張永紅，徐皓洋，賈存蓮

（1.西南大學(xué)國(guó)家治理學(xué)院，重慶 北碚 400715；2.成都理工大學(xué)合作與發(fā)展處，四川 成都 610059；3.甘肅警察職業(yè)學(xué)院基礎(chǔ)教學(xué)部，甘肅 蘭州 730046）

引 言

社會(huì)工作者是遵循社會(huì)工作價(jià)值觀，運(yùn)用社會(huì)工作專業(yè)知識(shí)和方法，為社會(huì)困難群體提供幫助和服務(wù)的職業(yè)人員.我國(guó)社會(huì)工作在進(jìn)入穩(wěn)步發(fā)展時(shí)期后，國(guó)家和政府越來(lái)越重視社會(huì)工作人才的培育發(fā)展和作用的發(fā)揮，并在社會(huì)工作的各個(gè)相關(guān)領(lǐng)域不斷推進(jìn)社會(huì)工作人才隊(duì)伍的建設(shè)，從人才數(shù)量、人才素質(zhì)能力、隊(duì)伍結(jié)構(gòu)等方面提出了相應(yīng)的要求.但事實(shí)上，我國(guó)社會(huì)工作專業(yè)長(zhǎng)期以來(lái)一直受到社會(huì)工作者高離職率而引發(fā)的人才流失問題的影響而發(fā)展緩慢.據(jù)統(tǒng)計(jì)，2014年以來(lái)，深圳、廣州、上海、南京等國(guó)內(nèi)專業(yè)社會(huì)工作發(fā)展較好的一些省市的社會(huì)工作者離職率一直維持在20%左右，且在離職后多選擇轉(zhuǎn)行.曾守錘等人指出，導(dǎo)致我國(guó)社會(huì)工作者離職的因素主要包含個(gè)人、職業(yè)和家庭三個(gè)層面，其中職業(yè)因素包括薪酬待遇、工作環(huán)境、晉升空間、組織承諾、職業(yè)倦怠等.［1］而從職業(yè)心理學(xué)的角度來(lái)看，在這些職業(yè)因素與離職行為之間還存在著一個(gè)重要的心理中介變量——職業(yè)自我效能.

“自我效能”的概念首先出自Bandura 的社會(huì)學(xué)習(xí)理論，指的是人們對(duì)于完成某一行為并取得預(yù)期結(jié)果所需能力的主觀評(píng)價(jià).Hackett & Betz首次將Bandura 的自我效能理論引入到職業(yè)心理學(xué)的研究中，從最初用自我效能理論解釋女大學(xué)生在從業(yè)選擇上的問題，后來(lái)擴(kuò)展到一般的職業(yè)選擇和發(fā)展研究上，并提出了職業(yè)自我效能（Career Selfefficacy）的概念，意指“個(gè)人對(duì)于所從事職業(yè)行為的能力的信念”.［2］后來(lái)隨著研究的深入，其他學(xué)者將其定義為：個(gè)體在職業(yè)領(lǐng)域中對(duì)自己能否勝任職業(yè)任務(wù)、達(dá)成職業(yè)行為目標(biāo)的知覺、信心或信念.［3-5］Bandura也指出，擁有較高職業(yè)自我效能的從業(yè)者會(huì)對(duì)自己的職業(yè)生涯更有信心，同時(shí)會(huì)有更積極的職業(yè)選擇和決策行為.［6］相關(guān)研究表明，社會(huì)工作者的職業(yè)自我效能與其工作滿意度以及與服務(wù)對(duì)象的信任關(guān)系都呈正相關(guān)；［7］有助于提升其可雇傭力，并在其社會(huì)服務(wù)經(jīng)歷與可雇傭力間起部分中介作用；［5］可以顯著負(fù)向預(yù)測(cè)其離職傾向，甚至完全中介了職業(yè)認(rèn)同對(duì)離職傾向的影響.［8］

目前，國(guó)內(nèi)社會(huì)工作研究領(lǐng)域內(nèi)還尚未有專門針對(duì)社會(huì)工作者職業(yè)自我效能的評(píng)估工具.反觀國(guó)外已有的相關(guān)量表包括社會(huì)工作者賦能量表（Social Worker Empowerment，SWE）、［9］社會(huì)工作自我效能量表（Social Work Self-Efficacy，SWSE）［10］以及社會(huì)工作者自我效能量表（Self-Efficacy Scale for Social Workers，SESSW）.［11］其中前兩個(gè)量表雖然具有很高的測(cè)量信效度，但由于題項(xiàng)較多，在實(shí)際的應(yīng)用中推廣困難.

相比之下，Pedrazza等人的社會(huì)工作者自我效能量表在信效度表現(xiàn)、題項(xiàng)數(shù)量等方面十分可觀，便于推廣應(yīng)用.基于此，擬通過(guò)對(duì)社會(huì)工作者自我效能量表進(jìn)行漢化翻譯，形成中文版社會(huì)工作者自我效能量表，并分析其施測(cè)于國(guó)內(nèi)社會(huì)工作者當(dāng)中的信度和效度，以檢驗(yàn)其本土適用性，為我國(guó)社會(huì)工作者職業(yè)發(fā)展的研究和評(píng)估提供可靠的測(cè)量工具.

1 研究對(duì)象、工具與方法

1.1 研究對(duì)象

樣本一（總樣本）：用于量表的題項(xiàng)分析、信度分析和效標(biāo)效度分析.樣本1中的受訪者是來(lái)自重慶、四川、廣東、湖北、江蘇等省市的專職社會(huì)工作者，具體服務(wù)領(lǐng)域不限.研究共發(fā)放問卷256份，最終回收有效問卷235份，有效問卷回收率為91.8%.其中有男性62人，女性173人；35歲及以下175人，35 歲以上52 人；大專及以下學(xué)歷82 人，本科學(xué)歷101 人，研究生及以上學(xué)歷52 人；從業(yè)3 年以內(nèi)的114人，從業(yè)3年及以上的121人；無(wú)職業(yè)資格者94人，初級(jí)社會(huì)工作師91人，中級(jí)社會(huì)工作師50人.樣本二：從總樣本中隨機(jī)抽取80人，用于量表的探索性因子分析.樣本三：將總樣本除去樣本2剩余的155人，用于量表的驗(yàn)證性因子分析、聚合效度分析和區(qū)分效度分析.樣本四：在總樣本中有52人表示愿意接受2個(gè)月后的跟進(jìn)調(diào)查，2個(gè)月后與他們?nèi)〉寐?lián)系并發(fā)放跟進(jìn)調(diào)查問卷，用于分析量表的再測(cè)信度，最終得到的有效樣本為46人.

1.2 研究工具

1.2.1 社會(huì)工作者自我效能量表

該量表作為本研究的檢驗(yàn)對(duì)象，共有12個(gè)題項(xiàng)，分屬于情緒調(diào)節(jié)效能、過(guò)程自我效能和支持尋求效能三個(gè)維度.［11］原量表采用李克特7點(diǎn)計(jì)分法，本研究在國(guó)內(nèi)專家的建議下最終采用李克特5點(diǎn)計(jì)分法.

1.2.2 職業(yè)倦怠量表

職業(yè)倦怠量表（MBI-HSS）由Maslach 編制，包含情緒耗竭、人格裂解和個(gè)人成就感三個(gè)維度，共22個(gè)題項(xiàng)，采用李克特7點(diǎn)計(jì)分法.［12］職業(yè)倦怠量表作為校標(biāo)量表來(lái)檢驗(yàn)社會(huì)工作者自我效能量表的校標(biāo)關(guān)聯(lián)效度，在本研究中，總量表的Cronbach's α為0.902，各維度的Cronbach's α在0.823-0.881之間.

1.3 量表漢化

本研究在與SESSW 原量表開發(fā)者取得聯(lián)系并得到授權(quán)后，根據(jù)Brislin提出的“翻譯-回譯”模型，［13］對(duì)原量表進(jìn)行漢化.SESSW 原量表為英文版，且由于該量表涉及社會(huì)工作專業(yè)的相關(guān)內(nèi)容，故先由兩名有較好英文水平的社會(huì)工作專業(yè)研究生進(jìn)行英譯中后，討論得出中文初版（初譯）；再由兩名具有社會(huì)工作專業(yè)背景的研究生（其中一名具有專業(yè)英語(yǔ)八級(jí)水平證書，另一名是本科專業(yè)為社會(huì)工作的英語(yǔ)專業(yè)在讀研究生）對(duì)中文初版進(jìn)行漢譯英（回譯），并與量表英文原版進(jìn)行比對(duì).經(jīng)專家小組的審閱和評(píng)議后提出修改意見，使得量表的翻譯既不違背原文表意，同時(shí)符合中文言語(yǔ)邏輯以及中國(guó)社會(huì)工作專業(yè)的本土語(yǔ)境，最終形成中文版社會(huì)工作者自我效能量表.

根據(jù)原量表開發(fā)者的定義，［11］對(duì)社會(huì)工作者自我效能量表的三個(gè)維度分別作如下解釋：（1）情緒調(diào)節(jié)效能(Emotion Regulation).指社會(huì)工作者對(duì)于自己處理復(fù)雜問題或情況時(shí)管理其負(fù)面情緒的能力的信心.（2）過(guò)程自我效能(Procedural Selfefficacy).指社會(huì)工作者對(duì)于自己在具體的社會(huì)工作實(shí)務(wù)中處理各種實(shí)際問題的能力的信心.（3）支持尋求效能(Support Request).指社會(huì)工作者對(duì)于自己從他人（如其他專業(yè)人士、督導(dǎo)、同事等）那里尋求支持資源的能力的信心.

1.4 統(tǒng)計(jì)處理

采用SPSS 23.0對(duì)樣本一進(jìn)行題項(xiàng)分析、信度分析、效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度分析，對(duì)樣本二進(jìn)行探索性因子分析，對(duì)樣本四進(jìn)行再測(cè)信度分析；采用AMOS 25.0 對(duì)樣本三進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析、聚合效度分析、區(qū)分效度分析.

2 研究結(jié)果

2.1 題項(xiàng)分析

采用Pearson相關(guān)分析法計(jì)算出各題項(xiàng)與總分的相關(guān)系數(shù).結(jié)果如表2所示，各題項(xiàng)平均分與總分顯著相關(guān)，相關(guān)系數(shù)在0.642-0.717之間.采用臨界比值法(Critical Ration，CR)檢驗(yàn)量表各題項(xiàng)的區(qū)分度.將所有樣本的總分從高到低排序，取前27%為高分組，后27%為低分組，并對(duì)兩組樣本各題項(xiàng)的得分進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，所得的t檢驗(yàn)值即為臨界比值.結(jié)果如表1所示，量表各題項(xiàng)的臨界比值均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，表明高低分組的得分差異顯著，量表具有較好的區(qū)分度.

表1 各題項(xiàng)與總分的相關(guān)性和臨界比值(樣本一,N=235)

表2 社會(huì)工作者自我效能量表的各種內(nèi)容效度指數(shù)(n=6)

2.2 信度分析

信度分析結(jié)果顯示，總量表的Cronbach's α為0.894，情緒調(diào)節(jié)效能（包含題項(xiàng)1-4）、過(guò)程自我效能（包含題項(xiàng)5-9）和支持尋求效能（包含題項(xiàng)10-12）子量表的Cronbach's α 分別為0.794、0.813 和0.755，均在0.7 以上；總量表折半信度的Spearman-Brown系數(shù)和Guttman系數(shù)均為0.820.表明該量表具有較好的內(nèi)部一致性信度和折半信度.2個(gè)月后總量表的再測(cè)信度（r）為0.887，情緒調(diào)節(jié)效能、過(guò)程自我效能和支持尋求效能子量表的再測(cè)信度分別為0.823、0.797和0.704.

2.3 效度分析

2.3.1 內(nèi)容效度

內(nèi)容效度采用“專家評(píng)議+計(jì)算內(nèi)容效度指數(shù)（Content Validity Index , CVI）”的方式進(jìn)行檢驗(yàn).研究者向6名社會(huì)工作領(lǐng)域的專家發(fā)送專家評(píng)議咨詢函，邀請(qǐng)他們對(duì)量表每個(gè)題項(xiàng)與“社會(huì)工作者的自我效能感”這一主題的相關(guān)程度進(jìn)行評(píng)分（“完全不相關(guān)”記1分，“不太相關(guān)”記2分，“比較相關(guān)”記3分，“非常相關(guān)”記4分）.［14］在參與評(píng)議的6名專家中，有5名擁有博士學(xué)位，4名擁有副教授職稱，2名同時(shí)具有社會(huì)工作和心理學(xué)專業(yè)背景，且都長(zhǎng)期從事社會(huì)工作督導(dǎo)事務(wù).評(píng)議完成后，根據(jù)專家評(píng)議的結(jié)果計(jì)算相應(yīng)的內(nèi)容效度指數(shù)（見表2）.結(jié)果顯示，各項(xiàng)內(nèi)容效度指數(shù)均達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)，表明6位專家對(duì)量表題項(xiàng)內(nèi)容和維度結(jié)構(gòu)有較高的認(rèn)可度，該量表具有較好的內(nèi)容效度.

2.3.2 探索性因子分析

KMO 檢驗(yàn)結(jié)果顯示，KMO 值為0.870；Bartlett 球形檢驗(yàn)結(jié)果顯示，近似卡方值為355.733，自由度為66，p＜0.001，表明各題項(xiàng)之間同時(shí)具有較強(qiáng)的相關(guān)性和一定的相對(duì)獨(dú)立性，適合進(jìn)行因子分析.通過(guò)主成分分析法共提取出兩個(gè)特征值大于1的公因子，累積方差解釋率為53.21%，這與原量表的三維度結(jié)構(gòu)模型不符，故需要作進(jìn)一步的驗(yàn)證性因子分析.

2.3.3 結(jié)構(gòu)模型擬合度

采用驗(yàn)證性因子分析法檢驗(yàn)量表的結(jié)構(gòu)模型擬合度，結(jié)構(gòu)模型見圖1.結(jié)果顯示，各題項(xiàng)的因子載荷在0.67-0.77之間，均大于0.6，表明量表的維度構(gòu)成合理；χ2/df=1.536，RMSEA=0.059，SRMR=0.054，CFI=0.964，IFI=0.965，TLI=0.954，表明量表的結(jié)構(gòu)模型擬合良好.此外，為了檢驗(yàn)其他替代模型的擬合度情況，本研究將原量表的三維度結(jié)構(gòu)模型分別重構(gòu)為二維度和單維度結(jié)構(gòu)模型.其中二維度結(jié)構(gòu)模型根據(jù)探索性因子分析中所提取的兩個(gè)公因子進(jìn)行構(gòu)造，兩個(gè)因子分別包含題項(xiàng)1、2、3、4、6、8、9和題項(xiàng)5、7、10、11、12，單維度結(jié)構(gòu)模型則將社會(huì)工作者自我效能感作為一個(gè)顯變量直接測(cè)量全部12個(gè)題項(xiàng)，最后比較三維度、二維度和單維度結(jié)構(gòu)模型的各項(xiàng)擬合指數(shù).檢驗(yàn)和比較結(jié)果（見表3）顯示，原量表的三維度結(jié)構(gòu)模型的各項(xiàng)擬合指數(shù)要優(yōu)于二維度和單維度結(jié)構(gòu)模型.

圖1 中文版社會(huì)工作者自我效能量表的結(jié)構(gòu)模型

表3 三維度、二維度和單維度結(jié)構(gòu)模型的擬合指數(shù)對(duì)比(樣本三,n=155)

2.3.4 聚合效度

根據(jù)量表各維度所包含的題項(xiàng)的因子載荷系數(shù)，計(jì)算出情緒調(diào)節(jié)效能、過(guò)程自我效能和支持尋求效能三個(gè)維度的平均方差提取量(AVE)分別為0.491、0.505和0.553，均在0.5左右，表明各維度對(duì)各自題項(xiàng)有一定的綜合解釋率，聚合效度勉強(qiáng)可以接受.

2.3.5 區(qū)分效度

通過(guò)比較量表各維度之間的相關(guān)系數(shù)與各維度AVE的平方根值，來(lái)檢驗(yàn)量表的區(qū)分效度.比較結(jié)果（見表4）顯示，任意兩個(gè)維度的AVE平方根值均大于該兩個(gè)維度之間的相關(guān)系數(shù)，說(shuō)明各維度彼此間存在一定的相關(guān)性，又具有足夠的區(qū)分度，量表的區(qū)分效度良好.

表4 量表各維度間的相關(guān)系數(shù)及AVE的平方根值(樣本一,N=235)

2.3.6 效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度

采用Pearson相關(guān)分析法檢驗(yàn)社會(huì)工作者自我效能量表與校標(biāo)職業(yè)倦怠量表之間的相關(guān)性.結(jié)果（見表5）表明，社會(huì)工作者自我效能總分與職業(yè)倦怠總分顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.54，p＜0.01），且前者各維度得分也分別與后者各維度得分顯著負(fù)相關(guān).

表5 中文版社會(huì)工作者自我效能量表的校標(biāo)關(guān)聯(lián)效度（樣本一,N=235）

3 討 論

本研究探究了Pedrazza等人編制的社會(huì)工作者自我效能量表（SESSW）在國(guó)內(nèi)社會(huì)工作領(lǐng)域內(nèi)的適用性，主要包括量表漢化、量表施測(cè)、題項(xiàng)分析、信度分析和效度分析.首先通過(guò)翻譯-回譯的方式對(duì)原英文版量表進(jìn)行了漢化工作，并在專家指導(dǎo)下進(jìn)行多次修訂，最終得到中文版的社會(huì)工作者自我效能量表.接著采用漢化后的量表調(diào)查收集到了國(guó)內(nèi)235名社會(huì)工作者的有效樣本.題項(xiàng)分析結(jié)果顯示，各題項(xiàng)與總分的相關(guān)系數(shù)在0.642-0.717之間，且各題項(xiàng)的臨界比值均達(dá)到顯著性水平，表明量表具有較好的區(qū)分度.

信度分析結(jié)果顯示方面，總量表的Cronbach's α為0.894，情緒調(diào)節(jié)效能、過(guò)程自我效能和支持尋求效能三個(gè)子量表的Cronbach's α 分別為0.794、0.813和0.755（與Pedrazza等人的信度檢驗(yàn)結(jié)論基本一致［7］［11］）；總量表折半信度系數(shù)為0.82；2個(gè)月后總量表的再測(cè)信度為0.887，三個(gè)子量表的再測(cè)信度分別為0.823、0.797和0.704.表明該量表具有良好的內(nèi)部一致性信度、折半信度和再測(cè)信度.

在效度方面，專家評(píng)議的內(nèi)容效度計(jì)算結(jié)果顯示，評(píng)分者間一致性指數(shù)為0.83，各題項(xiàng)的I-CVI在0.83-1.00之間，各題項(xiàng)的校正I-CVI（kappa值）在0.81-1.00 之間，量表的全體一致S-CVI 為0.83，量表的平均S-CVI為0.97，表明量表的內(nèi)容效度良好；在探索性因子分析中，KMO 檢驗(yàn)和Bartlett球形檢驗(yàn)結(jié)果均達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)，主成分分析法共提取出兩個(gè)特征值大于1的公因子，累積方差解釋率為53.21%；進(jìn)一步的驗(yàn)證性因子分析顯示，各題項(xiàng)的因子載荷系數(shù)在0.67-0.77之間，原量表三維度結(jié)構(gòu)模型的相關(guān)擬合指數(shù)均達(dá)到優(yōu)良水平，且優(yōu)于探索性因子分析所建構(gòu)的二維度模型和單維度結(jié)構(gòu)模型，表明量表的結(jié)構(gòu)模型擬合良好且維度構(gòu)成合理；量表三個(gè)維度的平均方差提取量分別為0.491、0.505和0.553，都在0.5左右，表明量表的聚合效度勉強(qiáng)可以接受；任意兩個(gè)維度的AVE平方根值均大于該兩個(gè)維度之間的相關(guān)系數(shù)，表明量表的區(qū)分效度良好；量表與校標(biāo)職業(yè)倦怠量表在總分和維度之間均存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系.

本研究受相關(guān)條件約束，所收集的樣本數(shù)較少，今后研究待擴(kuò)大樣本量以實(shí)現(xiàn)這一目的.在施測(cè)對(duì)象方面，認(rèn)為該量表可能更適用于一線社會(huì)工作者，而非單純從事機(jī)構(gòu)管理和項(xiàng)目督導(dǎo)的社會(huì)工作者.此外，本研究中的評(píng)議專家也指出，我國(guó)社會(huì)工作本土環(huán)境中確實(shí)包含了該量表中三個(gè)維度的自我效能，但并不止于此，后續(xù)研究可以在此基礎(chǔ)上添加其他更多的維度內(nèi)容，亦或通過(guò)編制新的、完全本土化的量表來(lái)評(píng)估我國(guó)社會(huì)工作者的職業(yè)自我效能.

綜上所述，中文版社會(huì)工作者自我效能量表在國(guó)內(nèi)社會(huì)工作領(lǐng)域具有較好的信效度和適用性，這一量表從情緒調(diào)節(jié)、工作過(guò)程和支持尋求三個(gè)維度比較全面和真實(shí)地反映了社會(huì)工作者在具體的社會(huì)工作服務(wù)過(guò)程中的職業(yè)自我效能表現(xiàn)，可以作為國(guó)內(nèi)社會(huì)工作機(jī)構(gòu)或組織評(píng)定社會(huì)工作者自我效能水平的有效工具，幫助機(jī)構(gòu)或組織管理者更好地掌握社會(huì)工作者的職業(yè)心理狀況，以便有針對(duì)性地開展相應(yīng)的人力資源管理工作，減少人才流失.（致謝：感謝對(duì)量表進(jìn)行評(píng)議的6位專家以及參與調(diào)查的各位社會(huì)工作者們對(duì)本研究的幫助和支持！）