高中生領導力技能自評量表的修訂與檢驗

林少惠

〔摘要〕以卡特和唐森德修訂的領導力技能問卷21個項目為藍本，修訂我國高中生領導力技能自評量表，并進行心理測量學分析。廣州市某中學1600名高中生接受測驗，使用SPSS18.0 軟件對所得數據進行分析處理。結果顯示，高中生領導力技能自評量表最終保留18個項目，可以提取 4 個因素，分別命名為領導自我效能、團隊工作、溝通與決策、理解自我4個維度；高中生領導力技能自評量表的信度和效度指標達到了心理測量學的要求。因此，修訂的高中生領導力技能自評量表適合于個體鑒別，可以作為高中生領導力發展狀況的有效測量工具。

〔關鍵詞〕高中生；領導力；自評量表

〔中圖分類號〕G44 〔文獻標識碼〕A 〔文章編號〕1671-2684（2016）12-0004-04

一、引言

美國等西方國家自1972年就開始關注青少年學生領導力的問題，學校也已將學生領導力的培養納入到正常的教學實踐活動中，并取得了一些積極的成果。但國內教育情境中相關的研究才剛剛起步，許多致力于領導力發展的研究者和實踐者開始意識到青少年的領導潛力以及通過教育培訓使其發展的可能性。

國內外不同學者對于青少年領導力有不同的定義，歸納起來主要有以下兩類。（1）青少年領導力是指青少年領導他人或者使他人合作實現共同目標或愿景的能力。具體來說，青少年領導力是青少年能夠指導或引導他人的行動，影響他人的選擇和行為，并通過自己先一步的行動給他人樹立榜樣。（2）青少年領導力是青少年領導自身，并與他人合作的能力，而不一定是影響他人產生某種行為的能力。青少年分析自身的優缺點、規劃個人職業生涯的能力，實現人生目標的自尊心都屬于青少年領導力的范疇。以上兩種定義在青少年領導力的發展實踐中都得到了廣泛的認同和應用。前者強調的是青少年領導他人的能力，是一種群體領導力；后者強調的是青少年進行自我領導的能力[1]。

在我國，青少年領導力研究剛剛起步，而青少年領導力結構的構建及測量工具的開發是一個基礎性和技術性問題，是需要首先解決的問題。

目前，有關青少年領導力的測量工具主要有以下幾種：（1）學生領導能力實踐調查表（SLPI），由庫澤斯和波斯納（1998）[2]以大學生群體為對象開發出來的領導有效性問卷，包括樹立榜樣、共啟愿景、挑戰過程、使眾人行、激勵人心五個維度。（2）魯伊茲領導力評價量表（RRSL），是魯伊茲（1997）為評價美國的一個培訓發展項目是否有效編制的量表，適用于5～12年級或者10～18歲的學生，包括領導自我效能、領導靈活性和目標取向三個分量表。陳（Chan，2000）[3]運用該量表對中國香港的163名中學生進行了調查，并對問卷進行了修訂，形成了中國魯伊茲領導評價量表（CRRSL）。（3）青少年領導生活技能量表（YLLSDS），由德莫迪和克拉森1993年開發，包括溝通技能、決策技能、與人相處的技能、學習技能、管理技能、自我理解及團隊工作技能七個方面，用于測量青少年領導生活技能的發展，將領導歸屬于生活的重要技能，多用于培訓項目效果的評價。（4）領導能力評價表（LAE），由布萊克1965年編制，用于測量9年級及以上水平的青少年的領導能力、領導行為和領導風格。（5）領導力技能量表（LSI），由愛荷華州立大學的卡特和唐夢德編制，用來測量青少年對領導技能的自我覺知，包括團隊工作、理解自我、溝通、決策和領導力五個維度。這些測量工具的編制以學者對青少年領導力結構的理解為基礎，并且大多數以評價領導力發展計劃的有效性為目的，不同的問卷包含的維度及條目均不同。

其中，國外對LSI信度的檢驗多使用內部一致性系數，系數報告多在0.63～0.84，信度較好。效度上通過驗證構想效度，證明了LSI的五維結構的有效性。目前，它是國外測量青少年領導力的有效可靠工具。國內李敏等學者于2013年對LSI在中國的適用性進行過檢驗和修訂，也證明了該量表在中國中學生中的適應性和五維結構的合理性，并最終形成了21個條目的《青少年領導力技能問卷中文版》[4]。但筆者認為，初一到高三的青少年是時間跨度非常大的群體，而高中生與初中生無論在思維特點、情感狀態還是自我意識等多方面都存在較大差異，對領導力的自我知覺差距較大。因此，國外青少年領導力的測量工具在我國應用時很有必要在高中生和初中生群體中分別進行單獨修訂，形成各自獨立的量表。因此，本研究致力于探索LSI在中國高中生群體應用上的適用性，并對問卷進行檢驗和修訂，為中國高中生領導力研究提供測量工具上的參考依據。

二、研究方法

（一）研究對象

來自廣州市某中學高一、高二、高三的1600名學生參加了測試，最后回收有效問卷1583份。有效數據分布為高一年級661名（41.8%），高二年級780名（49.3%），高三年級142名（9.0%）。其中男生608名（38.4%），女生975名（61.6%）。以班級為單位，按照統一的指導語，用包含21題的初始問卷施測。

（二）理論維度的構建

1983年由卡特和唐森德修訂的領導力技能問卷LSI包括了5個分量表，分別是團隊合作、理解自我、溝通、決策和領導共21個條目。目前是國外測量青少年領導力的有效可靠工具。本研究也將這五個因素初步界定為高中生領導力技能的五個重要維度。

（三）方法

高中生領導力技能自評量表題項的來源全部參考1983年由卡特和唐森德修訂的領導力技能問卷（LSI）的21個項目，也參考王斌等人將其修訂而成的《青少年領導力技能問卷中文版》，構成高中生領導力自評問卷的初稿，經過專家推敲，認為表面信度良好。初始問卷由團隊合作、理解自我、溝通、決策和領導共21個條目構成。7點計分，從“非常不同意”到“非常同意”，依次計1～7分。被試的得分越高，說明其領導力技能越高。

在做第一次數據處理時，我們發現項目9、項目11、項目12存在共同度較低、歸屬不清、難命名等問題，因此，刪除這3個項目，最終形成正式問卷共18個項目的自評量表。

（四）數據處理

用SPSS16.0 進行數據分析，主要分析方法包括獨立樣本t檢驗、相關分析和探索性因素分析等。

三、結果與分析

（一）項目區分度的分析

每一個題目的區分度是求各題目與量表總分的積差相關系數。相關系數顯著表明該題目能夠代表所要測量的內容或主題，相關系數不顯著表明缺乏區分度。統計結果發現所有題目的相關系數均顯著，因此全部予以保留。

（二）項目鑒別度的分析

第一，求出量表各樣本總分。

第二，將被試按照測驗的總分從高到低排序。

第三，找出樣本上下27%處的臨界分數。

第四，依照臨界分數將觀察值在量表上的得分分為高低分兩組。

第五，以獨立樣本t檢驗檢查兩組被試在每個題目上的差異。

第六，以t值是否顯著作為題目的鑒別指數。如果t值顯著（即p值小于0.05），說明題目具有一定的鑒別性，不顯著說明該題目不具有鑒別度，可據此進行題目篩選。統計結果表明所有題目的p值均顯著，因此全部保留進入下一步的因素分析。

（三）因素分析

對正式問卷的18個項目進行探索性因素分析。采用Barlett 球形檢驗和KMO值對樣本充足度和是否適合進行因素分析進行檢驗。結果顯示Barlett球形檢驗達到顯著差異，x2=8904.662，p<0.001，說明18個變量之間具有顯著相關，有必要進行因素分析。同時取其適當性度量值KMO=0.898，大于0.80，說明取樣的適當性很好，樣本充足度高，變量間偏相關小，可以對這些變量進行因素分析。

采用主成分因素分析法（principal components）對問卷作初步分析，發現特征值大于1的因素有4個，可解釋總變異的54.511%，根據主成分特征值的碎石圖（見圖1），其曲線在第4個因子后開始趨于平緩，每個因子對累積的總變異的百分比增加貢獻很少，故提取前4個因子。方差累積貢獻率為54.511%（見表1）。對其結果進行極大方差旋轉。旋轉后的各因子負荷量均在0.40以上，18個項目共同度介于0.410～0.802之間，具體數值見表2。

由因素分析結果可以建立4個分量表，根據每一個公共因素所包含項目的內容，對這4個分量表（評價指標）的命名如下：

因素1：主要涉及領導上的自我效能感等方面的內容，命名為領導自我效能。

因素2：主要涉及團隊工作中與他人的相處、責任意識等問題，命名為團隊工作。

因素3：主要涉及團隊工作中與他人的溝通與決策能力，命名為溝通與決策。

因素4：主要涉及對自我的理解，命名為理解自我。

（四）信度分析

信度又稱可靠性，指的是測量的一致性程度。一個好的測量工具必須穩定可靠，即多次測量的結果要保持一致。本研究采用Cronbach α一致性系數來考察自編問卷的同質性信度。如表3所示，整份問卷的α系數達到0.872，說明總量表具有良好的一致性，分量表的α系數從0.670到0.822。信度分析結果表明，編制的量表信度達到了心理測量學的要求。

（五） 效度分析

效度指的是測量的正確性，即一個測驗或量具能夠測量出其所要測量的東西的程度。本研究采用內容效度來檢驗本問卷是否可靠。請專家評定是一種提高問卷內容效度的常用方法。本研究以卡特和唐森德修訂的領導力技能問卷、王斌等修訂的領導力技能問卷的中文版21個條目為藍本。后來經刪去共同度較低、歸屬不清、難命名的3個條目后形成18個條目的問卷。經探索性因素分析，形成四維結構。本研究請幾位教育心理學專家、學者對問卷的題項、結構進行了反復的推敲、評判，他們一致認為，該問卷基本反映了高中生領導力技能的內容，能有效評定高中生的領導力技能，題項的代表性較強。此外，本研究計算了該問卷各因素間的相關度，見下頁表4。問卷各個因素與總分的相關在0.745～0.836之間，問卷各因素之間的相關系數為0.407～0.565。根據Tuker的理論[5]，構造健全項目所需要的項目和測驗的相關在0.30～0.80之間，項目間的組間相關在0.10～0.60之間，本問卷的結構較好。

四、討論

（一）信度和效度

本研究修訂的高中生領導力技能問卷考察高中生領導力技能上的狀況。測驗結果表明本問卷具有較好的信度和效度。首先，經篩選后的 18個項目構成的高中生領導力技能問卷內部一致性信度為0.872，分問卷的信度也在0.67以上，顯示該問卷有較好的可靠性。其次，該問卷也有較好的內容效度和結構效度。本研究最終修訂的高中生領導力技能自評量表，得到了相關專家的仔細推敲；此外，該量表各因素和總量表得分之間的相關系數在0.745～0.836之間，基本達到中等偏高的相關，說明高中生在領導力技能各維度上的反應具有一致性；而各因素間呈中等相關，說明各因素之間具有一定的獨立性。

（二）析取因子

1983年由卡特和唐森德修訂的領導力技能問卷LSI包括了5個分量表，分別是團隊合作、理解自我、溝通、決策和領導共21個條目。目前是國外測量青少年領導力的有效可靠工具。但在西方文化背景下編制的青少年領導力測量工具是否適用于中國文化背景，該問卷能否通過檢驗和修訂后在中國的高中生群體使用？本研究以LSI為基礎，通過檢驗和修訂，最終在探索性因素分析的過程中刪除了共同度低于0.40及歸屬不清楚的條目9、條目11、條目12，最終析取出4個因子。

我們發現，這四維結構與LSI的五維結構有相同點也有不同點。首先，原問卷中項目6、9、10、16、19、21構成了領導力因子，本研究刪除了項目9之后，余下的6、10、16、19、21與原問卷相一致的聚成同一個因子。但是，我們認為“領導力”的命名含糊，容易與總量表的命名混淆，而且項目都是領導上的自我效能感等方面的內容，故重新命名為“領導自我效能”。原問卷中的溝通與決策兩個因子上的大多數項目，本研究聚合形成了同一個因子，主要涉及團隊工作中與他人的溝通與決策能力，命名為“溝通與決策”。“理解自我”因子由原問卷的項目3、5、13、17、18修正為本量表的項目5、13、17。項目3、18與1、2、4歸屬于因子“團隊工作”，主要涉及團隊工作中與他人的相處、責任意識等問題。我們認為，領導自我效能、團隊工作、溝通與決策、理解自我大體上概括了高中生領導力技能的特點，符合中學生領導力的定義與特征。

國內王斌、李敏[1，4]等人也對LSI進行過修訂，形成青少年領導力技能問卷中文版，與國外的五維結構一致。我們認為出現這個差異的原因，可能與測量對象的不同有關。王斌等人的測量對象為初一到高三的“青少年”群體，而本研究的考評對象為高中生，問卷定義為“高中生領導力”。我們認為，高中生與初中生無論在思維特點、情感狀態還是自我意識等多方面都存在較大的差異，對領導力的自我知覺差距較大。因此，領導力的測量工具也很有必要針對高中生和初中生進行單獨修訂。本研究僅對LSI在中國高中生群體應用上的修訂進行單獨探索，其結果符合我們對高中生領導力實際情況的了解。

五、結論

修訂的《高中生領導力技能自評量表》共18個項目，分為領導自我效能、團隊工作、溝通與決策、理解自我4個維度。總量表Cronbach α系數為0.872，4個維度Cronbach α系數在0.670到0.822之間，內容效度與結構效度的結果都比較理想。結果表明，經修訂后的量表具有較好的信效度，可以作為中國高中生領導力技能的有效測量工具。當然，本研究仍存在樣本取樣范圍狹窄的問題，今后需要對樣本廣泛取樣，進一步驗證本量表的代表性、穩定性及可靠性。

參考文獻

[1]王斌，李改，李敏.青少年領導力發展模式研究[M].北京：教育科學出版社，2012.

[2]Kouzes J M，Posner B Z. The Student Leadership Prac-tices Inventory （LPI）[M]. John Wiky & Sons，2005.

[3]Chan D W. Assessing Leadership among Chinese secondary students in Hongkong：The use of the Roets Rating Scale for leadership[J].Gifed Child Quarterly，2000，22：115-122.

[4]李敏. 我國青少年學生領導力的測量及其影響因素研究[D].華中師范大學，2013.

[5]戴忠恒. 心理教育測量[M]. 上海：華東師范大學出版社，1987. 262-263.

（作者單位：廣東省廣州市執信中學，廣州，510080）

編輯/王抒文 劉 揚 終校/于 洪