第四章 研究結果分析與討論
第五節 校長分散式領導對教師學術樂觀之預測分析
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第五節 校長分散式領導對教師學術樂觀之 預測分析
本節主要探討校長分散式領導對教師學術樂觀的預測情形，採用多元逐步廻 歸分析來檢視國民中學校長分散式領導（領導者的開放、成員的動力、成員的參 與、情境氣氛）對教師學術樂觀（學術強調、教師信任學生與家長、教師間互相 信任、教師信任領導者、教師效能）之間整體與各層面的預測力程度。涂金堂指 出進行多元廻歸分析時，須注意是否有奇異性的問題，若某量表同時具有總量表 與不同分量表時，不可以將總量表也做為預測變項，只能以各分量表做為預測變 項（引自林松德，2014）。
吳明隆（2011）認為在多元迴歸分析中，要注意「共線性」（collinarity）的問 題，所謂共線性指的是由於自變項間的相關太高，造成迴歸分析之情境困擾。對 多元共線性的判斷可以透過容忍度(tolerance)、變異數膨脹因素(variance inflation factor, VIF)、及條件指數( conditional index, CI)來判斷。在共線性診斷方面，容忍 度的範圍值介於 0 與 1 之間，越接近 0 則代表共線性越嚴重，而越接近 1 越沒有 多元共線性問題；再者，變異數膨脹因素越大，表示共線性越明顯。一般而言，
VIF 在 10 以下表示共線性的情形並不嚴重。條件指數越高，表示共線性越嚴重。
此外，當條件指數 CI 值在 30 以上，表示廻歸模式具有中高度的共線性問題，若 在 100 以上，則表示具有嚴重的共線性。Durbin-Watson 檢定，即該值越接近 2，
代表殘差越具有獨立性。
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壹、 校長分散式領導對學術強調之預測
表 4-34 係以校長分散式領導四個層面為自變項，「學術強調」為效標變項進行 預測，以多元逐步廻歸檢視其預測力，結果達到顯著水準(F=146.343，p＜.001)，
顯示模式具統計意義；其中「成員的參與」、「成員的動力」及「情境氣氛」為有 效的預測變項，整體模式之 為.385，表示三個自變項可以解釋依變項 38.5%的變 異量。
在此模式之中，各項檢測共線性之指標均未顯示出嚴重的共線性情形，
Durbin-Watson 檢定值為 1.906，該值接近 2，代表殘差越具有獨立性。因此，可根 據標準化係數(β 值)來判斷自變項對於依變項影響的重要性，三個顯著的自變項之 重要性依序為成員的參與(β＝.385)、成員的動力(β＝.171)、情境氣氛(β＝.150)，前 述的廻歸係數皆為正值，由此可知上述三個校長分散式領導向度的情況愈佳，則 教師學術樂觀中「學術強調」情形愈佳。
此多元迴歸預測分析結果顯示學校情境中之成員的參與、成員的動力與情境 氣氛能有效預測學術強調情形，表示當一所學校中的成員對於學校事務的參與度 高、成員擁有較高的動力且對於學校也擁有較高認同感，並環繞在適當的分散式 領導情境氣氛之中，則學校整體成員重視學生學業與教師本身之專業成長的程度 就會越高。換句話說，若校長確實將權力下放於學校成員，成員的參與度與主動 承擔程度一旦提升，整體分散式領導情境感受更為明顯，促使學校更能提供一個 有效的學習環境，並且全員皆重視學術發展。
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表 4-34
校長分散式領導各層面對學術強調之逐步多元廻歸摘要表
註：***p<.001
貳、 校長分散式領導對教師信任學生與家長之預測
表 4-35 乃以校長分散式領導四個層面為自變項，「教師信任學生與家長」為效 標變項進行預測，以逐步多元廻歸進行檢視其預測力，結果達顯著水準（F=115.147，
p＜.001），顯示模式具統計意義；其中「成員的參與」、「成員的動力」及「情境氣 氛」為有效預測變項，整體模式之 為.314，表示三個自變項可解釋依變項 31.4%
的變異量。
在此模式之中，各項檢測共線性之指標均未顯示出嚴重的共線性情形，
Durbin-Watson 檢定值為 2.042，該值接近 2，代表殘差越具有獨立性。因此，可根 據標準化係數(β 值)的大小來判斷自變項對於依變項影響的重要性，三個顯著的自 變項之重要性依序為成員的參與(β＝.325)、成員的動力(β＝.186)、情境氣氛(β
＝.165)，而廻歸係數皆為正數，可推知上述三個校長分散式領導的向度情況愈佳，
選 入 的 變項
△ 模式 F 值 B 值 β 值 多元共線性檢定 D.W.
容 忍 檢定 度
VIF CI
成 員 的 參與
.385 .383 146.343*** .364 .385 0.505 2.030 15.290 1.906
成 員 的 動力
.165 .171 0.621 1.623 17.828
情 境 氣 氛
.142 .150 0.468 2.266 23.976
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則能預測出教師學術樂觀之「教師信任學生與家長」情形愈佳。
此多元迴歸預測分析結果顯示學校情境中之成員的參與、成員的動力與情境 氣氛能有效預測教師信任學生與家長的情形，表示當一所學校中的成員對於學校 事務的參與度高、成員擁有較高的動力且對於學校也擁有較高認同感，並環繞在 適當的分散式領導情境氣氛之中，則學校整體成員信任學生與家長程度就會越高。
換句話說，若分散式領導確實落實，成員輪流成為任務的領導者與被領導者，主 動積極並具有高度動力，整體學校成員權責與知識共享，具有暢通的溝通管道，
則與學生和家長之間的信任感就會更高，一旦此信任感提高，則能形成一種良性 循環，學生受到教師的信任，不害怕嘗試錯誤，學習得更好，教師信任家長願意 提供協助，而家長也能信賴教師能帶給學生良好的幫助。
表 4-35
校長分散式領導各層面對教師信任學生與家長之逐步多元廻歸摘要表
註：***p<.001 選 入 的 變項
△ 模式 F 值 B 值 β 值 多元共線性檢定 D.W.
容 忍 檢定 度
VIF CI
成 員 的 參與
.314 .311 115.147*** .344 .325 0.505 2.030 15.290 2.042
成 員 的 動力
.165 .186 0.621 1.623 17.828
情 境 氣 氛
.142 .165 0.468 2.266 23.976
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參、 校長分散式領導對教師間互相信任之預測
表 4-36 乃以校長分散式領導四個層面為自變項，「教師間互相信任」為效標變 項進行預測，以逐步多元廻歸進行預測力檢視，結果發現達顯著水準（F=330.502，
p＜.001），顯示模式具統計意義；其中「情境氣氛」及「成員的參與」為有效預測
變項，整體模式之 為.483，表示二個自變項可解釋依變項 48.3%的變異量。
在此模式之中，各項檢測共線性之指標均未顯示出嚴重的共線性情形，
Durbin-Watson 檢定值為 1.983，該值接近 2，代表殘差越具有獨立性。因此，可根 據標準化係數(β 值)的大小來判斷自變項對於依變項影響的重要性，故二個顯著的 自變項之重要性依序為情境氣氛(β＝.597)、成員的參與(β＝.228)，前述的廻歸係數 皆為正值，由此可知上述二個校長分散式領導向度的情況愈佳，則教師學術樂觀 中「教師間互相信任」向度的情形愈佳。
此多元迴歸預測分析結果顯示學校情境中之情境氣氛與成員的參與能有效預 測教師間的互相信任情形，表示當一所學校中的成員對於學校事務的參與度高、
校長分散式領導的情境氛圍越濃厚，則教師之間互相信任的程度就越高。換句話 說，當學校成員高度參與學校事務，共同積極承擔領導責任，並且勇於創新、受 到領導者的支持，則學校成員之間的合作就能更為密切與和諧，同時在這樣的分 散式領導氣氛之中，透過共同參與任務以及解決挑戰的過程，使得教師之間產生 穩固情誼、增進彼此的了解，也培養出對彼此的信任感，促進情感交流，提升工 作滿意度。
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表 4-36
校長分散式領導各層面對教師間互相信任之逐步多元廻歸摘要表
註：***p<.001
肆、 校長分散式領導對教師信任領導者之預測
表 4-37 乃以校長分散式領導四個層面為自變項，「教師信任領導者」為效標變 項進行預測，以逐步多元廻歸來檢視其預測力，結果達顯著水準（F=689.734，p
＜.001），顯示模式具統計意義；其中「領導者的開放」、「情境氣氛」及「成員的 參與」為有效預測變項，整體模式之 2為.766，表示三個自變項可解釋依變項 76.6%
的變異量。
在此模式之中，各項檢測共線性之指標均未顯示出嚴重的共線性情形，
Durbin-Watson 檢定值為 1.899，該值接近 2，代表殘差越具有獨立性。因此，可根 據標準化係數(β 值)的大小來判斷自變項對於依變項影響的重要性，三個顯著的自 變項之重要性依序為領導者的開放(β＝.623)、情境氣氛(β＝.185)、成員的參與(β
＝.100)，而廻歸係數皆為正值，由此可知上述三個校長分散式領導項度的情況愈 佳，則教師學術樂觀中「教師信任領導者」向度情形愈佳。
選 入 的 變項
△ 模式 F 值 B 值 β 值 多元共線性檢定 D.W.
容 忍 檢定 度
VIF CI
情 境 氣 氛
.483 .482 330.502*** .582 .597 0.703 1.459 14.011 1.983
成 員 的 參與
.267 .228 0.703 1.459 18.472
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此多元迴歸預測分析結果顯示學校情境中之領導者的開放、情境氣氛與成員 的參與能有效預測教師信任領導者情形，表示當一所學校中的領導者開放程度越 高、校長分散式領導的情境氣氛越完善，且學校成員對於學校事務的參與度越高，
則教師信任領導者的程度就會越高。換句話說，當學校領導者思維開放、願意接 納不同意見，並且依照不同情境將領導權力分配給合適的成員，塑造一個溝通暢 通且支持創新、鼓勵成員主動提供學校建議的分散式領導情境氛圍，且成員高度 參與學校事務，如此一來，學校成員對於領導者的信任程度就會提高，此信任感 影響著學校成員對於學校事務的配合度。另一方面，當學校成員對於領導者感到 信任與安全之時，就更有勇氣創新與交流彼此的經驗、知識與意見。
表 4-37
校長分散式領導各層面對教師信任領導者之逐步多元廻歸摘要表
註：***p<.001 選 入 的
變項
△ 2 模式 F 值 B 值 β 值 多元共線性檢定 D.W.
容 忍 檢定 度
VIF CI
領 導 者 的開放
.766 .765 689.734*** .728 .623 0.505 2.030 11.984 1.899
情 境 氣 氛
.255 .185 0.621 1.623 17.003
成 員 的 參與
.160 .100 0.468 2.266 21.254
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伍、 校長分散式領導對教師效能之預測
表 4-38 乃以校長分散式領導四個層面為自變項，「教師效能」為效標變項進行 預測，以逐步多元廻歸進行預測力檢視，結果發現達顯著水準（F=230.493，p＜.001），
顯示模式具統計意義；其中「成員的參與」及「成員的動力」為有效預測變項，
整體模式之 2為.425，表示二個自變項可解釋依變項 42.5%的變異量。
在此模式之中，各項檢測共線性之指標均未顯示出嚴重的共線性情形，
Durbin-Watson 檢定值為 1.979，該值接近 2，代表殘差越具有獨立性。因此，可根 據標準化係數(β 值)的大小來判斷自變項對於依變項影響的重要性，而二個顯著的 自變項之重要性依序為成員的參與(β＝.539)、成員的動力(β＝.192)，上述之廻歸係
Durbin-Watson 檢定值為 1.979，該值接近 2，代表殘差越具有獨立性。因此，可根 據標準化係數(β 值)的大小來判斷自變項對於依變項影響的重要性，而二個顯著的 自變項之重要性依序為成員的參與(β＝.539)、成員的動力(β＝.192)，上述之廻歸係