第四章 研究結果與討論
第四節 相關分析與多元迴歸分析
本節分別以皮爾森（Pearson）積差相關與迴歸分析驗證校長分布式領導、
創新經營、組織學習與學校效能之間是否具相關性，並驗證本研究之假設。
一、研究變項相關分析
本小節為檢定各變項之間是否存有相關，以及其相關係數值（r 值）與相關 程度為何，本研究依照邱皓政（2009）方式劃分 4 級：
1.高度相關：r 值大於 0.70（包含 0.70）。
2.中度相關：r 值在 0.40 以上（包含 0.40）， 0.70（包含 0.70）以下 。 3.低度相關：r 值在 0.10 以上（包含 0.10）， 0.40（包含 0.40）以下 。 5.微弱相關：r 值不到 0.10
（一）分布式領導與學校效能之相關分析
以 Pearson 積差相關分析，對校長分布式領導與學校效能之相關性進行分 析，結果如表4-4-1 所示。校長分布式領導的權責分享、共同參與及協調合作等 三個構面，與學校效能的相關係數皆達 0.01 顯著水準，其相關係數分別為 0.53(p=0.00<0.01)、0.58(p=0.00<0.01)及 0.56(p=0.00<0.01)，顯示校長分布式領導 之權責分享、共同參與及協調合作等三個構面，與學校效能均有顯著中度正相關。
校長分布式領導整體與學校效能整體的相關係數亦達 0.01 顯著水準，其相 關係數為0.62(p=0.00<0.01)，顯示兩變項整體間呈現中度正相關。就整體而言，
屏東縣國民中學教師對校長分布式領導與學校效能存有顯著中度正相關。
（二）分布式領導與創新經營之相關分析
以Pearson 積差相關分析，對校長分布式領導、創新經營之相關性進行分析，
結果如表4-4-1 所示。校長分布式領導的權責分享構面、共同參與構面及協調合 作 構 面 ， 與 創 新 經 營 的 相 關 係 數 皆 達 0.01 顯著水準，其相關係數分別為 0.66(p=0.00<0.01)、0.66(p=0.00<0.01) 及 0.61(p=0.00<0.01)，顯示校長分布式領
導的權責分享構面、共同參與構面及協調合作構面，與創新經營均有顯著中度正 相關。
校長分布式領導整體與創新經營整體的相關係數亦達 0.01 顯著水準，其相 關係數為0.70(p=0.00<0.01)，顯示兩變項整體間呈現高度正相關。就整體而言，
屏東縣國民中學教師，其校長分布式領導與創新經營存有顯著高度正相關。
（三）創新經營與學校效能之相關分析
以Pearson 積差相關分析，對創新經營與學校效能之相關性進行分析，結果 如表4-4-1 所示。創新經營的行政運作構面、課程教學構面與資源運用構面與學 校效能的相關係數皆達 0.01 顯著水準，其相關係數分別為 0.60(p=0.00<0.01)、
0.63(p=0.00<0.01)及 0.64(p=0.00<0.01)，顯示創新經營之行政運作構面、課程教 學構面及資源運用構面與學校效能均有顯著中度正相關。
創新經營整體與學校效能整體的相關係數亦達 0.01 顯著水準，其相關係數 為0.71(p=0.00<0.01)，顯示兩變項整體間呈現高度正相關。就整體而言，屏東縣 國民中學教師，其學校創新經營與學校效能存有顯著高度正相關。
表4-4-1 各研究變項構面之相關分析
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
1分布式領導 1
2權責分享 .92** 1
3共同參與 .90** .75** 1
4協調合作 .91** .75** .74** 1
5創新經營 .70** .66** .66** .61** 1
6行政運作 .73** .70** .69** .63** .88** 1
7課程教學 .55** .48** .51** .49** .84** .59** 1
8資源運用 .55** .52** .53** .48** .88** .68** .67** 1
9組織學習 .51** .45** .51** .45** .66** .55** .61** .60** 1
10探索學習 .42** .39** .42** .36** .56** .48** .51** .85** .85** 1
11盡用學習 .47** .41** .47** .42** .56** .45** .54** .50** .80** .40** 1
12學校效能 .62** .53** .58** .56** .71** .60** .63** .64** .72** .46** .79** 1 13行政績效 .41** .34** .39** .38** .57** .46** .50** .54** .62** .41** .67** .86** 1 14教師教學效能 .66** .61** .63** .59** .71** .65** .58** .61** .61** .47** .60** .87** .61** 1 15學生學習成就 .51** .43** .51** .48** .57** .46** .55** .51** .66** .32** .81** .79** .58** .58** 1
資料來源：本研究整理（＊＊p<0.01）
二、研究變項迴歸分析
迴歸分析係利用線性關係來進行解釋與預測，期能藉由多元迴歸分析法同時 處理多個解釋變數，以瞭解校長分布式領導、創新經營、組織學習之預測變項對 於組織學習、學校效能之效標變項的預測情形。而解釋型迴歸分析的目的在檢驗 各自變項對於依變項的解釋力，故而本研究採用強迫進入法來進行迴歸模式的檢 驗，進行迴歸分析時，在迴歸模型的解釋能力判斷上，採用 R2來加以解釋，並 以F 值來檢定 R2是否具有解釋能力，若 F 值所對應之 p＜0.05，代表此 R2具有 顯著之解釋能力。此外，考慮到各變項間若有高度相關可能產生模型的共線性問 題，則透過變異數膨脹因素(VIF)檢視，假使其值尚未大於評鑑指標值 10，那就 表示多元共線性問題並不明顯。
（一）分布式領導對學校效能之影響
此部分係以校長分布式領導之「權責分享」、「共同參與」及「協調合作」三 個構面作為預測變項，以學校效能整體作為效標變項，進行多元迴歸分析，來探 討說明校長分布式領導對學校效能之影響力，如表4-4-2 模式二所示，經多元迴 歸分析後顯示出下列研究結果：
1.迴歸模式之變異量顯著性考驗的 F 值為 82.817，p 值為 0.00＜0.001，表示 迴歸模式整體解釋變異量達到顯著水準，由表4-4-2 可知分布式領導三個預測變 項共可解釋「學校效能」效標變項41.4％的變異量。
2.標準化迴歸方程式預測模式：學校效能預測值＝0.087×權責分享＋0.333×
共同參與＋0.278×協調合作，而其中分布式領導的「權責分享」（t=1.24，p=0.22）、
「共同參與」（t=4.89，p=0.00）及與「協調合作」（t=3.99，p=0.00）預測變項皆 達顯著水準。
3.透過變異數膨脹因素（VIF）檢視，VIF 值均未大於 10，顯示預測變項間 的多元共線性問題並不明顯。
4.結果分析：在本研究中的分布式領導二個構面之「共同參與」及「協調合 作」皆能夠有效預測學校效能效標變項。因此，本研究假設 H1：分布式領導對 學校效能有正向且顯著的影響，驗證結果是「部份支持」。
（二）分布式領導對創新經營之影響
此部分係以分布式領導之「權責分享」、「共同參與」及「協調合作」三個構 面作為預測變項，以創新經營整體作為效標變項，進行多元迴歸分析，來探討說 明分布式領導對創新經營之影響力，如表4-4-2 模式一所示，經多元迴歸分析後 顯示出下列研究結果：
1.迴歸模式之變異量顯著性考驗的 F 值為 128.268，p 值為 0.00＜0.001，表 示迴歸模式整體解釋變異量達到顯著水準，由表4-4-2 可知分布式領導三個預測 變項共可解釋「創新經營」效標變項52.3％的變異量。
2.標準化迴歸方程式預測模式： 創新經營預測值＝0.329×權責分享＋0.322×
共同參與＋0.114×協調合作，而其中分布式領導的「權責分享」（t=5.59，p=0.00）、
「共同參與」（t=5.24，p=0.00）「協調合作」（t=1.82，p=0.07）
3.透過變異數膨脹因素（VIF）檢視，VIF 值均未大於 10，顯示預測變項間 的多元共線性問題並不明顯。
4.結果分析：在本研究中的分布式領導二個構面「權責分享」、「共同參與」
皆能夠有效預測創新經營效標變項。因此，本研究假設 H2：分布式領導對創新 經營有正向且顯著的影響，驗證結果是「部份支持」。
（三）創新經營對學校效能之影響
此部分係以創新經營之「行政運作」、「課程教學」及「資源運用」三個構面 作為預測變項，以學校效能整體作為效標變項，進行多元迴歸分析，來探討說明 創新經營對學校效能之影響力，如表4-4-2 模式三所示，經多元迴歸分析後顯示 出下列研究結果：
1.迴歸模式之變異量顯著性考驗的 F 值為 131.846，p 值為 0.00＜0.001，表 示迴歸模式整體解釋變異量達到顯著水準，由表4-4-2 可知創新經營四個預測變 項共可解釋「學校效能」效標變項53.0％的變異量。
2.標準化迴歸方程式預測模式：學校效能預測值＝0.235×行政運作＋0.328×
課程教學＋0.266×資源運用，而其中創新經營的「行政運作」（t=4.52，p=0.00）、
「課程教學」（t=6.35，p=0.00）與「資源運用」（t=4.77，p=0.00）預測變項已達
顯著水準。
3.透過變異數膨脹因素（VIF）檢視，VIF 值均未大於 10，顯示預測變項間 的多元共線性問題並不明顯。
4.結果分析：在本研究中的創新經營有三個構面「行政運作」、「課程教學」
與「資源運用」能夠有效預測學校效能變項。因此，本研究假設 H3：創新經營 對學校效能有正向且顯著的影響，驗證結果是「完全支持」。
三、中介效果分析
以迴歸分析來驗證假設 H4：分布式領導會透過創新經營的中介作用，進而 正向影響學校效能。
根據Baron 與 Kenny(1986)的觀點，必須要滿足以下四個條件，中介效果才 能成立：
1.條件一：要能證明自變數與中介變數間有顯著關係。
2.條件二：要能證明自變數與依變數之間有顯著關係。
3.條件三：要能證明中介變數與依變數間有顯著關係。
4.條件四：自變數和依變數的關係若因為中介變數的加入而減弱(β 值下降)，
此為部分中介效果；若自變數和依變數的關係因中介變數加入而使原本顯著的關 係變得完全不顯著(β 值不顯著)，則稱為完全中介效果，但此時的中介變數與依 變數之間，仍要保持顯著的關係。
根據以上描述，本研究依表4-4-2 中的四組迴歸模型去檢驗「創新經營」對 分布式領導與學校效能之中介效果。模式一的迴歸方程式主要是確認條件一是否 成立，故而置入「分布式領導之權責分享、共同參與及協調合作」三個構面，探 討對「創新經營」的影響；模式二主要是確認條件二是否成立，故而置入「分布 式領導之權責分享、共同參與及協調合作」三個構面，探討對「學校效能」的影 響；模式三主要是確認條件三是否成立，故而置入「創新經營之行政運作，課程 教學、資源運用」三構面，探討對「學校效能」之影響；而模式四則是將「分布 式領導之權責分享、共同參與及協調合作」三個構面與「創新經營之行政運作、
課程教學及資源運用」三構面皆放入迴歸式中，再比較模式四與模式二之結果，
即可看出自變數和依變數的關係，是否有因中介變數的加入而減弱，進而得知條 件四是否成立。總之，倘若分析結果皆符合上述四個條件，「創新經營」的中介 效果便成立；反之，假設其中有一個條件無法成立，「創新經營」的中介效果則 不存在。
結果如表4-4-2 所呈現，模式一結果顯示分布式領導之二構面與創新經營之 間為顯著關係；模式二結果顯示分布式領導之二構面與學校效能之間為顯著關 係；模式三結果顯示創新經營三構面與學校效能之間為顯著關係，此分析結果滿 足條件一、條件二，條件三。最後由模式四結果顯示，同時將「分布式領導之權 責分享、共同參與及協調合作」三構面與「創新經營之行政運作、課程教學及資 源運用」三構面放入迴歸式後，「分布式領導之權責分享、共同參與及協調合作」
結果如表4-4-2 所呈現，模式一結果顯示分布式領導之二構面與創新經營之 間為顯著關係；模式二結果顯示分布式領導之二構面與學校效能之間為顯著關 係；模式三結果顯示創新經營三構面與學校效能之間為顯著關係，此分析結果滿 足條件一、條件二，條件三。最後由模式四結果顯示，同時將「分布式領導之權 責分享、共同參與及協調合作」三構面與「創新經營之行政運作、課程教學及資 源運用」三構面放入迴歸式後，「分布式領導之權責分享、共同參與及協調合作」