行政院國家科學委員會專題研究計畫 成果報告
教師彰權益能、學校組織健康與學校效能關係之研究
研究成果報告(精簡版)
計 畫 類 別 ： 個別型 計 畫 編 號 ： NSC 95-2413-H-004-008- 執 行 期 間 ： 95 年 08 月 01 日至 96 年 10 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 計畫參與人員： 碩士級-專任助理：吳勁甫 博士班研究生-兼任助理：吳勁甫、湯家偉 碩士班研究生-兼任助理：張嘉原 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 96 年 10 月 29 日
國民中學教師彰權益能、學校組織健康
與學校效能關係之研究
壹、緒論
台灣在 1988 年解除戒嚴之前，教育體系的運作較為權威、封閉與保守。因 此，當時教育改革源自政府，速度也較慢。解嚴後在民間教育改革團體、學者專 家與政府的推動下，教育改革日益活絡，進而促成教育體系朝更民主、多元與開 放的方向發展。其走向與英、美兩國自 1980 年代以來所推動之「學校本位管理」 及「教師專業自主」等理念頗為相似，加以九年一貫課程與教學革新政策的改變， 使學校的角色面臨更大的挑戰。在此情況下，校長的領導必須與教師權力共享， 方能營造健康的組織氣候，進而創造更大的組織效能。基於此，教師彰權益能、 組織健康與學校效能之間的關係，近年來頗受關注，也成為本研究的探討焦點。 為順應排山倒海而來的改革浪潮，學校組織的蛻變已勢不可免。其中，「教 師彰權益能」的概念即成一時顯學。彰權益能的概念雖非新興，但無可諱言，學 校本位管理等運動的興起，確有對其推波助瀾之效。理論上，彰權益能強調領導 者與成員之間的權力共享，主張權力分配非為領導者與組織成員互為消長的競爭 態勢。換言之，當教師獲得彰權益能時，並不代表校長的權力因而縮減，反而如 果雙方能配合良好，所產生的權力加乘結果即可能創建更大的組織效能。為了解 上述論點之成立與否，本研究即在探究教師彰權益能與學校效能之間的關係，以 釐清兩者間之關連性。 就學理上，組織氣候是一種來自組織內部的特徵表現，可區別自身與其他 組織間的差異，並且影響組織成員的行為。嚴格而言，學校氣候是整個學校相對 持續的特質，每位成員都可透過參與、描述出他們共同對組織的態度（Hoy & Sabo,1998）。自 1960 年代以來，即有學者發展量表作為測量學校氣候的工具。其基本
導向有兩種：（1）檢測學校的開放性。（2）檢測學校的健康程度。在檢測學校氣
候的開放性方面。最為著名的測量方式是由 Halpin 和 Croft（1963）所提出的組 織氣候描述問卷（Organizational Climate Description Questionnaire, OCDQ）。組織 健康是用來檢驗學校氣候的另一觀點，最早見諸於 Miles 在 1960 年代之研究。 Hoy 等人（如 Hoy & Feldman, 1987; Hoy, Tarter, & Kottkamp, 1991; Hoy & Sabo, 1998）經長年研究後，發展出組織健康量表（Organizational Health Inventory,
OHI），藉此以「健康」之視角測量學校的組織氣候（秦夢群、吳勁甫、鄧鈞文，
2007）。以組織健康的觀點研究學校組織氣候在國外已有為數不少的研究，然而
在國內係屬較新的研究取向，本研究即試圖以組織健康的角度來詮釋組織氣候， 以探討其與教師彰權益能及學校效能之間的關係。
效能的觀點過於狹隘，部分學者主張學校效能不僅是有較高的智育成績，尚應包 括成員滿足感和適應力。相較之下，晚近所發展的競值架構（Competing Values Framework, CVF）組織效能模式即應運而生。其主張以多元成果的觀點來思考， 使研究人員考量多元的指標及探究彼此間的關係，藉以刻劃出平衡及富洞見之有 效能學校圖像。依競值架構的效能模式，整個組織效能可分為四個模式（「人群 關係」、「開放系統」、「理性目標」以及「內部過程」模式）（吳勁甫，2005）。換 言之，競值架構的組織效能觀兼容並包了四個組織效能模式，此為近年來研究組 織效能的重要模式。本研究即希望利用此一模式來分析學校之組織效能，盼能得 到更全面之圖像。 一般而言，教育研究所蒐集的資料中往往具有巢狀結構，例如在一所學校中 至少有教師、所屬學校兩層級。處理此類資料，以往研究多以迴歸分析最基層的 單位（如教師個人），忽略隸屬於同一階層之同質性關係，導致標準誤被誤估過 小，造成迴歸係數的較易顯著。相反的，如果只採取較高層為單位，卻可能忽略 較低層單位的異質性。近年來，在學校效能或其他教育組織行為研究上較新的量 化資料分析方法為階層線性模式，採此法即可針對上述問題加以處理，使統計推 論的正確性提高，更能確保研究結果之發現更接近教育現場之實象（陳順利， 2007）。再者，藉由此法亦可進行跨層次（如學生、教師及學校層次）的分析， 使資料分析不再僅限於單一層次。例如，在本研究中學校組織健康即被視為脈絡 變項，同時分屬於教師與學校層次，在分析時即涉及跨層次的分析。是以，本研 究即採取階層線性模式來處理具巢狀結構資料特性之學校資料，並從事跨層次分 析，期能在教育組織行為領域開展具創新性的研究分析方法。 簡而言之，本研究之主要目的在分析教師彰權益能、學校組織健康與學校效 能之間的關係，而主要的研究問題則有以下三個： 1.教師彰權益能、學校組織健康與學校效能之間是否有統計上的顯著相關？ 2.教師彰權益能、學校組織健康之不同學校集群，在學校效能上是否有顯著差 異？ 3.教師彰權益能及學校組織健康此一脈絡變項對學校效能的預測情形為何？
貳、文獻探討
以下茲就教師彰權益能、學校組織健康與學校效能之意涵及三者之關連進行 探討。 一、教師彰權益能 伴隨著美國第二波教育改革思潮強調的學校本位管理、教育市場化的績效責 任、學校選擇權及參與決策等內涵，教師的彰權益能已成為國內學校革新的主要 改革方向。彰權益能不僅是上對下的授權增能，部屬在過程中，其實涉及更多主動性的參與以及部署內在的化學反應。「彰權益能」（empowerment）國內常可見 到不同之譯詞，如授能、增能、充能、灌能、授權、賦權、授權賦能、增權益能 等，其之所以不同，一方面可能是因應詞性的差異，一方面則可能因為譯者的學 術領域與解讀不同所致（潘慧玲，2002）。王麗雲及潘慧玲（2000）歸納論者對 教師彰權益能概念之意涵，其認為此概念含括三個面向 1.心理面向：個人對自已 有信心，相信自己具有能力，對自我價值肯定，能夠有信心的運用個人的技能， 影響工作的完成。2.行動面向：除了在信念之外，也伴隨著具體的行動，例如資 訊的搜集，自我學習的安排，資源的爭取等，以促使工作的完成與組織的改進。 3.政治面向：彰權益能無可避免的會涉及到有價值資源的重新分配與安置，所以 政治面向乃是不可或缺的部分。要言之，彰權益能強調的是個人能力、洞識、意 願、力量與行動的引發，要達成這項目的，必然會觸及到舊有的權力分配的形式。 亦即個人必須要能被賦予權力，去參與和影響與其有關的事務，希望藉此個人有 意願及能力去處理自身與專業的工作。 鍾任琴、黃增榮（2000）亦曾統整相關理論文獻將教師彰權益能歸納為四個 面向，並發展出用以衡量教師彰權益能之研究工具，其所含括之面向及其意涵如 下：1.參與決定權：指教師能參與校務各項會議，決策有關教學課程、教材、學 生管理與輔導、教學設備、預算、法規、人事聘僱及獎懲等制度規範。2.教學自 主權：指教師在教學方面享有專業自主的權力與機會，能決定教學目標、教材、 教法、評量、輔導管教、班級經營等與教學有關事項，而不受外力之不當干涉。 3.專業成長權：指教師有權力與機會促進自我及其他教師的研究、進修與教學的 成長。4.專業地位與影響力：指教師擁有專業尊嚴與權威，享有專業地位，受學 校行政人員、其他教師及學生之尊重與肯定，並能發揮專業功能，積極影響學校、 其他教師及學生。 二、學校組織健康 組織的健康是用來探究或詮釋學校組織氣候的觀點之一，Miles（1969）認 為健康的組織是：並非僅是能存活於環境中，而是必須不斷的成長並能維持其榮 景之組織。這個定義所暗示的是健康的組織能有效克服外界的力量，來引導組織 往目標與願景邁進。而 Hoy、Tarter 和 Kottkamp（1991）則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 表達性此二種需求。Hoy 和 Sabo（1998）提及：樂觀的學生、教師和行政人員 互動的關係表現出健康的學校組織氣候。教師喜歡他們的學生、同事和工作，追 求學術上卓越的表現。他們信任自己和學生，提升學習的目標。學習的環境是嚴 謹且有秩序的。學生辛勤努力，尊重學業表現良好的人。校長的行為是正面、友 善、開明及支持的，對教師有很高的期望，讓他們為了做好本身的工作可以放手 一搏，並確保充足的資源支持。在健康的學校中，校長會影響教師的承諾。最後， 健康的學校有其最高原則，也就是老師受到保護，抵制外界無理、不友善的介入。
在實徵研究上，若要評估學校之組織健康即可採取 Hoy 等人（如 Hoy & Feldman, 1987; Hoy, Tarter, & Kottkamp, 1991; Hoy & Sabo, 1998）所發展之組織健 康量表來檢視學校組織健康之情形。組織健康量表可區分為中學（secondary school）、小學（elementary school）及中間學校（middle school）之版本。三者在 構面上有些微差異。本研究之對象為國民中學，故針對中學版組織健康量表之構 面加以說明。具體言之，組織健康係由七個層面所構成，其意涵如下（秦夢群、 吳勁甫、鄧鈞文，2007；Hoy, Tarter, ＆ Kottkamp, 1991）：1.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。2.校長的影響力：此即校長能影響上級 行動之能力。3.關懷：校長的行為是友善、願意支援、開放的，此代表校長對教 師福利之真誠關注。4.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。5.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，額外之物資可隨時供應。6.工作士氣：此 為教師之間友善、開放、熱誠及信任之共同感受。7.著重學業成就：學校為學術 卓越要求所驅策之程度。 三、學校效能 潘慧玲（1999）提及在進行學校效能研究時，首當其衝必須釐清的是學校效 能的概念。此一概念十分混淆，一方面係因它本身在構念上不易下定義，另一方 面則由於研究者在進行探究時，有時採用不同的定義，以致滋生不少困擾。此外， 因為相關的組織理論發展了許多評鑑效能的觀點，所以當將學校視為一種組織， 而欲評鑑其效能時，學校效能研究者往往將組織發展理論當成重要的參考依據， 例如，依據經濟理性、有機系統模式、組織的人際關係取徑、科層體制及組織的 政治模式等觀點對學校效能加以定義。故而，依不同的觀點切入時，便可能對學 校效能作不同的界定。本研究係採取競值架構的觀點來探討學校效能，以下，茲 就競值架構的組織效能意涵加以說明。 為整合組織效能極其紛歧的效標，競值架構的效能模式乃應運而生。在此模 式中包括三個層面。1.第一個價值或層面的連續體，是有關於強調「控制」或「彈 性」的組織結構。2.第二個層面強調「內在」部分協調，到「外部」整體性組織 的良好發展。3.第三個層面是有關組織的「手段」與「目的」，由強調重要的過 程（如計畫與目標設定），到強調最後的結果（如績效）。整個組織效能可分為四 個模式：人群關係模式認為員工是組織的主體，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；開放系統模式注重組織與環境之間的互動，強 調創新性及創造力；理性目標模式以為組織目標完成的程度愈高，組織的效能就 越高；內部過程模式則認為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。易言之，競值架構的組織效能觀 兼容並包了四個組織效能模式（吳勁甫，2005）。藉此，即可以較為通盤的觀點 來審視學校之組織效能。
四、教師彰權益能、學校組織健康及學校效能之關連 Teddlie 與 Reynolds﹙2000﹚指出，美國自 1980 年以來，學校效能研究重在 於運用多元科學實證性的方法、探討學校過程中影響功能之因素以促進學校的 進步。換言之，學校效能的重心從原本的重視結果產出，轉為關注於學校過程與 產出之間的聯結，以達控制與預測之效。檢視國內外學校效能的相關研究可得知 與學校效能相關的學校因素大致可分為二個層面：1.教師層面：許多研究顯示教 師之組織承諾、士氣、彰權益能程度、工作滿意度以及教師效能等和學校效能有 直接之關係（沈翠蓮，1994；Davis, Ellett, & Annunziata, 2002; Ellett & Teddlie, 2003）；2.學校整體層面（校長與行政層面）：就學校整體層面來看，學校效能 的表現與校長領導、學校組織氣候、學校組織文化、學校行政溝通與學校環境等 因素息息相關（張奕華，1997；黃哲彬，2004；劉春榮，1993；Bruggink, 2001; Colia, 2001; Langlord, 2002; Lastra, 2001; Sammons, 1995; Stemler, 2001; Turner, 2002）。 由上述可見，可能影響學校效能良窳之因素為數不少，為使研究能有所聚焦，本 研究主要在探討教師彰權益能、學校組織健康（氣候）與學校效能的關連性。茲 就三者的關連析述如下。 就教師彰權益能與學校組織健康的關連而言，教師彰權益能與學校組織的健 康程度實具密切的關連性，此由實徵研究的結果即可窺知，例如 Sweetland 和 Hoy（2000）曾探討中間學校之學校特徵與教育成果的關連性，其研究顯示同僚 領導、教師專業主義、重視學業成就等學校組織氣候之分層面與教師彰權益能有 顯著的正向關連，而且重視學業成就及同僚領導更可正向預測或解釋教師彰權益 能。就教師彰權益能與學校效能的關係而言，Sweetland 和 Hoy 的研究發現：教 師彰權益能與學生之數學及閱讀成就存有正向關連，教師彰權益能同時亦能預測 學生之學業成就及學校效能。教師在教室與學校課程結構上彰權益能之參與式決 定是增進組織效能與學生成就的重要因素，其對研究結果之說明如下：1.教師的 彰權益能對於教師專業發展的層面較科層結構的控制更有效率。2.當教師有專業 決定權及對班級與學校結構發揮影響力時，教師的彰權益能便可發揮其效果。3. 經由教師參與式決策所做的決定具有民主化，較能獲得全體成員的認同與回饋。 而諸多研究亦強調教師的彰權益能藉由權力共享（power with）的概念來取代權 力掌控（power over），使教育權力下放，此有助於教師的工作滿意度，促進教學 與行政的整合，對學生學習成效有其正面影響力，自然亦有助於學校效能的提升 （黃哲彬，2004；Donalson, 2001; Mo, 1998）。 就學校組織健康與學校效能的關係而論，組織健康對於提升學校效能有所助 益，組織健康為影響學校效能的重要因素之一。近年來，一些相關的研究也提出 相類似的結論作為佐證，例如 Hoy、Tarter 和 Bliss（1990）的研究發現學校組織 健康中的資源配置及重視學業成就層面與學生的學習成就有正向關連，組織健康 的所有分層面皆與組織承諾成正相關，而值得注意的是機構的自主性層面則與學 生的學習成就具有負相關。Hoy 和 Sabo（1998）以學生學習成就作為評量學校
效能之客觀標準，探究學校組織健康與學生成就之關係，其研究發現著重學業成 就、教師的隸屬、同僚的領導及資源支持與數學、閱讀及寫作等學生成就呈正向 的關連。然而，機構的自主性卻與學生成就呈負向關連。再者，其研究亦顯示學 校組織健康與整體的學校效能有正向的關連。此外，Smith（2002）研究中學組 織健康與學生在數學成就的關連性，其研究顯示組織健康中之「關懷」、「資源支 持」、「倡導結構」、「著重學業成就」、「工作士氣」與數學成就有顯著正向關連。 機構的自主性與數學成就有低度的負向關聯，但相關值相當小（-0.02），且不達 顯著。歸結上述幾篇研究的發現可推知學校組織健康的情形愈佳，學生成就或學 校效能亦愈佳，然而組織健康中之「機構的自主性」此分層面與學生成就卻偏向 負向關連。
參、研究設計與實施
在研究的設計與實施方面，茲就研究方法、研究架構、研究對象與抽樣以及 研究工具析述如下。 一、研究方法 本研究藉由文獻的探討，採取「調查研究法」進行研究。首先，針對教師彰 權益能、學校組織健康與學校效能的理論及其相關研究進行探討及分析。其次， 以問卷調查的方式蒐集國民中學教師對教師彰權益能、學校組織健康與學校效能 的知覺之相關資料。最後，藉由統計分析用以瞭解教師彰權益能、學校組織健康 與學校效能之關係。 二、研究架構 依據研究動機與目的，綜合文獻的探討與分析，擬定之研究架構如下圖所 示。在本研究的架構中，教師彰權益能及學校組織健康為解釋變項，教師所知覺 的學校效能則為反應變項。在研究中將學校組織健康視為脈絡變項，其同時分屬 於教師及學校層次。 層次二： 學校層次 學校層次的學校組織健康 教師知覺之學校效能 教師彰權益能 脈絡變數 低階解釋變數 層次一： 教師層次 教師層次的學校組織健康三、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 2006 年所彙整之資 料，各縣市所管轄之公立國民中學計有 732 所（不包括完全中學國中部），扣除 外島（澎湖縣）及離島（金門縣、連江縣），共計 708 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 36.2%。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 202 所，占 28.5%。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、澎湖縣（本研究範圍並不含澎湖縣））學校 206 所，占 29.1%。東部區域學校（包括花蓮縣及臺東縣）44 所，占 6.2%。據此，本研究之 母群體係指四大區域，共 708 校之公立國民中學學校教師。正式施測採分層隨機 抽樣，按前述縣市學校佔全省學校數比例抽取北區 21 所學校，中區 17 所學校， 南區 17 所學校，東區 4 所學校，合計 59 校，每校分別抽取教師 20 人作為施測 樣本，合計發出 1180 份問卷，扣除無效問卷，共計回收 841 份有效問卷，問卷 回收率約為 71％。 四、研究工具 本研究之主要工具有三，其中包括（一）教師彰權益能量表：測量教師的彰 權益能。（二）學校組織健康量表：測量學校組織健康。（三）學校效能量表：測 量學校效能。茲分述如下： （一）教師彰權益能量表 本研究採用鍾任琴、黃增榮（2000）所發展的「教師權能量表」，其歸納彰 權益能有四個分層面：參與決定權、教學自主權、專業成長權、專業地位與影響 力，題目共計 24 題。在量表的效度方面，量表經因素分析後之結果顯示：各向 度之因素負荷量介於.6057 到.8844 之間，每題在所屬之因素的負荷量均大 於.4500，顯示量表具良好的效度。在信度分面，各向度與總量表的內部一致性 高，各向度之α係數值從.8049 至.9181，總量表則為.9265，故此量表之信度實屬 良好。量表的計分採取 5 點量表型式，得分越高，代表學校教師彰權益能情形愈 佳。 （二）學校組織健康量表 本研究以秦夢群、吳勁甫及鄧鈞文（2007）編製之「學校組織健康量表」來 衡量學校之組織健康情形。本量表共包括七個分層面：「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」。題目總數為 21 題，在量表的效度上，經試探性因素分析後，量表中 7 個因 素總共可解釋 57.08％的變異量。此外，二階驗證性因素分析的結果亦顯示所提 出之模式大致上亦可和資料適配，故量表的效度尚稱良好。在信度方面，整個量
表的 α 係數為.86，各分量表的 α 係數介於.71 至.84 之間，可見量表的信度尚 佳。量表採取 4 點量表計分，得分越高，代表學校越健康。 （三）學校效能量表 本研究在評估學校效能時，係採用吳勁甫（2005）所發展的「學校競值組織 效能量表」。此量表包括 4 個分量表（人群關係模式、開放系統模式、理性目標 模式、內部過程模式），題目共計 24 題。在信度方面，整個量表的α係數為.9544。 各分量表的α係數介於.8563 至.8855 之間。換言之，整個量表及分量表的α係 數皆高於.80 以上，由此可見量表的內部一致性程度非常良好。在效度方面，量 表經試探性因素分析後可得到八個因素（開放參與、凝聚士氣、支持成長、革新 調適、工作績效、計畫目標、科層管理、穩定控制）總共可解釋 69.09﹪的變異 量。此外，量表經二階驗證性因素分析後，亦顯示出所提出的模式大致上能和資 料適配，因而，此量表的效度尚佳。量表在計分方式上採五點量表型式，得分越 高，代表學校效能的表現愈佳。
肆、研究結果之分析與討論
一、教師彰權益能、學校組織健康與學校效能之相關分析 就教師彰權益能、學校組織健康與學校效能之間的相關性而言，可採用皮爾 森積差相關，就變項的分層面之關聯及變項整體層面的關聯加以分析。在變項分 層面彼此間的關係上，由表 1、表 2 及表 3 可知，除學校組織健康中之「機構的 自主性」與教師彰權益能中的「專業成長權」、「參與決策權」及「專業地位與影 響力」三個分層面的相關未達.05 顯著水準之外，三個變項的分層面彼此間皆為 顯著的正相關（p＜.05）：教師彰權益能與學校組織健康分層面的相關介於.002 到.561 間；教師彰權益能與學校效能分層面的相關介於.287 到.597 間；學校組織 健康與學校效能的相關介於.070 到.667 間。歸結言之，三個變項的分層面彼此間 皆為正向關聯。在變項整體層面的關係方面，由表 4 中可得知三者之間的相關係 數都是正值，且皆達.05 顯著水準（相關值介於.597 到.772）。換言之，三者之間 皆存在正向關聯。 由上述的分析可知，無論就變項分層面或整體層面的關聯而言，教師彰權益 能、學校組織健康與學校效能三者之間的關聯皆為正向。然而，值得指出的是， 學校組織健康中之「機構的自主性」與教師彰權益能分層面之關聯性偏小（介 於.002 到.138 間），且大部分的相關呈未達顯著的情形。再者，「機構的自主性」 與學校效能分層面間的相關雖達顯著，但數值亦偏小（介於.070 到.110 間）。表 1 教師彰權益能與學校組織健康相關分析摘要表 彰權益能 組織健康 專業成長權 教學自主權 參與決策權 專業地位與 影響力 關懷 .536＊＊ .374＊＊ .486＊＊ .474＊＊ 著重學業成就 .456＊＊ .241＊＊ .387＊＊ .463＊＊ 機構的自主性 .063 .138＊＊ .002 .025 校長的影響力 .477＊＊ .352＊＊ .416＊＊ .417＊＊ 資源支持 .561＊＊ .376＊＊ .499＊＊ .507＊＊ 工作士氣 .480＊＊ .292＊＊ .329＊＊ .440＊＊ 倡導結構 .502＊＊ .330＊＊ .393＊＊ .428＊＊ ＊ p<. 05 ＊＊p<. 01 表 2 教師彰權益能與學校效能相關分析摘要表 彰權益能 效能 專業成長權 教學自主權 參與決策權 專業地位與 影響力 人群關係 .562＊＊ .401＊＊ .465＊＊ .503＊＊ 開放系統 .597＊＊ .396＊＊ .440＊＊ .504＊＊ 理性目標 .540＊＊ .287＊＊ .327＊＊ .447＊＊ 內部過程 .510＊＊ .341＊＊ .348＊＊ .454＊＊ ＊ p<. 05 ＊＊p<. 01 表 3 學校組織健康與學校效能相關分析摘要表 組織健康 效能 關懷 著重學 業成就 機構的 自主性 校長的 影響力 資源 支持 工作 士氣 倡導 結構 人群關係 .587＊＊ .518＊＊ .091＊＊ .520＊＊ .581＊＊ .626＊＊ .532＊＊ 開放系統 .610＊＊ .591＊＊ .091＊＊ .577＊＊ .630＊＊ .652＊＊ .566＊＊ 理性目標 .559＊＊ .582＊＊ .070＊ .546＊＊ .543＊＊ .667＊＊ .583＊＊ 內部過程 .580＊＊ .514＊＊ .110＊＊ .563＊＊ .564＊＊ .604＊＊ .598＊＊ ＊ p<. 05 ＊＊p<. 01
表 4 教師彰權益能、學校組織健康及學校效能整體層面間之相關分析摘要表 教師彰權益能 學校組織健康 學校效能 教師彰權益能 1 .630＊ .597＊ 學校組織健康 － 1 .772＊ 學校效能 － － 1 ＊ p<. 05 ＊＊p<. 01 二、不同學校集群在學校效能上差異之分析 為了解學校在教師彰權益能與學校組織健康的表現愈佳，其學校效能是否亦 會愈佳的觀點能否成立，本研究以集群分析及變異數分析來分析資料。先採集群 分析以學校在教師彰權益能與學校組織健康上的得分為準，對學校進行分群，分 群之後再以多變量及單變量變異數分析來探討不同集群之學校在學校效能上是 否有顯著差異。 （一）教師彰權益能與學校組織健康之學校集群分析 在進行集群分析（採二階段法）時，所根據的準則變數是以各校在「教師彰 權益能量表」上之「專業成長權」、「教學自主權」、「參與決策權」及「專業地位 與影響力」這四個分層面以及「學校組織健康量表」上之「關懷」、「著重學業成 就」、「機構的自主性」、「校長的影響力」、「資源支持」、「工作士氣」與「倡導結 構」此七個分層面之平均得分為準。 第一階段先以華德最小變異數法分群，決定群組個數。本研究以「立方分群 指標」（Cubic clustering criterion, CCC）、「半淨 R2」（semi-partial R-square,
SPRSQ）、「擬似 F 值」（Pseudo F, PSF）及「擬似 t2值」（Pseudo t2 , PST2）等， 作為集群個數判斷的標準。各指標判斷的標準如下：立方分群指標的判斷標準是 有「區域最高點」的地方，也就是如某處有「先升後降」的情形，則最高處所指 的集群數就是較佳的分群數。半徑 R2的判斷標準是：如果在某一步驟其 SPRSQ 增加值相對較大，則此時應停止集群的合併。擬似 F 值的判斷標準亦是「區域最 高點」。擬似 t2值的判斷標準是「突然上升」（陳正昌、程炳林，2001）。就 CCC、 SPRSQ、PSF 及 PST2 這四個指標作判斷（結果如表 5 所示），可得知集群數為 二群是較佳的選擇。 表 5 學校集群分析決定群數的判斷指標摘要表 群數 準則 四群 三群 二群 一群 CCC -3.6 -3.1 -2.2 0 SPRSQ 0.0598 0.0695 0.1009 0.3592 PSF 17.6 20.5 27.5 － PST2 7.7 7.4 9.5 27.5
第二階段以 K-組平均法重新進行集群分析，再將集群分析的結果（如表 6
所示）以 One-Way MANOVA 進行集群顯著性檢定，所得結果為：Wilksλ值為
0.32（p＜.05）。多變量變異數分析整體考驗達顯著水準後，則繼續進行單變量 F 考驗。從結果可知除機構的自主性未達.05 顯著水準外，其他十個層面皆達顯著。 依據上述的分析結果，本研究將群 1 之學校（18 校）命名為「低教師彰權益能， 低學校組織健康型」；群 2 之學校（33 校）則命名為「高教師彰權益能，高學校 組織健康型」。 表 6 學校集群分析、多變量和單變量變異數分析摘要表 群一（18 校） 群二（33 校） 教師彰權益能及學 校組織健康分層面 Mean SD Mean SD Wilksλ值 F 值 0.32＊ 專業成長權 3.296 0.242 3.766 0.270 37.86＊ 教學自主權 3.660 0.279 3.888 0.224 10.18＊ 參與決策權 2.918 0.248 3.327 0.284 26.31＊ 專業地位與影響力 3.396 0.156 3.653 0.209 20.83＊ 關懷 2.371 0.290 2.936 0.257 51.53＊ 著重學業成就 2.377 0.259 2.785 0.218 35.73＊ 機構的自主性 2.808 0.126 2.835 0.275 .15 校長的影響力 2.551 0.285 2.986 0.216 37.66＊ 資源支持 2.310 0.215 2.817 0.229 59.51＊ 工作士氣 2.524 0.257 2.983 0.228 43.09＊ 倡導結構 2.544 0.270 2.992 0.227 39.81＊ ＊ p <.05 依據學校分群的結果（2 群），再採取多變量變異數分析檢視其在學校效能 上的差異情形，結果如表 7 所示，從中可知 Wilksλ值為 0.49（p＜.05）。多變量 變異數分析整體考驗達顯著後，則繼續進行單變量 F 考驗。從表 7 可知四個單變 量 F 考驗皆達.05 之顯著水準。因之，可得知群 2 在四個學校效能分層面的分數 皆顯著大於群 1。此研究結果正顯示高教師彰權益能，高學校組織健康的學校， 其學校效能較高。因之，學校在教師彰權益能與學校組織健康的表現愈佳，其學 校效能的表現亦愈佳。
表 7 不同群別學校在學校效能之多變量及單變量變異數分析摘要表 群一（18 校） 群二（33 校） 學校效能 分層面 Mean SD Mean SD F 值 Wilksλ值 0.49＊ 人群關係 3.353 0.202 3.769 0.277 31.40＊ 開放系統 3.221 0.297 3.724 0.263 38.86＊ 理性目標 3.260 0.333 3.747 0.250 34.83＊ 內部過程 3.376 0.283 3.837 0.191 47.69＊ ＊ p <.05 三、教師彰權益能、學校組織健康對學校效能預測之跨層次分析 為了解個體層次變項（教師彰權益能、教師層次之學校組織健康）及總體層 次變項（學校層次之學校組織健康）對學校效能之預測或解釋的情形，本研究採 取階層線性模式來分析資料。質言之，在研究架構中，教師彰權益能及學校組織 健康為解釋變項，而學校效能則為依變項。再者，本研究關注的焦點之一即在探 討學校組織健康的「脈絡效果」，其在研究中係扮演「脈絡變項」（contextual variable）的角色。所謂脈絡變項係指低階層次的解釋變項可透過組內聚合程序， 產生相同測量內容的脈絡變項，而透過脈絡變項與個體解釋變項相互間之統計控 制，得出解釋變項對於依變項的影響，則稱為脈絡效果（邱皓政、溫福星，2007）。 在進行階層線性模式分析之前，需先檢測資料具有群內一致性以及群間變異 差異的存在，方可將個體層次的資料整合成群體特質（林鉦棽，2005）。基本上， 個體之間對於某一特定現象的評量具有共同的看法，是決定集體變數是否可以產 生的關鍵條件。本研究在檢視個體（教師）層次的學校組織健康是否適合轉換成 總體（學校）層次的學校組織健康時，乃計算 Rwg值來加以評估。易言之，Rwg 是在探討某一特定群體的個人對某一變數認知的同意程度為何。一般而言，在判 斷一群人是否符合一致性準則所採之標準為 Rwg大於 0.7（林鉦棽，2005；林鉦
棽、彭台光，2006；Bliese, 2000; James, Demaree, ＆ Wolf, 1884）。分別計算 51
所學校在學校組織健康的 Rwg值後，所得的結果為：Rwg的最小值為 0.918，最大 值為 0.986，中位數為 0.967，平均值則為 0.963。上述數值皆在 0.7 以上。因而， 應合乎一致性的準則。此外η2＝.281（F 值為 6.182，p＜.05）顯示學校組織健康 約有 28.1％的變異存在不同的學校之間。由上述可知本研究將教師層次的學校組 織健康整合成學校層次的學校組織健康有其合理性。 Hofmann（1997）認為在進行跨層次分析時，相關假設成立所需對應及驗證 的條件如表 8 所示，而要驗證表 8 中各項條件，在進行分析時須逐次檢驗以下四 個模式：隨機效果單因子 ANOVA 模式（one-way ANOVA with random effects）、 隨機係數的迴歸模式（random coefficients regression model）、截距預測模式 （intercept-as-outcomes model）以及斜率預測模式（slopes-as-outcomes model）。
換言之，在檢測以下三個假設時，須依序進行不同模式之分析，考量資料是否合 乎所須之條件。 就本研究而言，研究欲了解教師彰權益能及教師層次的學校組織健康（二者 屬個體層次）及學校層次的學校組織健康（總體層次）對學校效能是否具有正向 的預測或解釋力（即表 8 中之假設 1 及假設 2）。因為要進行跨層次的分析，故 而，在一開始即須確知學校效能在組間及組內的變異情形（檢測條件 1 是否合 乎）。就假設 2 而言，其主張在控制教師彰權益能及教師層次的學校組織健康之 下，學校層次的學校組織健康對學校效能具有正向的預測力。此在階層線性模式 中，層次一的截距項之變異係代表在控制教師彰權益能及教師層次的學校組織健 康下，學校效能之組間變異。因此，假設 2 若要成立，在截距上即須存在顯著的 變異（條件 2），且此變異須與學校層次的學校組織健康具有顯著的關聯（條件 4 及假設 2）。假設 3 主張教師彰權益能及教師層次的學校組織健康與學校效能之 關聯會受到學校層次的學校組織健康之調節。因此假設 3 若要成立，層次一的斜 率係數應存在顯著的組間變異（條件 3），而且此變異亦須與學校層次的學校組 織健康具有顯著的關聯（條件 5 及假設 3）。以下，茲就 Hofmann（1997）所提 出的方式，針對各種不同模式的分析加以說明。 表 8 跨層次分析之假設及條件摘要表 假設 1.層次一之自變項與依變項有正向關聯 2.在控制層次一的自變項下，層次二之變項與依變項有正向關聯 3.層次二之變項會調節層次一自變項與依變項的關聯 必要條件 1.依變項的組間與組內變異須存在 2.層次一的截距須存在變異 3.層次一的斜率須存在變異 4.截距的變異成分可由層次二的變項解釋 5.斜率的變異成分可由層次二的變項解釋 資料來源：修改自 Hofmann（1997：731） 模式一:隨機效果單因子 ANOVA 模式 在進行跨層次研究的分析時，研究者須先檢視跨層次效果的存在。就本研究 而言，條件 1 要求學校效能須存在組間及組內的變異。而為了解上述條件是否符 合，須將學校效能的變異區分成組內變異（σ2）及組間變異（τ 00）部分。而且組 間變異成分應顯著不為 0。上述正可藉由隨機效果單因子 ANOVA 模式來分析。 如下所見，此模式的方程式中沒有任何的解釋變項，所存在的僅有截距部分。
（1）階層一方程式: ij j ij 0 r 學校效能 （2）階層二方程式: j j 00 u0 0 由表 9 可知，學校效能的組間變異部分（τ00）為 0.087，其值達.05 顯著水準 （即顯著不為 0），而組內變異部分（σ2）則為 0.298。由此可見條件 1 的要求應
可滿足。再者，可計算組內相關係數（intra-class correlation, ICC）ρ值來了解組
間差異的程度。ρ值為組間變異與總變異的比值，代表依變項的變異可以被組間
差異解釋的程度，此表示依變項與組間的關聯程度，若ρ值不小時便代表依變項
的組間差異不容忽略，必須考慮資料的階層結構屬性（邱皓政、溫福星，2007）。 其公式為ρ = τ00 /（τ00＋σ2），將表 9 中之數值代入（0.087 /（0.087＋0.298））
求得之值為 0.2260。就此而言，實不應忽略學校效能在組間上的差異。 模式二: 隨機係數的迴歸模式（random coefficients regression model）
在評估學校效能於組間及組內變異的程度之後，便可檢視在截距及斜率是否 存在顯著的組間變異（條件 2 及條件 3）。換言之，假設 2 如果要成立，截距上 須存在顯著的組間變異；假設 3 若要成立，斜率上則須存在顯著的組間變異。隨 機係數的迴歸模式除了可用來檢視條件 2 及條件 3 是否滿足外，此模式更可用來 檢測假設 1 的成立與否，模式的形式如下所示。 （1）階層一方程式: ij j j j ij r 個體層次學校組織健康 教師彰權益能 學校效能 2 1 0 （2）階層二方程式: j j 00 u0 0 j j 10 u1 1 j j 20 u2 2
在方程式中，γ10 及 γ20 分別代表層次一的自變項與學校效能關係的估計參 數，若其達到顯著水準，則表示其能顯著的預測或解釋學校效能。由表 9 可知 γ10 為 0.808，γ20為 0.227，二者皆為正值且達.05 顯著水準，由此可見教師彰權益能與教師層次的學校組織健康皆對學校效能有正向的預測力。再者，如果想進一步 了解上述二個自變項對層次一變異的解釋比率，則可透過此一公式來計算 （Hofmann, 1997; Hofmann, Griffin, ＆ Gavin, 2000）：
層次一模式的 R2 ＝（σ2隨機效果單因子 ANOVA 模式－σ2隨機係數的迴歸
模式）/σ2隨機效果單因子 ANOVA 模式
將表 9 中之數值代入即（0.298－.130）/0.298＝0.5638。由此可知，教師彰 權益能與教師層次的學校組織健康對學校效能的層次一變異之解釋量為 56.38
％。必須指出的是此 R2是相對於組內變異，而非基於依變項的總變異計算而得，
故解釋時須格外注意（Hofmann, Griffin, ＆ Gavin, 2000）。
而對於τ00、τ11及τ22所進行的顯著性檢定則可用以判斷條件 2 及條件 3 的滿 足與否。由表 9 可知，截距項的變異部分（τ00）之值為 0.013，且達.05 顯著水準。 因之，不同群組間在截距項的變異顯著的異於 0（滿足條件 2 要求）。故而，總 體層次的學校組織健康對學校效能的脈絡直接效果可能存在。另外，斜率項的變 異部分τ11之值為.010，τ22之值則為.022，然二者皆未達.05 顯著水準，故無法滿 足條件 3 的要求，也因如此，本研究在後續不再進一步進行斜率預測模式的分 析。而由上述的分析，可推知教師彰權益能及教師層次的學校組織健康與學校效 能之關連，會受到學校層次學校組織健康之調節的觀點在本研究中無法獲得支 持。 模式三:截距預測模式（intercept-as-outcomes model） 由於資料分析的結果顯示不同群組間在截距上存在顯著的組間變異（滿足條 件 2 要求）。因此，下一個步驟即可檢視此一變異是否與層次二變項有顯著的關 聯。換言之，在本研究中即在檢驗截距項的存在是否可由學校（總體）層次的學 校組織健康來加以解釋。此分析主要用以檢視假設 2 的成立與否，所採取的為截 距預測模式，其形式如下： （1）階層一方程式: ij j j j ij r 個體層次學校組織健康 教師彰權益能 學校效能 2 1 0 （2）階層二方程式: j j 00 01 u0 0 總體層次學校組織健康 j j 10 u1 1 j j 20 u2 2
由表 9 可得知，γ01之值為 0.203，而且達.05 顯著水準。此一結果顯示假設 二得到支持，亦即在控制教師彰權益能及教師層次的學校組織健康之下，學校層 次的學校組織健康對學校效能仍具有正向的預測力。由此觀之，可得知學校層次 的學校組織健康（係屬脈絡變項）對學校效能具正向直接的脈絡效果。此外，若 想評估此關連的強度，則可採下列的公式來計算（Hofmann, 1997; Hofmann, Griffin, ＆ Gavin, 2000）： 層次二截距模式的 R2 ＝ （τ00隨機係數的迴歸模式－τ00截距預測模式）/τ00隨機係數的迴歸模式 將數值代入計算即（.013－.011）/.013＝.1538，由此可見學校層次的學校組 織健康之解釋的變異量為 15.38％。同樣須指出的是此 R2是相對於截距上的組間 變異，而非基於依變項的總變異計算而得，故解釋時亦須格外小心（Hofmann, Griffin, ＆ Gavin, 2000）。再者，從隨機效果部分的結果可知，τ00之值為 0.011， 且達.05 顯著水準，此表示仍有其他的層次二變項未被本研究所考量。 表 9 階層線性模式分析摘要表 固定效果部分 隨機效果部分 分析 模式 組內 變異 組間 變異 γ00 γ01 γ10 γ11 γ20 γ21 σ2 τ00 τ11 τ22 隨機 效果 單因子 ANOVA 模式 3.61＊ .298 .087＊ 隨機係 數迴歸 模式 3.61＊ .808＊ .227＊ .130 .013＊ .010 .022 截距預 測模式 3.61 ＊ .203＊ .780＊ .231＊ .130 .011＊ .014 .025 ＊ p<. 05
註:資料在進行中心化時，所採取的方式為以總平均為基準的中心化（grand mean centering）。
四、綜合討論
本研究之主要目的在分析教師彰權益能、學校組織健康與學校效能之間的關 係。首先，就各變項相關之分析，本研究獲致之結果與過去大部分研究相互呼應 (Bevans, Bradshaw, Miech, & Leaf, 2007; Davis, Ellett, & Annunziata, 2002; Ellett & Teddlie, 2003; Langlord, 2002; Stemler, 2001; Turner, 2002)，亦即教師彰權益能及
學校組織健康與學校效能有直接之正向關連。惟値得指出的是，學校組織健康中 之「機構的自主性」與教師彰權益能中的「專業成長權」、「參與決策權」及「專 業地位與影響力」三個分層面的相關未達.05 顯著水準。機構的自主性僅與教師 彰權益能之「教學的自主性」分層面存在正向顯著的相關。基本上，機構的自主 性與教學的自主性兩者在意涵及精神上的確有相似之處，故兩者之間為正向關連 有其合理性。再者，「機構的自主性」與學校效能分層面間的相關雖達顯著，但 數值亦偏小（介於.070 到.110 間）。而就國外所進行之研究而言，一些研究顯示 機構的自主性與學生成就呈顯著負相關（Hoy ＆ Sabo, 1998；Hoy, Tarter, ＆ Bliss, 1990）。另外，有研究發現兩者間雖成負相關，但數值相當小且未達顯著 （Smith, 2002）。就此而言，本研究似乎與國外之研究發現有所出入（相關之方 向相反）。事實上，本研究採用教師所知覺的學校效能，上述幾篇國外研究採用 的乃是學生成就。究實而言，教師所知覺的學校效能與學生成就兩者在概念意涵 的指涉上仍有所差異，故研究結果在相互比較時宜謹慎為之，勿過度推論。質言 之，若要進行更直接的對照，仍有待國內進行機構的自主性與學生成就之相關研 究來判定變項之關連性，再據以分析比較。 為了解學校在教師彰權益能及學校組織健康的表現愈佳，學校效能是否也會 愈高的論點能否成立，本研究以教師彰權益能及學校組織健康此兩個變項在分層 面之得分為準，對學校進行分群。結果發現學校可分為兩個集群，後以變異數分 析來探討不同集群之學校在學校效能上是否有顯著差異，結果顯示高教師彰權益 能，高學校組織健康的學校群，其學校效能較高。換言之，學校在教師彰權益能 與學校組織健康的表現愈佳，其學校效能的表現亦愈佳。此發現與秦夢群與吳勁 甫（2006）之研究有相似之處，彼等之研究發現具有高校長轉型領導及高組織健 康特性的學校群，其教師組織承諾亦較高。本研究與秦夢群及吳勁甫之研究在研 究的變項上雖不盡相同，但從兩者的研究結果中皆可明瞭學校組織健康無論對學 校效能或教師組織承諾而言，皆有舉足輕重之影響力。 相較於過去研究，本研究最大之特點在於採取跨層級之模式，將組織健康視 為一同時存在於學校以及教師知覺兩個層次之變項進行研究。過去學者發現組織 氣候會對組織成員形成一種共同社會脈絡的影響，形成一種規範性的影響力量 （Denison, 1996; Morgan, 1991; Shalley, Zhou & Oldham, 2004）。組織氣候不僅 是個人對於組織環境的社會知覺反應，同時也會因為部門或組織的不同文化特質 與工作條件，產生部門間或組織間的明顯差異，對於個別員工的氣候知覺產生影 響，進而影響員工行為，具有濃厚的脈絡效果的色彩（邱皓政、溫福星，2007）。 就組織氣候在個人與組織層次之間的關係而言，Glisson 與 James 於 2002 年提及：組織氣候源自於組織成員對工作環境的知覺，稱為心理氣候（個人層 次），當單位內所有員工的心理氣候有相當程度的共同性時，單位會衍生出組織 氣候（組織層次），即高層次構念乃由低層次構念衍生而成（轉引自林鉦棽、彭 台光，2006）。這樣的構念特性，符合了Kozlowski 與 Klein（2000）提出高層 次構念的「共享單位變數」之特質，惟Glisson 與 James所言僅為理論之界定，
即理論上教師的知覺在同一組織單位中要有ㄧ趨同性，但現況是否如此尚待實徵 資料的支持，而這一部分也是過去研究所忽略之處。是以，本研究先透過Rwg值 來評估教師對其所屬學校之組織健康的評量所具有共同看法之程度，結果合乎 Rwg大於0.7的標準。再者，計算η2來了解群間變異性之情形，而此一指標亦達顯 著水準。是故，群間變異確實存在。由此可知無論就群內一致性以及群間變異的 存在之標準，都顯示將個體變項整合至群體變項的適當性。換言之，此即確定了 學校組織健康除了過去研究採用的個別教師之知覺層次外，尚可彙總成為學校層 次之組織健康。 過去研究在文獻探討中雖指出組織氣候為一學校層級的概念，但在資料分析 時，往往直接以教師知覺層次之組織健康資料做運算，這樣即犯了Thorndike （1939）所言之「層次誤用之陷阱」，即在將所有觀察值一起處理的過程中，低 層次的極端值會被中和掉而為研究者所忽略。或者，僅分析學校層級而不去考量 教師層級的資料。本研究在分析資料時則採取階層線性模式，進行跨層次之分 析，此種方式可將學校與教師兩個層級之資料一起納入考量，並可區別兩者之影 響力，降低了統計上變項合計可能造成之偏差。相較於過去一次僅考慮單一層次 變項之研究，本研究能計算各個層次之預測變項的效果，並克服傳統研究方法常 會遇到的三項問題：標準誤的誤估、忽略迴歸的異質性、及合計的偏差（高新建、 吳幼吾，1997），使研究之結果更具效度，有助於做出更明確之結論。此種分析 方法在國外的教育組織行為已漸為風行。然而，在國內的教育行政或組織行為研 究尚不多見。是故，相當值得國內研究者參照及採行。就本研究所得之結果而言， 除了延續過去研究所肯定的教師知覺組織健康對於學校效能之正向影響外，更進 一步確定學校總體層次組織健康脈絡效果之存在。因之，學校組織健康之脈絡效 果實不容忽視。故而，校長在檢視自身學校的組織健康時，便應將教師及學校層 次的組織健康兼籌並顧。
伍、結論與建議
一、結論
本研究旨在探討教師彰權益能、學校組織健康與學校效能間之關係，經研究 後得到以下三項結論。 （一）教師彰權益能、學校組織健康與學校效能三者間具有正向的關聯 為了解教師彰權益能、學校組織健康與學校效能三者間的關聯性，本研究進 行變項彼此間之相關分析。由積差相關的結果可得知，就變項整體層面的關聯而 言，三者之間皆為顯著的正相關。就變項的分層面之關聯而言，三者間除學校組 織健康中之「機構的自主性」與教師彰權益能及學校效能的分層面之相關係數未 達顯著或數值偏小外，其餘的分層面之間皆呈顯著的正向關聯。由此可窺知，三 者實存在息息相關、密不可分的關聯性。（二）學校在教師彰權益能及學校組織健康的表現愈佳，其學校效能亦愈高 本研究先依據教師彰權益能及學校組織健康的分層面，採集群分析與變異數 分析將學校區分成「低教師彰權益能，低學校組織健康型」以及「高教師彰權益 能，高學校組織健康型」之學校集群，再針對二種學校群在學校效能上之差異作 探討，結果顯示「高教師彰權益能，高學校組織健康型」在學校效能上顯著高於 「低教師彰權益能，低學校組織健康型」之學校群。換言之，具有高教師彰權益 能及高學校組織健康特性的學校群，其學校效能的表現實優於低教師彰權益能及 低學校組織健康之學校群。 （三）教師彰權益能、教師層次的學校組織健康以及學校層次的學校組織健康對 學校效能皆具有正向的預測作用 從階層線性模式的分析結果可獲悉，在控制教師彰權益能及教師層次的學校 組織健康之下，學校層次的學校組織健康對於學校效能仍具有正向的預測力。由 此可見學校層次的學校組織健康對學校效能具有正向直接的脈絡效果。要言之， 教師彰權益能、教師層次的學校組織健康以及學校層次的學校組織健康三者對學 校效能皆具有正向的預測或解釋作用。因之，教師彰權益能以及學校組織健康此 一脈絡變項對學校效能的影響實不容小覷。
二、建議
本研究根據文獻及研究所得之結果針對學校行政實務以及後續相關研究提出 下列建議。 (一) 學校行政實務方面 1.正視學校權力共享之重要性 學校本位管理、九年一貫課程與教學革新政策的改變，使學校的角色面臨更 大的挑戰，使校長必須採用與傳統不同的領導型式加以適應，以往強調上對下的 權力關係已不符所需。彰權益能強調領導者與成員之間的權力共享。其與古典行 政看法有所不同，並不贊同組織中權力你消我長的看法。相對的，主張者以為權 力在組織中乃是「無限物品」，可藉由全體成員的內發，使其達到無限大（Short & Greer, 1997）。換言之，當教師彰權益能有所提升時，並不代表校長的權力因 而縮減，雙方若能配合良好，所產生的權力加乘結果必能創建更大的組織效能。 本研究發現教師彰權益能中之「參與決策權」層面與學組織健康及學校效能分層 面大都呈正相關，此一結果正與上述說法相互呼應。職是之故，校長實應重視學 校權力共享的理念，並將其落實在行政作為的實踐之上。2.強調教師彰權益能之積極性 理論上，彰權益能不僅是上對下的授權增能，教師在此過程中，其實涉及更 多主動性的參與以及內在的化學反應（潘慧玲，2002）。本研究的結果顯示教師 彰權益能與學校組織健康以及學校效能密不可分，此正說明教師彰權益能對組織 環境氛圍之改善與經營成效具有正面的助益，亦充分顯露出教師彰權益能之積極 性。故而，校長不僅應將權力與教師共享，更要能善用領導之作為促使教師專業 成長、自主負責並不斷自我超越。 3.加強對組織健康之理解與實踐 學校組織健康是洞悉學校組織氣候的重要觀點之一，實徵研究顯示其與學校 效能、教師彰權益能、教師組織承諾等諸多組織行為變項息息相關（秦夢群、吳 勁甫，2006；Hoy, Tarter, ＆ Bliss, 1990; Hoy, Tarter, & Kottkamp, 1991）。因之，
學校行政者應對其多加關注。組織健康的理論意涵及其所含括之「關懷」、「著重 學業成就」、「機構的自主性」、「校長的影響力」、「資源支持」、「工作士氣」與「倡 導結構」等層面，實為認識組織健康與否的參照指引，其可供校長參考，用以營 造更為健康之組織氣候。 4.關注個別及全體教師對組織健康之知覺 學校組織健康在本研究中係屬脈絡變項，而不論教師或學校層次的學校組織 健康皆能正向預測或解釋學校效能。學校層次之學校組織健康乃彙整個別教師對 組織健康之知覺而成，此正體現出全體教師的共識。究實而論，校長在領導或管 理學校時應隨時洞察個別教師對組織健康的知覺情形。再者，亦須了解多數或全 體教師對組織健康的看法，方能洞悉學校組織氣候的健康狀態為何。是以，校長 的確應時時關注、傾聽，虛心了解教師對組織健康的看法，才有助真正掌握學校 組織健康之實象，並進而可望改善或提升學校效能。 (二)後續研究方面 1.研究對象方面 台灣地區之公立國民中學教師為本研究之調查對象。日後研究應可擴展以非 義務教育階段之幼稚園、高中職、大專院校，以及私立學校、特殊另類學校等為 對象。這些學校中的行政與教學生態有相當之差異，變項間之關係，未必可由本 研究獲得之結果類推適用。因之，仍有待後續研究者的賡續研究。 2.研究變項方面 在跨層次分析中可得知仍有其他學校整體層次變項未被本研究所考量。就學 校整體層面而言，學校效能的表現除了與學校組織健康有相關外，校長領導、組 織文化、學校行政溝通、與學校內外環境也有其影響力。此外，本研究僅著重於
教師與學校兩個層級之資料分析，然學校組織的層級可細分為學生、教師、班級、 學校等層級，甚至可以擴大至縣市、地區與國家層級，這些不同層級所涉及的變 項都值得後續研究繼續深入探討。
參考文獻
王麗雲、潘慧玲（2000）。教師彰權益能的概念與實施策略。教育研究集刊，44， 173-199。 吳勁甫（2005）。學校競值組織效能量表之發展。初等教育學刊，22，39-62。 沈翠蓮（1994）。國民小學教師專業成長、教學承諾與學校效能關係之研究。國 立高雄師範大學教育研究所碩士論文，未出版，高雄市。 林鉦棽（2005）。組織公民行為之跨層次分析：層級線性模式的應用。管理學報， 22（4），503-524。 林鉦棽、彭台光（2006）。多層次管理研究：分析層次的概念、理念和方法。管 理學報，23（6），649-675。 邱皓政、溫福星（2007）。脈絡效果的階層線性模型：以學校組織創新氣氛與教 師創意表現為例。教育與心理研究，30（1），1-35。 秦夢群、吳勁甫（2006）。國中校長轉型領導、學校組織健康與教師組織承諾關 係之研究。教育研究集刊，52（3），141-172。 秦夢群、吳勁甫、鄧鈞文（2007）。國民中學學校組織健康層面之建構與衡量。 教育政策論壇，10（3），75-102。 高新建、吳幼吾(1997)。階層線性模式在內屬結構教育資料上的應用。教育研究 資訊，5（2），31-50。 張奕華（1997）。國民小學組織學習與學校效能關係之研究。國立台中師範學院 國民教育研究所碩士論文，未出版，台中市。 陳正昌、程炳林（2001）。SPSS、SAS、BMDP 統計軟體在多變量統計上的應用。 台北市：五南。 陳順利（2007）。學校效能階層模式建構之探究。學校行政雙月刊，49，16-44。 黃哲彬（2004）。國民小學校長賦權增能行為與學校效能關係之研究。台南師範 學院國民教育研究所碩士論文，未出版，台南市。 劉春榮（1993）。國民小學組織結構、組織承諾與學校效能關係研究。國立政治 大學教育研究所博士論文，未出版，台北市。 潘慧玲（1999）。學校效能相關概念的釐析。教育研究資訊，7（5），138-153。 潘慧玲（主編）（2002）。學校革新理念與實踐。台北市：學富。 鍾任琴、黃增榮（2000）。中小學教師權能量表編製之研究。朝陽學報，5，345-372。Bevans, K., Bradshaw, C., Miech, R., & Leaf, P. (2007). Staff- and school-level predictors of school organizational health: a multilevel analysis. J Sch Health, 77, 294-302.
Bliese, P. D. (2000).Within-group agreement, non-independence, and reliability: Implications for data aggregation and analysis. In K. J. klein ＆ S. W. J. Kozlowski(Eds.), Multilevel theory, research, and methods in
organizations(pp.349-381). San Francisco: Jossey-Bass.
Bruggink, P. B. (2001). Principal succession and school effectiveness: The
relationship between the frequency of principal turnover in Florida public schools from 1990-1991 to 1998-1999 and school performance indicators in 1998-1999. Unpublished doctoral dissertation,University of Florida.
Colia, C. B. (2001). The relationship between culture and climate and school
effectiveness. Unpublished doctoral dissertation, University of Colorado at
Denver.
Davis, D. R., Ellett, C. D., & Annunziata, J. (2002). Teacher evaluation, leadership and learning organizations. Journal of Personnel Evaluation in Education, 16(4), 287–301.
Denison, D. R. (1996). What is the difference between organizational culture and organizationalclimate? A native’spointofview on adecadeofparadigm war’s.
Academy of Management Review, 21(3), 619-654. Effectiveness and School Improvement, 3 (1), 19-41.
Ellett, C.D., & Teddlie, C. (2003). Teacher evaluation, teacher effectiveness and school effectiveness: Perspectives from the USA. Journal of Personnel
Evaluation in Education, 17(1), 101-128.
Hofmann, D. A. (1997). An overview of the logic and rationale of hierarchical linear models. Journal of management, 23(6), 723-744.
Hofmann, D. A., Griffin, M. A., ＆ Gavin, M. B. (2000). The application of hierarchical linear modeling to organizational research. In K. J. klein ＆ S. W. J. Kozlowski(Eds.), Multilevel theory, research, and methods in organizations(pp.467-511). San Francisco: Jossey-Bass.
Hoy, W. K., & Feldman, J. A. (1987). Organizational health: The concept and its measure. Journal of Research and Development in Education, 20, 30-38.
Hoy, W. K., & Miskel, C. G. (1987). Education administration：theory, research, and practice(3rded.). New York Random House.
Hoy, W. K., & Sabo, D. J. (1998). Quality middle schools: open and healthy. Thousand Oaks, CA: Corwin Press.
Hoy, W. K., Tarter, C. J., & Bliss, J. R. (1990). Organizational climate, school health, and effectiveness: A comparative analysis. Educational Administration Quarterly,
26(3), 260-279.
Hoy, W. K., Tarter, C. J., & Kottkamp, R. B. (1991). Open School/healthy schools:
Measuring organizational climate. Newbury Park, CA: Sage.
James, L. R., Demaree, R. G., ＆ Wolf, G. (1884). Estimating within-group interrater reliability with and without response bias. Journal of Applied Psychology, 69(1), 85-98.
Kozlowski, S. W. J., & Klein, K. J. (2000). A multilevel approach to theory and research in organization: Contextual, temporal, and emergent processes. In K. J. Kein and S. W. J. Kozlowski (eds.) Multilevel theory, research, and methods in
organizations: Foundations, extensions, and new directions. San Francisco:
Jossey Bass.
Langford, L. R. (2002). The relationship between student academic achievement and
variables associated with school effectiveness in the Mississippi public school system. Unpublished doctoral dissertation,University of Mississippi.
Lastra, E. F. (2001). School effectiveness: A study of elementary public schools in a
Mexican city. Unpublished doctoral dissertation,University of Stanford.
Morgan, G. (1991). Images of organization. Newbury Park, CA: Sage.
Murthy,J.et.al.(1985). School Effectiveness ： A conceptual framework. The
Educational Forum, 49(3), 361-74.
Sammons, P., Hillman, J., & Mortimore, P. (1995). Key characteristics of effective
schools: A review of school effectiveness research. (ERIC Document
Reproduction Service No. ED389826)
Shalley, C. E., Zhou, J., & Oldham, G. R. (2004). The effects of personal and contextual characteristics on creativity. Journal of Management, 30(6), 933-958. Smith, P. A. (2002). The organizational health of high schools and student proficiency
in mathematics. The international journal of educational management, 16(2), 98-104.
Stemler, S. E. (2001). Examing school effectiveness at the fourth grade: A
hierarchical analysis of the Third international Mathematics and Science Study (TIMSS). Unpublished doctoral dissertation,University of Boston.
Stoll, L., & Fink, D. (1992). Effecting school change: The Halton approach. School Sweetland, S. R., & Hoy, W. K. (2000). School characteristics and educational
outcomes; Toward an organizational model of student achievement in middle schools. Educational Administration Quarterly, 36(5), 703-729.
Teddlie, C., & Reynolds, D. (2000). Responses to the criticisms of school effectiveness
research contained in Slee, Weiner and Tomlinson (1998) and Thrupp (1999).
American Educational research Association, New Orleans.
Thorndike, E. L. (1939). On the fallacy of imputing the correlations found for groups to the individuals or smaller groups composing them. American Journal of
Psycology, 52, 122-124.
Tsui, K. T., & Cheng, Y. C. (1999). School organizational health and teacher commitment: A contingency study with multi-level analysis. Educational
Research and Evaluation, 5 (3), 249-268.
by teachers in low-performing schools after state team intervention. Unpublished
