葛耀君　苑　萍　卢昌亚

①中国.上海工程技术大学体育部(上海)　201620　E-mail:geyaojun-2002@sohu.com　②复旦大学上海视觉艺术学院(上海)　③上海师范大学体育学院(上海)



·论著·(心理评估)

体育教师工作倦怠量表的编制及信效度检验

葛耀君①③苑萍①卢昌亚②

①中国.上海工程技术大学体育部(上海)201620E-mail:geyaojun-2002@sohu.com②复旦大学上海视觉艺术学院(上海)③上海师范大学体育学院(上海)

目的:编制适合我国体育教师的工作倦怠评价量表，并对其进行信度和效度检验，为体育教师心理健康监测和学校体育人力资源管理提供测评工具。方法:采用自编的体育教师工作倦怠量表，对396名体育教师进行调查，以自评抑郁量表为工具进行效标，检验各项信效度指标。结果:探索性因子及验证性因子分析交叉验证了体育教师工作倦怠的三因素结构，情绪衰竭、人格解体、低成就感可以累计解释总体方差的56.74%；验证性因素显示，拟合度指数χ2/df=2.39，RMSEA=0.06，SRMR=0.04，GFI=0.93，CFI=0.92，NNFI=0.95，TLI=0.92，PNFI=0.90。分量表与总量表的相关系数显著，在0.542～0.741之间(P<0.001)，分量表间的相关系数在0.325～0.442之间(P<0.01)，均低于与总分之间的相关，说明结构效度较高；总量表3个分量表的Cronbach α值在0.882～0.907之间(P<0.001)，分半信度在0.784～0.847间(P<0.001)，重测信度在0.789～0.814间(P<0.001)，表明信度较高。结论:体育教师工作倦怠量表的信度效度指标较好，可以作为我国体育教师工作倦怠的测评工具。

工作倦怠；量表；信效度；体育教师

在心理学的研究文献中，工作倦怠(Job burnout)一词最早出现于20世纪70年代，纽约临床心理学家Freudenberger[1]于1973年在《职业心理学》杂志上首次提出了这一概念。迄今为止被引用最多的Maslach定义，工作倦怠(job burnout)是指对工作上长期的情绪及人际应激源做出反应而产生的心理综合症，包括情绪衰竭、缺乏人情味(Depersonalization)和成就感低落(Personal accomplishment)3个维度[2]。在过去的40年里，有关工作倦怠的研究已经成为工作与组织心理学和职业健康心理学的一个重要研究领域。

工作倦怠普遍发生在各种助人职业的群体中，医务人员、教师等都是出现这一现象的易发群体[3-5]。在我国教育领域，近年来伴随着教育的实施与课程改革的不断深入，教师面临的职业压力也在不断增大，2004年北京国际心理学大会的资料显示，教师是职业倦怠的五大高发人群之一，如果教师不能顺利应对工作压力，职业倦怠就会产生[6]。现实生活中经常出现的教师变相体罚、侮辱学生；教师离职、跳槽和自杀等现象也反映了教师职业倦怠的存在。国内有关教师职业倦怠的研究起步较晚，进入21世纪后才逐渐增多，但这些研究基本上针对特定学校类型、教师的属性特征(性别、年龄、教龄、职称)和社会环境因素(组织公平、社会支持)等对教师工作倦怠的影响，而专门针对体育教师的工作倦怠的研究非常欠缺。由于体育教育相对于其他学科的开放性、身体参与性特点及教育体制和社会文化因素造成的“重文化，轻体育”、收入不公等现象使体育教师面临很大的职业压力，对其工作倦怠的研究不容忽视。

工作倦怠可以预测员工的工作满意度、离职倾向等多种指标，目前，国外相关工作倦怠的测量主要采用Maslach和Jackson[7]编制的马氏工作倦怠量表(MBI)和Demerouti开发的Oldengurg倦怠量表(OLBI)[8]，国内相关研究也主要是对这些量表进行汉化修订后使用，由于文化差异性加之体育教育工作的特殊性，编制适合我国特点的体育教师工作倦怠测评量表就显得尤为重要。相信本研究能为体育教师工作倦怠的预防、评测和干预提供帮助。

1　对象与方法

1.1对象

选取上海市10所小学、12所中学和7所大学的体育教师为研究被试，共发放问卷396份，回收有效问卷382份(96.5%)，其中男教师213份，女教师183份。

1.2方法

1.2.1文献综述广泛查阅了相关教师工作压力和工作倦怠等理论及实证研究的文献，特别是对工作倦怠测量与结构研究的文献进行了仔细分析，把握工作倦怠的概念和理论，收集具体的工作倦怠内容和条目。

1.2.2开放式问卷调查编制开放式问卷，让被试用尽可能多的词汇描述自己对工作的态度、表现和总体感觉，并对所有词汇进行收集、归纳和分类。

1.2.3访谈法在被试中随机小学、中学和大学各5名体育教师和2名从事学校体育教学研究的资深专家进行开放式访谈，访谈的主要内容为:①从事体育教育工作的感受及对这些感受的表现；②体育教育的特点及对个体心理感受和表现的影响；③至少用3个或以上词语描述从事体育教育工作的总体感受。

对深度访谈后的结果进行综合分析可以发现教师对从事体育教学工作的心理感受主要表现为：①情感枯竭；如“工作太烦人”、“上班没有动力”、“情绪低落”、“工作有压力”等；②人格解体；如“对工作丧失热情”、“人际关系淡化”“工作没有意义”等；③成就感降低；如“和学生无法沟通”、“每天都在混日子”等。

1.2.4测量工具根据开放式问卷调查和访谈的结果，编制初始的《体育教师工作倦怠》量表，共包括36个题目。为保证问卷有良好的内容效度，邀请了5名专家对问卷进行评定，就问卷内容与其工作的符合程度及问卷的可读性进行修改，并邀请2名心理学教师对项目的适当性和量表的科学性进行评定。改编后的初始问卷共有36个题目，量表计分方式采用5级评分制，从1～5分别表示“非常不符合”、“不符合”、“有时符合”、“符合”、“非常符合”。得分越高，表示体验到的倦怠程度越重；反之，表明无工作倦怠越轻。

1.3统计处理

所有数据输入计算机，由SPSS 13.0软件进行统计处理。

2　结　果

2.1量表的相关分析和项目分析

通过计算量表每个条目与总分的相关，结果发现,所有条目均达到显著相关水平(P<0.001)，因此所有题目予以保留。然后按项目进行分析，通过计算36个问卷项目的总分，按27%的高分组和27%的低分组得分的平均值之差值，再除以评定量表的全矩(5)作为项目的鉴别力指数D，对D<0.3的条目予以删除，共删除了3个条目。

2.2量表的探索性因子分析

探索性因子分析表明，KMO值为0.894，Bartlett球体检验的显著性概率均为0.000，P<0.001，表明数据的相关矩阵不是单位矩阵,适合进行因素分析。采用主成分分析法，特征值大于1的因子有3个，根据碎石图，第三个因素以后的数据呈明显平缓趋势，因此提取3个因素,累计可以解释总体变异的57.96%。依据因素分析结果，删除因素负荷小于0.3的项目以及在两个因素上负荷都大于0.3的项目，每删除一个条目都重新进行一次因子分析，累计删除12个项目。对剩余的24个条目再次进行因素分析，采用正交旋转法经25次迭代收敛，结果累计解释56.74%的总体变异(见表1)。

表1　体育教师工作倦怠量表因子载荷

注：①R分表示和分量表的相关，R总表示和总分的相关;②*P<0.01；**P<0.001，下同

24个条目在其对应维度上的因子负载和共同度见表1。量表的三因素结构非常清晰。根据量表编制的命名原则，因子1包括9个题目，主要反映了个体对工作的体验，如对工作厌倦、身心疲惫等，命名为“情绪衰竭”；因子2包括6个题目，主要描述了个体心理和工作态度的消极反应，如工作不热心，对学生态度冷漠等，命名为“人格解体”；因子3包括9个题目，主要反映了个体对自己工作表现的评价，命名为“低成就感”。

另外，表1数据表明，修正后的量表的相关检验性达到了显著相关水平(P<0.001)，鉴别力指数D的取值范围在0.489～0.710之间，达到了0.30以上的水平，符合心理测量学的统计要求，说明修订后的量表具有很好的项目区分能力。

2.3量表的验证性因子分析

使用Lisrel 8.7软件进行结构效度的验证性因素分析，M1表示工作倦怠的二维度模型，M2表示三维度模型，验性因子分析见表2。结果表明,M2模型的拟合度明显好于M1。

表2　体育教师工作倦怠量表的验证性因子分析

2.4量表的信度分析

表3的数据表明，分量表和总表的Cronbach alpha系数都达到了0.8以上的水平，说明内部各条目间具有一致性，量表具有很好的同质性信度。总量表Spearman-Brown(以下表中简称S-B)的分半信度为0.847(P<0.001)，分量表的分半信度在0.784～0.825之间(P<0.001)。随机选取被试群体中100人，间隔3周后进行重测，回收有效样本数为82份，总表及分量表的重测信度良好(P<0.001)。

表3　分半信度和同质性信度验证

2.5量表内各维度的相关及效标关联效度

Hillhouse等发现，倦怠与情绪障碍健康不良有着密切的关系[9]，因此本研究选用自评抑郁量表(SDS)进行效标相关分析。SDS由20个项目组成，采用4点评分，具有良好的信、效度指标。随机发放问卷100份，有效回收92份(92%)。相关及效标关联效度结果见表4。

表4　量表各维度及与总分的相关(r)

3　讨　论

研究结果显示，体育教师工作倦怠量表的三维结构清晰，包括情绪衰竭、人格解体和低成就感3个维度，结构效度非常理想。因子分析表明，各条目在对应维度的因子载荷量在0.560～0.917之间，可以累计解释56.74%的总体变异；项目分析表明问卷项目具有良好的鉴别能力；量表内各维度间以及各维度与总分的相关都比较理想。量表的相关性检验均达到了显著水平，其中分量表间的相关在0.325～0.442之间，符合编制量表中对于各个次级因子中低相关的要求(0.1～0.6)并且小于与量表总分的相关(0.542～0.741)，说明维度构成的合理性。效标关联效度分析表明，工作倦怠量表的3个维度及总分与抑郁总分的相关均达到了显著水平，说明体育教师工作倦怠问卷具有良好的效标关联效度。另外，信度分析表明，量表的分半信度、同质性信度和重测信度理想，这一切都说明修编后的“体育教师工作倦怠量表”是一种有效、科学地测量工作倦怠的工具。在国外相关工作倦怠研究中，马氏工作倦怠量表(MBI)是工作倦怠的经典测量工具，被称为是测量工作倦怠的“黄金准则”[9]，目前大部分结构效度的数据验证了其三维度模型的合理性。本研究的验证性因子分析结果表明三维度结构模型的χ2/df值为2.39，RMSEA和SRMR在0～1之间，GFI、NNFI、CFI等指标均达到0.90以上，优于两维度结构模型，与国外大量相关工作倦怠研究结果相一致[7]。

[1]Freudenberger H J.Staff burn-out[J].Journal of Social Issues,1974,30:159-1651

[2]陈晶，吴均林.工作倦怠理论与研究展望[J].中国健康心理学杂志，2009，17(9):1141-1143

[3]刘晓丽，姜能志，孙宏伟.医生工作倦怠量表的初步编制[J].中国健康心理学杂志，2013，21(6):937-939

[4]王侠，李建明.ICU护士工作倦怠水平及其个性特征的关系[J].中国健康心理学杂志,2011,19(8):948-949

[5]张金美，张理义.职业倦怠量表的研制[J].中国健康心理学杂志,2010,18(11):1333-1335

[6]李芸，李辉，白新杰.国内教师职业倦怠研究20年:回顾和反思[J].中国健康心理学杂志,2010,18(8)：1015-1017

[7]Maslach C,Jackson S I J.Maslach burnout inventory manual[M].Palo Alto,CA:Consultinn Psycholonists Press,1986

[8]徐长江，时勘.工作倦怠:一个不断扩展的研究领域[J].心理科学进展，2003，21(11)：680-685

[9]Schutte N,Toppinen Occupational Groups S,Kalimo R,et al.The factorial validity of the Maslach burnout inventory-general survey(MBI-GS)across and nations[J].Journal of Occupational and Organizational Psychology,2000,73(I):53-56

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Scale of Job Burnout for Physical Education Teachers and Its Validity and Reliability

Ge Yaojun,Yuan Ping,Lu Changya

Department of Physical Education of Shanghai University of Engineering Science,Shanghai 200234,China

Objective:To design the Scale of Job Burnout for Physical Education Teachers of and test its validity and reliability,in order to provide instrument for mental health monitoring and the human resource management in school.Methods:A total of 396 physical education teachers were tested by using the Scale of Job Burnout for Physical Education Teachers and the Self-Rating Depression Scale.Results:Exploratory and confirmatory factor analysis indicated that the scale was composed of emotional exhaustion,depersonalization and personal accomplishment,which could explain 56.74% of total variances.The confirmatory factor analysis showed that the fit indexes wereχ2/df=2.39，RMSEA=0.06，SRMR=0.04，GFI=0.93，CFI=0.92，NNFI=0.95，TLI=0.92，PNFI=0.90.The correlated coefficients between total scale and the subscales were 0.542～0.741(P<0.001).The correlated coefficients between three subscales were 0.325～0.442(P<0.01),which was lower than the former,which showed high construct validity of the scale.Cronbach's alpha coefficient of total and subscales were between 0.882～0.907(P<0.001),Spearman-Brown split coefficient were between 0.784～0.847(P<0.001),the retest reliability were between 0.789～0.814(P<0.001),which revealed that the scale had high reliability.Conclusion:The scale has high reliability and validity,and it will be the effective test instrument to evaluate the job burnout for physical education teachers in china.

Job burnout;Scale;Reliability and validity;Physical education teachers

B841.7

A

1005-1252(2016)06-0884-04

10.13342/j.cnki.cjhp.2016.06.024

2015-12-02)