第四章 結果分析與討論
第六節 結構方程模式分析
國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
第六節 結構方程模式分析
本節針對國民中學分散式領導與學校教育成效做線性關係探討，並以 結構方程模式（統計軟體採Lisrel 8.8）檢視之，評估理論模式與資料的適 配程度。
壹、模式基本適配分析
模式基本適配檢定，以瞭解研究的資料是否違反參數估計的規準，故 以下針對研究資料進行常態性檢視，此外，進行基本適配度檢定，並檢視 模式內在品質。
一、資料檢視
結構方程模式的統計分析中，最重要的是多變項的常態分配基本假 定。茲以表4-71呈現各觀察變項的平均數、標準差、偏態、峰態的結果摘 要。
表4-71 觀察變項的平均數、標準差、偏態、峰態摘要
平均數 標準差 偏態 峰度
領導者 4.0017 .73270 -.743 .541 追隨者 3.7561 .63244 -.381 .777 情境 3.6676 .66707 -.356 .318 學生教育機
會均等 3.8544 .69854 -.451 .483 學生學習 3.3351 .64062 -.099 -.124 學生參與 3.5472 .63426 -.375 .452 教師學習 3.6975 .58607 -.254 .392 教師責任 3.9905 .54520 -.371 .414 教師信任 4.0537 .62159 -.493 .441
由上表觀察，本研究在偏態上，全為負偏，但整體而言，大多趨近0，
至少不到-1。峰度亦大多趨近0，可以說整體資料合於常態分配。尤其本研 究是用LISREL統計軟體，其內部預設的參數估計方法，為最大概似法
（ML），其優點就是在於小樣本和峰度不佳時，仍可獲得理想的參數估
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
計數（邱皓政，2008）。綜合言之，原始資料近似常態分配，且合於SEM 估計基礎。
二、基本適配度檢定
結構方程模式的估計參數有幾項規準，檢驗基本適配度，考驗模式內 在品質，來看是否可以接受，方做後續的適配檢定。一般而言，共識的規 準包括：「所有參數的t值都達顯著」、「因素負荷量宜介於.05~.95之間，
標準化係數達.71以上」、「個別項目的信度.5以上」、「潛在變項的組合 信度在.6以上」、「修正指標小於5」、「標準化殘差的絕對值小於2.58～
3」等（吳明隆，2008；邱皓政，2008；黃芳銘，2002；陳正昌等，2009）。
茲將上述規準，透過圖4-1、圖4-2、表4-72、表4-73加以解釋。
圖 4-1 分散式領導與學校教育成效模式架構圖
圖 4-2 分散式領導與學校教育成效結構圖-標準化解
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
表4-72 分散式領導與學校教育成效參數估計摘要表 參數 原始值 r2 標準化參
數值 t值
λ1 .54 .54 .73 19.86**
λ2 .59 .86 .93 28.48**
λ3 .59 .79 .89 26.70**
λ4 .52 .56 .75 -- λ5 .52 .67 .82 19.12**
λ6 .56 .77 .88 20.23**
λ7 .50 .72 .85 -- λ8 .47 .75 .87 25.42**
λ9 .51 .66 .81 23.13**
γ1 .79 .63 .79 16.12**
γ2 .87 .76 .87 20.49**
δ1 .25 -- .46 15.42**
δ2 .06 -- .14 9.28**
δ3 .09 -- .21 11.81**
ε1 .22 -- .44 14.04**
ε2 .14 -- .33 12.19**
ε3 .09 -- .23 9.39**
ε4 .10 -- .28 12.23**
ε5 .07 -- .25 11.36**
ε6 .13 -- .34 13.37**
p**<.01
藉由上表4-72得知，本研究「λ1～λ9」因素負荷量介於.54~.87，由於使 用共變數矩陣，故進一步標準化後，呈現之因素負荷量均標準化係數達.71 以上，另外t值全部都達非常顯著（p＜.01），而標準化殘差的絕對值最好 2.58～3以下，大於3則不宜，此部分本研究有4個標準化殘差大於3，可能 有系列誤差的存在，另外MI值也有許多大於5，提供模式修正參考。但綜
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
合觀之，在預試的一階CFA與二階CFA，刪題之後的結果，基本適配程度 可謂良好。
此外，可以進一步計算潛在變項的組合信度與潛在變項平均變異抽取 量，瞭解模式的內在品質。組合信度或稱為建構信度，是了解潛在變項之 觀察變項間內部一致性的高低，亦是確認模式是否為最終模式方法之一；
而潛在變項平均變異抽取量則可以瞭解潛在變項構念所能解釋指標變項 變異量的程度。研究者計算與整理如表4-73所示。
表4-73 潛在變項組合信度與平均變異抽取量
潛在變項組合信度 潛在變項平均變異抽取量 公式
（適配度標準） （大於.6） （大於.5）
分散式領導 .88 .72
學生 .857 .668
教師 .88 .762
判斷 優良 優良
由表4-73的結果瞭解，潛在變項組合信度與平均變異抽取量均達到優 良的標準。
貳、模式整體適配檢定
檢視模式的整體適配，有許多適配指標可供參考，宜多元考量。下 列指標，係綜合參考相關書籍，所使用的標準（吳明隆，2008；邱皓政，
2008；黃芳銘，2002；陳正昌等，2009），整理如表4-74所示。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
表4-74 分散式領導與學校教育成效適配度指標摘要表
適配指標 適配的臨界值 檢定結果數據 模式適配判斷 χ2 test p>.05 p=.00 否 RMSEA >0.1不理想 0.13 否
RMR ＜.05 .026 是
SRMR ≦.08 .061 是
GFI >.90 .91 是
AGFI >.90 .84 否
NNFI >.90 .96 是
NFI >.90 .97 是
CFI >.95 .97 是
IFI >.90 .97 是
RFI >.90 .95 是
PNFI ＞.50 .67 是
PGFI ＞.50 .51 是
χ2/df ＜2~5 247.03/25=9.88 否 CN （Hoelter在
1983提出） >200 105.81 否 CN （Byrne在
1998年提出）
研究樣本要大於CN
值分析才合理性 567 是
藉由上表整理，可知模式多數指標有達到適配值。少數未達適配值，
值得檢討與留意（黃芳銘，2002）。被否決的適配指標，最重要的幾項，
加以檢討為表4-75。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
表4-75 整體適配未達標準之檢討表
適配指標 適配的臨界值 檢定結果數據 檢討
χ2 test p>.05 p=.00
χ2 test受樣本人數影響非常 大，只要樣本大於100，幾乎 都很容易顯著，而否決其適 配，本研究樣本567，故容易 受否決。此外，χ2 test被批評 為對真實模式做過多拒絕
（吳明隆，2008；黃芳銘，
2002）。
RMSEA >0.1不理想 0.13
係重要的指標。理論模式與 完美契合之間，有許多要修 正的空間（吳明隆，2008；
邱皓政，2008）。
AGFI >.90 .84
當潛在變項是相依賴時，容 易產生「高拒絕」。本研究 第五節得知潛在變項高度依 賴，為可能原因（黃芳銘，
2002）。
χ2/df ＜2~5 247.03/25=9.88
模式需做改進（吳明隆，
2008）。但是本研究目的單 純，並未探討教師與學生的 關係。
CN >200 105.81
反應樣本資料，567份問卷可 能還不足以接受模型（邱皓 政，2008；黃芳銘，2002）。
雖然進行檢討，然而也不能忽視至少三分之二指標，達到良好適配 的意義。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
貳、模型修飾
本研究之研究目的，在探討分散式領導對學校教育成效（教師、學生）
的因果關係，也就是假設校長分散式領導程度越高，則教師與學生兩部分 表現越佳。以研究的設定，學生和教師都是學校教育成效的層面，也是研 究者關心的部分。上述分散式領導直接影響學生與教師的路徑中，模式在 MI指標中，針對學校教育成效內部，即學生與教師兩個潛在變項，有許多 修正值建議（MI＞3.84~5），然而，教師與學生內涵的交互關係，並非本 研究的研究目標，所以針對研究結果的圖4-2，雖模式合適，但針對MI值、
RMSEA、CN值來思考時，似可以做更多嘗試。於是，研究者仍在理論研 究架構，研究假設範圍內，相較於前述是「分散式領導」對學校教育成效 的「學生」、「教師」的影響，在模式修正下，將教師與學生合併為研究 架構圖的「學校教育成效」，直接檢視「分散式領導」對「學校教育成效」
的影響，結果表現非常良好。結果如圖4-3所示。數據均達顯著，而且因素 負荷標準化解都在.71以上，分散式領導對學校教育成效影響效果更高 達.92。
圖4-3 分散式領導對學校教育成效之簡單模式-標準化解
分散 式領 導
學校 教育 成效 領導者
追隨者
情境
學生
教師
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
表4-76 分散式領導與學校教育成效（簡單模式）適配度指標摘要表
適配指標 適配的臨界值 檢定結果數據 模式適配 判斷
備註
（原始模型 數值）
χ2 test p>.05 p=.00 否 p=.00 RMSEA >0.1不理想 0.10 否 0.13
RMR ＜.05 .0080 是 .026 SRMR ≦.08 .020 是 .061 GFI >.90 .98 是 .91 AGFI >.90 .93 是 .84 NNFI >.90 .98 是 .96 NFI >.90 .99 是 .97 CFI >.95 .99 是 .97 IFI >.90 .99 是 .97 RFI >.90 .97 是 .95 PNFI ＞.50 .40 否 .67 PGFI ＞.50 .26 否 .51 χ2/df ＜2~5 29.61/4=7.4 否 247.03/25=9
.88 CN （Hoelter
在1983提出） >200 254.76 是 105.81 CN （Byrne
在1998年提 出）
研究樣本要大 於CN值分析
才有合理性
567 是 567
學校教育成效之簡單模式和學校教育成效（學生、教師）之直接效果 模式，均有整體適配指標未達的情形，只是，簡單模式的CN值、AGFI相 較之前變成適配，但PNFI和PGFI則反而不適配。綜合言之，學校教育成效 的簡單模式和學校教育成效（學生、教師）直接效果模式，兩者都是可以 接受的模型，有良好的內在品質，並整體適配指標多數都有符合標準。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
參、小結：
本研究透過內在品質檢定與外部整體適配指標，驗證校長分散式領導 程度的高低，對學校教育成效（學生、教師）有因果影響。在分散式領導 與學校教育成效（學生、教師）直接效果模式中，內部品質檢驗，各內涵 層面題項因素負荷全體均介於.73~.93之間，信度（r2）亦均介於.54~.86之 間，測量參數全部t值非常顯著。此外，也透過標準化參數計算潛在變項的 組合信度與平均變異抽取量，均達到非常優良的水準。一般來說，內在品 質如果表現不佳，整體模式適配仍可能佳（吳明隆，2008），但是透過內 在品質檢驗，再進行之後的模式外在整體檢驗，使得本研究之模型較為可 靠。而整體模式的適配程度，雖有部分未達標準，但其實客觀說來三分之 二以上達到適配指標，即便不以三分之二的比例來看，多元參考適配指標 已是SEM研究者的共識（吳明隆，2008；邱皓政，2008；黃芳銘，2002），
本研究雖因MI值有許多修正空間（MI值大於5者，98％都是建議「教師」
與「學生」內涵層面之間的交互關係），但以理論驗證的角度，本研究並 沒有要特別探討教師與學生的關係，只是將教師與學生都視為學校教育成 效的一環，並理解分散式領導對學校教育成效的影響，藉由模式內、外在 指標，可以瞭解模式雖有修飾空間，但其內在品質、整體適配指標，均非 常支持分散式領導對學校教育成效（教師、學生）的線性影響，因此可以 說驗證模式係合理成立。
另外嘗試以分散式領導對學校教育成效作簡單模式的分析，可以發現 也是良好的模式。是故，本研究所關心的分散式領導對學校教育成效的影 響，不論以學校教育成效整體（簡單模式）來看，或是直接看分散式領導 對「學生」、「教師」這兩個也可以做潛在變項的學校教育成效來看，校 長分散式領導，對學校教育成效（學生、教師），可以有效預測。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y 第五章 結論與建議
本研究經由文獻探討，將分散式領導定義為「學校領導角色與責任的 開放，每個人可以主動轉換領導者與追隨者的角色，發揮專業、團隊互動，
合作完成目標」，「學校教育成效」則是「學校合於社會正義，教師專業成 長、關注學生，信任的文化，每位學生在學習與學校參與上，都有正面的 成效」。透過文獻探討分散式領導與學校教育成效的細部指標，自編「分 散式領導量表」與「學校教育成效量表」，透過專家效度審查、預試的項 目分析、一階、二階驗證性因素分析、信效度檢驗等等，修正問卷，最後 發展成正式問卷「國民中學校長分散式領導與學校教育成效關係之研
合作完成目標」，「學校教育成效」則是「學校合於社會正義，教師專業成 長、關注學生，信任的文化，每位學生在學習與學校參與上，都有正面的 成效」。透過文獻探討分散式領導與學校教育成效的細部指標，自編「分 散式領導量表」與「學校教育成效量表」，透過專家效度審查、預試的項 目分析、一階、二階驗證性因素分析、信效度檢驗等等，修正問卷，最後 發展成正式問卷「國民中學校長分散式領導與學校教育成效關係之研