第三节 中学教师工作投入感问卷的形成和量表的验证

在访谈、开放式问卷调查和文献搜集的基础上，初步形成了中学教师工作投入感问卷的原始题库，因此，本节的重点就是对题库进行筛选，形成初步问卷，并对问卷进行验证与修改。

一 专家评议

根据量表编制的一般原则，在题库建立之后，需对量表的内容效度进行评价，同时对问卷的行为化和可操作化程度进行考量。因此，本研究主要采用量表开发中最常用的“专家评议法”来进行这一步骤的工作。

本研究先后邀请教育评价学、教育管理学、心理学和教育统计学等领域的6位专家以及4位中学校长、15位中学教师组成专家团对初始问卷进行评议。评议从题目是否有歧义、是否难以作答、是否符合教师工作特性、题目与维度是否适切等方面展开。根据专家评议结果，删除意义重复和难以作答的题目，对意义模糊和有歧义的题目进行修改，最终形成了本研究的预测问卷。预测问卷题库结构如表2-2所示。

表2-2 中学教师工作投入感调查问卷题库

表2-2 中学教师工作投入感调查问卷题库-续表

考虑到教师工作投入感研究领域可参考的成熟问卷不多，本研究所开发的问卷原创性较大，在量表开发初期需要保留一定数量的题目，以便在后期的量表验证及改进中留有余地，因此，经过专家评议删改之后的问卷题目容量依然比较大。

二 量表的初步验证

初编的中学教师工作投入感问卷由量表和问卷两种形式组成，因此，在专家对问卷整体情况进行把关之后，必须对其中的量表部分进行信效度检验，以保证该量表具有有效性和可靠性。

在本次问卷编制过程中，中学教师工作投入感影响因素问卷的编制是研究重点，所编量表的原创性比较大，必须对其进行严格的信效度检验；另外，虽然《Utrecht工作投入感量表》在很多研究中表现出适用于中国本土的较高的信效度，但是为了进一步保证研究结果的有效性，本研究也要对其进行必要的信度及效度检验。对于问卷部分的内容，在此次试测中采用回访参与试测教师的方法，验证其内容效度，对问卷题目进行修改。

（一）试测工具

试测工具为上文介绍的本研究自行开发的《中学教师工作投入感调查问卷》，问卷第一、四部分，即基本情况调查和工作投入感来源问卷，由单选题、多选题和填空题组成；第二、三部分，即工作投入感现状和工作投入感影响因素为量表，采用Likert 5点计分的方式。工作投入感量表设定了“几乎没有—很少—有时—经常—总是”五个级别，“几乎没有”对应1分，逐渐递增，“总是”对应5分，总分越高，表明工作投入感水平越高；工作投入感影响因素量表设定了“完全不符合—比较不符合—部分符合—比较符合—完全符合”五个级别，“完全不符合”对应1分，逐渐递增，“完全符合”对应5分，其中有少量反向计分题，其计分方式与正向题目相反，同理，总分越高，表明该影响因素作用越大。为了增加区分度，第五部分，即中学教师工作绩效问卷也采用5点计分的方式，从“完全不符合”到“完全符合”依次计分。

（二）试测对象

在试测阶段，本研究分别选取上海、河南、云南、江苏各地共计六所中学，共发放问卷500份，回收462份，有效问卷428份。回收率92.4%，有效率85.6%。试测对象基本信息如表2-3所示。

表2-3 试测对象基本信息（N=428）

（三）分析工具与方法

本研究采用SPSS19.0对试测问卷进行统计分析。

由于本问卷处于试测阶段，量表开发还不成熟，因此本阶段仅采用一些基本的心理计量学指标进行分析。在对量表进行信度和效度分析之前，首先要对量表进行项目分析，根据项目分析结果删除不良题项；其次，用探索性因子分析方法对量表的结构效度进行检验，根据因子载荷值继续删除不良题项；最后，对删减题项后的量表进行内部一致性信度分析。

1.量表的项目分析

项目分析是编制标准化测验工具的一个重要步骤，目的在于初步筛选出合适的题项组成测验工具，以提高测验的信度与效度[36]。本研究运用项目的区分度分析来鉴别题项的有效性。在进行项目区分度分析时，一般使用T检验法和相关系数法鉴别不良题项，这两种方法都是以单个题目为单位进行分析的。

T检验法就是通过独立样本T检验对题目进行两两比较，对没有显著差异的题项，根据实际情况予以删除或修改后予以保留。具体方法如下：计算出每个被试的总分，然后对总分进行排序，分别取前后各27%的被试分数组成高分组和低分组，进行独立样本T检验，若检验结果未达到0.05的显著性水平，则说明该题目不能鉴别不同被试的反应，应予以删除。

相关系数法检验的是题总相关，即以题项分数与测验总分的关联程度作为该项目区分度的指标，使用皮尔逊（Pearson）积差相关系数表示，相关系数越大，题目区分度越高。对于题目的鉴别，根据埃贝尔（I.Ebel）提出的标准，系数在0.40以上，优良；0.30～0.39，良好，如能修改更好；0.20～0.29，尚可，仍需修改；0.19以下，劣，必须淘汰。

根据项目分析结果，工作投入感量表题项T检验均达到显著性水平，且相关系数均大于0.30，故全部题项予以保留；个人资源量表第3题T检验未达显著性水平，且相关系数为0.141，故予以删除；工作要求量表题项T检验都达到显著性水平，但第6、7、8题相关系数分别为0.286、0.213、0.244，故题项全部保留，但要对第6、7、8题进行修改；工作资源量表第14、15和19题T检验未达到显著性水平，予以删除，第12、20、23和24题相关系数分别为0.244、0.218、0.206和0.285，可以保留，但需修改；社会资源量表全部题项T检验达到显著性水平，且相关系数均大于0.7，故全部保留。

2.量表的效度分析

通过项目分析删除量表中的不良题项后，剩下的题目进入因子分析。因子分析的目的有两个：一是根据因子载荷，进一步删除不良题项；二是探索性验证量表的因子结构，即结构效度。结构效度就是研究者所构想的量表结构与测试结果的吻合程度[37]。

在做因子分析之前，需要确定待分析的数据变量是否适合做因子分析，因此通常要进行KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）检验和Bartlett’s球形检验（Bartlett Test of Sphericity）。KMO统计量适合做因子分析的标准为：KMO＞0.9时，非常适合；0.8＜KMO＜0.9时，适合；0.7＜KMO＜0.8时，一般；0.6＜KMO＜0.7时，不太适合；KMO＜0.5时，不适合。一般来说，如果Bartlett’s球形检验的统计量数值较大，且其对应的概率值小于给定的显著性水平（通常为0.05），即认为变量间不是彼此独立，而是相互关联，适宜做因子分析[38]。本研究设定KMO值大于0.6和Bartlett’s球形检验达到0.05的显著性水平是可以接受的标准，适合进行因子分析。检验结果如表2-4所示。

表2-4 教师工作投入感调查问卷各量表的KMO值和Bartlett’s球形检验

表2-4所显示的检验结果表明，工作投入感量表、个人资源量表、工作要求量表、工作资源量表和社会资源量表均适合做因子分析。

在因子分析方法方面，采用了主成分分析法（Principal Component Analysis）抽取因子，采取方差极大正交旋转（Varimax）进行转轴，结合概念界定的维度，限定各量表的因子个数，根据分析结果进一步筛选题项。本研究题项删除的标准有以下两点。第一，因子载荷小于0.3。因子载荷通常要求大于0.5，但是对于一个发展中的量表而言，因子载荷在0.3及以上也是可以接受的。第二，题项的非单级化。每个项目在所有因子上的负荷值如果有两个及以上高于0.40，说明该项目的归类不明显，则应该删除[39]。同时，如果提取的因子累计方差贡献率为70%以上，则认为该测量工具具有良好的结构效度，但是在先导性研究中，因子累计方差贡献率大于50%也是可以接受的。在本阶段，采用因子载荷0.3以上、累计方差贡献率50%以上为效度评价标准。

（1）工作投入感量表因子分析结果（见表2-5）。

表2-5 工作投入感量表因子载荷矩阵

根据因子分析结果，三个因子共解释了总方差的62.316%，且特征值均大于1，说明该量表符合三个维度的构想；且题项的因子载荷值在0.324～0.824，均大于0.3，说明该量表具有较好的结构效度。但是第03和04题出现了非单极化，考虑到量表处于预开发阶段，且受样本量限制，所以对其进行修改后保留，以便在进一步的验证中决定是否删除。

（2）个人资源量表因子分析结果（见表2-6）。

表2-6 个人资源量表因子载荷矩阵

根据因子分析结果，四个因子共解释了总方差的62.717%，且特征值均大于1，说明该量表符合四个维度的构想；且题项的因子载荷值在0.336～0.850，均大于0.3，说明该量表具有较好的结构效度。但是第14、15题出现了非单极化，考虑到量表处于预开发阶段，且受样本量限制，所以对其进行修改后保留，以便在进一步的验证中决定是否删除。

（3）工作要求量表因子分析结果（见表2-7）。

表2-7 工作要求量表因子载荷矩阵

根据因子分析结果，三个因子共解释了总方差的71.800%，且特征值均大于1，说明该量表符合三个维度的构想；且题项的因子载荷值在0.523～0.919，均大于0.3，说明该量表具有较好的结构效度。同时，题项未出现非单级化现象，因此，全部题项予以保留。

（4）工作资源量表因子分析结果。

①人际支持分量表，如表2-8所示。

表2-8 人际支持分量表因子载荷矩阵

根据因子分析结果，五个因子共解释了总方差的73.899%，且特征值均大于1，说明该量表符合三个维度的构想；且题项的因子载荷值在0.388～0.880，均大于0.3，说明该量表具有较好的结构效度。同时，题项未出现非单级化现象，因此，全部题项予以保留。

②组织管理分量表，如表2-9所示。

表2-9 组织管理分量表因子载荷矩阵

根据因子分析结果，五个因子共解释了总方差的73.060%，且特征值均大于1，说明该量表符合五个维度的构想；且题项的因子载荷值在0.345～0.848，均大于0.3，说明该量表具有较好的结构效度。但第34题在三个因素上都有负荷，负荷值之间相差不大且都大于0.4，故予以删除。第31、32、33题共属一个维度，所以暂时不予删除，留待修改后再次验证。

③工作环境分量表，如表2-10所示。

表2-10 工作环境分量表因子载荷矩阵

根据因子分析结果可知，工作环境分量表抽取了一个因子，特征值大于1，累计方差贡献率为67.872%，且每项因子载荷均大于0.3，故该分量表具有较好的结构效度，全部题项予以保留。

（5）社会资源量表因子分析结果。

表2-11 社会资源量表因子载荷矩阵

根据因子分析结果，两个因子共解释了总方差的79.063%，且特征值均大于1，说明该量表符合两个维度的构想；且每项因子载荷均大于0.3，故该分量表具有较好的结构效度，全部题项予以保留。

3.量表的信度分析

对于量表信度，一般采用Cronbach’s α系数来验证题项的内部一致性。Cronbach’s α值越大表示量表的内部相关系数越高。本研究以Peterson所建议的0.7为标准，但在先导性研究中，Cronbach’s α系数在0.6以上则视为可以接受。本问卷使用修正后题总相关系数（Corrected Item-Total Correction，CITC）来净化测量题目，删除题目来纠正题目信度检验的标准有两个，必须同时成立才可删除此项目：（1）修正后题总相关系数小于0.3；（2）删除此项目可以增加α值，即可提升整体信度[40]。根据这个原则来看，经过效度检验的量表Cronbach’s α系数均在0.7以上，且题项CITC均大于0.3，故无须进一步删除题项。表2-12呈现了量表及各维度的Cronbach’s α系数。

表2-12 教师工作投入感调查问卷各量表的Cronbach’s α系数

4.问卷的内容效度分析

问卷部分主要包括教师个人体验、职业选择原因、工作投入感原因和工作成果调查四个部分的题项。对这部分的检验，主要采用内容效度的检验方法，对其进行逻辑分析，目的是评估测试问卷是否充分反映了所要测试的内容范围，多采用专家评议的方式进行。由于在试测问卷生成之前，已请有关专家对问卷进行过评议，并根据专家意见进行了进一步的修改。因此，在试测阶段，主要是对部分被测教师进行回访，听取被测教师对所填问卷的看法，根据教师的建议，进行修改。

通过对13位参与试测教师的回访，得到的反馈为：问卷部分题项基本反映了所要测试的内容，且题项表述易于理解，符合教师的工作语境。因此，这部分题项无须再进行删改。

三 量表的再次验证

在随机选取部分被试教师进行回访并再次请教专家组意见的基础上，结合数据分析结果对量表进行删改，并增加部分题项，改进了试测问卷。改进后的试测问卷的结构如表2-13所示。

表2-13 改进后的问卷结构

表2-13 改进后的问卷结构-续表

在本阶段，着重对量表进行再次验证，必要时进行进一步删改，以保证测量工具的有效性，形成最终的正式问卷。在量表的再次验证中，同样使用项目分析、因子分析和内部一致性分析的方法，以删除题项及进行信度和效度检验。

（一）再次试测对象

本次试测选取了上海、江苏、山东和云南的8所学校进行试测问卷的发放，共发放问卷800份，回收763份，有效问卷697份。回收率95.4%，有效率87.1%。再次试测对象基本信息如表2-14所示。

表2-14 再次试测对象基本信息（N=697）

（二）再次验证

1.项目分析

本次测试同样采用T检验法和相关系数法进行检验，相关系数法采用皮尔逊积差相关。由于是再次试测，题项筛选应该严格按照筛选标准进行，以保证量表的科学性。因此，在本次测试中，皮尔逊相关系数低于0.30的题项将全部予以删除。

根据项目分析结果，工作投入感量表全部题项T检验均达到显著性水平，且相关系数均大于0.30，故全部题项予以保留；工作要求量表第14题T检验未达显著性水平，且相关系数为0.160，故予以删除；工作资源量表全部题项T检验均达到显著性水平，但第33题相关系数为0.254，予以删除；个人资源量表和社会资源量表全部题项T检验均达到显著性水平，且相关系数均大于0.30，故全部予以保留。项目分析结果见附录三、附录四。

2.效度分析

通过项目分析删除量表中的不良题项后，剩下的题目进入因子分析，以进一步删除题项及验证结构效度。

在做因子分析之前，同样需要通过KMO检验和Bartlett’s球形检验确定待分析的数据变量是否适合做因子分析。本研究设定KMO值大于0.6和Bartlett’s球形检验达到0.05的显著性水平是可以接受的标准，适合进行因子分析。检验结果如表2-15所示。

表2-15 教师工作投入感调查问卷各量表再次验证的KMO值和Bartlett’s球形检验

根据表2-15所显示的检验结果表明，工作投入感量表、个人资源量表、工作要求量表、工作资源量表和社会资源量表均适合做因子分析。

在此基础上，采用主成分分析法抽取因子，采取方差极大正交旋转进行转轴，结合概念界定的维度，限定各量表的因子个数，进行因子分析。本阶段，为保证量表的有效性，故将因子载荷值提高到0.5以上、累计方差贡献率提高到60%以上作为效度评价标准。附录五为各量表的因子载荷矩阵表，数据分析结果显示，改进后的各量表因子载荷值均在0.5以上，累计方差贡献率均达到60%以上。因此，改进后的各量表均具有较好的结构效度。

3.信度分析

本阶段的信度分析依然采用Cronbach’s α系数来验证量表的内部一致性。分析结果表明（见表2-16），改进后的量表及各分量表相关系数均比较高，表明各量表具有较好的信度。

表2-16 教师工作投入感调查问卷各量表再次验证的Cronbach’s α系数

（三）正式量表的形成

上述对改进后的量表进行的再次筛选和信效度检验表明，本研究所涉及的各量表的开发是比较成功的，符合测量学的要求，是一份可运用于大规模调查研究的科学有效的测量工具。因此，该调查问卷将直接运用于本研究的正式调查之中。

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