校長領導行為與教師組織承諾關係之後設分析研究

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行政院國家科學委員會專題研究計畫 成果報告

校長領導行為與教師組織承諾關係之後設分析研究

研究成果報告(精簡版)

計 畫 類 別 : 個別型 計 畫 編 號 : NSC 98-2410-H-004-053- 執 行 期 間 : 98 年 08 月 01 日至 99 年 07 月 31 日 執 行 單 位 : 國立政治大學教育學系 計 畫 主 持 人 : 秦夢群 報 告 附 件 : 赴大陸地區研究心得報告 處 理 方 式 : 本計畫涉及專利或其他智慧財產權,1 年後可公開查詢 中 華 民 國 99 年 12 月 27 日

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校長轉型領導與教師組織承諾關係 

之後設分析研究 

  摘要    後設分析研究有助於教育行政及組織行為研究領域,能在知識上有 所累積、統整及進展。本研究旨在利用多層次取向之後設分析方法,分 析國內有關研究校長轉型領導與教師組織承諾關係之期刊與博碩士論 文,期以鉅觀統整的視角來探討校長轉型領導與教師組織承諾之關聯 性。經分析後,所得結論有三:  1.  整體校長轉型領導與整體教師組織承諾之間存在正向關聯,且效應 量強度偏大,研究之有效樣本數在變項關聯上則具有調節作用。整 體校長轉型領導與各教師組織承諾分層面之間呈現正向關聯,且效 應量強度偏大。  2.  所有校長轉型領導之分層面與整體教師組織承諾之間存在正向關 聯,且效應量強度偏大。所有校長轉型領導之分層面與所有的教師 組織承諾分層面之間也呈現正向關聯,且效應量強度皆在中度以上。  3.  在各教師組織承諾的分層面中,校長轉型領導之整體及分層面皆與 組織認同有較強的關聯性。    關鍵詞:後設分析、校長轉型領導、教師組織承諾、多層次分析 

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壹、前言 

  一、研究背景與動機  校長領導對於學校、教師、與學生是否具有影響力,向為教育行政 研究的熱門議題,有關此方面的研究數可謂卷帙浩繁。對上述問題,國 內學者林明地(2000)曾以文獻回顧及統整的方式,針對近 30 年 79 篇 有關校長領導的影響之研究作分析,其研究顯示,校長領導的影響範圍 廣泛,對於學校人員、過程及結果等皆有其影響力。如此觀之,校長領 導可發揮影響力似乎無庸置疑。然而,在林明地的研究中,其亦提出一 些值得思考的問題:校長領導到底有沒有效(影響)?如果有,哪些(例 如行為)比較有效?其所具普遍性有多高?其變異性多大?從歷年來的 研究檢視校長領導有沒有效,這樣的做法可不可靠?其認為上述問題都 不容易回答,有些問題亦超出自身研究所探討的範圍。對於前述諸多問 題,採傳統的文獻探討或回顧之方法進行研究,確實不易獲致較確切的 答案,然若能輔以量化的後設分析(或稱整合分析)(meta‐analysis)方 法來統整歷年的研究結果,一些提問或許較容易回答。  轉型領導(transformational  leadership)是近年來教育領導研究的 顯學,在諸多新興領導理論中,其備受研究者青睞,相關應用研究數在 教育領導研究上可謂獨占鰲頭。自 1990 年代起,在國內檢測校長轉型 領導影響之實徵研究紛紛出籠,至今業已累積不少研究成果。其中尤以 學校效能、教師工作滿意、教師組織承諾等組織行為變項與校長轉型領 導之關聯最常被研究者探討,豐碩的實徵研究成果正可作為後設分析之 題材。目前,國內已有針對校長轉型領導與學校效能及教師工作滿意關 係做探討的後設分析研究(秦夢群、吳勁甫、濮世緯,2007;Chin, 2007), 校長轉型領導與教師組織承諾關係的釐清,以及研究成果之整合顯然是 研究上的未竟之處。迄今,雖已有數個研究對校長轉型領導及教師組織 承諾之主題進行傳統文獻回顧或評析(林明地,2000;林俊傑,2007; 曾南薰,1998;蔡進雄,2003),採敘述性的方式歸納各個研究之發現, 但仍未有研究以量化的後設分析方法,統整歷年之研究結果,以歸納轉 型領導與組織承諾變項間確切的關聯性,此乃文獻缺漏之所在,故值得 投注心力去研究。  後設分析方法因可統整研究結果,有助於知識的累積及進展,故在 醫學、社會及行為科學上受到極大的重視,醫學、管理、心理及教育等 領域皆有大量的研究產出,成果相當豐碩。後設分析方法經諸多學者的 發展及推廣(Hedges & Olkin, 1985; Hunter & Schmidt, 2004; Lipsey &  Wilson, 2001; Rosenthal, 1991),已漸為研究者所了解,算是相當成熟 的量化分析方法。在教育行政及組織行為研究上,國外的研究數量較

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多,且已是有系統的針對同一主題(如校長領導及學生成就或學校效能) 在進行分析(Marzano,  Waters.,  &  McNulty,  2005;  Robinson,  Lloyd,  & 

Rowe, 2008; Witziers, Bosker, & Krüger, 2003),國內後設分析之研究仍不 多見(吳政達、陳芝仙,2006;秦夢群、吳勁甫、濮世緯,2007;葉連 祺,1998),故仍有推廣應用的價值性。  近年來,無論在國內外,多層次分析(multilevel analysis)是熱門 的研究議題,實徵研究不斷產出,但主要的應用為問卷調查或資料庫的 量化分析。就學理而言,後設分析之資料結構具層次性,多層次分析中 重要的應用之一便是後設分析(郭志剛等(譯),2008;Hox,  2010),以 多層次分析的角度去進行後設分析即可視為是多層次取向的後設分析 (multilevel approach to meta‐analysis),此與傳統後設分析方法有所差 異。簡而言之,採取多層次取向的後設分析與傳統的後設分析相較下, 有其優勢所在,在應用上更富彈性。例如,在多層次分析的架構下,易 於將模式擴展成更多的層次(如二個或三個層次)及納入多個研究結果 變項(多變量的後設分析)。估計時可採取最大概似法(Maximum  Likelihood, ML)及其他估計及檢定的方法(Hox, 2010),上述皆是傳統 後設分析方法較不易進行或受限之處。  觀諸文獻可知,在國內或中文相關的教育或心理研究上,此方面的 實徵應用研究數仍相當稀少(李季玲、楊淑晴,2009;郭伯良、張雷, 2003),在教育行政與組織行為的研究上則未見任何研究上的應用。而 在國外,已有研究者曾採多層次取向的後設分析去分析教育領導與學生 成就的關係(Witziers, Bosker, & Krüger, 2003),且此方法之應用已逐漸 成為教育或學校效能領域上重要的量化分析方法之一(Kyriakides  &  Creemers, 2010)。基於此,本研究在從事後設分析時,即在方法上力求 創新及突破,採多層次取向的後設分析方法來整合相關研究,用以探討 校長轉型領導與教師組織承諾之關聯性,此不但可達成文獻整合之目 的,更具有統計方法學應用及推介之價值,使教育行政及組織行為的研 究者更明瞭多層次分析及後設分析的原理為何,以及在研究上可如何應 用。  歸結言之,自 1990 年以來,有關校長轉型領導與教師組織承諾的 相關論文不斷產出,諸多研究之發現雖有相似,但亦有差異之處。為探 究十數年以來的趨勢,本研究以多層次取向的後設分析去整合相關論文 的研究成果,對於各變項之間關係之釐清,應有一定程度的幫助。所得 之結論,對於校長轉型領導及教師組織承諾之理論研究,以及實務上校 長領導之運作,即能提出相關建議。    二、研究目的與問題   

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本研究之主要目的即在利用多層次取向的後設分析的方法,分析校 長轉型領導與教師組織承諾關係之相關實徵研究成果,以鉅觀的角度瞭 解校長轉型領導是否對教師組織承諾產生系統性的影響。雖然大多數研 究均指出校長轉型領導的確與教師組織承諾有所相關,但卻少有系統性 的研究以指出兩者間是否有一致性與決定性的關係。基於此,本研究的 研究問題有以下三個:    1.  校長轉型領導是否與教師組織承諾之間有統計上的顯著相關?  2.  如果確有顯著之統計相關,則其主要相關因素彼此間關係又為何? 校長轉型領導與教師組織承諾在整體及分層面又呈現何種關係?  3.  文獻中指出,成功的校長多半同時採用轉型領導與互易領導,此種 看法針對教師組織承諾是否成立?   

貳、文獻探討 

  一、轉型領導的意涵    最早具體揭櫫轉型領導理念的學者為 Burns(1978),其認為唯有透 過轉型之方式,才能將領導者與成員相互提升至較高的道德與動機層次 (秦夢群,2010),此有別於以往較注重成本交易及權力交換的互易(或

交易)領導(transactional leadership)。之後 Bass 等人(Bass, 1985; Bass & 

Avolio,  1990),將轉型領導的概念作更清楚的界定,進行實徵研究,使 轉型領導的理念發揚光大,受到眾人的矚目。質言之,在轉型領導的定 義上,其係指領導者藉個人魅力及建立願景,應用激勵策略,提升部屬 工作態度,以激發組織成員對工作更加努力的一種領導。對照之下,互 易領導則指領導者與部屬之間的關係,乃是基於價值的互換,而此種價 值則包括政治、經濟及心理的性質。就定義而言,其意指領導者是基於 澄清角色、工作要求及交換的基礎上,對部屬運用獎懲、協議、互惠等 方式,以使部屬努力工作的一種領導(蔡進雄,2000)。  最常為人用以測量轉型領導的研究工具為「多因素領導問卷」 (multifactor leadership questionnaire, MLQ),其實際衡量的是完整範圍 之領導模式,此包括轉型領導、互易領導以及放任型領導(laissez‐faire  leadership)(Bass & Riggio, 2006)。在 MLQ 中,轉型領導包括的層面為: 魅 力 或 理 想 化 影 響 ( idealized  influence )、 激 發 動 機 ( inspirational 

motivation )、 智 識 啟 發 ( intellectual  stimulation )、 個 別 關 懷

(individualized  consideration)。而互易領導之分層面則有後效酬賞 (contingent reward)、例外管理(management by exception),而例外

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管理本身又可分為主動例外管理(active management by exception)與 被動例外管理(passive management by exception)。須補充說明的是, 一些實徵研究在轉型領導上,又區分出「建立願景」向度,故除以上四 個層面外,可再加入建立願景向度(秦夢群、吳勁甫、濮世緯,2007; 蔡進雄,2005)。據此,本研究即以上述層面,作為與組織承諾關聯探 討之架構。    二、組織承諾之意涵  承諾之研究,始自 1960 年代 H. S. Becker。其認為承諾是一種造就 人員持續職業行為的機制(吳清山、林天祐,2010)。縱觀組織承諾的 研究軌跡可知,組織承諾的內涵,是由整體概念轉為多元向度或內容(如 情感、持續、規範承諾等),對象則由單一對象轉為多元對象(如組織 本身、主管、部門、工作團體等)。最初組織承諾研究者關注的是行動 承諾,而由於此較忽略個人內在歷程,故而 Porter, Steers, Mowday &  Boulian(1974)另闢蹊徑,著重對組織心理歷程的探討,將組織承諾界定 為個人對一特定組織具有相當程度的認同與投入(姜定宇、鄭伯壎, 2007)。  綜合歷年文獻,有關組織承諾的界定,研究者大多採用 Porter 等人 (1974)的定義,將組織承諾界定為員工個人對組織認同與投入的程 度。其以「態度」(相信且接受組織的目標、價值及經營理念)、「行為 意圖」(願意為達成組織目標而付出額外努力)及「動機」(想保有成員 身分之強烈慾望)等三個層面來說明員工對組織的承諾。據此定義,

Porter 等 人 即 發 展 出 組 織 承 諾 問 卷 ( Organizational  Commitment  Questionnaire, OCQ),用以測量員工的組織承諾(姜定宇、鄭伯壎、吳 宗祐、鄭紀瑩,2006)。在教育行政及組織行為的研究上,國內研究在 界定及評估教師組織承諾時,絕大多數是依 Porter 等人的觀點,以「組 織認同」、「努力意願」、「留職傾向」等三個層面來衡量。基此,本研究 即採此作為教師組織承諾的分析架構。    三、校長轉型領導與教師組織承諾之關聯    根據分析,國內相關的研究成果顯示校長轉型領導與教師組織承諾 之間呈現正相關,且校長轉型領導對於教師組織承諾亦具有正向的預測 或影響力。例如詹益鉅(2001)的研究發現國小教師知覺校長轉型領導 的程度愈高,教師的組織承諾愈高,校長轉型領導與教師組織承諾具顯 著的典型相關,而且校長轉型領導對教師組織承諾具高度的預測力。秦 夢群、吳勁甫(2006)針對國中所做之研究,獲致如下結果:校長轉型 領導與教師組織承諾之間呈現正相關,校長轉型領導對於教師組織承諾

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具有預測或影響作用。而方淑芬(2007)在研究高中校長轉型領導與教 師組織承諾之關係時,所得之結論為:校長轉型領導與教師組織承諾之 間不但具正相關,校長轉型領導亦可預測或解釋教師組織承諾。要言 之,無論是小學或中學之研究,所得之結果非常一致,肯定校長轉型領 導與教師組織承諾之間,無論在整體或分層面上,皆具正向的關聯性。 惟個別研究之間在相關數據的強度上有所出入,若無適當的方法來統整 研究結果,還是無法通盤了解關聯的性質。整體而言,關聯性的強度大 小究竟為何,以及在不同層面間呈現出哪種趨勢,此是值得以後設分析 的方法來探討之議題。  此外,就校長互易領導與教師組織承諾的關係而言,彭雅珍(1998) 曾以國小校長為研究對象,其研究發現校長交易領導行為除「被動例外 管理」之向度與教師組織承諾為負相關外,其他向度(主動例外管理, 承諾後效酬賞及實質後效酬賞等三項)與教師組織承諾皆成正相關。而 涂欽文(2008)對國小之研究亦顯示類似的結果,亦即整體校長互易領 導與教師組織承諾的分層面及整體成正相關,校長互易領導的分層面 (權宜獎賞、主動介入管理、被動介入管理)與教師組織承諾的整體及 分層面皆為正相關。就此而論,校長互易領導與教師組織承諾具正向的 關聯性,而惟一較為特殊的是,互易領導中的被動例外管理層面與教師 組織承諾之間呈現殊異的結果,亦即上述兩個研究分別顯示是正及負相 關,這種不一致的情形格外引人注目,此有待後續研究者進一步去探討。   

參、研究方法 

  一、多層次取向之後設分析方法  因後設分析資料具有階層結構的特性,例如樣本「嵌套」在不同的 研究之中,而在模式中亦須區分樣本及研究層次的變異,故將階層線性 模式運用在後設分析上即有其適用性,而若使用階層線性模式來進行後 設分析,正是階層線性模式特殊應用之一,此種情形稱為層一變異數已 知(variance‐known)的應用(郭志剛等譯,2008)。茲針對多層次取向 後設分析之原理說明如下(張雷、雷靂、郭伯良,2007;Hox, 2010)。  若不考慮研究層級之解釋變數(各個研究特徵)對研究結果(即研 究所得之效應量)的影響,則基本之分析模型可表示為:  j j j e d =δ + (方程式一)  在方程式一中,dj是第 j 個研究的研究結果,δj是該研究結果相應 的母群參數值,ej是第 j 個研究的抽樣誤差,而且假定ej是服從變異數

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已知是σ2j的常態分配,如果每個研究的樣本數並非太小,如可達 20 至 30 之間,那麼假定研究結果的抽樣分配是常態便合理,且這已知的變 異數可從具有充分正確性之資料推估出來。具體言之,如果dj是相關係 數 r 的 Fisher Z 分數(即 Zr 值),則相應ej的變異數計算公式為:  ) 3 /( 1 2 = − j j n σ (方程式二)  在方程式二中,nj是計算相關係數時的樣本數。  假設各個研究結果δj在各個研究之間是隨機變異的,並且是各個研 究特徵之函數,則可建立如下的方程式:  j pj p j j j =γ +γ ZZ + +γ Z +u δ 0 1 1 2 2 ... (方程式三)  在方程式三中,Z1…Zp為各個研究的特徵(p 為第二層變項的個數)γ1…γp為迴歸係數,uj為第二層的殘差項。假定 uj服從變異數為 σu2的常 態分配,合併上述兩個方程式可得到完整的方程式(方程式四):    j j pj p j j j Z Z Z u e d01 12 2 +...+γ + + (方程式四)   

方程式四又可稱之為混和的隨機效果模式(mixed  random  effects 

model)或混和效果模式(mixed  effects  model)。如果方程式三中,沒

有 第 二 層 的 解 釋 變 數 , 則 方 程 式 就 還 原 為 基 本 的 截 距 模 型 (intercept‐only model)或零模型(empty model)(方程式五),而此又 可稱之為簡單隨機效果模式(simple random effects model)或是隨機效 果模式(random  effects  model)(Hedges  &  Olkin,  1985;  Raudenbush, 

2009)。  j j j u e d0 + + (方程式五)  此時,在方程式五中,γ0是所有研究結果的平均數,uj的變異數 σu2 是各個研究結果分布的變異數,此表示這些研究結果間變動或離散的情 形。因此,對於不同研究結果同質性(homogeneous)的檢驗,即等同 於對誤差項 uj的變異數 σu2是否為 0 的檢驗(採 χ2檢定)。如果 σu2顯著 不為 0,則說明各研究結果間存在較大程度的差異,各研究結果是異質 的(heterogeneous)。此時,研究可考慮進一步將第二層的變項(各研 究特徵)加入方程式中,去分析這些變項對研究結果之變異的解釋程

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度,此亦是在探討是否有研究特徵可能扮演調節變項(moderator)的 角色。  就如方程四中所顯示的,研究者可將研究的特徵(Z1…Zp)納入, 去解釋研究結果之差異,此時 σu2為包含解釋變項在模式中之研究間的 殘差變異數(residual between‐study variance),對 σu2之檢定主要在檢 測模式中的解釋變項能否解釋研究結果中全部的變異,或者仍有未被解 釋的系統變異殘留在研究結果之上。  而如果將上述方程式中(方程式四及五)的誤差或殘差項 uj去除  -  具體而言,研究者可在提出模式時便將 uj去除,或經檢定後(χ2檢定) 發現未達顯著,而將其去除,此時模式中未包含 uj,則模式可稱之為固

定效果模式(fixed  effects  model),在此種模式下假定所有的研究是同 質的,而且皆是在估計相同的母群參數。一般而言,在研究時可依據

uj之檢定結果,來判斷可以採用何種模式,若不顯著,便可考慮採固定

效果模式。反之,則可採取隨機效果模式。對於後設分析中所謂固定及 隨機效果模式的原理及區分有興趣之研究者,可進一步去參閱相關文獻 (Hedges  &  Olkin,  1985;  Hedges  &  Vevea,  1998;  Konstantopoulos  & 

Hedges, 2009; Overton, 1998; Raudenbush, 2009)。    二、研究樣本    在研究樣本的選取上,本研究將樣本限定在國內有關此議題的博碩 士論文及期刊論文研究,因此種類型之研究所提供的研究資訊較為詳 實,進行後設分析所需的資訊如研究的基本資料(例如樣本數、受試者 背景變項之次數分配或所占比率)、問卷回收率、變項的相關值等在論 文中較易尋得。在資料捜尋上係採國家圖書館的臺灣博碩士論文系統及 臺灣期刊論文索引系統,檢索時以「領導」、「轉型領導」、「轉化領導」 與「組織承諾」作為關鍵字。針對上述搜尋之結果設定篩選之標準如下: 1.  研究對象限定在學校組織。  2.  研究論文之年代在 1990 年至 2010 年之間。  3.  研究中須提供變項間的積差相關(典型相關不納入)。    根據上述條件之篩選結果,總計尋獲 17 個符合要求的相關研究。 之後進行相關之資料處理與統計分析。    三、資料處理    本研究進行資料分析時,先將積差相關值(r)轉換成 Fisher 的 Zr 值(公式:Zr = 0.5loge[(1+r)/(1‐r)])。其次,將相關的資料(研究編號、

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各研究之效應量:Fisher 的 Zr 值、各研究效應量誤差的變異數、研究特 徵)登錄到 SPSS 的資料檔中,在儲存資料時檔案格式選擇 ASCII 類型之

dat 檔,之後再以 HLM 6.08 進行多層次取向之後設分析,估計方法採取

限制最大概似估計法(Restricted Maximum Likelihood, REML),具體的 操作程序可參考 HLM 軟體之操作手冊(Raudenbush,  Bryk,  Cheong,  & 

Congdon Jr., 2004)。最後,為便於解釋,再將統計結果中有關 Fisher 的 Zr 值轉換成積差相關值(r)。其公式為 r = (e2Zr‐1)/(e2Zr+1)。     

肆、研究結果之分析與討論 

  以下,茲就整體轉型領導與組織承諾之關係,以及轉型領導分層面 與組織承諾關係之架構,說明後設分析的結果,並對此加以分析與討論。    一、整體轉型領導與組織承諾之關係  在分析整體轉型領導與整體組織承諾的關係時,本研究先進行隨機 效果模式的分析,由表 1 中的截距模式可知,uj的變異數 σu2經檢定(χ2 檢定)的結果達顯著,此表示各研究結果不具同質性,換言之,研究結 果是異質的,此時較適合採隨機效果模式,而非固定效果模式進行分 析。分析結果顯示,所有研究結果的平均效應量(Zr)為 0.783221,且 達顯著,若將其轉換為 r 值則為.6546。若依 Cohen(1988)的標準而言, 大約可將 r 之大小按下列標準來解釋:r = .10 為小效應量;r = .30 為中 等效應量;r = .50 為大效應量。由此可見,整體轉型領導與整體組織承 諾之關係係屬大的效應量。  而如果想了解是否有哪些研究特徵,可能扮演研究結果或變項關係 之調節變項,則可考慮將研究特徵加入模式中作為解釋變項,採取混和 效果模式來建模。參酌秦夢群、吳勁甫、濮世緯(2007)在分析校長轉 型、交易領導與教師工作滿意關係之後設分析的結果,問卷回收率、研 究人數、研究區域範圍、學校教育層級等研究特徵,可能在變項關聯上 具有調節作用。本研究考慮各個研究是否皆能提供詳細的研究特徵之資 訊(如問卷回收率就有研究未能提供),納入教育層級、男性比率、有 效樣本數、出版與否等研究特徵,以作為調節效應之檢測。在建立模型 時,可將上述研究特徵全部一次放入模型中,作為解釋變項,然而在後 設分析中,研究數經常是很少,如果一次投入太多研究層級的變項,可 能便會受共線性或壓抑效果所影響(Hox & de Leeuw, 2003),因此本研 究在分析時,採取的是將研究特徵各自放入模式的方式來建模。  結果顯示,在模式一至模式四中,教育層級、男性比率及出版與否

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之迴歸係數未達顯著,達顯著者為有效樣本數(模式三)。亦即有效樣 本數為變項關係之調節變項,當有效樣本數愈多,整體校長轉型領導與 整體教師組織承諾的相關便愈高。而從模式三中殘差項 uj的變異數 σu2 之檢定的結果可知悉(仍達顯著),還有未被解釋的變異殘留在研究結 果之上,故仍可考慮去找尋其他研究特徵來解釋各研究結果間的變異。  一般而言,若要檢測研究特徵是否具調節效應,研究數最好能多一 些,如此方有較多研究數及資訊可資應用,不會因資訊缺乏,在刪除一 些研究時使研究數過少。受限於研究數,本研究僅嘗試探討整體轉型領 導及整體組織承諾關係上,是否有研究特徵可能具有調節效應-之後分 層面的分析上不再納入,此只是初探性的分析,未來等到研究數累積更 多時,後續研究可針對此議題再深入去分析。    表 1    整體轉型領導與「整體組織承諾」後設分析摘要表    截距模式  模式一  教育層級  模式二  男性比率  模式三  有效樣本數  模式四  出版與否  15  15  15  15  15  固定效果部分            截距(標準誤)  0.783221  (0.028010)  0.793548  (0.032119) 0.592307  (0.128125) 0.625661  (0.077146)  0.782500  (0.032557) 中學(國中及高中職)  v.  小學    ‐0.050676        男性比率      0.005072      有效樣本數        0.000240    出版  v.  未出版          0.002870  隨機效果部分            σ2u    (χ2檢定)  0.01009  (108.77202 0.01061  (112.86078 0.00897  (84.89308 0.00754  (69.02367)  0.01099  (108.77007             r 值(Zr轉換成 r)  .6546          註:教育層級以小學為對照組;出版與否以未出版為對照組。 p<. 05    就整體轉型領導與與組織承諾分層面的分析而言,採隨機效果模式 之分析結果顯示(見表 2),整體轉型領導與組織認同之平均效應量(Zr) 為 0.808628,且達顯著,轉換為 r 值則為.6688;整體轉型領導與努力意

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願之平均效應量(Zr)為 0.560991,且達顯著,轉換為 r 值則為.5087; 整體轉型領導與留職傾向之平均效應量(Zr)為 0.578656,且達顯著, 轉換為 r 值則為.5217。就 Cohen(1988)的標準而言,上述整體校長轉 型領導與組織承諾分層面的關係皆屬大的效應量。      表 2    整體轉型領導與組織承諾分層面後設分析摘要表  固定效果部分 隨機效果部分   截距  (標準誤)  σ2u    (χ2檢定)  r 值  (Zr轉換成 r) 整體轉型領導與  組織認同  13  0.808628  (0.028827) 0.00909  (82.75957* ) .6688  整體轉型領導與  努力意願  13  0.560991  (0.034935) 0.01415  (119.03580* ) .5087  整體轉型領導與  留職傾向  13  0.578656  (0.041899) 0.02110  (180.37693* ) .5217 p<. 05    二、轉型領導分層面與組織承諾之關係    (一)轉型領導分層面與整體組織承諾  就轉型領導分層面與與整體組織承諾的分析而言,採隨機效果模式 之分析結果顯示(見表 3),「建立願景」與整體組織承諾之平均效應量 (Zr)為 0.615697,且達顯著,轉換為 r 值則為.5481;「魅力或理想化 影響」與整體組織承諾之平均效應量(Zr)為 0.671169,且達顯著,轉 換為 r 值則為.5857;「激發動機」與整體組織承諾之平均效應量(Zr) 為 0.658336,且達顯著,轉換為 r 值則為.5773;「智識啟發」與整體組 織承諾之平均效應量(Zr)為 0.680635,且達顯著,轉換為 r 值則為.5919; 「個別關懷」與整體組織承諾之平均效應量(Zr)為 0.687256,且達顯 著,轉換為 r 值則為.5962。就 Cohen(1988)的標準而言,上述轉型領 導分層面與整體組織承諾的關係皆屬大的效應量。               

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表 3    轉型領導分層面與「整體組織承諾」後設分析摘要表    建立願景  魅力或理想化 影響  激發動機  智識啟發  個別關懷  14  14  14  14  14  固定效果部分            截距  (標準誤)  0.615697  (0.048691)  0.671169  (0.034838) 0.658336  (0.041311) 0.680635  (0.037566)  0.687256  (0.032647) 隨機效果部分            σ2u  (χ2檢定)  0.03145  (262.52236 0.01525  (137.79721 0.02215  (202.79822 0.01802  (157.75354)  0.01319  (117.40471             r 值(Zr轉換成 r)  .5481  .5857  .5773  .5919  .5962 p<. 05    (二)轉型領導分層面與組織認同    就轉型領導分層面與與組織認同的分析而言,採隨機效果模式之分 析結果顯示(見表 4),「建立願景」與組織認同之平均效應量(Zr)為 0.667089,且達顯著,轉換為 r 值則為.5831;「魅力或理想化影響」與 組織認同之平均效應量(Zr)為 0.683833,且達顯著,轉換為 r 值則 為.5940;「激發動機」與組織認同之平均效應量(Zr)為 0.666370,且 達顯著,轉換為 r 值則為.5826;「智識啟發」與組織認同之平均效應量 (Zr)為 0.686844,且達顯著,轉換為 r 值則為.5960;「個別關懷」與 組織認同之平均效應量(Zr)為 0.691067,且達顯著,轉換為 r 值則 為.5987。就 Cohen(1988)的標準而言,上述轉型領導分層面與組織認 同的關係皆屬大的效應量。                     

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表 4    轉型領導分層面與「組織認同」後設分析摘要表    建立願景  魅力或理想化 影響  激發動機  智識啟發  個別關懷  16  16  16  16  16  固定效果部分            截距  (標準誤)  0.667089  (0.045046)  0.683833  (0.031393) 0.666370  (0.032317) 0.686844  (0.041537)  0.691067  (0.036896) 隨機效果部分            σ2u  (χ2檢定)  0.02870  (249.85807)  0.01407  (138.54671 0.01501  (147.93837 0.02590  (242.00554)  0.02008  (200.83215             r 值(Zr轉換成 r)  .5831  .5940  .5826  .5960  .5987 p<. 05    (三)轉型領導分層面與努力意願    就轉型領導分層面與與努力意願的分析而言,採隨機效果模式之分 析結果顯示(見表 5),「建立願景」與努力意願之平均效應量(Zr)為 0.486816,且達顯著,轉換為 r 值則為.4517;「魅力或理想化影響」與 努力意願之平均效應量(Zr)為 0.488030,且達顯著,轉換為 r 值則 為.4527;「激發動機」與努力意願之平均效應量(Zr)為 0.513874,且 達顯著,轉換為 r 值則為.4730;「智識啟發」與努力意願之平均效應量 (Zr)為 0.545872,且達顯著,轉換為 r 值則為.4974;「個別關懷」與 努力意願之平均效應量(Zr)為 0.503918,且達顯著,轉換為 r 值則 為.4652。就 Cohen(1988)的標準而言,上述轉型領導分層面與努力意 願的關係皆屬中度的效應量,然由相關係數觀之,數值已接近大的效應 量。                   

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表 5    轉型領導分層面與「努力意願」後設分析摘要表    建立願景  魅力或理想化 影響  激發動機  智識啟發  個別關懷  15  16  16  16  16  固定效果部分            截距  (標準誤)  0.486816  (0.039139)  0.488030  (0.025710) 0.513874  (0.032960) 0.545872  (0.037719)  0.503918  (0.030158) 隨機效果部分            σ2u  (χ2檢定)  0.02125  (194.02542 0.00888  (99.22825 0.01568  (169.77228 0.02106  (201.13383)  0.01285  (132.24311             r 值(Zr轉換成 r)  .4517  .4527  .4730  .4974  .4652 p<. 05    (四)轉型領導分層面與留職傾向    就轉型領導分層面與與留職傾向的分析而言,採隨機效果模式之分 析結果顯示(見表 6),「建立願景」與留職傾向之平均效應量(Zr)為 0.478843,且達顯著,轉換為 r 值則為.4453;「魅力或理想化影響」與 留職傾向之平均效應量(Zr)為 0.531636,且達顯著,轉換為 r 值則 為.4866;「激發動機」與留職傾向之平均效應量(Zr)為 0.517579,且 達顯著,轉換為 r 值則為.4758;「智識啟發」與留職傾向之平均效應量 (Zr)為 0.529648,且達顯著,轉換為 r 值則為.4851;「個別關懷」與 留職傾向之平均效應量(Zr)為 0.577221,且達顯著,轉換為 r 值則 為.5206。就 Cohen(1988)的標準而言,個別關懷與留職傾向的關係屬 大的效應量。而其他建立願景、魅力或理想化影響、激發動機及智識啟 發等層面與留職傾向的關係為中度的效應量,然由相關係數觀之,數值 亦已接近大的效應量。                 

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表 6    轉型領導分層面與「留職傾向」後設分析摘要表    建立願景  魅力或理想化 影響  激發動機  智識啟發  個別關懷  15  16  16  16  16  固定效果部分            截距  (標準誤)  0.478843  (0.042304)  0.531636  (0.034742) 0.517579  (0.036175) 0.529648  (0.028997)  0.577221  (0.033878) 隨機效果部分            σ2u  (χ2檢定)  0.02511  (238.03888)  0.01761  (182.91868 0.01923  (196.22056 0.01164  (125.64858)  0.01666  (157.61228             r 值(Zr轉換成 r)  .4453  .4866  .4758  .4851  .5206 p<. 05    為便於分析及比較,本研究將表 1 至表 6 中,校長轉型領導與教師 組織承諾之平均效應量(r),統整成表 7。    表 7    轉型領導與組織承諾之平均效應量(平均 r 值)分析摘要表  領導/組織承諾 組織承諾  組織認同  努力意願  留職傾向  轉型領導  .6546  .6688  .5087  .5217  建立願景  .5481  .5831  .4517  .4453  魅力或理想化  影響  .5857  .5940  .4527  .4866  激發動機  .5773  .5826  .4730  .4758  智識啟發  .5919  .5960  .4974  .4851  個別關懷  .5962  .5987  .4652  .5206 p<. 05               

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三、綜合討論    1.  校長轉型領導是否與教師組織承諾之間有統計上的顯著相關?    從研究結果分析(可參見表7,或表1至表6的結果),無論在:(1) 整體的校長轉型領導及整體的教師組織承諾;(2)整體的校長轉型領導及 教師組織承諾之分層面(組織認同、努力意願、留職傾向);(3)校長轉 型領導的分層面(建立願景、魅力或理想化影響、激發動機、智識啟發、 個別關懷)及整體的教師組織承諾,與(4)校長轉型領導的分層面及教師 組織承諾之分層面,所得之結果皆顯示轉型領導與組織承諾之平均效應 量,經檢定後達.05的顯著水準,而若以95%信賴區間的檢定方式,平 均效應量亦皆未包含0在內(可以平均效應量加減1.96個標準誤求得), 故而可得知校長轉型領導與教師組織承諾確實具有顯著的相關性。    2.  如果確有顯著之統計相關,則其主要相關因素彼此間的關係又為 何,校長轉型領導與教師組織承諾在整體及分層面呈現何種關係?    就整體校長轉型領導與教師組織承諾的整體及分層面的關係而 言,整體校長轉型領導與整體教師組織承諾之平均效應量的數值約 為.6546。而整體校長轉型領導與教師組織承諾中之組織認同、努力意 願、留職傾向等分層面關係之平均效應量的數值則介於.5087至.6688之 間。就此而言,可知整體之校長轉型領導與教師組織承諾之整體及分層 面皆具有正向的關聯性,且變項關係之效應量在強度上偏大。  就校長轉型領導的分層面與教師組織承諾的整體及分層面的關係 而言,轉型領導的分層面與整體教師組織承諾之平均效應量介於.5481 至.5962之間。轉型領導的分層面與「組織認同」之平均效應量介於.5826 至.5987之間;轉型領導的分層面與「努力意願」之平均效應量介於.4517 至.4974之間;轉型領導的分層面與「留職傾向」之平均效應量介於.4453 至.5206之間。由此觀之,校長轉型領導之分層面與教師組織承諾之整 體及分層面皆具有正向的關聯性,而且變項關係之效應量強度皆在中度 以上。  由效應量高低的趨勢觀之,相較之下,校長轉型領導之整體或分層 面大致皆是與教師組織承諾中的組織認同層面有較高的關聯性,而且效 應量的強度偏大。再者,校長轉型領導的分層面與教師組織承諾的整體 或分層面之平均效應量的數值皆相當接近或具一致性,即效應量大都在 中度以上,且偏向高度。其中並未有特定分層面的效應量特別偏小,而 是一致地與教師組織承諾呈現中度以上,且較偏向高度的正向關聯性。 換言之,校長若想提升教師組織承諾,各個轉型領導之分層面都相當重

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要,不應偏廢某一個領導分層面。    3.  文獻中指出,成功的校長多半同時採用轉型領導與互易領導,此種 看法針對教師組織承諾是否成立?    有些論者認為,成功的領導者多半同時採用轉型領導與互易領導, 舉例言之,秦夢群(2010)提及,轉型領導與互易領導看似光譜之二極 端,或者在理念上有別,但並非絕對互斥、對立或互不相容,實務上兼 採兩者極為常見。Yukl(2010)亦表示轉型領導在增強成員的動機或表 現上雖優於互易領導,但有效的領導者經常能併用這兩種領導型態。推 而言之,校長轉型及互易轉領導似乎可並存,對於教師組織承諾之提升 可能皆有其功效。  本研究在研究的過程中,原本欲擬將互易領導與組織承諾關係的探 討納入後設分析當中,但國內相關研究非常缺乏,目前僅見彭雅珍 (1998)及涂欽文(2008)曾分析國小校長轉型、互易領導與教師組織 承諾的關係,因互易領導的研究數過少,故不進行量化的後設分析,只 能針對相關研究結果稍加陳述。大體上,彭雅珍與涂欽文這兩個研究顯 示,校長轉型及互易領導皆與教師組織承諾具有正向的關聯性,而且在 高轉型及高互易領導的型態下,教師組織承諾亦較高,校長實可同時兼 具轉型及互易領導行為。就上述結果觀之,成功的校長多半同時採用轉 型領導與互易領導,此種看法針對教師組織承諾亦是成立的。  惟值得注意的是,彭雅珍(1998)的研究顯示,被動例外管理與教 師組織承諾成負相關,而在涂欽文(2008)的研究中,互易領導中的被 動介入管理雖與組織承諾呈成正相關,但相關值其實偏低。相似地,秦 夢群、吳勁甫、濮世緯(2007)以後設分析在探討校長轉型、互易領導 與教師工作滿意之關係時亦曾發現,雖然整體互易領導及其後效酬賞、 主動例外管理等分層面與教師工作滿意成正相關,且效應量在強度上偏 大,然而互易領導中的被動例外管理層面與工作滿意之關係卻無甚關 聯,在一些研究中即呈現出正、負及無甚相關等歧異的結論。由此觀之, 互易領導中的被動例外管理與諸多組織行為變項的關係是須深入探究 的議題。因目前僅有彭雅珍及涂欽文所從事的研究,後續可等研究數較 多時,進行互易領導與組織承諾之量化的後設分析,用以檢視變項間確 切的關係為何。  在本研究進行之前,曾南薰(1988)曾針對教師組織承諾從事後設 分析,其對教師個人(性別、年齡、教育程度、婚姻狀況、職務、服務 年資)與學校環境(學校規模、學校所在地)進行量化的後設分析。而 在其研究中,亦探討組織環境變項(領導方式、組織氣候、組織文化、 參與決定)、人格特質變項以及工作知覺變項(工作價值、工作滿足、

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工作經驗、專業承諾)與教師組織承諾的關係。在領導方式與組織承諾 關係的分析上,因為可據以分析的研究數較少(僅有四個),故其以描 述性的文獻統整分析方式,針對校長領導方式與教師組織承諾的關係做 初步的探討。所得的結果大致為:學校校長的關懷行為與組織承諾成正 相關,而校長的倡導行為與教師組織承諾之研究結果則較為分歧。一般 而言,在「高關懷高倡導」的領導方式下,教師的組織承諾最高。  基本上,從曾南薰(1988)的研究中,可了解教師及學校背景變項 與教師組織承諾的關聯性(此部分是量化的後設分析),受限於研究數, 在當時其研究較缺乏的部分,是組織環境、人格特質,以及工作知覺變 項與教師組織承諾的量化後設分析結果。在探討校長領導方式與教師組 織承諾的關聯時,其是由領導理論中的行為論切入,去分析校長領導行 為(倡導、關懷)與教師組織承諾的相關性  -  可惜的是未有量化後設 分析的數值可供參照;本研究分析的則是近年來較受矚目的轉型領導與 教師組織承諾的關聯性,且已獲致平均效應量之數值。若要比較傳統行 為論或轉型領導與教師組織承諾關聯性的高下,可能還須有研究針對校 長倡導、關懷領導行為與教師組織承諾之關係進行後設分析,方可斷 定。不過以目前研究所顯示的,大致是呈現校長倡導及關懷領導行為(行 為論),以及校長轉型及互易領導皆與教師組織承諾成正相關的趨勢。 基植於此,校長在領導時,實須兼顧諸多領導面向(如倡導與關懷領導、 轉型與互易領導)。許多看似衝突、對立或無關的領導面向其實是可並 存,且皆可能對教師組織承諾產生正向的影響力。   

伍、結論與建議 

本研究旨在以多層次取向的後設分析方法,整合國內歷年來有關校 長轉型領導與教師組織承諾之相關研究,經研究後所得到之結論有三:  1.  整體校長轉型領導與整體教師組織承諾之間存在正向關聯,且效應 量強度偏大,有效樣本數在變項關聯上則具有調節作用;整體校長 轉型領導與所有的教師組織承諾分層面之間成正向關聯,且效應量 強度偏大。  2.  所有校長轉型領導之分層面與整體教師組織承諾之間存在正向關 聯,且效應量強度偏大;所有校長轉型領導之分層面與所有的教師 組織承諾分層面之間成正向關聯,且效應量強度皆在中度以上。  3.  在所有教師組織承諾的分層面中,校長轉型領導之整體及分層面皆 與組織認同有較強的關聯性。    基於研究所得結果,對於學校領導實務,以及後續研究提出如下建 議。 

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由後設分析的結果可知悉,校長轉型領導的整體及其分層面(「建 立願景」、「魅力或理想化影響」、「激發動機」、「智識啟發」、「個別關懷」) 皆與教師組織承諾的整體與其分層面(「組織認同」、「努力意願」、「留 職傾向」)具有正向顯著的相關,在平均效應量上之強度更呈現中度或 高度以上的關聯性。由此可見校長轉型領導對於教師組織承諾應具舉足 輕重的影響力,若要提升教師組織承諾,校長的確應增進轉型領導之知 能,藉以強化教師對學校之組織承諾。而研究中雖受限於研究數之缺 乏,未能進行校長互易領導與教師組織承諾關係之量化後設分析,但由 僅有的文獻中,仍可知悉互易領導與教師組織承諾具有正向的關聯性, 職是之故,校長在校務經營上,實應同時兼採轉型及互易領導,而非將 兩者視為不可並存、相互對立的領導作為,若能兼顧兩者,相信對於教 師組織承諾將產生更強大的正向影響力。而須提醒學校領導者的是,由 於互易領導中「被動」的例外管理層面與一些教育組織行為變項的關係 未明,其所生之效應究竟為何,仍待釐清,若要應用此種行為務須特別 留意。  縱觀文獻可知悉,校長轉型領導對諸多組織行為變項有關,至今, 亦已累積大量的實徵研究結果可供研究者進行後設分析,用以整合歷年 之研究發現。目前國內對於校長轉型領導與「學校效能」及「教師工作 滿意」之關係已有後設分析研究之成果(秦夢群、吳勁甫、濮世緯,2007; Chin, 2007),校長轉型領導與學校組織文化、學校組織氣候、學校組織 創新、教師組織公民行為等組織行為變項的關聯性亦值得探討,待研究 數更充分時,若能進行後設分析研究,將有助吾人明瞭校長轉型領導對 學校及教師之影響為何。  此外,值得一提的是,對於校長轉型及互易領導是否可並存?互易 領導對其他組織行為變項又產生何種影響?互易領導與轉型領導相較 下,對其他組織行為變項所具有的影響力究竟是高或低?上述問題其實 不易回答,但都有待回答。受限於實徵研究數的短少(如探討校長互易 領導與其他組織行為變項的研究較少),諸多問題雖可就相關理論、學 理或少數實徵研究結果來探討,但此畢竟缺乏更確切的證據來顯示變項 間的關聯性究係為何。建議後續研究者可多從事校長轉型領導與互易領 導,以及校長互易領導與其他教育組織行為變項之實徵研究,如此等實 徵研究數累積更多時,上述所提之問題,即可以後設分析的角度來解答。  本研究在進行後設分析時,有別於傳統的後設分析方法,乃是應用 多層次分析的原理來進行,此種多層次取向的後設分析比起傳統方法其 實更富彈性。就統計的學理而言,本研究的分析仍屬單變量的分析,亦 即是分別探討校長轉型領導與教師組織承諾及其分層面的關係。由此雖 能得知校長轉型領導與教師組織承諾及其分層面的關係為何,以及大略 了解校長轉型領導與教師組織承諾中的哪一個層面的相關較高,然此種

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做法僅是從高低趨勢觀察所下的判斷。其實,日後研究亦可考慮進行多 層次取向之多變量的後設分析(Hox, 2010; Kalaian & Raudenbush, 1996;  Kalaian & Kasim, 2008),同時將校長轉型領導與教師組織承諾三個分層 面的關係納入模式當中,若此,即可直接去檢定或比較變項間相關之大 小,所得之結果或許會更加精確。                       

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澳門近年實施免費教育政策之探討 

  壹、前言  (一)澳門背景        澳門曾經是葡萄牙的殖民地,在 1999 年回歸中國,當時澳門人口為 429,600 人,其中 15 歲人口為 102,600 人,佔總人口 23.9%。至 2008 年總人口增加至 549,200 人,其中 15 歲人口下降至 70,500 人,佔總人 口 12.8%。澳門在回歸後開放賭權,引致外資公司不斷進入本地投資, 令到澳門的人均本地生產總值在 1999 年的 110,637 澳門元,急升至 2008 年的 313,091 元。    (二)澳門教育的主要特色  澳門在葡萄牙統治的四百多年間,葡萄牙並沒有對澳門進行強迫性 的殖民地統治,而是讓中西文化在這地區和平共存,互相交融,發展出 獨特的中西文化,成就了今天澳門特殊的地位。  殖民統治常利用教育向學生以及人民推行自己的語言、文化、甚至 強迫他們學習,讓他們忘記自身的民族文化。但是,葡萄牙人沒有通過 教育來扼殺本地的民族文化和強迫推行自己的西式文化,但同時,也造 成了澳門教育的起步遲緩。  按現時澳門的情況來看,葡萄牙人的確沒有強迫學習他們的文化。 至少,葡萄牙人並沒有強迫我們每一個人都要學習葡萄牙語。只是在回 歸的前幾年,他們為了在澳門留下多一點的“痕跡”,除了大量興建中葡 友誼紀念碑之外,還資助學校推行葡萄牙語的學習,學習葡萄牙的風氣 突然間興旺起來。  此外,在澳門的非高等教育學校當中,私立學校約佔 80%以上,並 按照基本法的規定具有辦學的自主權,政府不得強行干涉,因此政府在 推行教育政策時難免遇到困擾。  隨著澳門經濟的崛起,政府也越來越意識到教育對於一個地區各方 面發展的重要性,於是不斷地增加在教育方面的投資,並推行免費教育 的制度。從最初的七年制傾向性免費教育,逐步延長到如今的十五年制 免費教育,遠遠超出了鄰近地區的免費教育年限。可以說十五年免費教

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育的確是澳門教育界的一次重大轉變,這也可以看成是政府對教育界的 一個重要革新。      (三)现時澳門教育的概况  澳門的學校主要分成公立學校和私立學校,並且以私立學校為主, 在澳門大部分的私立學校是由教會、民間社團所興辦的。截止 2009/2010 學年,非高等教育學校共有 80 間,學生人數為 84,760 人,較上學年初 減少 2,390 人,降幅為 2.74%,當中幼兒學生人數上升 3.68%,小學生 人數下降 7.58%,中學生人數下降 1.98%。而教師有 5,425 人,比去年 增加約 1.52%(澳門日報,2009 年 9 月 1 日)。    貳、澳門免費教育的發展概況  (一)免費教育的提出  根據第 11/91/M 號法律“澳門教育制度”第二章第六條第五款中列 出:免費及普及的基礎教育按總督訂定的日程逐步實施,第一期包括小 學預備班及小學教育;第二期包括初中教育。但這一時期並沒有列出具 體實施免費教育的日期,只是訂出初步實施的年級,以及免費教育所覆 蓋的範圍。  (二)免費教育制度的實施  澳門特區政府在 1995/1996 學年開始,向就讀免費教育學校網且屬 澳門特別行政區居民的學生實施傾向性免費教育,年級包括幼三至小 六,學校不可向學生收取學費,但可收取雜費。至 1997/1998 學年,免 費教育延伸至初中。至 2005/2006 學年,免費教育下延至幼一及幼二。 至 2006/2007 學年,根據 2006 年底通過的第 9/2006 號法律“非高等教育 制度綱要法”第二十一條免費教育第一款中列出:免費是指免繳學費、 補充服務費和其他與報名、就讀及證書方面相關的費用。把雜費納入免 費範圍內,實施真正的免費教育。直至 2007/2008 學年,免費教育上延 至高中,實施十五年免費教育,包括幼兒三個年級、小學六個年級及中 學六個年級,詳見表 1。推行十五年免費教育是一項受歡迎的措施,且 有助實現聯合國教科文組織(UNESCO)所倡議的教育機會均等的目標, 強調實施免費教育是讓所有適齡人士享有受教育機會的重要保障,同時

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亦為減輕家長的經濟負擔,使家境貧困的學生都能平等地享受高中教 育,有利消除跨代貧窮問題,能促進教育機會均等,使社會邁向公平。 十五年免費教育在中華地區可以說是開創了先河,並且獲得中國大陸領 導層的高度評價及讚揚。    表 1    澳門免費教育的進程  學年  內容  1995/1996  不牟利私立學校實施傾向性免費教育,範圍包括幼三至 小六,加入的學校不可收取學費,但可收取雜費  1997/1998  免費教育延伸至初中  2005/2006  免費教育下延至幼一及幼二  2006/2007  把雜費納入免費範圍,實施真正的免費教育  2007/2008  免費教育上延至高中,實施 15 年免費教育  資料來源:教育暨青年局網頁(www.dsej.gov.mo)。    在實施免費教育這段期間,政府亦不斷加大教育金額的投入,由 1999/2000 學年的每名學生資助 5,800 元,增加至 2009/2010 學年,幼兒 25‐35 人一班資助 510,000 元,小學 35‐45 人一班資助 510,000 元,初中 35‐45 人一班資助 690,000 元,高中 35‐45 人一班資助 800,000 元,詳見 表 2。    表 2    澳門免費教育的資助金額  學年  幼一至幼二  幼三至小六  初中  高中  1999/20 00  5,800 元/人  2000/20 01  幼三:261,000 元/班  2001/20 02  ‐‐  小學:5,800 元/人  8,800 元/人  ‐‐ 

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2002/20 03  幼三至小三:274,500 元/ 班小四至小六:6,100 元/ 人  2003/20 04  幼三至小四:274,500 元/ 班小五至小六:6,100 元/ 人  2004/20 05  幼三至小五:274,500 元/ 班小六:6,100 元/人  9,200 元/人  2005/20 06  315,700 元/ 班  295,000 元/班  9,900 元/人    2006/20 07  370,200 元/班  初一:558,450 元/班  初二至初三:10,650 元/ 人  2007/20 08  400,000 元/班  600,000 元/班  700,000 元/ 班  2008/20 09  500,000 元/班  680,000 元/班  790,000 元/ 班  2009/20 10  510,000 元/班  690,000 元/班  800,000 元/ 班  資料來源:教育暨青年局網頁(www.dsej.gov.mo)。    (三)對就讀非免費教育網的學生提供學費資助  澳門特區政府除向就讀免費教育學校網的學生實施免費教育外,還 向就讀非免費教育網且屬澳門特別行政區居民的學生提供學費資助,讓 每名澳門居民學生都可享有一定的受教育保障,資助金額約為免費教育 金額的一半。詳見表 3。    表 3    澳門特區政府向就讀非免費教育系統的每名學生發放的學費津貼 金額  學年  幼一至幼二  幼三至小六  初中  高中 

數據

表 3    轉型領導分層面與「整體組織承諾」後設分析摘要表    建立願景  魅力或理想化 影響  激發動機  智識啟發  個別關懷  n  14  14  14  14  14  固定效果部分            截距  (標準誤)  0.615697 *   (0.048691)  0.671169 *   (0.034838) 0.658336 *   (0.041311) 0.680635 *   (0.037566)  0.687256 *   (0.032647) 隨機效果部分       

表 3

轉型領導分層面與「整體組織承諾」後設分析摘要表 建立願景 魅力或理想化 影響 激發動機 智識啟發 個別關懷 n 14 14 14 14 14 固定效果部分 截距 (標準誤) 0.615697 * (0.048691) 0.671169 * (0.034838) 0.658336 * (0.041311) 0.680635 * (0.037566) 0.687256 * (0.032647) 隨機效果部分 p.13
表 4    轉型領導分層面與「組織認同」後設分析摘要表    建立願景  魅力或理想化 影響  激發動機  智識啟發  個別關懷  n  16  16  16  16  16  固定效果部分            截距  (標準誤)  0.667089 *   (0.045046)  0.683833 *   (0.031393) 0.666370 *   (0.032317) 0.686844 *   (0.041537)  0.691067 *   (0.036896) 隨機效果部分         

表 4

轉型領導分層面與「組織認同」後設分析摘要表 建立願景 魅力或理想化 影響 激發動機 智識啟發 個別關懷 n 16 16 16 16 16 固定效果部分 截距 (標準誤) 0.667089 * (0.045046) 0.683833 * (0.031393) 0.666370 * (0.032317) 0.686844 * (0.041537) 0.691067 * (0.036896) 隨機效果部分 p.14
表 5    轉型領導分層面與「努力意願」後設分析摘要表    建立願景  魅力或理想化 影響  激發動機  智識啟發  個別關懷  n  15  16  16  16  16  固定效果部分            截距  (標準誤)  0.486816 *   (0.039139)  0.488030 *   (0.025710) 0.513874 *   (0.032960) 0.545872 *   (0.037719)  0.503918 *   (0.030158) 隨機效果部分         

表 5

轉型領導分層面與「努力意願」後設分析摘要表 建立願景 魅力或理想化 影響 激發動機 智識啟發 個別關懷 n 15 16 16 16 16 固定效果部分 截距 (標準誤) 0.486816 * (0.039139) 0.488030 * (0.025710) 0.513874 * (0.032960) 0.545872 * (0.037719) 0.503918 * (0.030158) 隨機效果部分 p.15
表 6    轉型領導分層面與「留職傾向」後設分析摘要表    建立願景  魅力或理想化 影響  激發動機  智識啟發  個別關懷  n  15  16  16  16  16  固定效果部分            截距  (標準誤)  0.478843 *   (0.042304)  0.531636 *   (0.034742) 0.517579 *   (0.036175) 0.529648 *   (0.028997)  0.577221 *   (0.033878) 隨機效果部分         

表 6

轉型領導分層面與「留職傾向」後設分析摘要表 建立願景 魅力或理想化 影響 激發動機 智識啟發 個別關懷 n 15 16 16 16 16 固定效果部分 截距 (標準誤) 0.478843 * (0.042304) 0.531636 * (0.034742) 0.517579 * (0.036175) 0.529648 * (0.028997) 0.577221 * (0.033878) 隨機效果部分 p.16

參考文獻

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