情緒檢測量表在煙草公司員工中的信效度評價

姜文 王鑫

渭南市煙草公司潼關(guān)分公司

目前來說，國內(nèi)在EAP項目中通常使用的量表包括抑郁自測量表（SDS）、焦慮自測量表（SAS）以及90向癥狀清單量表（SCL-90）。而本文根據(jù)煙草企業(yè)的實際情況，整合了抑郁自測量表以及焦慮自測量表，修訂成為新的情緒檢測量表。具體來說，在抑郁自測量表中（SDS），共有20個條目，詳細檢測了受測者在睡眠、情緒、快感、負性偏向等層面的評分（3）。而在焦慮自測量表中（SAS），同樣由20個條目組成，該量表則詳細考察了受測者在情緒體驗、軀體化等層面的評分（4）。本文則將上述兩個量表結(jié)合起來后，根據(jù)實際情況進行了修訂，并且對煙草公司中相關(guān)崗位的員工進行了隨機抽樣，以此進行該問卷的初次檢測。

總體來說，本文通過修訂在國內(nèi)大量應(yīng)用并且具有較高信效度的SDS以及SAS量表形成新的情緒檢測量表，通過對煙草企業(yè)相關(guān)壓力崗位的員工進行檢測，以此考察本次修訂問卷的信效度，以便能夠在更大范圍內(nèi)應(yīng)用該情緒檢測量表。

一、對象與方法

（一）對象

采用方便取樣，在甘肅省蘭州市抽取部分煙草公司職工進行匿名問卷調(diào)查，問卷經(jīng)由接受過問卷培訓(xùn)的專門人員發(fā)布，并且根據(jù)指導(dǎo)語告知被試，由被試單獨完成，問卷回收則在人員填寫完畢后由專人統(tǒng)一負責(zé)，總共施測兩次，前后間隔一個月。

（二）統(tǒng)計處理

在數(shù)據(jù)統(tǒng)計處理中、以及對量表進行相應(yīng)分析、信效度的檢驗均使用統(tǒng)計軟件SPSS 26.0和AMOS 20。我們使用用 SPSS 26.0進行項目分析、探索性因子分析以及信效度檢驗在前測的數(shù)據(jù)上；后測數(shù)據(jù)被我們用 AMOS 20 對進行驗證性因子分析及信效度檢驗。顯著性水平α=0.05。

二、結(jié)果

（一）項目分析

我們對量表項目進行同質(zhì)性的檢驗分析，包括題總相關(guān)、共同性、因子的符合以及信效度相關(guān)的分析。根據(jù)相關(guān)研究在制作量表時對于量表基本檢驗數(shù)據(jù)的要求，所有題目被入選的標(biāo)準(zhǔn)應(yīng)是與總題目相關(guān)系數(shù)達到0.4以上，因子載荷大于0.4(共同性大于0.16)，方可入選。

1.相關(guān)分析

數(shù)據(jù)通過每位被試在40個項目上的得分總分，得出各分別項目得分與題目總分之間的 Pearson相關(guān)系數(shù)。結(jié)果顯示，項目2、7、11、21的題總相關(guān)系數(shù)均小于 0.1，且無統(tǒng)計學(xué)意義；項目3、12、24的題總相關(guān)系數(shù)均小于0.4；其余33個項目與總分的相關(guān)系數(shù)為 0.411～0.822 (P＜0.01)。

2.共同性與因子載荷

我們采用了主因素分析法，限定提取 1個具有共同性因子。數(shù)據(jù)結(jié)果表明，項目 2、3、7、11和以及 21 的相關(guān)因子上的負荷均小于0.4，相似性或共同性均小于0.16；剩余的35個題目內(nèi)容的因子載荷為 0.452～0.921，共同性為 0.325～0.652。上文描述中的相關(guān)數(shù)據(jù)細節(jié)的具體結(jié)果見表1。

3.信度分析

所編輯量表中的一致性信度 Cronbach’ s α系數(shù)為 0.724。我們刪除項目后，整體數(shù)據(jù)的細節(jié)數(shù)據(jù)變化以及所需觀測的具體情況見表2。結(jié)果表明，項目 2、3、7、11、21、24經(jīng)過修改后，其條目中的總相關(guān)均小于0.4，且Cronbach’ s α值均在景觀相關(guān)修改后有明顯的改善。

綜合所有題目的題總相關(guān)系數(shù)、因子載荷與共同性、校正后項目與總分相關(guān)以及項目刪除后 Cronbach’ s α值等指標(biāo)來看，項目2、3、7、11、21、24被刪除，，因為其不符合內(nèi)部數(shù)據(jù)要求。

表1 情緒性量表的題總相關(guān)系數(shù)、共同性與因子載荷(n=299)

注：＊＊P＜0.01，下同

表2 情緒性量表項目刪除后的總相關(guān)與信度(n=299)

（二）建構(gòu)效度

1.探索性因子分析后量表的結(jié)構(gòu)在4個項目被刪除后發(fā)生了變化，我們采取得到的結(jié)果采用探索性因子分析在34條目的量表結(jié)果中，檢驗了它的建構(gòu)效度。我們使用了主成分分析法，并用最大變異法(Varimax) 進行直交旋轉(zhuǎn)。結(jié)果顯示，KMO 值為0.656，Bartlett 球形檢驗結(jié)果顯著 (χ=14062.39，df=561，P＜0.001)，得出的結(jié)果適用于探索性因子分析的數(shù)據(jù)分析方法。分析結(jié)果提取了特征值大于 1 的 4個因子，可解釋全量表項目總變異量的61.027%。旋轉(zhuǎn)后的成份矩陣見表 3。

表3 情緒性量表(34項)的旋轉(zhuǎn)成份矩陣(n=299)

2.相關(guān)分析

計算34項量表總分及四個因子的 Pearson 相關(guān)系數(shù)，因子1、因子2、因子3、因子4與總分的相關(guān)系數(shù)分別為 0.752、0.758、0746、0.750，呈顯著正相關(guān)(P＜0.001)，表明量表建構(gòu)效度較好。

3.驗證性因子分析

34個條目的數(shù)據(jù)在后測時使用 AMOS 20 對的整體量表數(shù)據(jù)進行驗證性的因子分析，并且我們評估了4因子模型在修訂后量表中是否符合數(shù)據(jù)，建構(gòu)效度也因此而得到驗證。而對模型完成估計則是使用的極大似然法，最后根據(jù)結(jié)果對數(shù)據(jù)進行更正，從最基本的指標(biāo)的適配、整體模型指標(biāo)的適配度兩方面對數(shù)據(jù)進行分析和檢驗。結(jié)果表明，量表4因子的一階假設(shè)理論模型，經(jīng)修正后可用。

我們的結(jié)果借由基本適配度指標(biāo)得到，負的誤差方差沒有出現(xiàn)在估計參數(shù)中；所有的數(shù)據(jù)均處于顯著狀態(tài)(t＞1.96)；估計參數(shù)統(tǒng)計量相關(guān)系數(shù)的絕對值介于0.112～0.785之間，未接近1；潛在變量與測量指標(biāo)間的因子載荷，除項目8為 0.406，項目16為 0.494 外，其余均介于0.50～0.95 之間；標(biāo)準(zhǔn)誤也符合數(shù)據(jù)要求。上述的結(jié)果表明，違規(guī)估計現(xiàn)象沒有出現(xiàn)在我們的模型中，符合指標(biāo)上關(guān)于基本適配度的要求。在指標(biāo)上，關(guān)于整體適配度的具體結(jié)果見表4，也符合統(tǒng)計學(xué)要求，說明這是一個可接受的模型。

表4 整體模型適配度的評價指標(biāo)分析結(jié)果(n=299)

（三）收斂效度

在測驗過程中的收斂效度(聚合效度，Convergent validity)是指，檢驗一樣的內(nèi)在特點或建構(gòu)概念的具有變量特點的指標(biāo)會處于同樣的分析模塊中，并且高度相關(guān)性會出現(xiàn)在問卷項目中或在測試時所得到的具體數(shù)據(jù)值中。在AMOS 的具體運作中，得出各構(gòu)念的收斂效度即檢驗各潛在構(gòu)念的單面向(因子)測量模型的適配度[16]。

因子1的測量模型經(jīng)修正后，模型檢驗結(jié)果表明9個測量指標(biāo)λ值的 C.R.值均大于 1.96(P＜0.05)，整體模型的自由度為22，NC值=0.765，RMSEA 值＜0.001，GFI 值=0.978，IFI 值=1.006，TLI 值=0.999，CFI 值=1.001，均達模型適配標(biāo)準(zhǔn)，表示模型修正后可與樣本數(shù)據(jù)契合，因子1的收斂效度較好。

因子2的測量模型經(jīng)修正后，模型檢驗結(jié)果表明8個測量指標(biāo)λ值的 C.R.值均大于 1.96(P＜0.05)，整體模型的自由度為20，NC值=0.725，RMSEA 值＜0.001，GFI 值=0.998，IFI 值=0.999，TLI 值=1.002，CFI 值=0.997，均達模型適配標(biāo)準(zhǔn)，表示模型修正后可與樣本數(shù)據(jù)契合，因子1的收斂效度較好。

因子3的測量模型經(jīng)修正后，模型檢驗結(jié)果表明8個測量指標(biāo)λ值的 C.R.值均大于 1.96(P＜0.05)，整體模型的自由度為20，NC值=0.785，RMSEA 值＜0.001，GFI 值=0.996，IFI 值=0.999，TLI 值=0.999，CFI 值=0.998，均達模型適配標(biāo)準(zhǔn)，表示模型修正后可與樣本數(shù)據(jù)契合，因子1的收斂效度較好。

因子4的測量模型經(jīng)修正后，模型檢驗結(jié)果表明9個測量指標(biāo)λ值的 C.R.值均大于 1.96(P＜0.05)，整體模型的自由度為22，NC值=0.723，RMSEA 值＜0.001，GFI 值=0.978，IFI 值=1.004，TLI 值=0.994，CFI 值=1.003，均達模型適配標(biāo)準(zhǔn)，表示模型修正后可與樣本數(shù)據(jù)契合，因子1的收斂效度較好。

（四）信度分析

用前測數(shù)據(jù)計算34項量表的內(nèi)部一致性信度Cronbach’ s α系數(shù)為0.734，因子1、因子2、因子3、因子4的 Cronbach’ s α系數(shù)分別為 0.756、0.766、0.782、0.762。由驗證性因子分析結(jié)果可知，用后測數(shù)據(jù)計算因子1、因子2、因子3、因子4的信度分別為0.786、0.759、0.728、0.749。以上均表明量表的信度較好。

三、討論

情緒狀態(tài)的好壞不僅會影響到個體的身心健康，也會對個體的工作狀態(tài)造成極大的影響。在中國煙草公司中，客戶經(jīng)理以及稽查崗員工往往因為較大的工作壓力而產(chǎn)生各種情緒問題，但目前國內(nèi)EAP常用的問卷題量偏大，在實際調(diào)查中可能會導(dǎo)致被調(diào)查者產(chǎn)生不耐煩的情緒，因此，本次修訂的情緒檢測量表在整合常用的SAS和SDS的基礎(chǔ)上，將量表題目數(shù)量控制為40題。本項目通過修訂情緒檢測量表，建立可靠的測量工具，以為擴大其使用范圍提供測量方面的支持。

本次修訂的情緒檢測量表共40題，測量焦慮和抑郁情緒的條目均為20條。量表在煙草公司的客戶經(jīng)理和稽查崗這兩個崗位的員工中進行隨機抽樣施測，共抽取299人。在對40個條目進行項目分析時發(fā)現(xiàn)，項目2、7、11、21的題總相關(guān)系數(shù)均小于 0.1，且無統(tǒng)計學(xué)意義；項目3、12、24的題總相關(guān)系數(shù)均小于0.4；項目 2、3、7、11和 21 的因子載荷均小于0.4，共同性均小于0.16。綜合項目的題總相關(guān)系數(shù)、因子載荷與共同性、校正后項目與總分相關(guān)以及項目刪除后 Cronbach’ s α值等指標(biāo)來看，項目2、3、7、11、21、24均不符合要求，因此須刪除這6個項目。在刪除以上6個項目后，通過探索性和驗證性因子分析對量表進行建構(gòu)效度和收斂效度的檢驗，結(jié)果表明其效度較好。量表內(nèi)部一致性信度Cronbach’ s α系數(shù)為0.734，表明量表的信度較好。簡言之，刪除6個不達標(biāo)項目后，余34個項目組成的情緒檢測量表具有較好的信度和效度。

本次研究也存在一定的局限性。首先，調(diào)查的樣本量偏小，n=299，條目40個，雖然滿足了因素分析的要求，但對于問卷調(diào)查類的研究，樣本量應(yīng)該在滿足最低限的基礎(chǔ)上擴大0.5-1倍。其次，本量表的調(diào)查對象是煙草公司的客戶經(jīng)理和稽查崗員工，因此修訂后的情緒檢測量表是否使用于煙草公司其它崗位的員工或其他人群，還需要進一步研究支持。此外，本研究在刪除了6項不達標(biāo)的條目后，余下34個項目組成的量表具有較好的信度和效度，但刪除的項目中有4項是關(guān)于測量焦慮情緒，2項是關(guān)于測量抑郁情緒，施測項目數(shù)量的不對等是否會影響施測結(jié)果，這也需要進一步研究。

本量表在刪除了6項條目之后，余34項條目組成的量表具有較好的信度和效度，適用于測量煙草公司員工的情緒特點，為心理健康評估以及后續(xù)調(diào)查提供了可靠工具。

四、結(jié)論

本次修訂的情緒檢測量表在經(jīng)同質(zhì)性檢驗刪除了6個未達標(biāo)項目后，余34項量表的信效度較好，具有良好的心理學(xué)測量特征，包括內(nèi)部一致性信度、建構(gòu)效度和收斂效度。因此，34項情緒檢測量表可以被用來進行更大范圍的施測。