第六章 研究結果分析與討論

第六章 研究結果分析與討論

本研究主要以761位的國中教師為觀察資料，透過結構方程模式 模型檢驗本研究所提出的理論模型是否與實證資料相適配。茲依據本 研究所建構之理論模型，共四節分別為：第一節為描述性統計分析與 量表信效度考驗；第二節為測量模型之契合度考驗；第三節為整體模 型之適配度考驗；第四節係針對本研究之各假設進行考驗，並呈現各 潛在變項間之影響程度。茲分別說明如下。

第一節 描述性統計分析與量表信效度考驗

本節主要目的在說明本研究之各研究變項的描述性統計分析，共 分為三個部份。第一部份主要在描述各研究變項的得分情形，藉由描 述參與者在各量表得分的平均數、標準差、偏態及峰度，以瞭解各個 變項的集中與分散情形；第二部分係常態分配檢定；第三部份係描述 各個量表的信度與效度檢驗。茲分別說明如下。

壹、各研究變項之描述性統計分析

由表6-1的結果顯示，本研究問卷之有效樣本761名教師在各個研 究變項中平均得分介於3.75與2.96之間。此外，國中教師在學校效能 的「教師教學分量表」填答上之得分普遍較高（M = 3.75, SD = .60）；

而在校長科技領導的「評鑑與研究分量表」上的得分則普遍較低（M

表6-1 各量表之平均數與標準差一覽表

因素 Items 題數 平均數 標準差 偏態 峰度

願景、計畫與管理 6 3.08 .89 -.06 -.52 成員發展與訓練 6 3.23 .87 -.18 -.47 科技與基本設施支持 6 3.15 .82 -.02 -.48 評鑑與研究 6 2.96 .88 -.01 -.31 校長

科技領導

人際關係與溝通技巧 6 3.16 .90 -.15 -.38 顯性知識 5 3.60 .77 -.11 -.39 隱性知識 5 3.41 .72 -.30 .04 人員 5 3.44 .71 -.09 -.20 科技設施 5 3.20 .78 -.01 -.25 學校

知識管理

程序 5 3.11 .83 -.02 -.10 行政領導 6 3.48 .91 -.48 .01 校園規劃設施 6 3.42 .74 -.06 -.14 教師教學 6 3.75 .60 -.19 .37 學生表現 6 3.35 .71 -.10 -.01 家長社區參與 6 3.53 .69 -.15 .05 學校效能

教師工作滿意 6 3.32 .72 -.30 .34

貳、常態分配檢定

本 研 究 係 採 用LISREL 預 設 的 參 數 估 計 法 — 最 大 概 似 法 (Maximum Likelihood, ML)來進行參數估計與模型適配度的考驗。

Kline(1998)指出，當偏態(skewness)的絕對值小於3.0，峰度(kurtosis) 的絕對值小於10.0時，一般可視為符合單變量常態分配。由表6-1可 知，本研究的三個潛在變項無論是偏態或峰度皆符合檢定標準。由此 可見，本研究之觀察資料符合常態分配假定。因此，本研究係採用 LISREL預設的參數估計法—最大概似法(Maximum Likelihood, ML) 來進行參數估計與模型適配度的考驗。

參、量表的信效度考驗 一、量表的信度分析

本研究各量表的信度分析結果發現（如表6-2所示），校長科技 領導、學校知識管理及學校效能三個量表的總Cronbach’s α均高 於.90，顯示本研究所使用的研究工具之內部一致性均良好。易言之，

本研究之各量表均具有良好的信度。

表6-2 各量表信度分析一覽表

量表 題數 Cronbach’s α

校長科技領導 30 .980

願景、計畫與管理 6 .937

成員發展與訓練 6 .931

科技與基本設施支持 6 .898

評鑑與研究 6 .935

人際關係與溝通技巧 6 .945

學校知識管理 25 .958

顯性知識 5 .868

隱性知識 5 .835

人員 5 .849

科技設施 5 .862

程序 5 .920

學校效能 30 .965

行政領導 6 .945

校園規劃設施 6 .893

教師教學 6 . 864

學生表現 6 .859

家長社區參與 6 .866

教師工作滿意 6 .897

因素分析（CFA），予以考驗各分量表的構念效度與因素效度。而在 因素結構的設定上，各量表的觀察變項與潛在變項間的影響皆為單維 假設，亦即每一個觀察變項只受到一個潛在變項的影響。而由表6-3 的契合度指標摘要表可知，本研究的三個研究工具之卡方自由度比皆 未符合小於3之檢定標準；其次，雖然「校長科技領導量表」、「學 校知識管理量表」及「學校效能量表」的GFI與AGFI未達檢核標準外，

但所有量表的NFI與NNFI皆大於.90的檢定標準；再者，各個量表的 CFI亦均大於.95之門檻；最後，所有的潛在變項之SRMR皆小於.08 之標準。由表6-4、表6-5與表6-6所示可知，校長科技領導量表、學校 知識管理量表、學校效能量表之各題目的因素負荷量亦皆大於.5；所 有的指標結果均顯示本研究的三個量表之因素結構與觀察資料具有 相當良好的適配度。

表6-3 各量表驗證性因素分析之契合度指標摘要表

校長科技領導 學校知識管理 學校效能

χ2 ^2179.27 (P = .00 < .05) 1247.59

(P = .00 < .05) 1474.33 (P = .00 < .05)

2

df

χ 5.50 4.69 3.72

GFI .84 .88 .89

AGFI .81 .86 .87

NFI .99 .98 .98

NNFI .99 .98 .99

CFI .99 .98 .99

SRMR .038 .046 .048

表6-4 校長科技領導量表驗證性因素分析摘要表

校長科技領導 量表

題號 願景、計畫與 管理

成員發展 與訓練

科技與基本 設施支持

評鑑與研 究

人際關係與溝 通技巧

1 .80

2 .82

3 .79

4 .86

5 .91

6 .86

7 .81

8 .83

9 .86

10 .82

11 .86

12 .81

13 .76

14 .81

15 .81

16 .69

17 .76

18 .77

25 .82

26 .83

27 .87

28 .89

29 .86

30 .76

19 .87

20 .85

21 .86

22 .86

23 .87

24 .84

表6-5 學校知識管理量表驗證性因素分析摘要表

學校知識管理 量表

題號 顯性知識 隱性知識 人員 科技設施 程序

1 .69

2 .81

3 .81

4 .73

5 .70

6 .72 7 .65 8 .63 9 .80 10 .76

11 .73

12 .77

13 .75

14 .61

15 .64

16 .76

17 .82

18 .83

19 .75

20 .53

21 .82

22 .87

23 .80

24 .83

25 .86

表6-6 學校效能量表驗證性因素分析摘要表

學校效能 量表

題號 行政領導 校園規劃設施 教師教學 學生表現 家長社區參與 教師工作滿意 1 .85

2 .90 3 .85 4 .91 5 .89

6 .79 7 .66 8 .85 9 .82 10 .84

11 .66

12 .84

13 .86

14 .65

15 .74

16 .84

17 .73

18 .71

19 .57

20 .67

21 .78

22 .77

23 .61

24 .81

25 .72

26 .67

27 .84

28 .87

29 .84

30 .77

第二節 各研究變項的測量模型之分析

本研究為避免在整體模型契合度考驗產生錯誤判斷之情形，將於整 體模型考驗之前，先針對各研究變項的測量模型進行分析，並於各變項 的測量模型之考驗獲得確認後，隨後再進行整體模型之檢驗。

壹、校長科技領導之測量模型分析

在校長科技領導之測量模型的契合度指標方面，本研究之χ 檢定未² 達顯著水準（ 2( 2)

=

χ

df ＝2.79，P = .25 > .05），且卡方自由度比為1.395，

亦符合卡方自由度比應小於3的檢定水準。且就其他模型契合度指標而 論，科技領導之測量模型的NFI、NNFI、GFI、AGFI指數均達到.90之檢 定標準（NFI = 1.00 > .90，NNFI = 1.00 > .90，GFI = 1.00 > .90，AGFI = .99

> .90），其次CFI的指數則為1.00亦符合.95之檢定門檻；最後，SRMR 亦小於.08之標準。且由表6-7可以得知，校長科技領導量表之各個項目 的因素負荷量(factor loading)介於.87～.92之間，顯示各個觀察指標皆有 良好的品質。

貳、學校知識管理之測量模型分析

在學校知識管理之測量模型的契合度指標方面，本研究之χ 檢定達² 顯著水準（ 2( 4)

=

χ

df ＝28.83，P = .00 < .05），且卡方自由度比為7.21，未 能符合卡方自由度比應小於3之檢定標準。但其他契合度指標顯示，學 校知識管理此一測量模型與觀察資料有良好的適配(NFI = .99 > .90，

NNFI = .98 > .90，CFI = .98 > .95，GFI = .99 >.90，AGFI = .94 > .90，SRMR

= .016 < .08)，由此可見，該量表之因素結構良好。而學校知識管理量表 的各個項目之因素負荷量則介於.74與.90之間，顯示各觀察指標皆有優 良的內在品質。

參、學校效能之測量模型分析

在學校效能之測量模型的契合度指標方面，本研究的χ 檢定達顯著² 水準（ 2( 7)

=

χ

df ＝53.14，P = .00 < .05），且卡方自由度比為7.59，未符合 卡方自由度比應小於3的檢定標準。然而就其它契合度指標而言，NFI、

NNFI、GFI、AGFI皆符合檢定標準(NFI = .99 > .90，NNFI = .98 > .90，

GFI = .98 > .90，AGFI = .93 > .90)；其次，CFI指數為.99，亦符合需大於.95 之檢定標準；最後，SRMR指數為.018，亦小於.08之檢定門檻。此外，

各個項目之因素負荷量則介於.76與.86之間，顯示各觀察變項均有良好 的品質。

表6-7 測量模型各因素負荷量、觀察指標信度、潛在變項之平均變抽取 量及成分信度分析表

因素 觀察指標 因素 負荷量

觀察指 標信度

潛在變項之平 均變異抽取量

潛在變項之成 分信度 願景、計畫與管理 .89 .79

成員發展與訓練 .87 .76 科技與基本設施支持 .92 .85 評鑑與研究 .91 .83 校長

科技 領導

人際關係與溝通技巧 .91 .83

.812 .956

顯性知識 .82 .68 隱性知識 .74 .55

人員 .81 .66

科技設施 .89 .79 學校

知識 管理

程序 .90 .81

.698 .920

行政領導 .76 .58 校園規劃設施 .80 .64 教師教學 .76 .58 學生表現 .84 .71 家長社區參與 .82 .68 學校

效能

教師工作滿意 .86 .74

.655 .919

第三節 國民中學校長科技領導理論模型之適配度考驗

本 研 究 旨 在 透 過 一 系 列 的 競 爭 模 型 策 略(competing models strategies)，以結構方程模式模型分析(SEM)進行各種模型的假設檢定，

期建構一個最能符合理論建構與觀察資料之最佳模型。爰此，本節的國 民中學校長科技領導理論模型適配度考驗主要係針對各競爭模型（理論 模型一、理論模型二及理論模型三）進行綜合比較。此外，本研究之模 型 適 配 度 檢 定 其 檢 定 規 準 係 採 用Hair Jr. 等 人 (1998) 、 Bagozzi 與 Yi(1988)，從違犯估計考驗、整體模型適配度、模型內在結構適配度等 三個層面進行模型契合度的評鑑。以下將針對上述三層面逐一說明三個 競爭模型之模型適配度。

壹、理論模型一之適配度考驗 一、理論模型一之違犯估計考驗

Hair Jr.等人（1998）指出，在進行模型契合度評估時，首先須針對 違犯估計(offending estimates) 的結果進行檢視，當模型統計分析的結果 並未出現不適當的解釋時，亦即獲得一個可接受的參數估計結果後，則 研究者需分別針對整體模型(overall model)、測量模型(measurement model)與結構模型(structure model)的適配度予以考驗。

由表6-8與圖6-1可知，理論模型一的參數估計結果並未出現負的誤 差變異，且所有的估計參數之誤差變異均達.01的顯著水準。其次，參數 估計的結果並無過大的標準誤，顯示理論模型一通過「模型中沒有負的 誤差變異」、「誤差變異須達顯著水準」及「標準誤不宜過大」等三項 評鑑標準。再者，本研究所有估計參數之間的相關係數絕對值並未出現 太接近1的情形，因此亦符合違犯估計考驗的檢驗標準。而透過表6-8可

得知，理論模型一所有的因素負荷量均符合介於.50與.95之間。綜上所 述，本模型並未有違犯估計的問題，因此得進一步比較整體模型適配度 和結構模型適配度比較。

表6-8 理論模型一參數估計顯著性考驗與標準化參數表

參數 SS 解 標準誤 t 值 SC 解 參數 SS 解 標準誤 t 值 SC 解

x11

λ .78 .03 30.92*** .88 β₂₁ .44 .04 11.66*** .44

x21

λ .75 .03 29.95*** .87

δ

₁ .17 .01 16.92*** .22

x31

λ .76 .02 33.48*** .93

δ

₂ .19 .01 17.32*** .25

x41

λ .81 .02 33.18*** .92 δ₃ .10 .01 15.15*** .14

x51

λ .84 .02 34.36*** .94

δ

₄ .12 .01 15.45*** .15

y11

λ ^{.63 …… …… .82} δ5 .10 .01 14.08*** .12

y21

λ .56 0.2 24.94*** .78

ε

₁ .19 .01 16.64*** .32

y31

λ .60 .02 27.76*** .84

ε

₂ .20 .01 17.39*** .39

y42

λ .68 .02 29.33*** .87 ε₃ .15 .01 16.25*** .30

y52

λ .73 .02 30.11*** .88

ε

₄ .15 .01 15.24*** .24

y62

λ ^{.72 …… …… .79} ε5 .15 .01 14.57*** .22

y72

λ .60 .02 25.28*** .86 ε₆ .31 .02 17.28*** .37

y82

λ .46 .02 23.28*** .81 ε₇ .18 .01 16.93*** .27

y92

λ .59 .02 25.54*** .82 ε₈ .15 .01 17.66*** .34

y102

λ .57 .02 25.91*** .83 ε₉ .17 .01 16.81*** .33

y112

λ .62 .02 27.08*** .77 ε₁₀ .15 .01 16.62*** .31

γ

11 .74 .04 19.87*** .74

ε

₁₁ .14 .01 15.90*** .41

γ

21 .50 .04 12.97*** .50

ζ

₁ .45 .04 12.64*** .45

ζ

2 .22 .02 10.69*** .22 註：*P <.05, **P < .01, ***P < .001

二、理論模型一之整體適配度考驗

整體模型適配度主要的目的乃在評鑑研究者所提出的理論模型與 觀察資料間的適配程度，因此可稱之為模型外在品質之評鑑（陳正昌、

程炳林、陳新豐、劉子鍵，2004）。過去評估整體模型的適配程度大多

依據Hair Jr.等人(1998) 與王保進（2004）的建議，從絕對適配度(measures of absolute fit)、精簡適配度(parsimonious fit measures)、增量適配度 (incremental fit measures)等三個層面予以評估理論模型之整體適配程 度。

圖6-1 理論模型一之完全標準化路徑係數（SC 解）圖

（一）絕對適配度考驗

絕對適配度考驗，其目的乃在評估本研究所提出的理論模型與觀察 資料的契合程度，亦就是評定理論模型的共變數矩陣與觀察資料的樣本 共變數矩陣的接近程度。由表6-8可知，本研究之卡方值達顯著，χ²(101, N = 761) = 655.59， P = .0 < .05，顯示理論模型與觀察資料相適配的虛 無假設應予以拒絕。然而由於卡方值易受樣本人數所波動，因此在進行 整體模型契合度的考驗時，應將其他的絕對適配度指標一併納入考量。

在其他絕對適配度指標方面，理論模型一之GFI指數為.90，符合指 數須大於.90的檢定標準。其次，SRMR為.035，而SRMR已符合小於.08 的標準。再者，ECVI指數為0.95，比獨立模型之47.38還小，符合理論模 型之ECVI必須小於獨立模型之ECVI的檢定標準，顯示該模型在不同組 樣本間的波動程度小，亦即本模型在不同的樣本下，仍具有良好的穩定 性。最後，RMSEA為.085，未能符合理論模型必須小於.05之標準。綜上 所述，本研究的理論模型一與觀察資料間適配情形良好。

（二）精簡適配度

精簡適配度考驗，其目的主要係評估理論模型的精簡程度，亦即在 調整契合度衡量，俾能比較含有不同估計係數數目的模型，以決定每一 估計係數所能獲致的適合程度。本研究所得之PNFI為.83，符合PNFI須 大於.50之標準。其次，PGFI為.67，亦符合指數須大於.50之規定。此外，

本研究初始模型之AIC為725.59，較獨立模型之AIC值36006.58還小，因 此亦符合理論模型之AIC須小於獨立模型之AIC此一標準。綜上所述，上 述精簡適配度考驗的結果已達到可接受的標準，顯示本模型的精簡程度 理想。

（三）增量適配度

增量適配度考驗，其主要的目的旨在針對理論模型與基準模型 (baseline model)間統計量的差異比較，其數值表示理論模型與基準模型 比較之下能增加契合度的程度。本研究初始模型之AGFI指數為.87，未 能符合大於.90的標準。其次，本研究之NFI與NNFI均為.98，均大於.90 的評鑑標準。此外，CFI為.98，亦符合CFI指數須大於.90的評鑑門檻。

綜合上述各指標的結果可知，本研究所提出的理論模型與實際資料達到 良好的適配。

三、理論模型一之內在適配度考驗

（一）測量模型適配度考驗

就測量模型適配度而言，由表6-8可知，理論模型一之所有的因素負 荷量皆達.05的顯著水準，符合因素負荷量應達顯著之評鑑標準，可知個 別測量變項具有良好的效度，因此足以建立適配的測量模型。表6-7顯 示，本研究16個觀察指標之個別信度均達.50之檢定標準。另外，本研究 三個潛在變項的成分信度介於.92與.96之間，結果顯示本研究各潛在變 項均有優異的信度。最後，在潛在變項之平均變異抽取量方面，三個潛 在變項之平均變異抽取量介於.66與.81之間，顯示各潛在變項之變異抽 取量均高於.50的評鑑標準。依據上述的結果，顯示出本研究的初始模型 的測量模型具有良好的品質。

（二）結構模型適配度考驗

就結構係數的適配度而論，理論模型一計有3個結構係數，而透過 表6-8可知，本研究初始模型中的3個結構係數（

γ

₁₁、

γ

₂₁、

β

₂₁）均達顯 著水準。其次，知識管理與學校效能兩個內衍潛在變項的

R

²值分別為.55 及.78，由此可知本模型之內在結構甚佳，且各變項對於依變項均有良好 的解釋力。綜合上述的分析結果，本研究所建構的理論模型擁有良好的 結構模型適配度。

綜合言之，理論模型一就基本適配度、整體模型適配度及模型內在 結構適配度等眾多適配指標而論，本研究所建構的理論模型具有良好的 適配度。由此可知，本研究所建構的理論模型一得以有效地解釋國內的 觀察資料。

貳、理論模型二之適配度考驗 一、理論模型二之違犯估計考驗

由表6-9與圖6-2可知，理論模型二之參數估計結果並無負的誤差變

異，且所有的誤差變異皆達顯著水準，此外，參數估計的結果並沒有過 大的標準誤，顯示本研究所建構的第二個理論模型符合「模型中沒有負 的誤差變異」、「誤差變異須達顯著水準」及「標準誤不宜過大」等三 項評估標準。再者，本研究所有估計參數之間的相關絕對值並未出現過 份接近1的情形，因此亦符合估計參數之相關係數絕對值不得太接近1之 檢驗標準。另一方面，透過表6-9可得知，本模型之所有潛在變項的因素 負荷量介於.77與.94之間，因此符合因素負荷量應大於.50之標準。整體 而言，理論模型二之參數估計結果未發生違犯估計之情事，是故研究者 得以進一步分析整體模型適配度和模型內在適配度。

表6-9 理論模型二參數估計顯著性考驗與標準化參數表

參數 SS 解 標準誤 t 值 SC 解 參數 SS 解 標準誤 t 值 SC 解

x11

λ .63 .02 27.30*** .82

β

₂₁ .50 .04 13.27*** .50

x21

λ .56 .02 25.21*** .78

δ

₁ .19 .01 16.64*** .32

x31

λ .60 .02 28.15*** .84

δ

₂ .20 .01 17.39*** .39

x41

λ .68 .02 29.81*** .87 δ₃ .15 .01 16.25*** .30

x51

λ .73 .02 30.66*** .88

δ

₄ .15 .01 15.24*** .24

y11

λ ^{.78 …… …… .88} δ5 .15 .01 14.57*** .22

y21

λ .75 .02 34.36*** .87

ε

₁ .17 .01 16.92*** .22

y31

λ .76 .02 40.00*** .93

ε

₂ .19 .01 17.32*** .25

y42

λ .81 .02 39.48*** .94 ε₃ .10 .01 15.15*** .14

y52

λ .84 .02 41.49*** .92

ε

₄ .12 .01 15.45*** .12

y62

λ ^{.72 …… …… .79} ε5 .10 .01 14.08*** .15

y72

λ .60 .02 25.28*** .81 ε₆ .31 .02 17.28*** .37

y82

λ .46 .02 23.28*** .77 ε₇ .18 .01 16.93*** .34

y92

λ .59 .02 25.54*** .82 ε₈ .15 .01 17.66*** .41

y102

λ .57 .02 25.91*** .83 ε₉ .17 .01 16.81*** .33

y112

λ .62 .02 27.08*** .86 ε₁₀ .15 .01 16.62*** .31

γ

11 .74 .04 21.10*** .74

ε

₁₁ .14 .01 15.90*** .27

γ

21 .44 .04 11.70*** .44

ζ

₁ .45 .03 14.08*** .45

ζ

2 .22 .02 10.69*** .22 註：*P <.05, **P < .01, ***P < .001

二、理論模型二之整體適配度考驗

（一）絕對適配度考驗

在絕對適配度方面，由表6-9可知，本研究之理論模型與觀察資料的 卡方適配度考驗達顯著，χ²(101, N = 761) = 655.59， P = .00 < .05，顯 示理論模型與觀察資料相適配的虛無假被推翻。而理論模型二之GFI指 數為.90，業已符合檢定標準。其次，SRMR為.035，因此符合SRMR應 小於.08的門檻。另外，ECVI指數為0.95，小於獨立模型之ECVI值47.38，

故通過理論模型之ECVI必須小於獨立模型之ECVI的檢定標準，顯示本 理論模型於不同組樣本間所得之結果的一致性程度高。最後，RMSEA 為.085，未能符合RMSEA須小於.05之標準。綜上所述，理論模型二大抵

符合絕對適配度考驗的標準，顯示本模型與觀察資料有良好的適配。換 言之，觀察資料與理論模型間的契合度良好。

圖6-2 理論模型二之完全標準化路徑係數（SC 解）圖

（二）精簡適配度

就精簡適配度而論，本研究之PNFI為.83，符合PNFI應在.50以上之 標準。其次，PGFI為.67，已通過PGFI須大於.50之檢定標準。此外，本 研究的理論模型之AIC為725.59，比獨立模型之值36006.58還小，因此亦 符合理論模型之AIC須小於獨立模型之AIC此一規準。綜合上述可知，本

（三）增量適配度

就增量適配度考驗而言，本模型之AGFI指數為.87，未能符合須大 於.90的標準。其次，本研究之NFI與NNFI均為.98，均符合應大於.90的 評鑑標準。此外，CFI為.98，亦符合大於.90的檢定標準。綜合上述各指 標的結果可知，本研究所提出的理論模型與實際觀察資料的整體適配度 相當良好。

三、理論模型二之內在適配度考驗

由前揭測量模型適配度結果可知，本研究所建構的理論模型測量模 型均具有良好的內在品質。此外，就結構模型適配度考驗而論，由表6-9 可知，理論模型二的3個結構係數（

γ

₁₁、

γ

₂₁、

β

₂₁）均達顯著水準。再者，

科技領導及學校效能兩個內衍潛在變項的多元相關平方（即

R

²值）分別 為.55及.78，由此可知，理論模型二之內在結構良好。綜合上述的分析 結果，本研究所建構的初始模型擁有良好的結構模型適配度。

綜合而論，透過基本適配度、整體模型適配度及模型內在結構適配 度等眾多適配指標而論，本研究所建構的理論模型仍具有良好的適配 度。由此可知，本研究所建構的理論模型二可以用來解釋國內的觀察資 料。

參、理論模型三之適配度考驗 一、理論模型三之違犯估計考驗

由表6-10與圖6-3可知，理論模型三之參數估計結果並沒有負的誤差 變異，且所有的誤差變異皆達顯著水準，其次，參數估計的結果並沒有 過大的標準誤，顯示本模型符合「模型中沒有負的誤差變異」、「誤差 變異須達顯著水準」及「標準誤不宜過大」等三項評鑑標準。此外，本 研究所有估計參數之間的相關絕對值並未出現過份接近1的情形，因此 亦符合估計參數之相關係數絕對值不得太接近1之檢驗標準。再者，透

過表6-10可得知，本模型之所有潛在變項的因素負荷量介於.81與.96之 間，因此符合因素負荷量應大於.50之標準。綜合上述，本模型之參數估 計結果並未有違犯估計之問題，因此研究者得以進一步探究整體模型適 配度和模型內在適配度等議題。

表6-10 理論模型三參數估計顯著性考驗與標準化參數表

參數 SS 解 標準誤 t 值 SC 解 參數 SS 解 標準誤 t 值 SC 解

y11

λ ^{.78 …… …… .92}

ε

1 .17 .01 16.95*** .16

y21

λ .75 .02 42.00*** .90

ε

₂ .19 .01 17.34*** .18

y31

λ .76 .02 48.95*** .95 ε₃ .10 .01 15.20*** .10

y21

λ .81 .02 48.31*** .94

ε

₄ .12 .01 15.49*** .11

y51

λ .84 .02 50.80*** .96 ε₅ .10 .01 14.14*** .08

y62

λ ^{.63 …… …… .86} ε6 .19 .01 16.74*** .27

y72

λ .56 .02 28.86*** .82 ε₇ .20 .01 17.46*** .33

y82

λ .60 .02 32.16*** .87 ε₈ .15 .01 16.36*** .24

y92

λ .68 .02 34.01*** .90 ε₉ .15 .01 15.39*** .20

y102

λ .73 .02 34.93*** .91 ε₁₀ .15 .01 14.73*** .18

y113

λ .72 …… …… .84

ε

₁₁ .31 .02 17.31*** .30

y123

λ .60 .02 29.85*** .89

ε

₁₂ .18 .01 16.98*** .21

y133

λ .46 .02 .27.48*** .85 ε₁₃ .15 .01 17.69*** .27

y143

λ .59 .02 30.17*** .86

ε

₁₄ .17 .01 16.85*** .26

y153

λ .57 .02 30.61*** .87 ε₁₅ .15 .01 16.67*** .25

y163

λ .62 .02 32.00*** .81 ε₁₆ .14 .01 15.96*** .34

β

12 .54 .01 36.14*** .57

ζ

₁ .61 .05 12.62*** .41

β

21 .54 .01 36.14*** .51

ζ

₂ .49 .04 11.26*** .37

β31 .50 .04 13.44*** 52 ζ₃ .22 .02 11.22*** .26

β32 .44 .04 11.21*** .44 註：*P <.05, **P < .01, ***P < .001

二、理論模型三之整體適配度考驗

（一）絕對適配度考驗

在絕對適配度方面，理論模型三與觀察資料的卡方適配度考驗達顯 著水準，χ²(101, N = 761) = 705.07，P = .00 < .05，顯示理論模型與觀察 資料相適配的虛無假被推翻。然而就其他契合度指標而論，本模型之GFI 指數為.89，未能符合檢定標準。其次，SRMR為.22，因此亦未通過SRMR 應小於.08的門檻。再者，ECVI指數為1.02，比獨立模型之47.38還小，

因此符合理論模型之ECVI必須小於獨立模型之ECVI的檢定標準，顯示 本研究所建構的理論模型在不同樣本間的一致性程度高。最後，RMSEA

為.089，未能符合必須小於.05之標準。綜上所述，除ECVI外，理論模型 三大抵未能符合絕對適配度考驗的標準，顯示本模型與觀察資料之契合 度不佳。

圖6-3 理論模型三之完全標準化路徑係數（SC 解）圖

（二）精簡適配度

就精簡適配度指標而言，本研究之PNFI值為.83，符合PNFI應在.50 以上之標準。其次，PGFI為.66，與PGFI必須在.50以上相符合。此外，

本研究的理論模型之AIC為775.07，比獨立模型之值36006.58還小，因此 亦符合理論模型之AIC須小於獨立模型之AIC此一標準。綜合上述精簡適

（三）增量適配度

就增量適配度考驗而言，理論模型三之AGFI指數為.86，未能符合 須大於.90的標準。其次，本研究之NFI與NNFI均為.98，均符合大於.90 的評鑑標準。此外，CFI為.98，亦符合大於.90的評鑑門檻。綜合上述各 指標的結果可知，本研究所提出的理論模型與實際觀察資料的整體適配 度相當堪稱良好。

三、理論模型三之內在適配度考驗

由本節前述測量模型適配度結果可知，本研究所建構的理論模型之 測量模型均具有良好的內在品質。此外，就結構模型適配度考驗而論，

由表6-10可知，理論模型三的4個結構係數（

β

₁₂、

β

₂₁、β₃₁、β ）均達₃₂ 顯著水準。再者，科技領導、知識管理及學校效能等三個內衍潛在變項 的多元相關平方（即

R

²值）分別為.59、.63及.84，由此可知，理論模型 三之內在結構與解釋力佳，並擁有良好的結構模型適配度。

綜合而論，透過基本適配度、整體模型適配度及模型內在結構適配 度等眾多適配指標而論，本研究所建構的理論模型仍具有可接受的適配 度。

肆、模型競爭比較

理論模型的建構與檢驗，主要係藉由一系列的競爭模型的假設檢定 來進行考核。換言之，研究者得針對同一組變項間的關係，提出多組可 能的因果模型，以形成多種競爭性模型，並藉由契合度考驗據以獲得最 佳的因素結構。而本研究計有三組競爭模型，理論模型一強調科技領導 對知識管理有直接效果；理論模型二強調知識管理對科技領導有直接效 果；理論模型三則指陳科技領導與知識管理間的真實關連乃互為因果。

為具體比較三個競爭模型與觀察資料之適切程度，茲藉由表6-11呈現各 競爭模型之整體適配度指標。

由表6-11可得知，從理論模型一、理論模型二及理論模型三的整體 適配指標評鑑結果可知，模型三除了在NFI、NNFI、CFI等指標與模型 一、模型二相同外，其餘各契合度指標之表現均明顯劣於模型一與模型 二，尤以GFI、SRMR、AGFI為甚。此外，就理論模型的交叉驗證 (cross-validation)而言，理論模型三之AIC值大於另外二個模型之AIC 值，可知理論模型三在跨樣本的情況下，其模型穩定性較差。綜上所述，

相較於理論模型三，理論模型一與理論模型二乃為更能適配於觀察資料 的因果模型。

值得注意的是，由圖6-1、圖6-2及表6-11可知，理論模型一與理論 模型二為等同模型(equivalent model)。所謂等同模型係指兩個模型以相 同的一組變項據以估計不同的假設模型，但上述兩個模型之自由度差為 0，且在模型辨識性考驗的結果相同。由此可知，在使用同一筆觀察資 料的情況下，研究者能獲得多種可能的假設模型，且理論模型一與理論 模型二這兩個競爭模型的背後亦均得以有效地解釋理論或邏輯推論。是 故，本研究將依據理論基礎、邏輯推論及模型競爭結果，同時採納理論 模型一與理論模型二作為本研究之主要發現，並依據研究結果提出結論 及不同適用情境之建議。

表6-11 各競爭模型之整體適配度指標

理論模型一 理論模型二 理論模型三

χ2 考驗 655.59

(P = .00 < .05) 655.59

(P = .00 < .05) 705.07 (P = .00 < .05)

GFI .90 .90 .89

AGFI .87 .87 .86

PGFI .67 .67 .66

SRMR .035 .035 .22

ECVI .95 .95 1.02 AIC 725.59 725.59 775.07

第四節 各潛在變項間之效果

進行模型建構之研究時，除了需進行違犯估計考驗、整體模型適配 度考驗及內在適配度的評鑑外，仍須進一步探討各變項之間的影響效 果，方能深入瞭解潛在變項間的關係。潛在變項間的效果包含直接效果 (direct effect)、間接效果(indirect effect)與全體效果(total effect)三部份。

以下將分別從理論模型一與理論模型二之直接效果、間接效果和全體效 果就各研究假設進行說明。

壹、理論模型一各潛在變項的效果

一、「科技領導」對「知識管理」及「學校效能」有正向影響

根據文獻探討與理論基礎，理論模型一假定科技領導對知識管理、

學校效能具有直接效果，且科技領導將透過學校知識管理而間接地影響 學校效能。而本研究以761名教師所得之實證資料進行結構方程模式模 型分析，由表6-8與圖6-1可得知，科技領導對知識管理（

γ

₁₁ = .74，t = 19.87，

P < .001）與科技領導對學校效能（

γ

₂₁ = .50，t = 12.97，P < .001）的直接效果 均達.001之顯著水準，顯示出當校長有較多的科技領導行為時，將能提 高學校的知識管理的使用，並促進學校效能之提升。

就校長科技領導對學校效能的間接效果與全體效果而論，由表6-12 可知，校長科技領導不僅對學校效能有顯著的直接效果，並能透過知識 管理經營策略的使用對學校效能產生間接效果（t = 10.80，P < .001）。

綜合科技領導對學校效能的間接效果與全體效果，科技領導對學校效能 之全體效果值高達.83（t = 21.53，P < .001），且達.001之顯著水準，可 知科技領導為預測學校效能之有效因子。綜上所述，科技領導的運用程

度將對學校知識管理的使用與學校效能具有正向且顯著的預測效果。

表6-12 理論模型一各潛在變項之直接、間接及全體效果分析一覽表

外衍變項 內衍變項 直接效果 間接效果 總效果 科技領導 知識管理 .74 …… .74 科技領導 學校效能 .50 科技領導*知識管理*學校效能= .33 .83 知識管理 學校效能 .44 …… .44

二、「知識管理」對「學校效能」有正向影響

就知識管理對學校效能的直接效果而論（參見表6-8與圖6-1），實 證觀察資料顯示，知識管理對學校效能的直接效果值為.44（

β

₂₁ = .44，t = 11.66，P < .001），且達顯著水準。由此可知，當學校善用知識管理此一經 營策略時，將促使學校有較佳的學校效能。

由圖6-1及參數估計結果可知，科技領導與知識管理對於學校效能均 有顯著的正向影響。因本研究所採用的是完全標準化解（SC解），故能 針對各係數予以比較評估，然以其影響權重而論，科技領導對於學校效 能之影響（

γ

₂₁ = .50）更甚於知識管理對於學校效能之影響（

β

₂₁ = .44）。

貳、理論模型二各潛在變項的效果

一、「知識管理」對「科技領導」及「學校效能」有正向影響

不同於理論模型一，理論模型二假設知識管理對科技領導及學校效 能具有正向的直接影響，且知識管理亦能透過校長科技領導間接地影響 學校效能。依據表6-9與圖6-2可知，知識管理對於科技領導（

γ

₁₁ = .74，t = 21.10，P < .001）、知識管理對於學校效能（

γ

₂₁ = .44，t = 11.70，P < .001）的直

識管理不僅對學校效能具有直接效果，亦能透過科技領導的使用間接地 影響學校效能（t = 11.97，P < .001）。綜合知識管理的間接效果與全體 效果後可發現，知識管理對學校效能之全體預測效果值為.82，且達.001 之顯著水準（t = 20.99，P < .001）。可見知識管理為解釋學校效能良莠 之有效預測因子。綜上所述，校園內知識管理策略的使用對於校長科技 領導行為與學校效能有重大的影響。

表6-13 理論模型二各潛在變項之直接、間接及全體效果分析一覽表

外衍變項 內衍變項 直接效果 間接效果 總效果 知識管理 科技領導 .74 …… .74 知識管理 學校效能 .44 知識管理*科技領導*學校效能= .37 .82 科技領導 學校效能 .44 …… .44

二、「科技領導」對「學校效能」有正向影響

理論模型二主張科技領導對於學校效能具有直接且正向的影響，由 表6-13與圖6-2與可知，科技領導對學校效能具有顯著且正向的直接效果

（

β

₂₁ = .50，t = 13.27，P < .001），是故本研究的實證觀察資料證實此一假 設。由此可知，當校長使用較多的科技領導行為時，將能有效地提升學 校的效能與表現。

因本研究所採用的是完全標準化解（SC解），故能針對各係數予以 比較評估，並比較自變項間何者對於依變項具有較大的影響力或解釋 力。由表6-13與圖6-2可知，理論模型二與理論模型一具有相同的研究發 現，亦即知識管理和科技領導對於學校效能均有顯著的正向效果，且科 技領導對於學校效能之影響（

β

₂₁ = .50）更甚於知識管理對於學校效能之 影響（

γ

₂₁ = .44）。