「教師專業發展」在「學校行政效能」之中介分析

度

預測 變項

多元相關 係數 R

決定 係數 R²

R² 改變量

Beta 係數

F值 顯著性

學習

效益 性別

.117 .012 .014 -.117 7.491 .006**

學 習 態 度

性別 .167 .028 .028 -.167 15.581 .000***

年齡 .213 .046 .018 -.133 10.052 .002**

擔任職務 .236 .056 .010 -.107 5.833 .016*

整體 情形

性別 .142 .020 .020 -.142 11.256 .001***

年齡 .178 .032 .011 -.107 6.337 .012**

*p＜.05 **p＜.01 ***p＜.001

第五節 「教師專業發展」在「學校行政效能」之中介分析

本節主要以迴歸分析來驗證預測變項的中介關係是否成立？假若關係成立，

將進一步探討當因應策略為中介變項時，對預測變項（自變項）「行政效能」，

與後果變項（依變項）「學生學習成效」之中介效果如何。

一、中介的意義

所謂中介（Mediation）是指一個假設的因果關係鏈，如圖4-5-1所示，亦即第一 個變項X（peredictor）影響了第二個變項Z，接著再影響第三個變項Y（outcome）。

而此一介入變項（intervening variable）Z，即是中介變項。

圖 4-5-1 中介因果關係示意圖

Z Y

X

二、中介的檢定

Baron & Kenny（1986）提出中介檢定的四個步驟，如表 4-5-2 所示，包含執行 三個簡單迴歸分析，以及一個多元迴歸分析，進而檢驗每一步驟之迴歸分析結果 中，迴歸係數的顯著性情形。

步驟1〜步驟3之目的是建立在變數之間的零階（zero-order）關係。若這些關係 中有一個或多個未達顯著性時，即可判定該變項不可能為中介變項。假定步驟1到 步驟3均有顯著性的關係存在時，才能進行步驟4。在步驟4的模式中，如果Z的效 果（路徑g＇）在控制X後仍具有顯著性時，則意謂著有某種形式的中介存在。此 時有兩種互斥的可能情況出現：（一）當Z投入且X不再具有顯著性時，則顯示具 有完全中介（full mediation）。（二）當Z投入且X仍然具有顯著性時（例如：X與Z 均能顯著預測Y），則顯示具有部份中介（partial mediation）。

表 4-5-1 中介檢定步驟表

步驟 分析方法 圖示

1 執行 X 預測 Y 的簡單迴歸分析

以單獨檢定路徑 h Y=B0+B1X+e

h

X Y

2 執行 X 預測 Z 的簡單迴歸分析

以單獨檢定路徑 f Z=B0+B1X+e

f

X Z

3 執行 Z 預測 Y 的簡單迴歸分析

以單獨檢定路徑 g Y=B0+B1Z+e

g

Z Y

4

執行 X 與 Z 預測 Y 的多元迴歸分析 檢定路徑 h＇與 h 之間的變化情形

Y=B⁰+B¹X+B²Z+e

h＇

Z

X Y g＇

資料來源：Newsom（2008）

根據上述檢驗步驟，本節將探討台東縣辦理專長教師的增置在學校行政效能與 學生學習成效之間是否具有中介效果，來檢驗教師專業發展是否為兩者之中介變 項？如果檢驗成立，那進一步將探討教師專業發展變項中介效果如何。教師專業 發展對學生學習成效之中介效果檢驗分析結果，如表4-5-2所示。

表 4-5-2 教師專業發展對學生學習成效之中介效果檢驗分析摘要表

步驟 1 學校行政效能（X）對學生學習成效（Y）之簡單迴歸分析

（路徑 h）

（X）

常數項 B SE B β t △R² F

27.868 1.947

.389 .020 .638 19.323＊＊＊ .407 373.397＊＊＊

步驟 2 學校行政效能（X）對教師專業發展（Z）之簡單迴歸分析

（路徑 f） 常數項 B SE B β t △R² F

39.837 3.116

（X） .822 .032 .738 25.530＊＊＊ .545 651.801＊＊＊

步驟 3 教師專業發展（Z）對學生學習成效（Y）之簡單迴歸分析

（路徑 g） 常數項 B SE B β t △R² F

18.416 1.949

（Z） .394 .016 .719 24.155＊＊＊ .518 583.470＊＊＊

步驟 4 學校行政效能（X）與教師專業發展（Z）對學生學習成效（Y）之多元迴歸分析

路徑 h＇與 路徑 g＇

常數項 B SE B β t △R² F

15.966 1.952

（X） .143 .026 .235 5.459＊＊＊

（Z） .299 .024 .546 12.687＊＊＊ .543 322.084＊＊＊

＊p<.05 ＊＊p<.01 ＊＊＊p<.001

從步驟 1 之結果可知：以學校行政效能（X）對學生學習成效（Y）進行簡單迴 歸分析，觀察是否達顯著水準，其中未標準化迴歸係數 B 值為.389，標準化迴歸係 數β值為.638，t 值為 19.323（p<.001）達顯著水準；而決定係數R²值為.407，F 值為

373.397（p<.001）亦達顯著水準，顯示學校行政效能（X）對學生學校成效（Y）有

顯著的預測力，因此步驟 1 驗證了學校行政效能（X）對學生學習成效（Y）有顯 著關係存在。

從步驟 2 之結果可知：以學校行政效能（X）對教師專業發展（Z）進行簡單 迴歸分析，觀察是否達顯著水準，其中未標準化迴歸係數 B 值為.822，標準化迴歸 係數β值為.738，t 值為 25.530（p<.001）達顯著水準；而決定係數R²值為.545，F 值

為 651.801（p<.001）亦達顯著水準，顯示學校行政效能（X）對教師專業發展（Z）

有顯著的預測力，因此步驟 2 驗證了學校行政效能（X）對教師專業發展（Z）有 顯著關係存在。

從步驟 3 之結果可知：以教師專業發展（Z）對學生學習成效（Y）進行簡單 迴歸分析，觀察是否達顯著水準，其中未標準化迴歸係數 B 值為.394，標準化迴歸 係數β值為.719，t 值為 24.155（p<.001）達顯著水準；而決定係數R²值為.518，F 值

為 583.470（p<.001）亦達顯著水準，顯示教師專業發展（Z）對學生學習成效（Y）

有顯著的預測力，因此步驟 3 驗證了教師專業發展（Z）對學生學習成效（Y）有 顯著關係存在。

當步驟 1 到步驟 3 均有顯著性的關係存在時，才能進行步驟 4，從步驟 4 以學 校行政效能（X）與教師專業發展（Z）對學生學習成效（Y）之多元迴歸分析結果 顯示：在學校行政效能（X）後教師專業發展（Z）對學生學習成效（Y）的預測，

其未標準化迴歸係數 B 值為.299，標準化迴歸係數β值為.546，t 值為 12.687（p<.001）

達顯著水準；而決定係數 R²值為.543，F 值為 322.084（p<.001）亦達顯著水準，顯 示教師專業發展（Z）在學校行政效能（X）後，對學生學習成效（Y）的預測效果

（路徑 g＇）仍具有顯著性，代表教師專業發展（Z）有某種形式的中介存在。此 時當教師專業發展（Z）投入時，可以發現學校行政效能（X）對學生學習成效（Y）

的預測仍具有預測力（B=.143，β=.235 下降，t=5.459，p<.001），顯示教師專業發 展具有部分中介（partial mediation）的效果，因此驗證了教師專業發展是學校行政 效能對學生學習成效的部分中介變項。