張奇勇，閆志英，盧家楣

(1.揚州大學教育科學學院，揚州225002;2.云南師范大學心理系，昆明650092;3.上海師范大學教育學院，上海200234)

1 引言

Freudenberger 于1974 年首先創(chuàng)造“職業(yè)倦怠”(burnout)這個詞，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，當工作本身對個體的能力、精力及資源過度要求時容易導致情緒衰竭、筋疲力盡，即職業(yè)倦怠(Freudenberger，1974)。Maslach 等人針對教師、護士、社會工作者等專業(yè)服務行業(yè)提出倦怠的三維度理論模型，認為倦怠是個體在工作中面對持續(xù)的情緒及人際應激源而產(chǎn)生的一種心理綜合征，包括情緒衰竭、譏誚和個人成就感降低三個維度，并在1981 年編制了倦怠量表(Maslach Burnout Inventory，MBI)(Maslach ＆ Jackson，1981)。從總體來看，國外職業(yè)倦怠研究，大多支持這種三維結(jié)構(gòu)模型(e. g. Schaufeli ＆ Taris，2005;Salmela - Aro，Kiuru，Pietik?inen，＆ Jokela，2008)。該量表有3 個結(jié)構(gòu)相同項目不盡相同的版本:人事服務量表(human services survey)、教育量表(educators survey)和一般量表(general survey)(Maslach，Schaufeli，＆ Leiter，2001)。

無論是國內(nèi)還是國外，目前對于教師職業(yè)倦怠的研究非常多，就教師職業(yè)倦怠的影響因素而言，主要從個體層面、工作層面和組織層面等進行了探討(Schaufeli ＆ Buunk，2003)，在工作層面上主要局限在教學工作和管理工作上，而針對科研工作引起的倦怠感關注很少。據(jù)筆者判斷，由于高校評價體系、科研評價體系、職稱評價體系的偏差，導致將高校教師的科研工作推向了高校工作全局的首要位置，目前高校對教師績效工作的考核重心已不是教學，而是科研，科研成為高校和高校教師利益競爭的焦點。梁振東等對福建、陜西、北京三地六所高校48 名教師的半結(jié)構(gòu)化訪談表明，由于高?？蒲辛炕己朔矫娴挠残砸蠛涂蒲斜Ｕ蠙C制方面的不完善等原因，大多數(shù)教師感受到的科研壓力和對科研的冷漠情緒要甚于教學(梁振東，張艷輝，2011)。誠然，高校教師的科研既是社會和經(jīng)濟發(fā)展的需要，又是高校教師自我提升的需要，在服務社會與人才培養(yǎng)上具有重要的地位?？蓡栴}是，高強度的科研任務、“短頻快”的評價方法(考察周期短、評價頻率高、結(jié)果見效快)，會嚴重挫傷教師科研的積極性。高要求結(jié)合低資源引發(fā)高校教師工作倦怠，進而降低了其心理健康水平(張琳琳，DeJoy，2012)。由于科研圈子文化、教師個性特征等方面的差異，一些教師的科研成果長時間與學校的科研期望存在差距，這可能是高校教師工作壓力的主要來源和職業(yè)倦怠的首要原因。

由于科研工作是高校教師的首要工作，科研倦怠也應屬于教師職業(yè)倦怠的范疇，所謂科研倦怠是指高校教師無法順利完成學校期望、職稱評定或自我成就動機的科研目標而產(chǎn)生的各種不良心理反應，如焦慮、疲勞、效能感低、無力感等。從“積極”心理學角度來說，對個體工作投入的消蝕就會產(chǎn)生職業(yè)倦怠，投入和倦怠是一個三維連續(xù)體的兩個端點(Schaufeli，Salanova，＆ Bakker，2002)，Schaufeli 認為倦怠和投入是雇員幸福感(Well -being)的兩種原型，幸福感包括激活和快樂(Maslach ＆ Leiter，1997)，投入的特征就是高的激活和快樂，而倦怠的特征是低的激活和快樂。由此，可以推斷科研倦怠會影響高校教師的工作投入，從而影響高校教師的主觀幸福感，即科研倦怠減少了教師對工作(包括科研工作)的有效投入，從而影響了高校教學、科研工作本身的質(zhì)量，又影響了高校教師的身心健康，造成高端智力資源的極大浪費。因此，有必要對高校教師科研倦怠問題進行科學的研究和探討，而問卷編制則是這一問題的基礎性工作，編制這一問卷為科學揭示高校教師科研倦怠的現(xiàn)狀、研究高校教師對科研投入的有效性、預測當前高校教師的創(chuàng)造力與科研成果的真正社會效益等問題均具有重大的實踐價值。

問卷編制主要參考了Maslach 職業(yè)倦怠量表——教師用表(Maslach Burnout Invenry Educator Survey，MBI-ES)，并參閱了大量的國內(nèi)教師職業(yè)倦怠量表，在此基礎上初步編制了《高校教師科研倦怠感問卷》。

2 對象與方法

2.1 被試

在整個調(diào)查中，共發(fā)放問卷1100 余份/套，共回收有效問卷828 份/套。問卷預測分兩次進行，被試來自于筆者所在高校的教師，每次對男女被試人數(shù)進行了平衡，調(diào)查以隨機抽樣的方式，由筆者發(fā)放問卷和現(xiàn)場指導，問卷當場收回，并給予被試一件小禮品。第一次預測總共發(fā)放137 份問卷，得到有效完整作答問卷109 份，其中男教師54 份，女教師55 份(樣本1)。問卷修訂后進行第二次預測，共發(fā)放問卷130 份，回收有效問卷107 份，其中男教師61 份，女教師46 份(樣本2)。

正式施測分二次進行，共回收有效問卷數(shù)為519 份。其中，第一次正式施測的被試來自于筆者所在高校的教師，共發(fā)放問卷336 份，經(jīng)整理并剔除無效問卷(不完全作答、隨意作答)后，共回收有效問卷273 份，其中男教師142 份，女教師131 份(χ2=0.443，p=0.506)，平均年齡36.23 ±6.33 歲(樣本3)。第二次正式施測在上海、江蘇等地的5 所大學進行，共發(fā)放問卷302 份，經(jīng)整理并剔除無效問卷后，共得到有效問卷246 份，其中男教師116 份，女教師130 份(χ2=0.797，p=0.372)，平均年齡39.41±7.42 歲(樣本4)。

在筆者任教的高校中有部分教師同時完成了問卷的正式施測和效標問卷的施測，共回收有效問卷91 套，其中男教師51 套，女教師40 套(χ2=1.330，p=0.249)，平均年齡37.83 ±7.64 歲(樣本5)。

2.2 研究工具

2.2. 1 職業(yè)倦怠量表通用版MBI - GS(Maslach Burnout Inventory-General Survey)

這是工作倦怠方面最權(quán)威、最常用的量表，該量表包括三部分:情緒衰竭(emotional exhaustion)5 個項目、玩世不恭(cynicism)5 個項目和成就感低落(reduced personal accomplishment)6 個項目，經(jīng)過中文版修訂后，去掉玩世不恭的1 個項目后，共有15個項目，該問卷為Likert 7 級計分量表，采用0 ～6 計分，0 代表“從不”，6 代表“非常頻繁”，該問卷的中國版具有很好的信效度(李超平，時勘，2003)。為了與《高校教師科研倦怠感問卷》所指的“科研工作”相一致，所以施測時需讓教師將《職業(yè)倦怠量表(通用版)》中所指的“工作”理解為“科研工作”。

2.2.2 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 編制，在國際上廣泛使用。該量表共10 個項目，采用4點量表記分。中文版本由Zhang 和Schwarze(1995)修訂，王才康等考察了該量表的適用性，量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.87，分半信度為0.82(王才康，胡中鋒，劉勇，2001)。由于大多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)職業(yè)倦怠與自我效能感呈負相關(Hillhouse，Adler，＆ Walters，2000;Breso，Salanova，＆ Schaufeli，2007)，因此，此量表可以作為倦怠感量表的同時效標。

2.3 研究程序

2.3.1 預測問卷的編制

至今為止，國內(nèi)外職業(yè)倦怠研究，無論是MBI、MBI-GS、MBI-ES，還是BM，大多支持三維結(jié)構(gòu)模型。在參閱了Maslach 情緒枯竭問卷通用版(Maslach Burnout Inentory General Survey，MBI-GS)的基礎上，包括:情緒衰竭(exhaustion)、低成就感(feelings of incompetence)和譏誚態(tài)度(cynicism)三個維度，此結(jié)構(gòu)獲得普遍認可(Maslach，Schaufeli，＆Leiter，2001)。鑒于以往研究的基礎上，首先，編制了開放式問卷，如“科研的哪些環(huán)節(jié)常常讓你倦怠?”、“你認為科研的難點在哪里”、“回憶一件讓你煩心的科研事件”、“通常在什么場合會讓你對科研產(chǎn)生厭倦心理”等等。共收集到51 份開放式問卷，將開放式問卷得到的所有條目輸入計算機，經(jīng)過歸類、匯總，篩選出32 個項目。

咨詢4 名心理學專業(yè)博士，將32 個項目按照Maslach 劃分的3 個維度進行修訂、歸類，綜合考慮項目文字表述的清晰性、簡潔性、被試對項目的敏感程度等幾個方面的因素，最終每個維度所包括的項目數(shù)分別是:情緒衰竭11 個、低成就感12 個、譏誚態(tài)度9，項目采用Likert5 點計分(1 ～5 分別對應“從不如此”至“總是如此”)。

2.3.2 預測與修改

對樣本1 的數(shù)據(jù)進行了項目分析、項目篩選與修訂，主要參考各項目得分的平均數(shù)、標準差、題總相關系數(shù)(item -total correlation)、某一項目刪除后問卷的Cronbach’s α 系數(shù)變化(Cronbach’s α if item deleted)、探索性因素分析中聚類不好的項目以及驗證性因素分析回歸系數(shù)(regression weights)的顯著性，并結(jié)合項目分析指標和項目內(nèi)容的科學性進行反復取舍與修改。之后，進行了第二次預測，對樣本2 的數(shù)據(jù)也進行了上述分析，并對問卷再次修訂，最終形成22 個項目的正式問卷，共有3 個維度，其中情緒衰竭8 個、低成就感8 個、譏誚態(tài)度6 個，如表2所示。

2.3.3 正式施測

為更好地考察問卷的穩(wěn)定性和心理測量學指標，正式施測問卷分多次、多樣本發(fā)放。其中，樣本3 的數(shù)據(jù)用于探索性因素分析、項目分析和信度分析，樣本4 的數(shù)據(jù)用于項目分析、信度分析和效度分析，樣本5 的數(shù)據(jù)用于效標關聯(lián)效度的檢驗。

2.4 統(tǒng)計分析

采用SPSS16. 0、EXCEL、LISREL8. 80 和Amos18.0 對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析。

3 結(jié)果

3.1 探索性因素分析結(jié)果

對樣本3 的數(shù)據(jù)進行探索性因素分析(EFA)適合性檢驗，結(jié)果如表1。KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)分數(shù)為0. 831，巴特利特球形檢驗(Bartlett test of sphericity)值為3475.371(p ＜0.000)，表明與單位矩陣有顯著性差異，探索性因素分析的結(jié)果可靠。

對樣本數(shù)據(jù)進行探索性因素分析，以相關矩陣(correlation matrix)作為提取因素的依據(jù)，并以特征根＞1 為因素提取標準，采用方差極大法正交旋轉(zhuǎn)(varimax)。因素提取結(jié)果見表1，可以提取3 個特征根＞1 的因素，3 個因素的方差累積貢獻率為60.077%。

表1 因素分析提取結(jié)果

如表2 所示，可依據(jù)旋轉(zhuǎn)后的因素載荷矩陣對因素進行命名，本問卷經(jīng)過反復修訂后，已經(jīng)剔除了聚類不好的項目，保留并修訂后的項目聚類良好，問卷的心理學理論構(gòu)念與因素分析的實際結(jié)構(gòu)相一致，因此，因素命名就按照理論構(gòu)念時的維度進行命名。

表2 旋轉(zhuǎn)后因素載荷矩陣

3.2 信度分析與項目分析

合并樣本3 和樣本4 的數(shù)據(jù)進行信度分析與項目分析。總問卷的標準化Cronbach’s α 系數(shù)為0.863，F(xiàn)riedman’s χ2值為51.695(p ＜0.000)，達到極其顯著水平，表示受測者差異大，信度高。各分維度的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為:情緒衰竭0.894，低成就感0.814，譏誚態(tài)度0.820。

項目分析采用鑒別指數(shù)D 和題總相關系數(shù)r，項目的鑒別指數(shù)采用各維度內(nèi)總分的高分端(27%)在該項目上的平均得分減去低分端(27%)在該項目上的平均得分，然后除以該項目的滿分值5 計算而得。結(jié)果如表3 所示，D 值在0.301 ～0.448 之間，題總相關系數(shù)r 值在0.337 ～0.543 之間。

表3 各維度內(nèi)項目鑒別指數(shù)D 及題總相關系數(shù)r

3.3 效度分析

使用樣本4 的數(shù)據(jù)進行效度分析。以探索性因素分析的3 個因子作為結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)中的潛變量(latent variable)，以表2 中各項目作為相應的各潛變量的外生可測變量(measurable variable)，潛變量間兩兩相關，建立結(jié)構(gòu)方程模型，模型的標準化路徑系數(shù)(standardized regression weights)在0.41 ～0.85之間(如圖1 所示)，模型擬合度如下表所示:

表4 CFA 模型擬合度(Model Fit)

圖1 結(jié)構(gòu)方程的路徑系數(shù)與相關系數(shù)

模型的χ2/df ＜5 表示模型擬合程度較高，近似均方根誤RMSEA 小于0.08 且擬合優(yōu)度指標GFI和AGFI、本特勒的比較擬合指數(shù)CFI 和賦范擬合指數(shù)NFI 均比較接近1，表明問卷具有較好的結(jié)構(gòu)效度。

收斂效度可通過“平均方差提取值”(average variance extracted)來表征，該值可通過公式AVE =(∑λ2)/n(n 為某因子中的項目數(shù);λ 為標準化路徑系數(shù)，如圖1 所示)計算，AVE 反映了每個潛變量所解釋的變異中有多少來自于該潛變量中所包含的項目。用各潛變量AVE 值的平方根與該潛變量與其他潛變量之間的相關系數(shù)的絕對值進行比較，以此來判斷變量的區(qū)別效度是否達到要求。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，各潛變量AVE 值的平方根均大于潛變量之間的相關系數(shù)，如表5 所示。

表5 區(qū)分效度檢驗

對樣本5 的數(shù)據(jù)進行效標關聯(lián)效度檢驗表明，本問卷與《職業(yè)倦怠量表(MBI -GS)》的相關系數(shù)為0.586(p ＜0.01)，本問卷的3 個維度情緒衰竭、低成就感和譏誚態(tài)度與MBI -GS 的相關系數(shù)分別為0.277、0.443、0.454，均達到了顯著水平。本問卷與《一般自我效能感量表(GSES)》的相關系數(shù)為-0.372(p ＜0.01)。

4 討論

探索性因子分析結(jié)果顯示，KMO =0.831，模型通過了巴特利特球形檢驗，結(jié)果表明探索性因素分析的結(jié)果可靠?！陡咝＝處熆蒲芯氲「袉柧怼返?個維度結(jié)構(gòu)清晰，項目的因素負荷均在0.651 以上，3 個維度可以解釋總體方差60.077%的變異，每個維度內(nèi)項目內(nèi)容清晰明確、可解釋性強。根據(jù)Evans 等人(1993)的研究，情緒衰竭一向被認為是倦怠概念的核心維度，它是第一個進入量表因素分析結(jié)果的因子(Evans ＆ Fischer，1993)。在此次探索性因素分析中，方差百分比最大的也是情緒衰竭，占方差累積貢獻率的23.798%(表1 所示)，與Evans等人的研究一致。對中國人而言，壓力環(huán)境下最易于采用的心理防御機制是消極和冷漠的應付方式(情緒衰竭)。

總問卷的Cronbach’s α 系數(shù)為0.863，表明問卷具有很好的信度。戴曉陽等曾推薦0.75 至0.8作為評價分量表(或維度)內(nèi)部一致性的標準(戴曉陽，陳小莉，余潔瓊，2011)，本問卷中各維度的內(nèi)部一致性系數(shù)最低的維度為低成就感0.814，達到了這個標準，所以可以認為該問卷有很好的穩(wěn)定性測量學指標。一般認為鑒別指數(shù)在0.4 以上，條目質(zhì)量很好;0.30 至0.39 之間的條目質(zhì)量良好，修改會更好;0.20 至0. 29 的條目尚可、仍需修改(Mikulincer ＆ Shaver，2007)。本問卷的D 指示在0.301～0.448 之間，表明每個項目均具有良好的區(qū)分度。題總相關系數(shù)反映了每個項目與問卷測量目標的一致性程度，題總相關系數(shù)有兩種，一種是項目與整個問卷的題總相關系數(shù)，本問卷此題總相關系數(shù)均在0.3 以上;另一種是項目與所屬維度的題總凈相關系數(shù)。由于維度內(nèi)的項目相關程度要大于維度間的項目相關程度，所以維度內(nèi)的題總凈相關系數(shù)要大于整個問卷的題總相關系數(shù)。若整個問卷的題總相關系數(shù)達到了測量學的指標要求(強假設)，則維度內(nèi)的題總凈相關系數(shù)就一定能滿足測量學的指標要求(弱假設)。有學者認為項目與所屬分量表的相關在0.30 和0.80 之間時，量表具有較好的效度和信度(金瑜，2001)，以此標準，《高校教師科研倦怠感問卷》具有很好的信效度指標。

驗證性因素分析表明，各項擬合指數(shù)均在良好水平以上(表4 所示)，表示問卷具有較好的結(jié)構(gòu)效度。AVE 值反映了每個潛變量對所包含項目的解釋程度，當AVE 值大于0.5 時表示該潛變量具有較好的收斂效度;Fornell 和Larcher 提出，如果非限制模型中的兩個潛變量的共同變異小于各潛變量與各自觀測變量共同變異的均數(shù)，則說明各潛變量是相互獨立的，即各潛變量AVE 值的平方根大于潛變量之間的相關系數(shù)，表明因子間具有較好的區(qū)別效度(Fornell ＆ Larcher，1981)。本問卷各潛變量的AVE值大于或非常接近0.5，各潛變量AVE 值的平方根均大于潛變量之間的相關系數(shù)(表5 所示)，表明各潛變量仍然是內(nèi)涵有所重合，但相互獨立的概念，具有很好的區(qū)別效度。上述結(jié)果均證實了問卷具有較好的結(jié)構(gòu)效度。

Hillhouse 等發(fā)現(xiàn)，倦怠與情緒障礙健康不良有關，與自我效能具有負相關(Hillhouse，Adler ＆Walters，2000)，而且Maslach 等也將降低的自我成就感看作是效能缺乏(Maslach ＆ Leiter，1997)。此次調(diào)查結(jié)果也表明，本問卷與一般自我效能感量表的相關系數(shù)為-0. 372，達到極其顯著水平(p ＜0.01)。本問卷與《職業(yè)倦怠量表(MBI -GS)》的相關系數(shù)為0.586(p ＜0.01)，在MBI -GS 施測時，讓教師將工作想象成科研工作，所以本問卷與MBI -GS 具有較高的相關性，由此可以證明本問卷具有較好的效標關聯(lián)效度。

由于此次問卷編制參閱了Maslach 職業(yè)倦怠量表——教師用表(Maslach Burnout Invenry Educator Survey，MBI-ES)，也參考了大量的國內(nèi)教師職業(yè)倦怠量表的研究成果，并使用開放式問卷收集了大量的教師科研倦怠事例，經(jīng)過專家們的反復修改初步編制了《高校教師科研倦怠感問卷》。因此，問卷的測量具有較好的內(nèi)容效度。

5 結(jié)論

5.1 普通高校教師科研倦怠感問卷可分為3 個維度——情緒衰竭、低成就感、譏誚態(tài)度，該問卷的各項測量學指標良好，具有較好的信度和效度。

5.2 本問卷在因素分析與相關分析中獲得的一些主要結(jié)論與使用傳統(tǒng)職業(yè)倦怠問卷所得到的結(jié)論基本一致，進一步說明本問卷具有較好的效度，可以作為普通高校教師科研倦怠水平的測量工具。

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