高校教師科研倦怠感問(wèn)卷的編制與信效度檢驗(yàn)*

張奇勇，閆志英，盧家楣

(1.揚(yáng)州大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院，揚(yáng)州225002;2.云南師范大學(xué)心理系，昆明650092;3.上海師范大學(xué)教育學(xué)院，上海200234)

1 引言

Freudenberger 于1974 年首先創(chuàng)造“職業(yè)倦怠”(burnout)這個(gè)詞，認(rèn)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(duì)個(gè)體的能力、精力及資源過(guò)度要求時(shí)容易導(dǎo)致情緒衰竭、筋疲力盡，即職業(yè)倦怠(Freudenberger，1974)。Maslach 等人針對(duì)教師、護(hù)士、社會(huì)工作者等專業(yè)服務(wù)行業(yè)提出倦怠的三維度理論模型，認(rèn)為倦怠是個(gè)體在工作中面對(duì)持續(xù)的情緒及人際應(yīng)激源而產(chǎn)生的一種心理綜合征，包括情緒衰竭、譏誚和個(gè)人成就感降低三個(gè)維度，并在1981 年編制了倦怠量表(Maslach Burnout Inventory，MBI)(Maslach ＆ Jackson，1981)。從總體來(lái)看，國(guó)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(gè)結(jié)構(gòu)相同項(xiàng)目不盡相同的版本:人事服務(wù)量表(human services survey)、教育量表(educators survey)和一般量表(general survey)(Maslach，Schaufeli，＆ Leiter，2001)。

無(wú)論是國(guó)內(nèi)還是國(guó)外，目前對(duì)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(gè)體層面、工作層面和組織層面等進(jìn)行了探討(Schaufeli ＆ Buunk，2003)，在工作層面上主要局限在教學(xué)工作和管理工作上，而針對(duì)科研工作引起的倦怠感關(guān)注很少。據(jù)筆者判斷，由于高校評(píng)價(jià)體系、科研評(píng)價(jià)體系、職稱評(píng)價(jià)體系的偏差，導(dǎo)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(duì)教師績(jī)效工作的考核重心已不是教學(xué)，而是科研，科研成為高校和高校教師利益競(jìng)爭(zhēng)的焦點(diǎn)。梁振東等對(duì)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(jī)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(duì)科研的冷漠情緒要甚于教學(xué)(梁振東，張艷輝，2011)。誠(chéng)然，高校教師的科研既是社會(huì)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，又是高校教師自我提升的需要，在服務(wù)社會(huì)與人才培養(yǎng)上具有重要的地位?？蓡?wèn)題是，高強(qiáng)度的科研任務(wù)、“短頻快”的評(píng)價(jià)方法(考察周期短、評(píng)價(jià)頻率高、結(jié)果見(jiàn)效快)，會(huì)嚴(yán)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(jìn)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(gè)性特征等方面的差異，一些教師的科研成果長(zhǎng)時(shí)間與學(xué)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(lái)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(yīng)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(wú)法順利完成學(xué)校期望、職稱評(píng)定或自我成就動(dòng)機(jī)的科研目標(biāo)而產(chǎn)生的各種不良心理反應(yīng)，如焦慮、疲勞、效能感低、無(wú)力感等。從“積極”心理學(xué)角度來(lái)說(shuō)，對(duì)個(gè)體工作投入的消蝕就會(huì)產(chǎn)生職業(yè)倦怠，投入和倦怠是一個(gè)三維連續(xù)體的兩個(gè)端點(diǎn)(Schaufeli，Salanova，＆ Bakker，2002)，Schaufeli 認(rèn)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(lè)(Maslach ＆ Leiter，1997)，投入的特征就是高的激活和快樂(lè)，而倦怠的特征是低的激活和快樂(lè)。由此，可以推斷科研倦怠會(huì)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(duì)工作(包括科研工作)的有效投入，從而影響了高校教學(xué)、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(fèi)。因此，有必要對(duì)高校教師科研倦怠問(wèn)題進(jìn)行科學(xué)的研究和探討，而問(wèn)卷編制則是這一問(wèn)題的基礎(chǔ)性工作，編制這一問(wèn)卷為科學(xué)揭示高校教師科研倦怠的現(xiàn)狀、研究高校教師對(duì)科研投入的有效性、預(yù)測(cè)當(dāng)前高校教師的創(chuàng)造力與科研成果的真正社會(huì)效益等問(wèn)題均具有重大的實(shí)踐價(jià)值。

問(wèn)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(guó)內(nèi)教師職業(yè)倦怠量表，在此基礎(chǔ)上初步編制了《高校教師科研倦怠感問(wèn)卷》。

2 對(duì)象與方法

2.1 被試

在整個(gè)調(diào)查中，共發(fā)放問(wèn)卷1100 余份/套，共回收有效問(wèn)卷828 份/套。問(wèn)卷預(yù)測(cè)分兩次進(jìn)行，被試來(lái)自于筆者所在高校的教師，每次對(duì)男女被試人數(shù)進(jìn)行了平衡，調(diào)查以隨機(jī)抽樣的方式，由筆者發(fā)放問(wèn)卷和現(xiàn)場(chǎng)指導(dǎo)，問(wèn)卷當(dāng)場(chǎng)收回，并給予被試一件小禮品。第一次預(yù)測(cè)總共發(fā)放137 份問(wèn)卷，得到有效完整作答問(wèn)卷109 份，其中男教師54 份，女教師55 份(樣本1)。問(wèn)卷修訂后進(jìn)行第二次預(yù)測(cè)，共發(fā)放問(wèn)卷130 份，回收有效問(wèn)卷107 份，其中男教師61 份，女教師46 份(樣本2)。

正式施測(cè)分二次進(jìn)行，共回收有效問(wèn)卷數(shù)為519 份。其中，第一次正式施測(cè)的被試來(lái)自于筆者所在高校的教師，共發(fā)放問(wèn)卷336 份，經(jīng)整理并剔除無(wú)效問(wèn)卷(不完全作答、隨意作答)后，共回收有效問(wèn)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(cè)在上海、江蘇等地的5 所大學(xué)進(jìn)行，共發(fā)放問(wèn)卷302 份，經(jīng)整理并剔除無(wú)效問(wèn)卷后，共得到有效問(wèn)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(shí)完成了問(wèn)卷的正式施測(cè)和效標(biāo)問(wèn)卷的施測(cè)，共回收有效問(wèn)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(gè)項(xiàng)目、玩世不恭(cynicism)5 個(gè)項(xiàng)目和成就感低落(reduced personal accomplishment)6 個(gè)項(xiàng)目，經(jīng)過(guò)中文版修訂后，去掉玩世不恭的1 個(gè)項(xiàng)目后，共有15個(gè)項(xiàng)目，該問(wèn)卷為L(zhǎng)ikert 7 級(jí)計(jì)分量表，采用0 ～6 計(jì)分，0 代表“從不”，6 代表“非常頻繁”，該問(wèn)卷的中國(guó)版具有很好的信效度(李超平，時(shí)勘，2003)。為了與《高校教師科研倦怠感問(wèn)卷》所指的“科研工作”相一致，所以施測(cè)時(shí)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(guó)際上廣泛使用。該量表共10 個(gè)項(xiàng)目，采用4點(diǎn)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(fù)相關(guān)(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(shí)效標(biāo)。

2.3 研究程序

2.3.1 預(yù)測(cè)問(wèn)卷的編制

至今為止，國(guó)內(nèi)外職業(yè)倦怠研究，無(wú)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(wèn)卷通用版(Maslach Burnout Inentory General Survey，MBI-GS)的基礎(chǔ)上，包括:情緒衰竭(exhaustion)、低成就感(feelings of incompetence)和譏誚態(tài)度(cynicism)三個(gè)維度，此結(jié)構(gòu)獲得普遍認(rèn)可(Maslach，Schaufeli，＆Leiter，2001)。鑒于以往研究的基礎(chǔ)上，首先，編制了開(kāi)放式問(wèn)卷，如“科研的哪些環(huán)節(jié)常常讓你倦怠?”、“你認(rèn)為科研的難點(diǎn)在哪里”、“回憶一件讓你煩心的科研事件”、“通常在什么場(chǎng)合會(huì)讓你對(duì)科研產(chǎn)生厭倦心理”等等。共收集到51 份開(kāi)放式問(wèn)卷，將開(kāi)放式問(wèn)卷得到的所有條目輸入計(jì)算機(jī)，經(jīng)過(guò)歸類、匯總，篩選出32 個(gè)項(xiàng)目。

咨詢4 名心理學(xué)專業(yè)博士，將32 個(gè)項(xiàng)目按照Maslach 劃分的3 個(gè)維度進(jìn)行修訂、歸類，綜合考慮項(xiàng)目文字表述的清晰性、簡(jiǎn)潔性、被試對(duì)項(xiàng)目的敏感程度等幾個(gè)方面的因素，最終每個(gè)維度所包括的項(xiàng)目數(shù)分別是:情緒衰竭11 個(gè)、低成就感12 個(gè)、譏誚態(tài)度9，項(xiàng)目采用Likert5 點(diǎn)計(jì)分(1 ～5 分別對(duì)應(yīng)“從不如此”至“總是如此”)。

2.3.2 預(yù)測(cè)與修改

對(duì)樣本1 的數(shù)據(jù)進(jìn)行了項(xiàng)目分析、項(xiàng)目篩選與修訂，主要參考各項(xiàng)目得分的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、題總相關(guān)系數(shù)(item -total correlation)、某一項(xiàng)目刪除后問(wèn)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(xiàng)目以及驗(yàn)證性因素分析回歸系數(shù)(regression weights)的顯著性，并結(jié)合項(xiàng)目分析指標(biāo)和項(xiàng)目?jī)?nèi)容的科學(xué)性進(jìn)行反復(fù)取舍與修改。之后，進(jìn)行了第二次預(yù)測(cè)，對(duì)樣本2 的數(shù)據(jù)也進(jìn)行了上述分析，并對(duì)問(wèn)卷再次修訂，最終形成22 個(gè)項(xiàng)目的正式問(wèn)卷，共有3 個(gè)維度，其中情緒衰竭8 個(gè)、低成就感8 個(gè)、譏誚態(tài)度6 個(gè)，如表2所示。

2.3.3 正式施測(cè)

為更好地考察問(wèn)卷的穩(wěn)定性和心理測(cè)量學(xué)指標(biāo)，正式施測(cè)問(wèn)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(xiàng)目分析和信度分析，樣本4 的數(shù)據(jù)用于項(xiàng)目分析、信度分析和效度分析，樣本5 的數(shù)據(jù)用于效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度的檢驗(yàn)。

2.4 統(tǒng)計(jì)分析

采用SPSS16. 0、EXCEL、LISREL8. 80 和Amos18.0 對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

3 結(jié)果

3.1 探索性因素分析結(jié)果

對(duì)樣本3 的數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因素分析(EFA)適合性檢驗(yàn)，結(jié)果如表1。KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)分?jǐn)?shù)為0. 831，巴特利特球形檢驗(yàn)(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(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因素分析，以相關(guān)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(biāo)準(zhǔn)，采用方差極大法正交旋轉(zhuǎn)(varimax)。因素提取結(jié)果見(jiàn)表1，可以提取3 個(gè)特征根＞1 的因素，3 個(gè)因素的方差累積貢獻(xiàn)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(duì)因素進(jìn)行命名，本問(wèn)卷經(jīng)過(guò)反復(fù)修訂后，已經(jīng)剔除了聚類不好的項(xiàng)目，保留并修訂后的項(xiàng)目聚類良好，問(wèn)卷的心理學(xué)理論構(gòu)念與因素分析的實(shí)際結(jié)構(gòu)相一致，因此，因素命名就按照理論構(gòu)念時(shí)的維度進(jìn)行命名。

表2 旋轉(zhuǎn)后因素載荷矩陣

3.2 信度分析與項(xiàng)目分析

合并樣本3 和樣本4 的數(shù)據(jù)進(jìn)行信度分析與項(xiàng)目分析。總問(wèn)卷的標(biāo)準(zhǔn)化Cronbach’s α 系數(shù)為0.863，F(xiàn)riedman’s χ2值為51.695(p ＜0.000)，達(dá)到極其顯著水平，表示受測(cè)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(xiàng)目分析采用鑒別指數(shù)D 和題總相關(guān)系數(shù)r，項(xiàng)目的鑒別指數(shù)采用各維度內(nèi)總分的高分端(27%)在該項(xiàng)目上的平均得分減去低分端(27%)在該項(xiàng)目上的平均得分，然后除以該項(xiàng)目的滿分值5 計(jì)算而得。結(jié)果如表3 所示，D 值在0.301 ～0.448 之間，題總相關(guān)系數(shù)r 值在0.337 ～0.543 之間。

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

3.3 效度分析

使用樣本4 的數(shù)據(jù)進(jìn)行效度分析。以探索性因素分析的3 個(gè)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(xiàng)目作為相應(yīng)的各潛變量的外生可測(cè)變量(measurable variable)，潛變量間兩兩相關(guān)，建立結(jié)構(gòu)方程模型，模型的標(biāo)準(zhǔn)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(guān)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(biāo)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(wèn)卷具有較好的結(jié)構(gòu)效度。

收斂效度可通過(guò)“平均方差提取值”(average variance extracted)來(lái)表征，該值可通過(guò)公式AVE =(∑λ2)/n(n 為某因子中的項(xiàng)目數(shù);λ 為標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)，如圖1 所示)計(jì)算，AVE 反映了每個(gè)潛變量所解釋的變異中有多少來(lái)自于該潛變量中所包含的項(xiàng)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(guān)系數(shù)的絕對(duì)值進(jìn)行比較，以此來(lái)判斷變量的區(qū)別效度是否達(dá)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(guān)系數(shù)，如表5 所示。

表5 區(qū)分效度檢驗(yàn)

對(duì)樣本5 的數(shù)據(jù)進(jìn)行效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度檢驗(yàn)表明，本問(wèn)卷與《職業(yè)倦怠量表(MBI -GS)》的相關(guān)系數(shù)為0.586(p ＜0.01)，本問(wèn)卷的3 個(gè)維度情緒衰竭、低成就感和譏誚態(tài)度與MBI -GS 的相關(guān)系數(shù)分別為0.277、0.443、0.454，均達(dá)到了顯著水平。本問(wèn)卷與《一般自我效能感量表(GSES)》的相關(guān)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(guò)了巴特利特球形檢驗(yàn)，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?wèn)卷》的3個(gè)維度結(jié)構(gòu)清晰，項(xiàng)目的因素負(fù)荷均在0.651 以上，3 個(gè)維度可以解釋總體方差60.077%的變異，每個(gè)維度內(nèi)項(xiàng)目?jī)?nèi)容清晰明確、可解釋性強(qiáng)。根據(jù)Evans 等人(1993)的研究，情緒衰竭一向被認(rèn)為是倦怠概念的核心維度，它是第一個(gè)進(jìn)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(xiàn)率的23.798%(表1 所示)，與Evans等人的研究一致。對(duì)中國(guó)人而言，壓力環(huán)境下最易于采用的心理防御機(jī)制是消極和冷漠的應(yīng)付方式(情緒衰竭)。

總問(wèn)卷的Cronbach’s α 系數(shù)為0.863，表明問(wèn)卷具有很好的信度。戴曉陽(yáng)等曾推薦0.75 至0.8作為評(píng)價(jià)分量表(或維度)內(nèi)部一致性的標(biāo)準(zhǔn)(戴曉陽(yáng)，陳小莉，余潔瓊，2011)，本問(wèn)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(dá)到了這個(gè)標(biāo)準(zhǔn)，所以可以認(rèn)為該問(wèn)卷有很好的穩(wěn)定性測(cè)量學(xué)指標(biāo)。一般認(rèn)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(huì)更好;0.20 至0. 29 的條目尚可、仍需修改(Mikulincer ＆ Shaver，2007)。本問(wèn)卷的D 指示在0.301～0.448 之間，表明每個(gè)項(xiàng)目均具有良好的區(qū)分度。題總相關(guān)系數(shù)反映了每個(gè)項(xiàng)目與問(wèn)卷測(cè)量目標(biāo)的一致性程度，題總相關(guān)系數(shù)有兩種，一種是項(xiàng)目與整個(gè)問(wèn)卷的題總相關(guān)系數(shù)，本問(wèn)卷此題總相關(guān)系數(shù)均在0.3 以上;另一種是項(xiàng)目與所屬維度的題總凈相關(guān)系數(shù)。由于維度內(nèi)的項(xiàng)目相關(guān)程度要大于維度間的項(xiàng)目相關(guān)程度，所以維度內(nèi)的題總凈相關(guān)系數(shù)要大于整個(gè)問(wèn)卷的題總相關(guān)系數(shù)。若整個(gè)問(wèn)卷的題總相關(guān)系數(shù)達(dá)到了測(cè)量學(xué)的指標(biāo)要求(強(qiáng)假設(shè))，則維度內(nèi)的題總凈相關(guān)系數(shù)就一定能滿足測(cè)量學(xué)的指標(biāo)要求(弱假設(shè))。有學(xué)者認(rèn)為項(xiàng)目與所屬分量表的相關(guān)在0.30 和0.80 之間時(shí)，量表具有較好的效度和信度(金瑜，2001)，以此標(biāo)準(zhǔn)，《高校教師科研倦怠感問(wèn)卷》具有很好的信效度指標(biāo)。

驗(yàn)證性因素分析表明，各項(xiàng)擬合指數(shù)均在良好水平以上(表4 所示)，表示問(wèn)卷具有較好的結(jié)構(gòu)效度。AVE 值反映了每個(gè)潛變量對(duì)所包含項(xiàng)目的解釋程度，當(dāng)AVE 值大于0.5 時(shí)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(gè)潛變量的共同變異小于各潛變量與各自觀測(cè)變量共同變異的均數(shù)，則說(shuō)明各潛變量是相互獨(dú)立的，即各潛變量AVE 值的平方根大于潛變量之間的相關(guān)系數(shù)，表明因子間具有較好的區(qū)別效度(Fornell ＆ Larcher，1981)。本問(wèn)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(guān)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(dú)立的概念，具有很好的區(qū)別效度。上述結(jié)果均證實(shí)了問(wèn)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(guān)，與自我效能具有負(fù)相關(guān)(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(wèn)卷與一般自我效能感量表的相關(guān)系數(shù)為-0. 372，達(dá)到極其顯著水平(p ＜0.01)。本問(wèn)卷與《職業(yè)倦怠量表(MBI -GS)》的相關(guān)系數(shù)為0.586(p ＜0.01)，在MBI -GS 施測(cè)時(shí)，讓教師將工作想象成科研工作，所以本問(wèn)卷與MBI -GS 具有較高的相關(guān)性，由此可以證明本問(wèn)卷具有較好的效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度。

由于此次問(wèn)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(guó)內(nèi)教師職業(yè)倦怠量表的研究成果，并使用開(kāi)放式問(wèn)卷收集了大量的教師科研倦怠事例，經(jīng)過(guò)專家們的反復(fù)修改初步編制了《高校教師科研倦怠感問(wèn)卷》。因此，問(wèn)卷的測(cè)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(wèn)卷可分為3 個(gè)維度——情緒衰竭、低成就感、譏誚態(tài)度，該問(wèn)卷的各項(xiàng)測(cè)量學(xué)指標(biāo)良好，具有較好的信度和效度。

5.2 本問(wèn)卷在因素分析與相關(guān)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(wèn)卷所得到的結(jié)論基本一致，進(jìn)一步說(shuō)明本問(wèn)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(cè)量工具。

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