吳曉英

摘 要： 教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力理論模型的構(gòu)建與驗(yàn)證是教師群體明晰教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力的內(nèi)涵與結(jié)構(gòu)進(jìn)而提升與發(fā)展教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力的前提基礎(chǔ)和關(guān)鍵起點(diǎn)，采用質(zhì)性與量化相結(jié)合方法構(gòu)建所得的教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力理論模型由“愿景創(chuàng)設(shè)力”“教學(xué)決斷力”“教導(dǎo)執(zhí)行力”“溝通激勵(lì)力”“教學(xué)人際力”和“結(jié)果驅(qū)動(dòng)力”等六維度構(gòu)成，探索性因素分析表明該模型的信、效度良好；為進(jìn)一步驗(yàn)證模型的跨樣本穩(wěn)定性，采用交互驗(yàn)證的方法對(duì)理論模型進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析和信、效度檢驗(yàn)。結(jié)果顯示教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力理論模型具有很高的信度和效度以及跨樣本的穩(wěn)定性和代表性，能為后續(xù)教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力的實(shí)踐應(yīng)用提供實(shí)證基礎(chǔ)。

關(guān)鍵詞： 中小學(xué)教師；領(lǐng)導(dǎo)力；教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力；理論模型；驗(yàn)證性因素分析

中圖分類號(hào)：G451 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1674-7615（2019）01-0025-08

DOI：10.15958/j.cnki.jywhlt.2019.01.006

在以“立德樹人”為根本任務(wù)，發(fā)展“核心素養(yǎng)”為教育目的的背景下，提升教師的核心素養(yǎng)是實(shí)現(xiàn)教育目的的根本路徑；而教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力是教師綜合素養(yǎng)具備的最佳體現(xiàn)，也是教師自身專業(yè)發(fā)展的內(nèi)在要求和學(xué)校課堂教學(xué)效能實(shí)現(xiàn)的關(guān)鍵，因而構(gòu)建并驗(yàn)證教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力理論模型的跨樣本穩(wěn)定性和代表性，多維度明晰教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力的內(nèi)涵與結(jié)構(gòu)，是教師深入認(rèn)知自身和提升教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力的發(fā)展所需，其對(duì)教師群體教學(xué)核心素養(yǎng)的發(fā)展價(jià)值重大。

一、問題提出

結(jié)合理論文獻(xiàn)[1-2]與教學(xué)實(shí)踐的啟示，研究建構(gòu)了具有六維核心能力的教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力理論模型（見圖1），并以模型為基點(diǎn)編制了教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力測(cè)度問卷，經(jīng)過探索性因素分析得出，由“教學(xué)品格”為內(nèi)在核心，“愿景創(chuàng)設(shè)力”“教學(xué)決斷力”“教導(dǎo)執(zhí)行力”“溝通激勵(lì)力”“教學(xué)人際力”和“結(jié)果驅(qū)動(dòng)力”六維能力為外在核心的教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力理論模型具有數(shù)據(jù)上的實(shí)證支持；為深入探究教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力理論模型是否具有跨樣本穩(wěn)定性和科學(xué)性，需要在探索性因素分析的基礎(chǔ)上對(duì)模型進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，以進(jìn)一步驗(yàn)證教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力六維模型外在核心是否具有跨樣本的穩(wěn)定性和科學(xué)性。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）測(cè)量工具

以自編的由“愿景創(chuàng)設(shè)力”“教學(xué)決斷力”“教導(dǎo)執(zhí)行力”“溝通激勵(lì)力”“教學(xué)人際力”和“結(jié)果驅(qū)動(dòng)力”等六維度構(gòu)成的“教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力量表”作為測(cè)量工具，按照分層抽樣原則向中小學(xué)教師進(jìn)行抽樣調(diào)查；采用的探索性分析工具是SPSS20.0，驗(yàn)證性分析工具為Amos21.0。

（二）研究對(duì)象及方法

運(yùn)用“教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力量表”測(cè)量工具在全國(guó)的華東地區(qū)（山東、安徽）、華南地區(qū)（廣東、廣西）、華北地區(qū)（北京、山西）、西北地區(qū)（新疆、青海）和西南地區(qū)（貴州、四川、云南、重慶）各地州市的各類型與層次的中小學(xué)校教師實(shí)施大樣本調(diào)查，采樣方法為網(wǎng)上問卷與實(shí)地發(fā)放紙質(zhì)問卷相結(jié)合的方式。問卷共發(fā)放3700份，收回3531份，回收率95.43%。剔除無效問卷，分析問卷共有3482份（其中網(wǎng)上回收有效問卷539份），問卷有效率為98.61%。

為更好探究量表結(jié)構(gòu)，運(yùn)用交叉驗(yàn)證方法，以樣本來源地區(qū)為依據(jù)把有效的總問卷隨機(jī)分成兩組（每組1741份），一組（稱為“探索卷”）用于對(duì)問卷結(jié)構(gòu)進(jìn)行探索性因素分析，另一組（稱為“驗(yàn)證卷”）用于對(duì)探索出的結(jié)構(gòu)模型進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，以驗(yàn)證探索性因素分析所得的“教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力理論模型”的結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性，限于篇幅，這里只呈現(xiàn)驗(yàn)證性因素分析結(jié)果。

（三）總樣本的人口學(xué)統(tǒng)計(jì)量

總樣本的人口學(xué)統(tǒng)計(jì)量見表1所示。有效樣本為3482人，人口學(xué)統(tǒng)計(jì)量的類別有9個(gè)，即性別、年齡、學(xué)歷、教齡、職稱、職務(wù)、教育學(xué)段、學(xué)校類型和工作地區(qū)，其中學(xué)歷、教齡、職稱、職務(wù)、學(xué)校類型和工作地區(qū)題項(xiàng)存在缺失值，分別為1、8、4、5、8和4人。

三、“教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力量表”的驗(yàn)證性分析結(jié)果

探索性因素分析偏向于理論的產(chǎn)出而非理論架構(gòu)的檢驗(yàn)；而驗(yàn)證性因素分析偏重于檢驗(yàn)假定的觀察變量與潛在變量間的關(guān)系。為驗(yàn)證前期經(jīng)過探索性因素分析所得到的“教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力六維結(jié)構(gòu)模型”是否具有跨樣本的穩(wěn)定性，需對(duì)總樣本中的另一份樣本（驗(yàn)證卷，N=1741）進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，以對(duì)量表結(jié)構(gòu)進(jìn)行檢驗(yàn)。

（一）教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力理論模型的競(jìng)爭(zhēng)比較

一般來說，量表可能包含幾種相異的結(jié)構(gòu)維度，為檢驗(yàn)量表在數(shù)據(jù)上是否具有最佳的指標(biāo)，可運(yùn)用競(jìng)爭(zhēng)模型來實(shí)現(xiàn)多模型間的比較，進(jìn)而驗(yàn)證出最佳的量表結(jié)構(gòu)維度。競(jìng)爭(zhēng)模型比較技術(shù)最大的優(yōu)勢(shì)在于，允許有測(cè)量誤差的情況下對(duì)觀察變量與潛變量、潛變量與潛變量之間的關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證。[3]

以教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力的一階六因素模型為基準(zhǔn)模型，然后依據(jù)基準(zhǔn)模型中維度間相關(guān)水平的大小以及相應(yīng)理論的指導(dǎo)，將其中某兩個(gè)或以上相關(guān)水平偏高的因素層面合并，從而得到如下三個(gè)可用于比較的競(jìng)爭(zhēng)模型。

●競(jìng)爭(zhēng)模型 1 = 五維模型

即五維模型：教學(xué)執(zhí)行力=（教導(dǎo)執(zhí)行力+溝通激勵(lì)力）；愿景創(chuàng)設(shè)力；教學(xué)決斷力；教學(xué)人際力；結(jié)果驅(qū)動(dòng)力。

●競(jìng)爭(zhēng)模型 2 = 四維模型

即四維模型：教學(xué)影響力=（教導(dǎo)執(zhí)行力+溝通激勵(lì)力+教學(xué)人際力）；愿景創(chuàng)設(shè)力；教學(xué)決斷力；結(jié)果驅(qū)動(dòng)力。

●競(jìng)爭(zhēng)模型 3 = 三維模型

即三維模型：愿景決斷力=（愿景創(chuàng)設(shè)力+教學(xué)決斷力）；教學(xué)影響力；結(jié)果驅(qū)動(dòng)力。

絕對(duì)、增值和簡(jiǎn)約適配度指數(shù)是競(jìng)爭(zhēng)模型比較的主要檢驗(yàn)指標(biāo)。依據(jù)模型的適配標(biāo)準(zhǔn)，主要以“絕對(duì)適配度指數(shù)”（卡方自由度比值χ2/df、GFI、AGFI、RMR、RMSEA），“增值適配度指數(shù)”（NFI、RFI、IFI、CFI）和“簡(jiǎn)約適配度指數(shù)”（PNFI）等10個(gè)指數(shù)作為評(píng)價(jià)指標(biāo)，結(jié)果見表2所示。

表2的數(shù)據(jù)表明，六維模型的數(shù)據(jù)較其它3個(gè)競(jìng)爭(zhēng)模型的適配度更理想。χ2/df為3.671，達(dá)到小于5的適配標(biāo)準(zhǔn)；GFI值為0.951；NFI為0.956；RFI為0.950，達(dá)到完美指標(biāo)；IFI為0.968；CFI為0.967，均大于0.90，擬合指數(shù)優(yōu)良；RMSEA值為0.039，小于0.050；PNFI值為0.842，大于0.50，上述10個(gè)指標(biāo)均優(yōu)于其它三個(gè)模型?？梢?，教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力六維模型是競(jìng)爭(zhēng)比較中最理想的，故選擇“六維度教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力模型”是有據(jù)可依的。

（二）一階驗(yàn)證性因素分析結(jié)果

為探究“教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力”一階模型的結(jié)構(gòu)效度，檢驗(yàn)經(jīng)過探索性分析得出的“六維教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力”一階模型的樣本適配情況，研究進(jìn)行了一階模型的驗(yàn)證性因素分析，得到的非標(biāo)準(zhǔn)化和標(biāo)準(zhǔn)化模型估計(jì)值分別見圖2和圖3所示。

圖2是非標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì)值模型圖，無負(fù)的誤差方差，表明模型的界定沒有問題；圖3是標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì)值模型圖，卡方值為1134.449，自由度為309，RMSEA為0.39，AGFI為0.940，卡方自由度比值為3.671；因素負(fù)荷量介于0.65至0.80之間；潛在變量之間的相關(guān)系數(shù)值介于0.70至0.95之間，呈中高度相關(guān)，表示這六個(gè)潛在層面之間可能有一個(gè)更高階的共同因素，即教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力。

模型內(nèi)每個(gè)估計(jì)參數(shù)是否都達(dá)到顯著水平是檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛢?nèi)在質(zhì)量的重要指標(biāo)之一，表中所估計(jì)的69個(gè)參數(shù)均達(dá)到顯著水平，表示模型的內(nèi)在質(zhì)量理想。估計(jì)參數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤還可用來檢驗(yàn)假設(shè)模型是否有違反辨認(rèn)規(guī)則。如果估計(jì)參數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤很大或有負(fù)的誤差方差存在，表示假設(shè)的理論模型有可能違反辨認(rèn)規(guī)則。上述69個(gè)估計(jì)參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤均很?。ń橛?.010至0.039），且沒有出現(xiàn)負(fù)的誤差方差，顯示假設(shè)模型沒有違反辨認(rèn)規(guī)則。圖2中數(shù)據(jù)表明，除6個(gè)固定參數(shù)外，其余估計(jì)參數(shù)都達(dá)到顯著水平（P<0.05），t值的絕對(duì)值大于1.96且達(dá)到0.001的顯著水平。將上述各測(cè)量指標(biāo)變量的因素負(fù)荷量、信度系數(shù)、測(cè)量誤差變異量整理成教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力一階模型的參數(shù)估計(jì)摘要表，如表3所示。

首先，在一階驗(yàn)證性因素分析中，潛在因素“愿景創(chuàng)設(shè)力”的四個(gè)測(cè)量指標(biāo)的因素負(fù)荷量分別為0.706、0.796、0.729、0.781；“教學(xué)決斷力”五個(gè)測(cè)量指標(biāo)的因素負(fù)荷量分別為0.729、0.762、0.755、0.700、0.691；“教導(dǎo)執(zhí)行力”五個(gè)測(cè)量指標(biāo)的因素負(fù)荷量分別為0.720、0.723、0.749、0.697、0.708；“溝通激勵(lì)力”五個(gè)測(cè)量指標(biāo)的因素負(fù)荷量分別為0.758、0.742、0.752、0.745、0.713；“教學(xué)人際力”四個(gè)測(cè)量指標(biāo)的因素負(fù)荷量分別為0.726、0.725、0.653、0.755；“結(jié)果驅(qū)動(dòng)力”四個(gè)測(cè)量指標(biāo)的因素負(fù)荷量分別為0.766、0.649、0.723、0.731；27個(gè)測(cè)量指標(biāo)的因素負(fù)荷量介于0.649至0.796之間λ值皆在0.50和0.95之間，表示基本適配指標(biāo)理想。

其次，在探索性因素分析中，各構(gòu)念或?qū)用娴男哦认禂?shù)是“內(nèi)部一致性α系數(shù)”；而驗(yàn)證性因素分析中，則以“組合信度”作為模型潛在變量的信度系數(shù)，可作為模型內(nèi)在質(zhì)量的判別準(zhǔn)則，其值在0.60以上，表示模型的內(nèi)在質(zhì)量理想?！霸妇皠?chuàng)設(shè)力”的組合信度系數(shù)值為0.840，“教學(xué)決斷力”為0.849，“教導(dǎo)執(zhí)行力”為0.843，“溝通激勵(lì)力”為0.860，“教學(xué)人際力”為0.807，“結(jié)果驅(qū)動(dòng)力”為0.810，它們的組合信度系數(shù)值均大于0.60，表明模型的內(nèi)在質(zhì)量極佳。

再次，平均方差抽取量（ρv或AVE）的數(shù)值愈大，表示測(cè)量指標(biāo)愈能有效反映其共同因素構(gòu)念的潛在特質(zhì)。由表3發(fā)現(xiàn)，“愿景創(chuàng)設(shè)力”為0.568，“教學(xué)決斷力”為0.530，“教導(dǎo)執(zhí)行力”為“0.518”，“溝通激勵(lì)力”為0.551，“教學(xué)人際力”為0.512，“結(jié)果驅(qū)動(dòng)力”為0.516，六個(gè)潛在變量的AVE值都大于0.50，表示模型的內(nèi)在質(zhì)量理想。

最后，“教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力結(jié)構(gòu)量表”一階驗(yàn)證性因素假設(shè)模型檢驗(yàn)的模型契合度評(píng)價(jià)結(jié)果摘要如表4至表6所示。

從表4至表6中得知“教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力結(jié)構(gòu)量表”CFA模型檢驗(yàn)結(jié)果如下：

首先，“教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力量表”一階驗(yàn)證性因素分析模型的基本適配度指標(biāo)均達(dá)到檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，這表明估計(jì)的基本適配指標(biāo)良好，無違反模型的辨認(rèn)規(guī)則。[4]57

其次，在整體模型適配度方面，絕對(duì)、增值與簡(jiǎn)約適配指標(biāo)統(tǒng)計(jì)量中，所有適配指標(biāo)值均達(dá)模型可接受的標(biāo)準(zhǔn)，自由度為309時(shí)，卡方值為1134.449，p=0.000<0.05，拒絕虛無假設(shè)?？ǚ街祵?duì)受試樣本的大小非常敏感，樣本數(shù)愈大，則卡方值愈容易達(dá)到顯著，導(dǎo)致理論模型遭到拒絕的概率愈大；[4]41學(xué)者Rigdon也認(rèn)為，χ2值受估計(jì)參數(shù)及樣本數(shù)影響很大，因而使用真實(shí)世界的數(shù)據(jù)來評(píng)價(jià)理論模型時(shí)，χ2統(tǒng)計(jì)通常實(shí)質(zhì)幫助不大；[5]而且模型參數(shù)愈多，所需的樣本數(shù)就愈多，若是在一個(gè)模型大而樣本小的狀態(tài)下，χ2檢驗(yàn)的問題就會(huì)更嚴(yán)重。[4]41估計(jì)參數(shù)越多，影響假設(shè)模型的變因越多，假設(shè)模型適配度不佳的情形會(huì)越明顯，而當(dāng)樣本數(shù)較大時(shí)，往往造成卡方值變大，此時(shí)很容易拒絕虛無假設(shè)，[4]472因而χ2值的顯著性僅僅作為一個(gè)參考的指標(biāo)，還需要參考其他指標(biāo)綜合考慮。

從表5看出，除了χ2值的顯著性之外，所有的其他關(guān)鍵指標(biāo)都符合，并達(dá)到良好以上標(biāo)準(zhǔn)，因而表示研究者提出的理論模型與實(shí)際數(shù)據(jù)可以契合。整體而言，“教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力正式量表”一階驗(yàn)證性因素分析模型與實(shí)際觀察數(shù)據(jù)的適配情況良好。

再次，在內(nèi)在質(zhì)量檢驗(yàn)方面，有6個(gè)測(cè)量指標(biāo)的信度系數(shù)雖未達(dá)0.50的標(biāo)準(zhǔn)，但接近0.50。所估計(jì)參數(shù)的t值介于17.325至32.441，t絕對(duì)值>1.96，符號(hào)與期望的相符，所有待估計(jì)的參數(shù)均達(dá)到顯著水平；潛在變量的平均抽取變異量值介于0.512至0.568之間，大于0.50的標(biāo)準(zhǔn)；潛在變量的組合信度值介于0.807至0.860之間，達(dá)到理想的信度水平。故模型的內(nèi)在質(zhì)量較為理想。

（三）二階驗(yàn)證性因素分析結(jié)果

以上“教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力一階模型”的驗(yàn)證性因素分析發(fā)現(xiàn)：一階模型中六個(gè)潛在層面間有中高度相關(guān)，且一階驗(yàn)證性因素分析模型與樣本數(shù)據(jù)可以適配，因而可能這六個(gè)潛在層面間擁有一個(gè)更高階的因素構(gòu)念：即教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力。因而本研究再對(duì)樣本二進(jìn)行“教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力二階模型”的驗(yàn)證性因素分析。其非標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì)模型如圖4，標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì)模型如圖5所示。

圖4教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力的非標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì)模型圖，卡方值為1257.622；自由度為318；RMSEA等于0.41小于0.5；AGFI等于0.936大于0.90；卡方自由度比值等于3.955（小于5的標(biāo)準(zhǔn)）；并且沒有出現(xiàn)負(fù)的誤差變異量，表示模型界定沒有問題；六個(gè)初階因素構(gòu)念與27個(gè)觀察變量均為內(nèi)因變量，因而無法估計(jì)其方差。

圖5是教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力二階標(biāo)準(zhǔn)化的模型估計(jì)圖，其卡方值為1257.622；自由度為318；RMSEA值為0.41（小于0.50的標(biāo)準(zhǔn)）；AGFI等于0.936（大于0.90的標(biāo)準(zhǔn)），卡方自由度比值為3.955（小于5的標(biāo)準(zhǔn)）。六個(gè)初階因素構(gòu)念的因素負(fù)荷量分別為0.94、0.86、0.82、0.98、0.89和0.91，均大于0.71；其信度指標(biāo)值分別為0.89、0.73、0.66、0.97、0.79、0.83，大部分達(dá)到理想的指標(biāo)值。

二階因素的驗(yàn)證性輸出結(jié)果匯總?cè)绫?所示，所有測(cè)量指標(biāo)的因素負(fù)荷量介于0.815至0.982，都大于0.5；信度系數(shù)介于0.664至0.965，大部分都高于0.50；測(cè)量誤差介于0.035至0.336；“教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力”的組合信度為0.962，大于0.60的標(biāo)準(zhǔn)；而且平均變異量抽取值為0.811，大于0.50的標(biāo)準(zhǔn)，因而“教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力二階模型”的內(nèi)在質(zhì)量極佳。

結(jié)構(gòu)方程模型的驗(yàn)證適配標(biāo)準(zhǔn)需要從“基本適配度”“整體模型適配度”和“內(nèi)在質(zhì)量檢驗(yàn)”三方面來綜合判別。首先，從“基本適配度”來看，二階因素模型的誤差變異量均為正數(shù)，因素負(fù)荷量均在0.5以上，標(biāo)準(zhǔn)誤值很?。ń橛?.028至0.041之間），表明二階因素模型完全達(dá)到基本模型適配度的標(biāo)準(zhǔn)；其次，從“整體模型適配度”來看，其絕對(duì)適配度指數(shù)：χ2值為1257.622，RMR值為0.020（<0.05），RMSEA值為0.041（<0.05，優(yōu)良），GFI值為0.946，AGFI值為0.936（>0.90），大部分指標(biāo)都達(dá)到了適配的標(biāo)準(zhǔn)，因而本量表的整體模型適配度良好。就增值和簡(jiǎn)約適配度指數(shù)而言，增值適配度指數(shù)（>0.90）：NFI值為0.951，RFI值為0.946，IFI值為0.963，TLI值為0.959，CFI值為0.963，都均大于0.90；簡(jiǎn)約適配度指數(shù)（>0.50）：PGFI值為0.796，PNFI值為0.862，PCFI值為0.872，CN值為499（>200），NC值（χ2自由度比值）為3.955（31.96）而且符號(hào)與期望的相符，所估計(jì)的參數(shù)均達(dá)到顯著水平；個(gè)別項(xiàng)目的信度大部分都高于0.50（>0.50），只有5個(gè)小于0.5（但其數(shù)值非常接近0.5）；潛在變量的平均抽取變異量值在0.512至0.811之間（>0.50）；潛在變量的組合信度值介于0.800至0.962之間（>0.60），指標(biāo)幾乎都達(dá)到了模型的適配指標(biāo)，表明二階因素結(jié)構(gòu)模型的內(nèi)在質(zhì)量良好。總之，“教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力”二階因素模型均滿足“基本適配度”“整體模型適配度”和“內(nèi)在質(zhì)量檢驗(yàn)”三方面的標(biāo)準(zhǔn)，因而研究建構(gòu)的量表具有跨樣本的建構(gòu)效度，其建構(gòu)效度理想。

四、討論與建議

（一）“教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力二階模型”的信度檢驗(yàn)

信度是指測(cè)驗(yàn)或量表工具所測(cè)得結(jié)果的穩(wěn)定性以及一致性，量表信度越大，則其測(cè)量標(biāo)準(zhǔn)誤越小，它關(guān)系到測(cè)量結(jié)果的可信度和有效性。本研究采用組合信度、同質(zhì)性信度、分半信度和Guttman Split-Half 系數(shù)四個(gè)指數(shù)作為參照，對(duì)驗(yàn)證卷樣本進(jìn)行信度檢驗(yàn)，所得結(jié)果如表8所示。

表8是驗(yàn)證卷樣本六層面和總量表的信度結(jié)果匯總表，由數(shù)據(jù)看出，量表六層面的組合信度值介于0.800至0.860之間，大于0.50的標(biāo)準(zhǔn)；分半信度值介于0.781至0.858之間；Guttman Split-Half 系數(shù)值介于0.781至0.831之間，均達(dá)到理想的信度標(biāo)準(zhǔn)；總量表的組合信度值為0.962，同質(zhì)性信度為0.956，分半信度為0.916，Guttman Split-Half 系數(shù)為0.916，均達(dá)到非常理想的信度水平，多種信度的數(shù)據(jù)都充分證明本研究的驗(yàn)證卷樣本量表具有相當(dāng)理想的內(nèi)在信度。

（二）教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力量表的效度檢驗(yàn)

量表效度主要指量表是否確實(shí)能夠測(cè)量出其所欲測(cè)量的特質(zhì)或功能程度。[6]這里主要檢驗(yàn)量表的內(nèi)容、收斂、結(jié)構(gòu)和區(qū)分效度。

1內(nèi)容效度

內(nèi)容效度指一個(gè)測(cè)量實(shí)際測(cè)到的內(nèi)容與所要測(cè)量?jī)?nèi)容之間的吻合程度。[7]量表開發(fā)始終扎根教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力已有的基礎(chǔ)理論，密切聯(lián)系基礎(chǔ)教育學(xué)校教學(xué)發(fā)展的新理念和變化趨勢(shì)、客觀、科學(xué)地反映中小學(xué)教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力的典型特征、認(rèn)知現(xiàn)狀與觀點(diǎn)，并在相關(guān)教育學(xué)、領(lǐng)導(dǎo)學(xué)專家的指導(dǎo)下來進(jìn)行量表設(shè)計(jì)、維度命名和題項(xiàng)內(nèi)容的確定等，同時(shí)還進(jìn)行了探索性、驗(yàn)證性因素分析、相關(guān)分析與信度分析等，所得數(shù)據(jù)都支持：“教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力結(jié)構(gòu)量表”具有相當(dāng)好的內(nèi)容效度。

2收斂效度

收斂效度是指測(cè)量相同潛在特質(zhì)的題項(xiàng)或測(cè)驗(yàn)會(huì)落在同一個(gè)因素夠面上，且題項(xiàng)或測(cè)驗(yàn)間所測(cè)得的測(cè)量值之間具有高度的相關(guān)。[4]這里主要從AVE值和確認(rèn)性因子分析方法兩方面來檢驗(yàn)量表的收斂效度。首先，從AVE值（一般的判別標(biāo)準(zhǔn)是大于0.50）來看，量表各維度的AVE值在0.512至0.568之間（見表3），均超過0.50。其次，從確認(rèn)性因子分析方法來看，全部測(cè)量題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化負(fù)荷位于0.649至0.796之間，均超過0.50的可接受水平，并全部通過t檢驗(yàn)，均在p<0.01的水平上顯著。上述雙方面的數(shù)據(jù)都證實(shí)本量表的收斂效度良好。

3結(jié)構(gòu)效度

結(jié)構(gòu)效度指一個(gè)測(cè)量實(shí)際所要測(cè)到的理論結(jié)構(gòu)或特質(zhì)程度。[8]研究通過多個(gè)競(jìng)爭(zhēng)模型比較和驗(yàn)證性因素分析，各項(xiàng)擬合指標(biāo)均達(dá)到理想狀態(tài)，絕對(duì)適配度指數(shù)：RMR值=0.020，GFI=0.946，AGFI=0.936，RMSEA=0.041，均優(yōu)于建議值。增值適配度指數(shù)：NFI=0.951，RFI=0.946，IFI=0.963，TLI=0.959，CFI=0.963，也優(yōu)于建議值。簡(jiǎn)約適配度指數(shù)：PGFI=0.796，PNFI=0.862，CN=499，χ2/df=3.955等，所有題項(xiàng)均全部通過t檢驗(yàn)，均在 p<0.01 的水平上顯著，因此表明教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力結(jié)構(gòu)測(cè)度量表具有很好的結(jié)構(gòu)效度。

4區(qū)別效度

區(qū)別效度是指構(gòu)面所代表的潛在特質(zhì)與其他構(gòu)面所代表的潛在特質(zhì)間低度相關(guān)或有顯著的差異存在。[4]467這里也從兩方面來評(píng)估量表的區(qū)別效度：第一，量表全部題項(xiàng)都通過篩選，均不存在嚴(yán)重跨因子負(fù)荷的現(xiàn)象；第二，采用Amos的檢驗(yàn)做法，即通過在每?jī)删S度的測(cè)量模型之間進(jìn)行“未限制模型”和“限制模型”的卡方值差異顯著性比較。教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力量表有六個(gè)維度，因而兩兩模型之間的關(guān)系共有15對(duì)，由于篇幅限制，結(jié)果匯總表這里不再展示；由嵌套模型比較摘要表顯示：教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力總量表的各潛在構(gòu)面中，兩模型間的自由度差異為1，卡方差異量值介于443.696至707.779之間，卡方差異量的顯著性檢驗(yàn)的概率值p=0.000<0.05，均達(dá)到0.05顯著水平，表示未限制模型與限制模型兩測(cè)量模型有顯著不同；與限制模型相比之下，未限制模型的卡方值顯著較小，表示教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力總量表的六個(gè)因素構(gòu)念間具有良好的區(qū)別效度，27個(gè)題項(xiàng)反映出六個(gè)不同的因素構(gòu)念，因而由“愿景創(chuàng)設(shè)力”“教學(xué)決斷力”“教導(dǎo)執(zhí)行力”“溝通激勵(lì)力”“教學(xué)人際力”和“結(jié)果驅(qū)動(dòng)力”等六維度構(gòu)成的教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力量表的區(qū)別效度佳。

總之，研究以教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力六維結(jié)構(gòu)模型為基礎(chǔ)，提取出能較好反映教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力典型特征的題項(xiàng)，并編制初始測(cè)量問卷，經(jīng)過嚴(yán)格的問項(xiàng)篩選、內(nèi)容潤(rùn)色、項(xiàng)目分析、探索性因素分析以及信、效度檢驗(yàn)等試測(cè)分析后，得到內(nèi)容簡(jiǎn)練、結(jié)構(gòu)適宜、信度高的教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力正式量表；然后在全國(guó)華東、華南、華北、西北和西南地區(qū)的各地州市選擇不同層次的中小學(xué)教師進(jìn)行正式調(diào)查；經(jīng)過對(duì)大樣本數(shù)據(jù)的探索性因素分析（限于篇幅，這里略）和驗(yàn)證性因素分析，如多模型的競(jìng)爭(zhēng)比較、信度與內(nèi)容效度、結(jié)構(gòu)效度、收斂效度、區(qū)分效度等項(xiàng)目的檢驗(yàn)，最終驗(yàn)證了內(nèi)、外在質(zhì)量等各項(xiàng)指標(biāo)均優(yōu)佳的教師教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力理論模型的科學(xué)性與結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定性。

參考文獻(xiàn)：

[1] Alig-Mielcarek，J.M.A Model of School Success：Instructional Leadership，AcademicPress，and Student Achievement[D].The Ohio State University，2003：48.

[2] Alig-Mielcarek，J.M.and Hoy，W.K.Instructional Leadership：Its nature， meaning， and influence[A].In：W.K.Hoy & C.Miskel（Eds.） Educational leadership and reform.Greenwich，CT： Information Age Publishers，2005：29-54.

[3] 候杰泰，溫忠麟，成子娟.結(jié)構(gòu)方程模型及其應(yīng)用[M].北京：教育科學(xué)出版社，2004：167-174.

[4] 吳明隆.結(jié)構(gòu)方程模型：Amos的操作與應(yīng)用（第2版）[M].重慶：重慶大學(xué)出版社，2010.

[5] Rigdon，E.A necessary an sufficient identification rule for structural equation models estimated[J].Multivariate Behavioral Research，1995（30）.

[6] 楊國(guó)樞，文崇一.社會(huì)及行為科學(xué)研究法[M].重慶：重慶大學(xué)出版社，2006：269.

[7] 凌文輇，方俐洛.行為與心理測(cè)量[M].北京：機(jī)械工業(yè)出版社，2003：231.

[8] 黃光楊，原霞.教育統(tǒng)計(jì)與測(cè)量評(píng)價(jià)新編教程[M].上海：華東師范大學(xué)出版社，2013：77.

（責(zé)任編輯：蒲應(yīng)秋）