中小學教師教學領導力理論模型的驗證
2019-09-10 07:22:44吳曉英
教育文化論壇 2019年1期
吳曉英
摘 要： 教師教學領導力理論模型的構建與驗證是教師群體明晰教學領導力的內涵與結構進而提升與發展教學領導力的前提基礎和關鍵起點，采用質性與量化相結合方法構建所得的教師教學領導力理論模型由“愿景創設力”“教學決斷力”“教導執行力”“溝通激勵力”“教學人際力”和“結果驅動力”等六維度構成，探索性因素分析表明該模型的信、效度良好；為進一步驗證模型的跨樣本穩定性，采用交互驗證的方法對理論模型進行驗證性因素分析和信、效度檢驗。結果顯示教師教學領導力理論模型具有很高的信度和效度以及跨樣本的穩定性和代表性，能為后續教學領導力的實踐應用提供實證基礎。
關鍵詞： 中小學教師；領導力；教師教學領導力；理論模型；驗證性因素分析
中圖分類號：G451 文獻標識碼：A 文章編號：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，發展“核心素養”為教育目的的背景下，提升教師的核心素養是實現教育目的的根本路徑；而教師教學領導力是教師綜合素養具備的最佳體現，也是教師自身專業發展的內在要求和學校課堂教學效能實現的關鍵，因而構建并驗證教師教學領導力理論模型的跨樣本穩定性和代表性，多維度明晰教學領導力的內涵與結構，是教師深入認知自身和提升教學領導力的發展所需，其對教師群體教學核心素養的發展價值重大。
一、問題提出
結合理論文獻[1-2]與教學實踐的啟示，研究建構了具有六維核心能力的教師教學領導力理論模型（見圖1），并以模型為基點編制了教師教學領導力測度問卷，經過探索性因素分析得出，由“教學品格”為內在核心，“愿景創設力”“教學決斷力”“教導執行力”“溝通激勵力”“教學人際力”和“結果驅動力”六維能力為外在核心的教師教學領導力理論模型具有數據上的實證支持；為深入探究教師教學領導力理論模型是否具有跨樣本穩定性和科學性，需要在探索性因素分析的基礎上對模型進行驗證性因素分析，以進一步驗證教師教學領導力六維模型外在核心是否具有跨樣本的穩定性和科學性。
二、研究設計
（一）測量工具
以自編的由“愿景創設力”“教學決斷力”“教導執行力”“溝通激勵力”“教學人際力”和“結果驅動力”等六維度構成的“教師教學領導力量表”作為測量工具，按照分層抽樣原則向中小學教師進行抽樣調查；采用的探索性分析工具是SPSS20.0，驗證性分析工具為Amos21.0。
（二）研究對象及方法
運用“教師教學領導力量表”測量工具在全國的華東地區（山東、安徽）、華南地區（廣東、廣西）、華北地區（北京、山西）、西北地區（新疆、青海）和西南地區（貴州、四川、云南、重慶）各地州市的各類型與層次的中小學校教師實施大樣本調查，采樣方法為網上問卷與實地發放紙質問卷相結合的方式。問卷共發放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%。
為更好探究量表結構，運用交叉驗證方法，以樣本來源地區為依據把有效的總問卷隨機分成兩組（每組1741份），一組（稱為“探索卷”）用于對問卷結構進行探索性因素分析，另一組（稱為“驗證卷”）用于對探索出的結構模型進行驗證性因素分析，以驗證探索性因素分析所得的“教師教學領導力理論模型”的結構穩定性，限于篇幅，這里只呈現驗證性因素分析結果。
（三）總樣本的人口學統計量
總樣本的人口學統計量見表1所示。有效樣本為3482人，人口學統計量的類別有9個，即性別、年齡、學歷、教齡、職稱、職務、教育學段、學校類型和工作地區，其中學歷、教齡、職稱、職務、學校類型和工作地區題項存在缺失值，分別為1、8、4、5、8和4人。
三、“教師教學領導力量表”的驗證性分析結果
探索性因素分析偏向于理論的產出而非理論架構的檢驗；而驗證性因素分析偏重于檢驗假定的觀察變量與潛在變量間的關系。為驗證前期經過探索性因素分析所得到的“教師教學領導力六維結構模型”是否具有跨樣本的穩定性，需對總樣本中的另一份樣本（驗證卷，N=1741）進行驗證性因素分析，以對量表結構進行檢驗。
（一）教師教學領導力理論模型的競爭比較
一般來說，量表可能包含幾種相異的結構維度，為檢驗量表在數據上是否具有最佳的指標，可運用競爭模型來實現多模型間的比較，進而驗證出最佳的量表結構維度。競爭模型比較技術最大的優勢在于，允許有測量誤差的情況下對觀察變量與潛變量、潛變量與潛變量之間的關系進行驗證。[3]
以教師教學領導力的一階六因素模型為基準模型，然后依據基準模型中維度間相關水平的大小以及相應理論的指導，將其中某兩個或以上相關水平偏高的因素層面合并，從而得到如下三個可用于比較的競爭模型。
●競爭模型 1 = 五維模型
即五維模型：教學執行力=（教導執行力+溝通激勵力）；愿景創設力；教學決斷力；教學人際力；結果驅動力。
●競爭模型 2 = 四維模型
即四維模型：教學影響力=（教導執行力+溝通激勵力+教學人際力）；愿景創設力；教學決斷力；結果驅動力。
●競爭模型 3 = 三維模型
即三維模型：愿景決斷力=（愿景創設力+教學決斷力）；教學影響力；結果驅動力。
絕對、增值和簡約適配度指數是競爭模型比較的主要檢驗指標。依據模型的適配標準，主要以“絕對適配度指數”（卡方自由度比值χ2/df、GFI、AGFI、RMR、RMSEA），“增值適配度指數”（NFI、RFI、IFI、CFI）和“簡約適配度指數”（PNFI）等10個指數作為評價指標，結果見表2所示。
表2的數據表明，六維模型的數據較其它3個競爭模型的適配度更理想。χ2/df為3.671，達到小于5的適配標準；GFI值為0.951；NFI為0.956；RFI為0.950，達到完美指標；IFI為0.968；CFI為0.967，均大于0.90，擬合指數優良；RMSEA值為0.039，小于0.050；PNFI值為0.842，大于0.50，上述10個指標均優于其它三個模型。可見，教師教學領導力六維模型是競爭比較中最理想的，故選擇“六維度教師教學領導力模型”是有據可依的。
（二）一階驗證性因素分析結果
為探究“教師教學領導力”一階模型的結構效度，檢驗經過探索性分析得出的“六維教師教學領導力”一階模型的樣本適配情況，研究進行了一階模型的驗證性因素分析，得到的非標準化和標準化模型估計值分別見圖2和圖3所示。
圖2是非標準化估計值模型圖，無負的誤差方差，表明模型的界定沒有問題；圖3是標準化估計值模型圖，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；因素負荷量介于0.65至0.80之間；潛在變量之間的相關系數值介于0.70至0.95之間，呈中高度相關，表示這六個潛在層面之間可能有一個更高階的共同因素，即教師教學領導力。
模型內每個估計參數是否都達到顯著水平是檢驗模型內在質量的重要指標之一，表中所估計的69個參數均達到顯著水平，表示模型的內在質量理想。估計參數標準誤還可用來檢驗假設模型是否有違反辨認規則。如果估計參數標準誤很大或有負的誤差方差存在，表示假設的理論模型有可能違反辨認規則。上述69個估計參數的標準誤均很小（介于0.010至0.039），且沒有出現負的誤差方差，顯示假設模型沒有違反辨認規則。圖2中數據表明，除6個固定參數外，其余估計參數都達到顯著水平（P<0.05），t值的絕對值大于1.96且達到0.001的顯著水平。將上述各測量指標變量的因素負荷量、信度系數、測量誤差變異量整理成教師教學領導力一階模型的參數估計摘要表，如表3所示。
首先，在一階驗證性因素分析中，潛在因素“愿景創設力”的四個測量指標的因素負荷量分別為0.706、0.796、0.729、0.781；“教學決斷力”五個測量指標的因素負荷量分別為0.729、0.762、0.755、0.700、0.691；“教導執行力”五個測量指標的因素負荷量分別為0.720、0.723、0.749、0.697、0.708；“溝通激勵力”五個測量指標的因素負荷量分別為0.758、0.742、0.752、0.745、0.713；“教學人際力”四個測量指標的因素負荷量分別為0.726、0.725、0.653、0.755；“結果驅動力”四個測量指標的因素負荷量分別為0.766、0.649、0.723、0.731；27個測量指標的因素負荷量介于0.649至0.796之間λ值皆在0.50和0.95之間，表示基本適配指標理想。
其次，在探索性因素分析中，各構念或層面的信度系數是“內部一致性α系數”；而驗證性因素分析中，則以“組合信度”作為模型潛在變量的信度系數，可作為模型內在質量的判別準則，其值在0.60以上，表示模型的內在質量理想。“愿景創設力”的組合信度系數值為0.840，“教學決斷力”為0.849，“教導執行力”為0.843，“溝通激勵力”為0.860，“教學人際力”為0.807，“結果驅動力”為0.810，它們的組合信度系數值均大于0.60，表明模型的內在質量極佳。
再次，平均方差抽取量（ρv或AVE）的數值愈大，表示測量指標愈能有效反映其共同因素構念的潛在特質。由表3發現，“愿景創設力”為0.568，“教學決斷力”為0.530，“教導執行力”為“0.518”，“溝通激勵力”為0.551，“教學人際力”為0.512，“結果驅動力”為0.516，六個潛在變量的AVE值都大于0.50，表示模型的內在質量理想。
最后，“教師教學領導力結構量表”一階驗證性因素假設模型檢驗的模型契合度評價結果摘要如表4至表6所示。
從表4至表6中得知“教師教學領導力結構量表”CFA模型檢驗結果如下：
首先，“教師教學領導力量表”一階驗證性因素分析模型的基本適配度指標均達到檢驗標準，這表明估計的基本適配指標良好，無違反模型的辨認規則。[4]57
其次，在整體模型適配度方面，絕對、增值與簡約適配指標統計量中，所有適配指標值均達模型可接受的標準，自由度為309時，卡方值為1134.449，p=0.000<0.05，拒絕虛無假設。卡方值對受試樣本的大小非常敏感，樣本數愈大，則卡方值愈容易達到顯著，導致理論模型遭到拒絕的概率愈大；[4]41學者Rigdon也認為，χ2值受估計參數及樣本數影響很大，因而使用真實世界的數據來評價理論模型時，χ2統計通常實質幫助不大；[5]而且模型參數愈多，所需的樣本數就愈多，若是在一個模型大而樣本小的狀態下，χ2檢驗的問題就會更嚴重。[4]41估計參數越多，影響假設模型的變因越多，假設模型適配度不佳的情形會越明顯，而當樣本數較大時，往往造成卡方值變大，此時很容易拒絕虛無假設，[4]472因而χ2值的顯著性僅僅作為一個參考的指標，還需要參考其他指標綜合考慮。
從表5看出，除了χ2值的顯著性之外，所有的其他關鍵指標都符合，并達到良好以上標準，因而表示研究者提出的理論模型與實際數據可以契合。整體而言，“教師教學領導力正式量表”一階驗證性因素分析模型與實際觀察數據的適配情況良好。
再次，在內在質量檢驗方面，有6個測量指標的信度系數雖未達0.50的標準，但接近0.50。所估計參數的t值介于17.325至32.441，t絕對值>1.96，符號與期望的相符，所有待估計的參數均達到顯著水平；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的標準；潛在變量的組合信度值介于0.807至0.860之間，達到理想的信度水平。故模型的內在質量較為理想。
（三）二階驗證性因素分析結果
以上“教師教學領導力一階模型”的驗證性因素分析發現：一階模型中六個潛在層面間有中高度相關，且一階驗證性因素分析模型與樣本數據可以適配，因而可能這六個潛在層面間擁有一個更高階的因素構念：即教師教學領導力。因而本研究再對樣本二進行“教師教學領導力二階模型”的驗證性因素分析。其非標準化估計模型如圖4，標準化估計模型如圖5所示。
圖4教師教學領導力的非標準化估計模型圖，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的標準）；并且沒有出現負的誤差變異量，表示模型界定沒有問題；六個初階因素構念與27個觀察變量均為內因變量，因而無法估計其方差。
圖5是教師教學領導力二階標準化的模型估計圖，其卡方值為1257.622；自由度為318；RMSEA值為0.41（小于0.50的標準）；AGFI等于0.936（大于0.90的標準），卡方自由度比值為3.955（小于5的標準）。六個初階因素構念的因素負荷量分別為0.94、0.86、0.82、0.98、0.89和0.91，均大于0.71；其信度指標值分別為0.89、0.73、0.66、0.97、0.79、0.83，大部分達到理想的指標值。
二階因素的驗證性輸出結果匯總如表7所示，所有測量指標的因素負荷量介于0.815至0.982，都大于0.5；信度系數介于0.664至0.965，大部分都高于0.50；測量誤差介于0.035至0.336；“教師教學領導力”的組合信度為0.962，大于0.60的標準；而且平均變異量抽取值為0.811，大于0.50的標準，因而“教師教學領導力二階模型”的內在質量極佳。
結構方程模型的驗證適配標準需要從“基本適配度”“整體模型適配度”和“內在質量檢驗”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，因素負荷量均在0.5以上，標準誤值很小（介于0.028至0.041之間），表明二階因素模型完全達到基本模型適配度的標準；其次，從“整體模型適配度”來看，其絕對適配度指數：χ2值為1257.622，RMR值為0.020（<0.05），RMSEA值為0.041（<0.05，優良），GFI值為0.946，AGFI值為0.936（>0.90），大部分指標都達到了適配的標準，因而本量表的整體模型適配度良好。就增值和簡約適配度指數而言，增值適配度指數（>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；簡約適配度指數（>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（3
四、討論與建議
（一）“教師教學領導力二階模型”的信度檢驗
信度是指測驗或量表工具所測得結果的穩定性以及一致性，量表信度越大，則其測量標準誤越小，它關系到測量結果的可信度和有效性。本研究采用組合信度、同質性信度、分半信度和Guttman Split-Half 系數四個指數作為參照，對驗證卷樣本進行信度檢驗，所得結果如表8所示。
表8是驗證卷樣本六層面和總量表的信度結果匯總表，由數據看出，量表六層面的組合信度值介于0.800至0.860之間，大于0.50的標準；分半信度值介于0.781至0.858之間；Guttman Split-Half 系數值介于0.781至0.831之間，均達到理想的信度標準；總量表的組合信度值為0.962，同質性信度為0.956，分半信度為0.916，Guttman Split-Half 系數為0.916，均達到非常理想的信度水平，多種信度的數據都充分證明本研究的驗證卷樣本量表具有相當理想的內在信度。
（二）教師教學領導力量表的效度檢驗
量表效度主要指量表是否確實能夠測量出其所欲測量的特質或功能程度。[6]這里主要檢驗量表的內容、收斂、結構和區分效度。
1內容效度
內容效度指一個測量實際測到的內容與所要測量內容之間的吻合程度。[7]量表開發始終扎根教師教學領導力已有的基礎理論，密切聯系基礎教育學校教學發展的新理念和變化趨勢、客觀、科學地反映中小學教師教學領導力的典型特征、認知現狀與觀點，并在相關教育學、領導學專家的指導下來進行量表設計、維度命名和題項內容的確定等，同時還進行了探索性、驗證性因素分析、相關分析與信度分析等，所得數據都支持：“教師教學領導力結構量表”具有相當好的內容效度。
2收斂效度
收斂效度是指測量相同潛在特質的題項或測驗會落在同一個因素夠面上，且題項或測驗間所測得的測量值之間具有高度的相關。[4]這里主要從AVE值和確認性因子分析方法兩方面來檢驗量表的收斂效度。首先，從AVE值（一般的判別標準是大于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，從確認性因子分析方法來看，全部測量題項的標準化負荷位于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，均在p<0.01的水平上顯著。上述雙方面的數據都證實本量表的收斂效度良好。
3結構效度
結構效度指一個測量實際所要測到的理論結構或特質程度。[8]研究通過多個競爭模型比較和驗證性因素分析，各項擬合指標均達到理想狀態，絕對適配度指數：RMR值=0.020，GFI=0.946，AGFI=0.936，RMSEA=0.041，均優于建議值。增值適配度指數：NFI=0.951，RFI=0.946，IFI=0.963，TLI=0.959，CFI=0.963，也優于建議值。簡約適配度指數：PGFI=0.796，PNFI=0.862，CN=499，χ2/df=3.955等，所有題項均全部通過t檢驗，均在 p<0.01 的水平上顯著，因此表明教師教學領導力結構測度量表具有很好的結構效度。
4區別效度
區別效度是指構面所代表的潛在特質與其他構面所代表的潛在特質間低度相關或有顯著的差異存在。[4]467這里也從兩方面來評估量表的區別效度：第一，量表全部題項都通過篩選，均不存在嚴重跨因子負荷的現象；第二，采用Amos的檢驗做法，即通過在每兩維度的測量模型之間進行“未限制模型”和“限制模型”的卡方值差異顯著性比較。教師教學領導力量表有六個維度，因而兩兩模型之間的關系共有15對，由于篇幅限制，結果匯總表這里不再展示；由嵌套模型比較摘要表顯示：教師教學領導力總量表的各潛在構面中，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的概率值p=0.000<0.05，均達到0.05顯著水平，表示未限制模型與限制模型兩測量模型有顯著不同；與限制模型相比之下，未限制模型的卡方值顯著較小，表示教師教學領導力總量表的六個因素構念間具有良好的區別效度，27個題項反映出六個不同的因素構念，因而由“愿景創設力”“教學決斷力”“教導執行力”“溝通激勵力”“教學人際力”和“結果驅動力”等六維度構成的教師教學領導力量表的區別效度佳。
總之，研究以教師教學領導力六維結構模型為基礎，提取出能較好反映教師教學領導力典型特征的題項，并編制初始測量問卷，經過嚴格的問項篩選、內容潤色、項目分析、探索性因素分析以及信、效度檢驗等試測分析后，得到內容簡練、結構適宜、信度高的教師教學領導力正式量表；然后在全國華東、華南、華北、西北和西南地區的各地州市選擇不同層次的中小學教師進行正式調查；經過對大樣本數據的探索性因素分析（限于篇幅，這里略）和驗證性因素分析，如多模型的競爭比較、信度與內容效度、結構效度、收斂效度、區分效度等項目的檢驗，最終驗證了內、外在質量等各項指標均優佳的教師教學領導力理論模型的科學性與結構的穩定性。
參考文獻：
[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.結構方程模型及其應用[M].北京：教育科學出版社，2004：167-174.
[4] 吳明隆.結構方程模型：Amos的操作與應用（第2版）[M].重慶：重慶大學出版社，2010.
[5] Rigdon，E.A necessary an sufficient identification rule for structural equation models estimated[J].Multivariate Behavioral Research，1995（30）.
[6] 楊國樞，文崇一.社會及行為科學研究法[M].重慶：重慶大學出版社，2006：269.
[7] 凌文輇，方俐洛.行為與心理測量[M].北京：機械工業出版社，2003：231.
[8] 黃光楊，原霞.教育統計與測量評價新編教程[M].上海：華東師范大學出版社，2013：77.
（責任編輯：蒲應秋）
