全童分批入队背景下少先队员光荣感现状的实证研究

吴陈燕 俞 丰 黄振沛 蒋 瑛

一、引言

中国少年先锋队是一个由中国共产党领导的群众组织，以中国少年儿童为主体。它担负着培养少年儿童思想品德和精神素质的重要任务，是促进中国特色社会主义各项事业发展的重要预备队力量。“首批入队人数一般不超过学校总体人数的30%”，根据学校入队规范的程序实施分期分批入队，在小学二年级下学期结束前完成所有儿童入队工作即全童分批入队。2019 年11 月20 日，以共青团中央、教育部、全国少工委联合印发的《关于构建阶梯式成长激励体系增强少先队员光荣感的指导意见》的通知为指导，切实增强少先队员的光荣感和组织认同感、组织归属感和组织责任感，逐步形成分层递进的奖章激励制度，建立少先队员的荣誉表彰机制。这也体现了党中央对新时期少年儿童和少先队工作的高度重视。

目前，国内对光荣感的研究大多集中于党员、共青团员、企业、军队的荣誉感建设方面。根据国外一些学者对光荣感的研究中，艾斯·K·乌斯库、苏珊·克罗斯(Ayse K. Uskul ＆ Susan E.Cross，2018)提到，英国人类学家朱利安·皮特—里弗斯(Julian Pitt-Rivers，1965)对光荣感作了最早的描述，“在自己眼中的价值，也在自己所处的社会中的价值”[1]。李淑敏(2016)提出少先队员光荣感的定义，是指个人以其杰出成绩或优秀品质，或与其关联组织合作的成就或品质而感到荣幸的心态。所以，“组织光荣感”指的是个人对组织的认同感、归属感和责任感[2]。

全童分批入队政策提出了关于少先队员光荣感建立的全新议题，少先队教育和课外活动内容如何适应当前形势，无疑与当前新时代背景下光荣感的构成特点有关。在对少先队的研究方面，现有的研究大多集中在少先队的组织建设、组织认同的特点、少先队辅导员政治素质提升、少先队活动课创新、少先队仪式教育等方面。例如，叶正锋(2012)建议首先明确少先队员光荣感的重要性，然后从队前教育、入队礼仪、队史重温、责任教育等方面加强少先队员光荣感教育[3]。徐明珠(2018)基于构建少先队规范管理制度的角度，对少先队现行管理制度存在的问题进行了较为详细的分析，并提出了政策调整的具体方向[4]。鉴于此，目前关于少先队员光荣感的研究主要是基于理论研究层面，主要采用文献法、访谈法和观察法等定性研究方法。但本研究的方法基本上是以问卷调查法和访谈法等研究方法为主进行的混合研究，其所探讨的少先队员光荣感一般是指少先队员的组织认同感、组织从属感和组织责任感，如图1 所示。

图1 研究架构图

因此本研究提出以下假设:

假设一:组织认同感会显著影响少先队员光荣感。

假设二:组织从属感会显著影响少先队员光荣感。

假设三:组织责任感会显著影响少先队员光荣感。

假设四:年级会干扰组织认同感、组织从属感、组织责任感与少先队员光荣感之间的关系。

二、少先队员光荣感影响因素PLS 结构方程模型构建

1.研究对象

研究对象是随机抽取的浙江省台州市椒江区小学生和大队辅导员，其中大队辅导员12 名，小学生男生219 人，女生186 人，六年级95 名学生和三年级114 名学生，四年级94 名学生，五年级102 名学生，调查在2020 年5 月至2021 年9 月之间进行。使用问卷星调查问卷发放前详细解释调查目的和注意事项，共发放网络调查问卷405 份，回收405 份，有效问卷405 份，有效回收率为100%。其中男生219 名(54.07%)，女生186 名(45.93%)。三年级学生114 名(28.15%)，四年级学生94 名(23.21%)，五年级学生102 名(25.19%)，六年级95 名(23.46%)。少先队小骨干272 名(67.16%)，非少先队小骨干133 名(32.84%)，如表1 所示。

表1 样本描述性分析

2.测量工具

“全童分批入队背景下少先队员光荣感调查问卷”。采用河北师范大学贾晓薇、潘新民开发的问卷适度修改而成，该问卷包括“组织认同感”、“组织从属感”、“组织责任感”三个维度共25 个题目[5]。每个题目都是对少先队员光荣感行为的说明，少年儿童将成为少先队的小主人并对少先队组织中的一些认识问题给出了答案。问卷采取了五级评价量表，依次为:1 分代表“不适合”，2 分代表“不太适合”，3 分代表“不可能”，4 分代表“较为适合”，5 分代表“非常符合”。信效度调查也表明，问卷具有良好的信效度。

本研究调查了组织认同感、组织从属感、组织责任感之间的因果关系[6][7][8]：然而，在过去的文献中，每个构架都包含了许多测量项目。因此，为了研究各变量之间的因果关系，减少测量误差，PLS 比其他SEM 分析方法更适用于本研究。马赫扎克等(Majchrzak et al.，2005)建议至少要有5 到10 倍的样本数量作为模型的最大数量[9]。在这项研究中样本数为405，最大路径数为7，形成型模型。此外，由于PLS 对变量的正态性和随机性的要求比较宽松，它适合于处理变量之间的关系。适用于处理异常数据分布中的变量之间的关系。此外，它还有一个优势，就是可以分析复杂的预测模型(Chin 和Newsted，1999)[10]。符合建议的标准，并使其适合PLS 分析。本研究使用德国汉堡—哈尔堡工业大学林格尔(Ringle)教授及团队开发的SmartPLS3(3.3.3 版)。

表2 测量模型的信度和平均方差提取量AVE

(1)测量模型验证

测量模型的相关验证包括每个构面的内部一致性、收敛效度和区别效度。测量模型的可靠性是通过每个构面包含的题项所对应的因子负荷量来检验构面的可靠性。因子载荷表示构面的可靠性是由一些题项来测量，如果因子载荷量阈值高于0.6，它被用来代表题项具有可靠性(Hair Jr. 等人，2016)[11]。因此本模型的所有测量值都符合标准。每个构面的组合信度见表2，每个构面的组合信度(CR)值都高于阈值0.7(Chin，1998)，表明这些构面具有内部一致性[12]。

在收敛效度方面，除了用因素负荷量和组合信度来衡量每个题项外，AVE 指标也是一个重要的指标。除通过因素负载量和组合信度系数来衡量每个问卷题项之外，还计算了各个构面的AVE 值，并假设这个AVE 值＞0.5，说明这个构面具有良好的收敛效度(Fornell 和Larcker，1981)[13]。由表2可发现，本研究中模型的潜在变量的AVE 值在0.574 和0.632 之间，表明模型具有良好的收敛效度。区别效度检验的是构面和构面之间的差异程度。此外，如表3 所示，从每个测量指标的交叉载荷和因素载荷的比较表明了每个构面对其自身的因素载荷高于其对其他构面的因子载荷(Hair Jr.等人，2016)。因此，本研究中构面之间具有良好的区别效度。

(2)形成型构面的收敛效度

权重＞0.2 而且要显著(Chin，1998)，显著性可由bootstrapping(5000 次)求得，所以本研究中形成型构面具有良好的收敛效度。

表3 测量模型的标准化因子载荷和交叉载荷

(3)共线性诊断

由表3 及表2，测量模型参数估计表得知，组织从属感、组织认同感、组织责任感这三个构面的VIF 值介于2.459～2.631 间，都小于门槛值3，表示形成型构面之间的指标共线性问题并未达到严重程度(Hair et al.，2016)，未来的共线性问题应也不能对结构模型的路径系数估算产生不良的影响。

(4)权重的显著性

由图1 所示测量模型参数估计表得知，从组织从属感、组织认同感、组织责任感中的各指标的权重介于0.222～0.549 间，且t 值都大于1.96，因此，所有形成型指标的权重都显著。由此可知所有形成型指标对其所属少先队员光荣感构面，都具有相当的贡献度。

三、少先队员光荣感影响因素分析结果

1.全童分批入队背景下身份因素对少先队员光荣感的影响情况 在这项研究中，有272 名少先队小骨干和133名普通少先队员。自变量为是否为少先队小骨干，采用独立样本t 检验，分析少先队员在全童分批入队时的荣誉感在是否为少先队小骨干这一因素上的差异性分析。

表4 全童分批入队背景下少先队员光荣感在队员是否为少先队小骨干上的差异检验(N＝405)：

从表4 中数据可以看出，各维度和问卷整体的P 值为0.000＜0.01，说明是否为少先队小骨干对少先队员的荣誉感有明显影响。通过比较少先队小骨干和普通队员的各维度和问卷整体的平均值，发现少先队小骨干的荣誉感总体上高于普通队员。此外，课题组在对一线少先队大队辅导员进行访谈时，也发现了这一特点。在对C 老师的访谈中，她谈到，队员们都非常渴望成为少年队小骨干，而成为少先队小骨干的队员表现出更强的荣誉感。

2.模型构建及分析检验结果

(1)PLS 结构方程模型的构建

林格尔等(Ringle，Sarstedt ＆ Straub，2012)在“A Critical Look at the Use of PLS-SEM in MIS Quarterly”一文中指出1992 ～2011 年PLS 应用收录于社会科学引文索引(SSCI)的营销领域论文呈现大幅成长趋势，而PLS 有以下优点:形成型指标、理论模式探索分析。由于本研究中样本数有405 名学生，以组织从属感、组织认同感、组织责任感等三项维度数据指标来预测少先队员光荣感形成型指标，少先队员光荣感评价模式处于探索及解释性研究，无充分理论基础，因此本研究符合PLS的应用原则。形成型指标重点在相邻的指标间相互交叉的最小化，而反映型指标重点在指标之间重叠的最大化(Henseler J，2009)[14]。在结构方程模型中以反映型指标分析，无法应用形成型指标分析[15]，在青少年研究领域形成型指标尚属于发展阶段，希望透过本研究有机会拓展形成型指标于青少年研究领域的应用情形。

组织从属感、组织认同感、组织责任感是中国少年先锋队队员光荣感考评指标体系，对中国少年先锋队队员光荣感评估是极其重要的参考依据(李淑敏，2016)。本研究提出一个影响少先队员光荣感模式的概念模型，并应用PLS 偏最小平方法探讨405 名少先队员进行以组织从属感、组织认同感、组织责任感等三项为少先队员光荣感的前置因素理论模型探索。尝试以形成性指标结合使用进行初探研究，希望能由不同研究方法的应用而产生新的研究发现。

本研究应用结构方程模型进行分析，目前结构方程模型软件分为两大类型(Chin，1988b):第一，以协方差矩阵进行估计的结构方程模型软件，如线性结构关系模式(linear structural relation model)，LISREL 与AMOS：第二，主成分分析为基础的PLS。SEM 虽然可以处理所有反应型指标，但PLS是惟一能处理并同时处理具有反映型指标与形成型指标的模型：此外，相比于LISREL、Mplus，PLS对于处理小样本资料上也更加适用(Chin，1998a：Sambamurthy ＆ Chin，1994)。另外，在PLS 中对于进行估计和路径系数变化是否显著的测试方法上，也另外使用了不同的再取样程序，本研究也使用了其中的bootstrapping(黄元鹤，2007：Chin，1998a)的方法来分析。

亨 斯 勒 等(Henseler， Ringle ＆ Sinkovices，2009)曾在研究中提到PLS 的优点相对于SEM 对样本需求较少、可以同时处理反映型指标与形成型指标、适合于理论的发展而不是理论的测试、PLS特别适合于理论预测。少先队员荣誉感影响因素过去并未有学者探索，属于形成型指标，因此适合于PLS 进行理论探索：故本研究以PLS 进行分析。

(2)结构模型的效度评估

结构模型分析结果中，因PLS 强调了其可建立在形成型指标(Formative indicator)的能力，且与建立在所有指标均为反映型(Reflective indicator)而以样本的共变量为估计的方式不同，所以并未提供适配度指数(goodness of fit index， GFI)的测量值，其中R2值与路径系数(path coefficients)值是主要判断模型好坏的指标(Chin，1998b)，内生潜在变量的R2＞0.67 为高度解释能力，R2＞0.33 左右代表中度解释能力，R2＞0.19 以下代表低度解释能力(Chin，1998a：Ringle，2004)。本研究的分析结果，决定系数(coefficient of determination，R2)值为1，表示本模型所提出的由组织从属感、组织认同感、组织责任感等三项潜在变量可解释100%(如图2所示)显示本研究具有深度解释能力。

图2 少先队员光荣感PLS 结构方程模型

形成型构面的指标t 值，其中显著性考验是以 t 检验来进行，由t 值可以检验该项指标适用于该潜在变量的适宜性为何，t 值越大表示强度越强(邱皓政，2003)。PLS 在关于进行估计以及路径系数变化是不是重要的测试方法上，另外使用了不同种的再取样(resample)的程序，本研究应用bootstrapping(Chin，1998a)的方法来分析另外在路径系数的显著性上，由图2 可知t 值来判别，其中组织认同感t 值22.500＞1.96 达显著水平，组织从属感t 值18.157＞1.96 达显著水平，组织责任感t 值24.272＞1.96 达显著水平。因此，研究假设H1、H2、H3 都成立。

一般认为，路径系数的绝对值应该在0.2 左右而且必须还要显著才有意义。从表5 可以看出，各潜变量的路径系数分别为组织认同感(0.330)、组织归属感(0.222)、组织责任感(0.549)，且各路径系数均大于0.2，说明各潜变量的路径系数都非常理想。由于路径系数基本保持在0.222 ～0.549 的范围内，各潜变量对少先队员荣誉感潜变量的贡献率基本一致，即说明少先队员荣誉感在组织认同感、组织从属感和组织责任感三个指标上非常均衡。同时，少先队员荣誉感对组织认同感等三个潜变量的多元回归方程的系数的平方值为1.000，说明少先队员荣誉感对这三个潜变量的概括程度相当高。

(3)GOF(Goodness of Fit)

(4)模型预测能力评价

表5 结构模型研究的实证结果

少先队员光荣感→认可层面和热爱层面(组织认同感)的预测效果值q2分别为0.633 和0.501大于0.35，代表结构模型中，少先队员光荣感对组织认同感具有较强的预测相关性：少先队员光荣感→意识层面和行为层面(组织责任感)的预测效果值q2分别为0.600 和0.580 大于0.35，代表结构模型中，少先队员光荣感对组织认同感具有较强的预测相关性。整体而言，外在构面对内因构面大约具有中上程度效果的预测相关性。

(5)调节效应检验

本研究假设年级学生对组织责任感和少先队员光荣感之间的关系有调节的影响。调节分析使用PLS 指标预测方法进行估计。正如秦(Chin，Marcolin ＆ Newsted)[16]所提到的，PLS 可以通过报告减弱近似关系的误差来提供对调节效果更精确估计并加强对理论的验证[17]。为了验证调节效应的可能性，将组织责任感(预测因子)和年级(调节因子)相乘，形成一个交互项(组织责任感X 虚拟变量五年级学生)来预测少先队员光荣感。如图3所示，调节变量年级学生对少先队员光荣感影响的标准化路径系数估计值为(β-0.226：p＜0.001)达显著效果。图3 中的四条方程式，未呈现平行，这表明年级学生的表现对少先队员光荣感起到调节的效果。因此，本研究的调节效果H4 成立。

图3 斜率分析

四、少先队员光荣感分析结论与启示

第一，尊重学生的主体性。一是必须考虑到入队学生的年龄和认知特点，因为他们不是被动的接受少先队教育，而是通过自己的生活经验和认知图式才与外界互动交流。二是仪式应贴近他们的日常生活，将生活中常见的元素运用到仪式的外部和内部，使他们容易接受和掌握其中的原则。三是要顾及他们自身的需求，使他们能够充分参与，感受到自己的价值。贾晓薇、潘新民(2019)编制了《少先队员光荣感现状调查问卷》，研究了少先队员组织归属感的各个方面的得分差距与年龄差别，并结合了少年儿童的感知能力、自我认知的成长、集体意志的成长等角度展开了研究，结果指出少先队员的组织归属感一般较高，而各个维度的组织归属感随年龄不同的规律[18]。这就表明他们的教育没有离开这个人群的年龄特征。

第二，庄严隆重的流程具有重要作用。在受访中，学生们说，仪式的正式性使他们意识到自己身上的责任，入队仪式使他们意识到现在是一名真正的少先队员了。要高度重视具有标志意义的大型仪式，以及进行重要仪式前的准备工作，如纪律、流程、标志记号的运用等，不但可以提高身份认知的权重，而且更可以发挥教化功能。

第三，“全童分批入队”背景对少先队员光荣感的影响显著。“全童分批入队”背景对少先队员光荣感的作用显著。在文献调查过程中，部分专家提出“全童入队”的策略应用得不好可能会影响光荣感的培养，而学者刘翀(2019)则认为虽然全童入队是应该值得肯定的，但在实际的实践过程中却常常是同步入队，甚至盲目减少了入队评价标准[19]。在本研究中，全童分批入队的实际操作，即通过“同时入队”到“分批入队”的逐步转变，使每个儿童都能受到少先队教育，同时通过分批入队培养学生向先进分子学习的意愿，从而激励学生的积极性。

与全童入队相比，本研究中“全童分批入队”的方式无疑促进了学生入队的热情，“只要我肯努力学习，做一个品德高尚的人，总有一天我也能戴上红领巾” 的信念也更加强烈。已经入队的学生也可以通过在队中的积极担当作为，争当榜样，履行先锋职责，建立起“先锋”意识。在调查问卷和访谈中，许多受访学生表示，当他们在入队仪式上履行了自己的职责，并为学弟学妹们戴上了红领巾，他们对自己的先锋身份感到非常自豪。从兰德尔·柯林斯的互动仪式链理论来看，启动全童分批入队政策不可否认地弱化了“排斥局外人的障碍”[20]，但少先队是一种通过先进文化形成广大青少年的儿童组织，启动全童入队意味着普通队员有责任向队伍中的优秀分子学习，做合格的少先队员，但不能以提高少先队员荣誉感为代价排斥一些儿童。在实践摸索与总结各级成功经验的过程中，这一特点将会越来越好地与实际情况相结合，与实际操作有机地结合，使更多的青少年从中获益。