普通高校大学生综合国防素质的量表编制*

程 春 阚 阅

(浙江大学教育学院，杭州 310058)

1 引 言

2017年国务院印发《国家教育事业发展“十三五”规划》，首次提出了“综合国防素质”概念，明确提出要把“提高学生综合国防素质”作为全面落实立德树人的根本任务之一。2019年初，教育部联合中央军委国防动员部下发新修订的《普通高等学校军事课教学大纲》，对作为大学生国防教育主课程的军事课提出“提高学生综合国防素质”的课程目标。综合国防素质概念的提出，开启了大学生国防素质教育发展的新阶段：一方面，它把国防教育纳入大学生素质教育的整体范畴，更加注重国防教育的综合育人功能和立德树人作用，拓展了大学生素质教育的新路径；另一方面，它适应了世界新军事变革的发展趋势与整体国家安全观培育的新要求(张正明，崔殿宁，高岑，2018)，不仅为大学生国防教育明确了目标指向与培育要求，同时从素质的贯通性、综合性角度，为国防教育与其他教育在课程衔接、活动配套、校内外共育等一体化构设上提供了新的思路和方法。

随着大学生国防素质教育的推进，如何了解大学生综合国防素质的现状，如何评价国防素质教育的干预效果，进而推进相关教育教学改革等问题显得愈发重要，而大学生综合国防素质的具体内涵、维度结构及其基础上的测量研究成为解决这些问题的基础和前提。大学生综合国防素质概念提出后，学术界对其内涵与外延进行了初步的理论探索。其中，罗洪俊(2007)把国防素质限定于军事领域，认为是主体军事思想、技能和体能修养的一种状态；闫忠林和问鸿滨(2018)观察到国防活动的军民两重性，从“大国防”的角度界定综合国防素质的概念，认为是主体完成国防活动所必需的综合素养和能力，包括国家意识、国防观念、国防技能和国防行为等；张正明等人(2018)强调素质各内部要素的综合，指出综合国防素质是为实现新时代强军目标服务的思想、知识和能力等，包括综合国防意识、综合国防知识、综合国防技能。李科(2019)则进一步提出，综合国防素质的“综合”，既包含了国防认知、国防情感等内部要素的综合，又涵盖了传统安全与非传统安全两种领域的综合。以上对综合国防素质内涵特点的揭示跨越了“军民综合”“要素综合”“领域综合”三个阶段，反映了研究的逐步深入，但相关研究对综合国防素质外延划分出现了以偏概全和模糊交叉(如“思想”“知识”“意识”等边界相互重合)等问题，基于此，程春(2020)采用扎根理论的方法，构建了大学生综合国防素质的理论模型，该模型包括健康状况、体能素质、国防感性认知、国防理性认知、国防兴趣、国防情感、国防核心观念、国防自我评价、特定国防行为能力和宽泛国防行为表现10个维度。

关于综合国防素质的测量，目前尚无完整结构的量表研究，相关研究散落于对国防意识、战争态度等相关要素的测量研究中。如逯记选等人(2013)以军人为研究对象，编制了军人战争态度量表，包括认知、信心、紧张性、兴奋性和趋向性5个维度。黄伟东(2008)编制了大学生国防意识量表，包括国防关注、国防态度、自我评价、国防知识、军事实力评价、军人地位评价、军人关注、国防行为倾向8个维度。由于“军人战争态度量表”的研究对象是军人，“大学生国防意识”亦仅仅是“大学生综合国防素质”概念的一部分，所以相关研究尽管为本研究在构念的界定、项目池的构建等方面提供了参考与借鉴，但由于研究概念和对象的差异性，目前尚无完整的大学生综合国防素质标准化测量工具及相关研究。基于此，本研究按照科学的量表编制程序，编制普通高校大学生综合国防素质量表，并考察论证量表的构成、信度与效度，为大学生国防素质测量及教育教学研究提供工具补充和实证依据。

2 普通高校大学生综合国防素质量表编制

2.1 形成初始量表

根据程春的理论模型，参考《大学生国防意识测试自编量表》及《SF-36健康调查量表(The Short Form-36 Health Survey,SF-36)》(胡浩，2014)构建项目池。尔后通过资料整合，初步编制了85个题项的问卷。

为确保题项设计涵盖全部维度、反映理论构想，语言表达清楚准确且无交叉重复，本研究邀请了军事院校军事学教授2名，高校体育教师、军事理论教师和武装部副部长各1名，共5名专家对量表题项进行了评价。根据专家意见进行了调整和修改，主要为：将专业术语“军事技能培训”统一修改为“集中军训”；将“您很了解南沙群岛争端的由来”修改为“您很了解南海问题的由来”；增加了“您对参加国防军事类社团很感兴趣”题项，修改后共86个题项。

将该86个题项的问卷发放给17名大学生进行评价并提出修改意见。题项“与身边同学相比，您最近一次仰卧起坐测试成绩较好”，学生反馈不清楚身边同学的测试成绩，因此，将其修改为“根据国家体质检测标准，您最近一次仰卧起坐测试成绩较好”，修改后题项数量不变。

通过以上步骤，初步编制了大学生综合国防素质量表。该量表共86个题项，包括健康状况、体能素质、国防感性认知、国防理性认知、国防技能、国防核心观念、国防情感、国防兴趣、国防自我评价和宽泛国防行为10个维度。量表采用李克特5点评分，从1到5分别代表“完全不符合”到“完全符合”，所有题项均正向计分，量表和各维度得分为相应题目的均值，得分越高，表明个体综合国防素质越强。

2.2 量表施测

问卷委托“国防教育与国家安全教育交流”微信群中各地普通高校国防教育教师，通过线上和纸质邮寄两种方式发放和回收。采用地域分层随机抽样法，从我国7大区划(即东北、华北、华东、华中、华南、西北、西南地区)中各抽取7所普通本科高校(如：北京大学、南京农业大学)、2所高职高专院校(如：河南职业技术学院、浙江育英职业技术学院)，共63所普通高校，发放问卷1372份，回收有效问卷1316份，有效回收率为95.9%。其中，男生698名(53.0%)，女生618名(47.0%)；大一337名(25.6%)，大二381名(29.0%)，大三245名(18.6%)，大四353名(26.8%)；东北地区201名(15.3%)，华北地区176名(13.4%)，华东地区252名(19.1%)，华中地区209名(15.9%)，华南地区207名(15.7%)、西北地区134名(10.2%)，西南地区137名(10.4%)。

将所有样本随机分半为样本1和样本2。对样本1(=658)进行项目分析和探索性因素分析，对样本2(=658)进行验证性因素分析。依据分析结果，确定量表的结构。

最后，采用全部样本数据对大学生综合国防素质状况进行统计分析，并就大学生综合国防素质在性别和年级上的差异进行实证研究。

2.3 统计方法

使用SPSS26.0进行项目分析、探索性因素分析、信度分析、校标关联效度以及实证分析；使用AMOS24.0进行验证性因素、聚敛效度与区分效度分析。

3 研究结果

3.1 项目分析

将量表总分按高低排序，前27%的被试为高分组，后27%的被试为低分组，采用独立样本检验比较各题项高低分组的差异，结果显示所有题项在两组上的差异均达到显著水平(<005)。计算各题项与总分的相关，结果显示题总相关系数均达到显著水平(<0.05)，删除相关系数小于0.40的16个题项，最终保留70个题项，题总相关系数介于0.41～0.69之间。

3.2 效度分析

3.2.1 结构效度

探索性因素分析：对样本1(=658)的数据进行探索性因素分析，结果显示，KMO值为0.94，Bartlett球形度检验的值为1937955，<0.001，说明问卷适合做因素分析。通过主成分分析法，最大变异法转轴，以特征值大于1为原则抽取因子，共抽取公因子10个，累计方差解释率为66.72%。

分析过程中，满足以下条件之一则删除题项：①因子载荷小于0.5(Hair，Black，Babin，2013)；②交叉载荷绝对值均超过0.40(刘勤学，苏文亮，方晓义，罗喆慧，2010)；③交叉载荷绝对值之差小于0.10的项目(苏文亮，刘勤学，方晓义，2012)。每次仅删减1个题项，然后重新进行探索性因素分析，并依据新的结构确定下一次删减的题项，据此共删除12个题项，得到8个因子58个题项，8个因子的累积解释率为67.39%。根据侯杰泰等人(2004)的建议，删除因子负荷在0.6以下的23个题项，采用相同的因子萃取和旋转方法对剩余的35个题项再次进行探索性因素分析，因子结构不变，累积解释率为70.53%。因子1共7题，命名为国防认知；因子2共6题，命名为国防关注；因子3共4题，命名为国防兴趣；因子4共5题，命名为国防身心基础；因子5共4题，命名为国防技能；因子6共3题，命名为国防价值与情感；因子7共3题，命名为国防行为取向；因子8共3题，命名为国防个人效能(详见表1)。8个因子分别解释了总变异的19.17%、11.55%、7.73%、7.29%、6.92%、6.86%、5.92%和5.09%。

表1 量表的因子载荷

验证性因素分析：以探索性因素分析得到的8因子模型为基础，对样本2(=658)的数据进行验证性因素分析，拟合指标(=2.64，RMSEA=0.05，IFI=0.95，CFI=0.95，TLI=0.94,PNFI=0.81,PGFI=0.75)表明，量表模型较为合理。

3.2.2 聚敛效度与区分效度

以样本2(=658)的数据计算因子潜变量的平均方差萃取量(average variance extracted，AVE)，结果如表2所示，模型有较好的聚敛和区分效度。

表2 潜变量平均方差萃取量与相关系数

3.2.3 校标关联效度

抽取171名大学生为被试，以黄伟东“大学生国防意识”为校标进行相关检验(见表3)，发现除“国防身心基础”与“国防技能”两维度外，大学生综合国防素质总体及其他维度与所选校标呈显著正相关。

表3 大学生综合国防素质量表的校标关联效度(n=171)

3.3 信度分析

信度检验包括Cronbach’s系数和重测信度。其中系数通过1316个样本进行检验；重测信度根据自愿原则，请被试中的123名在二周后重新施测，与第一次测量结果进行相关分析,结果如表4所示，相关指标均符合心理测量学要求。

表4 普通高校大学生综合国防素质信度系数

3.4 大学生综合国防素质的实证分析

3.4.1 大学生综合国防素质的描述性统计

采用全部样本数据(=1316)进行统计分析，发现综合国防素质总体均值为3.18>3，标准差为0.55。国防认知、国防技能和国防个人效能维度的均值分别为2.31、2.74、2.91；国防身心基础、国防兴趣、国防关注、国防行为取向和国防价值情感维度的均值分别为3.00、3.14、3.55、3.58、4.21；各维度的标准差介于0.63～0.81。

3.4.2 大学生综合国防素质在不同性别上的差异

采用独立样本检验对综合国防素质总分及各维度得分在性别上的差异进行分析，结果如表5所示，在国防价值情感和国防行为取向上，女生的得分均显著高于男生，<001；而在总分及其余维度上，男生的得分均显著高于女生，<0.001。

表5 不同性别大学生综合国防素质得分的差异分析

3.4.3 大学生综合国防素质在不同年级上的差异

对不同年级大学生在综合国防素质总分及各维度上的得分进行单因素方差分析。结果如表6所示，不同年级大学生在综合国防素质总分、国防认知、国防身心基础、国防技能和国防行为取向维度上均存在显著差异，<001；但在国防关注、国防兴趣、国防价值情感和国防个人效能维度上均不存在显著差异。事后检验分析发现：(1)在国防认知和国防技能上，1年级学生的得分显著高于3年级、2年级和4年级的学生，<0001，后三者间无显著差异，>005；(2)在总分和国防身心基础上，1年级学生的得分显著高于2年级学生，<0001；(3)在国防行为取向上，3年级学生的得分显著高于2年级学生，<0.001。

表6 不同年级大学生在综合国防素质得分上的差异

4 结论与讨论

4.1 量表的维度结构

研究发现，量表共35个题项，包含国防身心基础、国防认知、国防技能、国防兴趣、国防价值情感、国防个人效能、国防关注和国防行为取向8个维度。其中，国防身心基础反映了大学生从事国防活动的身心健康及体能状况；国防认知反映了大学生对国防现象及其规律的认知情况；国防技能是大学生结构化运用知识和经验，完成特定国防活动的能力；国防兴趣是大学生认识或参与国防活动的心理倾向；国防价值情感反映了大学生对国防活动的态度体验及价值认同；国防个人效能是大学生对自身参与国防活动优缺点的主观分析；国防关注反映了大学生对国防活动的关心注意程度；国防行为取向反映了大学生参与国防活动、履行国防义务的行为倾向。

与10因子理论模型比较，实证检验后的维度结构发生了以下变化：(1)“健康状况”与“体能素质”聚合成一个因子，这在理论和经验上可以获得解释：健康状况与体能素质具有强相关的特点(Shomaker et al.,2012)，两者聚合在一起共同反映了被试参与国防活动的身心基础。(2)“国防核心观念”与“国防情感”聚合成一个因子。对应具体题项，发现“爱国拥军”等国防核心价值，同时也是一种正向的国防情感，它们共同反映了被试对国防活动的价值取向和情感认同。(3)“国防感性认识”与“国防理性认识”聚合成一个因子。因为两者尽管在理论上有阶段性、层次性的差异，但可能难以从测量上区分开来。(4)宽泛国防行为表现分化为“国防关注”和“国防行为倾向”2个因子。这说明宽泛国防行为仅仅是“国防关注”和“国防行为倾向”两个维度在国防行为层面共享的上位类别，作为应急变量不足以构成一个潜变量(Robert，2016)。

4.2 量表的测量学指标

初始量表构建过程中，就题项设计的维度涵盖、语言表达、避免社会期许等内容详细咨询了专家意见，且经过17名学生的试测，能较好地保证量表的表面效度与内容效度。探索性因素分析得到的8因子模型结构清晰，各题项因素负荷均在0.62以上，可解释总体方差的70.53%。验证性因素分析的结果显示，指标数据符合李玉斌等人(2018)≤3、RMSEA<0.08、IFI>0.9、CFI>0.9、TLI>0.9、PNFI>0.5、PGFI>0.5的要求，再一次验证了量表结构的稳定性。此外，潜变量平均方差萃取量均大于0.5，两潜变量平均方差萃取量的平方根均大于各自潜变量的相关系数，表明量表具有较好的聚敛和区分效度(Hair et al.，2013)。以“国防意识”为校标进行关联效度检验，发现除“国防身心基础”与“国防技能”两维度外，大学生综合国防素质总体及其他维度与所选校标呈显著正相关。而“国防身心基础”与“国防技能”两个维度之所以与所选校标相关检验不显著，是因为综合国防素质是一个比国防意识外延更广的概念，其中“国防身心基础”与“国防技能”两个维度就是国防意识无法囊括的内容。就所选校标而言，编制的量表拥有较好的校标效度。下一步随着该领域测量研究的深入和测量工具的发展，应进一步补充更适切的校标进行关联检验。

信度分析结果显示，总量表的系数为093，各维度的系数介于076～093，符合总量表系数≥08、各维度系数≥0.7的要求(吴明隆，2010)；量表总体及各维度重测信度介于0.69～0.82，符合重测信度≥0.65的要求(简小珠，戴步云，2017)。综上，大学生综合国防素质量表具有较好的信效度，可用于教育教学的质量监测与相关研究。

4.3 大学生综合国防素质的实证分析

研究发现，大学生综合国防素质总体均值为3.18>3，表明大学生综合国防素质总体处于中等偏上水平；总体标准差为0.55，表明总体分布比较均匀。国防认知、国防技能、国防个人效能均<3，表明这些维度处于中等偏下水平；国防关注、国防兴趣、国防身心基础、国防价值情感、国防行为取向均≥3，表明这些维度处于中等或偏上水平。

研究还发现，男生在综合国防素质总分和国防认知、国防关注、国防兴趣、国防身心基础、国防技能、国防个人效能维度上得分显著高于女生。产生这种差异，可能是军事类游戏和玩具在男幼儿性别角色塑造中发挥了作用，导致男生在幼儿时期即产生了有别于女生的与军事、武器等相关联的社会期望。同时，在国防价值情感和国防行为取向2个维度上，女生的得分显著高于男生，这可能正是国民性塑造过程中男性主体责任意识不足、阳刚之气缺乏等问题的具体表征。由于泛娱乐化时代对大众——首当其冲是对男性——战斗精神的消解(喻晓璐，2020)，以及国际政治斗争中“使对手国家中的男性心理在不知不觉中普遍雌化”的文化战略运用(张文木，2014)，“男性青少年女性化”及其背后深层次的国家责任和尚武精神的缺失问题，成为国家文化战略和安全战略亟待解决的问题。

此外，1年级学生在总分和国防身心基础上得分显著高于2年级；在国防认知和国防技能上，1年级学生得分显著高于其他年级。这可能与高校普遍在新生入学前完成集中军训、在大一阶段完成军事理论教学的组织特点有关。此外，高中阶段学生有更加规范的作息制度和体育锻炼安排，这种影响可能持续到大一阶段，导致大一学生有更好的国防身心基础。同时，研究还发现3年级学生在国防行为取向上得分显著高于2年级，这或与两个年级学生的关注重点和经历阅历不同有关。大二学生经历了大一阶段的迷茫与适应，开始将关注重心转移至专业学习，而大三的学生逐步考虑毕业、就业问题，他们日益关注社会并关心自身的社会实践能力，在国防履责的志愿行为上，其意愿往往更为强烈(张丽芳，2014)。