高中生领导力技能自评量表的修订与检验(2)
(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。
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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。
, 百拇医药
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。
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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。
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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。
, 百拇医药
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。, 百拇医药(林少惠)
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。
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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。
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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。
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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。
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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。
, 百拇医药
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。, 百拇医药(林少惠)