行政院國家科學委員會專題研究計畫 成果報告
校長教學領導、學校知識管理與教師教學效能關係之研究
研究成果報告(精簡版)
計 畫 類 別 ： 個別型 計 畫 編 號 ： NSC 97-2410-H-004-028- 執 行 期 間 ： 97 年 08 月 01 日至 98 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 ： 國外研究心得報告 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 98 年 10 月 29 日
校長教學領導、學校知識管理與教師
教學效能關係之研究
壹、緒論
近年來，教育改革浪潮勃興，以學校為中心的學校本位課程、教師專業自主 及教學創新等議題，逐漸受到關注。一改以往只談校長的行政領導，轉而重視校 長對教學領導的積極作為。校長是學校的經營者，同時也是教師教學的領導者， 教學領導知能之具備實不可或缺。林秀湖（2006）即指出教師覺知之校長教學領 導對教師教學效能的表現具有預測力。基本上，校長教學領導係指校長運用組織 資源與管理策略，加以診斷、評鑑與改進教師教學行為，增進學生學習成效，以 達到提升學校整體教學效能之相關措施與作為。其內容可包括1.發展教學目標。 2.確保課程品質。3.提升教師專業。4.建立完善環境（張碧娟，1999；葉佳文， 2007）。綜上所述，可知教學領導已成為目前中小學校長的主要任務之一。在此 等環境脈絡下，研究校長之教學領導作為，以及校長教學領導對教師教學效能產 生何種影響便極具理論與實務價值，此即為本研究動機之一。 除了面臨教改之衝擊外，校長也需對身處知識經濟的時代提出對策。知識 經濟的社會中，最重要的生產因素為知識資源的配置、應用、移轉、與創新，進 而帶動知識管理（knowledge management）理念之引進。以往學校教師之教學任 務多限於被動的蒐集與傳遞知識，然而在知識經濟的社會中，顯然已不符所需。 作為一位知識工作者，教師被深切期待能利用內隱知識外顯化的過程，將教學經 驗加以彙整、分析、轉換與系統化，以提供與學校成員分享之機制，進而促進學 校效能。學校知識管理係指學校藉由領導策略、管理機制及有效的資訊科技，針 對學校中的智慧資產（例如科技設備、教師與行政人員等有形與無形的創意）， 做有系統的儲存、整合、應用、移轉和創新，以使教師與相關教育人員順應外部 環境變遷，擁有共同的規範與價值，並具有創新與學習的態度，進而不斷自我改 進，將學校的資產創造出有價值的產出，以提升學校整體之專業水準。 現實上，學校與一般商業機構不同，其規範、措施與例行事務，多半是內 隱不顯，而非能刻意設計的（Hargreaves, 1999)。此在教師之教學行為中最為明 顯。由於組織鬆散結合與情境孤立之特性，個別教師鮮少彼此交流與檢討教學方 法，更遑論共塑學校之教學願景與文化。即使教師有極佳之教學策略，囿於環境 之限制，鮮少有分享並進而外顯化之機會。基於此，學校知識管理之主要目的， 乃在充分運用知識管理的概念與內涵，建立教師專業創新的凝聚力與目標，並透 過溝通與分享機制、資訊技術的支援與協助與專業團隊的發展，促使知識工作者 （特別是教師）做有系統的整合、儲存、應用、移轉與創新，而使學校整體運作能永續經營並產生一定之組織效能。 實務上，在現今知識經濟的浪潮下，校長光有傳統之教學領導，可能仍難 以成為創建高教師教學效能的保證。例如校長即使再有心注重課程之發展，但缺 乏知識之轉換，所做之努力最多只是舊瓶裝新酒，難有突破之革新。為創造更高 之教學效能，其他組織中介變項的配合即相當重要。其就像催化劑，能夠引導校 長教學領導發生作用，創造更高的教學或學校效能。相關研究如林俊杰（2006） 即發現校長教學領導與教師知識管理具有高度相關，而且校長教學領導亦可預測 教師之知識管理。再者，一些研究顯示學校或教師知識管理與教師教學效能呈正 相關，知識管理之推動有助於提升教師教學效能（林國賢，2004；邱志鑫，2004； 許瓊潔，2005）。基於此，本研究即以學校知識管理為中介變項，探討校長教學 領導能否藉由學校知識管理之中介作用，而對教師教學效能產生間接之影響力？ 此乃本研究動機之二。 近年來，在教育組織行為研究上，多層次分析乃是熱門議題。教育組織行為 研究經常是利用集群隨機或多階段抽樣來抽取隨機教師樣本從事研究。由於教師 是鑲嵌、巢套或內屬於學校，此種抽樣設計所獲得的整體教師樣本在統計上不再 具有統計所假設的獨立、同質的隨機樣本特性。再者，研究所處理的常是多層次 或跨層次的資料，亦即在一研究模式中，有些變項屬於個體層次（如教師），有 些則偏屬於總體層次（如學校）之構念。為符應資料分析之需求，多層次資料的 統計分析技術便因應而生，過去有關於單一層次的統計分析技術如迴歸分析、結 構方程模式（structural equation model, SEM）等，都是用來分析所蒐集同一分析 單位的資料分析技術。鑑於多層次研究存在多層次的層級，單一分析層次技術就 被擴展到多層次的層級，例如階層線性模式（hierarchical linear model, HLM）或 是多層次結構方程模式（multilevel structural equation model, MSEM）（溫福星， 2008）。 縱觀國內外之教育組織行為研究可知，多層次資料分析乃未來研究之重要 趨勢，在國際上有關學校效能之研究領域中，階層線性模式早已成為慣用的資料 分析方法，國內則起步較晚，然目前已有一些研究嘗試採階層線性模式進行多層 次分析，探討變項之關聯性（如邱皓政、溫福星，2007；秦夢群、吳勁甫，2009b； 蕭佳純、胡夢鯨，2007）。至於在多層結構方程模式之使用上，不管國內外，相 關教育組織行為之實徵研究仍相當少見（如黃芳銘、溫福星，2007；Maeyer, Rymenans, Petegem, Bergh, ＆ Rijlaarsdam, 2007）。事實上，使用多層次結構方 程模式比傳統多層次分析（如 HLM）有更多的優勢，如其可容許整合多個依變 數，同時估計直接及間接效果，以及藉由使用多個指標來考慮並反應出多個層次 的測量誤差（Frenzel, Goetz, Lüdtke, Pekrun., ＆ Sutton, 2009）。因之，適用性相 當寬廣，其可處理更為複雜之模式。Reynolds 和 Teddlie（2000）即在《國際學 校效能研究手冊》一書中指出多層次結構方程模式為日後學校效能研究在統計分 析方法的新議題或取向。緣此，本研究除進行傳統單一層次結構方程模式之分析 外，更嘗試使用多層次結構方程模式來分析資料，檢證模式之適配性，希冀在教
育組織行為研究上，藉由新興多層次統計分析方法的應用，而使研究有所創新及 突破。 簡而言之，本研究旨在分析校長教學領導、學校知識管理與教師教學效能之 關係，主要研究之問題有三： 1.校長教學領導、學校知識管理與教師教學效能三者之間是否具顯著的相關性？ 2.校長之教學領導可否直接影響教師教學效能？ 3.校長之教學領導可否藉由學校知識管理之中介作用，而間接對教師教學效能造 成影響？
貳、文獻探討（略）
參、研究設計與實施
一、研究方法 本研究先進行文獻之捜集整理，就相關文獻加以探討，再採取「調查研究法」 進行研究。首先，針對校長教學領導、學校知識管理與教師教學效能的理論及其相 關研究進行探討及分析。其次，採問卷調查的方式蒐集國民中學教師對校長教學領 導、學校知識管理與教師教學效能的知覺之相關資料。最後，則藉由統計分析用以 瞭解校長教學領導、學校知識管理與教師教學效能之關聯。 二、研究架構 本研究旨在探討校長教學領導、學校知識管理與教師教學效能間之關係。依 據研究動機與目的，綜合文獻的探討與分析，擬定研究架構如圖1 所示。直接效果模式
學校知識管理
顯性知識 隱性知識 人員 科技設施 程序教師教學效能
教學計畫準備 系統呈現教材 多元教學策略 善用教學評量 良好學習氣氛校長教學領導
發展教學目標 確保課程品質 提升教師專業 建立完善環境校長教學領導
發展教學目標 確保課程品質 提升教師專業 建立完善環境教師教學效能
教學計畫準備 系統呈現教材 多元教學策略 善用教學評量 良好學習氣氛中介效果模式
圖
1 研究架構
三、研究對象及抽樣 本研究以公立國民中學教師為研究對象，依據教育部 2008 年所彙整之資 料，各縣市所管轄之公立國民中學計有724 所，扣除外島及離島（澎湖縣、金門 縣、連江縣），共計700 所。其中北部區域（包括臺北市、基隆市、新竹市、臺 北縣、桃園縣、新竹縣及宜蘭縣）學校256 所，占 36.57％。中部區域（包括臺 中市、苗栗縣、臺中縣、彰化縣、南投縣及雲林縣）學校197 所，占 28.14％。 南部區域（包括高雄市、臺南市、嘉義市、嘉義縣、臺南縣、高雄縣及屏東縣學 校202 所，占 28.86％。東部區域學校（包括花蓮縣及臺東縣）45 所，占 6.43％。 據此，本研究之母群體係指四大區域，共700 所之公立國民中學學校教師。正式 施測時決定以學校總數的九分之一作為樣本學校，採分層隨機抽樣，以區域作為 分層依據，根據各區占學校總數之比例，北區抽取29 所學校，中區抽取 22 所學 校，南區抽取22 所學校，東區抽取 5 所學校，合計學校樣本數為 78 校，各校再 依規模大小進行取樣（12 班取 10 人；13-48 班取 15 人；49 班以上 20 人）。本研 究總計發出1215 問卷，扣除無效問卷，共計回收 1032 份有效問卷，有效問卷回 收率為84.94％。 四、研究工具 本研究所使用的研究工具係包括：1.校長教學領導量表、2.學校知識管理量 表，以及3.教師教學效能量表，茲分述如下。 （一）校長教學領導量表 在衡量校長之教學領導上，係採用葉佳文（2007）所編製之「校長教學領導 量表」。量表在形式上採五點量表計分，得分越高，代表校長教學領導的表現愈 佳。在量表之效度上，經試探性因素分析後，可區分為1.發展教學目標、2.確保 課程品質、3.提升教師專業，以及 4.建立完善環境等四大因素，量表中四個因素 總共可解釋72.0%的變異量。在量表之信度上，各分量表之 α 係數在.937 到.946 之間，總量表α 係數則為.978。由上述可見，量表之信度和效度實屬良好。 （二）學校知識管理量表 在衡量學校之知識管理上，乃採用張盈霏（2006）所發展之「學校知識管理 量表」。量表採取五點量表計分，得分越高，代表學校知識管理之表現愈佳。在 量表的效度方面，量表中之因素係包含 1.顯性知識、2.隱性知識、3.人員、4.科 技設施，以及5.程序等五個因素，模式經驗證性因素分析後，適配性考驗之結果 （χ2（270）= 969.15，p < 0.05；SRMR＝.046；NNFI＝.97、CFI＝.97）顯示量表具 良好的建構效度。在量表的信度方面，各分量表的α係數介於.942 至.985 之間，
整個量表的α係數則為.98。由此可知悉量表的信、效度良好。 （三）教師教學效能量表 在衡量教師教學效能上，係採用張碧娟（1999）所編製的「教師教學效能量 表」。量表為五點量表計分，得分越高，代表教師教學效能的表現愈佳。在量表 之效度上，經試探性因素分析後，在量表中五個因素（教學計畫準備、系統呈現 教材、多元教學策略、善用教學評量、良好學習氣氛），各因素的變異解釋量依 序為 50.7%、63.4%、58.0%、54.0%、58.2%；在量表的信度上，各分量表的 α 係數介於.812 至.918 之間。由此可見，量表的信、效度尚稱良好。
肆、研究結果之分析與討論
一、校長教學領導、學校知識管理與教師教學效能之相關分析 以下，茲採取皮爾森積差相關分析校長教學領導、學校知識管理與教師教學 效能之相關，而在分析時係同時針對個體層次（教師）及總體層次（學校）的資 料進行探討。 就校長教學領導、學校知識管理與教師教學效能分層面彼此之相關而言（見 表1、表 2 及表 3），無論依個體或總體層次之資料進行分析，校長教學領導與學 校知識管 理分層面之間皆為顯著之正相關，個體層次之相關係數 介於.516 至.682，總體層次之相關係數則介於.494 至.750 之間；學校知識管理與教師教學 效能分層面之間皆為顯著之正相關，個體層次之相關係數介於.321 至.507，總體 層次之相關係數則介於.425 至.779 之間；校長教學領導與教師教學效能分層面之 間皆為顯著之正相關，個體層次之相關係數介於.287 至.408，總體層次之相關係 數則介於.346 至.527 之間。由上述可知，校長教學領導、學校知識管理與教師教 學效能分層面彼此間皆呈現顯著的正相關。 另外，就校長教學領導、學校知識管理與教師教學效能三者整體之相關而言 （見表4），無論採個體或總體層次之資料進行分析，彼此間皆為顯著之正相關， 個體層次之相關係數介於.427 至.712，總體層次之相關係數則介於.476 至.706 之 間。由此可知，校長教學領導、學校知識管理與教師教學效能在整體層面上，彼 此間皆呈現顯著的正相關。表1 教學領導與知識管理分層面間之積差相關分析摘要表 知識管理 教學領導 顯性知識 隱性知識 人員 科技設施 程序 發展教學目標 .560＊ .602＊ .620＊ .675＊ .590＊ .620＊ .516＊ .494＊ .543＊ .572＊ 確保課程品質 .574＊ .584＊ .682＊ .750＊ .681＊ .740＊ .576＊ .573＊ .632＊ .648＊ 提升教師專業 .574＊ .638＊ .613＊ .718＊ .558＊ .629＊ .531＊ .552＊ .526＊ .594＊ 建立完善環境 .581＊ .619＊ .610＊ .712＊ .587＊ .668＊ .524＊ .533＊ .552＊ .613＊ 註：表格左方為教師層次（n=1032），右方為學校層次（n=75）數據。 ＊ p<.05 表2 知識管理與教學效能分層面間之積差相關分析摘要表 教學效能 知識管理 教學計畫 準備 系統呈現 教材 多元教學 策略 善用教學 評量 良好學習 氣氛 顯性知識 .414＊ .603＊ .351＊ .566＊ .378＊ .538＊ .406＊ .548＊ .355＊ .477＊ 隱性知識 .444＊ .668＊ .373＊ .592＊ .401＊ .605＊ .440＊ .668＊ .368＊ .565＊ 人員 .446＊ .575＊ .327＊ .431＊ .380＊ .475＊ .424＊ .607＊ .331＊ .425＊ 科技設施 .507＊ .779＊ .396＊ .670＊ .428＊ .664＊ .451＊ .701＊ .384＊ .628＊ 程序 .441＊ .749＊ .321＊ .612＊ .377＊ .621＊ .395＊ .636＊ .332＊ .532＊ 註：表格左方為教師層次（n=1032），右方為學校層次（n=75）數據。 ＊ p<.05
表3 教學領導與教學效能分層面間之積差相關分析摘要表 教學效能 教學領導 教學計畫 準備 系統呈現 教材 多元教學 策略 善用教學 評量 良好學習 氣氛 發展教學目標 .372＊ .372＊ .311＊ .346＊ .348＊ .384＊ .391＊ .417＊ .342＊ .389＊ 確保課程品質 .394＊ .490＊ .287＊ .400＊ .351＊ .452＊ .396＊ .527＊ .307＊ .429＊ 提升教師專業 .374＊ .431＊ .361＊ .448＊ .403＊ .463＊ .408＊ .480＊ .374＊ .431＊ 建立完善環境 .343＊ .419＊ .309＊ .403＊ .331＊ .407＊ .364＊ .460＊ .345＊ .430＊ 註：表格左方為教師層次（n=1032），右方為學校層次（n=75）數據。 ＊ p<.05 表4 校長教學領導、學校知識管理及教師教學效能整體層面間之相關分析 摘要表 教學領導 知識管理 教學效能 教學領導 1 .706＊ .476＊ 知識管理 .712＊ 1 .690＊ 教學效能 .427＊ .494＊ 1 註：下三角為教師層次（n=1032），上三角為學校層次（n=75）數據。 二、校長教學領導、學校知識管理與教師教學效能因果影響模式之分析 在探討校長教學領導、學校知識管理與教師教學效能之因果影響模式時，本 研究兼採直接及中介效果此二種模式。而在分析時，則分別採取傳統結構方程模 式以及多層次結構方程模式之統計方法來檢證模式。研究採用Mplus 5.1 版進行 資料分析，在進行模式參數估計時採MLR 法（maximum likelihood robust），此 法所估算之標準誤及卡方統計量數對於資料的非常態及非獨立性具強韌性（Heck ＆ Thomas, 2009; Muthén & Muthén, 1998-2007）。茲就分析之結果說明如下。 （一）傳統結構方程模式之分析
1.直接效果模式
直接效果模式假定校長教學領導對教師教學效能具有直接的影響力（見圖 2）。在模式之適配度方面，結果顯示，χ2（26）= 205.632（p＜.05），因此，本研
究所提出之理論模式與觀察資料並無法適配。另外採取其他指標評估整體模式適 配情形之結果為（見表 10）：RMSEA的值為 0.082，介於 0.08 至 0.10 之間，這 表示理論模式與觀察資料為普通程度的適配；SRMR的值為 0.025 小於 0.08 顯示 模式可接受；TLI的值為 0.962、CFI的值為 0.973，以上 2 個指標都大於所要求的 標準（0.90），顯示模式相當可以接受。綜合上述指標評估之結果，除χ2未能合 乎標準外，其餘指標大致皆可達到要求。故而，本研究所提出之模式和資料適配 的情形尚稱良好。而由圖6 或表 5 中的標準化參數估計值（0.448；p＜.05）觀之， 可知校長教學領導對教師教學效能具有顯著的正向直接影響，而教師教學效能可 被解釋的變異量為20.0％（R2 = 0.200）。 E3 E4 E5 E2 E1 L2 L3 L4 L1 教學領導 教學效能
圖
2 單層次直接效果模式圖
表5 單層次直接效果模式之估計參數的顯著性考驗摘要表 非標準化參數值 標準誤 t 值 標準化參數值 負荷量 教學領導 By 發展教學目標（L1） 1.000 0.897 確保課程品質（L2） 1.175 0.025 47.563＊ 0.889 提升教師專業（L3） 1.008 0.025 40.831＊ 0.893 建立完善環境（L4） 1.086 0.025 42.606＊ 0.902 教學效能 By 教學計畫準備（E1） 1.000 0.855 系統呈現教材（E2） 0.993 0.024 40.963＊ 0.897 多元教學策略（E3） 1.076 0.026 41.957＊ 0.920 善用教學評量（E4） 1.046 0.024 43.141＊ 0.894 良好學習氣氛（E5） 0.947 0.030 31.772＊ 0.817徑路係數 教學效能 On 教學領導 0.274 0.023 12.072＊ 0.448 殘差變異數 發展教學目標（L1） 0.116 0.009 13.057＊ 0.196 確保課程品質（L2） 0.173 0.011 15.620＊ 0.209 提升教師專業（L3） 0.122 0.010 12.721＊ 0.202 建立完善環境（L4） 0.128 0.012 10.802＊ 0.186 教學計畫準備（E1） 0.065 0.005 13.760＊ 0.269 系統呈現教材（E2） 0.043 0.003 13.354＊ 0.196 多元教學策略（E3） 0.037 0.003 12.972＊ 0.153 善用教學評量（E4） 0.049 0.004 13.504＊ 0.202 良好學習氣氛（E5） 0.079 0.005 16.676＊ 0.332 教學效能 0.142 0.008 17.362＊ 0.800 註：1.未列標準誤及t值者為參照指標，是限制估計參數。2.＊ p<. 05。 2.中介效果模式 中介效果模式假定校長教學領導對教師教學效能之影響可區分為二種：其一 為校長教學領導對教師教學效能的直接影響；其二則為校長教學領導透過學校知 識管理（中介變項）對教師教學效能造成的間接影響（見圖 3）。茲就模式之適 配度說明如下（見表10）。 χ2（74）= 590.076（p＜.05）已達.05 的顯著水準。因此，本研究所提出之理 論模式與觀察資料並無法適配。另採其他指標評估整體模式適配情形之結果為： RMSEA的值為 0.082，介於 0.08 至 0.10 之間，這表示理論模式與觀察資料為普 通程度的適配；SRMR的值為 0.035 小於 0.08 顯示模式可接受；TLI的值為 0.942、 CFI的值為 0.953，以上 2 個指標都大於所要求的標準（0.90），顯示模式相當可 以接受。綜合上述指標評估之結果，除χ2未能合乎標準外，其餘指標大致皆可 達到要求。故而，本研究所提出之模式和資料適配的情形尚稱良好。 由圖 6 或表 6 中可知校長教學領導對教師教學效能之路徑係數達顯著 （0.124；p＜.05），故教學領導對教學效能具顯著的直接影響力。再者，教學領 導可顯著正向影響知識管理（0.758；p＜.05），知識管理亦可顯著正向影響教學 效能（0.427；p＜.05）。而此一間接效果檢定之結果（未標準化數值為 0.199，p ＜.05；標準化數值為 0.324，p＜.05）達顯著，因而知識管理在教學領導影響教 學效能之過程中，確實具顯著的中介作用。此外，在模式中知識管理可以被解釋 的變異量為57.5％（R2 = 0.575），而教學效能被解釋的變異量則為 27.8％（R2 =
0.278）。
在中介效果模式的檢驗上，有許多不同的分析取向可供應用（溫忠麟、張雷、 侯杰泰、劉紅云，2004；Baron ＆ Kenny, 1986; James, Mulaik, ＆ Brett, 2006; Mathieu ＆ Taylor, 2006）。就學理而言，中介效果可區分為部分中介及完全中介 二種模式，根據中介效果模式之判斷準則，當模式中同時具有自變項、中介變項 及依變項時，若自變項能顯著影響中介變項、中介變項能顯著影響依變項，然而 自變項卻無法顯著影響依變項時（亦即在模式中納入中介變項的影響後，自變項 對依變項的直接影響徑路未能顯著），則為一「完全」中介模式。另外，就「部 分」中介模式而言，在同時考量自變項、中介變項及依變項之下，若自變項能顯 著影響中介變項，中介變項能顯著影響依變項，自變項亦能顯著影響依變項時， 則模式成立。由分析結果可知，因教學領導可顯著影響知識管理，知識管理可顯 著影響教學效能。而且，教學領導對教學效能之直接影響達顯著（在模式納入學 校知識管理的影響後），故此一模式係屬「部分」中介效果模式。換言之，校長 教學領導對教師教學效能之影響可分為二部分：校長教學領導對教師教學效能之 直接影響，以及校長教學領導藉由學校知識管理之中介作用，對教師教學效能所 造成之正向影響。
教學領導 L1 L2 L3 L4 教學效能 K2 K3 K4 E1 E2 K1 K5 知識管理 E4 E5 E3
圖
3 單層次中介效果模式圖
表6 單層次中介效果模式之估計參數的顯著性考驗摘要表 非標準化參數值 標準誤 t 值 標準化參數值 負荷量 教學領導 By 發展教學目標（L1） 1.000 0.896 確保課程品質（L2） 1.190 0.025 47.072＊ 0.900 提升教師專業（L3） 1.003 0.024 41.913＊ 0.887 建立完善環境（L4） 1.083 0.025 43.211＊ 0.898 知識管理 By 顯性知識（K1） 1.000 0.813 隱性知識（K2） 1.038 0.032 32.242＊ 0.857 人員（K3） 1.141 0.037 30.702＊ 0.863 科技設施（K4） 1.120 0.033 34.435＊ 0.864 程序（K5） 1.253 0.037 33.711＊ 0.874 教學效能 By 教學計畫準備（E1） 1.000 0.858 系統呈現教材（E2） 0.989 0.024 40.885＊ 0.896 多元教學策略（E3） 1.072 0.026 41.888＊ 0.919 善用教學評量（E4） 1.043 0.024 43.158＊ 0.894 良好學習氣氛（E5） 0.943 0.030 31.765＊ 0.816 徑路係數 知識管理 On 教學領導 0.703 0.031 22.393＊ 0.758 教學效能 On 教學領導 0.076 0.032 2.375＊ 0.124 知識管理 0.283 0.034 8.237＊ 0.427 殘差變異數 發展教學目標（L1） 0.117 0.008 13.986＊ 0.198 確保課程品質（L2） 0.157 0.011 14.604＊ 0.190 提升教師專業（L3） 0.129 0.010 13.056＊ 0.213 建立完善環境（L4） 0.133 0.012 11.150＊ 0.193 顯性知識（K1） 0.209 0.013 16.669＊ 0.338 隱性知識（K2） 0.159 0.010 15.516＊ 0.265 人員（K3） 0.181 0.014 12.858＊ 0.255 科技設施（K4） 0.173 0.011 15.504＊ 0.253 程序（K5） 0.198 0.013 14.856＊ 0.237
表6 單層次中介效果模式之估計參數的顯著性考驗摘要表（續） 非標準化參數值 標準誤 t 值 標準化參數值 教學計畫準備（E1） 0.064 0.005 13.674＊ 0.265 系統呈現教材（E2） 0.043 0.003 13.502＊ 0.198 多元教學策略（E3） 0.038 0.003 13.027＊ 0.155 善用教學評量（E4） 0.049 0.004 13.492＊ 0.200 良好學習氣氛（E5） 0.080 0.005 16.725＊ 0.334 知識管理 0.173 0.014 12.204＊ 0.425 教學效能 0.129 0.007 17.358＊ 0.722 註：1.未列標準誤及t值者為參照指標，是限制估計參數。2.＊ p<. 05。 （二）多層次結構方程模式之分析 在進行多層次分析時，須釐清什麼時候及何以一定要使用多層次的分析技 術。基本上，除了研究所引用的理論架構與待檢假設涉及多層次結構之外，當研 究者所蒐集的資料來自集群抽樣時，將具有鑲嵌特性，此將造成資料獨立性之違 反，導致一般線性模式或傳統結構方程模式（單一層次）不能使用。而用來偵測 資料是否違反獨立性，多以「組內相關係數」（Intraclass Coefficient, ICC）來加 以判斷。ICC 被稱為「組內相關係數」，其目的在衡量資料違反獨立性的程度， 其代表任一群體內任兩位受試者，其結果變項間相關的期望值，是用來補捉組內 資料的相似性或資料的非獨立性。另外，ICC 亦代表結果變項的總變異數中可被 組間解釋的百分比，如果數值很大，則代表存在組間差異，組的效果不能忽略（溫 福星、邱皓政，2009a）。如果所計算的ICC 很小，則代表組間變異數的效果可以 被忽視，亦即可不用考慮組的特性，也就是多層次資料各組間同質性相當高，可 以一般迴歸模式來處理，將總體及個體層次之解釋變項放入迴歸方程式中，共用 一個誤差來源（溫福星，2008）。 就學理而言，ICC又可區分成觀察（外顯）變數ICCM（ICCM= ρ =σ2B /（σ2B＋
σ2W））及潛在變數ICCL（ICCL = ψ B /（ψ B＋ψ W））。ICCM代表測量變數的變異
量中，組間差異的比例，亦即組間效果。當ICCM甚小時，表示組間不明顯，多 層次的影響可以忽略，以傳統方法即可處理，反之則表示組間差異不可忽略，有 必要以多層次分析技術來處理。ICCL則代表組間因素變異佔因素全體變異的比 例，其數值越大，表示潛在變數在組間（高層次）具有影響力，組間的因素結構 是不可忽視的部分，反之，則顯示變數在組間的意義不大，因素結構在組內的意 義較大（邱皓政，2007）。就外顯變數ICC大小的判斷準則而言，Cohen認為ICC 在不同的研究領域其差異很大，因此在不同領域有不同的ICC判斷值。不過，其 認為當ICC小於.059 時，算是相當小的組內相關，而介於.059 與 138 則算中度相 關，至於.138 以上則為高度的組內相關。Cohen認為中度程度的組內相關就不能 忽略其相似的存在，換言之，當ICC大於.059 則必須考量進行多層次的統計分析 （引自溫福星、邱皓政，2009a）。
由表 7 可知，教學領導四個構面之外顯變數 ICC 值介於.240 至.272 之間； 知識管理五個構面之外顯變數 ICC 值介於.173 至.227 之間；教學效能五個構面 之外顯變數ICC 值介於.092 至.130 之間。若就 Cohen 的標準觀之，所有構面之 組內相關皆在中度以上。另外，三個潛在變數 ICC 值則介於.171 至.280 之間。 就此而論，資料違反獨立性之情形或組間效果實不容忽視，多層次分析統計之進 行有其必要性。 表7 變項之組內相關（ICC）摘要表 變項 ICC 教學領導 0.280 發展教學目標（L1） 0.244 確保課程品質（L2） 0.272 提升教師專業（L3） 0.240 建立完善環境（L4） 0.256 知識管理 0.200 顯性知識（K1） 0.173 隱性知識（K2） 0.219 人員（K3） 0.212 科技設施（K4） 0.227 程序（K5） 0.204 教學效能 0.171 教學計畫準備（E1） 0.130 系統呈現教材（E 2） 0.116 多元教學策略（E 3） 0.125 善用教學評量（E 4） 0.092 良好學習氣氛（E 5） 0.104 在組間及組內層級潛在變項數目及變項間之關係上，大部分教育學領域的應 用研究仍然假定不同層級的因素結構及路徑關係一致，特別是在多層次結構方程 模式的完整模型應用上。本研究採「同質多層次模型」，其意義係指可以類化相 同的構念及功能關係連結到組織內的不同層級（李仁豪、余民寧，2008）。因此， 無論在組內或組間層次，模式中之結構關係皆假設一樣。以下，茲就二層次直接 及中介效果模式的分析加以說明。 1.直接效果模式 在多層次SEM 下，個體層次（組內：教師）及總體層次（組間：學校）之 效果將同時估計。在個體及總體兩個層次皆假定校長教學領導對教師教學效能具 直接的影響力（見圖4）。茲就模式之適配度說明如下（見表 10）。
E1b E2b E3b E4b E5b 教學效能b L1b L2b L3b L4b 教學領導b 組間 組內
圖
4 二層次直接效果模式圖
χ2（52）= 288.633（p＜.05），故本研究所提出之理論模式與觀察資料並無法 適配。另採其他指標評估整體模式適配情形之結果為：RMSEA的值為 0.066，小 於0.08，這表示理論模式與觀察資料可視為是不錯的適配；SRMRw的值為0.029 小於0.08 顯示模式可接受；SRMRB的值為0.063 小於 0.08 顯示模式可接受；TLI 的值為0.955、CFI的值為 0.968，以上 2 個指標都大於所要求的標準（0.90），顯 示模式相當可以接受。綜合上述指標評估之結果，除χ2未能合乎標準外，其餘 指標大致皆可達到要求。故而，本研究所提出之模式和資料適配的情形尚稱良好。 由圖6 或表 8 中可知，就組內層次而言，校長教學領導對教師教學效能之直 E1 E2 E3 E4 E5 教學效能 教學領導 L2 L3 L4 L1接影響達顯著水準（0.446；p＜.05），故教學領導對教學效能應具顯著的正向直 接影響力。此外，在模式中教學效能被解釋的變異量則為19.9％（R2 = 0.199）。 就組間層次而言，校長教學領導對教師教學效能之直接影響未達顯著（0.446；p ＞.05），故教學領導對教學效能應未具顯著的影響力，而在模式中教學效能被解 釋的變異量則為19.9％（R2 = 0.199）。 表8 二層次直接效果模式之估計參數的顯著性考驗摘要表 組內 組間 非標準化 參數值 標準誤 t 值 標準化參 數值 非標準化 參數值 標準誤 t 值 標準化參 數值 負荷量 教學領導 By 發展教學目標（L1） 1.000 0.867 1.000 0.992 確保課程品質（L2） 1.171 0.037 31.833＊ 0.873 1.170 0.096 12.138＊ 0.931 提升教師專業（L3） 1.024 0.041 25.212＊ 0.875 0.965 0.070 13.870＊ 0.955 建立完善環境（L4） 1.081 0.037 28.885＊ 0.875 1.095 0.074 14.889＊ 0.982 教學效能 By 教學計畫準備（E1） 1.000 0.842 1.000 0.948 系統呈現教材（E2） 0.998 0.024 42.257＊ 0.884 0.962 0.125 7.675＊ 0.993 多元教學策略（E3） 1.077 0.026 41.955＊ 0.909 1.074 0.125 8.587＊ 0.997 善用教學評量（E4） 1.077 0.024 45.606＊ 0.889 0.854 0.107 8.004＊ 0.959 良好學習氣氛（E5） 0.961 0.031 31.385＊ 0.806 0.860 0.118 7.297＊ 0.924 徑路係數 教學效能 On 教學領導 0.298 0.026 11.280＊ 0.446 0.192 0.102 1.875 0.446 殘差變異數 發展教學目標（L1） 0.113 0.009 12.281＊ 0.249 0.002 0.003 0.736 0.015 確保課程品質（L2） 0.145 0.011 12.726＊ 0.237 0.029 0.010 2.808＊ 0.132 提升教師專業（L3） 0.110 0.010 11.522＊ 0.235 0.013 0.004 3.291＊ 0.089 建立完善環境（L4） 0.122 0.011 11.057＊ 0.234 0.006 0.005 1.265 0.035 教學計畫準備（E1） 0.063 0.005 13.171＊ 0.291 0.003 0.001 2.338＊ 0.101 系統呈現教材（E2） 0.042 0.003 13.109＊ 0.219 0.000 0.001 0.442 0.015 多元教學策略（E3） 0.037 0.003 11.231＊ 0.173 0.000 0.001 0.192 0.006 善用教學評量（E4） 0.047 0.004 12.501＊ 0.209 0.002 0.002 0.787 0.080 良好學習氣氛（E5） 0.076 0.005 15.582＊ 0.351 0.003 0.002 1.771 0.146 教學效能 0.122 0.008 15.097＊ 0.801 0.021 0.007 3.066＊ 0.801 註：1.未列標準誤及t值者為參照指標，是限制估計參數。2.＊ p<. 05。
2.中介效果模式 在多層次SEM 下，個體層次（組內：教師個人）及總體層次（組間：學校 組織）之效果將同時估計。在個體及總體兩個層次皆假定學校知識管理為校長教 學領導影響教師教學效能之中介變項。具體言之，在此二層次之中介效果模式 中，無論在個體或總體層次中皆假定校長教學領導對教師教學效能之影響可區分 為二種：其一為校長教學領導對教師教學效能的直接影響；其二則為校長教學領 導透過學校知識管理（中介變項）對教師教學效能造成的間接影響（見圖 5）。 茲就模式之適配度說明如下（見表10）。 χ2（148）= 872.395（p＜.05），因此本研究所提出之理論模式與觀察資料並無 法適配。另採其他指標評估整體模式適配情形之結果為：RMSEA的值為 0.069， 小於0.08，這表示理論模式與觀察資料為不錯的適配；SRMRw的值為0.035 小於 0.08 顯示模式可接受；SRMRB的值為0.084 約等於 0.08，故模式大致可接受；TLI 的值為0.931、CFI的值為 0.944，以上 2 個指標都大於所要求的標準（0.90），顯 示模式相當可以接受。綜合上述指標評估之結果，除χ2未能合乎標準外，其餘 指標大致皆可達到要求。故而，本研究所提出之模式和資料適配的情形尚稱良好。 由圖6 或表 9 中可知，就組內層次而言，校長教學領導對教師教學效能之直 接影響達顯著水準（0.205；p＜.05），故教學領導對教學效能應具顯著的正向直 接影響力。再者，教學領導可顯著正向影響知識管理（0.774；p＜.05），知識管 理亦可顯著正向影響教學效能（0.310；p＜.05）。而採取Mplus IND指令（Muthén & Muthén, 1998-2007）針對此間接效果檢定（應用Delta method）之結果（未標 準化數值為0.159，p＜.05；標準化數值為 0.240，p＜.05）達顯著，因而知識管 理在教學領導影響教學效能之過程中，確實具顯著的中介作用。此外，在模式中 知識管理可以被解釋的變異量為59.9％（R2 = 0.599），而教學效能被解釋的變異 量則為23.6％（R2 = 0.236）。 就組間層次而言，校長教學領導對教師教學效能之直接影響未達顯著 （-0.161；p＞.05），故教學領導對教學效能應不具顯著的影響力。再者，教學領 導可顯著正向影響知識管理（0.643；p＜.05），知識管理亦可顯著正向影響教學 效能（0.948；p＜.05）。而此一間接效果檢定之結果（未標準化數值為 0.295，p ＜.05；標準化數值為 0.610，p＜.05）達顯著，因而知識管理在教學領導影響教 學效能之過程中，確實具顯著的中介作用。此外，在模式中知識管理可以被解釋 的變異量為41.4％（R2 = 0.414），而教學效能被解釋的變異量則為 72.9％（R2 = 0.729）。 而由上述結果觀之，在組內或教師個體層次，因校長教學領導對學校知識管 理，以及學校知識管理對教師教學效能皆具顯著的影響力，同時校長教學領導又 可直接影響教師教學效能。因此，此為一「部分」中介模式。另外，在組間或學 校總體層次，校長教學領導對學校知識管理，以及學校知識管理對教師教學效能 具有顯著的影響力，而校長教學領導對教師教學效能則未具直接之影響，因而此 係為「完全」中介模式。
教學領導b
L1b L2b L3b L4b
知識管理b
K1b K2b K3b K4b K5b E1b E2b E3b E4b E5b 教學效能b 組間 組內 教學領導 L1 L2 L3 L4 知識管理 K2 K3 K4 E1 E2 教學效能 K5 K1 E3 E4 E5
圖
5 二層次中介效果模式圖
表9 二層次中介效果模式之估計參數的顯著性考驗摘要表 組內 組間 非標準化 參數值 標準誤 t 值 標準化參 數值 非標準化 參數值 標準誤 t 值 標準化參 數值 負荷量 教學領導 By 發展教學目標（L1） 1.000 0.868 1.000 0.991 確保課程品質（L2） 1.190 0.038 31.383＊ 0.889 1.176 0.112 10.480＊ 0.928 提升教師專業（L3） 1.010 0.038 26.276＊ 0.864 0.966 0.071 13.565＊ 0.954 建立完善環境（L4） 1.070 0.036 29.657＊ 0.868 1.101 0.076 14.428＊ 0.983 知識管理 By 顯性知識（K1） 1.000 0.802 1.000 0.889 隱性知識（K2） 1.001 0.032 30.984＊ 0.837 1.074 0.184 5.839＊ 0.888 人員（K3） 1.124 0.047 23.728＊ 0.859 1.108 0.201 5.503＊ 0.844 科技設施（K4） 1.079 0.034 31.937＊ 0.851 1.308 0.196 6.663＊ 0.950 程序（K5） 1.209 0.040 30.555＊ 0.850 1.434 0.180 7.975＊ 0.989 教學效能 By 教學計畫準備（E1） 1.000 0.841 1.000 0.980 系統呈現教材（E2） 1.009 0.028 36.221＊ 0.884 0.843 0.172 4.909＊ 0.986 多元教學策略（E3） 1.091 0.031 35.317＊ 0.911 0.929 0.174 5.334＊ 0.985 善用教學評量（E4） 1.086 0.025 43.853＊ 0.890 0.782 0.103 7.602＊ 0.963 良好學習氣氛（E5） 0.974 0.033 29.289＊ 0.807 0.735 0.164 4.480＊ 0.913 徑路係數 知識管理 On 教學領導 0.761 0.038 20.284＊ 0.774 0.510 0.129 3.964＊ 0.643 教學效能 On 教學領導 0.136 0.034 4.038＊ 0.205 -0.078 0.080 -0.973 -0.161 知識管理 0.209 0.041 5.110＊ 0.310 0.580 0.192 3.023＊ 0.948 殘差變異數 發展教學目標（L1） 0.112 0.008 13.562＊ 0.247 0.003 0.003 0.865 0.019 確保課程品質（L2） 0.128 0.011 11.762＊ 0.209 0.030 0.010 2.892＊ 0.139 提升教師專業（L3） 0.118 0.010 11.857＊ 0.253 0.012 0.004 3.114＊ 0.090 建立完善環境（L4） 0.128 0.011 11.238＊ 0.246 0.006 0.005 1.098 0.033 顯性知識（K1） 0.183 0.011 17.158＊ 0.357 0.022 0.006 3.415＊ 0.210 隱性知識（K2） 0.142 0.010 13.832＊ 0.299 0.026 0.014 1.804 0.212 人員（K3） 0.148 0.011 13.462＊ 0.261 0.041 0.034 1.203 0.288 科技設施（K4） 0.147 0.011 13.941＊ 0.276 0.016 0.006 2.587＊ 0.098
程序（K5） 0.186 0.014 13.147＊ 0.278 0.004 0.006 0.602 0.022 表9 二層次中介效果模式之估計參數的顯著性考驗摘要表（續） 組內 組間 非標準化 參數值 標準誤 t 值 標準化參 數值 非標準化 參數值 標準誤 t 值 標準化參 數值 教學計畫準備（E1） 0.062 0.005 13.076 0.293 0.001 0.002 0.632 0.039 系統呈現教材（E2） 0.043 0.003 13.169 0.218 0.001 0.001 0.690 0.027 多元教學策略（E3） 0.037 0.003 11.263 0.171 0.001 0.001 0.755 0.030 善用教學評量（E4） 0.047 0.004 12.573 0.208 0.001 0.002 0.710 0.072 良好學習氣氛（E5） 0.076 0.005 15.572 0.348 0.003 0.002 1.836 0.166 知識管理 0.132 0.013 10.378 0.401 0.049 0.014 3.377＊ 0.586 教學效能 0.115 0.008 15.215 0.764 0.008 0.007 1.226 0.271 註：1.未列標準誤及t值者為參照指標，是限制估計參數。2.＊ p<. 05。 0.800/ 0.801/ 0.801 教學領導 教學效能 0.448＊ / 0.446＊ / 0.446 0.425/ 0.401/ 0.586 0.427＊ / 0.310＊ / 0.948＊ 知識管理 0.758＊ / 0.774＊ / 0.643＊ 0.722/ 0.764/ 0.271 教學效能 教學領導 0.124＊ / 0.205＊ / -0.161
圖
6 傳統/組內/組間模式之標準化路徑係數
表10 模式整體適配度考驗摘要表模式 χ2 df RMSEA CFI TLI SRMR 組內 組間 單層次直接效果 205.632＊ 26 0.082 0.973 0.962 0.025 單層次中介效果 590.076＊ 74 0.082 0.953 0.942 0.035 二層次直接效果 288.633＊ 52 0.066 0.968 0.955 0.029 0.063 二層次中介效果 872.395＊ 148 0.069 0.944 0.931 0.035 0.084 ＊ p<.05 三、綜合討論 就校長教學領導、學校知識管理及教師教學效能之相關而言，研究結果顯 示，無論就教師或學校層次的分析觀之，變項之整體或分層面相互間皆為顯著的 正相關，因此上述三者息息相關，彼此間確實存在的正向關聯性。換言之，校長 教學領導之表現愈佳，學校知識管理及教師教學效能亦愈佳，而學校知識管理愈 佳，教師教學效能之表現亦愈佳。此與先前研究之發現相似，而這正是進一步從 事模式檢證之基礎。 就模式之驗證而言，本研先以傳統單一層次的結構方程模式，採教師知覺層 次為分析單位，分別去檢證直接及中介效果模式之適配情形，結果發現二個模式 皆可成立。直接效果模式顯示校長教學領導可直接正向影響教師教學效能；中介 效果模式則顯示校長除可直接影響教師教學效能之外，其亦可透過學校知識管 理，間接對教師教學效能造成正向影響，此種模式為中介效果中之「部分」中介 模式。 在教育組織行為研究中，傳統單一層次的結構方程模式一直為慣用的分析程 序，然此種分析並非全然沒有問題。傳統結構方程模式之使用須符合簡單隨機抽 樣及觀察值的獨立性之抽樣假定（黃芳銘，2006）。然而在許多社會科學的研究 中，特別是教育與組織管理中，所研究的單位牽涉到教師內屬於學校，或是團體 內屬於組織中，此種資料蒐集來源往往是透過兩階段的集群抽樣而來，因此所衍 生的資料就具有階層結構的問題。在實徵研究上，研究者經常會觸及多層次問 題，傳統的結構方程模式並無法處理這種具有嵌套特性的資料，若以此來分析這 種具階層結構的資料時，容易違反這些方法對資料獨立性的假設要求（溫福星， 2008），此可能造成估計參數之標準誤產生失真的情形發生（邱皓政，2007），而 要處理此種多層次資料，多層次結構方程模式是較合適的統計分析方法。 觀諸文獻可知，多層次結構方程模式之發展已有一段時日，且業已累積不少 文獻可供參照（如Bauer, 2003; Heck ＆ Thomas, 2009; Hox, 2002; Kamata, Bauer., ＆ Miyazaki, 2008; Kaplan, 2009; Muthén, 1994; Stapleton, 2006）。事實上，先前多 層次結構方程模式之運用較受限於統計軟體的發展，研究者在取得軟體用以分析 資料上實為困難。因而，在文獻上此法之應用可謂相當少見（Heck, 2000）。近年 來，由於統計軟體之技術性問題已漸被克服，國內外在教育與心理研究上的運用
已漸為風行（如李仁豪，2007；邱皓政，2007；黃芳銘、溫福星，2007；Frenzel, Goetz, Lüdtke, Pekrun., ＆ Sutton, 2009; Goldstein, Bonnet, ＆ Rocher, 2007; Maeyer, Rymenans, Petegem, Bergh., ＆ Rijlaarsdam, 2007; Zimprich, Perren, ＆ Hornung, 2005）。 就本研究傳統結構方程模式之分析而言，一方面因係採取多階段抽樣，而非 為隨機抽樣，而在另一方面，資料經組內相關係數（ICC）檢驗之結果顯示，組 間變異數的效果不容被忽視，或組間下的受試相依性太高，不符合獨立性的假 設，必須考慮「組」或團隊的這個特性的差異（溫福星，2008）。就此而論，傳 統單一層次結構方程模式因違反抽樣假設，故分析所得之結果實有可議之處。也 因此，採新興之多層次結構方程模式進行資料分析就有其必要性。 另外，就學理而言，多層次分析之使用亦實涉及理論架構，例如在模式中變 項係歸屬於何種層次（如個體或總體），變項間之關聯性為何，如是否為多層次 或跨層次之關係。在研究上有所謂層次推論之謬誤，以群體推論個體為生態謬 誤，而以個體層次方式所建立的模式容易讓人誤解為群體層次之模式，此即所謂 原子謬誤，實際上個體所知覺的模式不一定等同於群體所建構的模式。在理論模 式之驗證上，以多層次結構方程模式進行分析，可掌握多層次理論之精隨，區別 出個體及群體所建構的模式。讓模式能獲更精細的分析，以避免個體層次分析對 資料所產生的扭曲，讓模式能同時呈現教師層面覺知之模式以及群體所建構的模 式（黃芳銘、溫福星，2007）。 在本研究中，校長教學領導、學校知識管理及教師教學效能三者除存在教師 知覺層次之外，構念本身其實更具備學校層次變項之特性。析言之，校長教學領 導及學校知識管理兩者其實較偏屬於學校層次之構念，教師教學效能應歸屬於教 師層次之構念，而若在學校層次上則可視為學校之教師教學效能。以往採傳統結 構方程模式進行分析之研究僅能從事單一層次的分析，如將所有變項皆視為個體 （如教師）或總體（學校）層次，以進行單一層次之分析，也因此，常見一些研 究會違犯原子或生態等推論層次之謬誤。此外，若涉及多層次或跨層次之模式， 傳統結構方程模式將無法派上用場，而須考慮採取多層次分析技術。易言之，在 本研究二層次結構方程模式之分析上，係將變項關係同時依教師知覺及學校層次 來加以探討，此乃多層次之分析。此種分析策略較具合理性，因其除教師知覺層 次的分析外，更可呈現學校層次變項之關聯性，而就本研究變項之構念特性而 言，學校層次之分析實不可或缺，若僅進行教師層次之分析，顯然無法適切反應 校長教學領導及學校知識管理等學校層次變項之特性。 由多層次結構方程模式分析之結果可知悉，就直接效果模式而言，在教師知 覺層次上，校長教學領導可直接正向影響教師教學效能，然而在學校層次上，校 長教學領導對教師教學效能不具影響力；而就中介效果模式言之，在教師知覺層 次上，校長教學領導可透過學校知識管理，間接正向影響教師教學效能。另外， 在學校層次上，校長教學領導亦可透過學校知識管理，間接對教師教學效能造成 正向影響。而若細分中介效果模式之形式，教師知覺層次為「部分」中介模式，
學校層次則為「完全」中介模式。值得指出的是，在學校層次上，校長教學領導 對教師教學效能雖不具直接之影響力，然透過學校知識管理之中介機制，校長教 學領導依然可對教師教學效能產生間接正向的影響作用。
在傳統單一層次之中介模式上，已有諸多論者提出檢驗的分析方式或程序 （李茂能，2009；Baron ＆ Kenny, 1986; James, Mulaik., ＆ Brett, 2006; Mathieu ＆ Taylor, 2006），在國內教育組織行為研究上亦可見相關研究之應用（如吳勁 甫，2008；秦夢群、吳勁甫，2009a；蕭佳純，2007），然在多層次中介模式的探 討上，此係國際上多層次分析方法之新興議題，國內迄今仍相當缺乏相關實徵研 究，本研究之進行正適時填補此一研究缺漏。在組織行為研究之多層次中介模式 上，Mathieu 與 Taylor（2007）曾提出許多不同類型之模式，如低層中介及高層 中介、跨層次中介－高層次中介變項、跨層次中介－低層次中介變項、跨層次中 介－複雜等形式，而更複雜之模式甚至可將調節效果考慮在內，而形成多層次之 調節中介模式（溫福星、邱皓政，2009b；Bauer, Preacher, ＆ Gil, 2006）。
本研究所提出之模式係屬上述低層中介及高層中介之模式，亦即在教師知覺 及學校層次上皆將學校知識管理視為校長教學領導影響教師教學效能之中介機 制，二個層次變項間之關聯性假定是一致的。此一多層次中介模式之提出及檢證 在國內教育組織行為研究上算是創新之嘗試，對日後多層次組織研究之進行應具 參照價值。事實上，研究可徵引相關多層次理論文獻，考量前述更複雜的多層次 中介模式，使分析更為深入，然因多層次結構方程模式之統計分析技術仍在發展 中，一些更為複雜模式之檢驗（如多層次調節中介模式）仍有待統計方法論者提 出可供遵循的分析方式，且須配合統計軟體（如Mplus）之應用，方得適切為之。 而正因多層次分析技術不斷在發展中，教育組織行為研究即可隨統計方法論之進 展，逐漸克服先前研究之限制（如抽樣假定之違反或僅可進行單一層次之分析）， 進而在研究上有所突破。
伍、結論與建議
一、結論
本研究針對所提問題，將問卷回收資料進行統計分析，經分析後所得之結論 如下所述。 （一）校長教學領導、學校知識管理與教師教學效能彼此間具有正向的關聯 就變項間之相關而言，由積差相關之分析可獲知，無論就教師知覺或學校層 次之分析，結果皆顯示：在變項整體上，校長教學領導、學校知識管理與教師教 學效能三者之間為顯著的正相關。在變項分層面上，校長教學領導、學校知識管 理與教師教學效能之間亦大致為顯著的正相關。就此而言，校長教學領導、學校知識管理及教師教學效能三者彼此間皆呈現出正向的關聯性。 （二）就直接效果模式而言，在教師層次上，校長教學領導可正向影響教師教學 效能；在學校層次上，校長教學領導對教師教學效能未具影響力 就直接效果模式之檢證而言，由傳統單一層次的結構方程模式之分析可得 知，校長教學領導對教師教學效能具直接正向的影響力。從二層次結構方程模式 之分析可知悉，在教師知覺層次上（組內），校長教學領導可直接正向影響教師 教學效能，然而，在學校層次上（組間），校長教學領導對教師教學效能卻不具 直接的影響力。 （三）就中介效果模式而言，在教師及學校層次上，校長教學領導皆可間接透過 學校知識管理之中介作用，間接正向影響教師教學效能 就中介效果模式之檢證而言，由傳統單一層次的結構方程模式之分析可得 知，校長教學領導可透過學校知識管理之中介作用，間接正向影響教師教學效 能，同時，校長教學領導亦可直接影響教師教學效能，此係為「部分」中介模式。 而由二層次結構方程模式之分析結果可知，在教師知覺層次上（組內），校長教 學領導能透過學校知識管理之中介作用，間接正向影響教師教學效能，再者，校 長教學領導亦可對教師教學效能造成正向之影響，故此係屬「部分」中介模式。 另外，在學校層次上（組間），校長教學領導仍可透過學校知識管理之中介作用， 而對教師教學效能產生正向的影響，然因校長教學領導對教師教學效能不具直接 影響，故此為「完全」中介模式。由上述可知，無論在教師知覺或學校層次上， 校長教學領導皆可藉由學校知識管理之中介機制，間接正向影響教師教學效能。
二、建議
（一）就實務應用方面 在研究結果之應用上，首先，由本研究的結果可得知，無論在教師或學校層 次，校長教學領導於分層面與整體上，皆與學校知識管理與教師教學效能有顯著 的正向關聯。此外，校長教學領導在教師層次上對學校知識管理與教師教學效能 具有正向的影響力。因此，教學領導確實對知識管理及教學效能具舉足輕重之影 響力。校長欲提升學校知識管理及教師教學效能，即可從增強教學領導知能做 起，深入了解教學領導之原理，實際應用時能掌握「發展教學目標」、「確保課程 品質」、「提升教師專業」及「建立完善環境」等重要面向，使教學領導能真正發 揮功效。其次，由研究結果可知悉，學校知識管理與教師教學效能在教師及學校層次 上皆為正相關。再者，無論是在教師或學校層次上，學校知識管理在校長教學領 導影響教師教學效能之過程中，都扮演重要的中介角色。由此可見，學校知識管 理的確重要無比，若要促進教師教學效能，知識管理工作之推展實不容輕忽。究 實而論，學校要能有效實施知識管理並非易事，舉凡遴選與培訓知識管理人才、 建立利於知識管理的組織、組織領導者的積極倡導與支持、運用科技資源、建立 有益激勵知識管理創新的制度、營造知識管理的環境與文化等因素都應顧及（謝 文全，2003），上述諸多因素可謂環環相扣，其中學校領導者之倡導及支持更是 關鍵所在。因之，校長應將知識管理視為學校校務經營的重點工作，引導學校順 利推動知識管理。而校長在推展知識管理工作上，即可針對「顯性知識」、「隱性 知識」、「人員」、「科技設施」、「程序」等層面來加以檢視，以了解知識管理在學 校運作之良窳，若發現某些向度表現較差，即可對此加以改進。 最後，值得說明的是，在學校層次上，校長教學領導雖無法直接影響教師教 學效能，但透過知識管理之中介作用，教學領導仍舊可正向影響教學效能。此一 結果顯示校長若欲採教學領導來提升教師教學效能，仍須思考是否另有相關中介 因素須與之配合。縱使校長教學領導未能直接對教師教學效能造成影響，然間接 影響之機制依舊是存在的，只要校長在從事教學領導能同時關注學校知識管理、 學校教學氣氛、教師組織承諾等中介因素（張碧娟，1999；葉佳文，2007），相 信要提升教師或學校之教學效能是可行且指日可待的。 （二）就後續研究方面 校長教學領導對於教師教學效能影響之主題，國內已有諸多研究加以探討， 但多限於直接效果模式，中介效果模式之研究則不多見 — 目前僅知學校知識管 理、學校教學氣氛及教師組織承諾為校長教學領導影響教師效能過程中之中介機 制。縱觀相關文獻可知悉，許多變項與校長教學領導或教師教學效能有關，舉其 犖犖大者如教師工作士氣、教師工作滿意、教師專業發展、學校文化或氣候等皆 可能在模式中扮演中介變項之角色。職是之故，後續研究可提出不同之中介變項 來檢測模式之成立與否，若能累積更多中介效果模式之實徵研究成果，相信定有 助於釐清教學領導影響教學效能過程中隱而未顯之黑箱機制為何。 多層次分析是教育組織行為研究之新興熱門議題，近年來多層次組織理論及 統計方法學不斷蓬勃發展，已取得長足之進步。在統計方法上，多層次分析與傳 統之統計分析（如迴歸分析、結構方程模式）相較下更具優勢。由於教育組織行 為研究常是採多階段抽樣去蒐集資料，此種資料其實具有階層結構或嵌套之特 性，而傳統統計分析之使用須符合資料獨立性之假設，故若採傳統方式即可能未 能符合使用假設。再者，若要從事多層次分析，檢測二個層次以上之理論模式， 傳統單一層次之統計分析技術即無法使用。在多層次統計分析技術中，多層次結 構方程模式之應用極富彈性，其不但可克服先前研究之限制，更可用於處理較複
雜之模式（如多層次中介或多層次調節中介模式），對於多層次理論模式之檢測 而言，此係為日後研究者之分析利器。事實上，教育組織行為研究所提之模式常 同時涉及個體（教師）及總體（學校）層次的變項，先前以傳統統計分析方式所 得之研究成果可能會有所偏差，建議未來在從事教育組織行為研究時，研究者可 考慮進行多層次分析，採多層次結構方程模式來檢證模式，以提升研究結果之精 確性。
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