校長分布式領導、學校組織公平與教師組織公民行為之結構方 - 研究結果與討論 - 國民小學校長分布式領導、學校組織公平與教師組織公民行為之關係

第四章研究結果與討論

第六節校長分布式領導、學校組織公平與教師組織公民行為之結構方

國

立政治大學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

第六節校長分布式領導、學校組織公平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小學校長分布式領導、學校組織公平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。檢定過程與結果，分述如下：

一、校長分布式領導、學校組織公平與教師組織公民行為之結構方程模式建構過程

由前一節的迴歸分析發現，學校組織公平在校長分布式領導、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，並且探究國民小學校長分布式領導、學校組織公平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 4-3 所示：

‧

項的外衍變項(exogenous variable)，學校組織公平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

‧ 國

立政治大學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

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和ε₃ 分別代表 Y1、Y2和 Y3對 η1的估計誤差；ε4、ε5和 ε6分別代表 Y4、Y5和 Y6

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。

二、校長分布式領導、學校組織公平與教師組織公民行為之結構方程模式檢定資料

依據圖 4-4 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和 Y₃分別為學校組織公平量表「分配公平」、「程序公平」和「互動 公平」等三個向度；Y₄、Y₅和 Y₆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 4-42 所示：

‧ 國

立政治大學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

表 4-42

觀察變項描述性統計 N=802

觀察變項平均數標準差偏態峰度

參與決定 X₁ 4.19 0.65 -0.92 1.21

溝通協調 X₂ 4.11 0.64 -0.68 0.19

權力運用 X₃ 4.17 0.64 -0.94 1.26

分配公平 Y1 4.15 0.62 -0.59 0.17

程序公平 Y2 4.05 0.66 -0.69 0.33

互動公平 Y3 4.12 0.65 -0.92 1.26

利他人行為 Y4 4.06 0.61 -0.68 0.72

利組織行為 Y5 3.96 0.61 -0.39 -0.19

工作投入與奉獻 Y₆ 4.01 0.61 -0.52 0.20

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 4-42 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資料尚符合常態性假設的情形。因此，本研究採取最大概似估計法(maximum likelihood estimation, ML)進行估算，觀察變項之相關係數矩陣經計算後，

結果如表 4-43 所示：

‧ 國

立政治大學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

表 4-43

本研究模式觀察變項之相關係數矩陣 N=802 變項 X1 X2 X3 Y1 Y2 Y3 Y4 Y5 Y6

X₁ 1

X2 .669 1

X3 .713 .707 1

Y₁ .621 .582 .639 1

Y₂ .694 .650 .687 .695 1

Y3 .685 .641 .720 .730 .803 1

Y4 .430 .441 .515 .533 .556 .665 1

Y₅ .505 .523 .574 .552 .621 .676 .734 1

Y₆ .402 .432 .468 .499 .517 .553 .598 .702 1

三、校長分布式領導、學校組織公平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 4-43 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：

‧ 國

立政治大學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

（一）整體適配度指標檢定標準與統計結果，如表 4-44 所示：

表 4-44

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判斷規準本研究之數值研究結果是否

符合標準卡方值

(Chi-square, χ²)

愈小愈好，且不顯著。

χ²(24)=83.64,

p=0.00 否

適配度指標

(GFI) 0~1 >0.9，良好 0.98 是

修正的適配度

指標(AGFI) 0~1 >0.9，良好 0.96 是

均方根殘差

(RMR) 0 到正的實數 <0.05，良好 0.007 是標準化均方根

殘差(SRMR) 0 到正的實數 <0.05，良好 0.018 是近似誤差均方

根(RMSEA) 0~1 <0.05，良好

<0.08，合理 0.056 是

（合理適配）

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 4-44 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。

‧ 國

立政治大學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

（二）比較適配度指標檢定標準與統計結果，如表 4-45 所示：

表 4-45

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判斷規準本研究之數值研究結果是否

符合標準正規化適配指

標(NFI) 0~1 >0.9，良好 0.98 是

非正規化適配

指標(NNFI) 0~1 >0.9，良好 0.99 是

比較適配指標

(CFI) 0~1 >0.9，良好 0.99 是

增值適配指標

(IFI) 0~1 >0.9，良好 0.99 是

相對適配指標

根(RFI) 0~1 >0.9，良好 0.98 是

由表 4-45 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，如表 4-46 所示：

‧ 國

立政治大學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

表 4-46

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判斷規準本研究之數值研究結果是否

符合標準精簡正規化適

配指標(PNFI) 0~1 >0.5 0.66 是

精簡適配指標

(PGFI) 0~1 >0.5 0.52 是

適當樣本數

(CN) 正的實數 >200 420.18 是

正規化卡方值

(NC) 0~正的實數

<2，標準

<3，理想

<5，寬鬆上限

3.485 未達寬鬆上限

本模式之卡方值(χ²)為 83.63，自由度(degrees of freedom)為 24。由表 4-46 得知，本研究之精簡適配度指標中，正規化卡方值(NC=χ²/df)為 3.485，

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 而視為適配。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，如表 4-47 所示：

‧ 國

立政治大學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

表 4-47

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 λ1 .83 .02 28.04*** δ1 .31 .01 15.42***

λ2 .81 .02 26.77*** δ2 .35 .01 16.23***

λ3 .87 .02 29.89*** δ3 .25 .01 13.78***

λ4 .80 ε1 .37 .01 17.58***

λ5 .88 .02 28.80*** ε2 .23 .01 15.18***

λ6 .92 .02 30.55*** ε3 .16 .01 12.32***

λ7 .81 ε4 .34 .01 15.37***

λ8 .91 .02 28.64*** ε5 .18 .01 9.50***

λ9 .76 .02 23.50*** ε6 .42 .01 16.87***

γ1 .81 .02 38.93***

γ2 .07 .04 1.73 β21 .65 .04 15.54***

註：***p<.001

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 4-47 得知，所有因素負荷量（λ 值）均介於.50 至.95 之間，而且皆達顯著 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。

（五）內在適配度指標統計結果，如表 4-48 所示：

‧ 國

立政治大學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

表 4-48

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 .69 .87 .70

X2 .65

X3 .75

Y₁ .63 .90 .75

Y2 .77

Y3 .84

Y₄ .66 .87 .69

Y5 .82

Y6 .58

由表 4-48 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 4-47 也得知達顯著水 準。此外，LISREL 程式無法自動產生組合信度(ρ_c)與變異數平均解釋量(ρ_v)，

必須手動計算，計算公式如下（余民寧，2006）：

1.組合信度(ρ_c)=（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(ρ_v)=（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(ρ_c)大於.60，而且 變異數平均解釋量(ρ_v)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 4-48，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。

‧

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 0.81*0.65=0.53

‧ 國

立政治大學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

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、

學校組織公平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，2010），校長分布式領導與教師組織公民行為的相關程度低於.70；而校長分布式領導與學校組織公平、學校組織公平與教師組織公民行為之相關係數則高於.70。

其次，以多元迴歸分析校長分布式領導、學校組織公平對教師組織公民行為的聯合預測力。研究分析發現：

（一）校長分布式領導各向度對學校組織公平整體、校長分布式領導各向度對教師組織公民行為整體，以及學校組織公平各向度對教師組織公民行為整體，同樣具有正向且顯著的預測力；校長分布式領導各向度、學校組織公平各向度同時對教師組織公民行為整體迴歸分析時，學校組織公平各向度之預測力，高於校長分布式領導各向度之預測力。

（二）校長分布式領導整體與學校組織公平整體，同時對教師組織公民行為整體迴歸分析時，學校組織公平對教師組織公民行為仍具有正向顯著的直接效果，而校長分布式領導對教師組織公民行為，由原具有正向顯著的直接效果，轉為呈現不顯著的直接效果。由此得知，學校組織公平在校長分布式領導以及教師組織公民行為之間，具有顯著的中介效果。

第三，以結構方程模式檢定研究資料與模型的適配程度。研究結果發現，學校組織公平對教師組織公民行為具有顯著的直接效果，校長分布式對教師組織公民行為的直接效果不顯著，間接效果與整體效果達顯著。

從以上三者關係之探討的研究結果可以看出，校長分布式領導雖能正向影響教師的行為，但將組織環境因素內入考量後，組織環境因素成為影響教師行為更重要的關鍵。因此，校長領導行為可能必須藉由組織環境因素的中介，才能影響教師的行為。例如，徐文男（2008）的研究以校長轉型領導的為自變項，研究結果發現，校長轉型領導對教師組織公民行為沒

‧ 國

立政治大學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

有直接正向影響，轉型領導是透過組織公平、領導者部屬交換之中介效果對教師組織公民行為，產生間接正向影響。Ngodo(2008)的研究也發現，轉型領導經由組織公平與信任的中介作用，對於組織公民行為的產生有積極正面的效應。Walumbwa、Hartnell 與 Oke(2010)則是研究僕人領導(servant leadership)與組織公民行為之間的關係，跨層次的互動研究結果指出，程序公平與積極的服務氣氛(climate)對於主管而言，有加強其組織公民行為與

在文檔中國民小學校長分布式領導、學校組織公平與教師組織公民行為之關係 - 政大學術集成 (頁 179-0)

校長分布式領導、學校組織公平與教師組織公民行為之結構方

第四章 研究結果與討論

第六節 校長分布式領導、學校組織公平與教師組織公民行為之結構方

國

立 政 治 大 學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

第六節 校長分布式領導、學校組織公平與教師組 織公民行為之結構方程模式檢定

一、校長分布式領導、學校組織公平與教師組織公民行為之 結構方程模式建構過程

‧

‧ 國

立 政 治 大 學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

二、校長分布式領導、學校組織公平與教師組織公民行為之 結構方程模式檢定資料

‧ 國

立 政 治 大 學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

‧ 國

立 政 治 大 學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

三、校長分布式領導、學校組織公平與教師組織公民行為之 結構方程模式適配度指標檢定

‧ 國

立 政 治 大 學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

‧ 國

立 政 治 大 學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

‧ 國

立 政 治 大 學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

‧ 國

立 政 治 大 學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

‧ 國

立 政 治 大 學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

‧

‧

‧ 國

立 政 治 大 學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

‧ 國

立 政 治 大 學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

第四章研究結果與討論

第六節校長分布式領導、學校組織公平與教師組織公民行為之結構方

立政治大學

第六節校長分布式領導、學校組織公平與教師組織公民行為之結構方程模式檢定

一、校長分布式領導、學校組織公平與教師組織公民行為之結構方程模式建構過程

立政治大學

二、校長分布式領導、學校組織公平與教師組織公民行為之結構方程模式檢定資料

立政治大學

立政治大學

三、校長分布式領導、學校組織公平與教師組織公民行為之結構方程模式適配度指標檢定

立政治大學

立政治大學

立政治大學

立政治大學

立政治大學

立政治大學

立政治大學