校長教學領導對教師教育改革態度之預測力分析

由於國民小學校長教學領導與教師教育改革態度有正相關存在，故本節將進一 步探討校長教學領導對教師教育改革態度整體與各層面之預測作用，以瞭解各預測 變項的聯合預測情形。

壹、對教育改革內涵的認知之預測

有關校長教學領導對教師「教育改革內涵的認知」之預測情形，統計結果如表 4-20、表 4-21 所示。

表 4-20 校長教學領導四向度預測教師對教育改革內涵的認知之迴歸分析摘要

變異來源 SS df MS F R²

迴歸 殘差 總和

1825.88 3094.34 4920.22

3 508 511

608.63 6.09

99.20*** .37

***p＜.001.

表 4-21 校長教學領導四向度預測教師對教育改革內涵的認知之逐步多元迴歸分析 投入變項 R²值 R²增加量 未標準化迴歸係數（β） t 值 激勵教師專業成長

提升學生學習成就 營造和諧、支援性環境

.33 .36 .37

.33 .03 .01

.216 .235 .129

4.08***

4.31***

2.48*

*p＜.05. ***p＜.001.

如表 4-20 所示：F 達顯著，R²＝.37，即藉由校長教學領導進行教師「教育改 革內涵的認知」預測時，教師「教育改革內涵的認知」之變異有 37﹪，可由校長教 學領導各層面共同解釋。

由表 4-21 可知：進入迴歸方程式的顯著變項有三個，其中以「激勵教師專業 成長」層面的預測力最佳，其解釋變異量為 33﹪，具有相當的預測力。

貳、對教育改革情感的接納之預測

有關校長教學領導對教師「教育改革接納的情感」之預測情形，統計結果如表 4-22、表 4-23 所示。

表 4-22 校長教學領導四向度預測教師對教育改革接納的情感之迴歸分析摘要

變異來源 SS df MS F R²

迴歸 殘差 總和

605.23 2936.32 3541.56

2 509 511

302.62 5.77

52.46*** .17

***p＜.001.

表 4-23 校長教學領導四向度預測教師對教育改革接納的情感之逐步多元迴歸分析 投入變項 R²值 R²增加量 未標準化迴歸係數（β） t 值 營造和諧、支援性環境

激勵教師專業成長

.16 .17

.16 .01

.217 .093

4.50***

2.04*

*p＜.05. ***p＜.001.

如表 4-22 所示：F 達顯著，R²＝.17，即藉由校長教學領導進行教師「教育改 革接納的情感」預測時，教師「教育改革接納的情感」之變異有 17﹪，可由校長教 學領導各層面共同解釋。

由表 4-23 可知：進入迴歸方程式的顯著變項有兩個，其中以「營造和諧、支 援性環境」層面的預測力最佳，其解釋變異量為 16﹪，具有預測力。

參、對教育改革參與的行動之預測

1928.18 2055.81 3983.99

4

肆、對整體教育改革態度之預測

12299.84 10517.16 22817.00

4 507 511

3074.96 20.74

迴歸直線為：

^

Y

可根據教師對校長教學領導各層面的知覺，來預測該名教師所持的教育改革態度。

綜合上述研究結果發現：校長教學領導各層面解釋教師教育改革態度整體與各 層面，總變異量介於 17﹪~54﹪之間，也就是預測力介於 17﹪~54﹪之間，具有相 當的預測力。此似乎驗證了 Duke（1987）所提校長教學領導模式，認為：校長領 導行為與教師的態度、行為，會彼此影響，若校長真正發揮教學領導的影響力，即 可促進教師傑出教學；若用於本研究，可解釋為：若校長真正發揮教學領導的作為、

影響力，且校長與教師的目的皆與教改的理念相契合---促進教師教學與學生學習，

必能使教師對教育改革更具正向積極態度，如此教育改革失敗的機率將微乎其微。

當然，影響教師教育改革態度的變項，應尚有其他可能因素，亦值得日後作進一步 的探討。