第四章 研究結果與討論
第四節 校長轉型領導與教師心理賦權對教師組織認同之預測力分析 . 114
國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
第四節 校長轉型領導與教師心理賦權對教師組織認 同之預測力分析
本節以「校長轉型領導」與「教師心理賦權」作為預測變項，以
「教師組織認同」為校標變項，藉由逐步多元迴歸分析進行考驗，以 瞭解其對「教師組織認同」之預測效果，並藉以驗證本研究之假設五：
「高中校長轉型領導與教師心理賦權對教師組織認同有預測力。」
教師組織認同預測分析 壹、
本項分析以「校長轉型領導」與「教師心理賦權」作為預測變項，
以以「教師組織認同」為校標變項，藉由逐步多元迴歸分析進行考驗，
以瞭解其對「教師組織認同」之預測效果。
一、「校長轉型領導」對「教師組織認同」之預測分析
表 43 以「校長轉型領導」各構面為預測變項，以探究其對「教師 組織認同」之預測效果。
表 43
校長轉型領導對教師組織認同之逐步多元迴歸分析摘要表 模式 選入變項 R R 平方 R 平方改
變量
標準化係
數β F 值 1 激發鼓舞 .507 .257 --- .507*** 140.025***
2 激發鼓舞
個別關懷 .542 .294 .037 .373***
.234*** 83.919***
註：***表示 P <.001。
由表 43 知，「激發鼓舞」能夠預測校標變項「教師組織認同」，其
‧
‧
‧
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
綜合以上結論，發現校長轉型領導中的「激發鼓舞」係影響教師 組織認同感之重要的因素，此外，研究顯示「目標內化」是最能預測 教師組織認同感之最關鍵的因素。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
第五節 教師心理賦權在校長轉型領導與教師組織認 同之中介效果分析
本研究欲以「教師心理賦權」作為中介變項，以「校長轉型領導」
為預測變項，以「教師組織認同」為效標變項，藉由 Sobel test 進一步 驗證「教師心理賦權」在「校長轉型領導」與「教師組織認同」之影 響，以驗證本研究之假設六：「高中教師心理賦權對校長轉型領導與教 師組織認同具有中介效果。」
本研究採用 Baron 及 Kenny（1986）所提出的中介效果檢驗模式，
其過程必須執行三個迴歸方程式與符合四個條件，茲將本研究之路徑 說明如下：
一、 三個迴歸模式分別為：
Eq1：校長轉型領導→教師組織認同。
Eq2：校長轉型領導→教師心理賦權(Mediator)。
Eq3：校長轉型領導+教師心理賦權→教師組織認同。
二、 四個條件如下：
1. Eq1 之迴歸係數達顯著。
2. Eq2 之迴歸係數亦達顯著。
3. Eq3 中教師心理賦權之迴歸係數亦達顯著。
4. Eq3 中校長轉型領導的標準化迴歸係數要小於 Eq1(部分中 介)甚至降到 0 或不顯著(完全中介)。
三、最後將未標準化之迴歸係數進行 Sobel test 來檢定其中介效果，若 Z 值大於 1.96 則代表顯著。
Z = 𝛼̂. 𝛽̂
√𝛼̂
2𝑆
𝛽̂2+ 𝛽̂
2𝑆
𝛼̂2茲將本研究之中介效果檢驗摘要整理如下：
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
表 47
校長轉型領導對教師組織認同之迴歸係數摘要表
模式 未標準化係數 標準化係數
B 之估計值 標準誤差 Beta 分配 t
A 轉型領導 .155 .013 .510 11.924***
***表示 P <.001
表 48
校長轉型領導對教師心理賦權之迴歸係數摘要表
模式 未標準化係數 標準化係數
B 之估計值 標準誤差 Beta 分配 t
A 轉型領導 .186 .010 .669 18.113***
***表示 P <.001
由表 47、48 可知：以校長轉型領導（自變項）分別對教師心理賦 權（依變項）與教師組織認同（依變項）進行迴歸分析，結果顯示校 長轉型領導對組織認同(β=.510，p<.001)與教師心理賦權(β=.669，
p<.001)均達顯著水準，表示轉型領導分別對心理賦權與對組織認同有 顯著影響，此結果驗證條件 1 與條件 2。
表 49
校長轉型領導與教師心理賦權對教師組織認同之迴歸係數摘要表
模式 未標準化係數 標準化係數
B 之估計值 標準誤差 Beta 分配 t
A 轉型領導 .055 .016 .179 3.444**
B 心理賦權 .541 .057 .494 9.483***
**表示 P <.01，***表示 P <.001
其次，以校長轉型領導（自變項）與教師心理賦權（自變項）預 測教師組織認同（依變項），結果顯示教師心理賦權(β=.494，p<.001) 達顯著水準，且校長轉型領導(β=.179，p<.001)達顯著水準並小於 Eq1 之校長轉型領導的係數(β=.510，p<.001)，此結果符合條件 3 與條件 4。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
另以徑路分析探究「教師心理賦權」在「校長轉型領導」與「教 師組織認同」變項間的因果關係，在徑路圖中，以箭頭表示因果關係，
利用多元迴歸分析之標準化迴歸係數為每一徑路間最大可能之徑路係 數，說明各變項間可能之因果關係。
***表示 P <.001
圖 4 校長轉型領導、教師心理賦權對教師組織認同之徑路圖 如上圖 4，將徑路係數 a * b + c’ 恰好等於 c 值.510。因此，本研 究驗證校長轉型領導與教師心理賦權對教師組織認同有直接效果，亦 即：校長轉型領導知覺愈高，教師組織認同表現愈佳；校長轉型領導 愈高，教師心理賦權知覺愈高；教師心理賦權知覺愈高，教師組織認 同表現愈佳。
再將表 48 與表 49 未標準化之迴歸係數與標準誤的數值進行 Sobel test 檢定，結果如表 50，其 Z 值為 8.454>1.96 達顯著，亦即教師心理 賦權之在校長轉型領導與教師組織認同間之中介效果獲得數據支持。
故表示校長轉型領導會透過教師心理賦權間接對教師組織認同產生影 響。
表 50
教師心理賦權之 Sobel 中介效果檢定
a Sa b Sb
中介效果檢驗 0.186 0.01 0.541 0.057