，TLI 值=1.002，CFI 值=0.997，均達(dá)模型適配標(biāo)準(zhǔn)，表示模型修正后可與樣本數(shù)據(jù)契合，因子1的收斂效度較好。

因子3的測(cè)量模型經(jīng)修正后，模型檢驗(yàn)結(jié)果表明8個(gè)測(cè)量指標(biāo)λ值的 C.R.值均大于 1.96(P＜0.05)，整體模型的自由度為20，NC值=0.785，RMSEA 值＜0.001，GFI 值=0.996，IFI 值=0.999，TLI 值=0.999，CFI 值=0.998，均達(dá)模型適配標(biāo)準(zhǔn)，表示模型修正后可與樣本數(shù)據(jù)契合，因子1的收斂效度較好。

因子4的測(cè)量模型經(jīng)修正后，模型檢驗(yàn)結(jié)果表明9個(gè)測(cè)量指標(biāo)λ值的 C.R.值均大于 1.96(P＜0.05)，整體模型的自由度為22，NC值=0.723，RMSEA 值＜0.001，GFI 值=0.978，IFI 值=1.004，TLI 值=0.994，CFI 值=1.003，均達(dá)模型適配標(biāo)準(zhǔn)，表示模型修正后可與樣本數(shù)據(jù)契合，因子1的收斂效度較好。

（四）信度分析

用前測(cè)數(shù)據(jù)計(jì)算34項(xiàng)量表的內(nèi)部一致性信度Cronbach’ s α系數(shù)為0.734，因子1、因子2、因子3、因子4的 Cronbach’ s α系數(shù)分別為 0.756、0.766、0.782、0.762。由驗(yàn)證性因子分析結(jié)果可知，用后測(cè)數(shù)據(jù)計(jì)算因子1、因子2、因子3、因子4的信度分別為0.786、0.759、0.728、0.749。以上均表明量表的信度較好。

三、討論

情緒狀態(tài)的好壞不僅會(huì)影響到個(gè)體的身心健康，也會(huì)對(duì)個(gè)體的工作狀態(tài)造成極大的影響。在中國(guó)煙草公司中，客戶(hù)經(jīng)理以及稽查崗員工往往因?yàn)檩^大的工作壓力而產(chǎn)生各種情緒問(wèn)題，但目前國(guó)內(nèi)EAP常用的問(wèn)卷題量偏大，在實(shí)際調(diào)查中可能會(huì)導(dǎo)致被調(diào)查者產(chǎn)生不耐煩的情緒，因此，本次修訂的情緒檢測(cè)量表在整合常用的SAS和SDS的基礎(chǔ)上，將量表題目數(shù)量控制為40題。本項(xiàng)目通過(guò)修訂情緒檢測(cè)量表，建立可靠的測(cè)量工具，以為擴(kuò)大其使用范圍提供測(cè)量方面的支持。

本次修訂的情緒檢測(cè)量表共40題，測(cè)量焦慮和抑郁情緒的條目均為20條。量表在煙草公司的客戶(hù)經(jīng)理和稽查崗這兩個(gè)崗位的員工中進(jìn)行隨機(jī)抽樣施測(cè)，共抽取299人。在對(duì)40個(gè)條目進(jìn)行項(xiàng)目分析時(shí)發(fā)現(xiàn)，項(xiàng)目2、7、11、21的題總相關(guān)系數(shù)均小于 0.1，且無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；項(xiàng)目3、12、24的題總相關(guān)系數(shù)均小于0.4；項(xiàng)目 2、3、7、11和 21 的因子載荷均小于0.4，共同性均小于0.16。綜合項(xiàng)目的題總相關(guān)系數(shù)、因子載荷與共同性、校正后項(xiàng)目與總分相關(guān)以及項(xiàng)目刪除后 Cronbach’ s α值等指標(biāo)來(lái)看，項(xiàng)目2、3、7、11、21、24均不符合要求，因此須刪除這6個(gè)項(xiàng)目。在刪除以上6個(gè)項(xiàng)目后，通過(guò)探索性和驗(yàn)證性因子分析對(duì)量表進(jìn)行建構(gòu)效度和收斂效度的檢驗(yàn)，結(jié)果表明其效度較好。量表內(nèi)部一致性信度Cronbach’ s α系數(shù)為0.734，表明量表的信度較好。簡(jiǎn)言之，刪除6個(gè)不達(dá)標(biāo)項(xiàng)目后，余34個(gè)項(xiàng)目組成的情緒檢測(cè)量表具有較好的信度和效度。

本次研究也存在一定的局限性。首先，調(diào)查的樣本量偏小，n=299，條目40個(gè)，雖然滿(mǎn)足了因素分析的要求，但對(duì)于問(wèn)卷調(diào)查類(lèi)的研究，樣本量應(yīng)該在滿(mǎn)足最低限的基礎(chǔ)上擴(kuò)大0.5-1倍。其次，本量表的調(diào)查對(duì)象是煙草公司的客戶(hù)經(jīng)理和稽查崗員工，因此修訂后的情緒檢測(cè)量表是否使用于煙草公司其它崗位的員工或其他人群，還需要進(jìn)一步研究支持。此外，本研究在刪除了6項(xiàng)不達(dá)標(biāo)的條目后，余下34個(gè)項(xiàng)目組成的量表具有較好的信度和效度，但刪除的項(xiàng)目中有4項(xiàng)是關(guān)于測(cè)量焦慮情緒，2項(xiàng)是關(guān)于測(cè)量抑郁情緒，施測(cè)項(xiàng)目數(shù)量的不對(duì)等是否會(huì)影響施測(cè)結(jié)果，這也需要進(jìn)一步研究。

本量表在刪除了6項(xiàng)條目之后，余34項(xiàng)條目組成的量表具有較好的信度和效度，適用于測(cè)量煙草公司員工的情緒特點(diǎn)，為心理健康評(píng)估以及后續(xù)調(diào)查提供了可靠工具。

四、結(jié)論

本次修訂的情緒檢測(cè)量表在經(jīng)同質(zhì)性檢驗(yàn)刪除了6個(gè)未達(dá)標(biāo)項(xiàng)目后，余34項(xiàng)量表的信效度較好，具有良好的心理學(xué)測(cè)量特征，包括內(nèi)部一致性信度、建構(gòu)效度和收斂效度。因此，34項(xiàng)情緒檢測(cè)量表可以被用來(lái)進(jìn)行更大范圍的施測(cè)。