調節變項探討

國

立 政 治 大 學

‧

Na tiona

l Ch engchi University

表 4-1 學校創新經營與學校效能相關性之後設分析摘要表

效應量及 95%信賴區間 顯著性考驗 同質性考驗

樣本數 效應量 下限 上限 Z 值 Q 值 df(Q) I-squared

Model

修 正 效

果模式 25 0.812 0.807 0.817 149.626^*** 488.459^*** 24 95.087

* **p< .001

貳、綜合討論

後設分析結果呈現學校創新經營與學校效能達顯著相關，在修正效果 模式下相關係數為 0.812，推翻虛無假設一「學校創新經營與學校效能無 顯著相關」。

按 Cohen 的標準言，大約可將 r 之大小按下列標準來解釋：r＜.10 為 小效應量；r＝.25 為中等效應量；r＞.40 為大效應量（轉引自秦夢群，

2006）。由此可知，學校創新經營與學校效能為大效應量，獲得如此大效 應量的結果可導源於 25 個投入數據均為顯著正相關，除徐易男（2009）

研究所得之相關係數為 0.665 外，其他 24 篇研究的原始數據均大於.70 以 上，故獲得顯著的大效應量並不意外，本研究經由第一個後設分析結果確 認學校創新經營與學校效能有顯著相關存在，但此相關係數間存在異質 性，應從轉型領導、組織文化、研究地區及研究年代四方面著手探討調節 變項之存在。

第二節 調節變項探討

在修正效果模式下發現，學校創新經營與學校效能雖有顯著相關，但 該相關中存在調節變項，使後設分析結果呈現異質性，本節即將調節變項

‧ 國

立 政 治 大 學

‧

Na tiona

l Ch engchi University

分為兩組探討其作用，故本節共有三部分：第一部分為名義型調節變項探 討、第二部分為連續型調節變項探討、第三部分為綜合討論。

壹、名義型調節變項探討

將 25 篇研究依研究地區之不同概分為四組，其中北部組有 8 篇、中 部組從缺、南部組有 11 篇、東部組有 2 篇、全國組有 4 篇，表 4-3 將計算 各地區的學校創新經營與學校效能是否達到顯著相關，並且以地區為單位 進行同質性考驗。

由表 4-2 的結果摘要可知，北部組共有 8 篇研究，在北部地區學校創 新經營與學校效能的平均相關為 0.836，z 值為 36.655 達.001 顯著水準；在 南部組共有 11 篇研究，在南部地區的學校創新經營與學校效能的平均相 關為 0.813，z 值為 26.533 達.001 顯著水準；東部組共有 2 篇研究，在東部 地區學校創新經營與學校效能的平均相關為 0.809，z 值為 7.449 達.001 顯 著水準；在全國組共有 4 篇研究，代表僅就 4 篇以全國為範圍的研究而言，

學校創新經營與學校效能的平均相關為 0.785，z 值為 8.206 達.001 顯著水 準，由上述可知，各區的效應量均達到顯著。

對四個研究地區進行同質性考驗，發現 Q 值為 2.781，p=0.427>0.05 未達顯著，不拒虛無假設，代表以地區為單位進行同質性考驗，各地區的 效應量間並無異質性存在。

‧ 國

立 政 治 大 學

‧

Na tiona

l Ch engchi University

表 4-2 地區特徵分析結果

效應量及 95%信賴區間 顯著性考驗 同質性考驗

樣 本 數

效應量 下限 上限 Z 值 Q 值 df(Q) P

組別（地區）

北部 8 0.836 0.816 0.855 36.655^***

南部 11 0.813 0.783 0.840 26.533^***

東部 2 0.809 0.679 0.889 7.449^***

全國 4 0.785 0.667 0.865 8.206^***

組間 2.781 3 0.427

總和 25 0.826 0.810 0.841 46.558^***

*** p< .001

貳、連續型調節變項探討

以「轉型領導」為調節變項投入 meta-regression 結果如表 4-3，得一 有意義迴歸式 y=0.83392x+0.49479，斜率為正表示轉型領導對學校創新經 營及學校效能的平均相關有正向促進作用，此式之 tau-squared 值為 0.03763，代表以轉型領導預測學校創新經營與學校效能之相關可解釋 3.763%之變異。

表 4-3 轉型領導對學校創新經營與學校效能的調節效果

點估計 標準誤 下限 上限 Z 值 斜率 0.88392 0.19045 0.51064 1.25719 4.464121^***

截距 0.49479 0.14166 0.21714 0.77245 3.49273^***

Tau-squared 0.03763

*** p< .001

‧ 國

立 政 治 大 學

‧

Na tiona

l Ch engchi University

參、綜合討論

在修正效果模式下，學校創新經營與學校效能間的平均效應量為 0.812，可解釋 95.087%的變異，尚有 4.913%的變異受到調節。故分別探討 調節變項（地區、轉型領導）的解釋力，就本節第一部分而言，研究地區 的差異並未通過同質性考驗，代表各地區之間的學校創新經營與學校效能 的相關情形並無差異，因此我們不可以單就效應量的大小認為北部的創新 經營情形優於南部、東部甚至是全國，各地區的平均效應量均屬同質，故 以地區為調節變項的試探亦未成立，地區變項無法解釋學校創新經營與學 校效能的剩餘變異。

相反地，以後設迴歸探討連續型變項，發現有 3.763%的剩餘變異被轉 型領導所調節，而斜率為正值，代表轉型領導對學校創新經營與學校效能 有正向促進作用。

在轉型領導方面，國內其他實證研究結果亦可與本研究分析結果相互 參照。其共同指出，校長轉型領導除在組織面向與整體學校效能有正相關 外，尚在個人面向與成員組織承諾、教學創新行為及工作滿意度有正相關

（邱素真，2008；柯雅欽，2006；洪偉哲，2009；黃怡鈞，2009）。轉型 領導之所以有正向促進作用，原因在於其對個別成員心理需求的重視，此 亦為轉型領導模式能改善傳統過重技術的領導方式達致更高的組織效能 的原因，這項觀點可從黃怡鈞（2009）的研究結果得到驗證，其發現轉型 領導透過教師賦權的中介作用而能有效提升教學創新行為；更精緻地說，

洪偉哲（2009）指出，轉型領導中的個別關懷面向是可以激勵成員內在動 機而間接提升創新行為的。

綜合上述，在剩餘 4.913%的變異中有 3.763%被轉型領導所調節，而 研究地區的差異無法對剩餘變異進行解釋，由於本研究尚有 1.168%的變異 未被解釋，咸認為其餘變異在名義型調節變項中可能來自其他校內人口變

‧ 國

立 政 治 大 學

‧

Na tiona

l Ch engchi University

項（如性別、年齡、年資、學歷、職務等）；而在連續型調節變項可能來 自研究樣本中所列之第三或第四個研究變項，如知識管理、專業成長、內 部行銷、公共關係、組織文化等。