第四章 研究結果與討論
第五節 教師「對教師專業發展評鑑制度的態度」能有效預測教師「教學效
與「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，接下來為探索教師「對教師專業發展評鑑制度的態度」能否有 效預測教師「教學效能」與「認為教師專業發展評鑑制度對專業成長的影響」意 見。
壹、教師「對教師專業發展評鑑制度的態度」能有效預測教師「教學 效能」
以教師「對教師專業發展評鑑制度的態度」作為自變項，以教師「教學效能」
為依變項進行迴歸分析中，「對教師專業發展評鑑制度的態度」包含「正面態度」
與「負面態度」二個構念，同時作為自變項。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」等五個 構念，分別作為依變項，故需進行五個迴歸模式分析。
一、以「教學效能」之「教學計畫準備」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 師對專業評鑑態度」預測教學效能之「教學計畫準備」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。
以「教師對專業評鑑態度」預測教學效能之「教學計畫準備」逐步迴歸分析 發現教師對專業評鑑態度有一個自變項進入迴歸方程式：「正面態度」。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4-5-1 發
指數（condition index）均小於 30，故並未違反共線性基本假設。
表4-5-1 「教師對專業評鑑態度」預測教學效能之「教學計畫準備」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
正面態度 1.000 1.000 1 2.927 1.000
2 .063 6.807
3 .010 17.092
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「教師對專業評鑑態度」預測教學 效能之「教學計畫準備」迴歸係數如表 4-5-2，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(1,518)=33.775，p<.001），可解釋變異量 R2 為 6.1％。依 照 t 分配檢定發現常數及正面態度等變項係數達顯著。該迴歸預測方程式如下：
教學計畫準備 = 3.347 + .164*正面態度
表4-5-2 「教師對專業評鑑態度」預測教學效能之「教學計畫準備」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 3.347 .107 31.375 .000 33.775*** .247 .061
正面態度 .164 .028 .247 5.812 .000 (1,518)
*** p <.001 N=520
二、以「教學效能」之「系統呈現教材」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 師對專業評鑑態度」預測教學效能之「系統呈現教材」進入法迴歸分析預試發現 2 個偏離值（見表 4-5-3），故由排除於本迴歸分析。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4-5-3 「教師對專業評鑑態度」預測教學效能之「系統呈現教材」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
1 -3.077 2.67 4.0677 -1.40101
382 -3.315 2.50 4.0095 -1.50954
以「教師對專業評鑑態度」預測教學效能之「系統呈現教材」逐步迴歸分析 發現有二個自變項進入迴歸方程式：「正面態度」、「負面態度」。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 4-5-4 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4-5-4 「教師對專業評鑑態度」預測教學效能之「系統呈現教材」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
正面態度 .872 1.147 1 2.928 1.000
負面態度 .872 1.147 2 .062 6.849
3 .010 17.413
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「教師對專業評鑑態度」預測教學 效能之「系統呈現教材」迴歸係數如表 4-5-5，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(2,515)=17.301，p<.001），可解釋變異量 R2 為 6.3％。由 標準化係數 Beta 值觀察，「正面態度」具備最高β值（.267），故依變項「正面態 度」於該方程式具備最佳的預測力。依照 t 分配檢定發現常數、「正面態度」與「負 面態度」等變項係數達顯著。該迴歸預測方程式如下：
系統呈現教材 = 3.372 + .169*正面態度 + .067*負面態度
表4-5-5 「教師對專業評鑑態度」預測教學效能之「系統呈現教材」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 3.372 .162 20.817 .000 17.301*** .251 .063 正面態度 .169 .029 .267 5.855 .000 (2,515)
負面態度 .067 .025 .120 2.631 .009
*** p <.001 N=518
三、以「教學效能」之「多元教學策略」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 師對專業評鑑態度」預測教學效能之「多元教學策略」進入法迴歸分析預試發現 3 個偏離值，故由排除於本迴歸分析。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 4-5-6 「教師對專業評鑑態度」預測教學效能之「多元教學策略」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
26 -3.148 2.67 4.1130 -1.44632
382 -3.420 2.33 3.9047 -1.57134
475 -3.091 2.67 4.0866 -1.41994
以「教師對專業評鑑態度」預測教學效能之「多元教學策略」逐步迴歸分析 發現有二個自變項進入迴歸方程式：「正面態度」、「負面態度」。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 4-5-7 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4-5-7 「教師對專業評鑑態度」預測教學效能之「多元教學策略」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
正面態度 .872 1.147 1 2.928 1.000
負面態度 .872 1.147 2 .063 6.839
3 .010 17.377
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「教師對專業評鑑態度」預測教學 效能之「系統呈現教材」迴歸係數如表 4-5-5，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(2,514)=23.224，p<.001），可解釋變異量 R2 為 8.3％。由 標準化係數 Beta 值觀察，「正面態度」具備最高β值（.308），故依變項「正面態 度」於該方程式具備最佳的預測力。依照 t 分配檢定發現常數、「正面態度」與「負 面態度」等變項係數達顯著。該迴歸預測方程式如下：
系統呈現教材 = 3.189 + .196*正面態度 + .068*負面態度
表4-5-8 「教師對評鑑態度」預測教學效能之「多元教學策略」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 3.189 .162 19.726 .000 23.224*** .288 .083 正面態度 .196 .029 .308 6.811 .000 (2,514)
負面態度 .068 .025 .121 2.678 .008
*** p <.001 N=517
四、以「教學效能」之「善用學習評量」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 師對專業評鑑態度」預測教學效能之「善用學習評量」進入法迴歸分析預試發現 1 個偏離值（見表 4-5-9），故由排除於本迴歸分析。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4-5-9 「教師對專業評鑑態度」預測教學效能之「善用學習評量」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
475 -3.285 2.60 4.1565 -1.55650
發現有二個自變項進入迴歸方程式：「正面態度」、「負面態度」。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 4-5-10 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4-5-10 「教師對專業評鑑態度」預測教學效能之「善用學習評量」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
正面態度 .874 1.145 1 2.928 1.000
負面態度 .874 1.145 2 .062 6.849
3 .010 17.347
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「教師對專業評鑑態度」預測教學 效能之「善用學習評量」迴歸係數如表 4-5-11，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(2,516)=27.030，p<.001），可解釋變異量 R2 為 9.5％。由 標準化係數 Beta 值觀察，「正面態度」具備最高β值（.326），故依變項「正面態 度」於該方程式具備最佳的預測力。依照 t 分配檢定發現常數、「正面態度」與「負 面態度」等變項係數達顯著。該迴歸預測方程式如下：
善用學習評量 = 3.073+ .219*正面態度 + .095*負面態度
表4-5-11 「教師對評鑑態度」預測教學效能之「善用學習評量」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 3.073 .169 18.156 .000 27.030*** .308 .095 正面態度 .219 .030 .326 7.274 .000 (2,516)
負面態度 .095 .026 .161 3.586 .000
*** p <.001 N=519
五、以「教學效能」之「良好學習氣氛」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
師對專業評鑑態度」預測教學效能之「良好學習氣氛」進入法迴歸分析預試發現 2
師對專業評鑑態度」預測教學效能之「良好學習氣氛」進入法迴歸分析預試發現 2