1前言
“幸福”最初是一个古老的哲学话题，其源头可以追溯到亚里士多德甚至柏拉图时期[1]。1958年，美国经济学家Galbrith在《丰裕社会》中首次提出“生活质量”的概念，由此分化而出的主观生活质量研究常常被称为“主观幸福感”研究。国外现代幸福感研究起源于20世纪60年代，Wanner Wilson1967年撰写了第一篇有关幸福感的综述《自称幸福的相关因素》，对幸福感的研究进行了系统的理论阐述和概括性总结[2]。随着积极心理学的兴起，对幸福感等积极心理状态的研究逐渐开始盛行[3]。 1.1Ryff的幸福感模型
Ryff等人在Erikson（1959）和Maslach（1959）提出的积极心理功能的多维结构的基础上，提出了一个幸福感的六维模型：（1）自我接受（Self-acceptance）：一种对自己和自己过去生活的积极评价，承认和容忍自身在很多方面的缺点；（2）环境掌控（Environmental mastery）：具有驾驭环境的意识并能够很好地驾驭环境；（3）自主性（Autonomy）：自我决定、独立，能够对个人的行为进行自我调整，能够依据自己的标准对自我加以判断；（4）积极的人际关系（Positive relations with others）：拥有融洽、真诚的人际关系，拥有心心相印、亲密无间的朋友关系，能够相互理解、互谅互让；（5）个人成长（Personal growth）：有持续成长和发展的感受，希望实现自身的潜能；（6）生活目的（Purpose in life）：有生活目标和方向感，能够感受到当前和以往生活的意义，对人生持有信念[4]。
1.2Warr的心理健康模型
与Ryff的幸福感模型不同的是，Warr将幸福感集中于一个特定的背景中，如工作环境。将幸福感定位于特定背景的优点是，与工作相关的事件和与工作相关的幸福感间的关系会更强一些，因此，对特定的工作特质如何影响员工的幸福感这一问题可能提供更好的理解。Warr认为职业幸福感由四个主要维度（情感、抱负、自主性和能力）和一个从属的第五维度（整合功能）组成，第五维度包含前四个主要维度，它的主要功能是将人作为一个整体来表达。 1.3Joan等的教师职业幸福感模型
Joan等人在Warr和Ryff模型的基础上，提出了一个职业幸福感的五维模型[5]：情感维度、职业维度、社会维度、认知维度和身心健康维度。情感维度不仅包括Ryff和Warr的情感方面，Joan等人还新增了情感衰竭、工作满意度和组织承诺。情感衰竭代表的是Warr的激情－压抑，指的是个体的情感资源被过度使用直至耗尽。工作满意度不仅有情感方面，还有行为和认知方面，但是工作满意度一般被认为情感方面居多，因此将其设计为愉快－不愉快维度。最后，组织承诺指的是组织的员工鉴定和员工的组织涉入程度，它也能够体现愉快－不愉快维度，因此，组织承诺也被纳入情感维度。
2职业幸福感的测量
由于教师职业幸福感的测量研究刚刚起步，因此国内外研究都未形成标准的教师职业幸福感量
伍麟胡小丽邢小莉李慧斯
（吉林大学心理学系，长春130012）
摘要：根据前人研究成果，文章提出了中学教师职业幸福感的理论构想，编制了中学教师职业幸福感量表，并进行了探索性因素
分析和验证性因素分析。对样本进行探索性因素分析，7个因素的特征根值分别是5.761、3.212、3.027、2.837、2.585、2.102、1.833。对 另一样本数据进行验证性因素分析，使用χ2、GFI、CFI和RMSEA等拟合指数评价模型拟合情况。结果表明7因素模型产生可接受
的拟合。使用多样本验证性因素分析去完成一系列逐步严格的恒等性检验：包括（1）因素结构（因素数目相同，负荷因素之上的变
量相同）；（2）因素负荷；（3）误差方差；（4）因素方差/协方差。研究发现，量表结构在两样本间具有较好的相对恒等性和较好的复核
效度。
关键词：职业幸福感；结构；问卷编制
通讯作者：伍麟，男，副教授，博士。Email：psywulin@163
心理研究Psychological Research2008，1(2)：47-5147
表，研究者根据自己的需要，常会采用其它因素来作为职业幸福感的测量指标。如Erin K.Munn在研究中用工作枯竭、工作不满意和离职倾向作为职业幸福感水平高低的指标。Jan de Jongea等人在员工幸福感的预测因素研究中，用情感枯竭、与心理相关的健康的抱怨、生理健康症状和工作满意度四个指标作为员工幸福感的结果变量。Saija Muno&Ulla kinnunen在工作不安全感和幸福感的研究中，通过工作枯竭来评估职业幸福感。学者们根据研究的需要，也会尝试编制教师职业幸福感的问卷。如束从敏（2003）编制的幼儿教师职业幸福感调查问卷，内容涉及择业动机、同事关系、教师地位以及是否获得幸福的原因等方面[6]。肖杰（2004）编制了小学教师职业幸福感问卷，由两部分组成，第一部分采用国外的人脸量表，了解教师职业幸福感的总体情况，第二部分根据影响幸福感的因素的分类来编制，影响因素分为内在因素和外在因素，内在因素包括兴趣、自己的期望值和能力得以实现以及自主性等方面，外在因素包括物质条件、组织条件以及社会条件三方面[7]。姜艳（2006）编制了小学教师职业幸福感问卷，主要包括六个维度：工作情感、躯体健康、成效感、从业动机、友好关系和工作热
情[8]。由此可以看出，教师职业幸福感的测评工具正在逐步的发展和完善，不过相对于其它领域的测评工具来说还远远不足，因此这一方面急需学者探讨和研究。
3问卷的编制
3.1开放式问卷调查
荷兰学者Toon W.Taris等人将职业幸福感定为五个维度：情感、动机、社会支持、认知及心身幸福。根据我国具体情况，将Toon W.Taris的社会支持维度中增加了领导支持一项，认知维度方面改为教师对自己工作状态、职业成就等的认知，心身幸福改为身体状况对幸福感的影响。即情感包括主观情感、工作满意、组织承诺和情感衰竭四方面的内容，动机包括抱负、能力、自主性三方面，社会支持包括学生、同事、领导三方面的支持，认知为教师对自己工作状态、职业成就等的认知，身体健康维度即对健康的担忧及职业病对教师职业幸福感的影响。分别对长春市重点中学、一般中学、农村中学的150名教师进行开放式问卷调查，每类中学各50人。收回有效问卷136份，其中男教师66名，女教师70名，性别分布合理。3.2编制正式问卷
对开放式问卷收集的相关问题进行整理归纳，参照《综合幸福问卷MHQ》、《总体幸福感量表GWB》、《组织承诺问卷OCQ》的压缩版、《SCL－90》，以及甘怡等人的《中学教师工作特征问卷》等，并根据我国实际情况、职业幸福感的众多相关文献及其它方面职业幸福感的相关描述，严
格筛选并进行改编，最后形成了由64个项目组成的《中学教师职业幸福感问卷（初稿）》。问卷采用李克特5级记分，1为完全不符；2为基本不符；3为不确定；4为基本符合；5为完全符合。
3.3测试对象
本研究在长春三类共6所中学采取分层随机抽样的方法进行取样，第一次发放问卷250份，用于进行探索性因素分析，回收问卷217份，回收率为86.8％，有效问卷189份，有效率为87.1％，其中男教师66人，女教师123人。第二次发放问卷350份，用于进行验证行因素分析，回收问卷295份，回收率为84. 3％，有效问卷254份，有效率为86.1％。
3.4项目分析
采用鉴别分析，高分组和低分组各占人数的27%，求出量表题项的临界比率值－CR值，剔除决断值未达到0.05显著性水平的题目。共删除了8道题目。最后形成了中学教师职业幸福感预测量表共56个题目。
3.5探索性因素分析
根据学者Kaiser（1974）观点，如果KMO的值小于0.5时，不易进行因子分析。此外，只有Bartlett’s 球形检验的χ2值达到显著性水平，表明母体的相关矩阵间有共同因素存在，才适合进行因子分析。
此处KMO的值为0.893，大于0.5，而Bartlett’s球形检验的χ2值为5449.534达到显著性水平，表明适合进行因素分析。
采用主成分分析和方差正交旋转的方法进行因子分析。通过第一次探索性因素分析，抽取出特征根值大于1的因素共14个，累计方差贡献率是67. 081％。在因素分析时我们按照因子负荷小于0.50、因子包含的项目数小于3的标准进行删除。由于题项删除后因素结构也会改变，因而需再次进行因素分析，以验证量表的结构。对剩下的38个项目进行线性检验，KMO的值为0.881，大于0.5，Bartlett’s 球形检验的χ2值为3234.944（自由度为730）达到显著性水平，表明数据非常适合进行因素分析。
伍麟等：中学教师职业幸福感结构及其问卷编制48
第二次因素分析结果表明，特征值大于1的因素共有7个，可解释项目总变异量的59.327%。从碎石图（见图1）分布情形来看，结合问卷编制的基本构想，本研究决定抽取7个因素。
图1碎石图
中学教师职业幸福感量表转轴前后特征值、解释量具体情况见表1。
表1转轴前后特征值及解释量
转轴前转轴后特征值解释量累积解释量特征值解释量累积解释量F110.39828.88428.884 5.76116.00316.003 F22.8277.85236.736 3.2128.92324.925 F32.349 6.52543.261 3.0278.40933.335 F41.98 5.50048.761 2.8377.18141.215 F51.401 3.89052.652 2.5857.18148.395 F61.280 3.55556.206 2.102 5.83954.234 F71.123 3.12059.327 1.833 5.09259.327 F1因素旋转后的特征值为5.761，可解释的方差贡献率为16.003％，共包含11个项目，主要涉及教师的组织承诺，将F1因素命名为组织承诺。F2因素旋转后的特征值为3.212，可解释的方差贡献率为8.923％，共包含5个项目，内容主要涉及同事的支持与帮助，将F2维度命名为同事关系。F3因素旋转后特征值为3.027，可解释的方差贡献率为8.409％，共包含4个项目，内容涉及与学生相处及工作本身的吸引力，将F3因素命名为工作吸引力。F4因素旋转后的特征值为2.837，可解释的方差贡献率为7. 181％，共包含5个项目，内容涉及教师的躯体健康方面，将F4命名为躯体健康。F5因素旋转后的特征值为2.585，可解释的方差贡献率为7.181％，共包含5个项目，内容涉及教师的工作成效及是否受学生喜爱，将F5因素命名为工作成效。F6因素旋转后的特征值为2.102，可解释的方差贡献率为5.839％，共包含3个项目，内容涉及教师的报负问题，将F6命名为报负，从属于工作动机。F7因素旋转后的特征值为1.833，可解释的方差贡献率为5.092％，共包含3个项目，内容主要包括领导的支持，将F7因素命名为领导关系。
采用Cronbach a系数来考察自编问卷的信度。总量表的a系数为0.9240，各分量表的a系数在0.6330－0.8936之间，符合心理测量学的标准。
3.6验证性因素分析
根据第三次发放问卷所取得的254个数据，对上述结构在LISRE8.7上进行验证性因素分析，考察模型与数据的拟合程度。参数估计所得指标如表3所示。
表2职业幸福感模型拟合指数（N＝254）
χ2dfχ2/df NFI NNFI CFI RMSEA 2101.32573 3.670.910.920.930.10 Steiger（1990）认为，RMSEA低于0.1表示好的拟合，低于0.05表示非常好的拟合，低于0.01表示非常出的拟合[15]。而本研究χ2/df＝3.67<5，NFI、NNFI、CFI均大于0.9，除了RMSEA为0.10刚刚满足Steiger的要求外，其余各指标都满足测量学的要求。因此，验证性因素分析表明，所得的模型虽然并不十分理想，却仍然可以接受，要获取理想的理论模型仍然需要后续研究加以调整。
3.7测量恒等性检验（measurement invariance tests）
通过验证性因素分析建立了一个合适的模型，但仍需要有证据表明，建立的测量模型其结构具有跨样本的恒等性。测量恒等性检验可以确定题项和基本结构对于不同体的成员是否一致。使用多样本验证性因素分析完成一系列逐步严格的恒等性检验。具体包括（1）因素结构（因素数目相同，负荷因素之上的变量相同）；（2）因素负荷；（3）误差方差；（4）因素方差/协方差。一般而言，△χ2被用作
拟合中差异的指数，但其易受到样本大小的影响，△CFI相对来说可以避免此问题，当△CFI大于.01时，表明拟合度显著下降[9]。
心理研究49
伍麟等：中学教师职业幸福感结构及其问卷编制
表3中学教师职业幸福感模型多样本的测量恒等性检验
模型χ2dfΔχ2df GFI CFIΔCFI RMSEA RMSEA90%置信区间因素数目相等2101.32**1146.92.93.04[.03—.05]
因素负荷相等2107.50**1182 6.1836.92.93.00.04[.03—.05]
误差方差相等2115.59**12188.0936.92.94.01.05[.04—.06]
因素方差/协方差相等2119.71**1239 4.1221.91.92.01.04[.03—.05]
**P＜.01N=295
上表显示一系列逐步严格的测量恒等性检验所得到的结果，第一步检验，因素结构恒等性检验（因素
数目相同），模型取得良好的拟合，χ2(160)=2101.32，GFI=.92，CFI=.93，RMSEA=.04；第二步检验，增加样本间各题项因素负荷相等，结果表明拟合性没有显著下降，ΔCFI=.00；接下来进行样本间误差方差的恒等性检验，结果表明拟合性没有显著下降，ΔCFI=.01；最后检验样本间因素方差/协方差的恒等性，结果表明拟合性没有显著下降，ΔCFI=.01。
3.8复核效度检验（cross-validation tests）
复核效度（cross-validation）是指测量的结果具有跨样本的有效性，即从一样本所获得支持的模型，在另一样本也可以获得支持。以高中教师样本作为测定样本（calibration sample），以初中教师样本作为效度样本（validation sample），进行复核效度检验，结果见表4－表6。
表4单样本CFA分析模型其合度评估摘要表
χ2NCP RMSEA NNFI CFI ECVI
(90%置信区间)测定样本940.95367.950.0560.890.9010.15 (df=573P=0.0)(9.43;10.95)效度样本1375.29802.290.0670.930.9311.07 (df=573P=0.0)(10.33;11.87)
由表4可知，测定样本的契合度显示模型的契合度尚佳，χ2(573)=940.95(P=0.0)，NCP=367.95，RMSEA＝0.056，NNFI＝0.89，CFI＝0.90；效度样本的契合度也尚可，χ2(573)=1375.29(P=0.0)，N
CP＝802.29，RMSEA＝0.067，NNFI=0.93，CFI＝0.93。样本间的复核效度检验须进一步利用跨样本分析来进行。
宽松复核策略（loose replication strategy）。跨样本CFA模型估计结果显示，整体模型的契合度尚称理想，整体模型的自由度为1146，卡方值为2317.03 (P=0.0)，以宽松复核策略所针对效度样本加入后的卡方贡献统计量为1521.36。具体指标见表5。
表5宽松复核效度评估表
χ2dfχ2/df NCP ECVIχ2贡献量
(90%置信区间)
2317.031146 2.021171.0310.371521.36
(10.14；11.23)
严格复核策略（tight replication strategy）。跨样本CFA模型估计结果显示，整体模型的自由度为1239，卡方值为3186.86(P=0.0)，效度样本加入后的卡方贡献统计量为1537.44。
表6严格复核效度评估表
χ2dfχ2/df NCP ECVIχ2贡献量
(90%置信区间)
3186.861239 2.571947.8610.981537.44
(10.14；12.06)
复核效度以严格策略为例，效度样本的因素复核量套用了测定样本的复核量后，效度样本的卡方贡献值为1537.44，较效度样本的单样本CFA卡方值1521.55增加了15.89(Δχ2)，Δdf＝93，未达到显著性水平，表明从测定样本套用到效度样本的复核效度得到支持。从ECVI指标看，虽然略有增加，但两种ECVI值都落在彼此的90%置信区间内，表示ECVI值的变化在随机变化范围内，两种复核效度估计程序的ECVI值没有显著不同。总之，复核效度检验结果支持了量表的复核效度的存在。
参考文献
1Vitters J.Personality traits and subjective well-being：Emotional stability，not extraversion，is probably the important predictor.Personality and Individual Differences，2001，31：903-914
2李幼穗，吉楠.主观幸福感研究的新进展.天津师范大学学报(社会科学版),2006，2：172－176
3任志洪，叶一舵.国内外关于主观幸福感影响因素研究述评.福建师范大学学报(哲学社会科学版),2006,139
(4):152-158
4Ryff C D,Singer B.Interpersonal flourishing:A positive health agenda for the new millennium.Journal of
Personality and Social psychology.2000,(4):719-767
5Joan E.van Horn,Toon W.Taris etc.The structure of occupational well-being:A study among Dutch teachers.
Journal of Occupational and organizational Psychology,
2004,4:365-375
6束从敏.幼儿教师职业幸福感研究.南京师范大学硕士论文,2003
50
心理研究
7肖杰.小学教师职业幸福感的调查与思考——
—以大庆小学教师为例.华东师范大学硕士论文，2004
8姜艳.小学教师职业幸福感研究，苏州大学硕士论文，20069Cheung G.W,&Rensvold,R.B.Evaluating goodness-of-fit indexes for testing measurement invariance
structural equation modeling，2002，9：233-255
A study on the structure of professional well-being and
Questionnaire in middle-school teachers
Wu Lin,Hu Xiaoli,Xing Xiaoli,Li Huisi
(Department of Social Psychology，JiLin University,Changchun130012)
Abstract:Based on some studied results,we made“Middle School Teachers’Occupational Well-being Questionnaire”.According to confirmatory factor analysis and exploratory factor analysis,the seconda
ry-school teachers’occupational well-being is made up of7factors,that is organization commitment,relations with workmates,job attraction,body health,working achievement,working motive and relations with leaders. The eigen values of the7factors Were 5.761、3.212、3.027、2.837、2.585、2.102、1.833.we used multiple-group CFA to conduct a sequence of increasingly more restrictive tests of invariance across the two groups .The following measurement invariance tests were conducted:(a)factor he same number of factors and the factors have the same variables that load on them),(b)factor loadings,(c)errors of measurement,and(d)factor variances/covariances.The cross-validation testing showed the existence of the cross-validation of the questionnaire.
Key words:occupational well-being;structure;questionnaire
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