第四章 研究結果與討論
第四節 「教學效能」能有效預測「對教師專業發展評鑑制度的態度」與教
「認為教師專業發展評鑑制度對專 業成長的影響」意見
根據文獻探討及本研究相關分析發現，「教學效能」、教師「對教師專業發展 評鑑制度的態度」與教師「認為教師專業發展評鑑制度對專業成長的影響」意見 之間有顯著相關，接下來為探索三者間是否能具有預測彼此之能力，擬進行迴歸 分析。為瞭解研究架構中各自變項對依變項的預測能力，透過多元迴歸分析以求 得迴歸預測方程式，本研究多元迴歸採用「逐步迴歸法」（stepwise method）：逐 步迴歸法結合順向選擇法（forward）與反向剔除法（backward）的優點，首先模 式中不包含任何預測變項。然後採順向選擇法，根據對模式的貢獻最大者，挑選 預測變項進入迴歸模式中。而在每一步驟中，已被納入模式的預測變項則必須再 經過反向淘汰法的考驗，以決定該變項要被淘汰亦或留下（Meyers、Gamst、與 Guarino，2006；吳明隆、涂金堂，2005），故本研究欲運用逐步多元迴歸分析找 出最佳預測力之迴歸模型。本節擬先探索「教學效能」能否有效預測「對教師專 業發展評鑑制度的態度」與教師「認為教師專業發展評鑑制度對專業成長的影響」
意見。
壹、教學效能能有效預測「對教師專業發展評鑑制度的態度」
首先以「教學效能」作為預測變項（predictor，同自變項），以教師「對專業 發展評鑑制度態度」為效標變項（criterion，同依變項）進行迴歸分析。教學效能 包含有「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」等六個構念，同時作為預測變項。教師「對專業發展評鑑制度 態度」包含「正面態度」與「反面態度」等二個變項，分別作為效標變項，故需 進行二個迴歸模式分析。
一、以「對教師專業發展評鑑制度的態度」之「正面態度」為依變項之迴歸分析 進行迴歸分析前，需先考驗樣本資料是否符合基本假設含常態性（normality）、 同質性（homogeneity）與誤差等分散性（homoscedasticity），運用進入法（enter method，迴歸方程式投入所有可能自變項）迴歸預試可同時檢定上述基本假設
（Meyers、Gamst、與 Guarino，2006）。以教學效能為自變項，以「對教師專業發 展評鑑制度的態度」之「正面態度」為依變項之進入法迴歸分析發現具有6 個樣 本之標準化殘差值（預測值與實際值的差距，及誤差）達3 以上（見表 4-4-1），表 示誤差達.001 的顯著性，本研究視為偏離值（outlier），因偏離值會降低迴歸分析 模式之預測準確度，故應於本迴歸分析中予以刪除。
表4-4-1 教學效能預測「對教師專業發展評鑑制度的態度」之「正面態度」
進入法迴歸預試殘差偏離值
編號 標準化殘差值 正面態度 預測值 殘差值
41 -3.093 2.00 4.1400 -2.13995
61 -3.276 2.00 4.1295 -2.12949
166 -3.253 1.80 4.0508 -2.25084
371 -3.091 1.80 3.9385 -2.13847
399 -3.700 1.20 3.7598 -2.55983
436 -4.437 1.00 4.0701 -3.07009
依照進入法迴歸分析之標準化殘差分佈圖觀察（見圖4-4-1），所有樣本標準 化殘差值大致隨機分佈在0 附近成水平散佈，表示樣本資料大致符合常態性
（normality）、變異數同質性（homogeneity）及誤差等分散性（homoscedasticity）
（Meyers、Gamst、與 Guarino，2006；吳明隆、涂金堂，2005）。故本研究以教 學效能預測「對教師專業發展評鑑制度的態度」之「正面態度」之迴歸分析通過 基本假設檢驗，接下來正式進行逐步法（stepwise）迴歸分析。
3 2
1 0
-1 -2
-3 -4
3
2
1
0
-1
-2
-3
Regression Standardized Residual
圖4-4-1 教學效能預測「對教師專業發展評鑑制度的態度」之「正面態度」進入 法迴歸預試標準化殘差分佈圖
以教學效能預測「對教師專業發展評鑑制度的態度」之「正面態度」之逐步 迴歸分析發現有教學效能兩個自變項進入迴歸方程式：「良好學習氣氛」與「教 學計畫準備」。相同地，該迴歸模型亦需通過迴歸基本假設檢定：共線性
（collinearity）、常態性及同質性。共線性指有兩個自變項（預測變項）擁有高相 關，兩者具備極相似或相同特質，其為冗餘（redundancy），將扭曲實際的迴歸結 果（Meyers、Gamst、與 Guarino，2006）。共線性可由容忍度(tolerance)、變異數 擴張因子(variance inflation factor: VIF)及條件指標(condition index;CI)三數值進行 檢查。當容忍度（tolerance）小於.01，變異數擴張因子（VIF）大於十，條件指 數（condition index）大於 30 或至少有兩的變異量比例於特定自變項上超過 50 者，
即可能發生共線性（Meyers、Gamst、與 Guarino，2006）。由該迴歸模型之共線 性檢定值觀察（見表4-4-2），並未違反共線性。
表4-4-2 教學效能預測「對教師專業發展評鑑制度的態度」之「正面態度」
迴歸共線性分析
共線性統計 Collinearity Statistics
模式 容忍度
Tolerance
變異數擴張因子 VIF
模式面向 特徵值 條件指標
Condition Index
良好學習氣氛 .824 1.214 1 2.985 1.000
教學計畫準備 .824 1.214 2 .008 18.870
3 .007 21.060
常態性可由殘差直方圖（見圖4-4-2）及標準化殘差 P-P 常態圖（見圖 4-4-3）
觀察，由該模型殘差直方圖可發現趨近於常態分配，由標準化殘差P-P 常態圖可 發現觀察值平均散佈於四十五度角直線上，表示該迴歸模型樣本資料呈現常態性
（吳明隆、涂金堂，2005）。由該模型之標準化殘差分佈圖（見圖 4-4-4）發現所有 樣本標準化殘差值大致隨機分佈在0 附近成水平散佈，表示樣本資料大致符合常 態性、變異數同質性及誤差等分散性。
3 2 1 0 -1 -2 -3 70
60
50
40
30
20
10
0
Frequency
Mean = -1.68E-15 Std. Dev. = 0.998 N = 514
圖4-4-2 教學效能預測「對教師專業發展評鑑制度的態度」之「正面態度」逐步 迴歸法殘差直方圖
1.0 0.8
0.6 0.4
0.2 0.0
1.0
0.8
0.6
0.4
0.2
0.0
Expected Cum Prob
圖4-4-3 教學效能預測「對教師專業發展評鑑制度的態度」之「正面態度」逐步 迴歸法標準化殘差P-P 常態圖
4 2
0 -2
-4 3
2
1
0
-1
-2
-3
Regression Standardized Residual
圖4-4-4 教學效能預測「對教師專業發展評鑑制度的態度」之「正面態度」逐步 法迴歸標準化殘差分佈圖
以教學效能預測「對教師專業發展評鑑制度的態度」之「正面態度」迴歸係 數如表4-4-3，經由 F 分配檢定發現該模式自變項可顯著性預測依變項
（F(2,511)=46.777，p<.001），可解釋變異量R2達15.5％。依照 t 分配檢定發現常數、
良好學習氣氛及教學計畫準備等變項係數均達顯著。由標準化係數Beta 值觀察，
「良好學習氣氛」具備最高β值（.270），故依變項「良好學習氣氛」於該方程式 具備最佳的預測力。該迴歸預測方程式如下：
正面態度 = 1.021 + .380*良好學習氣氛 + .283*教學計畫準備
表4-4-3 教學效能預測「對教師專業發展評鑑制度的態度」之「正面態度」迴 歸係數
非標準化係數
模式 B 標準誤
標準化係數
Beta t值 顯著性 F值
（自由度） R值 解釋變異
量R2 常數 1.021 .282 3.616 .000 46.777*** .393 .155 良好學習氣氛 .380 .063 .270 6.037 .000 （2,511）
教學計畫準備 .283 .065 .195 4.371 .000
*** p <.001 N=514
二、以「對教師專業發展評鑑制度的態度」之「負面態度」為依變項之迴歸分析 進行逐步迴歸分析前，先以進入法迴歸分析進行基本假設檢定預試。以教學 效能預測「對教師專業發展評鑑制度的態度」之「負面態度」進入法迴歸分析預 試發現無偏離值。由標準化殘差分佈圖觀察，所有樣本標準化殘差值大致隨機分 佈在0 附近成水平散佈，表示樣本資料大致符合常態性、變異數同質性及誤差等 分散性。故該迴歸分析通過基本假設檢驗，接下來進行逐步法迴歸分析。
由逐步法迴歸分析發現，並無任何自變項能顯著性預測預測變項，亦即教學 效能無法顯著性預測「對教師專業發展評鑑制度的態度」之「負面態度」。由「負 面態度」與教學效能各構念之相關值觀察（見表4-4-4），發現各相關值皆未達顯著，
即「負面態度」與「教學效能」無顯著相關，故迴歸分析無顯著性結果。
表4-4-4 教學效能各構念與「對教師專業發展評鑑制度的態度」之「負面態度」
相關值
教學效能
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
負面態度 -.059
（p=.090）
.028
（p=.258）
.016
（p=.359）
.043
（p=.161）
-.007
（p=.436）
N=520
貳、教學效能能有效預測教師「認為教師專業發展評鑑制度對專業成 長的影響」意見
以「教學效能」作為自變項，以教師「對專業發展評鑑制度態度」為依變項 進行迴歸分析中，教學效能包含有「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」等六個構念，同時作為自變項。教 師「認為教師專業發展評鑑制度對專業成長的影響」包含「教育專業知能」、「教 學專業知能」、「自我發展能力」與「專業精神態度」等四個變項，分別作為效標 變項，故需進行四個迴歸模式分析。
一、以教師「認為教師專業發展評鑑制度對專業成長的影響」之「教育專業知能」
為依變項之迴歸分析
進行逐步迴歸分析前，先以進入法迴歸分析進行基本假設檢定預試。以教學 效能預測「認為教師專業發展評鑑制度對專業成長的影響」之「教育專業知能」
進入法迴歸分析預試發現共有4 偏離值（見表 4-4-5）故於本迴歸分析中予以排除。
由標準化殘差分佈圖觀察，所有樣本標準化殘差值大致隨機分佈在0 附近成水平 散佈，表示樣本資料大致符合常態性、變異數同質性及誤差等分散性。故該迴歸 分析通過基本假設檢驗，接下來進行逐步法迴歸分析。
表4-4-5 教學效能預測「認為教師專業發展評鑑制度對專業成長的影響」之
「教育專業知能」進入法迴歸預試殘差偏離值
編號 標準化殘差值 教育專業知能值 預測值 殘差值
61 -3.679 1.00 3.6654 -2.66539
399 -3.349 1.00 3.4259 -2.42589
436 -3.639 1.00 3.6361 -2.63607
537 -3.856 1.00 3.7935 -2.79355
以教學效能預測「認為教師專業發展評鑑制度對專業成長的影響」之「教育 專業知能」之逐步迴歸分析發現有教學效能兩個自變項進入迴歸方程式：「教學計 畫準備」與「良好學習氣氛」。相同地，該迴歸模型亦需通過迴歸基本假設檢定：
共線性、常態性及同質性。由表4-4-6 發現該模式容忍度（tolerance）均大於.01，
變異數擴張因子（VIF）均小於 10，條件指數（condition index）均小於 30，故並 未違反共線性基本假設。
表4-4-6 教學效能預測「認為教師專業發展評鑑制度對專業成長的影響」之「教 育專業知能」迴歸共線性分析
共線性統計 Collinearity Statistics 模式
容忍度 Tolerance
變異數擴張因子 VIF
模式面向 特徵值 條件指標
Condition Index
教學計畫準備 .827 1.209 1 2.985 1.000
良好學習氣氛 .827 1.209 2 .008 18.878
3 .007 21.072
樣本資料經殘差直方圖、標準化殘差P-P 常態圖及標準化殘差分佈圖檢驗皆 符合常態性、變異數同質性及誤差等分散性。以教學效能預測「認為教師專業發 展評鑑制度對專業成長的影響」之「教育專業知能」迴歸係數如表4-4-7，經由 F 分配檢定發現該模式自變項可顯著性預測依變項（F(2,513)=11.430，p<.001），可解
樣本資料經殘差直方圖、標準化殘差P-P 常態圖及標準化殘差分佈圖檢驗皆 符合常態性、變異數同質性及誤差等分散性。以教學效能預測「認為教師專業發 展評鑑制度對專業成長的影響」之「教育專業知能」迴歸係數如表4-4-7，經由 F 分配檢定發現該模式自變項可顯著性預測依變項（F(2,513)=11.430，p<.001），可解