中文版幼儿园教师自我效能感量表的修订及信效度检验

乐星宇，钦 灵，王晶欣，沈朱逸

（1.湖州师范学院 教师教育学院，浙江 湖州 313000；2.杭州市夏衍幼儿园，浙江 杭州 310000；3.宁波市镇海区同心幼儿园，浙江 宁波 315200）

一、问题提出

自我效能感是决定个体行为原因和行为变化的主要因素。[1]教师自我效能感的研究植根于Bandura 的社会学习理论。Bandura[2]将自我效能感定义为“个体对自己有能力组织和执行实现既定成就所需的行动过程的信念”，简言之，自我效能感是一种前瞻性的信念，即关于一个人期望在特定情况下能够展示所需能力的水平。根据Bandura的说法，自我效能感“影响人们的思维模式和情绪，使人们能够为追求目标付出大量努力，在逆境中坚持不懈，从暂时的挫折中恢复，并在一定程度上控制影响他们生活的事件”。自我效能感促使个体相信自己能够协调必要的行动来完成既定任务，这是一种效能预期。

大多数研究都把教师的自我效能感定义为“教师对其在特定环境中组织和执行某些教学任务所需能力的信念”。[3]一般来说，教师的自我效能主要包括“个人教学效能”和“一般教学效能”。一般教学效能是指教师对教与学的关系、教育在学生发展中的地位和作用等的一般看法；教师的教学效能是指教师对自己能否对学生产生积极变化的认识和评价。[4]教师的自我效能感会影响教师教学目标的设定、他们在教学中投入的努力，以及他们面对障碍时的坚持性。[4]例如，有研究发现，教师的自我效能感可能会影响到教师的教育实践、环境的组织和课堂气氛的创设，[6]具有强烈效能感的教师会持有一种开放性的态度，会表现出一种高水平的计划、组织活动的能力，更愿意尝试用新方法满足学生的需求。[7]可见，教师的自我效能感对教师使用不同策略识别和解决教育环境中的问题具有重要影响。已有研究表明，当幼儿园教师拥有较高的自我效能感，他们就能够更有效地管理课堂常规，让孩子参与有意义的学习活动，并构建和谐的师幼关系。此外，还有研究发现幼儿园教师的教学效能和家长—教师的关系呈正相关。[8]由此可见，教学组织、环境创设、师幼互动、家园沟通等因素可能是衡量幼儿园教师自我效能感的重要因子。

由于幼儿园教师的自我效能感是一种主观概念，无法通过观察得知，因此对幼儿园教师自我效能感的评估主要以量表形式。目前，教师自我效能感的测量工具大多基于罗特的社会学习理论和班杜拉的社会认知理论，比较有代表性的是Dembo和Gibson[9]于1984 年编制的“教师效能量表”，该量表围绕“个人教学效能”和“一般教学效能”衡量教师效能；而 Guskey 和Passaro[10]则对 Dembo 和Gibson 的“教师效能量表”中的项目进行了重新排列，将“个人教学效能”和“一般教学效能”两个基本因素重新定义为内部和外部因素；Bandura[11]则构建了包含7 个维度（影响决策的效能感、影响学校资源的效能感、教学效能感、纪律效能感、家庭参与效能感、社区参与效能感、积极学校氛围创设的效能感）的教师效能感量表。国内对幼儿园教师自我效能感的测量方法比较单一，大多研究人员只是把中文版的教师自我效能感量表[12]简单调整为适合幼儿园教师作答的表述加以测试。例如陈秋珠[13]等人修订吴晓亮等人编制自我效能感问卷，用于测量幼儿园教师的自我效能感。该问卷由三个维度（自我效能的水平、强度、广度）及10 道题构成，使用李克特4 点计分，虽然该问卷的信效度较高，但问卷的维度和题项在一定程度上忽视了幼儿园教师的工作特点。再如，侯玉雪[14]等人借鉴Schwarzer 等人编制的量表用于测量民办幼儿园教师的自我效能感，显然，该量表的针对性并不是很强。有学者指出，在教师教学领域上，与中文版自我效能感量表的修订或编制研究还相对欠缺，需要逐步地完善这个领域的测量工具。[15]

基于上述考虑，本研究拟将Tepe 和Demir 编制的《幼儿园教师自我效能感量表》修订为中文版，并进行信效度检验，最终形成能有效测量幼儿园教师自我效能感的工具。选择该量表有以下原因：第一，该量表已被证实在幼儿园教师群体中具有良好的信效度，既满足了心理测量学的标准，又兼顾到幼儿园教师的工作特点，具有较强的针对性；第二，该量表将教学过程、沟通技巧、家园合作、教学计划、环境创设、班级管理这几个与教师自我效能感密切相关的维度纳入测量范围；[16]第三，该量表在我国幼儿园教师的应用较少见，因此，修订针对性较强的、符合幼儿园教师工作特点的中文版自我效能感量表，显得尤为必要。

二、对象与方法

（一）研究对象

本研究的研究对象均为幼儿园教师。

样本1：用于项目分析和探索性因素分析。采用方便取样，研究对象来自浙江省宁波市、杭州市的部分幼儿园教师，共发放问卷255 份，有效问卷233 份，有效率为91.4%。其中已婚教师占24%（N=56），未婚教师占76%（N=177）；在编教师占47.6%（N=111），非编教师占52.4%（N=122）。

样本2：用于验证性因素分析。采用方便取样，研究对象来自浙江省宁波市、杭州市、湖州市的部分幼儿园教师，共发放问卷244 份，有效问卷234份，有效率为95.9%。其中已婚教师占23.9%（N=56），未婚教师占76.1%（N=178）；在编教师占47.9%（N=112），非编教师占52.1%（N=122）。

样本3：用于重测信度分析。研究对象来自样本2 的30 个样本。其中未婚教师占100%（N=30）；在编教师占40%（N=12），非编教师占60%（N=18）。

（二）研究工具

2012 年，Tepe 和Demir[17]以862 名幼儿园教师为研究对象，编制了《幼儿园教师自我效能感量表》。该量表包含6 个维度，37 个项目。探索性因素分析发现，6 个因素解释了总方差的65%，分别命名为教学过程（Learning-Teaching Process）、沟通技巧（Communication Skills）、家园合作（Parental Involvement）、教学计划（Planning）、环境创设（Organization of Learning Environments）、班 级 管 理（Class Management）。教学过程的因素负荷量介于0.54～0.71 之间，沟通技巧的因素负荷量介于0.55～0.78 之间，家园合作的因素负荷量介于0.70～0.80 之间，教学计划的因素负荷量介于0.56～0.71 之间，环境创设的因素负荷量介于0.57～0.68 之间，班级管理的因素负荷量介于0.45～0.69 之间。同时，验证性因素发现，模型拟合较好（χ2/df=3.13，p＜0.01，CFI=0.94，NFI=0.92，SRMR=0.52，RMSEA=0.04，GFI=0.92，AGFI=0.90)。此外，教学过程维度的Cronbach’α 系数为0.91，沟通技巧维度的Cronbach’α 系数为0.90，家园合作维度的Cronbach’α 系数为0.90，教学计划维度的Cronbach’α 系数0.87，环境创设的Cronbach’α 系数为0.88，班级管理的Cronbach’α 系数为0.87。全量表的组合信度（CR）值在0.95到0.97 之间。

本研究对该量表进行中文版的修订。首先，由2 名英语专业的硕士生和3 名学前教育学硕士生将量表翻译成中文，形成项目初稿。然后，再由另外2 名英语专业的硕士生对项目进行回译，将原版外文与翻译后的外文进行比对分析后，对项目进行修改。接下来邀请5 名一线幼儿园教师对项目的表述进行调整，形成用于初测的问卷初稿，共包含37 个项目。问卷采用李克特五点计分法，选项依次为“完全不符合”“比较不符合”“不确定”“比较符合”“完全符合”，分别记1～5 分。得分越高，表明相应维度及自我效能感越高。

（三）统计方法

采用SPSS 22.0 对数据进行项目分析、探索性因素分析，删除不合适的题目。使用AMOS 26.0进行验证性因素分析，进一步确认项目。

三、研究结果

（一）项目分析

项目分析采用临界比率法、题总相关法两种方法进行分析。第一，临界比率法。将样本1 中幼儿园教师自我效能感的得分汇总，并且按分数从低到高进行排序，取排序的前27%作为低分组，后27%为高分组。接下来进行独立样本t 检验，比较两组在各项目上的差异。结果如表1 所示，所有项目均达到显著性水平（p＜0.001），表明37 个项目均有良好的鉴别力。第二，题总相关法。计算37 个项目与总分的相关，相关系数越高，表明37 个项目与整体量表的同质性越高。结果如表1 所示，所有项目与总分的相关均显著，相关系数在0.641～0.857 之间（p＜0.01）。

表1 初始问卷项目分析结果

综合上述两种结果，保留所有题项。

（二）探索性因素分析

对样本1 中233 份有效数据进行探索性因素分析。结果显示，本研究中的KMO 值为0.957，Bartlett 球形检验结果达到显著性水平（p＜0.001），这表明，适合做因子分析。因子分析采用主成分分析、最优斜交法（Promax），结果表明，特征值大于1 的因素有3 个，能解释71.739%的变异，但根据碎石图显示，抽取4 个因素更合理，能解释74.528%的变异，因此将提取的因子设定为“4”，再次进行因子分析，对在两个因子上的负荷值差异小于0.1 的题项进行删除。依次删除题项13（我会根据需要调整自己的音调）、18（我会鼓励幼儿与他人交往）、11（我能够和幼儿进行眼神交流）、19（我会鼓励幼儿独立自主）、27（我在教育活动中获益匪浅）。此时，这4 个因子能解释74.748%的变异，因子负荷量在0.423～0.903 之间，如表2 所示。基于本研究的理论思路与题目意义，分别把4 个因子命名为师幼互动、班级管理、教学计划、家园合作。其中因子1（师幼互动）负荷量范围为0.423～0.903，因子2（班级管理）负荷量范围为0.689～0.870，因子3（教学计划）负荷量范围为0.486～0.843，因子4（家园合作）负荷量范围为0.532～0.796。因此，形成的正式量表由4 个维度，32 个项目组成。其中，师幼互动包括11 个题目：12、14、15、16、20、21、22、23、24、25、26；班级管理包括10 个题目：1、2、3、4、5、6、7、8、9、10；教学计划包括6 个题目：32、33、34、35、36、37；家园合作包 括5 个 题 目：17、28、29、30、31。 全 量 表 的Cronbach’α 系数为0.979，分半信度（Spearman-Brown 校正值）为0.930。师幼互动、班级管理、教学计划、家园合作分量表的Cronbach’α 系分别为0.961、0.955、0.945、0.898，4 个 分 量 表 分 半 信度（Spearman-Brown 校正值）分别为0.961、0.939、0.952、0.889。师幼互动题项与因子分的相关系数为0.783～0.903，班级管理题项与因子分的相关系数为0.799～0.886，教学计划题项与因子分的相关系数为0.853～0.912，家园合作题项与因子分的相关系数为0.751～0.887。全量表所有题项与量表总分的相关系数为0.641～0.857。

表2 中文版幼儿园教师自我效能感分量表因子结构和载荷（N=233）

（三）验证性因素分析

在完成探索性因素分析后，使用AMOS 26.0对样本2（N=234）进行验证性因素分析，考察理论模型与实际模型的拟合度。4 个潜变量之间设为两两相关。模型的各项拟合指数见表3，模型拟合图见图1。结果表明，模型拟合指数尚可。

图1 中文版幼儿园教师自我效能感量表的拟合模型图

表3 中文版幼儿园教师自我效能感量表验证性因素分析（N=234）

（四）信效度检验

1.信度检验

通过样本2 得到，量表的内部一致性Cronbach’α 系数为0.980，师幼互动、班级管理、教学计划、家园合作分量表的Cronbach’α 系分别为0.960、0.947、0.943、0.897。量表的分半信度（Spearman-Brown 校正值）为0.958，师幼互动、班级管理、教学计划、家园合作分量表的分半信度分别为0.961、0.929、0.952、0.888，重测信度分别为0.939～0.993。各分量表之间的相关系数、各分量表与总分的相关系数如表4 所示。各分量表间、各分量表与总分相关程度较高（p＜0.01）。全量表所有题项与量表总分的相关系数为0.650～0.858。这显示，量表的内部一致性、重测信度较好。

表4 各分量表间、各分量表与总分相关矩阵

2.效度检验

中文版幼儿园教师自我效能感量表的各因素负荷量、CR 值、AVE 值见表5。从表5 结果可知，本量表的内部一致性和聚敛效度较好。此外，本研究通过比较幼儿园教师自我效能感得分的婚姻状况差异来验证量表的实证效度，结果见表6。由表6 可知，已婚和未婚的幼儿园教师在总体自我效能感及师幼互动、班级管理、教学计划维度上无显著差异，但在家园合作维度上存在显著差异（p＜0.05）。

表5 量表各因素负荷量、CR 值、AVE 值

表6 幼儿园教师自我效能感得分的婚姻状况差异比较（M±SD）

上接表5

四、讨论

本研究翻译并修订了Tepe 和Demir 编制的《幼儿园教师自我效能感量表》，使用了3 个样本依次进行信效度检验，结果证明修订后的幼儿园教师自我效能感量表在中国幼儿园教师群体中具有较好的适用性。

经探索性因素分析，共得到4 个公因子，分别命名为师幼互动、班级管理、教学计划、家园合作。师幼互动的题项来源于原量表中的“沟通技巧”和“教学过程”，经题目删减后，并根据题目语义，将因子1 命名为“师幼互动”。班级管理的题项来源于原量表中的“环境创设”和“班级管理”，经探索性因素分析保留了所有题项，并合并为一个因子。这可能是因为对中国幼儿园教师来说，环境创设也是班级管理的重要组成部分，因此将因子2 命名为“班级管理”。教学计划的题项来源于原量表中的“教学计划”，且没有删减题目。家园合作的题项（Q28、Q29、Q30、Q31）部分来源于原量表中的“家园合作”，17 题（我会主动了解幼儿的家庭情况）来源于原量表中的“沟通技巧”，由于17 题的表述更符合“家园合作”，因此17 题归于因子4。此外，探索性因素分析删除了题项13（我会根据需要调整自己的音调）、18（我会鼓励幼儿与他人交往）、11（我能够和幼儿进行眼神交流）、19（我会鼓励幼儿独立自主）、27（我在教育活动中获益匪浅），这可能是由于上述题项的指向性不够明确，且中西方的文化背景有所差异，导致被删除条目的统计学指标欠佳。因此，形成的最终量表由4 个维度，32个题项组成，具体如表7 所示。

表7 量表各因子及题项

本研究采用Cronbach’α 系数、分半信度（Spearman-Brown 校正值）、重测信度来检验量表的信度。本研究的信度系数均达到了0.7 以上，符合心理测量学的要求。[18]另外，结果显示，各维度与总分之间的相关程度较高。验证性因素分析发现，本量表的组合信度值＞0.6，观察变量的标准化因素负荷量均＞0.5（p＜0.05），这表明测量模型具有良好的内部一致性。[19]本研究发现，5 个分量表的AVE 指数均＞0.5，[20]表明修订后的中文版幼儿园教师自我效能感量表具有良好的聚敛效度。

此外，本研究显示，幼儿园教师自我效能感得分的婚姻状况差异上，已婚和未婚的幼儿园教师总体自我效能感无显著差异，这与以往的研究较为一致，[21]但在家园合作维度上存在显著差异（p＜0.05）。这可能是因为已婚的幼儿园教师相比未婚幼儿园教师，年龄相对较大，教龄相对较长，且一般都有子女。当已婚的幼儿园教师有了子女以后，会更深切地感受到学前教育对儿童身心发展的重要作用，[22]因此加深了职业认同感，能够把育儿经验应用到日常教学中，[23]并跟幼儿家长产生一定的“教育共鸣”，进而提高了家园合作的效果，在这过程中也提高了自我效能感。

综上所述，修订后的中文版幼儿园教师自我效能感量表与原量表存在以下差异：在题项组成上，原量表共有37 个项目，修订后的量表删除了5 题，因此由32 个项目组成。在因子结构上，原量表由6 个因子构成，修订后的量表由4 个因子构成。具体来说，“教学计划”维度在修订前和修订后没有变化；原量表中的“环境创设”和“班级管理”维度在修订后合并为一个维度（班级管理），且保留所有题项；原量表中的“沟通技巧”和“教学过程”经题目删减后，合并为一个维度，并重新命名为“师幼互动”；“家园合作”保留了原量表“家园合作”维度的4 道题，由于题目的表述原因，将原量表“沟通技巧”的1 题（我会主动了解幼儿的家庭情况）归入“家园合作”。以往研究也证实，班级管理、师幼互动、教学计划、家园合作这4 个维度是衡量幼儿园教师自我效能感的重要因子。此外，修订后的中文版幼儿园教师自我效能感量表具有良好的信效度，因此可以作为测量幼儿园教师自我效能感的工具，幼儿园教师可利用该工具评估自身的自我效能感。另外，该工具也可以帮助教育管理人员对幼儿园教师进行评估并进行心理健康疏导，促进幼儿园教师队伍建设。当然，本研究也存在一定的局限性。本研究的样本来源均来自于浙江省，因此未来研究有必要扩展样本的范围，尽可能地增加样本的代表性，做进一步的信效度检验或是跨区域的对比研究。