高校心理健康問卷調(diào)查

1、第二章 高校教師心理疲勞問卷的編制2.1 訪談與開放式問卷2.1.1訪談 本研究在哈爾濱師范大學(xué)、哈爾濱理工大學(xué)、哈爾濱工程大學(xué)、哈爾濱商業(yè)大學(xué)四所院校對來自不同院系的11名教師進行了訪談，其中包括僅有教學(xué)、科研任務(wù)的普通教師，也包括兼有行政職務(wù)的學(xué)院書記、系主任、處長、研究所所長等。訪談圍繞著“你認為什么是心理疲勞”、“你或身邊同事的心理疲勞的經(jīng)歷、感受”、“你通常如何緩解心理疲勞”等問題展開，包括面談和電話訪談兩種形式，對每位教師的訪談時間為30分鐘左右。在受訪者自愿并同意的情況下對部分受訪者的訪談過程進行了錄音，未錄音部分研究者當(dāng)場簡記，事后整理。2.1.2 開放式問卷在訪談資料整理的基

2、礎(chǔ)上編制開放式問卷，主要問題包括“您認為什么是心理疲勞，您是否感覺到心理疲勞？”、“您認為心理疲勞有哪些表現(xiàn)”、“您認為哪些因素或什么原因會引起心理疲勞？”、“您認為怎樣才能緩解心理疲勞？”。問卷要求填答者將自己的看法、觀點以句子的形式填寫在空白處，可以多答也可以少答，只要表述清楚自己的看法即可。此部分被試選自哈爾濱師范大學(xué)、哈爾濱理工大學(xué)、黑龍江中醫(yī)藥大學(xué)，共發(fā)放問卷150份。收回有效問卷91份，問卷有效率60.67%。2.1.3詞頻統(tǒng)計 對開放式問卷、訪談錄音或記錄分析整理，采用內(nèi)容分析，關(guān)鍵詞提取的辦法。由研究者分別對所得資料的每個句子進行語義分析，并提取句子中的主題詞，即句子的關(guān)鍵詞匯

3、，將所有關(guān)鍵詞錄入計算機，累計相同關(guān)鍵詞的頻數(shù)，按頻數(shù)高低對關(guān)鍵詞排序，共得到544條關(guān)鍵詞匯。經(jīng)同義詞合并，近義詞概括，整理成為78個條目，結(jié)果見表2-1。在其中選取被提頻次大于5的條目49個，經(jīng)表述上的調(diào)整、潤色，形成最初的預(yù)測問卷。分析問卷發(fā)現(xiàn)，其中部分題目的表述與SCL-90量表中焦慮、抑郁、強迫、軀體化等維度的部分題目一致或接近。依據(jù)研究者對近三年高校教師SCL-90研究的元分析結(jié)果，這幾個維度的效應(yīng)值均達到了0.20以上，即達到中等效應(yīng)。這說明開放式問卷的結(jié)果較好的詮釋了目前高校教師心理健康狀況的薄弱環(huán)節(jié)，也可以從另一個側(cè)面說明預(yù)測問卷具有較好的內(nèi)容效度。 ？表2-1 高校教師心理

4、疲勞開放式問卷整理條目描述頻數(shù)百分比累計頻數(shù)累計貢獻率累27容易累7總是累6非常累3 43 7.90 43 7.90 煩躁 24 4.41 67 12.32 脾氣大、易生氣 23 4.23 90 16.54 無精打采、精神不振 23 4.23 113 20.77 四肢酸軟沉重、全身有氣無力19 3.49 132 24.26 厭煩倦怠 19 3.49 151 27.76 入睡困難 15 2.76 166 30.51 對什么事都提不起興趣 15 2.76 181 33.27 記憶力減退 14 2.57 195 35.85 意志力耐受性 14 2.57 209 38.42 頭痛 13 2.39 22

5、2 40.81 郁悶、壓抑 13 2.39 235 43.20 情緒低落 13 2.39 248 45.59 免疫力下降 12 2.21 260 47.79 焦慮不安 12 2.21 272 50.00 胸悶氣短 11 2.02 283 52.02 注意力難以集中 11 2.02 294 54.04 什么都不想做、沒意思 10 1.84 304 55.88 精神緊張 10 1.84 314 57.72 悲觀 10 1.84 324 59.56 對工作失去興趣 10 1.84 334 61.40 睡眠質(zhì)量差 9 1.65 343 63.05 容易困，貪睡 9 1.65 352 64.71 懶惰

6、9 1.65 361 66.36 心情不好 9 1.65 370 68.01 工作效率下降 8 1.47 378 69.49 抑郁 8 1.47 386 70.96 情緒不穩(wěn)定、易激動 8 1.47 394 72.43 不愿活動、運動 8 1.47 402 73.90 無目標(biāo)和追求 7 1.29 409 75.18 不努力進取 7 1.29 416 76.47 不積極主動 7 1.29 423 77.76 力不從心 7 1.29 430 79.04 孤僻自閉 6 1.10 436 80.15 不愛主動思考、創(chuàng)新 6 1.10 442 81.25 總 計 544100.002.2 預(yù)測問卷 2.

7、2.1 被試本研究預(yù)測被試選自哈爾濱師范大學(xué)、哈爾濱理工大學(xué)、哈爾濱工業(yè)大學(xué)三所學(xué)校，共5個院系，發(fā)放問卷140份，回收有效問卷105份，問卷有效率75%。被試的人口學(xué)變量構(gòu)成見表2-2。表2-2 預(yù)測問卷被試人口學(xué)變量分布（n =105）人口學(xué)變量人數(shù)百分比人口學(xué)變量人數(shù)百分比性 別男4522.17 專 業(yè)理5326.11 女5527.09 文4120.20 缺失5 2.46 缺失115.42 年 齡29以下146.90 學(xué) 歷本科167.88 30-395024.63 碩士5527.09 40-493014.78 博士3316.26 50以上62.96 缺失10.49 缺失52.46 職

8、稱初級104.93 婚姻狀況未婚209.85 中級5024.63 已婚8039.41 副高2512.32 離異41.97 高級188.87 缺失10.49 缺失20.99 月收入2k以下83.94 家庭成員獨住199.36 2k-5k8843.35 夫妻2311.33 5k-10k62.96 三口4421.67 10k以上10.49 三代146.90 缺失20.99 其他41.97 缺失10.492.2.2 數(shù)據(jù)處理 回收數(shù)據(jù)錄入SPSS for Windows 11.0和 AMOS 16.0 進行統(tǒng)計分析。2.2.3 項目分析首先對49個題目進行項目區(qū)分度(Item discriminati

9、on)分析，采用精確性較高的相關(guān)法計算區(qū)分度，經(jīng)計算得到的各題項的鑒別指數(shù)見表2-3。表2-3 項目分析表 （n =105） 項目D 項目D 項目D 項目D p10.6326 p140.7365 p270.6692 p400.6226 p20.6487 p150.6871 p280.5623 p410.6682 p30.6429 p160.5810 p290.7834 p420.6242 p40.5860 p170.6511 p300.7309 p430.7484 p50.6895 p180.7594 p310.7535 p440.5554 p60.5837 p190.5797 p320.74

10、67 p450.7252 p70.5744 p200.5531 p330.6203 p460.6724 p80.7285 p210.7339 p340.6185 p470.6775 p90.7119 p220.7764 p350.7173 p480.6705 p100.6436 p230.6628 p360.7981 p490.7171 p110.6257 p240.6464 p370.6061 p120.5128 p250.6023 p380.8006 p130.5769 p260.7794 p390.6706根據(jù)心理測量學(xué)的一般原理，自編問卷的項目鑒別指數(shù)D0.40的被認為是區(qū)分度很好，0

11、.30D0.40的區(qū)分度較好，0.20D0.30區(qū)分度尚可，D0.20區(qū)分度差，必須刪除1。從表3中我們可以看到，此問卷所有項目與總分的相關(guān)均大于0.40，即預(yù)測問卷的內(nèi)部一致性較好，此步驟無需刪題。2.2.4 探索性因素分析首先就剩余的49道題目進行因素分析的適宜性檢驗。檢驗結(jié)果：KMO系數(shù)為0.892，Bartlett球形檢驗的卡方值為4381.425，顯著性為0.000。以上指標(biāo)均表明該樣本適宜進行因素分析。采用主成分分析法對問卷進行初步分析，發(fā)現(xiàn)特征值大于1的因素有8個，可解釋項目總變異的70.428%。通過觀察碎石圖(見圖2-1)發(fā)現(xiàn)，前四個因素的特征值有一個陡降，從第五個因素開始特

12、征值分布變得比較平緩，每個因素對累積的解釋總變異的百分比增加很少，分別抽取3、4因子進行結(jié)果比較，發(fā)現(xiàn)4因子量表的結(jié)構(gòu)比較合理，故決定抽取4個因子。經(jīng)極大方差旋轉(zhuǎn)，將負荷較低或在多個因子上的負荷無明顯差異的項目剔除，本著用最少量的題目涵蓋最全面的意義的原則，最后保留23個項目。4個因子分別命名為：行為表現(xiàn)(包含9個項目)、認知情緒(包含5個項目)、興趣動機(包含5個項目)、軀體癥狀(包含4個項目)，可解釋的方差累計貢獻率為67.599% (見表2-4)。圖2-1 因素分析碎石圖 表2-4 高校教師心理疲勞問卷的因子分析（n =105）因子1因子2因子3因子4 項目方差解釋率 項目方差解釋率 項

13、目方差解釋率 項目方差解釋率 p430.737 p160.832 p60.763 p280.857 p440.686 p390.782 p80.713 p120.800 p400.671 p230.719 p90.700 p200.736 p410.652 p170.678 p20.685 p210.644 p320.648 p470.662 p100.654 p420.646 p330.639 p310.623 p490.6152.3 正式施測2.3.1 被試本研究正式施測部分被試選自哈爾濱師范大學(xué)、哈爾濱理工大學(xué)、哈爾濱工業(yè)大學(xué)、哈爾濱工程大學(xué)、東北農(nóng)業(yè)大學(xué)、黑龍江工程學(xué)院、黑龍江科技學(xué)院

14、、齊齊哈爾大學(xué)、齊齊哈爾醫(yī)學(xué)院九所學(xué)校，共發(fā)放問卷285份，回收有效問卷203份，問卷有效率71.23%。具體的被試人口學(xué)變量分布見表2-5。表2-5 正式問卷被試人口學(xué)變量分布（n =203）人口學(xué)變量人數(shù)百分比人口學(xué)變量人數(shù)百分比性別： 職稱： 男 9446.3 初級 3115.3 女 10953.7 中級 9245.3 副高 6029.6 年齡： 高級 178.4 29歲以下 4924.1 缺失值 31.5 3039歲 10149.8 4049歲 4522.2 學(xué)歷： 50歲以上 83.9 本科 3818.7 碩士 11757.6 主要教學(xué)任務(wù)： 博士 4823.6 公共課 3215.8

15、 專業(yè)課 11757.6 有無行政職務(wù)： 公共課&專業(yè)課 4723.2 有 3919.2 沒有課 52.5 無 16179.3 缺失值 21.0 缺失值 31.5 專業(yè)： 婚姻狀況： 理學(xué) 2210.8 未婚 2813.8 工學(xué) 6130.0 已婚 17284.7 醫(yī)學(xué) 136.4 離異/喪偶后單身 21.0 理科總計 9647.3 缺失值10.5 文學(xué) 2110.3 法學(xué) 2110.3 家庭成員： 哲學(xué) 42.0 獨住 2612.8 經(jīng)濟學(xué) 83.9 夫妻二人 6029.6 管理學(xué) 2713.3 三口之家 9546.8 歷史學(xué) 73.4 三代同堂 199.4 教育學(xué) 188.9 缺失

16、值 31.5 文科總計 10652.2 缺失值10.5 2.3.2 驗證性因素分析對回收問卷再用AMOS16.0軟件包進行驗證性因素分析。結(jié)果顯示：（1）各項目對各因子的路徑系數(shù)均達顯著，各因子間的相關(guān)較高，但尚未超過0.95，無需合并維度。詳見圖2-2。（2）擬合指數(shù)基本達到要求，詳見表2-6。圖2-2 心理疲勞23題驗證模型 標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)圖解2.3.3 模型修訂進一步分析探索結(jié)果，筆者發(fā)現(xiàn)在行為表現(xiàn)維度中，“注意力難以集中”和“考慮問題片面、偏激、機械”兩道題似乎放在認知情緒維度更為合理，而認知情緒維度中的“做事猶豫不決”應(yīng)屬行為表現(xiàn)維度，“總是覺得累”則應(yīng)屬于軀體反應(yīng)?？紤]到探索性因素分析

17、的結(jié)果可能受到本次被試取樣的影響，針對以上尚需斟酌的結(jié)果，本研究決定對模型做出調(diào)整，重新驗證。模型見圖2-3。圖2-3 心理疲勞17題驗證模型 標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)圖解表2-6 心理疲勞假設(shè)模型擬合指數(shù)比較模型CMIN/DFRMRGFIAGFIPGFINFIRFI23題1.6740.0500.8610.8240.6770.8580.83417題1.6370.0420.9090.8730.6480.9020.877模型IFITLICFIPRATIOPNFIPCFIRMSEA23題0.9370.9260.9360.8580.7360.8030.05817題0.9590.9480.9590.8010.7230

18、.7680.056模型擬合指數(shù)表明，修改后的模型在各方面都較之前有所改善，于是確定修改后的模型為最終模型，正式問卷共四個維度17道題，分別為：行為表現(xiàn)(包含3個項目)、認知情緒(包含5個項目)、興趣動機(包含5個項目)、軀體癥狀(包含4個項目)。2.4 正式問卷的信度檢驗 首先對最后確定的高校教師心理疲勞問卷(17題)進行信度分析。采用內(nèi)部一致性信度，計算克倫巴赫系數(shù)（見表2-7）。結(jié)果顯示問卷的各維度及問卷整體的一致性較高，可以認為信度符合標(biāo)準(zhǔn)。表2-7 各維度及總問卷的內(nèi)部一致性信度（n =203）行為表現(xiàn)認知情緒興趣動機軀體癥狀總問卷Cronbachs 0.75050.81960.871

19、30.78260.92142.5 正式問卷的效度檢驗 2.5.1 結(jié)構(gòu)效度 在此基礎(chǔ)上，進一步對問卷的結(jié)構(gòu)效度進行考察。計算各因子之間及各因子與疲勞總分之間的相關(guān)。結(jié)果見表2-8。表2-8 心理疲勞狀況各因子及疲勞總分的相關(guān)矩陣（n =203）123441 總分2 行為表現(xiàn)0.861*3 認知情緒0.898*0.721*4 興趣動機0.867*0.736*0.700*5 軀體癥狀0.735*0.516*0.584*0.413*注：* p0.001 表2-8顯示各因子與疲勞總分的相關(guān)較高，可以認為各個因子與整體概念及方向是一致的，而各因子之間呈中等程度相關(guān)，表明此問卷具有較好的結(jié)構(gòu)效度。2.5.

20、2 效標(biāo)效度本研究選用高校教師職業(yè)倦怠問卷作為效標(biāo)，首先用皮爾遜積差相關(guān)法分析心理疲勞問卷各維度與職業(yè)倦怠問卷各維度之間的相關(guān)性，結(jié)果見表2-9。從表2-9可以看出，除職業(yè)倦怠的低成就感維度與心理疲勞的軀體反應(yīng)維度相關(guān)不顯著以外，其他維度及總分之間的相關(guān)均達到極其顯著水平，且大多處于中等強度的相關(guān)。在問卷的效標(biāo)效度檢驗中，相關(guān)過高意味著區(qū)分效度較低，而相關(guān)過低意味著相容效度較低2，中等程度的相關(guān)說明心理疲勞問卷與職業(yè)倦怠問卷有著較好的區(qū)分效度和相容效度。表2-9 心理疲勞與職業(yè)倦怠總分及各維度的積差相關(guān)（n =105）心理疲勞行為表現(xiàn)認知情緒興趣動機軀體癥狀職業(yè)倦怠0.634*0.589*0.

21、616*0.541*0.380*情緒衰竭0.595*0.574*0.586*0.427*0.422*低成就感0.384*0.297*0.381*0.422*0.156 乏人性化0.566*0.622*0.522*0.392*0.407*注： * p0.001 * p0.01 為深入探討兩問卷各維度之間的關(guān)系，采用典型相關(guān)法對兩問卷做進一步分析。將心理疲勞的四個維度作為第一組變量，職業(yè)倦怠的三個維度作為第二組變量，得表2-10所列的典型相關(guān)系數(shù)及顯著性指標(biāo)。表2-10 典型相關(guān)系數(shù)及其顯著性檢驗（n =105）WilksChi-SQDFSig.10.7000.43583.219120.00020

22、.3560.85415.75760.01530.1490.9782.23720.327從表2-10可以看出，兩組變量共形成3個典型相關(guān)系數(shù)，但只有前兩個相關(guān)系數(shù)有顯著意義。為考察各典型相關(guān)系數(shù)所能解釋原變量變異的比例，以輔助判斷需要保留多少個典型相關(guān)系數(shù)，需要分析兩組變量的冗余度（Redundancy）3。見表2-11、2-12表2-11 心理疲勞問卷的冗余度分析典型變量被L1、L2解釋被M1、M1解釋百分比累計百分比百分比累計百分比1 0.6430.643 0.3150.3152 0.1140.757 0.0140.3293 0.1070.864 0.0020.331表2-12 職業(yè)倦怠問卷

23、的冗余度分析典型變量被L1、L2解釋被M1、M1解釋百分比累計百分比百分比累計百分比1 0.3120.312 0.6350.6352 0.0290.341 0.2310.8663 0.0030.344 0.1330.999從表2-11、2-12中我們可以看到，心理疲勞和職業(yè)倦怠分別可以被自身典型變量解釋的百分比為86.4% 和99.9%，但第三典型變量的解釋度較小。結(jié)合前面的典型相關(guān)系數(shù)顯著性檢驗，決定保留兩個典型變量，分別可以解釋心理疲勞問卷75.7%的變異量和職業(yè)倦怠問卷86.6%的變異量。整理典型相關(guān)分析摘要表，并繪制路徑系數(shù)圖。表2-13 心理疲勞與職業(yè)倦怠典型相關(guān)分析摘要表第一組變量

24、典型因素第二組變量典型因素L1L2M1M1行為表現(xiàn)-0.924 0.200 情緒衰竭-0.911 0.055 認知情緒-0.901 -0.304 低成就感-0.507 -0.740 興趣動機-0.719 -0.548 乏人性化-0.905 0.380 軀體反應(yīng)-0.623 0.159 抽出變異數(shù)百分比64.25311.439抽出變異數(shù)百分比31.1742.927重 疊31.5261.447重 疊63.53523.14620.4910.126 0.700*0.356*圖2-4 典型相關(guān)路徑系數(shù)圖（全）圖2-5 典型相關(guān)路徑系數(shù)圖（減）去除路徑系數(shù)低于0.40的路徑之后，我們可以更清晰的看出，心理疲勞的全部四個維度通過第一典型變量與職業(yè)倦怠的全部三個維度相關(guān)，解釋率達