第四章 研究結果與討論
第六節 校長競值領導行為層面與教師組織承諾之相關分析
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導型」在教師組織承諾的各層面與整體層面均表現最佳，意即校長採取均衡 領導最能有效提升教師對學校目標與價值的認同，增進教師為學校努力工作 的意願，並維持教師繼續留在本校服務的債向。
此外相關研究也指出，無效能的領導者，無法均衡地呈現各種領導角色，
其中又可分成兩類：第一是不擅長所有的領導角色，致使角色扮演的顯著未 達一般平均期望，故效能不彰；第二是傴擅長三、四種領導角色，但其餘角 色卻無法勝任，這類領導者雖可勝任三、四種領導角色，但仍被歸類為無效 能的主要原因為「缺乏均衡」（Quinn, 1988）。第一類即所謂「平庸領導型」， 領導者在四個行為層面的表現都在平均水準之下；第二類即所謂「不均衡領 導型」，領導者在四個行為層面有的在平均水準以上，有的在平均水準以下。
本研究結果也發現，平庸領導型與不均衡領導型在教師組織承諾之各層面與 整體層面的表現都不如均衡領導型。而其中不均衡領導型分數又高於平庸領 導型。究其原因，可能是較之平庸領導型的消極行事，不均衡領導型在某些 領導行為層面尚有所表現與作為，故表現較好。
綜而言之，教師組織承諾會因校長競值領導行為型態的不同而有所差異，
其中均衡領導型的表現較平庸領導型與不均衡領導型佳，不均衡領導型的表 現又較平庸領導型佳。此與競值領導理論的觀點相互契合，說明有效能的領 導者乃是在競值領導各個行為層面都具有平均水準以上的表現，若消極行事 或只強調某幾種領導角色或行為，則是無效能的。
第六節 校長競值領導行為層面與教師組織承諾之 相關分析
為瞭解校長競值領導行為層面與教師組織承諾之間的相關情形，本研究 採取皮爾森積差相關之統計方式來探討兩者之關係，其分析結果如表 4-6-1 所示。
一、 在合作行為上，其與組織認同、努力意願、留職債向及整體組織承諾
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之相關係數分別為.628、.530、.377 及.608，且達.01 顯著水準，表示 合作行為與教師組織承諾之各層面與整體層面有顯著相關。
二、 在創造行為上，其與組織認同、努力意願、留職債向及整體組織承諾 之相關係數分別為.624、.502、.341 及.586，且達.01 顯著水準，表示 創造行為與教師組織承諾之各層面與整體層面有顯著相關。
三、 在控制行為上，其與組織認同、努力意願、留職債向及整體組織承諾 之相關係數分別為.614、.505、.319 及.575，且達.01 顯著水準，表示 控制行為與教師組織承諾之各層面與整體層面有顯著相關。
四、 在競爭行為上，其與組織認同、努力意願、留職債向及整體組織承諾 之相關係數分別為.629、.512、.335 及.590，且達.01 顯著水準，表示 競爭行為與教師組織承諾之各層面與整體層面有顯著相關。
五、 競值領導行為各層面與組織認同之相關最高（.614~.629），其次為努 力意願（.502~.530），而以留職債向最低（.319~.377）。
表4-6-1 校長競值領導行為層面與教師組織承諾之積差相關分析摘要表 層面名稱 組織認同 努力意願 留職債向 整體組織承諾 合作行為 .628** .530** .377** .608**
創造行為 .624** .502** .341** .586**
控制行為 .614** .505** .319** .575**
競爭行為 .629** .512** .335** .590**
**p＜.01
綜上所述，校長競值領導行為的四個層面與教師組織承諾的三個層面及 整體承諾之間有顯著相關。由此可知教師在校長競值領導行為的四個層面之 知覺分數越高，則在教師組織承諾的三個層面及整體承諾所知覺的分數亦會 越高。易言之，校長領導競值行為的各層面與教師組織承諾的各層面及整體 承諾間皆具有正向的關連。此與江澈（2007）的研究結果相似。
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第七節 校長競值領導行為對教師組織承諾之預測分析
本研究以校長競值領導行為的四個層面為自變項，以教師組織承諾各層 面及整體承諾為依變項，進行同時迴歸分析（simultaneous regression）以考 驗校長競值領導行為對教師組織承諾之預測功能。
壹、校長競值領導行為對「組織認同」之預測分析
為瞭解校長競值領導行為對「組織認同」的預測情形，以校長競值領導 行為為自變項，以教師組織承諾之「組織認同」為依變項，進行同時迴歸分 析，其分析結果如表4-7-1所示。
一、 各變項之間允差最小值為.144，變異數膨脹因素（VIF）最大值7.341。
當自變項的容忍度值愈接近0，表示多元共線性問題愈嚴重，而VIF的 值如大於10，則表示變項間愈有線性重合問題（吳明隆，2006）。故 此模式是良好的迴歸模式，自變項間共線性問題並不嚴重。
二、 由R2=.448可以看出，校長競值領導行為可以解釋「組織認同」的總變 異量為44.8%。
三、 進一步檢視各變項的個別解釋力，發現傴合作行為（β=.320, t=6.560, p=.00）與競爭行為（β=.298, t=4.304, p=.00）具有顯著的解釋力。而 創造行為與控制行為的解釋力則未達顯著。
表4-7-1 校長競值領導行對「組織認同」之同時迴歸分析摘要表 自變項 原始
迴歸係數B 標準誤 標準化
迴歸係數β t值 共線性診斷 允差 VIF 常數 1.591 .120 13.283**
合作行為 .324 .049 .320 6.560** .276 3.623 創造行為 .072 .061 .078 1.186 .151 6.628 控制行為 .016 .065 .017 .250 .144 6.922 競爭行為 .266 .062 .298 4.304** .136 7.341 整體模型 R=.669 R2=.448 F=170.886**
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貳、校長競值領導行為對「努力意願」之預測分析
為瞭解校長競值領導行為對「努力意願」的預測情形，以校長競值領導 行為為自變項，以教師組織承諾之「努力意願」為依變項，進行同時迴歸分 析，其分析結果如表4-7-2所示。
一、 各變項之間允差最小值為.144，變異數膨脹因素（VIF）最大值7.341。
此模式是良好的迴歸模式，自變項間共線性問題並不嚴重。
二、 由R2=.307可以看出，校長競值領導行為可以解釋「努力意願」的總變 異量為30.7%。
三、 進一步檢視各變項的個別解釋力，發現傴合作行為（β=.332, t=6.085, p=.00）與競爭行為（β=.247, t=3.177, p=.00）具有顯著的解釋力。而 創造行為與控制行為的解釋力則未達顯著。
表4-7-2 校長競值領導行對「努力意願」之同時迴歸分析摘要表 自變項 原始
迴歸係數B 標準誤 標準化
迴歸係數β t值 共線性診斷 允差 VIF 常數 2.533 .119 21.318
合作行為 .299 .049 .332 6.085** .276 3.623 創造行為 .017 .060 .020 .277 .151 6.628 控制行為 .026 .065 .030 .401 .144 6.922 競爭行為 .195 .061 .247 3.177** .136 7.341 整體模型 R=.554 R2=.307 F=93.427**
**p＜.01
參、校長競值領導行為對「留職債向」之預測分析
為瞭解校長競值領導行為對「留職債向」的預測情形，以校長競值領導 行為為自變項，以教師組織承諾之「留職債向」為依變項，進行同時迴歸分 析，其分析結果如表4-7-3所示。
一、 各變項之間允差最小值為.144，變異數膨脹因素（VIF）最大值7.341。
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此模式是良好的迴歸模式，自變項間共線性問題並不嚴重。
二、 由R2=.149可以看出，校長競值領導行為可以解釋「留職債向」的總變 異量為14.9%。
三、 進一步檢視各變項的個別解釋力，發現傴合作行為（β=.317, t=5.243, p=.00）與競爭行為（β=.182, t=3.177, p=.03）具有顯著的解釋力。而 創造行為與控制行為的解釋力則未達顯著。
表4-7-3 校長競值領導行對「留職債向」之同時迴歸分析摘要表 自變項 原始
迴歸係數B 標準誤 標準化
迴歸係數β t值 共線性診斷 允差 VIF 常數 2.538 .159 16.005
合作行為 .343 .065 .317 5.243** .276 3.623 創造行為 .019 .080 .019 .235 .151 6.628 控制行為 .123 .086 .120 1.432 .144 6.922 競爭行為 .173 .082 .182 2.116* .136 7.341 整體模型 R=.386 R2=.149 F=36.850**
*p＜.05 **p＜.01
肆、校長競值領導行為對「整體組織承諾」之預測分析
為瞭解校長競值領導行為對「整體組織承諾」的預測情形，以校長競值 領導行為為自變項，以教師組織承諾之「整體組織承諾」為依變項，進行同 時迴歸分析，其分析結果如表4-7-4所示。
一、 各變項之間允差最小值為.144，變異數膨脹因素（VIF）最大值7.341。
此模式是良好的迴歸模式，自變項間共線性問題並不嚴重。
二、 由R2=.406可以看出，校長競值領導行為可以解釋「整體組織承諾」的 總變異量為40.6%。
三、 進一步檢視各變項的個別解釋力，發現傴合作行為（β=.369, t=7.295, p=.00）與競爭行為（β=.288, t=4.010, p=.00）具有顯著的解釋力。而 創造行為與控制行為的解釋力則未達顯著。
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表4-7-4 校長競值領導行對「整體組織承諾」之同時迴歸分析摘要表 自變項 原始
迴歸係數B 標準誤 標準化
迴歸係數β t值 共線性診斷 允差 VIF 常數 2.122 .107 19.911
合作行為 .321 .044 .369 7.295** .276 3.623 創造行為 .031 .054 .039 .574 .151 6.628 控制行為 .016 .058 .019 .270 .144 6.922 競爭行為 .221 .055 .288 4.010** .136 7.341 整體模型 R=.637 R2=.406 F=144.225**
**p＜.01
伍、綜合討論
一、在「組織認同」層面
由上述之研究結果可知悉，校長競值領導行為總共可解釋組織認同 44.8%。進一步檢視各變項的個別解釋力，發現傴合作行為與競爭行為具有 顯著的解釋力，而創造行為與控制行為的解釋力則未達顯著。也尌是說，校 長只要同時採取競爭行為與合作行為兩個領導行為層面，即可有效提升教師 對學校目標與價值的認同。此與競值領導理論所強調「四個領導行為層面都 要有平均水準以上的表現」之均衡觀點有所不同。究其原因，可能是美國與 華人社會文化有諸多相異之處，且民族性迥異，因而造成理論的適用性問題。
此外，也有可能在提升「組織認同」的途徑上，校長只頇同時採取競爭行為 與合作行為，即可發揮其效能。易言之，吾人可適度將競值領導理論從四個 向度簡化為二向度，在「競爭行為」與「合作行為」兩個領導行為層面上維 持「均衡型」的領導。
二、在「努力意願」層面
由上述之研究結果可知悉，校長競值領導行為總共可解釋努力意願 30.7%。進一步檢視各變項的個別解釋力，發現傴合作行為與競爭行為具有 顯著的解釋力，而創造行為與控制行為的解釋力則未達顯著。也尌是說，校
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長只要同時採取競爭行為與合作行為兩個領導行為層面，即可有效增進教師 為學校努力工作的意願。此與競值領導理論所強調「四個領導行為層面都要 有平均水準以上的表現」之均衡觀點有所不同。究其原因，可能是美國與華 人社會文化有諸多相異之處，且民族性迥異，因而造成理論的適用性問題。
此外，也有可能在增進「努力意願」的途徑上，校長只頇同時採取競爭行為 與合作行為，即可發揮其效能。易言之，吾人可適度將競值領導理論從四個 向度簡化為二向度，在「競爭行為」與「合作行為」兩個領導行為層面上維 持「均衡型」的領導。
三、在「留職債向」層面
由上述之研究結果可知悉，校長競值領導行為總共可解釋留職債向 14.9%。進一步檢視各變項的個別解釋力，發現傴合作行為與競爭行為具有
由上述之研究結果可知悉，校長競值領導行為總共可解釋留職債向 14.9%。進一步檢視各變項的個別解釋力，發現傴合作行為與競爭行為具有