第四章 研究結果與討論
第五節 屏東縣國小校長多元領導與教師專業發展之迴歸分析討論
本節以受試者對校長多元領導知覺之各層面(結構象徵、人群政治)為預測 變項，教師專業發展為效標變項，進行強迫進入與多元逐步迴歸分析，分析校 長多元領導取向對教師專業發展的預測力，用以探討研究問題五：「校長多元領 導是否能有效預測教師之專業發展？」。
壹、 國小教師知覺校長多元領導對「整體教師專業發 展」之預測
故本研究首先由強迫進入法來進行迴歸方程式的建立，結果由表 46 可 知，「結構象徵」、「人群政治」計二個變項投入，對「整體教師專業發展」之 決定係數為.241，F 值達到顯著水準(F＝61.853，p＜.001)，即此二個變項可以 解釋及預測國小教師對「教師專業發展」分數總變異量的 24.1％。進一步對個別 自變項進行事後考驗係數估計的結果如表 47，指出「結構象徵」具有最佳的解 釋力，Beta 係數達.274；其次是「人群政治」變項，Beta 係數達.253。
表 46「整體教師專業發展」迴歸模式之變異數分析摘要表
變異來源 平方和 自由度 平均平方和 F 檢定 Adj-R 平方
迴歸變異 14210.468 2 7105.234 61.853*** .241
殘差變異 43881.418 382 114.873
總變異量 58091.886 384
***表示
p
<0.001表 47「整體教師專業發展」迴歸模式之 Beta 分析摘要表
「整體教師專業發展」，Beta 係數為.467，t 值為 10.334(p＝.000)。因為此時只 有單一變項被納入，所以無共線性問題，亦即「結構象徵」對「整體教師專業發
貳、 國小教師知覺校長多元領導對教師專業發展「班 級經營」層面之預測
首先由強迫進入法來進行迴歸方程式的建立，結果由表 50 可知，「結構象 徵」、「人群政治」計二個變項投入，對「班級經營」層面之決定係數為.181，
F 值達到顯著水準(F＝43.993，p＜.001)，即此二個變項可以解釋及預測國小教 師對「班級經營」分數總變異量的 18.1％。進一步對個別自變項進行事後考驗係 數估計的結果如表 51，指出「結構象徵」具有最佳的解釋力，Beta 係數達.267；
其次是「人群政治」變項，Beta 係數達.190。
表 50「班級經營」層面迴歸模式之變異數分析摘要表
變異來源 平方和 自由度 平均平方和 F 檢定 Adj-R 平方
迴歸變異 2367.616 2 1183.808 43.993*** .181
殘差變異 10440.655 388 26.909
總變異量 12808.271 390
***表示
p
<.001表 51「班級經營」層面迴歸模式之 Beta 分析摘要表
變項 b 標準化 Beta 係數 t 值 顯著性
結構象徵 .353 .267 3.761*** .000
人群政治 .175 .190 2.675*** .008
**表示
p
<.01、***表示p
<.001此外，多元逐步迴歸分析較同時進入法易找到最有預測力的變項，同時也 可以避免共線性的影響(邱皓政，2010)，所以接著採多元逐步分析，自變項的 效果被一一獨立檢視，取最強的預測變項進入模式。結果如表 52，指出第一個 以最佳預測變項進入模式的是「結構象徵」，在第一階段(模式一)即被選入，其 獨立可以解釋「班級經營」的 16.8％變異量，F 值為 79.573，p＝.000，達.001 顯 著水準；第二個被選入的預測變項為「人群政治」，該變項單獨可以解釋依變項 1.2％，F 值為 43.993，p＝.000，達.001 顯著水準，因此模式二共有「結構象 徵」與「人群政治」兩個預測變項，總計可以解釋「班級經營」總變異量的 18.0
％。
表 52「班級經營」層面之多元逐步迴歸分析摘要表
模式 變項 決定係數(adjR2) R2改變量 F 值 顯著性
1 結構象徵 .168 .168 79.573*** .000
2 結構象徵
人群政治 .180 .012 43.993*** .000
***表示
p
<0.001「班級經營」多元逐步迴歸模式之 Beta 係數分析結果如表 53 所示，結果 發現，「結構象徵」首先被納入模式一中，該變項可以獨立預測依變項「班級經
營」，Beta 係數為.412，t 值為 8.920(p＝.000)。因為此時只有單一變項被納入，
所以無共線性問題，亦即「結構象徵」對「班級經營」的預測力並未受到其他變 項(人群政治)的干擾。模式二的係數估計中，增加了「人群政治」變項的進入，
其 Beta 係數為.190，t 值為 2.675(p＝.000)，而「結構象徵」的 Beta 係數降 為.267，t 值為 3.761(p＝.000)，顯示「結構象徵」變項的效果因為排除了「人群 政治」變項的影響而降低。
F 值達到顯著水準(F＝13.154，p＜.001)，即此二個變項可以解釋及預測國小教 師對「進修發展」分數總變異量的 5.8％。進一步對個別自變項進行事後考驗係
接著採多元逐步分析，自變項的效果被一一獨立檢視，取最強的預測變項 進入模式。結果如表 56，指出第一個也是唯一以顯著預測變項進入模式的是
「人群政治」，其獨立可以解釋「進修發展」層面的 5.4％變異量，F 值為 23.295，p＝.000，達.001 顯著水準。
表 56「進修發展」層面之多元逐步迴歸分析摘要表
模式 變項 決定係數(adjR2) R2改變量 F 值 顯著性
1 人群政治 .054 .054 23.295*** .000
***表示
p
<.001「進修發展」層面多元逐步迴歸模式之 Beta 係數分析結果如表 57 所示，結 果發現，「人群政治」首先也是唯一被納入模式中，該變項可以獨立預測依變項
「進修發展」層面，Beta 係數為.237，t 值為 4.826(p＝.000)。因為只有單一變 項被納入，所以無共線性問題，亦即「人群政治」對「進修發展」層面的預測力 並未受到其他變項的干擾。
表 57「進修發展」層面之多元逐步迴歸模式之 Beta 分析摘要表
模式 變項 b 標準化 Beta 係數 t 值 顯著性
1 人群政治 .086 .237 4.826*** .000
***表示
p
<0.001由以上多元逐步分析結果可知，國小教師對校長「人群政治」取向領導知覺 程度，對「進修發展」知覺具有顯著的預測力，，表示國小教師對「校長人群政 治取向領導知覺」程度愈高，可預測其「進修發展知覺」程度愈高。
肆、 國小教師知覺校長多元領導對教師專業發展「專 業知能」層面之預測
首先由強迫進入法來進行迴歸方程式的建立，結果由表 58 可知，「結構象 徵」、「人群政治」計二個變項投入，對「專業知能」層面之決定係數為.239，
F 值達到顯著水準(F＝63.137，p＜.001)，即此二個變項可以解釋及預測國小教 師對「專業知能」分數總變異量的 23.9％。進一步對個別自變項進行事後考驗係 數估計的結果如表 59，指出「結構象徵」具有最佳的解釋力，Beta 係數達.311；
其次是「人群政治」變項，Beta 係數達.213。
表 58「專業知能」層面迴歸模式之變異數分析摘要表
變異來源 平方和 自由度 平均平方和 F 檢定 Adj-R 平方
迴歸變異 1462.189 2 731.095 63.137*** .239
殘差變異 4550.748 393 11.580
總變異量 6012.937 395
***表示
p
<.001表 59「專業知能」層面迴歸模式之 Beta 分析摘要表 能」，Beta 係數為.473，t 值為 10.667(p＝.000)。因為此時只有單一變項被納 入，所以無共線性問題，亦即「結構象徵」對「專業知能」的預測力並未受到其 他變項(人群政治)的干擾。模式二的係數估計中，增加了「人群政治」變項的進 入，其 Beta 係數為.213，t 值為 3.148(p＝.000)，而「結構象徵」的 Beta 係數 降為.311，t 值為 4.589(p＝.000)，顯示「結構象徵」變項的效果因為排除了「人 群政治」變項的影響而降低。
伍、 國小教師知覺校長多元領導對教師專業發展「專 業態度」層面之預測
首先由強迫進入法來進行迴歸方程式的建立，結果由表 62 可知，「結構象 徵」、「人群政治」計二個變項投入，對「專業態度」層面之決定係數為.176，
F 值達到顯著水準(F＝43.073，p＜.001)，即此二個變項可以解釋及預測國小教 師對「專業態度」分數總變異量的 17.6％。進一步對個別自變項進行事後考驗係 數估計的結果如表 63，指出「結構象徵」具有最佳的解釋力，Beta 係數達.285；
其次是「人群政治」變項，Beta 係數達.165。
表 62「專業態度」層面迴歸模式之變異數分析摘要表
變異來源 平方和 自由度 平均平方和 F 檢定 Adj-R 平方
迴歸變異 649.887 2 324.943 43.073*** .176
殘差變異 2957.267 392 7.544
總變異量 3607.154 394
***表示
p
<.001表 63「專業態度」層面迴歸模式之 Beta 分析摘要表
變項 b 標準化 Beta 係數 t 值 顯著性
結構象徵 .199 .285 4.040*** .000
人群政治 .080 .165 2.332*** .020
***表示
p
<.001接著採多元逐步分析，自變項的效果被一一獨立檢視，取最強的預測變項 進入模式。結果如表 64，指出第一個以最佳預測變項進入模式的是「結構象 徵」，在第一階段(模式一)即被選入，其獨立可以解釋「專業態度」的 16.7％變 異量，F 值為 79.805，p＝.000，達.001 顯著水準；第二個被選入的預測變項為
「人群政治」，該變項單獨可以解釋依變項 0.9％，F 值為 43.073，p＝.000，
達.001 顯著水準，因此模式二共有「結構象徵」與「人群政治」兩個預測變項，
總計可以解釋「專業態度」總變異量的 17.6％。
表 64「專業態度」層面之多元逐步迴歸分析摘要表
模式 變項 決定係數(adjR2) R2改變量 F 值 顯著性
1 結構象徵 .167 .167 79.805*** .000
2 結構象徵
人群政治 .176 .009 43.073*** .000
***表示
p
<.001「專業態度」多元逐步迴歸模式之 Beta 係數分析結果如表 65 所示，結果 發現，「結構象徵」首先被納入模式一中，該變項可以獨立預測依變項「專業態 度」，Beta 係數為.411，t 值為 8.933(p＝.000)。因為此時只有單一變項被納入，
所以無共線性問題，亦即「結構象徵」對「專業態度」的預測力並未受到其他變 項(人群政治)的干擾。模式二的係數估計中，增加了「人群政治」變項的進入，
其 Beta 係數為.165，t 值為 2.332(p＝.000)，而「結構象徵」的 Beta 係數降
為.285，t 值為 4.040(p＝.000)，顯示「結構象徵」變項的效果因為排除了「人群
構象徵取向皆大於人群政治取向，顯示若要提升教師的班級經營、專業知能與專 業態度，必須以結構象徵取向領導為主，重視正式體制的運作、學校的目標、績 效表現與與理念的傳達，人群政治取向為輔，妥善溝通以獲得支持，適時重視老 師的需求與提供協助，才能發揮最大效力。
二、 有關研究比較
在本研究中發現教師所知覺到的校長多元領導取向程度越高，可預測教師 知覺其自身專業發展程度亦越高，目前尚無其他研究針對校長多元領導與教師專 業發展做預測分析，其他研究指出校長領導可預測教師專業發展(王有煌，
2003；王金龍，2004；王家瑞，2007；江澈，2007；吳雨錫，2002；李俊德，
2005；李國印，2013；李嘉彰，2007；范慶鐘，2011；許史幸，2008；郭蕙 菱，2005；陳靖娥，2012；趙梓晴，2010；蔡韻瓊，2008)，意即教師所知覺到 的校長領導程度越高，可預測教師知覺其自身專業發展程度亦越高。