韓洪政，張西超

(1.江蘇師范大學 黨委宣傳部，江蘇 徐州 221116；2.北京師范大學 心理學院，北京 100875)

高校教師情緒勞動策略量表本土化修訂

韓洪政1，張西超2

(1.江蘇師范大學 黨委宣傳部，江蘇 徐州 221116；2.北京師范大學 心理學院，北京 100875)

目的：對?UKUR(2009)編制的高校教師情緒勞動策略量表進行本土化修訂，以形成適合中國文化背景的高校教師情緒勞動量表。方法：在專家評定和開放式調查的基礎上形成了20個題目的初始量表，對581名被試的數據采用探索性因素分析和驗證性因素分析的方法確定量表結構。結果：高校教師情緒勞動量表由4個維度19個題目構成，驗證性因素分析結果表明量表具有較好的結構效度(χ2/df=1.18，NNFI=0.98，CFI=0.98，RMSEA=0.03)，各維度的Cronbach'sα系數介于0.78～0.88之間。結論：高校教師情緒勞動量表的信度和效度都達到了心理測量學的要求，可以用于進一步的研究。

高校教師；情緒勞動；量表；因素分析

前言

高等教育改革的深入、素質教育的強化、大學生選擇課程與教師的自主化都無形中使高校教師在教學中耗費更多的精力，承受更大的壓力，使其在與學生互動的過程中要進行更多的心與心的交流，投入大量的情感，只有這樣他們才能更好地滿足學生的要求、符合教學的規(guī)則。從高校教師自身來講，也只有這樣才能更好地教書育人，實現自身價值，但是這些都是以教師進行大量的情緒性工作為代價的。對于勞動對象為更有“挑戰(zhàn)性”的大學生，大量情緒的付出往往使教師情緒低落、身心疲憊，從而進一步影響了他們的心理健康狀況。因此，對高校教師工作中的情緒進行研究具有重要的理論價值和現實意義。

一般來講，高校教師在教學過程中的情緒表達要符合教學的要求和相應的情緒規(guī)則。Hochschild[1]最早把這種現象定義為情緒勞動，即服務行業(yè)中員工通過操縱、調節(jié)自己的情緒以表達組織要求的情緒的過程。自此之后，在近三十年的發(fā)展中，情緒勞動受到了研究者的廣泛關注，很多研究者(Ashforth和Humphrey[2]、Brotheridge和Grandey[3]、Diefendorff和Gosserand[4])從不同的視角出發(fā)提出了情緒勞動的概念，而Glomb和Tews[5]則把情緒勞動操作化定義為三個部分：抑制的情緒表現、偽裝的情緒表現和真實的情緒表現。目前，對情緒勞動結構維度的研究大體上可以歸納為兩個方面，一是員工聚焦的情緒勞動,即從情緒勞動策略的視角出發(fā)，另一個是工作聚焦的情緒勞動主要從情緒勞動要求的視角出發(fā)。從情緒勞動策略的視角出發(fā)，Hochschild[6]首先提出了員工操縱情緒的主要方法：表層偽裝(surface acting)和深層行為(deep acting)，其中表層偽裝是指當個體感知自己的情緒和組織要求不一致時，只是通過改變個體外部可見的情緒表現來達到情緒偽裝的目的，而其內心情緒體驗并沒有改變，只是表現出一種假裝的情緒；深層行為是當員工內在的情緒感受與組織要求的表達規(guī)則不一致時，通過積極思考、想象和記憶等內部心理過程激起或壓抑某種情緒，使真實的情緒感受與需要表達的情緒相符合，并通過行為體現出來的過程。后來，一些研究者對Hochschild提出的兩個維度進行了補充，比較有代表性的是Mann[7]、Rafaeli amp; Worline[8]和Zapf[9]等人的觀點，他們認為情緒勞動策略除了包含表層偽裝和深層行為策略之外還應該包括自主情緒調節(jié)(automatic emotional regulation)和情緒偏差(emotional deviance)策略。其中自主情緒調節(jié)是指員工把需要表達的情緒看作個體主動的情緒體驗，是其在面對顧客時所產生的一種自發(fā)的情緒行為；情緒偏差是指員工感受和表達沒有被組織征服的情緒，即員工根據自己的真實情緒感受進行表達并不遵守組織要求的情緒表達規(guī)則。

針對不同的情緒勞動策略結構，國外的研究者們設計了各具特色的情緒勞動策略量表(Grandey，2003[10]；Brotheridge 和 Lee，2003[11]；Diefendorff，2005[12]；N?ring 和 Brouwers，2007[13]；Blau 和 Fertig，2010[14])，?UKUR(2009)[15]專門編制了高校教師情緒勞動策略量表(Teacher Emotional Labor Scale，縮寫：TELS)，針對表層偽裝、深層行為、自主情緒調節(jié)和情緒偏差四個維度設計了20個項目，其內部一致性系數介于0.70～0.81之間，具有較好的結構效度和校標關聯效度。國內也有一些研究者針對一些職業(yè)編制了本土化的情緒勞動量表，如楊林鋒等人(2008)[16]編制了含有“表層行為、深層行為和中性調節(jié)”三個維度的情緒勞動策略量表，吳宇駒(2005)[17]編制了適合中小學教師的四個維度——情緒勞動知覺、表層偽裝、自然行為、深層行為的情緒勞動量表。這些量表是否適合高校教師，還不得而知。因此修訂具有針對性的高校教師情緒勞動策略量表非常必要。本研究嘗試性對?UKUR編制的高校教師情緒勞動策略量表進行本土化的修訂，以期能為高校教師情緒勞動相關研究的深入提供研究工具。

一、研究工具與方法

英文版高校教師情緒勞動量表，由?UKUR編制，包括4個維度：表層偽裝、深層行為、自主情緒調節(jié)和情緒偏差，共20個題目，采用5點記分，1-5分別表示極不符合、不符合、不確定、符合、非常符合。

情緒耗竭量表，李超平、時勘(2003)[18]根據Maslach的職業(yè)倦怠量表通用版(MBI-GS)翻譯修訂了工作倦怠量表，包括情緒耗竭(5個項目)、憤世嫉俗(4個項目)和工作成效(6個項目)3個分量表。從中選取5個題目的情緒耗竭量表在本研究中使用，其內部一致性系數為0.88。

2. 被試

預測：選取江蘇省11所高校的400名教師進行量表施測，回收問卷354份，其中有效問卷325份，有效被試中，男教師180人，女教師145人，平均教齡為11年，標準差為8.13。此數據用于探索性因素分析。

正式施測：選取徐州、淮安兩個地區(qū)6所高校對編有高校教師情緒勞動正式量表和情緒耗竭量表的問卷進行施測，共發(fā)放問卷350份，回收292份，其中有效問卷256份。有效被試中男教師146人，女教師110人，平均教齡為12年，標準差為8.05。此數據用于驗證性因素分析。

3.數據分析

采用SPSS16.0和AMOS18.0進行數據的統計分析。

二、修訂過程

1. 量表翻譯與開放式調查

8)過程產品的分辨率直接關系到計算機工作量大小和后續(xù)地物采集精度。3D 模型的分辨率由影像組的分辨率和影像采樣百分比共同決定。而生產TDOM和DSM時，應根據地形圖成圖比例尺、等高距、測區(qū)地貌情況設置分辨率，因為TDOM和DSM分辨率數值設置過大，則降低TDOM的精度，造成建筑物棱角模糊，直線圍墻在視覺上成為折線等。

在量表翻譯之前首先請心理學專業(yè)的四名研究生通讀?UKUR編制高等學校教師情緒勞動量表的英文文獻，然后讓他們分別獨自把英文的量表翻譯成中文。得到4個版本翻譯稿后，通過討論確定了量表初稿。為了讓量表能夠更好地反應原研究者表達的深層含義，研究者邀請了兩位在高校從事外語教學與研究的教師(其中一位有三年的海外留學經歷)對翻譯的量表結合英文文獻與原英文版的量表進行對比和回譯，根據他們的意見，對量表措辭進行了一些修改，如為了防止發(fā)生歧義，將第3題“當學生在課堂上發(fā)現我的授課錯誤，并和其他學生議論的時候，我會向學生真實地表達我的感受，雖然我知道作為他們的老師我不應該這樣”中的“雖然我知道作為他們的老師我不應該這樣”刪掉，又如為了表達得更貼切，將第12題中“當我到自己不喜歡的班級上我不喜歡上的課程的時候……”改為“當我到自己不喜歡的班級，上我不感興趣的課程的時候……”。

量表翻譯完后，研究者邀請了三位心理學專家(2位副教授、1位教授)對翻譯的量表進行評定，根據三位專家的建議對量表作了少許的修改，如將第6題中的“掩飾”改為“控制”、將第8題中的“認為”改為“覺得”等。

經過這一輪的修改之后，研究者對量表項目的特征進行了分析，發(fā)現此量表每個項目的前半部分基本上都是關于高校教師在教學、工作、生活中出現的情景，如：“當領導批評我對待學生的方式時……”、“當我的教學風格受到學生贊賞的時候……”、“當大多數同事都覺得某個笑話很可笑時……”等等，后半部分基本上為對前半部分事件所引起情緒而被試采取的或者調節(jié)、或者控制、或者表達的行為。為了評估這些情景是否是國內高校教師經常遇到的，是否在國內高校教師中具有平凡性，研究者設計了《高校教師日常事件問卷》，考察問卷中事件在日常工作生活中是否發(fā)生，采用“發(fā)生過”和“未發(fā)生過”作答。問卷印制好后，對中國礦業(yè)大學、江蘇師范大學和徐州醫(yī)學院的140名教師進行了調查。施測的時候，除了要求教師對所列情景是否出現進行評定外，還要求他們寫出在工作生活中與他人互動時經常會出現的情景。問卷回收后，有效問卷為131份，由于項目取樣的代表性問題是內容效度的主要考察方面，所以研究者考察了此問卷的內容效度。由表1可以看出所有項目的內容效度均在0.68以上，因此這些項目具有普遍性，可以作為高等學校教師日常發(fā)生事件作進一步的研究。

表1 高校教師日常事件問卷內容效度

2.探索性因素分析

對預測數據進行探索性因素分析，KMO值為0.88，Bartlett球形檢驗漸近卡方值為2835.64，顯著性水平為0.000，由此可見，KMO值接近0.9，樣本數據適合進行因素分析。對20個題目采用主成分分析法抽取因子，經過正交旋轉后，共得到特征值大于1的因子4個，累計貢獻率為63.3%，由于情緒偏差維度第4個題目的共同度為0.31，較低，因此將該題刪除。

然后，對剩下的19個題目再次進行探索性因素分析，KMO值為0.87，Bartlett球形檢驗漸近卡方值為2750.07，顯著性水平為0.000。采用主成分分析法抽取因子，經過正交旋轉后，共得到特征值大于1的因子4個，累計貢獻率為65.4%，所有題目的共同度介于0.58-0.71之間，共同度較好。4個因子上的載荷情況見表2，由此可見該量表四個維度的結構較好。

表2 情緒勞動量表探索性因素分析的因素載荷

3.信度分析

根據探索性因素分析獲得的19個題目的正式量表，分別計算該量表4個維度的內部一致性系數(Cronbach’s α)，其中表層偽裝、深層行為、自主情緒調節(jié)和情緒偏差各維度的Cronbach’s α系數分別為0.88、0.87、0.87與0.78，由此可見19個題目的量表具有較好的一致性和穩(wěn)定性。

4.構想效度

計算探索性因素分析所得正式量表各因子分值、各維度總分、總分之間的Pearson相關系數，結果見表3。由表中數據可知，量表四個維度表層偽裝、深層行為、自主情緒調節(jié)和情緒偏差內部各因子之間均顯著相關，相關系數介于0.43至0.66之間，其中只有情緒偏差個別因子之間的相關系數介于0.43至0.50之間，而其他維度內部因子之間的相關系數均大于0.5，這說明該量表各維度具有較好的收斂效度；各因子分數與其對應的維度總分之間的相關度非常高，均大于0.76，這說明各因子項目與其對應的總分之間有著密切的聯系。量表四個維度兩兩之間的因子大部分互不相關，即使存在相關關系，但它們的相關系數的絕對值均小于0.5，相關很低，這說明量表四個維度之間具有一定的區(qū)別效度。由此可見本量表的構想效度較好。

5.驗證性因素分析

使用正式施測的數據(n=256)進行驗證性因素分析，結果如表4所示。高校教師情緒勞動策略量表各項擬合指標比較理想，其四個維度的理論模型擬合較好。另外，其完全標準化的因素載荷介于0.64-0.80之間，均較高，結合理論構想，接受情緒勞動策略量表的結構。

表4 情緒勞動量表模型整體擬合指數(n=256)

6.效標關聯效度

選取情緒耗竭作為指標考察量表的效標關聯效度。由表5可見，表層偽裝和情緒偏差與情緒耗竭顯著正相關，自主情緒調節(jié)與情緒耗竭顯著負相關，深層行為與情緒耗竭不存在顯著的相關關系。這一結果與?UKUR得到的結果非常吻合，說明修訂的量表具有較好的效標關聯效度。

表5 情緒勞動策略量表的效標關聯效度(n=256)

三、討論

經過翻譯和回譯，研究者邀請了一些專家根據中國的文化背景對量表的語句進行了一些修改，使其更好地適應本土的研究需要。之后，研究者對量表項目的特征進行了研究，發(fā)現量表項目中的事件基本上都是教師與學生、同事或者領導交互的情景，故通過開放式問卷的研究方法，考察了這些事件的普遍性和代表性，經過分析發(fā)現這些事件具有很好的代表性。

對預測的數據進行探索性因素分析，發(fā)現量表情緒偏差維度的一個題目“當學生因為犯了低級錯誤而被其他同學嘲笑的時候，我也會跟著嘲笑他，雖然作為教師我知道我不應該這樣”，其共同度較低，研究者判斷該題可能涉及到教師的職業(yè)道德，從而影響了題目測量目的，故將該題刪除。然后再進行探索分析，發(fā)現由四個維度19個題目組成的高校教師情緒勞動策略量表結構較好，其內部一致性系數介于0.78-0.88之間。這四個維度分別為表層偽裝、深層行為、自主情緒調節(jié)和情緒偏差。

對正式施測的數據進行分析，各種擬合指數顯示，量表具有較好的擬合水平和較高的信效度，支持本研究的理論構想。采用情緒耗竭作為量表的效標關聯效度，結果表明量表的這一效度也很好。這些一方面驗證了Zapf[19]、Diefendorff 和 Croyle[20]等人關于情緒勞動策略由表層偽裝、深層行為、自主情緒調節(jié)和情緒偏差四個維度構成的結構，另一方面很好地支持了問卷原設計者構想的高校教師群體四個維度的情緒勞動策略量表的項目和結構。

本研究尚存在以下問題：量表譯自國外的量表，其項目的字數有點偏多，這對測量結果會產生一些影響；研究用開放式問卷代替了深度訪談，但是開放式問卷的最后一個問答題(填答人較少)沒有得到理想的結果，這些都需要在下一步的研究中加以改進。研究的樣本均來自于江蘇省，樣本可能存在單一性問題，未來的研究可以在此基礎上對其他地區(qū)的樣本進行研究，以達到更好的測量目的。

四、結論

對?UKUR(2009)編制的高校教師情緒勞動策略量表進行本土化修訂，形成了適合中國文化背景的高校教師情緒勞動量表。量表由表層偽裝、深層行為、自主情緒調節(jié)和情緒偏差4個維度19個題目構成，其具有較好的信度和效度。

[1] Hochschild AR.The managed heart:The commercialization of human feeling[M].Berkeley:University of California Press.1983：5-69.

[2] Ashforth BE, Humphrey RH. Emotional labor in service roles: The influence of identity[J]. Academy of Management Review, 1993, 18(1): 88-115.

[3] Brotheridge CM, Grandey AA. Emotional labor and Burnout: Comparing two Perspectives of “People Work”[J].Journal of Vocational Behavior, 2002, 60:17-39.

[4] Diefendorff JM, Gosserand RH. Understanding the emotional labor process: a control theory perspective[J]. Journal of Organizational Behavior, 2003, 24(8): 945-960.

[5] Glomba TM, Tews MJ. Emotional labor: A conceptualization and scale development[J]. Journal of Vocational Behavior, 2004, 64:1-23.

[6] Hochschild AR. Emotion work, feeling rules, and social structure[J]. American Journal of Sociology, 1979, 85(3):551-575.

[7] Mann S. Emotion at work: To what extent are we expressing, suppressing, or faking it?[J]. European Journal of Work and Organizational Psychology, 1999, 8:347-369.

[8] Rafaeli A, Worline M. Individual emotion in work organizations[J]. Social Science Information, 2001, 40: 95-123.

[9] [19]Zapf D. Emotion work and psychological well-being: A review of the literature and some conceptual considerations[J]. Human Resource Management Review, 2002, 12:237-268.

[10] Grandey A. When the show must go on: surface and deep acting as determinants of emotional exhaustion and peer-rated service delivery[J]. Academy of Management Journal, 2003,46:86-96.

[11] Brotheridge CM, Lee RT. Development and validation of the Emotional Labour Scale[J]. Journal of Occupational and Organizational Psychology, 2003 ,76 :365-379.

[12] [20]Diefendorff JM, Croyle MH, Gosserand RH,et al.The dimensionality and antecedents of emotional labor strategies[J]. Journal of Vocational Behavior, 2005,66:339-357.

[13] N?ring G, Bri?t M, Brouwers A, et al. Validation of the Dutch Questionnaire on Emotional Labor (D-QEL) in Nurses and Teachers[M]. In P. Richter, J. M. Peiro amp; W. B.chaufeli (Eds.), Psychosocial resources in human services work , 2007.135-145.

[14] Blau G, Fertig J. Further scale refinement for emotional labor: Exploring distinctions between types of surface versus deep acting using a difficult client referent[J]. Career Development International, 2010, 15(2): 188-216.

[16] 楊林鋒，余新年，范庭衛(wèi).緒勞動結構維度初探[J].內蒙古農業(yè)大學學報(社會科學版)，2008,10(3): 263-265.

[17] 吳宇駒.中小學教師情緒勞動問卷的編制[J].西北師范大學學報，2011,48(1)：102-108.

[18] 李超平,時勘.分配公平與程序公平對工作倦怠的影響[J].心理學報,2003,35(5):677-684.

RevisionofEmotionalLaborStrategyofChineseCollegeTeachers

HAN Hong-zheng1, ZHANG Xi-chao2

(1. Propaganda Department of Party committee, Jiangsu Normal University, Xuzhou 221116, China; 2. School of psychology, Beijing Normal University, Beijing 100875, China)

The objective of this study is to carry out the localization revision of emotional lobar strategy scale of ?UKUR’s (2009) teachers, and forms the emotional lobar strategy scale suitable for Chinese cultural background teachers. Based on expert evaluation and open-type investigation, 20 topics are served as the initial scale. 581 college teachers were successively assessed, and exploratory factor analysis and confirmatory factor analysis are used to determine the scale structure. The results show that: College teachers’ emotional labor scale consists of 4 subscales, totally 19 topics; result from confirmatory factor analysis shows that the scale has a good fit (χ2/df=1.18, NNFI=0.98, CFI=0.98, RMSEA=0.03); and the reliability coefficients for the 4 subscales range from 0.78 to 0.88. The conclusion is that the reliability and validity of college teacher emotional labor scale satisfy the requirement of psychometrics, and the scale can be further studied.

College teacher; Emotional labor; Scale; Factor analysis

G443

A

1009-105X(2013)03-0084-06

2013-05-10

江蘇師范大學哲社基金項目(項目編號：11XWB41)

1.韓洪政(1979-)，男，講師，江蘇師范大學黨委宣傳部，碩士研究生。

2.張西超(1971-)，男，博士，北京師范大學心理學院副教授。