國中校長轉型領導、學校組織健康與組織效能關係之研究

全文

(1)

《當代教育研究》季刊 第十七卷第三期· 2009 年 9 月,頁的-124

國中校長轉型領導、學校組織健康

與組織效能關係之研究:中介效果

模式之檢證

泰夢群

吳勁南

摘要 本研究冒在利用中介效果模式,分析國中校長轉型領導、學校組織健康 與組織效能之關聯性。以往相關研究多採用直接效果模式,本研究則採取中介 效果模式,以進一步瞭解轉型領導是如何透過組織健康的中介途徑,而對組織 效能造成影響。本研究針對臺灣地區之公立國民中學教師進行問卷調查,所得 資料主要應用積差相關、集群分析、變異數分析、迴歸分析及結構方程模式進 行統計分析。此次研究共得到兩項結論:一、校長轉型領導之表現愈佳,學校 組織氣候愈健康;校長轉型領導之表現愈佳及學校組織氣候愈健康,學校組織 效能亦愈佳。二、校長轉型領導可以間接透過學校組織健康的中介作用,對學 校組織效能造成正向的顯著影響。 關鍵詞:中介妓呆棋式、轉型領導、組織健康、組織技能 秦夢群,國立政治大學教育行政與政策研究所教授 電子郵件:

mcchin@nccu.edu.tw

H 吳勁甫,國立中興大學教師專業發展研究所助理教授 電子郵件:“123uf@dragon.nchu.edu.tw 投稿日期: 2009年 5 月 3 日;修正日期: 2009年 7 月 30 日;接受日期: 2009年9 月 4 日

(2)

84

(當代教育研究〉季刊第十七春第三期

柯ilH,,'.'·1l·flI l :l'ITR:1 1R'柄的開恥的控鸝辦單

Contemporary Educational Research

Quarterlγ

Sept.戶00秒 Vol. 17 NO·31

pp.

83-124

Exploring the Relationship among

Principa

l'

s Transformational Leadership

,

School Health and School Effectiveness: A

Test of the Mediated-effects Model

Joseph Meng-Chun Chin

*

Jin-Fu Wu

**

Abstract

Results

drawn 企om

earlier researches support transformational leadership of

principals exercise a measurable effect on school

e能ctiveness.

However

,

the

conceptual and methodological tools have created discrepancies in research results.

The use of directed-effects model does not resolve the most important theoretical

issues concerning the means by which principals achieve an impact on school

effectiveness and how contextual forces influence the exercise

of 甘ansformational

leadership in the schoolhouse. By using the Structural Equation Model (SEM)

,

this

study examined the relationship between principal

's 個nsformational

leadership and

Joseph Meng-Chun Chin

,

Professor

, Th

e Graduate Institute of Educational

Adminis仕ation

and Policy

,

National Chengchi University

E-mail: mcchin@nccu.edu.tw

•• Jin-Fu Wu

,

Assistant Professor

,

Institute of Professional Development for Educators

,

National Chung Hsing University

E-mail: fuI23uf@dragon.nchu.edu.tw

(3)

總寮夢群、吳勁甫

!

闡明,缸,則團團

85

但必

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似的們 似 的〉~ 開學

school effectiveness mediated by the condition of school health. Three related

questionnaires were used to measure the major variables while data

collected 企oma

sample of 945 teachers of junior high schools in Taiwan.

It

was found that school

effectiveness can be predicted significantly by the transformational leadership of

principals and the school health. Also,

the

results 企om

mediated-effects model

indicated that school health did have the significant mediated effects of

仕ansformationalleadership

on school effectiveness.

Keywords: mediated-effects model

,

transforrnationalleadership

,

organizational

health

,

organizational effectiveness

(4)

86

(當代教育研究〉季刊第十七卷第三期

軍'Ti1 (-~tlt-"I·Jl.fli l :f.l[l叫川r:1 1: 開r.m;I.川

壹、緒論 在學校領導研究上,校長領導與學校組織效能關係之探討一直備受關 注,歷來研究者為回答兩者問之關聯性為何,曾提出諸多不同理論模式以為解 釋。就理論而言,校長領導行為對於學校組織效能有其一定之影響力;然而, 其影響力之大小與是否在統計上顯著,則在實徵研究中呈現出不同結果。基本 上,研究者在處理相關議題時,計有直接效果( direct-effects) 與中介效果

(

mediated-effects) 兩種模式可供採用。顧名思義,直接效果模式主張,校長 領導可「直接」對學校組織效能造成影響(校長領導→學校組織效能) ;中介 效果模式則假定校長領導係透過「間接」的途徑,例如:組織成員、事件或組 織因素(組織文化、組織氣候、組織發展、組織目標等) ,而對學校組織效能 造成影響(校長領導→中介變項→學校組織效能)

(Hallinger

&

Heck

,

1996

,

1998; Pinter,

1988) 。

HallingerWHeck ( 1998

)在檢視歷年的相關文獻後發現,在模式的應用 上,大多數研究乃採用直接效果模式,只有少數採取中介效果模式。依實而 論,因直接效果模式忽略影響機制中之過程,當校長領導被證明對學校組織效 能有所影響時,其間之運作過程卻形同黑箱而難以知曉,故此種現象限制了分 析結果之詮釋;然而,由於直接效果模式簡單清楚、簡便易用,因此成為大部 分研究者所採用的模式,但深入探索與比較這些研究即可發現,採用直接效果 模式之研究其結果呈現康說紛耘、未有定論的狀態。一些研究發現,校長領導 與學校組織效能兩者問之相關,即使達顯著水準,但相關值卻不高(

Hallinger

&

Heck

,

1996) 。與之相較,中介效果模式主張,校長領導可透過間接途徑影 響學校車且織效能;換言之,校長領導對學校組織效能變異量之解釋,必須透過

其他組織變項的中介,方能顯現其意義。質言之,中介效果模式提供了對於發

(5)

委夢群、臭勁甫 以答的單 ; 各地

87

幣還爛爛騙取觀騙颺懦

生影響的過程與途徑之描述,此將有助瞭解校長領導是透過何種中介機制來影 響學校的組織效能。 近年來,為釐清校長領導與學校組織效能之確切關係為何,研究者嘗試 以後設分析之方法整合歷年之研究,用以明瞭兩者之關聯性。舉例言之, Witziers 、 Bosker與KrUger (2003) 採後設分析探討教育領導與學生成就之關聯 性,其研究發現,教育領導確實對學生成就具有正向且顯著的影響;然而,平 均效應量卻偏低,也因效應量偏低,故彼等認為,直接效果模式在闡釋教育領 導與學生成就之關聯上較為受限,因之,間接或中介效果模式的應用值得推 介。 Marzano 、 Waters與McNulty (2005) 亦以後設分析之方法來探討校長領導 與學生學業成就的關聯性,其研究則顯示,校長領導與學生成就之效應量約介 於低度至中度之間。上述兩份研究所得之結果(效應量的強度)雖有些微的出 入,然兩者皆顯示出,校長領導確實可對學校組織效能造成影響,而就上述後 設分析的結果觀之,採直接或中介效果模式來探討校長領導與學校組織效能之 關聯性皆有其合理性。 觀諸文獻可知悉,國內有關探討校長領導與學校組織效能關係之研究可 謂為數眾多,然若仔細分析可發現,絕大多數的研究是採直接效果模式來分析 變項的關聯性,中介效果模式之應用則較少見。綜而言之,若要明瞭校長領導 對學校組織效能的影響,除直接效果模式的分析角度之外,更應設法探析校長 領導對學校組織效能影響之中介機制,如此方有助吾人深入洞悉領導對效能之 影響途徑為何。基此,本研究除採行傳統直接效果模式的分析策略外,更將學 校組織氣候視為中介變項,檢視中介效果模式之適切性;換言之,即試圖探討 校長領導可否藉由學校組織氣候之中介作用,間接對學校組織效能造成影響。 希冀在研究上能藉由採用中介效果模式之分析,而能對傳統所使用的直接效果 模式有所突破。

(6)

88

(當代教育研究〉季刊第十七卷第三期 柯;l兩r.r:rr.Tr'I:f:fIR叫…﹒;m:r:rr.l iI..I1r.Tinil 線總鸝鸝仿古

本研究在對校長領導進行概念化時,係採用轉型領導(

transformational

leadership

)的觀點。轉型領導在領導學上為新興之研究取向,此主張領導者 不但應顧及下屬的基本需求,且須更進一步地試圖激發並鼓舞組織成員的動 機,使其自我實現,而超越原先預期的表現(秦夢群, 2006) 。諸多論者咸認 為,轉型領導的概念在校長領導研究上其有高度的應用價值,因之,若能深入 研究,應有俾吾人對校長領導之瞭解。在學校組織氣候的衡量上,本研究乃採 取組織健康 (organizational health) 的視角,用以檢驗學校組織氣候之健康的 程度為何,此在國內仍為研究學校組織氣候的嶄新取向,相關實徵研究尚不多

見,然國外文獻顯示,其與許多學校組織行為息息相關 (Hoy

& Sabo

,

1998;

Hoy

,

Tart缸"

& Kottkamp

,

1991 )

,在學校經營上可謂重要非凡,故值得採行用來 探究其與校長轉型領導與學校組織效能之關聯性為何,以累積更多之實徵研究

成果。而在學校組織效能的評估上,則採取競值架構 (competing

values

framework

,

CVF) 的觀點,此係因競值架構的優點在於,可將多元的成果置入

其中,此可使研究者考量多元的指標及探究它們彼此間之關聯性。若將此運用

在學校組織效能之研究中,則可避免將學校組織效能偏狹地界定在學生學業成

就之上 (Witziers,

Bosker

,

&

KrU

ger

,

2003

)。是故,採競值架構之觀點研究學校 組織效能有其優勢及適用性。 易言之,本研究之主要目的在於'分析校長轉型領導、學校組織健康與 組織效能之關聯性,而主要的研究問題係在探討: 一、校長轉型領導、學校組織健康與學校組織效能三者之間的關係為 何? 二、學校在校長轉型領導與學校組織健康之不同表現,是否在學校組織 效能上造成差異? 三、校長轉型領導對學校組織健康與學校組織效能,以及學校組織健康

(7)

89

整對和彈鵬訟扭 mil單暉蠶祖廟眉閑It 糟了?戶趴著 哥學 秦夢群、吳勁甫 對學校組織效能是否具有預測或解釋力? 四、校長轉型領導能否藉由學校組織健康之中介作用,間接影響學校組 織效能?

貳、文獻探討

以下茲就轉型領導、組織健康與組織效能之意涵,以及三者之關聯性加 以析述。 一、轉型領導的意涵 何謂轉型領導,根據 Bass

(1985

,

1990a) 的看法,轉型領導係領導者藉由 增加成員信心及提升工作結果的重要性與價值,逐漸將他們的需求提升到成長 與成就需求,進而對組織付出額外的努力。歸結組織論者對轉型領導的觀點或 主張(張慶勳,

2002

;蔡進雄,

2000

;糢世緯,

2003 ; Bass

,

1985

,

1990a;

Leithwood

,

2006)

,約可歸納出以下核心特質:(一)轉型領導者的領導力來自 於領導者本人,而非傳統的科層體制或是法理權威;(二)轉型領導透過激勵 與滿足成員需求,強化成員的向心力;(三)轉型領導者能夠有效地將組織成 員的工作動機藉由交易式的利益交換,提升至內在與精神層次,便成員自願且

樂意為組織付出。

至於轉型領導的行為層面,亦即轉型領導之精神與意涵要如何轉化為領 導行為的部分,學者也提出諸多看法與主張,舉其要者,例如Bennis與

Nanus

(1985) 表示,轉型領導具有四個層面: (一)發展願景; (二)傳達意 義; (三)信任; (四)自我發展。 Bass (1990b) 認為轉型領導者之領導行為 層面包括以下四者: (一)魅力; (二)激發鼓舞; (三)啟發才智; (四)個別 關懷。而Jantzi與Leithwood (1996) 則主張以下五個層面: (一)提供願景;

(8)

90

{當代教育研究〉季刊第十七春第三期 (二)提升對團體目標的接受度; (三)提供個別支持; (四)啟發才智; (五)高度的成就期望。綜合諸多論者的看法之後,本研究將校長轉型領導歸

納為四大行為層面,茲就其意涵說明如下:

(一)魅力或理想化影響力:意指校長對部屬具有理想化影響力,校長 能運用參照權而令人尊敬與仰慕,且擁有可以達成的使命及遠見,以獲取部屬 認同。 (二)激發鼓舞:校長經由鼓舞及分享共同目標,喚起與提升教師追求 成功之動機,產生領導的影響力。 (三)智識啟發:藉由喚起並改變教師對問題的認知及解決方法,使其 在思想、想像力、信念及價值等觀念上獲得啟發,並在面對問題的解決能力 上,不斷地提升其能力。 (四)個別關懷:指校長關心每位教師的獨特發展需求及個別差異,除 了體認與滿足教師目前需求外,還幫助教師發揮個人潛能與成長。

J 二、組織健康的意涵

學校組織氣候係指學校成員對團體之知覺,是學校環境相當持久之特

質,為學校成員所體驗且會影響成員之行為 (Hoy

&

Miske1

,

2001

)。評估學校 組織氣候有諸多不同取向,組織健康為衡量學校組織氣候的觀點之一。就學校 組織健康的意涵而言,

Hoy

、 Tarter與Kottkamp

(1991

)認為,健康之學校係 指,學校在技術、管理及制度層面上處於和諧狀態;再者,當學校在成功因應 分裂歧異的外部壓力,且將其精力導引至學校任務之上的同時,學校能滿足其 工具性和表達性此兩種需求。實徵研究顯示,學校組織健康與教師之組織信 任、教師彰權益能、教師組織承諾、教師效能、學校組織效能及學校創新經營 等諸多變項具密切的關聯性(秦夢群、吳勁甫,

2006 ' 2009

;陳宣妓,

2008 ;

(9)

發 寮夢草草、吳勁甫

ρ咐墊付5鞠i駐廠mE擺闊闡繡

91

顏童文,

2007; Hoy

,

Tarter

,

&

Witkosk吟,

1992; Hoy & Woolfolk

,

1993) 。因而,

組織氣候之健康情形實不容忽視。

研究者若要實際衡量學校組織健康之情形,則可採取教育組織論者所發

展出之組織健康量表 (Organizational

Health Inventory

,

OHI)

(如秦夢群、吳勁

甫、鄧鈞文,

2007

;潘孝富,

2000 ; Hoy & Feldman

,

1987; Hoy & Sabo

,

1998;

Hoy

,

Tarter

,

& Kottkamp

,

1991

)。藉此即可依「健康」之視角檢視學校的車且織氣

候,而須說明的是,學校組織健康量表係區分成小學、中問學校及中學之版

本,因之,研究者即可依研究對象之需要選用不同版本進行研究。在中學版的

組織健康量表中,所建構出的面向數有七,其意涵如下 (Hoy,

Tarter

,

&

Kottkamp

,

1991 ) :

(一)機構的自主性 此係指學校能以維繫其教育方案之完整性的方式來因應其環境之能力。 教師在面對社區及家長不合理的要求時會受到保護。

(二)校長的影響力

此即校長能影響上級行動之能力。能說服上級,獲得額外之關注,在推 行進展時不受層級節制為學校行政之重要面向。 (三)關懷 校長的行為是友善、願意支援、開放的,同事彼此間和樂相處,此代表 校長對教師褔利之真誠關注。 (四)倡導結構 校長的行為兼具工作和成就導向。校長能詳述工作期望、績效表現之標

準及程序為何。

(五)資源支持 學校對班級之支援充分,教學資源易於取得,假如有需求的話,額外之

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92

(當代教育研究〉季刊第十七巷第三期 柯it而r;r.Tlill't叭,叫 =·1 物資可隨時供應。

(六)工作士氣

此為教師之間友善、開放、熱誠及信任之共同感受。教師喜歡彼此,喜 愛工作,彼此互助,以學校為榮,在工作上能獲得成就感。

(七)著重學業成就

學校為學術卓越要求所驅策之程度。學校為學生設下高但可達致的學習 目標,學習環境井然有序且嚴謹,教師相信學生的能力,學生努力用功,且尊 重在學業上表現突出的同學。

三、組織效能的意涵

組織效能有許多研究途徑和模式,以及不同的意涵和衡量方法,此即說 明組織效能涉及了許多面向,任何單方面的衡量都不能綜觀全貌,但每種途徑 對效能的內涵與衡量皆有貢獻(陳明璋,

1982)

0 I 學校組織效能」叉稱「學校 效能 J (張慶勳,

2002)

,教育組織論者在界定學校組織效能時,往往會參酌組 織理論,例如:採取經濟理性、有機系統模式、組織的人際關係取向、科層體 制,以及組織的政治模式等觀點對學校效能加以定義(潘慧玲,

1999)

,而因 切入的理論視角有所分別,研究者對學校組織效能的定義即隨之不同。在理論 上,組織效能係為多面向的概念,因而,在評估學校組織效能實須包括多種的 規準或指標,沒有任何單一規準可捕捉學校組織效能之複雜特性(Hoy

&

Miskel

,

2001) 。以往對學校組織效能較侷限於學生成就之衡量,然晚近之學者 咸認為,學校組織效能具多元特性,實非單一智能指標所能代表。 在組織理論中,競值架構之組織效能觀點,係整合不同組織效能模式所 構成,在架構中的每個模式有各自用以評估之規準'此正可符應、學校組織效能 之多元面向的性質,使效能之界定不再僅限於學生成就,故而將之用於學校組

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寮夢都、吳勁甫 物而欣伽

93

驕傲攔撇盟國鵬還攝體驛

織效能之研究有其優勢。易言之,在競值架構下,組織效能可依縱軸(從彈性 到控制)和橫軸(從內部到外部焦點)之區分,劃分為四個象限,而每個象限 各自代表著一種效能模式,分別為: I 人群關係」、「開放系統」、「理性目標」 及「內部過程 J '而組織效能的概念便可由上述四個不同的模式構成(鄭彩

鳳,

1996 ;

Quinn

,

1988)' 而被稱為「競值架構」的原因就在於'橫軸和縱軸

兩端所強調的價值是互相對立的,每個象限各自代表一種模式,且各個模式內 的標準不同,彼此間似乎傳達著互相衝突的訊息。茲就各模式之內涵說明如下 (吳勁甫,

2005) :

(一)人群關係模式

具有維持社會技術系統、趨向人力的全力投注、分權化及分化之特性。

此模式認為,員工是組織的主體,舉凡組織成員的士氣、滿足感、和諧關係等 皆應受到重視。因之,此模式關注的焦點在非正式團體、工作規範,以及組織 中的其他社會關係。

(二)開放系統模式

趨向擴張與適應、分化與分權化整體系統的競爭位置,注重組織與環境 之間的互動,強調創新性及創造力,其所定義的組織效能是,組織能成功地獲 得稀有、重要的資源,且注重組織與環境間的互動關係。

(三)理性目標模式

它處於全面系統的競爭性狀態、要求最大的成果、集中性與統整性,並

強調利潤與底線。此模式合括理性行動的基本理論,並假定規劃與目標設定是 導致生產力與效率的關鍵,一旦任務得以釐清,目標便可設定,行動便可採 行。組織效能的評估端賴組織目標達成之程度而定,亦即,組織目標完成的程 度愈高,組織的效能就愈高。

(12)

94

<當代教育研究〉季刊第十七卷第三期

~HII T.I·Il.1l嘔心;l l r.Ti1'1

/

(四)內部過程模式

/

\{

\、j

趨向組織的鞏固與維繫'強調衡量、文書作業及資訊管理。由於此模式 的主要目標在於,使組織成為穩定、均衡的環境,一切井然有序。因此,組織 效能是指,組織內部運作正常、運作例行化、高度的內部溝通,以及成員具有 監控自己行為的能力。 四、校長轉型領導、學校組織健康及組織效能之關聯 本研究主要在探討校長轉型領導、學校組織健康與學校組織效能三者間 之關聯性,為瞭解變項彼此間之關係為何,茲援引相關文獻說明,以知其模 相互 o 就校長轉型領導與學校組織效能的關係而言,諸多研究顯示,校長轉型 領導與學校效能有關(林金福,

2003

;蔡炳坤,

2007

;蔡進雄,

2000 ;

Gunigundo

,

1998; Hoememann

,

1998;

Stobau阱,

2003)

,而Chin (2007) 以後設

分析之方式分析校長轉型領導與學校成果(區分成:教師工作滿意、學校效能 以及學生成就三者)的關聯性,其研究更顯示,兩者之關聯係屬高度的效應 量,校長轉型領導的確可對學校成果造成正向的影響o

就校長轉型領導與學校組織氣候的關係言之,諸多研究璽示可/校長轉型

領導與學校組織氣候有關(張毓芳,

2002

;梁馨文,

2004

;黃柏勳,

2004)

,

而在探討轉型領導與組織氣候時,以組織健康之角度研究組織氣候者,如秦夢 群、吳勁甫 (2006 )之研究顯示,校長轉型領導與學校組織健康具有正向關 聯。 Korkmaz (2007) 的研究則指出,校長轉型領導與學校組織健康呈正相 關,再者,校長轉型領導可直接及間接透過教師工作滿意對學校組織健康造成 明顯的正向影響。 就學校組織氣候與組織效能之關係而言,很多研究顯示,學校組織氣候

(13)

95

E醫過 武門穗芳:轉蠶食;最圓圈敵軍姆彈研 寮夢群、吳到甫 與組織效能有關(林貴芬,

2006

;秦家凱,

2007

;許顏輝,

2005)

,而有關學 校組織健康與組織效能之研究,女DHannum (1994) 的研究指出,學校之氣候 愈健康,其學生之學習表現愈好。Smith (2002) 之研究結果顯示,學校組織 ~ 愈健康,學生之數學精熟度愈高。Scott (2003) 之研究發現,學校氣候中之 學術壓力面向可正向地預測學校效能。Roney 、 Coleman與Schlichting

(2007)

則發現,學校組織健康與語丈閱讀成績呈顯著的正相關。 上述主要針對兩兩變項間之關係加以探討,基本上,此僅是在直接效果 模式的架構下說明變項之關聯性,然若要瞭解校長轉型領導係透過何種機制或 過程影響學校組織效能,中介效果模式之採用有其優勢。迄今,在丈獻中仍少 見有研究是依中介效果模式的觀點分析校長轉型領導、學校組織健康(氣候) 及學校組織效能三者問之關係o 在校長領導影響學校組織效能之理論模式上

( Hallinger & Heck

,

1996

,

1998; Pinter

,

1988)

,中介效果模式之主張及應用備受

重視,目前中介效果模式之相關實徵研究雖尚不多見,但部分仍顯示校長轉型 領導可藉由各種中介機制(例如:學校組織丈化、教師工作滿意、教師信念、 教師效能、教師組織公民行為、教師組織承諾等),間接影響學校組織效能 (林欣豫,

2007

;張慶勳,

1996

;陳德慶,

2007

;黃建盔,

2008 ; Ross &

Gray

,

200徊, 2006b) 。由此可推知,學校組織健康(氣候)亦可能為校長轉型 領導影響學校組織效能之中介機制。 綜合以上研究所得之結果可窺知,校長轉型領導、學校組織健康及學校 組織效能三者彼此間具有密切的關聯性。校長轉型領導可預測或影響學校組織 健康及學校組織效能;再者,學校組織健康亦是預測或解釋學校組織效能的重 要因素。植基於此,本研究同時採取直接及中介效果模式來解釋校長轉型領導 與學校組織效能的因果關聯。就直接效果模式而言,係指校長轉型領導會直接 影響學校組織效能;就中介效果模式而言,則指校長轉型領導對學校組織效能

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96

(當代教育研究〉季刊第十七卷第三期 何用r;r-r..叫 的影響途徑除直接影響之外,亦會透過學校車且織健康之中介作用,間接影響學 校組織效能。

參、研究設計與實施

一、研究方法

本研究係採取「調查研究法」進行研究,先對校長轉型領導、學校組織 健康與學校組織效能之相關文獻進行探討;再以問卷調查蒐集國民中學教師對 校長轉型領導、學校組織健康與學校組織效能的知覺資料;最後,則藉由資料 之統計分析,用以瞭解校長轉型領導、學校組織健康與學校組織效能之關係。 二、研究架構 本研究旨在探討校長轉型領導、學校組織健康與學校組織效能之關係。 根據研究動機與目的,綜合相關文獻之探析,所擬定的研究架構如圖 1 所示。 校長轉型領導 學校組織健康 學校組織效能 魅力或理想化影響 機構的自主性 人群關係 激發鼓舞 倡導結構 開放系統 智識啟發 關懷 理性目標 個別關懷 校長的影響力 內部過程 資源支持 工作士氣 著重學業成就 4 圖 1 研究架構

(15)

灣 棄夢草草、吳勁甫

三、研究對象及抽樣

川吶?哀義建立道理彈糊E圍觀這贖鬧開曹

97

本研究以公立國民中學教師為研究對象,依據教育部 2007 年所彙整之資 料,各縣市所管轄之公立國民中學計有 731 所,扣除外島及離島(澎湖縣、金 門縣、連江縣) ,共計 707戶斤,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)學校有 261 所,佔 36.9% ;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)學校有 198 所,佔 28.0% ;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)學校有 203 所,佔 28.7% ;東部區域學校(包括花蓮縣及臺 東縣)有 45所,佔 6.4%。據此,本研究之母群體係指四大區域,共 707所之公 立國民中學學校教師。正式施測時,決定以學校總數的十分之一做為樣本學 校,採分層隨機抽樣,以區域做為分層依據,再根據各區佔學校總數之比例, 北區抽取 26所學校,中區抽取 20所學校,南區抽取 20所學校,東區抽取 5所學 校,合計學校樣本數為 71 校,每校分別抽取教師的人。本研究總計發出 1 月的 份問卷,扣除無效問卷,共計回收 945 份有效問卷,有效問卷回收率為 88.73% 。

四、研究工真

本研究所使用的研究工其係包括: (一)校長轉型領導量表; (二)學校 組織健康量表;以及(三)學校組織效能量表,茲分述如下: (一)校長轉型領導量表 在衡量校長之轉型領導上,係採用糢世緯 (2003 )所編製之「校長轉型 領導量表」。量表在形式上採五點量表計分,得分愈高,代表校長轉型領導的 表現愈佳。在量表之效度上,經試探性因素分析後(採主成分法抽取因素,並

(16)

98

(當代教育研究〉季刊第十七卷第三期 年恥 以最大變異法進行轉軸) ,可區分為四大因素:魅力或理想化影響、激發鼓 舞、智識啟發、個別關懷,因素的累積變異解釋量依序為72.7% 、 74.1%、 8 1. 9% 、 80.6% ;在量表之信度上,各分量表之α係數在.89到 .93 之間,總量表 α 係數則為.98 。由上述可見,量表之信度和效度實屬良好。

(二)學校組織健康量表

在衡量學校之組織健康上,乃採用秦夢群、吳勁甫與鄧鈞文 (2007 )所 發展之「學校組織健康量表」。量表採取四點量表計分,得分愈高,代表學校 組織氣候愈健康。在量表的效度方面,經試探性因素分析後(採主軸法抽取因 素,並以直接斜交法進行轉軸) ,量表中七個因素(分別為:機構的自主性、 倡導結構、關懷、校長的影響力、資源支持、工作士氣,以及著重學業成就) 總共可解釋57.08%的變異量;在量表的信度方面,各分量表的α係數介於.71 至 84之間,整個量表的叫系數則為.86 。由此可知,量表的信、效度尚佳。

(三)學校組織效能量表

在衡量學校組織效能上,係採用吳勁甫 (2005 )所編製的「學校競值組 織效能量表」。量表為五點量表計分,得分愈高,代表學校組織效能的表現愈 佳。在量表之效度上,經試探性因素分析後(採主軸法抽取因素,並以直接斜 交法進行轉軸) ,量表中八個因素(包括:開放參與、凝聚士氣一一人群關係 模式;支持成長、革新調適一一開放系統模式;工作績效、計畫目標一一理 性目標模式;科層管理、穩定控制一一內部過程模式)總共可解釋69.09%的 變異量;在量表的信度上,各分量表的α係數介於.86至.89之間,整個量表的α 係數則為.95 。由此可見,量表的信、效度尚稱良好。 由上述可知,三份研究工具皆具良好的信效度,且為國內近年來所發展 出適用於中小學之量表,而量表所測量的構念更能與本研究相互契合,因而將 其用以衡量國民中學校長轉型領導、學校組織健康及學校組織效能應具一定的

(17)

“胸三;蛇頭還扭扭區E揖隨翼翼嵐驅除開 e 咐騁

99

寮夢草草、吳勁甫 適用性。

肆、研究結果之分析與討論

一、校長轉型領導、學校組織健康與學校組織效能之相關分析

茲採取皮爾森積差相關進行資料分析,就校長轉型領導、學校組織健康 及學校組織效能三者之分層面及整體相關情形加以分析(結果如表卜表 2 、表 3及表4所示)。就變項分層面彼此間的相關而言,校長轉型領導與學校組織健 康分層面之間大致呈顯著的正相關,唯一例外者乃學校組織健康中之「機構的 自主性」層面與轉型領導之間未具顯著的相關;學校組織健康與學校組織效能 分層面之間亦大致呈,顯著的正相關,然學校組織健康中之「機構的自主性」層 面與學校組織效能分層面(人群關係、理性目標及內部過程)之間大都未具顯 著的相關,其僅與開放系統層面有顯著的正相關,但此相關係數值偏低 (r =β74) ;校長轉型領導與學校組織效能分層面之間皆呈顯著的正相關。若就 變項整體層面彼此間的相關而言,則三者間皆呈顯著的正相關 o 表 1 轉型領導與組織健康相關分析摘要表 組織健康

\轉1型領導 魅力或理想化影響

激發鼓舞 智識歐發 個別關懷 關懷

.750*

.755*

.716*

.781 *

著重學業成就

.4

87*

.4

94*

.4

84*

.505*

機構的自主性

.032

.010

.062

.015

校長的影響力

.602*

.603*

.613*

.563*

資源支持

.610*

.624*

.624*

.617*

工作士氣

.554*

.556*

.533*

.579*

倡導結構

.688*

.694*

.688*

.663*

*p<.05

(18)

100

(當代教育研究〉季刊第十七卷第三期 (:Ti1~… 表 2 組織健康與組織效能相關分析摘要表 組織健康 著重學業 機構的 校長的 資源 工作 倡導

組織效有匕匕九\\\\ 關懷

成就 自主性 影響力 支持 士氣 結構 人群關係

.606*

.4

98*

.000

.4

87*

.568*

.625*

.567*

開放系統

.614*

.609*

.074*

.591 *

.647*

.648*

.620*

理性目標

.568*

.590*

.024

.529*

.584*

.697*

.628*

內部過程

.604*

.522*

.021

.551 *

.603*

.618*

.617*

一一

*p<.05

表 3 轉型領導與組織效能相關分析摘要表 轉型領導 魅力或理想化影響 激發鼓舞 智識歐發 個別關懷 組融效能 人群關係 開放系統 理性目標 內部過程

*p<

.05

.586*

.614*

.590*

.599*

.607*

.639*

.611

*

.615*

.568*

.629*

.589*

.572*

.602*

.615*

.586*

.599*

導一康一能一

領一健一效

-Mr

鬧一糊一糊

-kr

.786*

二、不同校長轉型領導與學校組織健康學校集群在學校組織效能上之差

異分析

為瞭解校長轉型領導與學校組織健康之不同學校集群在學校組織效能上

(19)

業夢群、吳勁甫

101

能讓轎也能買回國軍到官軍醫Ii.~閱會

是否存在顯著差異,本研究先進行集群分析,分群之後再採多變量及單變量變

異數分析,檢測不同學校集群在學校組織效能上之差異情形。具體言之,在進

行學校集群分析時,係根據轉型領導與組織健康的分層面之得分為準,採取 SPSS 統計軟體中之兩階段集群分析 (Two-Step

Cluster

Analysis) 從事資料分 析,此法之長處在於,可同時結合階層法及非階層法之優勢,其可依據集群準 則(如 mc) 自動決定集群數目並進行分群(林震岩, 2006) 。由表 5 可知悉, 所有學校(僅回收 69校之問卷)可分為兩個集群,依其在轉型領導與組織健康 的平均數觀之,群一學校可命名為「低轉型領導,低組織健康型 J '群二學校 則可命名為「高轉型領導,高組織健康型」。在學校組織效能之差異檢定上, 由表6多變量變異數分析 (Wilksλ 二 .501; p<.05) 及單變量變異數分析(四個 分層面之 F值皆達 .05 顯著水準)的結果可知悉, I"高轉型領導,高組織健康 型」在學校組織效能整體及分層面上皆顯著高於「低轉型領導,低組織健康

型」。而在關聯強度 (η2) 的分析上,若依據 Cohen 的標準'刊 2大於.138 表示具

有高度關聯強度(哥|白邱皓政,

2005)

,由此可見,不同校長轉型領導與學校 組織健康之學校集群與學校組織效能的整體及分層面皆屬高度的關係。

三、校長轉型領導、學校組織健康及學校組織效能之預測分析

為瞭解變項間之預測或解釋情形,本研究採多元迴歸,以同時分析法將 所有的白變項同時納入迴歸方程式中,分析其對依變項之預測或解釋力為何。 首先,就校長轉型領導預測學校組織健康而言,從表7 可笑日,整體迴歸模式檢

定 (F值為 386.962

'

p

<

.05) 達顯著,顯示整個模式具有統計意義,

R

2

.622 '此表示四個白變項可解釋依變項62.2%的變異量,因之,四個自變項 對依變項的解釋力尚佳。在個別自變項的檢定方面,全部的迴歸係數皆達顯 著。在共線性的分析診斷上,由於變異數波動因素 (VIF值)皆小於 10 '故不

(20)

102

(當代教育研究〉季刊第十七卷第三期 可;r"n而阿布'I:r-.f'IR孔lf.TiT;1 1 甘心削范研究宮女報鑫臘梅!三: 群二(3 3 校)

Mean

4.058

4.037

4.025

3.962

3.104

2.871

2.829

3.171

3.014

3.106

3.202

Mean

3.299

3.391

3.329

3

.1

98

2.568

2

.4

72

2.852

2.754

2.612

2.676

2.735

轉型領導及組織健康分層面 表 5 學校集群分析、多變量和單變量變異數分析摘要表 群一( 36 校) 魅力或理想化影響 激發鼓舞 智識啟發 個別關懷 機構的自主性 倡導結構 關懷 校長的影響力 資源支持 工作士氣 著重學業成就 勻 <.05

WilksλPartial112

F 值 表 6 不同群別學校在組融效能之多變量及單變量變異數分析摘要表 組織效能 群一( 36 校) 群二(33 校)

分層面

Mean

SD

Mean

SD

.501 *

人群關係

3

.5

52

.300

3.947

.206

39.808*

開放系統

3

.4

88

.2

75

3.931

.1

78

6

1.

692*

理性目標

3.515

.3

09

3.969

.210

49.810*

內部過程

3.646

.326

4.068

.183

42.871 *

*p

<.05

.4

99

.3

73

.4

79

.4

26

.390

存在嚴重的共線性問題。因之,大致可依據標準化係數(β) 之大小判斷自變

項對依變項影響的重要性。四個自變項之重要性依序為:(一)個別關懷(

/3

二 .249)

;

(二)激發鼓舞 (β=.227)

;

(三)魅力或理想化影響 (β=.205)

;

(21)

103

要讓媽懿糙,團團~植讀義竄,單價學 … V恃穹 寮夢都、吳勁甫 (四)智識啟發 (β=

.153

)。因上述迴歸係數皆為正值,故可得知,轉型領 導的所有分層面對組織健康皆具有正向的預測或解釋力。 表 7 r 轉型領導」分層面預測「組織健康」之迴歸分析摘要表 標準化儕 整體迴歸模式檢定共線性檢定

模式

t 值

R

2 數 (β )

.

,=

~~ (F 值) VIF 值

.622

386.962*

魅力或理想化影響 激發鼓舞 智識啟發 個別關懷

*p <.05

.205

3.975*

.227

4.536*

.1

53

3.572*

.249

5.537*

6.610

6.250

4.553

5.046

其次,就學校組織健康預測學校組織效能而言,從表 8可笑日,整體迴歸模

式檢定 (F值為 246.8俑 ,

p<

.05) 達顯著,顯示整個模式具有統計意義,

R

2

.648 '此表示七個自變項可解釋依變項64.8%的變異量,因之,七個自變項 對依變項的解釋力尚佳。在個別自變項的檢定方面,全部的迴歸係數皆達顯 著。由於不存在嚴重的共線性問題 (VIF值皆小於 10) ,因之,大致可依據標 準化係數之大小判斷自變項對依變項影響的重要性。七個自變項之重要性依序 為: (一)工作士氣 (β= 封4)

;

(二)著重學業成就 (β 三.1 77);( 三)資源 支持 (β=

.170) ;

(四)機構的自主性 (β=.104);( 五)倡導結構(

(3

=.098);

(六)關懷 (β 二 .066)

;

(七)校長的影響力 (β=.061) ,而因迴歸 係數皆為正值,故可得知組織健康的所有分層面對組織安文能皆具有正向的預測 或解釋力。 最後,就校長轉型領導預測學校組織效能而言,從表9可知,整體迴歸模

式檢定 (F值為232 .453

'

p

<

.05

)達顯著,顯示整個模式具有統計意義,

R

2

(22)

104

<當代教育研究〉季刊第十七卷第三期

~('illf,I·fl~nll事 m吋lr祕圳M叫川[.叫仙川川.J仇刊叫liT,肌E江沁T恥-1恥1

表 8 r 組織健康」分層面預測「組織效能」之迴歸分析摘要表

模式

標準化係

t 值

R

2

整體迴歸模式檢定

共線性檢定

數 (β ) (F 值) VIF 值

.648

246.808*

表 9 r 轉型領導」分層面預測「組織效能」之迴歸分析摘要表

模式

標準化係

t 值

R

2

整體迴歸模式檢定

數 (β ) (F 值) 機構的自主性 倡導結構 關懷 校長的影響力 資源支持 工作士氣 著重學業成就

*p

<.05

魅力或理想化影響 激發鼓舞 智識啟發 個別關懷

*p

<.05

.104

.098

.066

.061

.170

.354

.177

.070

.311

.141

.222

3.170*

3.390*

3.269*

2.018*

5.139*

12.114*

5

.4

41

*

1.179

5

.3

82*

2.851 *

4.281 *

.4

97

2.848

2.230

1.080

2

.4

71

2.917

2.281

2.818

共線性檢定 VIF 值

232

.4

53*

6.610

6.250

4.553

5.046

為.497 '此表示四個自變項可解釋依變項49.7%的變異量,因之,四個自變項 對依變項的解釋力尚佳。在個別自變項的檢定方面,有三個迴歸係數皆達顯 著,一個未達顯著(魅力或理想化影響)。由於不存在嚴重的共線性問題 (VIF值皆小於 10) ,因之,大致可依據標準化係數之大小判斷自變項對依變 項影響的重要性。三個自變項之重要性依序為: (一)激發鼓舞 (β=.311)

;

(二)個別關懷 (β= .222)

;

(三)智識啟發 (β= .1 41) ,因迴歸係數皆為正

(23)

繳 費夢草草、吳勁甫 的啥

105

?h 終存心你 蝴

輛鞠搬回國輛輛颺糟

值,故可得知,上述轉型領導的分層面對組織效能具有正向的預測或解釋力。 四、校長轉型領導、學校組織健康與組織效能間之因果關係分析

(一)直接效果模式之分析

直接效果模式假定校長轉型領導對學校組織效能具有直接的影響力(見 圖2) 。在分析時,本研究所蒐集的樣本之得分的分配違反多變量常態分配假定

一一一多變量偏態 (Va1ue=8.964

; 2=29.656 ;

p<

.001) 、多變量峰度 (Va1ue=

122.036 ; 2=23.034 ;

p<

.001

)、多變量偏態和峰度 (Chi-Square=

1410.065 ;

p<.OOl) 。其中,多變量峰度值已超過25 (黃芳銘,

2006)

,因而,可能會影 響最大概似法 (Maximum

Likelihood

,

ML) 的估計情形。是故,本研究採行強

韌性最大概似法 (Robust

Maximum Likelihood

,

RML) 進行參數估計,並呈現

Satorra-Bentler

X

2值一一此因以ML為基礎之 χ2會隨資料分配之非常態性(如

隨多變量峰度之增加)而有所偏誤,故採觀察資料分配之特徵來校正ML

j

值,以更為接近理論 χ2之參照分配 (Finney

& DiStefano

,

2006; Satorra &

Bentler

,

1994)

,以及依此計算所得之適配指標(如CFI) ,用以校正違反多變量 常態分配之情形。茲就模式之適配度說明如下。

X

2(19)=

128.19

(p<.05) 、 SBX

2

(19) =89.95 (p<.05)' 兩者都已達.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,然因

χ2

值易受樣本大小之影響,當樣本增加時,即容易達顯著之差異(余民寧,

2006)

,是故,應、參照其他適配指標來評估模式。另外,採取其他指標評估整 體模式適配,情形之結果為:RMSEA的值為0.06 '小於0.08 '表示理論模式與觀 察資料可視為是不錯的適配;SRMR的值為0.02 '小於0.08 '顯示模式可接 受; NNFI的值為0.99 、 CFI的值為0.99 '以上兩個指標都大於所要求的標準

(0.90)

,顯示模式相當可以接受。

(24)

106

(當代教育研究〉季刊第十七卷第三期 呵呵r.r.Tr.TlT1I:r;f1川 l r:r.T:l 1 汀,的叫那何?而藩鸝鐵法令 校長轉型 領導

.74

學校組織 效能

.4

6

魅力 激 智

開 或理 發 識 別 群 放 想化 鼓 啟 關 關 影響 懷 係 統

.1

1

.12

.19

.16

.33

.17

.18

.26

圖 2 直接效果模式標準化參數估計值 就測量模式之評估而言,潛在變項之組合或建構信度(

construct

reliability)

(李茂能,

2009

;黃芳銘, 2006) 之值分別為:轉型領導 (.96 )、 組織效能 (.93) ,上述兩者皆在標準(.60) 以上,此表示觀察變項對此兩個潛 在變項提供了可信的建構測量。綜合上述指標評估之結果,除x2

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

2

或表10中的標準化參數估計值 (γ =.74; p<.05) 可 知,校長轉型領導對學校組織效能具有顯著的正向直接影響,而學校組織效能

可被解釋的變異量為54% (R

2

.54 )。

(25)

業夢草草、與勁甫 這吋喊慵懶攝取臨蠶蹋颺默堅詞

107

表 10 直接效果模式之估計參數的顯著性考驗摘要表

參數非標準化 標準誤

t

標準化參數非標準化 標準誤

t 值 標準化 參數值 參數值 參數值 參數值 λXl

1.

00

0.94

δI

0.07

0.01

13.31 *

0

.1

1

λX2

0.99

0.02

56

.4

6*

0.94

δ2

0.07

0.02

3.96*

0.12

λX3

0.98

0.02

48.85*

0.90

δ3

0.12

0.01

13.57*

0

.1

9

A.X4

1.

09

0.02

57.50*

0.91

δ4

0.13

0.01

14

.3

8*

0.16

A.

Yl

1.

00

0.82

εl

0.14

0.01

14

.3

4 *

0

.3

3

A.

Y2

1.1

7

0.04

32

.3

4 *

0.91

ε2

0.08

0.01

1

1.1

9*

0.17

A.

Y3

1.1

7

0.04

29

.3

0*

0.91

ε3

0.08

0.01

1

1.

87*

0

.1

8

A.

Y4

1.

05

0.03

30

.3

2*

0.86

ε4

0

.1

1

0.01

1

1.

84*

0

.2

6

γ

0.53

0.03

20.06*

0.74

C

0.13

0.01

1

1.

34*

0

.4

6

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)中介效果模式之分析

中介效果模式假定校長轉型領導對學校組織效能之影響可區分為兩種: 其一為校長轉型領導對學校組織效能的直接影響;其二則為校長轉型領導透過 學校組織健康(中介變項)對學校組織效能造成的間接影響(見圖 3) 。在分析 時,本研究所蒐集的樣本之得分的分配違反多變量常態分配假定一一多變量 偏態 (Value=18.932; Z 三 35.242

;

p<

.001

)、多變量峰度 (Value

= 342.290 ;

Z = 27.687 ;

p

<

.001

)、多變量偏態和峰度(

Chi-Square = 2008.598 ;

p

<

.001

)。其中,多變量峰度值已超過鈣,因而,可能會影響最大概似法的估 計情形。是故,本研究採行強韌性最大概似法進行參數估計,用以校正違反多 變量常態分配之情形。茲就模式之適配度說明如下。

X

2 (87)

=932.39

(p<

.05) 、 SB

X

2(87) 三 780.35

(p

<

.05)

,兩者都已達.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

(26)

108

(當代教育研究〉季刊第十七春第三期 而圳,…l:flm叫川什E 心:rr:1i1..D'1呵呵鸝驗告川 他指標評估整體模式適配情形之結果為: RMSEA的值為.09 '介於.08至 .10之 間,表示理論模式與觀察資料為普通程度的適配;SRMR的值為.的,小於.08 顯示模式可接受; NNFI的值為.97 、 CFI的值為.97 '以上兩個指標都大於所要 求的標準 (.90) ,顯示模式相當可以接受。就測量模式之評估而言,潛在變項 之組合或建構信度之值為:轉型領導 (.96 )、組織健康(

.88

)、組織效能

(.93)

,上述三者皆在標準 (.60 )以上,此表示觀察變項對此三個潛在變項提 供可信的建構測量。而須指出的是,在組織健康中,機構的自主性層面之信度 有偏低的情形(由負荷量之值為.10即可推知) ,此表示該構面之信度須加以改 進,然因機構的自主性為組織健康之重要層面,為顧及構念之完整性,本研究 仍將其保留,但此測量構面之改善應為未來研究須多加著力之處。綜合上述指

標評估之結果,除x

2

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

3

或表11 中可知,校長轉型領導對學校組織效能之直接影響未達顯著 水準(

r

21

= .08 ;

p>

.05 )

,故轉型領導對組織效能應不具顯著的直接影響 力;然而,轉型領導能透過組織健康對組織效能造成正向的間接影響,其間接 效果的數值為 .66 。計算方式為:轉型領導對組織健康的結構係數(

r

11 二 .86 )乘以組織健康對組織效能的結構係數 (β21=.77)' 而且此間接效應經 檢定的結果 (t=12 .40 ;p<.05) 達,顯著。而轉型領導對組織效能的直接影響

(.08)

,加上轉型領導透過組織健康對組織效能造成的間接影響(.66) ,其值 為整體之效應 (.74) (各項效果如表12所示) ,中介效應佔整體之效應的比率

( .66/0.74

) 為 89.1 9% 。此外,組織健康可以被解釋的變異量為73%

(R

2 二

.73) ,而組織效能被解釋的變異量則為70% (R

2

=.70) 。

在中介效果模式的檢測上,諸多論者 u且,它、麟、張雷、侯杰泰、劉紅

(27)

109

于哼了絮絮;這輝總圍觀茵茵臨睡驅繡

豪夢群、吳勁甫

m|

↓一倡導結構

的|↓一工作士氣

泣|↓一資源支持

的|↓一校長的影響力

"|↓一機構的自主性

且|↓一著重學業成就

話||主關懷

.27

.84

學枕組織 健康

.30

.77

.08

.86

校長轉型 領導

內部過程

理性目標

開放系統

人群關係

個別關懷

智識啟發

激發鼓舞

力理化響

魅或想影

.18

.17

中介效果模式標準化參數估計值

.33

.1

6

.19

圖 3

.12

11

(28)

柯:1H11aaIO心〈Tu當d代m教育喃研喃自究芯,F〉LF季Ti持刊-m

第十訊七卷聯第麟三期必……

表 11 中介效果模式之估計參數的顯著性考驗摘要表 非標準 標準化 非標準 標準化 參數 化參數標準誤

t

值 參數值 參數 化參數標準誤 t 值 參數值 值 值

入 Xll

.且10υAυ

0.94

δl

0.07

0.01

13.71*

0.1且

11

λX21

0.99

0.02

55.97*

0.94

δ2

0.07

0.02

3.98*

0

.1

2

λX31

0.98

0.02

49.13*

0.90

δ3

0

.1

2

Aυ Aυ

l

13.67*

0

.1

8

λ X4 1

1.

09

0.02

58.06*

0.92

δ4

0

.1

2

Aυ hυ

l

14

.4

1*

0.16

λyll 1. 0υAυ

0.86

εl Aυ

11

Aυ Aυ

1

14

.1

7*

0.26

λY21

0.77

0.03

23.95*

0.69

ε2

0

.2

1

Aυ Aυ

1

19.67*

0.52

λY31

0

.1

2

0.05

2.51 *

0.1且10υ ε3

0

.4

7

0.02

24

.1

9*

0.99

λY41

0.84

0.03

29.73*

0.78

ε4

0

.1

5

Aυ Aυ .且

I

16.95*

0

.4

0

λYSI

0.93

0.03

36.21 *

0.83

ε5

0

.1

3

Aυ hυ

l

15

.3

5*

0

.3

2

λY6I

0.80

0.03

26.69*

0.73

ε6

0.18

01

17

.3

6*

0

.4

8

λY71

0.90

0.03

32.66*

0.84

ε7

0.11

Aυ hυ

1

14

.1

9*

0.29

λY82 1.0υAυ

0.82

εs

0.14

Aυ hυ

1

14

.4

3*

0.33

λY92

1.1

7

0.04

32.61 *

0.91

ε9

0.08

Aυ Aυ

1

1

1.

37*

0

.1

7

λY1O,2

1.1

6

0.04

29.61 *

0.90

ε10

0.08

Aυ Aυ

l

12.38*

0.18

λYll ,2

1.

05

0.03

30

.4

9*

0.86

εII Aυ

11

0.01

12

.3

9*

0.26

γII

0.66

0.02

33.88*

0.86

(I

0.09

Aυ hυ

l

12.36*

0.27

γ21

0.06

0.04

1.

24

0.08

(2

0.08

Aυ Aυ

1

10

.4

3*

0

.3

0

β21

0.72

0.06

12.27*

0.77

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 。

Taylor

,

2006) 提出不同的看法 o 對於中介效果的統計考驗方法,約大致可細 分為四類:因果步驟法、係數差異法、係數乘積法與Bootstrap法(李茂能,

2009)

0 就學理而言,中介效果模式叉可區分成「完全」中介及「部分」中介 兩種類型。「完全」中介模式成立的條件須滿足:在單獨考量自變項及依變項 時,自變項能顯著影響依變項。再者,當模式中同時具有自變項、中介變項及

(29)

寄:鑫懈的蜘圍觀輯關團珊Z輝咽 ω 糊糊跨 社

111

豪夢群、吳到甫 表 12 轉型領導、組織健康及組織效能間因果關係模式之各項效果分析摘要表 依變項(內衍蠻項) 自變項 組織健康 組織殼能

標準化效果

I-value

標準化效果

I-value

外衍變項 (轉型領導) 直接效果 間接效果 整體效果 內衍變項 (組織健康) 直接效果 間接效果 整體效果 勻 <.05

0.86

33.88*

0.08

0.66

0.74

0.77

0.77

1.

24

12

.4

0*

20

.1

2*

12.27*

12

.2

7*

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)。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,若白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。 就本研究模式檢測的結果觀之,在直接效果模式下,轉型領導可顯著影 響組織效能。在中介效果模式之下,轉型領導可顯著影響組織健康,組織健康 可顯著影響組織效能;然而,轉型領導對組織效能之直接影響未達顯著(在模 式納入學校組織健康的影響後) ,故此一模式係屬「完全」中介效果模式。上 述中介效果之分析偏向因果步驟取向之檢測方式;再者,可依係數乘積之考驗 方式(李茂能,

2009)

,採用Sobel

(z=I

1.

28 ;

p<.05) 、Aroian

(z=

1

1.

27 ;

p

(30)

112

<畫且整賣血 n> 聖刊第十七卷第三期

開何而那TfTi:t!iif!f'S

Ii."

f.1

1

:i¥it¥Wi.雨而寫藤饗三

<.05) 或Goodman

(z= 11.28 ;

p

<

.05) 等方法來檢測中介效果。由上述結果 可知悉,組織健康在轉型領導與組織效能之間確實具有顯著的中介效果。歸結 而言,校長轉型領導可完全藉由學校組織健康之中介作用,正向影響學校組織 效能。 五、綜合討論 在學校組織效能之研究上,教育組織論者在整合相關研究後,提及有效 能學校的特徵為:生產性的學校氣候及文化、將焦點置於學生能獲致核心學習 的技能、適度監控學生的進步情形、學校本位之實踐導向的教職員發展、傑出 的領導、家長參與、有效的教學安排及實施、對學生有高度的期望和要求,以 及其他可能的相關因素 (Reynolds

& Teddlie

,

2000

)。理論上,上述諸多特徵皆

可能為促進或影響學校組織效能的重要因素,而為使研究有所聚焦,本研究將 焦點置於校長領導(轉型領導)與學校組織氣候(組織健康)對學校組織效能 所生之影響上,而植基於相關理論或研究發現,學校組織健康在研究中文被視 為校長轉型領導影響學校組織效能之中介因素。茲就研究所得之結果探討說明

如下。

就相關分析的結果而言,在整體上,校長轉型領導、學校組織健康與學 校組織效能三者之間呈顯著正相關。而在分層面上,三者之間亦大致呈現顯著 正相關。若依Cohen (1988) 之標準而言,上述效應量或相關之強度大都偏高 一一然學校組織健康中之「機構的自主性」層面與校長轉型領導及學校組織 效能之分層面的相關偏低或未達顯著,而由差異分析的結果觀之可知悉,當學 校同時在校長轉型領導與學校組織健康有較佳之表現時,其學校組織效能較 高。就變項間預測或解釋的關係而論,大體上,校長轉型領導之分層面對學校 組織健康及學校組織效能具正向的解釋力;學校組織健康的分層面亦大致能正

(31)

總 秦夢群、吳勁甫

113

點豆豆潛聽i棚臨富麗扭扭扭颺楞 心丸之考核亡n紛繁… 黨;三! 向預測或解釋學校組織效能,而就校長轉型領導與學校組織效能之因果關係言 之,直接效果模式之分析結果顯示,校長轉型領導可直接正向影響學校組織效 能,而上述之研究發現也與一些研究所得之結果相似(秦夢群、吳勁甫,

2006 ' 2009 ; Hoy

&

Saba

,

1998; Hoy

,

Tarter

,

&

Bliss

,

1990; Smith

,

2002 )

0 1直f尋

說明的是,上述分析結果仍僅是就「直接」效果的觀點在詮釋變項的關聯性。 雖此,但這些發現正是支持進一步從事「中介」效果模式分析之根基。 縱觀歷年來探討校長領導與學校效能關聯之文獻可知悉,直接效果模式 最常為研究者所使用,而中介效果模式則較少被採行。諸多研究在架構上雖包 含三個變項以上(校長領導、學校效能及其他變項) ,然在分析資料卻仍未跳 脫直接效果模式的詮釋方式。以探討校長領導、學校組織氣候及組織效能之研 究為例,如吳培源(1 994 )的研究發現,高級中學校長表現高倡導高關懷領導 型態的學校最有效能;學校氣氛屬於開放型的學校比封閉型的學校,其學校效 能愈佳;不同校長領導型態與不同學校氣氛有關聯;校長人口變項、學校環境 變項、校長領導型態、學校氣氛等變項對學校的預測力為 57.84% 。陳春蓮

(2007

)之研究顯示,國民小學校長實施轉型領導有助於提升學校效能;營造 學校組織創新氣氛有助於提升學校效能;校長轉型領導、組織創新氣氛能有效 預測學校效能。基本上,上述研究在解釋時依舊偏屬直接效果模式的觀點;換 句話說,所進行的分析都是在探討自變項與依變項的關係'組織氣候在研究架 構中仍未具中介變項的特性。 就學理而言,中介效果模式的檢測須配合特定的統計分析策略(例如:

迴歸分析或結構方程模式),符合相關條件之要求 (Baron

& Kenny

,

1986;

James

,

Mulaik

,

&

Br,闕,

2006; Mathieu & Taylor

,

2006)

,若研究者對此不熟悉, 則較無從進行中介效果模式的分析。究實而言,在教育組織行為研究中,研究

(32)

114

{當代教育研究〉季刊第十七卷第三期

前TolHIIM·jMjll::l'l川卅日iPll:

能釐清部分或完全中介效果模式之差異,或是未能進行中介效果之檢定,而本

研究為填補先前研究之轉隙,參酌校長領導影響學校效能之相關理論

( Ha

l1

inger & Heck

,

1996

,

1998; Pinter

,

1988)

,提出中介效果模式,依據檢測中

介效果模式之判斷準則(Mathieu

& Taylor

,

2006)

,採結構方程模式進行統計

分析。經模式之分析檢測,結果顯示可採取「完全」中介效果模式,用以詮釋 校長轉型領導是如何透過學校組織健康之中介作用,進而影響到學校組織效 能。 詳言之,在中介效果模式的架構下,因校長轉型領導對學校組織效能的 直接效果未達顯著,校長轉型領導對學校組織效能的影響乃完全藉由學校組織 健康的中介作用,間接對學校組織效能造成正向的影響,故此乃中介效果模式 中之「完全」中介模式。值得一提的是,在解釋此模式時須特別留意,在相關 文獻上,常見一些研究者在詮釋中介效果模式時會做出偏差的結論,例如:研

究者可能僅進行中介效果模式的檢測(未檢測直接效果模式)

,在中介效果模

式的框架下,研究結果發現校長轉型領導對學校組織效能的直接影響徑路係數 未達顯著,便在結論中表示校長轉型領導對學校組織效能不具直接的影響力。 事實上,若易就直接效果模式的檢測,即可能會發現校長轉型領導能對學校組 織效能造成直接的影響。一般言之,會去檢驗中介效果模式的前提即是自變項 (校長轉型領導)與依變項(學校組織效能)具有顯著的關聯性,或者自變項 對依變項具有直接的影響力,否則較不會採中介效果模式來解釋變項間之因果 影響情形。因之,在檢測中介效果模式時,務須釐清相關的統計原理,避免做 出不正確的結論。 校長領導影響學校組織效能之研究主題,歷年來一直位居教育行政研究 的核心地位。迄今,國內外相關實徵研究成果雖為數不少,但多數研究僅是依 直接效果模式的觀點來詮釋校長領導與學校組織效能之關聯性,採中介效果模

(33)

教艷 寮夢群、吳動甫

115

輛吉翩翩圓圓軸騙闖

式之相關研究則寥寥無幾。是故,吾人對於校長領導究竟是透過何種中介機制 影響學校組織效能之認識仍相當受限,因之,揭開領導影響效能過程之黑箱, 應為研究者須多加致力之處,而推究中介效果模式之研究何以數量不多的原因 乃在於,研究者對統計分析方法學之陌生所致,本研究對中介效果模式的檢測 原理及過程詳加說明,此正可供後續研究參照,用以進行中介效果模式之相關 研究。 歸結言之,本研究之結果顯示,校長轉型領導、學校組織健康與學校組 織效能三者實具密切的關聯性。當轉型領導與組織健康兩者同時表現愈佳時, 將可獲致更加高度之組織效能;再者,轉型領導對組織健康及組織效能,以及 組織健康對組織效能皆具有正向的解釋作用。此外,轉型領導除可直接正向影 響組織效能外,更可透過組織健康之中介機制,間接對組織效能產生正向的影 響力。由上述可知,若要提升學校組織效能,須兼重校長轉型領導與學校組織 健康,兩者之配合可具相輔相成之效;換言之,校長在進行轉型領導時,如能 同時塑造健康之學校氣候,便可望使學校組織效能之表現更上一層樓。 一、結論

)

伍、結論與建議

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)校長轉型領導之表現愈佳,學校組織氣候愈健康;校長轉型領導之 表現愈佳及學校組織氣候愈健康,學校組織效能亦愈佳 由積差相關之分析結果可獲知,在變項整體上,校長轉型領導、學校組 織健康與學校組織效能三者之間為顯著的正相關。在變項分層面上,校長轉型

(34)

116

<當代教育研究〉季刊第十七卷第三期 呵呵叮叮叮~I;?叫州恥!!mm'鱷麟松 領導、學校組織健康與學校組織效能之間亦大致為顯著的正相關。就此而言, 校長轉型領導、學校組織健康及學校組織效能三者彼此間呈現正向的關聯性。 經集群分析後,學校可分為「高轉型領導,高組織健康型」及「低轉型 領導,低組織健康型」此兩種集群,再經由多變量及單變量變異數分析之後, 可得知「高轉型領導,高組織健康型」在學校組織效能整體及分層面上皆顯著 高於「低轉型領導,低組織健康型J '而且從效應量的大小觀之,不同校長轉 型領導與學校組織健康之學校集群與學校組織效能呈現高度的關聯強度。是 故,除統計上的顯著意義外,此亦具有實質的意義。 而由迴歸分析的結果可知悉,校長轉型領導的分層面皆可正向預測或解 釋學校組織健康,且校長轉型領導的分層面對學校組織效能大都其有正向的預 測或解釋力,而學校組織健康的分層面對學校組織效能亦皆具正向的預測或解 釋力。由此可得知,校長轉型領導對學校組織健康具有正向的預測力。此外, 校長轉型領導及學校組織健康對學校組織效能亦具正向的預測力。 要言之,本研究之結果顯示,校長轉型領導、學校組織健康與學校組織 效能彼此間真有正向的關聯;具有高校長轉型領導及高學校組織健康特性的學 校群,其學校組織效能較佳;校長轉型領導對學校組織健康具有正向的預測作 用;再者,校長轉型領導及學校組織健康對學校組織效能亦具正向的預測作 用。歸結上述結果可知悉,當校長轉型領導之表現愈佳時,學校個最氣候也愈 為健康,而且當校長轉型領導之表現愈佳及學校組織氣候愈健康時,學校組織 效能亦有愈佳之表現;推而言之,校長轉型領導有助於改善學校組織氣候,使 之更為健康,而校長轉型領導與學校組織健康兩者皆可促進學校組織效能。

(二)校長轉型領導司間接透過學校組織健康的中介作用,對學成組織效

能造成正向的顯著影響 在變項間因果影響的模式檢測上,資料經採結構方程模式之分析後,無

(35)

117

門幣儲棚j勸圍觀觀嘲矗颺繡 業夢群、吳勁甫 普魯 論是直接或中介效果模式,資料與模式之間大致皆能適配。就直接效果模式而 言,由結果可得知,校長轉型領導對學校組織效能具有正向直接的影響力,須 注意的是,在探討雙變項之關係時,如果忽視變項問之關係是否因另一重要變 項而產生中介作用,常會導致膚淺或錯誤的結論。中介變項之分析即為間接效 果考驗之分析,其可用以回答自變項何以會影響依變項或自變項如何影響依變 項(李茂能, 2009) 。植基於直接效果模式之發現,吾人可進一步去檢測中介 效果模式,就中介效果模式而言,分析結果顯示,校長轉型領導可透過學校組 織健康的中介作用,間接正向影響學校組織效能。

二、建議

(一)實務應用

l 校長轉型領導知能之強化 由本研究的結果可得知,校長轉型領導無論在分層面與整體上皆與學校 組織健康與組織效能有顯著的正向關聯。轉型領導除可預測或解釋組織健康及 組織效能外,對於兩者更具有正向的影響力,此研究結果與諸多實徵研究相 符,足見轉型領導在塑造組織氣候、提升組織效能之重要性。因此,校長對於 轉型領導的理論應有所瞭解,可採轉型領導的觀點來剖析自身在領導上之良 棋,透過魅力或理想化影響力、激發鼓舞、智識啟發以及個別關懷等作為,將 轉型領導的精神與原則實踐於日常領導之中,使其轉型領導能力不斷增強。 2.學校健康氣候之型塑 由研究結果可知悉,學校組織健康與學校組織效能呈正相關,學校組織 健康對學校組織效能的正向預測力相當顯著。當學校同時在校長轉型領導與學 校組織健康兩者表現愈佳時,其組織效能會更加卓著;再者,學校組織健康在 校長轉型領導影響學校組織效能之過程中,更扮演著重要的中介角色;換言

數據

表 8 r 組織健康」分層面預測「組織效能」之迴歸分析摘要表 模式 標準化係 t 值 R 2 整體迴歸模式檢定 共線性檢定 數 (β ) (F 值) VIF 值 .648 246.808* 表 9 r 轉型領導」分層面預測「組織效能」之迴歸分析摘要表 模式 標準化係 t 值 R 2 整體迴歸模式檢定 數 (β ) (F 值)機構的自主性倡導結構關懷校長的影響力資源支持工作士氣著重學業成就*p&lt;.05 魅力或理想化影響 激發鼓舞 智識啟發 個別關懷 *p &lt;.05 .104.098.066.061

表 8

r 組織健康」分層面預測「組織效能」之迴歸分析摘要表 模式 標準化係 t 值 R 2 整體迴歸模式檢定 共線性檢定 數 (β ) (F 值) VIF 值 .648 246.808* 表 9 r 轉型領導」分層面預測「組織效能」之迴歸分析摘要表 模式 標準化係 t 值 R 2 整體迴歸模式檢定 數 (β ) (F 值)機構的自主性倡導結構關懷校長的影響力資源支持工作士氣著重學業成就*p&lt;.05 魅力或理想化影響 激發鼓舞 智識啟發 個別關懷 *p &lt;.05 .104.098.066.061 p.22

參考文獻

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