■潘偉倫

（紹興職業(yè)技術學院心理健康教育服務中心，浙江 紹興 312000）

當前普通高等學校的輔導員存在不同程度的影響力弱化現(xiàn)象，毛帥認為高校學生管理工作的艱巨性和復雜性對輔導員影響力產生了沖擊，使輔導員影響力面臨關系弱化和權威解構的危機[1]。張吉玉指出輔導員站在大學生思想政治教育的第一線，必須正視自身影響力下降的現(xiàn)實，他認為輔導員影響力的現(xiàn)實困境主要包括權威性影響力下降、隊伍整體素質不高、事務性工作繁重等方面[2]。同時，很多研究也提出了輔導員影響力升級再造的方法，如路杰、吳慶遠認為權威性影響力的解構有發(fā)展的必然原因，而我們應該重點養(yǎng)成輔導員的非權力性影響力[3]。蔡太芝從影響力的細節(jié)入手，提出應從確立輔導員的教育主體地位、喚起輔導員的話語理性自覺，提升輔導員的素質水平、增強話語能力，樹立以人為本的教育理念，積極轉變話語方式，重塑輔導員的工作機制、促使話語領域的回歸等方面改善輔導員的話語權弱化現(xiàn)象，進而提升輔導員影響力[4]。溫健琳基于質化內容分析法的研究發(fā)現(xiàn)，優(yōu)秀輔導員的影響力發(fā)揮正是基于“以友為主”的師生關系，所以輔導員在工作中把握好“師友”“益友”“德友”“摯友”四個層面的師生關系對于影響力的提升至關重要[5]。

綜上所述，我們不難發(fā)現(xiàn)，輔導員影響力的狀況與輔導員自身素養(yǎng)、工作能力、師生關系、話語權等有密切的關系，但幾乎所有的研究都是質性的論斷，輔導員影響力弱化的表現(xiàn)和客觀事實的羅列不少，然而量化研究的缺失使得輔導員影響力弱化的現(xiàn)象只能一概而論，無法有針對性地找到不同高校、不同輔導員影響力問題的焦點所在，因此編制能夠量化衡量輔導員影響力的問卷有一定的積極作用。

一、方法

（一）維度的假設

該問卷的結構確定主要依據(jù)以下三個方面：

第一，在中國知網平臺，以輔導員影響力、輔導員、影響力為關鍵詞進行文獻檢索，篩選與輔導員影響力有直接或間接關系的文獻，列出輔導員影響力的主要構成要素，去除如學歷水平、崗位職權等已確定信息，發(fā)現(xiàn)輔導員影響力主要與工作能力、個人修養(yǎng)、師生關系、工作方法、責任意識、時間精力等要素有關。

第二，以“你認為自己是如何受到輔導員影響的？”和“如何證明你受到了輔導員的影響？”這兩個問題對紹興文理學院、紹興職業(yè)技術學院的大學生和輔導員進行隨機訪談，搜集項目，并進行初步分類統(tǒng)計，找出集中的維度表述。

第三，請具有豐富學生工作經驗的專家和心理學教授進行討論，確定輔導員影響力的維度假設，即影響途徑、教育效果、個人魅力三個維度。然后對已經搜集的項目進行重新歸類，并進一步細化分類，加上已經確定會對輔導員影響力產生影響但未搜集到的項目，共分成九個二級維度，即影響途徑包括接觸頻率、平臺載體、熟悉度，教育效果包括思想引領、生活服務、教育管理，個人魅力包括求助與幫扶、親密程度、感恩回報。

（二）問卷的編制

將開放式問題搜集到的項目進行整理，并加上公認可以證實影響力的項目，整合、修改形成40個項目，每個二級維度5題左右，統(tǒng)一采用程度式觀點陳述句，要求被試進行4點評分反應，即非常贊同、比較贊同、不贊同、很不贊同，其中9項反向記分。

（三）問卷的施測

1.施測方式

利用“問卷星”平臺架設問卷，發(fā)布參測二維碼，并對題目進行隨機排序，同時為避免簡單勾選，增加答題思考時間，未采用矩陣量表的形式編制問卷，而采用選項隨機排列方式，此外，為提高有效被試量，對參測人員進行重測限制，盡量避免網絡調查中一人多數(shù)據(jù)的現(xiàn)象。

2.施測對象

以紹興職業(yè)技術學院的在校生為被試，進行限定時間的統(tǒng)一施測，共收到1616條數(shù)據(jù)，被試的分布情況如下：男生440人，其中大一299人，大二141人；女生1176人，其中大一763人，大二413人。

3.統(tǒng)計方法

用SPSS11.5進行項目分析、探索性因素分析、信效度檢驗等問卷標準化指標的統(tǒng)計分析。

（四）施測結果

1.項目分析

采用項目鑒別指數(shù)法和總分相關法對項目逐一進行區(qū)分度分析。項目分析結果見附表1。

統(tǒng)計結果表明，所有項目分數(shù)與問卷總分的相關系數(shù)均達到顯著性水平，P值均小于0.01，相關性非常顯著。另外，在所有40個項目上，將得分為前27%和后27%的兩組分數(shù)作為高分組和低分組，對各個項目進行區(qū)分度檢驗，結果發(fā)現(xiàn)第3、12、18、21四個項目的鑒別力指數(shù)D小于0.20，但因與總分相關性顯著，故仍然保留。

2.探索性因素分析

基于1616個數(shù)據(jù)樣本，采用Bartlett球形度檢驗和KMO方法對項目分析后保留的40個項目進行探索性因素分析，結果表明，KMO值為0.977，Bartlett球形度檢驗值為31712.19，相伴概率P值小于0.01，說明樣本數(shù)據(jù)適合進行因素分析。對樣本數(shù)據(jù)運用主成分法提取因子，并用方差最大法正交旋轉，得到因素分析的陡階檢驗碎石圖。

然后刪除不是主因子或存在雙重載荷的項目，也刪除了載荷量在0.40以下的項目，最終提取出特征值大于1的因子，共得到3個，累積方差解釋率達到49.077%，同時對因子進行重命名，所有保留項目進行重組，根據(jù)分析結果，T1和T3兩個項目的載荷量小于0.40，T26和T32有雙重載荷，故此四項予以刪除，T38項也具有雙重載荷，但是考慮到載荷量差別較大，而且此項意義確實在影響力的考察因素內，所以仍然保留下來，最終得到了36個項目組成的輔導員影響力問卷。從探索性因素分析結果來看，這三個因子的結構比較清晰，第一個因子包括15個項目，主要是師生熟悉度、親密度、接觸頻率等方面的描述，因此可以命名為師生關系，方差解釋率為25.216%，是第一主成分，對總分的貢獻度最大；第二個因子包括12個項目，主要是與輔導員工作內容相關的描述，因此可以命名為業(yè)務能力，方差解釋率為13.928%；第三個因子包括9個項目，主要是對學生的情況了解和掌握程度的描述，因此可以從因果關系上來考慮，可以命名為話語權，方差解釋率為9.933%。

二、信度檢驗

利用施測樣本的數(shù)據(jù)對問卷的36個項目進行兩兩相關性分析，對三個因子內的項目也進行兩兩相關性分析，得到總問卷和三個因子的內部一致性信度Cronbach's α系數(shù)。同時，將36個項目和三個因子內的項目都隨機分成兩半，每個部分項目數(shù)相當，然后對兩部分進行相關性分析，得到總問卷和三個因子的分半信度。Cronbach認為，信度系數(shù)若大于0.7，表明信度比較高，若小于0.35，則表示信度低，需要重新修訂。從研究結果來看，信度最低值為0.81，最高值為0.95，表明問卷的信度較高。

三、效度檢驗

（一）內容效度

在編制輔導員影響力問卷的過程中，首先是從已有的文獻綜述中確定輔導員影響力的內涵和構成要素，然后通過開放式問題對學生和輔導員進行訪談，初步得到具體項目，這些項目既有理論依據(jù)，又結合了輔導員崗位的實際情況和工作內容，在第一次施測前，專門組織長期從事學生工作的領導、老師進行研討，對項目描述進行推敲，最終形成了用于施測的正式問卷，所以，這些程序均能在一定程度上確保問卷和項目能直觀、準確、全面地反映輔導員在學生中的影響力情況，因此可以認為此問卷具有較好的內容效度。

（二）結構效度

通過第一次施測數(shù)據(jù)的收集，對結果進行了探索性因素分析，從碎石圖來看，共可以提取三個因子，這和假設一致，而且各個項目的載荷量基本都在0.5以上，總方差的解釋率接近50%，各因子所包含的項目也與假設基本相同，只是方差解釋率有大小之別，這在一定程度上反映了問卷的結構效度。

另外，再考察問卷各因子間的相關以及與總問卷的相關，來確定因子與總體概念是否一致。結果顯示，各因子之間以及與總問卷之間的相關性都達到了顯著性水平，P值小于0.01，但各因子之間的相關系數(shù)在0.5到0.6之間，屬于中度正相關，說明各因子之間既方向一致，又有所差異，相互不可取代；而各因子與總問卷之間的相關均在0.75以上，屬于高度正相關，證實了各因子與總問卷要考察的概念是一致的，這也在一定程度上反映了問卷的結構效度。

（三）效標關聯(lián)效度

將第10項“我深刻感受到輔導員工作對我的影響”作為效標項目，來考察問卷總體和各個具體項目要測的目的概念是否反映輔導員影響力的情況，通過相關性分析，發(fā)現(xiàn)總問卷與效標項的相關系數(shù)為0.685，P值小于0.01，為顯著正相關，各個具體項目與效標項的相關系數(shù)也維持在0.4左右的中低度正相關，且P值均小于0.05，達到顯著性水平，因此可以說明問卷總體和各項目所測量的概念與輔導員的影響力應該是一致的。

四、討論

（一）關于影響力的測量

影響力是主觀上衡量影響的指標，而影響屬于社會心理學范疇。心理學認為，對個體或群體產生社會影響的方式有三種類型，即從眾、遵從和服從權威，從眾是影響導致個體改變觀念和行為，與群體和標準保持一致；遵從是個體或群體針對于要求做出的順從反應，可能是不情愿的；服從權威則是指令性的，強行要求改變與服從。那么輔導員對學生產生的影響應該也不外乎這三種類型，輔導員以自身的崗位權威性影響學生、以師長身份要求學生遵從和以朋友身份影響學生改變態(tài)度和行為。那么影響力本身是否可以定量測量是值得商榷的，即使測量，是否可以全面反映影響力的各個方面也是存疑的。我們在設計影響力問卷時，主要是考量從眾影響對學生態(tài)度和行為改變的情況，而遵從和權威影響難以通過自評方式來衡量，所以我們引入參測率的指標，一定程度上可以反映權威影響和遵從影響的情況。但最終得到的影響力分數(shù)也只能從一些方面反映影響力的情況，而不是展現(xiàn)影響力的全貌。

（二）關于影響力的維度

本研究通過文獻分析、訪談和開放式問卷等方法搜集了輔導員影響力的具體項目內容，然后提出了三維度的基本假設，即輔導員如何影響學生、日常工作對學生的影響和個人魅力對學生的影響三個方面，這是符合初始邏輯思維的分類，經過項目分析、探索性因素分析和聚類分析之后，驗證了三維度的假設，但是構成三維度的項目進行了重組，更加符合影響力的理論架構，即師生關系的影響、業(yè)務能力的影響和話語權的影響。雖然最終得到的問卷既包括了權威性影響的內容，也包括了非權力性影響的內容，但在反映輔導員影響力全貌上依然具有局限性和片面性。

（三）關于信效度

從信度檢驗結果來看，問卷各因子的α系數(shù)最低為0.81，總問卷的α系數(shù)達到0.95，說明輔導員影響力問卷的信度是較理想的。

而考察問卷的效度，必須從問卷測量的目的入手，衡量其是否是有效測量的工具，因此首先對內容效度進行了論述，其次考察了問卷的結構效度，從因素分析的結果來看，問卷具有較好的結構效度。最后，以效標項作為參照來直接考察問卷的測量目的，結果發(fā)現(xiàn)測驗總分與效標的正相關達到非常顯著的水平，證明問卷的效標效度良好。

五、結論

1.輔導員影響力是由師生關系、業(yè)務能力、話語權三個因子構成。

2.整個問卷的信度、效度指標均達到心理測量學的標準，可以作為測量輔導員影響力的工具使用。

附表1 項目分析結果