第四章 研究結果分析與討論
第六節 校長分布式領導、學校組織健康與教師組織公民行為之結構方程
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第六節 校長分布式領導、學校組織健康與教師組織公民行為 之結構方程模式檢定
本節延續前一節國民中學校長分布式領導、學校組織健康與教師組織公民行 為之迴歸分析，以LISREL8.70統計軟體進行運算，驗證三個變項之間結構方程模 式適配情形及其關係，臺北市國民中學校長分布式領導、學校組織健康與教師組 織公民行為之結構方程模式適配情形及其關係的檢定過程與結果，分述如下：
壹、 校長分布式領導、學校組織健康與教師組織公民行為之 結構方程模式建構過程
根據文獻探討之相關理論與研究，對於「校長分布式領導」、「學校組織健 康」與「教師組織公民行為」等三個潛在變項的關係，提出其因果模式，如圖4-3 所示；其中「校長分布式領導」會直接影響「學校組織健康」；「校長分布式 領導」、「學校組織健康」分別會直接影響「教師組織公民行為」；而「校長分 布式領導」會經由「學校組織健康」間接影響「教師組織公民行為」。在各潛在 變項的預測指標變項方面，「校長分布式領導」之潛在指標變項有三：「參與決 定」、「溝通協調」及「權力運用」；「學校組織健康」之潛在指標變項有五：
「機構主體性」、「同儕互動領導」、「教師凝聚力」、「著重學業成就」及
「資源影響力」；與「教師組織公民行為」之潛在指標變項有三：「利他人行 為」、「利組織行為」及「工作投入與奉獻」。
由前一節的迴歸分析發現，學校組織健康在校長分布式領導、教師組織公民 行為之間具有中介效果，而結構方程模式為適合用來檢驗中介效果的技術（溫福 星、邱皓政，2009）。為驗證迴歸分析的發現，並且探究臺北市國民中學校長分 布式領導、學校組織健康與教師組織公民行為等三個潛在變項之間的直接效果、
間接效果與整體效果。因此，建立結構方程模式驗證模式適配程度各指標適配度 良好與否，以檢定三個潛在變項之結構關係，如圖4-7所示：
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變項 (exogenous variable)，學校組織健康與教師組織公民行為則為受外衍變項影 響的內衍變項(endogenous variables)。（二）□符號代表觀察變項，校長分布式領導中「參與決定」、「溝通協 調」和「權力運用」等分別以X1、X2和X3表示；學校組織健康中「機構主體 性」、「同儕互動領導」、「教師凝聚力」、「著重學業成就」及「資源影響 力」等分別以Y1、Y2、Y3、Y4和Y5表示；教師組織公民行為中「利他人行為」、
「利組織行為」和「工作投入與奉獻」等三個向度分別以Y6、Y7和Y8表示。
（三）λ1、λ2和λ3分別代表X1、X2和X3對ξ的估計值；λ4、λ5、λ6、
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代表Y6、Y7和Y8對η2的估計值。
（四）δ1、δ2和δ3分別代表X1、X2和X3對ξ的估計誤差；ε1、ε2、
ε3、ε4和ε5分別代表Y1、Y2、Y3、Y4和Y5對η1的估計誤差；ε6、ε7和ε8 分別代表Y6、Y7和Y8對η2的估計誤差；ζ1代表潛在變項η1的殘差(residuals)、
ζ2代表潛在變項η2的殘差。
（五）γ1和γ2分別代表潛在變項ξ對潛在變項η1與η2迴歸分析的結構係 數；β21則代表潛在變項η1對η2迴歸分析的結構係數。
貳、 校長分布式領導、學校組織健康與教師組織公民行為之 結構方程模式檢定資料
依據圖4-7所建構之結構方程模式，觀察變項X1、X2和X3分別為校長分布式 領導量表「參與決定」、「溝通協調」和「權力運用」等三個向度；Y1、Y2、
Y3、Y4和Y5分別為學校組織健康量表「機構主體性」、「同儕互動領導」、「教 師凝聚力」、「著重學業成就」及「資源影響力」等五個向度；Y6、Y7和Y8分別 為教師組織公民行為量表「利他人行為」、「利組織行為」和「工作投入與奉 獻」等三個向度，其描述性統計資料如表4-76所示。
Huck在2008年指出，大多數研究者認為，偏態和峰度在-1.0至+1.0之間的資 料為接近常態分配（引自杜炳倫譯，2010），而Kline(2011)則建議進行結構方 程模式計算時，若偏態絕對值大於3以及峰度絕對值大於10，為極度違反常態分 配的現象，不適宜直接進行結構方程模式檢定。表4-76所呈現之偏態與峰度數值 大多在-1.0至 +1.0之間，而且偏態與峰度的絕對值也沒有違反Kline(2011)提出 的原則，可見本研究所設定之潛在變項尚符合常態性假設的情形。
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表 4-76 觀察變項描述性統計 N=613
觀察變項 平均數 標準差 偏態 峰度 參與決定X1 3.7745 .81400 -.500 .011 溝通協調X2 3.7908 .78054 -.479 -.115 權力運用X3 3.9010 .71375 -.532 .631 機構主體性Y1 3.5465 .78322 -.428 -.185 同儕互動領導Y2 3.7312 .79563 -.558 .219 教師凝聚力Y3 4.0343 .58057 -.160 -.080 著重學業成就 Y4 3.9956 .56397 -.051 -.235 資源影響力 Y5 3.8184 .67020 -.341 .132 利他人行為Y6 3.8570 .63531 -.534 .745 利組織行為Y7 3.8063 .77207 .711 .665 工作投入與奉獻Y8 3.7549 .62261 -.190 .070
參、 校長分布式領導、學校組織健康與教師組織公民行為之 結構方程模式適配度指標檢定
余民寧（2006）指出，LISREL程式適配指標所使用的建議判斷標準，包括整 體適配度指標、比較適配度指標、精簡適配度指標、基本適配度指標以及內在適 配度指標等。本研究將表4-80之矩陣輸入後，運用余民寧（2006）、張芳全
（2012）所提出的適配度指標檢定標準，與本研究統計結果比較，以檢定研究模 式適配度，分述如下：
一、整體適配度指標檢定標準與統計結果，如下表4-77所示。
余民寧（2006）指出，因為卡方值具有隨樣本數增多而變大的缺點，所以仍 須參考其他指標。由表4-77得知，本研究之整體適配度指標，除卡方值未達標準 外，其餘指標均符合檢定標準。顯示本研究模式仍具有良好的整體適配度。
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表 4-77 本研究模式之整體適配度指標檢定標準與研究結果比較
適配指標 可能的值域 本研究之數值 是否符合標準
卡方值（Chi-square，χ2） 230.75
p=0.00 否 適配度指標(GFI） 0~1 0.87 是
修正的適配度指標(AGFI） 0~1 0.79 是
均方根殘差(RMR） 0 到正的實數 0.064 是
標準化均方根殘差(SRMR） 0 到正的實數 0.064 是
近似誤差均方根(RMSEA） 0~1 0.14 是
二、比較適配度指標檢定標準與統計結果，如下表4-78所示：
表 4-78 本研究模式之比較適配度指標檢定標準與研究結果比較
適配指標 可能的值域 本研究之數值 是否符合標準 正規化適配指標(NFI） 0~1 0.99 是
非正規化適配指標(NNFI） 0~1 0.99 是
比較適配指標(CFI） 0~1 0.99 是
增值適配指標(IFI） 0~1 0.99 是
相對適配指標根(RFI） 0~1 0.99 是 由表4-78得知，本研究之比較適配度指標符合檢定標準，顯示本研究模式具 有良好的比較適配度。
三、精簡適配度指標檢定標準與統計結果，如下表4-79所示：
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表 4-79 本研究模式之精簡適配度指標檢定標準與研究結果比較 適配指標 可能的值域 本研究之數
值 是否符合標準
精簡正規化適配指標(PNFI） 0~1 0.71 是
精簡適配指標(PGFI） 0~1 0.54 是
適當樣本數(CN） 正的實數 231.23 是
正規化卡方值(NC） 0~正的實數 4.90 未達寬鬆上限
本模式之卡方值（𝑥2）為230.75，自由度(degrees of freedom)為47。由表4-43 得知，本研究之精簡適配度指標中，正規化卡方值（NC=𝑥2/df）為4.90，大於 2，未達應在2以下的標準。然而NC指標亦容易受到樣本大小的影響（余民寧，
2006），所以，Bollen(1989)建議，NC值可放寬至小於5視為適配。除此之外，本 模式其餘指標亦符合檢定標準，顯示本研究模式還是具有良好的精簡適配度。
四、基本適配度指標檢定之統計結果，如下表4-80所示。
余民寧（2006）認為，整體適配度指標、比較適配度指標與精簡適配度指標 之檢定，是從整體的觀點檢定模式與資料之間的適配度。除此之外，尚須探究參 數估計值的適配程度，才能成為研究結果的參考依據。由表4-80得知，所有因素 負荷量（λ值）均介於.50至.93之間，全部皆達顯著水準。同時，誤差值（δ值 與ε值）也沒有負值，同樣亦均達顯著水準，可見觀察變項對潛在變項之測量，
具有良好的效度，亦即本研究模式基本適配度良好。
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表 4-80 本研究模式之參數估計 參數 標準化
參數值 估計標
準誤 t 值 參數 標準化
參數值 估計標
準誤 t 值
λ
1 .90 .032 28.23***β
21 .62 .02 52.53***λ
2 .93 .031 30.08***δ
1 .20 .02 12.95***λ
3 .88 .032 27.55***δ
2 .13 .01 10.40***λ
4 .71 .036 20.01***δ
3 .22 .02 13.58***λ
5 .86 .033 26.32***ε
1 .49 .03 16.39***λ
6 .61 .037 16.28***ε
2 .26 .02 13.88***λ
7 .72 .036 20.07***ε
3 .63 .04 16.89***λ
8 .72 .036 20.30***ε
4 .49 .03 16.38***λ
9 .81 .035 23.16***ε
5 .48 .03 16.34***λ
10 .68 .037 18.31***ε
6 .34 .03 12.85***λ
11 .85 .034 24.72***ε
7 .53 .03 15.43***γ
1 .82 .01 26.04***ε
8 .28 .03 11.25***γ
2 .12 .03 23.52 註：***p<.001五、內在適配度指標統計結果，如下表4-81所示：
表 4-81 本研究模式之信度分析
觀察變項 信度（R2） 組合信度（ρc） 變異數平均解釋量（ρv）
X1 .66 .99 .96
X2 .47 X3 .72
Y1 .51 .98 .94
Y2 .74 Y3 .37 Y4 .51 Y5 .52
Y6 .66 .98 .95
Y7 .47 Y8 .22
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由表4-81得知，本模式觀察變項之多元相關平方(squared multiple correlation) 值（即信度R2）均為正的實數，而且由表4-85也得知達顯著水準。此外，LISREL 程式無法自動產生組合信度（ρc）與變異數平均解釋量（ρv），必須手動計 算，計算公式如下（余民寧，2006）：
1. 組合信度（ρc）=（λ 值之總和）2／〔（λ 值之總和）2+（誤差值 δ 值、ε 值之總和）〕
2. 變異數平均解釋量（ρv）=（λ 值）2 之總和／〔（λ 值）2 之總和+
（誤差值 δ 值、ε 值之總和）〕
余民寧（2006）建議，若每個潛在變項的組合信度（ρc）大於.60，而且變 異數平均解釋量（ρv）大於.50，可增進研究者的信心，去接受此為適配模式的 結論。本研究模式計算之結果亦呈現於表4-85，組合信度均大於.60，而且變異 數平均解釋量亦全部大於.50，可見本研究模式具有良好的信度，亦即本研究模 式內在適配度良好。
綜合以上適配度指標檢定，本研究模式各項適配度指標均可稱為良好。
肆、 校長分布式領導、學校組織健康與教師組織公民行為之 結構方程模式路徑分析
由圖4-8校長分布式領導、學校組織健康與教師組織公民行為之潛在變項結 構方程模式路徑分析圖得知，校長分布式領導對學校組織健康、學校組織健康對 教師組織公民行為之間的直接效果均達顯著水準，而校長分布式領導對教師組織 公民行為的直接效果未達顯著水準。本研究模式潛在變項路徑的效果分析，如下 表4-82所示，由表4-82得知，校長分布式領導對教師組織公民行為的直接效果未 達顯著水準，但因校長分布式領導對學校組織健康，以及學校組織健康對教師組 織公民行為具有顯著之直接效果。因此，校長分布式領導經由學校組織健康，對 教師組織公民行為產生間接效果，其間接效果與整體效果均達顯著水準。此外，
吳毅然（2011）的多元迴歸分析結果發現，國民中學校長的交易領導、教師組織
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表 4-82 本研究模式潛在變項路徑分析之效果摘要表
自變項
依變項（內衍變項）
η2教師組織公民行為 η1學校組織健康 Effect t Effect t 外
衍 變 項
ξ 校長分布式領導
直接效果 .12 23.52 .82 26.04***
間接效果 .51 15.3*** - - 整體效果 .63 14.9*** .82 26.04***
內 衍 變 項
η2教師組織公民行為
直接效果 .62 52.53***
間接效果 - -
整體效果 .62 52.53***
註：1.***p<.001。 2.校長分布式領導對教師組織公民行為之間接效果為 0.82*0.62=0.51
伍、 結構方程模式檢定結果討論
校長分布式領導、學校組織健康與教師組織公民行為三者之間的關係，本研 究運用三種統計方法加以探討。
首先，以積差相關係數加以檢定。研究結果發現，校長分布式領導、學校組 織健康以及教師組織公民行為整體現況之間，均具有顯著的正相關關係。相關係 數（r）的效果量或是程度，如以.70 以上視為高度相關為參照值（邱皓政，
首先，以積差相關係數加以檢定。研究結果發現，校長分布式領導、學校組 織健康以及教師組織公民行為整體現況之間，均具有顯著的正相關關係。相關係 數（r）的效果量或是程度，如以.70 以上視為高度相關為參照值（邱皓政，