教师职业倦怠量表的修编，本文主要内容关键词为：倦怠论文,量表论文,教师职业论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
1 引言
Freudenbergert[1]于1974年首先创造“职业倦怠”(Burnout)这一个词，用来描述助人行业中经历“衰竭”(wear out)的人们。自此，职业倦怠，作为一种重要的与压力相关的问题，得到广泛的关注，尤其是在教育行业中。教师职业倦怠是学校变革过程中领导面临的关键挑战[2]。无论是从关心教师和学生的角度还是从重视中国教育事业发展的角度出发，我们都应积极关注职业倦怠这一现象[3]。
广义而言，职业倦怠表示与他人相处时出现的一种慢性的情绪紧张，然而狭义的职业倦怠至今没有一致的定义[4]。很多研究探讨了职业倦怠的结构，比如Dworkin[5]将职业倦怠分为四个方面：没有意义感(meaninglessness)、无权力感(powerlessness)、孤独(isolation)、没有规范感(normalessness)。Maslach等[6]将职业倦怠分为三个方面：情绪衰竭(emotional exhaustion)、去个性化(depersonalization)、降低的自我成就感(a reduced sense of personal accomplishment)。相应地，用于评估职业倦怠的工具很多，但是使用最多的是Maslach根据其理论结构编制的职业倦怠量表(Maslach Burnout Inventory,MBI)[6]。现在，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)[7]。
从世界范围来看，非洲、中东、澳大利亚、欧洲和北美对教师倦怠的研究比较多，也比较深入。目前，国内有些研究者也开始关注教师职业倦怠，但很多现实条件制约了深入研究和探讨教育者的职业倦怠问题，其中一个因素是缺乏可靠有效的测量工具。本研究的目的就是要修订编制一个适合于中国文化的教师职业倦怠量表，并考察该量表的信度和效度等测量学指标，以期能为进一步研究教师职业倦怠提供必要的基础，进而为管理机构制定和实施相应的干预措施提供依据。
2 研究方法
2.1 被试
初测被试：在山东省青岛市随机选择中学教师共50人，其中重点中学教师22人，普通中学教师12人，职业中学教师16人。其中男教师为16人，占总数的32.0%；女教师34人，占总数的68%（样本中男女比例基本与现实情况一致）。教师的平均年龄为31.5岁。发放问卷50份，有效问卷47份，有效率为94%。
正式施测被试：青岛市十所中学各年级班主任。其中，初中和高中各五所学校，重点中学、普通中学和职业高中被试的人数分别为75人、124人和11人。发放问卷210份，收回201份，有效问卷170份（重点中学60份、普通中学99份、职业高中11份），问卷有效率为84.6%。其中男性教师49人，平均年龄为31.2岁(SD=8.0)；女性118人，平均年龄为30.6岁(SD=6.1)，3人性别资料缺失。从初一到高三教师人数（百分比）分别为34（占21.8%）、30（占17.6%）、21（占12.4%）、28（占16.5%）、30（占19.6%）、24（占14.1%）；被试的平均周课时量为13节课；教龄平均为9年；未婚人数为57人（占33.5%）。
再测被试：正式施测中的两所学校共31名班主任。男性教师11人，平均年龄为30.6岁(SD=8.4)；女性19人，平均年龄为30.7岁(SD=5.9)。1人性别资料缺失。
2.2 研究程序
第一，查阅有关倦怠的文献，确定以Maslach等人的倦怠模型为理论基础。翻译MBI，参照MBI的其他中文版本以及相关问卷和文献，访谈中学教师，增加问卷的项目。
第二，初步测试与分析修编的倦怠问卷。求每个维度与该维度下各题目之间的相关，以及项目的区分度。根据问卷调查过程中被试反馈的信息以及专家评定，研究者对一些项目进行修改与调整，确定正式施测的问卷。
第三，对初步修编的问卷正式施测。采用分层随机抽样的方法，以学校为单位，由研究者委托各校的心理辅导教师进行集体施测。将研究所要施测的问卷装订成册，一并发放到被试手中。测验没有时间限制，一般在20分钟之内即可做答完毕。
第四，选取其中两所学校的31名班主任进行重测，只测试教师职业倦怠量表，与正式施测时间间隔为3周。
测试时，研究者要求被试阅读指导语，并向被试强调真实填答的重要性。全部施测工作在2002年底完成，因为在这一个阶段教师忙于应对学生期末考试，关注所教班级考试成绩排列名次，教师可能比较容易体验到职业倦怠。
2.3 测量工具
2.3.1 教师职业倦怠量表(Educator Burnout Inventory,EBI)
教师职业倦怠量表的编制基于Maslach等人的倦怠问卷(MBI)。MBI包含3个维度，即情绪衰竭(EE)、去个性化(DP)和自我成就感(PA)，对应的题目序号分别为EE：1、2、3、6、8、13、14、16、20；DP:5、10、11、15、22；PA：4、7、9、12、17、18、19、21，一共22题。首先将MBI翻译成中文，并对照其他翻译版本，由于本研究不是要完全修订MBI，因此研究者并不强调翻译的完全对等性，仅强调意义表达完整。鉴于MBI各个维度间题目数差异较大，研究者在查阅文献以及访谈42位中学教师的基础上，增加项目，使得各个维度下题目数比较均衡。增加项目的另一个原因是考虑到国外的量表在本土化过程中可能会出现某些项目不合适的情况，尤其是研究者发现MBI中一些项目的社会称许性太高，不适合中国文化。这样，初测问卷新增14题，共由36题构成，3个维度下的题目数分别为13、11、12。前22题项目的编排按照MBI中的顺序，后14道项目随机排序。采用7点liken量表，要求被试按出现每种症状的频次进行评定。从0到6表示出现症状的频次依次增加。
由于研究者需要首先了解各个项目的适用情况，因此对编制的问卷项目进行初步的筛选。项目筛选的标准参考：1)项目与分维度的相关；2)项目的区分度；3)请中学教师以及心理学专家对项目进行评定。根据理论假设的3个维度，分别计算其总分，求每个维度与该维度下各题目之间的相关，结果发现第4题与PA，第5题与DP相关均低于0.30，并且没有达到0.05的显著水平。根据各分量表的得分，对样本划分高低分组（以分量表总分的上下27%点为截点），考察高低分组在每道题目上的得分，进行独立样本t检验比较两组的差异。结果发现9、15、27、34四题未达到0.05水平的显著相关。这样，问卷删除6道题目：4、5、9、15、27、34。将其余的30题组成正式施测的EBI问卷（序号未变）。3个维度下题目数分别为12、8、10道。
2.3.2 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[8]。目前GSES已经被翻译成至少25种语言，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Schwarzer[9]修订，王才康等[10]考察了该量表的适用性。量表的内部一致性系数（α系数）为0.87，分半信度为0.82；GSES与焦虑之间存在显著的负相关，说明GSES有很好的预测效度。本研究中GSES的分半信度为0.84，α系数为0.89。
2.3.3 自动思维问卷(Automatic Thoughts Questionnaire,ATQ)
ATO由Hollon和Kendall编制，用于评价与抑郁(depression)有关的自动出现的消极思想[11]。ATQ涉及抑郁的四个层面：个体适应不良以及对改变的渴望；2)消极的自我概念与消极的期望；3)自信不足；4)无助感。该问卷询问被试最近一周内30种不同想法的出现频度，用5点量表来评价。得分越高，表示消极思维出现的频度越高，抑郁也越重。ATQ已得到广泛的应用。Harrell和Ryon报告的分半系数为0.96，α系数为0.98。本研究中ATQ的分半信度为0.90，α系数为0.95。
2.4 数据分析
收集的数据使用SPSS10.0统计软件进行管理与统计分析。
3 研究结果
3.1 EBI量表的因素结构
考虑到初测时样本量偏小，研究者对剩余的30题进行主成分分析，根据理论假设的3个维度，限定抽取3个因素。研究发现3个维度之间的相关较大且其结构关系在不同的研究中不一致[7]，本研究采用斜交旋转(Promax,Kappa=2)，结果发现一些题目在两个维度上有相似的高负荷（大于0.3）。删除这些项目，并且考虑到问卷的整齐，研究者只抽取各个维度上负荷较高的前7道题目，最终3个维度各保留7道题目，共21题。对这21道题目进行主成分分析，限定抽取3个因素，并进行斜交旋转(Promax,Kappa=2)，KMO为0.87，进行Bartlett球形检验，
为1530.59(df=210)，达到0.001的显著水平，表明数据适合进行因素分析。因素分析的结果见表1。因素1、2和3分别与理论假设的DP、EE和PA相对应，3个因子的变异解释率为53.57%。
表1 教师职业倦怠量表的探索性因素分析结果
注：1.表中只列出负荷大于0.3以上的负荷；2.*表示该题为反向计分题；3.EE：情绪衰竭；DP：去个性化；PA：自我成就感。
3.2 EBI量表的项目分析
求各项目与其所在维度的相关，结果见表2。结果发现，EE维度下题目与EE维度总分相关在0.59～0.87之间，DP维度下题目与DP维度总分相关在0.64～0.79之间，PA维度下题目与PA维度总分相关在0.63～0.71之间。根据3个分量表的得分，对样本划分高低分组（同初测），再次考察高低分组在每道题目上的得分差异（D值），进行独立样本t检验（结果见表2）。结果发现，所有的题目在高分组与低分组上差异均达到0.001的显著水平。
表2 EBI量表的题总相关以及项目分析
注：对D值进行t检验均达到0.001的显著水平。
3.3 EBI量表的信度指标
量表的内部一致性系数（α系数）、分半信度以及间隔3周的再测信度见表3。3个分量表的α系数在0.80以上，自我成就感(PA)量表的分半信度为0.78，其他两个分量表的分半信度在0.83以上；3个分量表的再测信度在0.75～0.76之间。
表3 EBI量表的信度指标
EE
DP
PA
内部一致性系数
0.86 0.84 0.80
分半信度 0.83 0.84 0.78
再测信度 0.76 0.76 0.75
3.4 EBI量表的效度指标
EBI的3个分量表的描述统计以及3个量表之间的相关见表4。从表中可以看出，DP维度平均得分为1.58，低于平均值3，而PA维度平均得分为4.11，高于平均值3；3个量表间的相关值在0.32～0.47之间。
采用自我效能感和抑郁作为职业倦怠的效标。EBI的3个分量表与GSES和ATQ量表的相关统计亦见表4。自我效能与PA的相关为0.47，达到0.01的显著水平，并且高于自我效能与EE和DP的相关；抑郁与EE和DP的相关分别为0.36和0.38，均达到0.01的显著水平，并且明显高于抑郁与PA之间的相关。
表4 EBI量表的维度间及其与自我效能、抑郁之间的相关
M
SD
EE DP PA
EE 3.02
1.12
1.00
DP 1.58
1.11
0.47**
1.00
PA 4.11
0.76
-0.32**
-0.39**
1.00
EFF 2.66
0.55
-0.34**
-0.21**
0.47**
DEP 1.81
0.56
-0.36**
0.38**
-0.15*
注：1.*p＜0.05,**p＜0.01.
2.EFF：自我效能；DEP：抑郁
4 讨论
本研究的结果表明，EBI是一个具有良好信度和效度的测量教师职业倦怠的量表。最终修编的EBI保持了MBI的3个核心维度，由21道题目构成，其中来自MBI的题目和本研究中编制的题目约各占一半。本研究表明，MBI中的一些项目确实不能准确描述中国文化背景下中学教师的职业倦怠状况。尽管MBI已经广泛应用于世界各国[7]，并几乎成为职业倦怠研究的标准[12]，但是也发现研究者在应用时都或多或少地对MBI进行了修改[13,14]。因此可以说，教师职业倦怠作为一种工业文明中的社会现象，MBI的3个维度在世界范围内具有广泛的适用性，但涉及到具体题目却未必具有广泛的适用性，有效题目的设计应更多地考虑社会文化背景因素。
EBI的三个维度沿用了MBI的3个维度，因素分析的结果证明了这3个维度的可行性。情绪衰竭是职业倦怠最核心、最明显的特质，并且也得到广泛的报告与分析，它主要反映了倦怠与压力相关的特质；去个性化则反映了职业倦怠中与工作过程相关的特质；降低的个人成就感某种程度上也可以理解为无效能感，更多地反映了职业倦怠中与人格相关的特质。已有研究发现EE与DP之间具有高相关[15]，比如Lee和Ashforth报告两者的相关达到0.64[16]。本研究结果发现两者的相关达到0.47，比较高，与以前的研究基本一致。很多的研究考察了三个维度之间的关系，比如降低的成就感似乎是与情绪衰竭和去个性化同时发生，而不是相继发生[7]；无效能感也可能在某种程度上是情绪衰竭或／和去个性化的函数[16]。此外，还有研究探讨了职业倦怠的结构[13]。
研究发现，职业倦怠与自我效能具有负相关，而且Maslach等也将降低的自我成就感看作是效能缺乏[7]，而职业倦怠作为一种压力相关的问题，其结果之一是使人产生抑郁症状，因此可以采用自我效能与抑郁作为职业倦怠量表的效标。本研究中，自我效能与PA的相关达到0.47，明显高于其与EE和DP的相关；抑郁与EE和DP的相关也高于其与PA的相关，这些结果与已往的研究基本一致，并且比较理想，这说明EBI所测量的内容确实为理论所建构的概念。EBI的信度指标也较为理想，但是3个量表的再测信度在0.75～0.76之间，不是很高，这可能说明职业倦怠是情景性的。当面临压力情景时个体容易产生倦怠，而当压力情景减弱时，倦怠也会适当地缓解。
5 结论
5.1 教师职业倦怠可以分为3个方面：情绪衰竭、去个性化和自我成就感；
5.2 修编的教师职业倦怠问卷(EBI)信度和效度指标达到了测量学指标要求，教师职业倦怠问卷具有良好的信度和效度。