高中生领导力技能自评量表的修订与检验

林少惠

〔摘要〕以卡特和唐森德修订的领导力技能问卷21个项目为蓝本，修订我国高中生领导力技能自评量表，并进行心理测量学分析。广州市某中学1600名高中生接受测验，使用SPSS18.0 软件对所得数据进行分析处理。结果显示，高中生领导力技能自评量表最终保留18个项目，可以提取 4 个因素，分别命名为领导自我效能、团队工作、沟通与决策、理解自我4个维度；高中生领导力技能自评量表的信度和效度指标达到了心理测量学的要求。因此，修订的高中生领导力技能自评量表适合于个体鉴别，可以作为高中生领导力发展状况的有效测量工具。

〔关键词〕高中生；领导力；自评量表

〔中图分类号〕G44 〔文献标识码〕A 〔文章编号〕1671-2684（2016）12-0004-04

一、引言

美国等西方国家自1972年就开始关注青少年学生领导力的问题，学校也已将学生领导力的培养纳入到正常的教学实践活动中，并取得了一些积极的成果。但国内教育情境中相关的研究才刚刚起步，许多致力于领导力发展的研究者和实践者开始意识到青少年的领导潜力以及通过教育培训使其发展的可能性。

国内外不同学者对于青少年领导力有不同的定义，归纳起来主要有以下两类。（1）青少年领导力是指青少年领导他人或者使他人合作实现共同目标或愿景的能力。具体来说，青少年领导力是青少年能够指导或引导他人的行动，影响他人的选择和行为，并通过自己先一步的行动给他人树立榜样。（2）青少年领导力是青少年领导自身，并与他人合作的能力，而不一定是影响他人产生某种行为的能力。青少年分析自身的优缺点、规划个人职业生涯的能力，实现人生目标的自尊心都属于青少年领导力的范畴。以上两种定义在青少年领导力的发展实践中都得到了广泛的认同和应用。前者强调的是青少年领导他人的能力，是一种群体领导力；后者强调的是青少年进行自我领导的能力[1]。

在我国，青少年领导力研究刚刚起步，而青少年领导力结构的构建及测量工具的开发是一个基础性和技术性问题，是需要首先解决的问题。

目前，有关青少年领导力的测量工具主要有以下几种：（1）学生领导能力实践调查表（SLPI），由库泽斯和波斯纳（1998）[2]以大学生群体为对象开发出来的领导有效性问卷，包括树立榜样、共启愿景、挑战过程、使众人行、激励人心五个维度。（2）鲁伊兹领导力评价量表（RRSL），是鲁伊兹（1997）为评价美国的一个培训发展项目是否有效编制的量表，适用于5～12年级或者10～18岁的学生，包括领导自我效能、领导灵活性和目标取向三个分量表。陈（Chan，2000）[3]运用该量表对中国香港的163名中学生进行了调查，并对问卷进行了修订，形成了中国鲁伊兹领导评价量表（CRRSL）。（3）青少年领导生活技能量表（YLLSDS），由德莫迪和克拉森1993年开发，包括沟通技能、决策技能、与人相处的技能、学习技能、管理技能、自我理解及团队工作技能七个方面，用于测量青少年领导生活技能的发展，将领导归属于生活的重要技能，多用于培训项目效果的评价。（4）领导能力评价表（LAE），由布莱克1965年编制，用于测量9年级及以上水平的青少年的领导能力、领导行为和领导风格。（5）领导力技能量表（LSI），由爱荷华州立大学的卡特和唐梦德编制，用来测量青少年对领导技能的自我觉知，包括团队工作、理解自我、沟通、决策和领导力五个维度。这些测量工具的编制以学者对青少年领导力结构的理解为基础，并且大多数以评价领导力发展计划的有效性为目的，不同的问卷包含的维度及条目均不同。

其中，国外对LSI信度的检验多使用内部一致性系数，系数报告多在0.63～0.84，信度较好。效度上通过验证构想效度，证明了LSI的五维结构的有效性。目前，它是国外测量青少年领导力的有效可靠工具。国内李敏等学者于2013年对LSI在中国的适用性进行过检验和修订，也证明了该量表在中国中学生中的适应性和五维结构的合理性，并最终形成了21个条目的《青少年领导力技能问卷中文版》[4]。但笔者认为，初一到高三的青少年是时间跨度非常大的群体，而高中生与初中生无论在思维特点、情感状态还是自我意识等多方面都存在较大差异，对领导力的自我知觉差距较大。因此，国外青少年领导力的测量工具在我国应用时很有必要在高中生和初中生群体中分别进行单独修订，形成各自独立的量表。因此，本研究致力于探索LSI在中国高中生群体应用上的适用性，并对问卷进行检验和修订，为中国高中生领导力研究提供测量工具上的参考依据。

二、研究方法

（一）研究对象

来自广州市某中学高一、高二、高三的1600名学生参加了测试，最后回收有效问卷1583份。有效数据分布为高一年级661名（41.8%），高二年级780名（49.3%），高三年级142名（9.0%）。其中男生608名（38.4%），女生975名（61.6%）。以班级为单位，按照统一的指导语，用包含21题的初始问卷施测。

（二）理论维度的构建

1983年由卡特和唐森德修订的领导力技能问卷LSI包括了5个分量表，分别是团队合作、理解自我、沟通、决策和领导共21个条目。目前是国外测量青少年领导力的有效可靠工具。本研究也将这五个因素初步界定为高中生领导力技能的五个重要维度。

（三）方法

高中生领导力技能自评量表题项的来源全部参考1983年由卡特和唐森德修订的领导力技能问卷（LSI）的21个项目，也参考王斌等人将其修订而成的《青少年领导力技能问卷中文版》，构成高中生领导力自评问卷的初稿，经过专家推敲，认为表面信度良好。初始问卷由团队合作、理解自我、沟通、决策和领导共21个条目构成。7点计分，从“非常不同意”到“非常同意”，依次计1～7分。被试的得分越高，说明其领导力技能越高。

在做第一次数据处理时，我们发现项目9、项目11、项目12存在共同度较低、归属不清、难命名等问题，因此，删除这3个项目，最终形成正式问卷共18个项目的自评量表。

（四）数据处理

用SPSS16.0 进行数据分析，主要分析方法包括独立样本t检验、相关分析和探索性因素分析等。

三、结果与分析

（一）项目区分度的分析

每一个题目的区分度是求各题目与量表总分的积差相关系数。相关系数显著表明该题目能够代表所要测量的内容或主题，相关系数不显著表明缺乏区分度。统计结果发现所有题目的相关系数均显著，因此全部予以保留。

（二）项目鉴别度的分析

第一，求出量表各样本总分。

第二，将被试按照测验的总分从高到低排序。

第三，找出样本上下27%处的临界分数。

第四，依照临界分数将观察值在量表上的得分分为高低分两组。

第五，以独立样本t检验检查两组被试在每个题目上的差异。

第六，以t值是否显著作为题目的鉴别指数。如果t值显著（即p值小于0.05），说明题目具有一定的鉴别性，不显著说明该题目不具有鉴别度，可据此进行题目筛选。统计结果表明所有题目的p值均显著，因此全部保留进入下一步的因素分析。

（三）因素分析

对正式问卷的18个项目进行探索性因素分析。采用Barlett 球形检验和KMO值对样本充足度和是否适合进行因素分析进行检验。结果显示Barlett球形检验达到显著差异，x2=8904.662，p<0.001，说明18个变量之间具有显著相关，有必要进行因素分析。同时取其适当性度量值KMO=0.898，大于0.80，说明取样的适当性很好，样本充足度高，变量间偏相关小，可以对这些变量进行因素分析。

采用主成分因素分析法（principal components）对问卷作初步分析，发现特征值大于1的因素有4个，可解释总变异的54.511%，根据主成分特征值的碎石图（见图1），其曲线在第4个因子后开始趋于平缓，每个因子对累积的总变异的百分比增加贡献很少，故提取前4个因子。方差累积贡献率为54.511%（见表1）。对其结果进行极大方差旋转。旋转后的各因子负荷量均在0.40以上，18个项目共同度介于0.410～0.802之间，具体数值见表2。

由因素分析结果可以建立4个分量表，根据每一个公共因素所包含项目的内容，对这4个分量表（评价指标）的命名如下：

因素1：主要涉及领导上的自我效能感等方面的内容，命名为领导自我效能。

因素2：主要涉及团队工作中与他人的相处、责任意识等问题，命名为团队工作。

因素3：主要涉及团队工作中与他人的沟通与决策能力，命名为沟通与决策。

因素4：主要涉及对自我的理解，命名为理解自我。

（四）信度分析

信度又称可靠性，指的是测量的一致性程度。一个好的测量工具必须稳定可靠，即多次测量的结果要保持一致。本研究采用Cronbach α一致性系数来考察自编问卷的同质性信度。如表3所示，整份问卷的α系数达到0.872，说明总量表具有良好的一致性，分量表的α系数从0.670到0.822。信度分析结果表明，编制的量表信度达到了心理测量学的要求。

（五） 效度分析

效度指的是测量的正确性，即一个测验或量具能够测量出其所要测量的东西的程度。本研究采用内容效度来检验本问卷是否可靠。请专家评定是一种提高问卷内容效度的常用方法。本研究以卡特和唐森德修订的领导力技能问卷、王斌等修订的领导力技能问卷的中文版21个条目为蓝本。后来经删去共同度较低、归属不清、难命名的3个条目后形成18个条目的问卷。经探索性因素分析，形成四维结构。本研究请几位教育心理学专家、学者对问卷的题项、结构进行了反复的推敲、评判，他们一致认为，该问卷基本反映了高中生领导力技能的内容，能有效评定高中生的领导力技能，题项的代表性较强。此外，本研究计算了该问卷各因素间的相关度，见下页表4。问卷各个因素与总分的相关在0.745～0.836之间，问卷各因素之间的相关系数为0.407～0.565。根据Tuker的理论[5]，构造健全项目所需要的项目和测验的相关在0.30～0.80之间，项目间的组间相关在0.10～0.60之间，本问卷的结构较好。

四、讨论

（一）信度和效度

本研究修订的高中生领导力技能问卷考察高中生领导力技能上的状况。测验结果表明本问卷具有较好的信度和效度。首先，经筛选后的 18个项目构成的高中生领导力技能问卷内部一致性信度为0.872，分问卷的信度也在0.67以上，显示该问卷有较好的可靠性。其次，该问卷也有较好的内容效度和结构效度。本研究最终修订的高中生领导力技能自评量表，得到了相关专家的仔细推敲；此外，该量表各因素和总量表得分之间的相关系数在0.745～0.836之间，基本达到中等偏高的相关，说明高中生在领导力技能各维度上的反应具有一致性；而各因素间呈中等相关，说明各因素之间具有一定的独立性。

（二）析取因子

1983年由卡特和唐森德修订的领导力技能问卷LSI包括了5个分量表，分别是团队合作、理解自我、沟通、决策和领导共21个条目。目前是国外测量青少年领导力的有效可靠工具。但在西方文化背景下编制的青少年领导力测量工具是否适用于中国文化背景，该问卷能否通过检验和修订后在中国的高中生群体使用？本研究以LSI为基础，通过检验和修订，最终在探索性因素分析的过程中删除了共同度低于0.40及归属不清楚的条目9、条目11、条目12，最终析取出4个因子。

我们发现，这四维结构与LSI的五维结构有相同点也有不同点。首先，原问卷中项目6、9、10、16、19、21构成了领导力因子，本研究删除了项目9之后，余下的6、10、16、19、21与原问卷相一致的聚成同一个因子。但是，我们认为“领导力”的命名含糊，容易与总量表的命名混淆，而且项目都是领导上的自我效能感等方面的内容，故重新命名为“领导自我效能”。原问卷中的沟通与决策两个因子上的大多数项目，本研究聚合形成了同一个因子，主要涉及团队工作中与他人的沟通与决策能力，命名为“沟通与决策”。“理解自我”因子由原问卷的项目3、5、13、17、18修正为本量表的项目5、13、17。项目3、18与1、2、4归属于因子“团队工作”，主要涉及团队工作中与他人的相处、责任意识等问题。我们认为，领导自我效能、团队工作、沟通与决策、理解自我大体上概括了高中生领导力技能的特点，符合中学生领导力的定义与特征。

国内王斌、李敏[1，4]等人也对LSI进行过修订，形成青少年领导力技能问卷中文版，与国外的五维结构一致。我们认为出现这个差异的原因，可能与测量对象的不同有关。王斌等人的测量对象为初一到高三的“青少年”群体，而本研究的考评对象为高中生，问卷定义为“高中生领导力”。我们认为，高中生与初中生无论在思维特点、情感状态还是自我意识等多方面都存在较大的差异，对领导力的自我知觉差距较大。因此，领导力的测量工具也很有必要针对高中生和初中生进行单独修订。本研究仅对LSI在中国高中生群体应用上的修订进行单独探索，其结果符合我们对高中生领导力实际情况的了解。

五、结论

修订的《高中生领导力技能自评量表》共18个项目，分为领导自我效能、团队工作、沟通与决策、理解自我4个维度。总量表Cronbach α系数为0.872，4个维度Cronbach α系数在0.670到0.822之间，内容效度与结构效度的结果都比较理想。结果表明，经修订后的量表具有较好的信效度，可以作为中国高中生领导力技能的有效测量工具。当然，本研究仍存在样本取样范围狭窄的问题，今后需要对样本广泛取样，进一步验证本量表的代表性、稳定性及可靠性。

参考文献

[1]王斌，李改，李敏.青少年领导力发展模式研究[M].北京：教育科学出版社，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. 我国青少年学生领导力的测量及其影响因素研究[D].华中师范大学，2013.

[5]戴忠恒. 心理教育测量[M]. 上海：华东师范大学出版社，1987. 262-263.

（作者单位：广东省广州市执信中学，广州，510080）

编辑/王抒文 刘 扬 终校/于 洪