第四章 研究結果與討論
第五節 校長正向領導、教師學術樂觀與教師專業發展之預測分析
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第五節 校長正向領導、教師學術樂觀與教師專業發展之預測分析 本節承接第四節之各變項間之相關分析，進一步進行預測分析，以作 為後續建立變項間模型的基礎。首先，利用逐步多元迴歸分析法進行預測 分析，以校長正向領導與教師學術樂觀及其構面為自變項，另以教師專業 發展為依變項進行聯合預測分析；其次利用 Baron 與 kenny 的中介效果分 析與 Bootstrap 法進行中介效果分析，以檢驗教師學術樂觀在校長正向領導 與教師學術樂觀間的中介效果。
壹、校長正向領導與教師學術樂觀對教師專業發展之預測分析 一、校長正向領導對教師專業發展之預測分析
為瞭解校長正向領導對教師專業發展的預測力，將校長正向領導視為 預測變項，教師專業發展視為效標變項，並進行解釋型迴歸分析。邱皓政 (2000)指出在進行解釋型迴歸分析時應先檢視各變項的相關情形，依第四 節研究結果所示，校長正向領導與教師專業發展之間呈現中度正相關 (γ=.440，p<.001)；再進行迴歸分析後(如表 4-5-1 所示)，校長正向領導可 以解釋教師專業發展的 19.4%(R2=.194)，調整後的解釋力為 19.4%(adj R2=.192)，雖然解釋力不高，但仍具顯著(F=126.018，p<.001)，由此可知，
校長正向領導可預測教師專業發展。
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表 4-5-1
校長正向領導對教師專業發展預測數值表
變項 未標準化係數
β t p 共線性統計量
B 𝑆𝑒 允差 VIF
(常數) 3.042 .092 32.890*** .000
校長正向領導 .266 .024 .440 11.226*** .000 1.000 1.000 整體模型 𝑅2=.194 adj 𝑅2=.192 F(1,524)=126.018***
註：𝑺𝒆=標準誤差；***：p<.001
二、教師學術樂觀對教師專業發展之預測分析
為瞭解教師學術樂觀對教師專業發展的預測力，將教師學術樂觀視為 預測變項，教師專業發展視為效標變項，並進行解釋型迴歸分析。邱皓政 (2000)指出在進行解釋型迴歸分析時應先檢視各變項的相關情形，依第四 節研究結果所示，教師學術樂觀與教師專業發展之間呈現高度正相關 (γ=.784，p<.001)；再進行迴歸分析後(如表 4-5-2 所示)，教師學術樂觀可 以解釋教師專業發展的 61.4%(𝑅2=.614)，調整後的解釋力為 61.3%(adj 𝑅2=.613)，由數據顯示，教師學術樂觀可高度解釋教師專業發展且達顯著 (F=833.484，p<.001)，由此可知，教師學術樂觀可預測教師專業發展。
表 4-5-2
教師學術樂觀對教師專業發展預測數值表
變項 未標準化係數
β t p 共線性統計量
B 𝑆𝑒 允差 VIF
(常數) .912 .110 8.306*** .000
教師學術樂觀 .796 .028 .784 28.870*** .000 1.000 1.000 整體模型 𝑅2=.614 adj 𝑅2=.613 F(1,524)=833.484***
註：𝑺𝒆=標準誤差；***：p<.001
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三、校長正向領導對教師學術樂觀之預測分析
為瞭解校長正向領導對教師學術樂觀的預測力，將校長正向領導視為 預測變項，教師學術樂觀視為效標變項，並進行解釋型迴歸分析。邱皓政 (2000)指出在進行解釋型迴歸分析時應先檢視各變項的相關情形，依第四 節研究結果所示，校長正向領導與教師學術樂觀之間呈現中度正相關 (γ=.510，p<.001)；再進行迴歸分析後(如表 4-5-3 所示)，校長正向領導可 以解釋教師專業發展的 26.0%(R2=.260)，調整後的解釋力為 25.8%(adj R2=.258)，雖然解釋力不高，但仍具顯著(F=183.990，p<.001)，由此可知，
校長正向領導可預測教師學術樂觀。
表 4-5-3
校長正向領導對教師學術樂觀預測數值表
變項 未標準化係數
β t p 共線性統計量
B 𝑆𝑒 允差 VIF
(常數) 2.794 .087 32.039*** .000
校長正向領導 .303 .022 .510 13.564*** .000 1.000 1.000 整體模型 𝑅2=.260 adj 𝑅2=.258 F(1,524)=183.990***
註：𝑺𝒆=標準誤差；***：p<.001
四、校長正向領導與教師學術樂觀對教師專業發展之預測分析
為瞭解校長正向領導與教師學術樂觀對教師專業發展的預測力，將校 長正向領導與教師學術樂觀同時視為預測變項，教師專業發展視為效標變 項，並進行逐步迴歸分析。如表 4-5-4 所示，校長正向領導與教師學術樂 觀可以解釋教師專業發展的 61.6%(𝑅2=.616)，調整後的解釋力為 61.5%(adj 𝑅2=.615)，由數據顯示，校長正向領導與教師學術樂觀可解釋教師專業發 展且達顯著(F=419.928，p<.001)，由此可知，校長正向領導與教師學術樂 觀可預測教師專業發展。
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表 4-5-4 校長正向領導與教師學術樂觀對教師專業發展預測數值表
變項 未標準化係數
β t p 共線性統計量
B 𝑆𝑒 允差 VIF
(常數) .897 .110 8.164*** .000
校長正向領導 .033 .019 .055 1.753 .080 .740 1.351 教師學術樂觀 .768 .032 .755 23.993*** .000 .740 1.351
整體模型 𝑅2=.616 adj 𝑅2=.615 F(2,523)=419.928***
註：𝑺𝒆=標準誤差；***：p< .001
更進一步將校長正向領導與教師學術樂觀的所有構面為預測變項，教 師專業發展為校標變項進行聯合預測分析，並以逐步多元迴歸法以瞭解各 預測變項對效標變項的聯合預測力。其中，在校長正向領導構面中有正向 意義、正向溝通、正向關係、正向氣氛等四預測變項，在教師學術樂觀構 面中有自我效能、信任、強調學業等三預測變項，故計有七個預測變項投 入逐步多元迴歸預測變項的分析中，分析結果如表 4-5-5。
由表 4-5-5 可知，共有 4 個變項被選入，包含教師學術樂觀構面中的
「自我效能」、「信任」、「強調學業」，以及校長正向領導構面中的「正向 意義」；其聯合解釋力為 79.5%(𝑅2=.795)，調整後的解釋力為 63.3%(adj 𝑅2=.633)，由數據顯示，「自我效能」、「信任」、「強調學業」與「正向意義」
可解釋教師專業發展且達顯著(F=224.405，p< .01)。此外，以標準化迴歸 係數 β 值分析判斷，其中又以自我效能對教師專業發展的影響最重要 (β=.463)，其他依次為信任(β=.206)、強調學業(β=.203)、正向意義(β=.076)，
又因迴歸係數值皆為正值，故可知當「自我效能」、「信任」、「強調學業」
與「正向意義」知覺愈高時，則教師專業發展的知覺也愈高。
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表 4-5-5
校長正向領導與教師學術樂觀對教師專業發展之聯合預測數值表
變項 未標準化係數
β t p 共線性統計量
B 𝑆𝑒 允差 VIF
(常數) .861 .108 7.972*** .000
自我效能 .419 .034 .463 12.370*** .000 .504 1.986 信任 .178 .031 .206 5.785*** .000 .555 1.802 強調學業 .167 .029 .203 5.803*** .000 .575 1.740 正向意義 .045 .018 .076 2.508** .012 .766 1.306 整體模型 𝑅2=.795 adj 𝑅2=.633 F(4,521)= 224.405***
註：𝑺𝒆=標準誤差；***：p< .001、**：p< .01
貳、教師學術樂觀中介效果之分析
依本研究各變項間的關係，假設校長正向領導為自變項，教師專業發 展為依變項，教師學術樂觀為中介變項；本研究為檢測教師學術樂觀是否 為校長正向領導與教師專業發展的中介變項，採用 Baron 與 Kenny 的中介 效果考驗法以及 Amos 內建的 Bootstrap 法來進行檢驗(李茂能，2009)。
一、Baron 與 Kenny 的中介效果考驗法
令校長正向領導為 X，教師專業發展為 Y，教師學術樂觀為 Me，依 Baron 與 Kenny 的中介效果考驗流程有四：
(一) X 與 Y 的零階相關必需具有顯著相關
由表 4-5-1 的迴歸分析數值結果可得出迴歸方程式：Y=.266X+3.042，
其表示 X 與 Y 的零階相關達顯著(如圖 4-5-1)。
圖 4-5-1 校長正向領導顯著預測教師專業發展圖 註：「+」表示達顯著
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(二) X 與 Me 的零階相關必需具有顯著相關
由表 4-5-3 的迴歸分析數值結果可得出迴歸方程式：Me=.303X+2.794，
其表示 X 與 Me 的零階相關達顯著(如圖 4-5-2)。
圖 4-5-2 校長正向領導顯著預測教師學術樂觀圖 註：「+」表示達顯著
(三) 中介變項 Me 與 Y 的淨相關必需具有顯著相關
由表 4-5-2 的迴歸分析數值結果可得出迴歸方程式：Y=.796Me+.912，
其表示 Me 與 Y 的淨相關達顯著(如圖 4-5-3)。
圖 4-5-3 校長正向領導顯著預測教師專業發展圖 註：「+」表示達顯著
(四) 完全中介與部分中介效果
當排除中介變項 Me 與 Y 的直接關係後，X 即不再與 Y 有任何顯著相 關(β 等於或趨近 0)，則稱之為完全中介；反之，若排除中介變項 Me 與 Y 的直接關係後，X 與 Y 仍有顯著相關，則稱之為部分中介。依本研究表 4-5-4 所 示 ， 校 長 正 向 領 導 與 教 師 學 術 樂 觀 可 解 釋 教 師 專 業 發 展 且 達 顯 著 (F=419.928，p< .001)，但校長正向領導對教師專業發展相關未達顯著 (t=1.753，p>.05)，且 β 值趨近於 0(β=.033)，由此可知，教師學術樂觀為校 長正向領導與教師專業發展的完全中介。
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二、Bootstrap 法
Amos 內建的 Bootstrap 的統計分析不受抽樣分配型態的限制，本研究 將 Bootstrap 的樣本設定為 2000，區間信心水準設定為.95，得出總效果、
直接效果與間接效果值如表 4-5-6。
由表 4-5-6 可知，校長正向領導對教師專業發展的總效果量為 0.464，
為直接效果(-0.059)與間接效果(0.522)的加總值；又校長正向領導對教師學 術學術樂觀的直接效果達顯著水準，且教師學術樂觀對教師專業發展的直 接效果亦達顯著水準，但校長正向領導對教師專業發展未達顯著水準，由 此可知，教師學術樂觀為校長正向領導與教師專業發展的完全中介。
表 4-5-6
Bootstrap 檢測之標準化總效果、直接效果與間接效果數值表
變項 校長正向領導 教師學術樂觀
標準化總效果
教師學術樂觀 0.553** 0
教師專業發展 0.464** 0.945**
標準化直接效果
教師學術樂觀 0.553** 0
教師專業發展 -0.059 0.945**
標準化間接效果
教師學術樂觀 0 0
教師專業發展 0.522** 0
註：**：p< .01
參、小結
由表 4-5-1 所示，校長正向領導雖可預測教師專業發展，但其解釋力 (𝑅2=.192)極低；又以表 4-5-4 所示，當校長正向領導與教師學術樂觀同時對 教師專業發展進行預測時，整題模型的解釋力達 61.5%，且校長正向領導 對教師專業發展預測便項未達顯著，可見教師學術樂觀在校長正向領導與
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學術樂觀可有效提升校長正向領導對教師專業發展的成效。
此外，在中介效果分析下，教師學術樂觀為校長正向領導與教師專業 發展間的完全中介，其表示校長正向領導無法單一面向對教師專業成長影 響，必須透過教師學術樂觀而影響教師專業成長。因之，從表 4-5-3 所示，
校長正向領導能影響教師學術樂觀，是故，校長正向領導應透過教師學術 樂觀，進而有效影響教師專業發展。
由此可見，校長正向領導雖可對教師專業發展產生影響，但其影響力 並不高，但可透過對教師學術樂觀的影響，進而間接大大提升對教師專業 發展的影響力。
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第六節 校長正向領導、教師學術樂觀與教師專業發展之結構方程模 式分析
結構方程模式(以下簡稱 SEM)是一種由因素分析結合徑路分析的技術，
可同時處理潛在變項與觀察變項。SEM 分成兩部分，一為測量模型，主要 是描述觀察變項與潛在變項之間的關係；另一為結構模型，係為分析潛在 變項之間的關係。在進行 SEM 時，主要任務是研究假設模型與樣本之間 的適配度如何，若為良好的適配，則代表變項之間假設的關係是成立的，
反之，則拒絕變項之間的假設(張偉豪，2011)。
本節首先經由文獻回顧，經由理論建構變項間的初始模型，並透過適
本節首先經由文獻回顧，經由理論建構變項間的初始模型，並透過適