第四章 研究結果與討論
第三節 「教學效能」、「對專業評鑑制度的態度」、「認為專業評鑑制度對專
成長的影響」間有顯著相關
為了瞭解各變項間的關係，本研究運用Pearson 積差相關分析考驗「國小教師 教學效能」（構念含教學計畫準備、系統呈現教材、多元教學策略、善用學習評 量、良好學習氣氛）、「教師對專業發展評鑑制度實施的態度」（構念含正面態 度負面態度）與「教師專業發展評鑑制度對教師專業成長影響」（構念含教育專 業知能、教學專業知能、自我發展能力、專業精神態度）各構念之間是否具顯著 相關。進行變量統計前應先進行資料篩選以檢定資料是否符合基本假設以增加樣 本資料之外在效度統計結果能推論至母群（Meyers、Gamst、與 Guarino，2006）：
常態性（normality）、變異數同質性（homogeneity）及誤差等分散性
（homoscedasticity）。Pearson 積差相關統計分析非比較不同群體間資料之差異，
故應進行常態性與線性關係之檢定，另偏離值（outlier）係屬各變項中之極端值
（extreme），除了影響變項常態性外又拉開變項平均值，影響統計結果，故本研 究於相關分析前擬進行偏離值檢定、常態性檢定及線性關係等基本假設檢定。
壹、基本假設檢定
離法探測可能之偏離值，Mahalanobis 馬式距離 D2指各樣本數值與群組統計量平均 值（centroid，矩心）之差距，該值採用卡分χ2分配進行顯著性考驗，犯第一類型 錯誤顯著性（α）達.001 者，即為多變量分析之偏離值（Meyers、Gamst、與 Guarino，
2006）。經過Mahalanobis 馬式距離法檢定發現本研究樣本共有六名樣本資料之 Mahalanobis 馬式距離達顯著（χ2（df=11, p=.001）=31.264）（見表-3-1），故進行相關分 析前將六名樣本資料刪除。
表4-3-1 三量表共十一個構念之偏離值檢定結果
編號 Mahalanobis 距離值
107 49.14386 21 41.49822 237 36.69489 517 35.53545 17 34.26592 265 31.36833 χ2（df=11, p=.001）=31.264
刪除偏離值後，進行十一個變項之常態性檢定，雖然各變項於常態性檢定值 Kolmogorov-Smirnov 與 Shapiro-Wilk 考驗均達顯著，表示變項分配非常態，但由 各變項之偏態檢定值（skewness）觀察其絕對值均未超過 1，表示常態性違反並不 嚴重（Meyers、Gamst、與 Guarino，2006）。常態性檢驗結果見表 4-3-2。
表4-3-2 各量表構念常態性檢定值表
Kolmogorov-Smirnov(a) Shapiro-Wilk 量表 構念
Statistic df Sig. Statistic df Sig.
Skewness 偏態
Kurtosis 峰度 教學計畫準備 .131 520 .000 .973 520 .000 .138 -.029 系統呈現教材 .156 520 .000 .948 520 .000 -.127 -.012 多元教學策略 .146 520 .000 .958 520 .000 -.152 .353 善用學習評量 .138 520 .000 .956 520 .000 -.291 -.171 教學效能
良好學習氣氛 .164 520 .000 .950 520 .000 -.093 -.268 正面態度 .133 520 .000 .964 520 .000 -.293 .202 教師對專業評
鑑態度 負面態度 .074 520 .000 .981 520 .000 -.239 -.271 教育專業知能 .121 520 .000 .966 520 .000 -.315 .201 教學專業知能 .114 520 .000 .962 520 .000 -.485 .419 自我發展能力 .153 520 .000 .950 520 .000 -.171 .416 教師評鑑對專
業發展影響
專業精神態度 .134 520 .000 .969 520 .000 -.116 .032
貳、相關分析結果
對專業發展影響」。欲瞭解兩組變項間關係，應使用典型相關（canonical correlation）
茲將典型相關統計結果整理如下：
一、二個典型相關係數僅有第一個典型相關係數達顯著水準（ρ1= .359, p < .001）， 透過兩個第一典型因素（χ1 與η1）可同時解釋「教學效能」與「教師對評 鑑態度」的變異量為12.9%（ρ12），亦即「教學效能」與「教師對評鑑態度」
變異量重疊的部分為12.9%。
二、「教學效能」的第一個典型因素（χ1）可以說明「教師對評鑑態度」的第一 個典型因素（η1）總變異量的 12.9%（ρ12），而「教師對評鑑態度」的第一 個典型因素（η1）可解釋「教師對評鑑態度」總變異量 64.097%，「教學效能」
與「教師對評鑑態度」重疊部分為8.238%，因而透過兩個第一典型因素（χ1 與η1）可以解釋「對教師評鑑態度」總變異量 8.238%。
三、反之，「教師對評鑑態度」的第一個典型因素（η1）同樣可解釋「教學效能」
的第一個典型因素（χ1）總變異量的 12.9%（ρ12），而「教學效能」的第一 個典型因素（χ1）可解釋「教學效能」總變異量 44.051%，「教師對評鑑態度」
與「教學效能」重疊部分為5.662%，因而透過兩個第一典型因素（χ1 與η1）
可以解釋「教學效能」總變異量5.662%。
四、在「教學效能」中，與第一個典型因素（χ1）關係最密切的為「良好學習氣 氛」（結構係數為-.910），依序為「善用學習評量」、「多元教學策略」、「系統 呈現教材」，結構係數絕對值均高於.7，「教學計畫準備」結構係數為-.678，關 係呈中等。在「教師對評鑑態度」中，與第一個典型因素（η1）關係較密切 的為「正面態度」（結構係數為-.930），「負面態度」呈非常低度關係（結構係 數為.011）。「教學效能」各構念與「教師對評鑑態度」「正面態度」構念方向 相同（結構係數皆為負），故教學效能較高之教師，對教師評鑑具備較高的正 面態度，反之亦然（對評鑑具備高度正面態度教師具較高教學效能）。
接下來進行「教學效能」與「教師專業發展評鑑對專業影響」之典型相關分 析，分析結果詳列如表4-3-5，並繪製典型相關圖如圖 4-3-3。
表4-3-5 「教學效能」與「教師專業發展評鑑對專業影響」之典型相關分析結
抽出變異數 45.46% 7.686% 38.176% 64.092% 8.157% 10.642%
重疊 43.672% 1.811% 1.639% 61.572% 1.922% .457%
.122 .772
-.179
茲將典型相關統計結果整理如下：
一、典型相關分析共產生四個典型相關係數，前三個典型相關係數達顯著水準，
第四個典型相關係數（ρ=.052）未達顯著（p=.502），故「教學效能」與「評 鑑對教師專業影響」意見透過三個典型因素相互影響。透過兩個第一典型因 素（χ1與η1）可同時解釋「教學效能」與「評鑑對教師專業影響」意見的變 異量為96.1%（ρ12），透過兩個第二典型因素（χ2與η2）可同時解釋「教學 效能」與「評鑑對教師專業影響」意見的變異量為41.6%（ρ22），透過兩個 第三典型因素（χ3與η3）可同時解釋「教學效能」與「評鑑對教師專業影響」
意見的變異量為4.3%（ρ32）。
二、「教學效能」的第一個典型因素（χ1）可以說明「評鑑對教師專業影響」意見 的第一個典型因素（η1）總變異量的96.1%（ρ12
），而「評鑑對教師專業影 響」的第一個典型因素（η1）可解釋「評鑑對教師專業影響」總變異量 64.092%，「教學效能」與「教師對評鑑態度」重疊部分為 61.572%，因而透過 兩個第一典型因素（χ1與η1）可以解釋「評鑑對教師專業影響」總變異量 61.572%。
反之，「評鑑對教師專業影響」的第一個典型因素（η1）可以說明「教 學效能」意見的第一個典型因素（χ1）總變異量的 96.1%（ρ12），而「教學 效能」的第一個典型因素（χ1）可解釋「教學效能」總變異量 45.46%，「評 鑑對教師專業影響」與「教學效能」重疊部分為43.672%，因而透過兩個第一 典型因素（χ1 與η1）可以解釋「教學效能」總變異量 43.672%。
三、「教學效能」的第二個典型因素（χ2）可以說明「評鑑對教師專業影響」意見 的第二個典型因素（η2）總變異量的23.6%（ρ22
），而「評鑑對教師專業影 響」的第二個典型因素（η2）可解釋「教師對評鑑態度」總變異量8.157%，
「教學效能」與「評鑑對教師專業影響」重疊部分為1.922%，因而透過兩個 第二典型因素（χ2與η2）可以解釋「評鑑對教師專業影響」總變異量1.922%。
反之，「評鑑對教師專業影響」的第二個典型因素（η2）可以說明「教 學效能」意見的第二個典型因素（χ2）總變異量的 23.6%（ρ22），而「教學 效能」的第二個典型因素（χ2）可解釋「教學效能」總變異量 7.686%，「評 鑑對教師專業影響」與「教學效能」重疊部分為1.811%，因而透過兩個第二 典型因素（χ2 與η2）可以解釋「教學效能」總變異量 1.811%。
四、「教學效能」的第三個典型因素（χ3）可以說明「評鑑對教師專業影響」意見 的第三個典型因素（η3）總變異量的4.3%（ρ32
），而「評鑑對教師專業影響」
的第三個典型因素（η3）可解釋「評鑑對教師專業影響」總變異量10.642%，
「教學效能」與「教師對評鑑態度」重疊部分為0.457%，因而透過兩個第三 典型因素（χ3與η3）可以解釋「對教師評鑑態度」總變異量0.457%。
反之，「評鑑對教師專業影響」的第三個典型因素（η3）可以說明「教 學效能」意見的第三個典型因素（χ3）總變異量的4.3%（ρ32），而「教學效 能」的第三個典型因素（χ3）可解釋「教學效能」總變異量38.176%，「評鑑 對教師專業影響」與「教學效能」重疊部分為1.639%，因而透過兩個第三典 型因素（χ2與η2）可以解釋「教學效能」總變異量1.639%。
五、仔細觀察，第一個典型相關係數（ρ1=.980）遠大於其他二個典型相關係數，
解釋力強（ρ12 = 96.1%），重疊數值高（對「評鑑對教師專業影響」意見為 61.572%，對「教學效能」為 43.672%），其他二個典型相關係數重疊數值累積 皆低於4%，可見得「教學效能」與「評鑑對教師專業影響」意見透過兩個第 一典型因素（χ1與η1）互相影響。
在「教學效能」中，與第一典型因素（χ1）關係最密切的為「多元教學策略」
（結構係數為-.976），依序為「系統呈現教材」與「善用學習評量」，結構係數絕 對值均高於.7，「良好學習氣氛」與「教學計畫準備」結構係數絕對值介於 6-7，關 係呈中等。在「評鑑對教師專業影響」意見中，與第一個典型因素（η1）關係較 密切的為「自我發展能力」（結構係數為-.958）及「專業精神態度」（結構係數為 -.907），「教育專業知能」與「教學專業知能」結構係數絕對值低於 3，呈相當低度 關係。
故教學效能「多元教學策略」、「系統呈現教材」、「善用學習評量」得分高者，
認為教師評鑑對「自我發展能力」與「專業精神態度」影響大。反之，認為教師 評鑑對「自我發展能力」與「專業精神態度」影響大者，教學效能「多元教學策 略」、「系統呈現教材」、「善用學習評量」得分較高。
接下來進行「教師對專業發展評鑑態度」與「教師專業發展評鑑對專業影響」
之典型相關分析，分析結果詳列如表4-3-6，並繪製典型相關圖如圖 4-3-4。
表4-3-6 「教師對專業發展評鑑態度」與「教師專業發展評鑑對專業影響」之
抽出變異數 58.195% 41.805% 49.104% 37.682%
重疊 28.560% .995% 24.098% .897%
茲將典型相關統計結果整理如下：
一、典型相關分析共產生二個典型相關係數皆達顯著（ρ1=.701, p < .001；ρ2=.154,
p < .01）
，故「教師對專業評鑑態度」意見與「評鑑對教師專業影響」意見透過二個典型因素相互影響。透過兩個第一典型因素（χ1與η1）可同時解釋「教 師對專業評鑑態度」意見與「評鑑對教師專業影響」意見的變異量為 49.1%
（ρ12），透過兩個第二典型因素（χ2與η2）可同時解釋「教學效能」與「評 鑑對教師專業影響」意見的變異量為2.4%（ρ22）。
二、「教師對專業評鑑態度」意見的第一個典型因素（χ1）可以說明「評鑑對教師 專業影響」意見的第一個典型因素（η1）總變異量的49.1%（ρ12
），而「評 鑑對教師專業影響」的第一個典型因素（η1）可解釋「評鑑對教師專業影響」
總變異量49.104%，「教師對專業評鑑態度」與「評鑑對教師專業影響」重疊 部分為24.098%，因而透過兩個第一典型因素（χ1與η1）可以解釋「對教師 評鑑態度」總變異量24.098%。
反之，「評鑑對教師專業影響」意見的第一個典型因素（η1）可以說明
反之，「評鑑對教師專業影響」意見的第一個典型因素（η1）可以說明