賈艷賢+徐結(jié)平

摘要：本研究旨在修訂出適合我國教育情境的教師心理授權(quán)量表。本研究在文獻(xiàn)分析的基礎(chǔ)上，以SPSS16.0和Amoss7.0作為研究工具，對780份問卷進(jìn)行了項目分析、探索性因素分析以及驗證性因素分析，結(jié)果顯示：教師心理授權(quán)量表保留了原量表的六因素結(jié)構(gòu)，刪除一些無關(guān)題項后，共包括24個題項，各題項與其所屬因子之間的相關(guān)在0.678-0.815之間，相關(guān)程度較高。各因素的Cronbachs α系數(shù)在0.607-0.833之間，總量表的 Cronbachs α系數(shù)為0.831，具有較高的信度水平。驗證性結(jié)果顯示六個維度的測量模型的擬合數(shù)據(jù)是可以接受的。

關(guān)鍵詞：教師 心理授權(quán) 量表修訂

20世紀(jì)90年代，研究者們從動機(jī)路徑研究授權(quán)。他們認(rèn)為心理授權(quán)是一種內(nèi)在激勵，是個體對工作及自己在組織中的角色的知覺或態(tài)度。[1]關(guān)于心理授權(quán)概念的發(fā)展，美國學(xué)者Thomas & Velthouse（1990）[2]率先從多維度進(jìn)行解釋，他們認(rèn)為心理授權(quán)是個體體驗到的包括工作意義、自我效能、自主性和工作影響的認(rèn)知綜合體。本研究中將教師心理授權(quán)定義為教師感知到自己在工作中是被尊重的，能夠按照自己的想法進(jìn)行工作，能夠?qū)W(xué)校相應(yīng)的工作作出決策，有機(jī)會發(fā)展自己的能力，并認(rèn)為自己具備一定的知識和能力影響自己的工作環(huán)境。心理授權(quán)水平的提高能夠激發(fā)個體的工作動機(jī)，幫助個體形成高水平的組織承諾、職業(yè)承諾以及工作滿意度等，在工作中表現(xiàn)出較少的離職意愿。因此，心理授權(quán)概念一提出，就受到很多研究者的青睞。關(guān)于心理授權(quán)的結(jié)構(gòu)，研究者做了大量的研究，但由于概念界定上的差異，在結(jié)構(gòu)維度以及測量工具上均未達(dá)成一致。目前，較具有代表性的包括結(jié)構(gòu)的三維說、四維說和六維說。例如：Menon （1999）[3]從認(rèn)知心理的視角將其分為三個維度：組織目標(biāo)的內(nèi)化，控制力的感知和自我能力的感知。Thomas和 Velthouse[4] 于1990年進(jìn)行實證研究，提出了心理授權(quán)結(jié)構(gòu)的四維度。Short和Rinechart（1992）參考了三維結(jié)構(gòu)說，開發(fā)出了學(xué)校參與授權(quán)量表。[5]并進(jìn)一步的實證研究，探索出教師心理授權(quán)的六個維度。而關(guān)于教師心理授權(quán)的實證研究，目前國外使用較多的測量工具就是該量表。雖然該量表是從管理授權(quán)和心理授權(quán)兩個方面來探討教師授權(quán)的，但國外許多研究者將其作為探討教師心理授權(quán)的測量工具。

目前，國內(nèi)關(guān)于心理授權(quán)的測量工具也很有限，臺灣的學(xué)者對教師授權(quán)進(jìn)行了一些研究，例如鐘任琴、洪嘉鴻、潘安堂等對教師授權(quán)的探討，但這些研究多是從管理的角度進(jìn)行的。我國大陸地區(qū)從實證的角度對教師心理授權(quán)的研究也有限，本研究在中國知網(wǎng)搜索到王金良的相關(guān)研究。[6]他利用Zimmerman的理論開發(fā)了中小學(xué)教師心理授權(quán)問卷，是從心理授權(quán)的認(rèn)知成分和行為成分兩方面探討。但局限是題量較大，涵蓋范圍廣，更多地強(qiáng)調(diào)個體的認(rèn)知體驗。本研究認(rèn)為學(xué)校參與授權(quán)量表從管理和心理兩個方面探究授權(quán)，適用范圍廣，因此將其作為教師心理授權(quán)的測量工具。但由于東西方文化的差異，該量表在我國教育背景下的適用性還有待探討。本研究將對該量表進(jìn)行修訂，探討出適合我國教育背景下的教師心理授權(quán)測量工具，修訂后的量表稱為教師心理授權(quán)量表。

一、研究方法

1.教師心理授權(quán)量表的修訂

《學(xué)校參與授權(quán)量表》英文版共包含38個題項，以5點式計分（分?jǐn)?shù)從極不贊同到極贊同）。在量表修訂的初始階段，我們首先請了4名英文系研究生將問卷翻譯成中文，再經(jīng)過斟酌語句確定中文版。然后，請10名來自不同的中小學(xué)校的不同文化程度的教師進(jìn)行訪談，進(jìn)行問卷的填寫，并通過整理訪談內(nèi)容，對問卷中文進(jìn)行修改。之后，又將中文版回譯成英文，并根據(jù)回譯適當(dāng)調(diào)整中文，最后確定問卷預(yù)試版本。本研究將首先利用該量表的中文問卷進(jìn)行預(yù)試，最后采用探索性因素分析和驗證性因素分析考察其因素結(jié)構(gòu)和效度結(jié)構(gòu)。

2.研究對象

本研究將預(yù)測問卷850份對中小學(xué)教師進(jìn)行初測，收回有效問卷780份，被試來自安徽省內(nèi)的滁州、巢湖、阜陽、淮北等地一些中小學(xué)的教師。由于本研究中學(xué)校參與授權(quán)量表的題項為38題，因此將總樣本780份分為兩部分，先抽取250份進(jìn)行探索性分析；剩余的530份用于驗證性因素分析。

二、研究結(jié)果

（一）教師心理授權(quán)量表的項目分析

為了考察題項鑒別的高低，本研究將對第一次試測的問卷進(jìn)行項目分析。根據(jù)本研究的項目分析結(jié)果，所有題項臨界比率P<0.001，統(tǒng)計學(xué)上達(dá)到顯著；在題項與問卷總分，只有15題與總分相關(guān)程度不高，其余均達(dá)到顯著性水平。因此，刪除第15題。

（二）探索性因素分析結(jié)果

1. KMO 和Bartlett 檢驗

通過KMO和Bartlett球形檢驗，本研究的KMO=0.936>0.9，Barttlet球形檢驗p<0.01，該量表在統(tǒng)計學(xué)上可以進(jìn)行因素分析。

2.項目篩選

本研究抽取因子采用主成分法（Principle Component）。最后根據(jù)以下統(tǒng)計學(xué)指標(biāo)進(jìn)行篩選：（1） 碎石檢驗。（2）因素負(fù)荷。大于0.40，并且只在一個因素上，刪除雙高負(fù)荷的題項。（3） 共同度。根據(jù)Kavsek Seiffge-Krenke（1996）法則，共同度小于0.16的題目應(yīng)該被刪除。[7]（吳明隆，2003）

本研究進(jìn)行探索性因素分析結(jié)果，刪除了1、2、4、14、16、20、22、25、29、30、33、35、37等題項。并多次重復(fù)，盡量剔除無效題，直至穩(wěn)定，最后保留的六因素結(jié)構(gòu)（見表1），共包括24個題項。從以上的數(shù)據(jù)可以認(rèn)為該量表的探索性因素分析結(jié)果符合統(tǒng)計學(xué)標(biāo)準(zhǔn)。抽取出的6因子共解釋變異量的56.242%，最低負(fù)荷為0.414，最高為0.755，共同度介于0.388-0.663之間。對各因素的命名參照原量表以及各題項因素負(fù)荷值，保留了原量表的六個名稱，分別為因子1做決策、因子2影響力、因子3自我效能、因子4地位、因子5職業(yè)發(fā)展和因子6自主性。endprint

3.量表的結(jié)構(gòu)效度

本研究在因素分析的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探討量表的結(jié)構(gòu)效度。結(jié)果如表2所示：

根據(jù)表2，總量表與各維度之間相關(guān)在0.641-0.847，相關(guān)程度呈現(xiàn)較高水平；而各維度之間相關(guān)偏低，相關(guān)系數(shù)介于0.242-0.553之間，各維度間相互獨立。各項目與所屬維度的相關(guān)程度較高。

4.教師心理授權(quán)量表的信度分析

進(jìn)一步對教師心理授權(quán)量表進(jìn)行Cronbachs α檢驗，結(jié)果如表3所示：

根據(jù)表3，從數(shù)據(jù)分析可以看出保留下來的24個題項的教師心理授權(quán)量表具有一定的信度水平（總問卷α為0.831，各分問卷α在0.607-0.833之間）。

（三）教師心理授權(quán)量表的驗證性因素分析

為了進(jìn)一步對以上探索性分析結(jié)果的六因素結(jié)構(gòu)進(jìn)行判斷，對模型的擬合程度進(jìn)行判斷，本研究繼續(xù)利用Amos軟件，對余下樣本進(jìn)行驗證分析。根據(jù)Bollen，Jê- eskog 和Sêrbom等的建議，我們決定采用χ2 /df、GFI等確定各指數(shù)的擬合標(biāo)準(zhǔn)。本研究中，驗證性分析結(jié)果的模型擬合指數(shù)見下表：

表4數(shù)據(jù)顯示，χ2 /df <5，但是>3，說明χ2值實際上對樣本數(shù)是非常敏感的。本次驗證分析樣本量較大可能是造成χ2 /df大于3的原因。雖然某些其他指標(biāo)（RMSEA<0.08，GFI>0.88，NFI>0.80，CFI>0.85）沒有達(dá)到較好的程度，但還是可以接受的，說明修訂后的教師心理授權(quán)量表的六因素模型的擬合程度是可以接受的。

三、討論與結(jié)論

學(xué)校參與授權(quán)原量表在國外應(yīng)用的范圍較廣，同時也具有很好的信效度。盡管如此，由于不同的社會環(huán)境和教育背景，學(xué)校參與授權(quán)量表在有些具體的題項上可能存在不適合于我國教育中的實際情況，因此筆者在論文寫作的初期，根據(jù)初測問卷以及對中小學(xué)教師的實際訪談，修改了問卷中的某些題項。并在后續(xù)研究中， 以SPSS16.0為工具，對原量表進(jìn)行了項目分析、探索性因素分析，刪除了14個項目后，結(jié)構(gòu)穩(wěn)定下來，最終抽取出六個因子，共24個題項，各題項和因子之間的相關(guān)在0.678-0.815之間，達(dá)到統(tǒng)計學(xué)意義。各因素的Cronbachs α系數(shù)在0.607-0.833之間，總問卷的 Cronbachs α系數(shù)為0.831，具有較高的信度水平。之后以AMOS7.0作為研究工具，采用驗證性因素分析的方式，對探索出的量表結(jié)構(gòu)進(jìn)行考察。數(shù)據(jù)結(jié)果表明，六個維度的測量模型的擬合數(shù)據(jù)是可以接受的。這表明，經(jīng)過修編的量表具有較好的構(gòu)想效度，適于衡量我國教師的心理授權(quán)水平。經(jīng)過修編后的量表也是首次用于我國的教育系統(tǒng)，將其作為教師心理授權(quán)的測量工具，可以為后續(xù)研究做準(zhǔn)備。

總結(jié)以上研究，我們主要得出以下結(jié)論：修訂后的教師心理授權(quán)量表，保留原量表的六個維度：參與決策、職業(yè)發(fā)展、地位、自我效能、自主性以及影響力。具體而言，參與決策指的是學(xué)校為教師提供參與決策的機(jī)會；職業(yè)發(fā)展指的是學(xué)校為教師提供專業(yè)發(fā)展的機(jī)會；地位指的是教師感到同事認(rèn)同自己的專業(yè)水平；自我效能指的是教師認(rèn)為自己有能力幫助學(xué)生進(jìn)行學(xué)習(xí)，能夠為學(xué)生設(shè)計有效的學(xué)習(xí)計劃，能對學(xué)生的學(xué)習(xí)產(chǎn)生有效影響；自主性指的是教師感到自己能夠自主進(jìn)行工作方面的一些決策，如教學(xué)計劃的制訂、課程的安排等；影響力指的是個體感到自己能夠?qū)W(xué)校生活產(chǎn)生一定影響，感到自己所做的事情有價值，認(rèn)為自己的工作能夠得到學(xué)校的認(rèn)可。修訂后的量表信效度良好。

參考文獻(xiàn)：

[1]劉云，石金濤.授權(quán)理論的研究邏輯——心理授權(quán)的概念發(fā)展[J].上海交通大學(xué)學(xué)報， 2010.

[2][4]Thomas KW， Velthouse B A.Cognitive Elements of Empowerment： An “Interpretive”Model of Intrinsic Task Motivation. Academy of Management Review， 1990， 15（4）： 666 – 681.

[3]Menon S. T. Psychological empowerment： definition， measurement， and validation[J]. Canadian Journal of Behavioural Science， 1999， 31（3）： 161.

[5]Short，P.M.，Rinechart， J.S.（1992）.School participant empowerment scale：Assessment of level of empowerment within the school environment. Edicational and Psychological Measurement ， 52（4）， 951-960.

[6]王金良，張大均. 中小學(xué)教師心理授權(quán)的測量[J]. 心理發(fā)展與教育， 2011.

[7]吳明隆. SPSS 統(tǒng)計應(yīng)用實務(wù)[M]. 北京： 中國鐵道出版社， 2003.endprint