中小學(xué)教師職業(yè)枯竭量表的驗證性因素分析

白崇鵬，張仕超

（山東師范大學(xué)心理學(xué)院，山東濟南250014）

一、問題提出

Freudenberger首先提出倦怠的概念，認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)工作本身對個體的能力、精力及資源過度要求時容易導(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、非人性化以及個人成就感低三個維度編制了倦怠量表（Maslach Burnout Inventory，MBI）[2]。情緒衰竭、去人性化和個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同，絕大部分的相關(guān)研究機構(gòu)沿用了這一模型。教師由于職業(yè)本身特點以及社會因素等導(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)對工作壓力時的一種極端反應(yīng)，是教師在長時期壓力體驗下而產(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行測查。考慮到東、西方的文化差異，同時為了進行本土化研究，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)濟發(fā)展水平存在差異，經(jīng)濟發(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)枯竭量表進行驗證性因素分析，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、認知枯竭以及個人成就感四個維度，采用7點計分法。四個維度單獨計分，不計總分。其中前三個維度得分越高，說明枯竭程度越高，個人成就感維度得分越高，說明枯竭程度越低[8]。

（三）統(tǒng)計方法

使用spss16.0對數(shù)據(jù)進行信度分析，使用Lisrel 8.51版本軟件對數(shù)據(jù)進行結(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?？偭勘砗头至勘淼膬?nèi)部一致性系數(shù)在0.734—0.914之間?？偭勘砗头至勘淼姆职胄哦仍?.699—0.871之間。

表1 量表及各分量表的信度指標及各維度的正態(tài)性檢驗

（二）模型建構(gòu)

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

（三）模型結(jié)果

圖1 情緒衰竭模型圖

驗證性因素發(fā)現(xiàn)，情緒衰竭維度各題目的因子完全標準化負荷在0.46—0.86之間，非人性化維度各題目的因子完全標準化負荷在0.27—0.86之間。認知枯竭維度各題目的因子完全標準化負荷在0.43—0.78之間。個人成就感維度各題目的因子完全標準化負荷在0.41—0.69之間。

（四）模型評價

模型的評價采用常用的指標，絕對擬合指數(shù)選擇了χ2／df、RMESA（近似誤差均方根）、SRMR（標準化殘差均方根）三個指標，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)）三個指標。

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原因?？蓪⒚總€維度中的題目打包為3個或4個題目的小組，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]。分別計算四個維度中的所有項目的相關(guān)矩陣。然后根據(jù)每個維度中項目的相關(guān)系數(shù)來將四個維度中的題目均打包為3個題目小組。情緒衰竭維度中項目1、2、3打包為1個題目組，項目6、8、12、16打包為1個題目組，項目19、21打包為1個題目組。非人性化維度中項目20單獨為1組，項目5、10、11打包為1個題目組，項目13、18、23打包為1個題目組。認知枯竭維度中項目24、25、26打包為1個題目組，項目28、29、30打包為1個題目組，項目22、27、31、32打包為1個題目組。個人成就感維度中項目4單獨為1組，項目9、14、15、17打包為1個題目組，項目7單獨為1組。然后計算每個題目小組的項目平均分作為該題目小組的分數(shù)。對12個題目再進行驗證性因素分析。各題目的因子完全標準化負荷在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。四個因子中個人成就感的CronBachα系數(shù)最低，為0.734，但仍在可接受水平?？偭勘硪约案鞣至勘淼姆职胄哦仍?.699—0.871之間。以上信度指標結(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。情緒衰竭和個人成就感分量表成正態(tài)分布，而非人性化以及認知枯竭分量表呈非正態(tài)分布。近年來，驗證性因素分析在我國心理、教育、社會、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?zāi)Ｐ鸵约岸啻蟮闹笖?shù)才算是一個“好”的模型，這兩個問題都是驗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）推薦了檢驗結(jié)構(gòu)方程模型的7個擬合指數(shù)原則，包括NNFI、BL89（ILI）、CFI、Gamma Hat、Mc、SRMR、RMESA。后來他們經(jīng)過文獻分析和模擬研究，提出了2—指數(shù)準則對ML估計和GLS估計，推薦聯(lián)合使用SRMR和以下指數(shù)中的一個：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認為模型可以接受，當(dāng)SRMR大于0.08時，模型擬合的不好[11][12]。Steiger認為，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。同時他們也提出了2界值策略，即為每個擬合指數(shù)確定上下兩個界值。低于下界值時則可判斷模型是不正確的，而高于上界值時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，并且當(dāng)樣本容量小于500時，根據(jù)SRMR進行模型判斷較好，具體標準是：SRMR若大于0.11，即可判斷模型是錯誤的；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)此標準，非人性化模型擬合的不好（SRMR＝0.12）。認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]，本研究將每個維度中的題目打包為3個題目小組，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知枯竭模型的結(jié)構(gòu)需要進一步調(diào)整。如刪除非人性化維度中因素負荷低于0.3的項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支持的關(guān)系[J].心理學(xué)報，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：擬合指數(shù)與卡方準則[J].心理學(xué)報，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，2008，（1）.