周巾裕,李龍龍,陳 維,趙守盈,朱慶華

(1.貴州師范大學(xué) 教育科學(xué)學(xué)院,貴州 貴陽 550001;2.貴陽市第十七中學(xué),貴州 貴陽 550001)

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工作投入量表在項(xiàng)目反應(yīng)理論中的質(zhì)量分析及應(yīng)用

周巾裕,李龍龍,陳 維,趙守盈*,朱慶華

(1.貴州師范大學(xué) 教育科學(xué)學(xué)院,貴州 貴陽 550001;2.貴陽市第十七中學(xué),貴州 貴陽 550001)

以貴州省8所中學(xué)500位教師為研究樣本，運(yùn)用項(xiàng)目反應(yīng)理論的概化等級(jí)展開模型GGUM(2004)探索Kanungo的工作投入量表在其的適用性，并考察當(dāng)前貴州省中學(xué)教師工作投入的現(xiàn)狀與水平。結(jié)果表明，各項(xiàng)目得分與量表總分均顯著相關(guān)，項(xiàng)目和測(cè)驗(yàn)信息函數(shù)、項(xiàng)目位置參數(shù)、區(qū)分度以及擬合指標(biāo)均符合相關(guān)要求；貴州中學(xué)教師的工作投入程度相對(duì)較高，且在婚姻狀況上存在顯著差異。

工作投入; 中學(xué)教師; 概化等級(jí)展開模型

0 引言

教師作為接受社會(huì)委托、履行教育教學(xué)職責(zé)的專業(yè)人員，承擔(dān)著教書育人，培養(yǎng)社會(huì)主義事業(yè)建設(shè)者和接班人、擔(dān)負(fù)著提高民族素質(zhì)的使命[1]，為此，其工作投入的程度對(duì)其所提供的教育質(zhì)量品質(zhì)及學(xué)生的學(xué)習(xí)品質(zhì)有很大的影響。“工作投入”概念最早來自心理學(xué)者Vroom對(duì)個(gè)人在工作上自我投入(ego job involvement)的觀點(diǎn)及社會(huì)學(xué)者Dubin的生活興趣重心的論點(diǎn)[2]。一些心理學(xué)者認(rèn)為工作投入是個(gè)人對(duì)目前特定工作的心理認(rèn)同程度，會(huì)受到組織情境的影響?；谏鲜鲇^點(diǎn)，Lodahl和Kejner將“工作投入”概定為：工作投入是個(gè)人認(rèn)同其工作重要性的程度，是個(gè)人工作績(jī)效影響其自尊程度的高低[3]。為便于“工作投入”在實(shí)際研究中的可操作性，Kanungo將“工作投入”定義為：個(gè)人心理認(rèn)同其工作的人之信念狀態(tài)[4]。目前國內(nèi)關(guān)于工作投入的相關(guān)研究雖為數(shù)可觀，但由于教師人員工作內(nèi)容的復(fù)雜繁瑣性，故而針對(duì)教師人員工作投入的研究報(bào)道相對(duì)較少。

展開模型是一種單峰、非累計(jì)形式的對(duì)稱模型，其理論基礎(chǔ)符合心理測(cè)量中對(duì)態(tài)度和人格的測(cè)量標(biāo)準(zhǔn)[5]。概化等級(jí)展開模型(GGUM)是專門用于展開模型分析軟件中的一個(gè)版本，最適合分析態(tài)度量表，包括是非作答和等級(jí)反應(yīng)，它假定被試在作答反應(yīng)和項(xiàng)目位置中存在1個(gè)潛在的連續(xù)變量，這個(gè)變量就是被試的潛在特質(zhì)，在完全消極和完全積極的態(tài)度之間波動(dòng)[6]。在項(xiàng)目反應(yīng)理論中，GGUM有4個(gè)基本假設(shè)：假設(shè)一 就是當(dāng)被試被要求用一個(gè)態(tài)度詞來表達(dá)自己的觀點(diǎn)時(shí)，被試更傾向于選擇項(xiàng)目選項(xiàng)中與自己潛在特質(zhì)接近的答案，這個(gè)也是理想點(diǎn)模型的基本特征；假設(shè)二 是GGUM認(rèn)為被試根據(jù)指定的可觀測(cè)的選項(xiàng)做出選擇是有理由的(這個(gè)理由有2種，一種是被試的實(shí)際潛在特質(zhì)在項(xiàng)目位置之上，一種是被試的實(shí)際潛在特質(zhì)在項(xiàng)目位置之下)；假設(shè)三 是GGUM認(rèn)為被試的潛在特質(zhì)是遵循累計(jì)項(xiàng)目反應(yīng)模型的；假設(shè)四 是GGUM認(rèn)為被試反應(yīng)類別閾值是關(guān)于被試潛在特質(zhì)水平與項(xiàng)目位置相減等于零這個(gè)點(diǎn)對(duì)稱的[7]。

目前，由于Kanungo編制的工作投入量表(JIQ)被很多國外學(xué)者廣泛應(yīng)用于測(cè)量被試樣本工作投入的程度[8,9]，具有良好的信效度。而國內(nèi)關(guān)于工作投入的研究也很多，但大多以中文版的Utrecht工作投入量表(UWES)[10]作為研究工具。2005年，學(xué)者成亮等[11]采用JIQ調(diào)查了護(hù)理人員的工作投入和組織承諾的交互作用。鑒于此，本研究也通過探討該量表在貴州省中學(xué)教師的適用性，以考察貴州省中學(xué)教師工作投入的現(xiàn)狀與水平。

1 研究方法

1.1 研究對(duì)象

采用方便隨機(jī)抽樣的方法，在貴州省8所中學(xué)中抽取500名教師作為研究樣本，剔除無效問卷76份，有效問卷為424份，最終問卷有效回收率為84.8%。其中：女教師223人，男教師201人；擔(dān)任班主任的教師155人，未擔(dān)任班主任的教師269人。

1.2 測(cè)量工具

學(xué)者杜佩籣翻譯的Kanungo(1982)工作投入量表[12]，其問卷共包含10個(gè)題項(xiàng)，原始量表僅有一個(gè)構(gòu)面，表示“工作人員心理認(rèn)同其工作的認(rèn)知信念狀態(tài)”；該量表的計(jì)分方式采用李克特(Likert)5點(diǎn)量尺計(jì)分，“非常符合”用“5”分表示，“符合”用“4”分表示，“不確定”用“3”分表示，“不符合”用“2”分表示，“非常不符合”用“1”分表示。

對(duì)10個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行KMO和Bartlett’s球形檢驗(yàn)的結(jié)果表明，10個(gè)項(xiàng)目相互之間均存在一定關(guān)系，具有共同因素，適合進(jìn)行因素分析(KMO=0.964，X=15 220.60，P<0.05),5個(gè)維度的累積貢獻(xiàn)率為59.29%，說明該量表具有較好的因素結(jié)構(gòu)，經(jīng)檢驗(yàn)該量表具有較良好的效度。對(duì)該量表進(jìn)行內(nèi)部一致性信度分析，克朗巴赫系數(shù)高達(dá)0.88，說明該量表信度相當(dāng)高。對(duì)424份有效問卷進(jìn)行內(nèi)部一致性檢驗(yàn)，得出內(nèi)部一致性系數(shù)為0.861，信度較高[13]。

1.3 數(shù)據(jù)處理

對(duì)所有的數(shù)據(jù)采用SPSS20.0軟件進(jìn)行編錄及差異性檢驗(yàn)，用GGUM(2004)統(tǒng)計(jì)軟件包進(jìn)行項(xiàng)目的分析及驗(yàn)證。

2 結(jié)果與分析

2.1 問卷項(xiàng)目的分析

2.1.1 單維性檢驗(yàn)

在使用GGUM(2004)軟件中，必須滿足單維性的假設(shè)，計(jì)分方式要從0開始。本研究采用主成份分析法檢驗(yàn)量表的單維性是否滿足概化等級(jí)展開模型的假設(shè)前提[14]。結(jié)果顯示，第一特征根與第二特征根的比值達(dá)到了3.526，大于3，根據(jù)Hambleton的評(píng)定標(biāo)準(zhǔn)，Kanungo的工作投入量表滿足單維性假設(shè)[15]。

2.1.2 參數(shù)估計(jì)

用GGUM對(duì)項(xiàng)目進(jìn)行分析，結(jié)果如表1所示，各個(gè)項(xiàng)目的δ都在[-4,4]的范圍之內(nèi)，α也都位于[0.5,2.0]之間。由圖1可知，項(xiàng)目基本上都集中于[-0.5,1.0]項(xiàng)目位置范圍。從圖2可以清晰地看到數(shù)據(jù)主要集中在中間偏右的位置。根據(jù)James.S.Roberts等人的參照標(biāo)準(zhǔn)，說明研究的各個(gè)項(xiàng)目的位置參數(shù)和區(qū)分度參數(shù)都符合項(xiàng)目反應(yīng)理論的要求。

表1 測(cè)驗(yàn)的項(xiàng)目位置參數(shù)及區(qū)分度Tab.1 Item location parameter and differentiation of test

圖1 測(cè)驗(yàn)項(xiàng)目位置參數(shù)Fig.1 Test item location (Delta) estimates

圖2 測(cè)驗(yàn)特征曲線Fig.2 Test characteristic curve

圖3 測(cè)驗(yàn)信息曲線圖Fig.3 Test information function

2.1.3 信息函數(shù)分析

在GGUM(2004)中，測(cè)驗(yàn)信息是用測(cè)驗(yàn)信息函數(shù)綜合體現(xiàn)的。由于各個(gè)項(xiàng)目具備局部獨(dú)立性，這種局部獨(dú)立性就使得全量表的整體信息具有了可加性，即全量表的信息就可以等于所有項(xiàng)目中各個(gè)項(xiàng)目提供的信息的總和[16]。根據(jù)漆樹青等人的研究，測(cè)驗(yàn)的總信息量應(yīng)達(dá)到10以上。由圖3中可以看到本測(cè)驗(yàn)的最大信息量總和達(dá)到了35，測(cè)驗(yàn)的整體信息遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于10，符合要求。由此證明Kanungo的工作投入量表符合了IRT概化等級(jí)展開模型的假設(shè)。同時(shí)，圖3的結(jié)果也顯示概化等級(jí)展開模型具有非單調(diào)的、雙峰、且以θ為零對(duì)稱的特點(diǎn)。

2.1.4 擬合指標(biāo)分析

從圖4的全測(cè)驗(yàn)擬合圖中可以看出，測(cè)驗(yàn)的整體擬合效果較良好。在圖5第一個(gè)項(xiàng)目的擬合圖(如若一一列舉的話，篇幅過大)中，可以看出單個(gè)項(xiàng)目的擬合效果也是可以的。在測(cè)量過程中，由于受到系統(tǒng)誤差和隨機(jī)誤差的影響，故任何的測(cè)量結(jié)果都不能完全精確地反映其真值。但是如果我們忽略系統(tǒng)誤差，只考慮隨機(jī)誤差，那么觀測(cè)值則散布于期望值附近，如取多組觀測(cè)值時(shí)，它們的平均數(shù)也會(huì)置于期望值的附近。因此，本研究使用項(xiàng)目平均觀測(cè)值與平均期望值來分析其擬合性(即觀測(cè)值的平均數(shù)與期望值越接近，則表明兩者擬合得越好，其觀測(cè)值越接近其真實(shí)水平)。在圖4和圖5中顯示出測(cè)驗(yàn)的整體擬合程度都還是達(dá)到了較好的水平。

圖4 全測(cè)驗(yàn)擬合圖Fig.4 Fit plot of all items

注：項(xiàng)目#:01,項(xiàng)目位置參數(shù)=0.395,alpha=0.918,閾值=0.000,-1.646,-2.139,-2.945,-0.871圖5 第一個(gè)項(xiàng)目擬合圖Fig.5 Fit plot of the first item

2.1.5 被試的取樣

從圖6中可以看出，被試的取樣基本上是呈現(xiàn)的正態(tài)分布的形態(tài)，這說明本研究的取樣結(jié)構(gòu)是比較科學(xué)的。

圖6 被試特征分布圖Fig.6 Latent trait distribution

2.2 中學(xué)教師工作投入現(xiàn)狀水平與差異比較

2.2.1 中學(xué)教師工作投入整體現(xiàn)狀

由表2可見，各個(gè)項(xiàng)目的平均得分顯著高于其項(xiàng)目總分的一半以上，總量表得分也相對(duì)偏高，這表明了目前貴州省中學(xué)教師的工作投入程度相對(duì)比較高。

表2 中學(xué)教師工作投入整體情況的描述統(tǒng)計(jì)Tab.2 Descriptive statistics on the overall situation of middle school teachers' job involvement

2.2.2 性別與擔(dān)任班主任差異比較

對(duì)不同性別和是否擔(dān)任班主任的中學(xué)教師的項(xiàng)目總得分進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：男性中學(xué)教師與女性中學(xué)教師的得分大致相當(dāng)；擔(dān)任班主任的中學(xué)教師與沒有擔(dān)任班主任的中學(xué)教師的得分大致相當(dāng)。即中學(xué)教師在不同性別和是否擔(dān)任班主任的水平上工作投入沒有顯著差異。

2.2.3 婚姻狀況差異比較

表3 中學(xué)教師工作投入在婚姻狀況上的差異比較Tab.3 A comparison in the marital status of the middle school teachers' job involvement

注：*P< 0.05,**P< 0.01,***P<0.001。

由表3可見：已婚的貴州省中學(xué)教師在量表總得分顯著高于未婚的中學(xué)教師的總得分，在工作投入量表上，婚姻狀況差異顯著(P<0.05),已婚中學(xué)教師的工作投入程度高于未婚中學(xué)教師。

3 討論

3.1 工作投入量表結(jié)構(gòu)

整體上，工作投入量表的編制滿足了測(cè)驗(yàn)單維性的假設(shè)，項(xiàng)目和測(cè)驗(yàn)信息函數(shù)、項(xiàng)目位置參數(shù)、區(qū)分度以及擬合指標(biāo)均符合項(xiàng)目反應(yīng)理論的各個(gè)測(cè)量指標(biāo)要求，很好地考慮了工作投入的內(nèi)涵(組織承諾和工作滿足)，并且在所考察的貴州省中學(xué)教師樣本中具有良好的信效度，能反應(yīng)貴州省中學(xué)教師當(dāng)前的工作投入狀況，這與Kanungo之前的研究成果相一致。但是，從GGUM(2004)分析中，杜佩蘭修訂后的這個(gè)“工作投入量表”對(duì)于貴州省中學(xué)教師的特點(diǎn)而言，仍然存在一些的項(xiàng)目適合性問題。首先，從項(xiàng)目位置看，基本上均為正向，這一方面說明項(xiàng)目有利于特質(zhì)水平較高的被試，即特質(zhì)水平較高的被試更易于對(duì)項(xiàng)目做出積極反應(yīng)，另一方面也說明項(xiàng)目設(shè)置忽略了考察特質(zhì)水平較低者的反應(yīng)情況。其次，從項(xiàng)目信息函數(shù)看，在特質(zhì)水平上正值的被試特質(zhì)部分貢獻(xiàn)的信息量相對(duì)來說較大，也進(jìn)一步說明了高特質(zhì)水平的被試更容易做出積極反應(yīng)的情況，這可以看出題目對(duì)高特質(zhì)水平的被試的區(qū)分能力更好些。再次，從項(xiàng)目區(qū)分度看，項(xiàng)目區(qū)分度絕大多數(shù)超過1，符合區(qū)分度在[0.5,2]之間的標(biāo)準(zhǔn)，說明項(xiàng)目在區(qū)分不同特質(zhì)水平者還是相對(duì)理想的。最后，從項(xiàng)目閾值參數(shù)看，有一些閾值參數(shù)已經(jīng)超過了所要求的范圍，這一方面說明項(xiàng)目設(shè)置上可能存在問題，另一方面這一結(jié)果也與Anderson Koenig等人的經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)果相一致[17]。即：他們通過實(shí)際研究中的經(jīng)驗(yàn)總結(jié)發(fā)現(xiàn)τik經(jīng)常出現(xiàn)無序的變化現(xiàn)象，說明閾值參數(shù)只是參數(shù)估計(jì)中的一個(gè)指標(biāo)，對(duì)測(cè)驗(yàn)的解釋無較大影響[18]。

3.2 中學(xué)教師工作投入的水平

3.2.1 被試的取樣

被試的取樣基本上是呈現(xiàn)的正態(tài)分布的形態(tài)，這說明本研究的取樣結(jié)構(gòu)是比較科學(xué)的。研究使用較少的樣本數(shù)據(jù)，概括了較大的被試信息。但是從被試特質(zhì)分布圖上可看出，被試的特質(zhì)水平主要集中在[-2,+2]之間。究其原因，有可能是實(shí)際事實(shí)上大多數(shù)人確實(shí)都處于這一階段的水平，也有可能是由于樣本的大小帶來的誤差，使得極端水平被試的獲得相對(duì)少，導(dǎo)致信息的缺失。James等人曾經(jīng)使用分別為200、300、500、750、1 000和2 000的樣本量做了項(xiàng)目測(cè)驗(yàn)測(cè)試，研究發(fā)現(xiàn)被試樣本量為750能相對(duì)準(zhǔn)確的進(jìn)行項(xiàng)目參數(shù)估計(jì)，而且還通過對(duì)比分析發(fā)現(xiàn)每個(gè)項(xiàng)目的作答反應(yīng)為6個(gè)等級(jí)有利于精確估計(jì)被試的特質(zhì)水平[19]。本研究的被試只有424個(gè)，每個(gè)項(xiàng)目的等級(jí)只有5個(gè)，根據(jù)James等人的研究有可能會(huì)對(duì)項(xiàng)目參數(shù)和被試能力水平估計(jì)帶來較大的誤差，因此，今后的研究應(yīng)盡可將樣本量擴(kuò)大至750個(gè)，同時(shí)給每個(gè)項(xiàng)目再添加一個(gè)等級(jí)，使估計(jì)誤差盡量縮減[20]。

3.2.2 中學(xué)教師工作投入的現(xiàn)狀與差異

由表2可知，貴州省中學(xué)教師的工作投入程度相對(duì)比較高，這與李敏在北京、山東等地區(qū)開展的研究取得的結(jié)果相一致[21]。在是否結(jié)婚的人口學(xué)變量上，已婚的貴州省中學(xué)教師在量表總得分顯著高于未婚的中學(xué)教師的總得分，已婚中學(xué)教師的工作投入程度高于未婚中學(xué)教師。究其原因可能有：首先，近年來貴州省得到中央的大力扶持，省委、省政府開啟了一系列的教育發(fā)展計(jì)劃使得教育事業(yè)蓬勃發(fā)展[22]，提供了較好的工作資源，增加了教師們的熱情；其次，已婚中學(xué)教師較未婚中學(xué)教師來說，有了婚姻家庭后，更具備了責(zé)任意識(shí)，且相對(duì)的穩(wěn)定家庭生活環(huán)境讓他們擁有更多的精力集中在工作上。

4 結(jié)論

通過IRT概化等級(jí)展開模型探討了Kanungo的工作投入量表是適用于貴州省中學(xué)教師群體的，并且項(xiàng)目的各個(gè)指標(biāo)均符合心理測(cè)量學(xué)的各項(xiàng)指標(biāo)要求，說明此量表符合概化等級(jí)模型的假設(shè)，可以用來評(píng)估貴州省中學(xué)教師群體的工作投入程度。同時(shí)，量表的研究結(jié)果顯示出貴州省中學(xué)教師的工作投入水平相對(duì)較高，并在婚姻狀況上存在顯著差異。

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The quality analysis and application of the job engagement scale in the item response theory

ZHOU Jinyu,LI Longlong,CHEN Wei,ZHAO Shouying*,ZHU Qinghua

(1.School of Education Science,Guizhou Normal University,Guiyang,Guizhou 550001,China;2.Guiyang No.17 Middle School, Guiyang,Guizhou 550001,China)

A sample of 500 teachers in 8 secondary schools were tested by using the Generalized Graded Unfolding Model (GGUM(2004)) to explore the feasibility of Kanungo’s 10-item scale. We use this scale to research the present condition and standard of the middle school teachers 'job involvement. The analysis showed that, the score of each item were all correlated significantly to the scale total score; items and test information function, item location parameters, differentiation and fit parameters are in line with the relevant requirements; Guizhou middle school teachers' job involvement is relatively high, the differences with the middle school teachers’ job involvement were significant among marriage.

job involvement; middle school teacher; GGUM

1004—5570(2016)05-0115-06

2016-06-04

黔科合J字[2015]2115號(hào)

周巾裕(1990-),女,碩士研究生,研究方向:心理測(cè)量與統(tǒng)計(jì),E-mail:592519842@qq.com.

*通訊作者：趙守盈(1968-),男,教授,研究生導(dǎo)師,研究方向:心理與教育測(cè)量,E-mail：zhaoshouying@126.com.

B841

A