青少年學(xué)習(xí)倦怠量表的多元概化分析 *

羅 杰 周 瑗 陳 維 潘 運(yùn) 趙守盈

(1 貴州師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院，貴陽(yáng) 550001) (2 貴州省普通高?；A(chǔ)心理與認(rèn)知神經(jīng)科學(xué)特色重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，貴陽(yáng) 550001)

1 引言

倦?。╞urnout）一直是心理健康領(lǐng)域的熱點(diǎn)話題。心理學(xué)中有關(guān)倦怠的研究最初起始于工作領(lǐng)域（Ammondson, 2000; Maslach, Schaufeli, &Leiter, 2001），如今已擴(kuò)展和細(xì)化到學(xué)習(xí)領(lǐng)域，主要涉及學(xué)習(xí)倦怠的研究（Schaufeli, Martínez, Pinto,Salanova, & Bakker, 2002; Steele & Fullagar, 2009）。學(xué)習(xí)倦怠是一種主要發(fā)生在學(xué)生身上持續(xù)的、負(fù)性的、與學(xué)習(xí)相關(guān)的心理狀態(tài)（吳艷, 戴曉陽(yáng), 溫忠麟, 崔漢卿, 2010），這種狀態(tài)主要表現(xiàn)為身心耗竭、學(xué)業(yè)疏離和低成就感等方面。研究表明，學(xué)習(xí)倦怠對(duì)學(xué)生反社會(huì)行為及其嚴(yán)重程度存在顯著影響（Kokkinos, Panayiotou, & Davazoglou, 2005）。因此，探討學(xué)習(xí)倦怠及其影響因素，對(duì)維護(hù)學(xué)生的心身健康具有重要意義。相應(yīng)地，在客觀實(shí)際中為了提高學(xué)習(xí)倦怠的研究水平，編制具有良好心理測(cè)量學(xué)性能的測(cè)評(píng)工具勢(shì)在必行。

國(guó)外對(duì)學(xué)習(xí)倦怠進(jìn)行測(cè)評(píng)的工具主要有三種：（1）將Maslach倦怠問(wèn)卷（Maslach Burnout Inventory, MBI）進(jìn)行修改后施測(cè)于學(xué)生（Fimian &Cross, 1986; Jacobs & Dodd, 2003）；（2）直接使用MBI公共服務(wù)版（Maslach Burnout Inventory for Human Service Surcey, MBI-HSS）（Ross et al., 2002）；（3）在Maslach問(wèn)卷的基礎(chǔ)上編制學(xué)習(xí)倦怠量表（Schaufeli et al., 2002）。在國(guó)內(nèi)，學(xué)習(xí)倦怠的測(cè)評(píng)工具主要有兩種：（1）直接修訂國(guó)外研究者所編制的學(xué)習(xí)倦怠量表（張瑩, 甘怡群, 張軼文, 2005;方來(lái)壇, 時(shí)勘, 張風(fēng)華, 2009）；（2）編制適用于我國(guó)學(xué)生群體的本土化學(xué)習(xí)倦怠量表（連榕, 楊麗嫻,吳蘭花, 2005; 許清鵬, 張建新, 劉普強(qiáng), 王晶, 王寶軍, 2006; 胡俏, 戴春林, 2007; 吳艷等, 2010）。其中吳艷等（2010）以Maslach的工作倦怠三因素理論（心身衰竭、玩世不恭、低效能感）為基礎(chǔ)所編制的青少年學(xué)習(xí)倦怠量表（Adolescent Student Burnout Inventory, ASBI）在小學(xué)生、中學(xué)生和大學(xué)生群體中均具有較好的信效度，為青少年學(xué)習(xí)倦怠的測(cè)評(píng)提供了良好的量化基礎(chǔ)。然而該量表的編制以及信效度檢驗(yàn)均采取經(jīng)典測(cè)量理論（Classical Test Theory, CTT）的方法。在心理測(cè)量學(xué)中，CTT用于檢驗(yàn)信效度指標(biāo)時(shí)存在一定的不足與缺陷（Shavelson & Webb, 1991; Brennan, 2001a; 楊志明,張雷, 2003a; 漆書(shū)青, 2003; Suen & Lee, 2007;Brennan, 2010）：如對(duì)測(cè)驗(yàn)信度的估計(jì)不夠精確；不能辨別測(cè)驗(yàn)過(guò)程中可能產(chǎn)生的各種變異來(lái)源及其大?。粺o(wú)法提出減少測(cè)量誤差的策略與方案等。因此，測(cè)量學(xué)家們一直在尋找客服這些不足的方法與技術(shù)，其中一個(gè)研究方向就是注重測(cè)驗(yàn)的宏觀層面，繼續(xù)沿著隨機(jī)樣本理論的思路，考察測(cè)評(píng)工具的測(cè)量條件與結(jié)論推廣應(yīng)用范圍之間的關(guān)系，沿著這條思路最終導(dǎo)致概化理論（Generalizability Theory, GT）的出現(xiàn)與發(fā)展。

GT是在CTT的基礎(chǔ)上，引入實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)和方差分析技術(shù)，對(duì)測(cè)驗(yàn)情景中的各類誤差進(jìn)行分解和控制的一種測(cè)量理論（Brennan, 2001a, 2010）。GT包含兩個(gè)研究階段，即G研究和D研究（Brennan,2001a; 楊志明, 張雷, 2003a）。其中G研究通過(guò)估計(jì)測(cè)量目標(biāo)和測(cè)量側(cè)面的方差協(xié)方差分量，來(lái)確認(rèn)測(cè)量目標(biāo)與測(cè)量側(cè)面的關(guān)系。D研究則是通過(guò)對(duì)信度變化的評(píng)估來(lái)確定哪種決策更好，從而為測(cè)驗(yàn)的改進(jìn)提供依據(jù)。與CTT相比，概化理論可以根據(jù)測(cè)量誤差的來(lái)源把總誤差劃分為多個(gè)分量誤差，在同時(shí)考慮多個(gè)誤差來(lái)源的基礎(chǔ)上進(jìn)行信度估計(jì)，因此GT的信度估計(jì)比CTT更為細(xì)致和準(zhǔn)確（楊志明, 張雷, 2003a）。當(dāng)前GT的應(yīng)用主要涉及兩大方面：其一是教育測(cè)量與評(píng)估方面（楊志明, 張雷, 馬世曄, 2004; Yin, 2005; 蔡艷, 陳撫良,2007; 王曉華, 文劍冰, 2010; 關(guān)丹丹, 王博, 車宏生,2011）；其二是心理測(cè)驗(yàn)的編制與開(kāi)發(fā)（安哲鋒,駱?lè)? 張厚粲, 2008; F?llesdal & Hagtvet, 2009; 駱?lè)?劉紅云, 張?jiān)? 2010; 孫穎, 張慧, 曹小燕, 2012）。此外，GT也常用于表現(xiàn)性評(píng)價(jià)中評(píng)分者信度的評(píng)估（孫曉敏, 張厚粲, 2005; 徐思, 張敏強(qiáng), 黎光明, 2009;康春花, 姜宇, 辛濤, 2010）。

一般而言，GT分為一元概化理論（Univariate Generalizability Theory, UGT）和多元概化理論（Multivariate Generalizability Theory, MGT）。MGT中G研究的目的是明確測(cè)驗(yàn)設(shè)計(jì)，包括對(duì)測(cè)量目標(biāo)、測(cè)驗(yàn)結(jié)構(gòu)、測(cè)量對(duì)象、測(cè)量模式以及測(cè)量題目進(jìn)行分析。其方法是采用方差分析技術(shù)對(duì)測(cè)驗(yàn)總分的變異進(jìn)行分解，從而明確各種因素之間的關(guān)系，估計(jì)各效應(yīng)在各個(gè)潛在因子上的方差與協(xié)方差分量矩陣等。而D研究則是考察概化系數(shù)和可靠性指數(shù)與測(cè)量目標(biāo)或各個(gè)測(cè)量側(cè)面之間的變化關(guān)系，準(zhǔn)確地估計(jì)各種決策下測(cè)量結(jié)果的信度，從而為改進(jìn)測(cè)量設(shè)計(jì)，提高測(cè)量質(zhì)量提供必要依據(jù)。D研究涉及到的內(nèi)容是先分別估計(jì)被試在各個(gè)潛在因子上的全域分?jǐn)?shù)及相應(yīng)的相對(duì)誤差和絕對(duì)誤差，概化系數(shù)和可靠性指數(shù)等。接著利用協(xié)方差貢獻(xiàn)率等方法確定各個(gè)因子全域分?jǐn)?shù)的權(quán)重系數(shù)，合成一個(gè)全域總分，并估計(jì)其相應(yīng)的相對(duì)誤差，絕對(duì)誤差，概化系數(shù)，可靠性指數(shù)，相對(duì)信噪比和絕對(duì)信噪比等。最后根據(jù)估計(jì)出的結(jié)果做出相應(yīng)的決策。較UGT而言，MGT在處理那些涉及到多個(gè)相關(guān)的潛在因子的測(cè)驗(yàn)時(shí)具有其獨(dú)到的作用（楊志明, 張雷, 2003b）。Nuβbaum（1984）研究發(fā)現(xiàn)MGT更適宜處理多維度問(wèn)卷的信度問(wèn)題，可發(fā)現(xiàn)總體信度較高而維度信度較低的問(wèn)題，并提供改進(jìn)意見(jiàn)。

鑒于此，本文擬采用多元概化理論（MGT）對(duì)ASBI及其分量表的測(cè)量學(xué)性能進(jìn)行分析，以期為改進(jìn)ASBI的測(cè)驗(yàn)結(jié)構(gòu)與提高測(cè)驗(yàn)精確度提供參考。

2 研究方法

2.1 被試

采用方便取樣原則，以貴陽(yáng)花溪大學(xué)城在校學(xué)生為調(diào)查對(duì)象，共發(fā)放問(wèn)卷700份，最終獲得有效問(wèn)卷660份，有效回收率為94.3%。其中男生360人（54.5%），女生297人（45.5%），3人未注明性別；文科188人（28.5%），理科155人（23.5%），工科317人（48.0%）；大一278人（42.1%），大二213人（32.3%），大三169人（25.6%）；年齡（20.27歲±1.60歲）。

2.2 研究設(shè)計(jì)

采取多元p×i隨機(jī)測(cè)量模式，其中測(cè)量目標(biāo)為被試者（p），測(cè)量側(cè)面為測(cè)驗(yàn)條目（i）。

2.3 研究工具

青少年學(xué)習(xí)倦怠量表 該量表由吳艷等（2010）編制，包括3個(gè)因子：身心耗竭（4個(gè)條目）、學(xué)業(yè)疏離（5個(gè)條目）和低成就感（7個(gè)條目），共16個(gè)條目，采用Likert-5點(diǎn)記分，1代表“很不符合”，5代表“非常符合”，量表總分反映了個(gè)體學(xué)習(xí)倦怠的總體狀況。根據(jù)量表已有的理論結(jié)構(gòu)，使用Mplus6.11對(duì)量表的結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，三因子模型得到了數(shù)據(jù)的有效支持，各項(xiàng)擬合指數(shù)分別是χ2=435.30, df=101, χ2/df=4.31,RMSEA（90% CI）=0.07（0.06, 0.08）, NNFI=0.89,CFI=0.91, SRMR=0.07。本研究中各因子的合成信度分別是0.73，0.78和0.84，95%的置信區(qū)間分別是[0.70, 0.75]，[0.76, 0.81]和[0.82, 0.85]

2.4 共同方法偏差的控制

由于本研究各變量均采用量表測(cè)量，并且由同一被試提供信息，故在進(jìn)行數(shù)據(jù)分析之前對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了共同方法偏差的檢驗(yàn)（Podsakoff,MacKenzie, Lee, & Podsakoff, 2003; 周浩, 龍立榮,2004）。本研究主要采取Harman單因素檢驗(yàn)法（Malhotra, Kim, & Patil, 2006），單因子模型的各項(xiàng)擬合指標(biāo)如下：χ2=1281.44, df=104, χ2/df=12.32,RMSEA（90% CI）=0.13（0.12, 0.14）, NNFI=0.62,CFI=0.67, SRMR=0.10。這表明本研究未發(fā)現(xiàn)明顯的共同方法偏差問(wèn)題。

2.5 數(shù)據(jù)處理與分析

運(yùn)用SPSS16.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了錄入和整理。數(shù)據(jù)處理時(shí)是以各因子的原始得分為基礎(chǔ)，多元概化分析在mGENOVA2.1統(tǒng)計(jì)軟件（Brennan, 2001b）上運(yùn)行。

3 結(jié)果

3.1 G研究

根據(jù)量表的3因子模型，使用mGENOVA2.1程序可得到被試者（p）、測(cè)驗(yàn)條目（i）以及被試與測(cè)驗(yàn)條目之間的交互效應(yīng)（p×i）在3個(gè)因子上的方差協(xié)方差分量的估計(jì)矩陣（見(jiàn)表1）。

表 1 3 因子模型的 G 研究結(jié)果

表1結(jié)果顯示，被試在3個(gè)因子上得分的協(xié)方差不是很高，各因子之間呈中等程度的相關(guān)關(guān)系；各因子本身的方差分量（被試者p的方差分量）較大，而測(cè)驗(yàn)條目的方差分量相對(duì)較小，與被試有關(guān)的效應(yīng)（被試者與測(cè)驗(yàn)條目間的交互效應(yīng)）也相對(duì)較大。

3.2 D研究

依據(jù)G研究結(jié)果估計(jì)的方差與協(xié)方差矩陣，可得到被試在3個(gè)因子上的全域分?jǐn)?shù)以及相應(yīng)誤差的方差分量，進(jìn)而估計(jì)出各因子的概化系數(shù)、可靠性指數(shù)、相對(duì)信噪比和絕對(duì)信噪比。另外，根據(jù)各因子條目數(shù)所占比重可得出權(quán)重系數(shù)（W系數(shù)），通過(guò)對(duì)3個(gè)因子全域分進(jìn)行合成，可估計(jì)全域總分的方差以及相應(yīng)誤差的方差分量，進(jìn)而得出全域總分的概化系數(shù)、可靠性指數(shù)、相對(duì)信噪比和絕對(duì)信噪比（見(jiàn)表2）。

表2結(jié)果顯示，3個(gè)因子的概化系數(shù)與可靠性指數(shù)均達(dá)到較好水平，ASBI分3個(gè)因子是可行的，并且分為3個(gè)因子后量表的擬合優(yōu)度較好；同時(shí)，量表全域總分的概化系數(shù)和可靠性指數(shù)明顯高于各因子的概化系數(shù)和可靠性指數(shù)，且全域總分的相對(duì)誤差方差分量和絕對(duì)誤差方差分量均小于各因子的相對(duì)誤差方差和絕對(duì)誤差方差。

表 2 3 因子模型的 D 研究結(jié)果

3.3 各因子對(duì)總方差貢獻(xiàn)率的分析

根據(jù)上述結(jié)果，可以得到各因子對(duì)全域方差的貢獻(xiàn)情況，結(jié)果見(jiàn)表3。

表3結(jié)果顯示，身心耗竭、學(xué)業(yè)疏離對(duì)全域總分的貢獻(xiàn)均略高于各自在全量表上的分值比重，而低成就感對(duì)全域總分的貢獻(xiàn)則略低于它在全量表中的分值比重；低成就感對(duì)相對(duì)誤差方差的貢獻(xiàn)最大，而學(xué)業(yè)疏離對(duì)絕對(duì)誤差方差的貢獻(xiàn)最大。

表 3 各因子對(duì)全域總分的貢獻(xiàn)比

4 討論

本研究對(duì)青少年學(xué)習(xí)倦怠量表進(jìn)行多元概化分析，G研究結(jié)果顯示，對(duì)被試在3個(gè)因子上得分進(jìn)行方差協(xié)方差分量估計(jì)，各因子之間呈中等程度相關(guān)，這說(shuō)明3個(gè)因子之間既有相對(duì)的獨(dú)立也存在一定的關(guān)聯(lián)性，但能否將3個(gè)因子合成為一個(gè)總分還有待于D研究的結(jié)果；另外，在各因子中被試者的方差分量均較大，這說(shuō)明被試者以及與被試者有關(guān)的變異在測(cè)驗(yàn)分?jǐn)?shù)變異中所占的比重較大，而測(cè)驗(yàn)條目的方差分量則相對(duì)較小，這說(shuō)明測(cè)驗(yàn)條目引起的變異在測(cè)驗(yàn)分?jǐn)?shù)變異中所占的比重較小，表明測(cè)驗(yàn)條目有較好的難度和區(qū)分度。

D研究結(jié)果顯示，3個(gè)因子的概化系數(shù)和可靠性指數(shù)均達(dá)到較好的水平，這表明ASBI既可用于常模參照測(cè)驗(yàn)，也可用于標(biāo)準(zhǔn)參照測(cè)驗(yàn)。ASBI分3個(gè)因子是可行的，且提取3個(gè)因子后量表的測(cè)量?jī)?yōu)度較好。另外，全量表全域總分的概化系數(shù)與可靠性指數(shù)都達(dá)到0.85以上，且都高于各因子的相應(yīng)指標(biāo)。全域總分的相對(duì)誤差方差分量和絕對(duì)誤差方差分量均小于各因子的相對(duì)誤差方差分量和絕對(duì)誤差方差分量，因而將3個(gè)因子合成為一個(gè)總量表是合理的，3個(gè)因子合成為一個(gè)總量表使用時(shí)能更好地發(fā)揮量表的功效。對(duì)全域方差的貢獻(xiàn)率（即對(duì)全域分?jǐn)?shù)的重要性）由大到小依次為：低成就感、學(xué)業(yè)疏離和身心耗竭。身心耗竭、學(xué)業(yè)疏離對(duì)全域總分的貢獻(xiàn)均略高于各自在全量表上的分值比重，而低成就感對(duì)全域總分的貢獻(xiàn)（僅占41.37%）略低于它在全量表中的分值比重（占43.75%）。這表明它在總量表中的實(shí)際影響沒(méi)有達(dá)到應(yīng)有的水平。而在對(duì)相對(duì)誤差方差的貢獻(xiàn)率和對(duì)絕對(duì)誤差的貢獻(xiàn)率最高的分別是低成就感和學(xué)業(yè)疏離。另外，身心耗竭因子的概化系數(shù)（0.72）和可靠性指數(shù)（0.69）相對(duì)于其它2個(gè)因子均最低，這可能與它所包含的條目數(shù)相對(duì)較少（共4題）有關(guān)。因此今后對(duì)該量表進(jìn)行修訂時(shí)，可考慮對(duì)學(xué)業(yè)疏離和低成就感因子的條目質(zhì)量進(jìn)行修訂，也可考慮適當(dāng)增加身心耗竭因子的條目數(shù)以提高其測(cè)驗(yàn)信度。

總之，多元概化分析結(jié)果表明，基于本土文化環(huán)境編制的青少年學(xué)習(xí)倦怠量表的結(jié)構(gòu)符合其編制理論的假設(shè)，支持原編者運(yùn)用CTT所得的結(jié)果。該量表及其分量表（因子）既可以作為常模參照測(cè)驗(yàn)使用，也可作為標(biāo)準(zhǔn)參照測(cè)驗(yàn)使用，值得在實(shí)際中加以推廣與使用。

5 結(jié)論

（1）ASBI的各因子和總量表的信度較高，既能作為一個(gè)總量表使用以了解個(gè)體的總體學(xué)習(xí)倦怠狀況，也可以各因子為基線了解個(gè)體在學(xué)習(xí)領(lǐng)域中的倦怠狀態(tài)。

（2）ASBI的概化系數(shù)和可靠性指數(shù)均達(dá)到較好水平，表明其該量表及其分量表（因子）既可以作為常模參照測(cè)驗(yàn)使用，也可作為標(biāo)準(zhǔn)參照測(cè)驗(yàn)使用。

（3）ASBI在決定各因子的分量比例方面還不盡完善。今后的修訂工作，可考慮改進(jìn)學(xué)業(yè)疏離和低成就感因子條目的質(zhì)量，適當(dāng)增加身心耗竭因子的條目數(shù)以提高其測(cè)量學(xué)指標(biāo)。