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第一节 动机与目的
家庭是个人出生后最早接触的场所，也是个人成长发展的地方。大多数人长大独立后追求自己感情的归宿，继而建立个人的家庭并生儿育女，多年后介入影响子女的家庭，终其一生几乎与家庭脱离不了关系（王以仁，2000）。绝大多数的个人出生后即在家庭中生活、成长，同时也早受教育于家庭中（王以仁，2000）。他们从父母或其他家庭成员中接受教化或影响，逐渐塑造出个人的人格、习性及价值观。家庭在个人生长发展的过程中，实具有深远且关键性的影响。简茂发、蔡玉瑟与张镇城（1994）即曾指出家庭经验对儿童之行为发展具重大之影响，儿童能在稳定和谐的家庭中成长，父母提供爱及温暖的环境，使儿童具有安全感及自信心，潜能得以充分发挥，人格亦能健全发展。蔡典谟（1996）亦指出儿童自出生后，在父母制造的环境中生活，受父母知识、价值观念、生活习惯、教养方式、亲子关系等因素影响，并与家庭外之因素交互作用，将直接间接影响儿童日后之发展与成就。
此外，家庭亦是构成社会最基本的单位（何进财，1994；翁福元，1999；罗虞村，1998），且是个人最早接触到并极重要的社会化组织（王丽容，1994）。透过家庭成员的互动，个人可传承社会的规范及伦理观念。若家庭健全则不仅能培养良好的公民，甚而能构筑稳固安定的社会。无怪乎罗虞村（1998，页29）会强调「不论过去、现在、或是未来，家庭均是个人成长与社会进步的基石」。环视目前社会纷扰不安，社会问题层出不穷，推根究底，均系源自于家庭功能不彰，未能发挥其既有的职责所致。
传统上家庭扮演相当复杂且多重的功能，例如生育，抚育、教育、经济、赋予地位、保护、宗教、延续祖先血统、继承家业等（杨懋春，1989）。然而在工商业高速发展，社会形态急遽转变的潮流下，家庭的传统功能已大半为其它相关的社会制度所取代。但是家庭亲职教育的功能，却不是任何社会组织所能取而代之的（王丽容，1994）。随着社会的不断转变，家庭教育功能的重要性不仅未曾稍减，反而益形重要。家庭教育可說是一切教育的基础，其良莠足以关系着学校教育和社会教育的成败（黄乃毓，1988）。
有鉴于家庭教育的重要性，教育部与台湾省教育厅乃于民国七十六年于各县市成立「亲职教育咨询中心」，全面推展亲职教育，且于民国七十九年将「亲职教育咨询中心」更名为「家庭教育服务中心」，以扩增其业务规划的空间并强化主动积极的作为（教育部社教司，1991）。民国八十八年，为避免名称与其它单位混淆起见，复将「家庭教育服务中心」改名为「家庭教育中心」，积极推展家庭教育工作。
学校推展家庭教育有其法律之基础，家庭教育法（教育部，2003）第八条规定各级学校为推展家庭教育之机构，第十二条并明确规定高级中等以下学校每学年应在正式课程外实施四小时以上家庭教育课程及活动，并应会同家长会办理亲职教育。此外，学校推展家庭教育更有学校数量多且普及于小区、有极佳师资、有极佳设备与场所、亲师具共同目标等优势（柯顺议，2005）。因而透过学校来推展家庭教育渐受重视。
云林县家庭教育中心向来即着重透过学校推展家庭教育的工作。自民国七十七年成立，以任务编组方式推广业务，至民国九十四年一月一日依家庭教育法，正式成立为县府二级机关以来，即积极结合学校，以策略联盟方式进行家庭教育的推展。为因应层出不穷的家庭问题，更于94年度起，针对学校规划长期且多元之家庭教育相关活动。先期以全县20个乡镇分六个行政区，分别办理学校主任、志工干部家庭教育融入领域教学活动设计与研习，继之于各年度办理多项的学校家庭教育工作。经过多年之推动，遂欲了解学校工作人员对于家庭教育推展效益、遭遇困难及需求协助之看法，以作为未来强化与修正学校推展家庭教育之参考，乃委托进行是项问卷调查，期能透过对相关问题的了解与改进，能与建立密切合作的伙伴关系，共同携手推动家庭教育工作。
第二节研究方法
壹、研究对象
本研究系以云林县幼儿园的园长、主任、组长、教师及国中、国小的校长、主任、组长、教师为调查的对象。总计发放了460份问卷，并全数回收，回收率为100%。回收问卷经初步检视的结果，除少数问卷有极少数的题项漏答外，余均填答完整。漏答的情形不多，并不会影响数据分析的结果，因此全数纳入进行后续的统计分析，问卷的可用率亦为100%。
由下表可以看出，填答者以服务于国小的为最多，计336人，占全部填答者的73%；其次为服务于幼儿园的，有77人，占16.7%；服务于国中的则为47人，占10.2%。针对填答者的性别区分之，男性为196人，占42.6%；女性则为259人，占56.3%，略多于男性。就填答者在服务学校所担任的职务来看，有102人是国中或国小的校长，占全部填答人数的22.2%；担任幼儿园园长的有25人，占5.4%；担任主任职务者计有156人，占33.9%；担任组长职务者有99人，占21.5%；其余有72人为教师，占15.7%；另有3人填答「其他」；占0.7%。问卷填答者中，有337人曾参与过家庭教育中心委办之各项学校推展家庭教育的计划，占总填答人数的73.3%；有121人未曾参与过，占26.3%。参与学校推展家庭教育计划者中，以担任行政支持工作的为最多，共计203人次，占45.8%；其次为主办者，计131人次，占29.6%；担任文书作业的有41人次，占9.2%；担任讲师（带领者）的有37人次，占8.4%；另有31人次填答「其他」，占7%。由开放性填答的结果检视，发现选答「其他」的，绝大多数都是参与研习的学员。
贰、研究工具
本研究采用之研究工具系自编之「学校推展家庭教育调查问卷」（请参见附录一）。问卷内容包括基本资料与问卷两部分，分别说明如下。
一、基本数据
基本数据包括任教学校、性别及担任职务三项，叙述如下。
1.任教学校：分为国小、幼儿园及国中三类，由填答者自行勾选。
2.性别：分为男、女两类，由填答者自行勾选。
3.担任职务：分为校长、园长、主任、组长、教师及其他等六类，由填答者自行勾选。勾选「其他」类者，并请其填写所担任之职务。
二、问卷
问卷本身共有23题，其中第1、2两题分别调查填答者参与学校推展家庭教育计划的情形及担任的职务。第3、4题调查填答者对于学校推展家庭教育可行性及其适切对象的看法。均采用闭锁式题型，请填答者针对所提供的选项进行勾选。除第2题为复选题外，余均为单选题。
第5题至第19题系用以调查填答者对于学校推展家庭教育效益的看法，包括整体的效益，及对学生与对家长的效益。对学生及对家长的效益中，并分别调查其对家庭教育各层面的效益及对能力行为增进之看法。各题均采李克特氏四点量尺形式。
第20与21两题则分别调查填答者推展学校家庭教育之困难因素及其需协助的措施，亦均采李克特氏四点量尺形式。第22与23两题则为开放性问题，请填答者针对其对于学校推展家庭教育的困难与需求，自行表达各自的意见。
问卷编制前，曾请参与过学校推展家庭教育计划的国中、小校长，分四组进行焦点团体，收集其看法与意见，作为编制问卷的参考。
第三节研究结果
本节将针对问卷调查的结果进行分析，并详述如下。
壹、学校推展家庭教育的可行性与适切对象
一、学校推展家庭教育的可行性
针对学校推展家庭教育的做法是否可行，问卷填答者在四个选项上的选答百分比及χ2考验的结果列如表3-1。
由表3-1中可看出χ2考验的结果达到.001显著水平（χ2=777.593，p<.001），显示选答各选项的百分比间有显著差异。检视表3-1中各选项选答的百分比，得知有绝大多数（80.9%）的问卷填答者选答「可行」，此外亦有7.2%的问卷填答者选答「极为可行」。两者合计，则有88%的问卷填答者认为经由学校来推展家庭教育的做法是可行的。
若将选答的四个选项视为四点量尺（four-point scale），选答「极不可行」、「不可行」、「可行」、「极为可行」者，分别给予1、2、3、4分，并计算其平均数。平均数越趋近4，代表问卷填答者的反应越倾向于认为经由学校来推展家庭教育的做法是「极为可行」；反之，平均数越趋近1，则代表问卷填答者的反应越倾向于认为经由学校来推展家庭教育的做法是「极不可行」。由于四点量尺的中间值为2.5，以其作为考验值，并进行单一样本平均数之t考验，当可了解选答反应之平均数是否显著偏离中间值，而能显现填答者的反应是否显著倾向于「可行」或「不可行」。兹将问卷填答者选答反应之平均数与t考验的结果列如表3-2。
表3-2中显示，问卷填答者选答反应之平均数为2.94，t考验的结果达到.001显著水平（t=20.274，p<.001）。代表问卷填答者选答反应之平均数显著偏离中间值，倾向于认为经由学校来推展家庭教育的做法是「可行」的。
二、学校推展家庭教育的适切对象
针对学校推展家庭教育的适切对象，问卷填答者在四个选项上的选答百分比及χ2考验的结果列如表3-3所示。
由表3-3中可看出χ2考验的结果达到.001显著水平（χ2=720.504，p<.001），显示选答各选项的百分比间有显著差异。检视表3-3中各选项选答的百分比，得知有绝大多数（78.7%）的问卷填答者选答「学生及家长」，显示大多数的问卷填答者认为学生及家长均是学校推展家庭教育的适切对象。
贰、学校推展家庭教育的效益
本节将就整体层面、对学生、对家长三方面，分析问卷填答者对于学校推展家庭教育之效益的看法。
一、整体层面
针对学校推展家庭教育整体的效益，问卷填答者在四个选项上的选答百分比及χ2考验的结果列如表3-4所示。
由表3-4中可看出χ2考验的结果达到.001显著水平（χ2=877.948，p<.001），显示选答各选项的百分比间有显著差异。检视表3-4中各选项选答的百分比，得知有极其多数（84.3%）的问卷填答者选答「有效益」。此外亦有4.1%的问卷填答者选答「极有效益」。两者合计，则有88.4%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育是有效益的。
将选答的四个选项视为四点量尺，依选答选项分别给予1、2、3、4分，并计算平均数，再以中间值(2.5分)作为考验值，进行单一样本平均数之t考验，其结果列如表3-5。
表3-5中显示，问卷填答者选答反应之平均数为2.92，t考验的结果达到.001显著水平（t=20.713，p<.001）。代表问卷填答者选答反应之平均数显著偏离中间值，倾向于认为经由学校来推展家庭教育的作法是有效益的。
二、针对学生
关于透过学校来推展家庭教育是否能对学生产生效益，将从「对家庭教育各层面的效益」及「对能力行为的增进」两方面来呈现问卷填答者的看法。
(一)对家庭教育各层面的效益
问卷填答者针对透过学校推展家庭教育，能否对学生在家庭教育各层面有所效益的选答反应百分比及χ2考验的结果汇整如下表3-6所示。
由表3-6中可看出，在子职教育上的χ2值为593.412（p<.001）；在两性教育上的χ2值为641.873（p<.001）；在婚前教育上的χ2值为606.781（p<.001）；在伦理教育上的χ2值为890.272（p<.001）；在家庭资源与管理教育上的χ2值为585.057（p<.001），均达到.001的显著水平，显示在家庭教育的各层面上，问卷填答者选答各选项的百分比间均有显著差异。检视表3-6中各层面各选项选答的百分比可知，对于子职教育，有极多数（86.7%）的问卷填答者选答「有效益」，另有5.9%的问卷填答者选答「极有效益」。两者合计，则有92.6%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育对于学生的子职教育是有效益的。对于两性教育，亦有极多数（88.7%）的问卷填答者选答「有效益」，另有7.6%的问卷填答者选答「极有效益」。两者合计，则有95.3%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育对于学生的两性教育是有效益的。关于婚前教育，选答「有效益」的百分比虽略少，但仍有73%的填答者选答此选项，若加上选答「极有效益」的百分比（4.6%），则仍有77.6%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育对于学生的婚前教育是有效益的。至于伦理教育，有84.8%的填答者选答「有效益」，加上选答「极有效益」的百分比（10.7%），则有高达95.5%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育对于学生的伦理教育是有效益的。从家庭资源与管理教育来看，有71.5%的填答者选答「有效益」，加上选答「极有效益」的百分比（3.9%），则有75.4%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育对于学生的家庭资源与管理教育是有效益的。惟相对于其它层面，认为对学生家庭资源与管理教育有效益的百分比似乎最少。
将选答的四个选项视为四点量尺，依选答选项分别给予1、2、3、4分，并计算各层面选答反应的平均数，再以中间值(2.5分)作为考验值，分别进行单一样本平均数之t考验，其结果列如表3-7。
由表3-7中可看出，在子职教育上的t值为28.841（p<.001）；在两性教育上的t值为35.487（p<.001）；在婚前教育上的t值为12.053（p<.001）；在伦理教育上的t值为29.904（p<.001）；在家庭资源与管理教育上的t值为11.382（p<.001），均达到.001的显著水平，显示问卷填答者在家庭教育各层面上选答反应之平均数均显著偏离中间值，倾向于认为经由学校来推展家庭教育，对学生在家庭教育的各层面都是有效益的。
为进一步探究问卷填答者对于学生在家庭教育各层面效益选答反应之差异情形，乃进行重复量数之变异数分析，其结果如表3-8所示。
表3-8中显示，变异数分析的F值为60.644（p<.001），已达.001显著水平，表示问卷填答者对于学生在家庭教育各层面效益之选答反应有显著差异。经进行事后比较结果发现，除两性教育与伦理教育及婚前教育与家庭资源与管理教育间的差异未达显著外，余彼此间均有显著差异。经检视表3-7中各层面的平均数发现，伦理教育（M=3.06）与两性教育（M=3.04）高于子职教育（M=2.99），而子职教育又高于婚前教育（M=2.81）和家庭资源与管理教育（M=2.78）。亦即，问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育，对于学生的伦理教育与两性教育的效益最高，其次为子职教育，婚前教育和家庭资源与管理教育的效益相对较低。
(二)对能力行为的增进
问卷填答者针对透过学校推展家庭教育，能否增进学生相关能力行为的选答反应百分比，及χ2考验的结果汇整如表3-9所示。
由表3-9中可看出，在家庭教育认知上的χ2值为377.540（p<.001）；在家庭关系技能上的χ2值为333.183（p<.001）；在实际行为上的χ2值为343.606（p<.001），均达到.001的显著水平，显示对于各项学生能力行为的增进上，问卷填答者选答各选项的百分比间均有显著差异。由检视表3-9中各层面各选项选答的百分比可知，在家庭教育认知上，有57.4%的问卷填答者选答「能增进」，另有5.2%的问卷填答者选答「极能增进」，两者合计，则有62.6%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育能增进学生的家庭教育认知，然亦有34.8%的填答者认为仅「稍能增进」家庭教育的认知。在家庭关系的技能上，有51.1%的问卷填答者选答「能增进」，另有3.3%的问卷填答者选答「极能增进」，两者合计，则有54.4%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育能增进学生家庭关系的技能，然亦有40.7%的填答者认为仅「稍能增进」家庭关系的技能。在实际行为上，有46.7%的问卷填答者选答「能增进」，另有2.6%的问卷填答者选答「极能增进」，两者合计，则有49.3%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育能增进学生的实际行为，然仍有46.3%的填答者认为仅「稍能增进」学生的实际行为。
将选答的四个选项视为四点量尺，依选答选项分别给予1、2、3、4分，并计算各层面选答反应的平均数，再以中间值(2.5分)作为考验值，分别进行单一样本平均数之t考验，其结果列如表3-10。
由表3-10中可看出，在家庭教育认知上的t值为5.421（p<.001），达到.001的显著水平，显示问卷填答者在家庭教育认知上选答反应之平均数显著偏离中间值，倾向于认为经由学校来推展家庭教育，对增进学生家庭教育的认知能力是有效益的。在家庭关系技能上的t值为.983（p>.05）；在实际行为上的t值为-.714（p>.05），均未达显著，显示问卷填答者在这两项能力行为上选答反应之平均数并未显著偏离中间值，倾向于认为经由学校来推展家庭教育，对增进学生家庭关系的技能与实际行为上的效益系介于「稍能增进」与「能增进」之间。
为进一步探究问卷填答者对于增进学生各项能力行为选答反应之差异情形，乃进行重复量数之变异数分析，其结果如表3-11所示。
表3-11显示，变异数分析的F值为30.570（p<.001），已达.001显著水平，表示问卷填答者在三项能力行为效益之选答反应有显著差异。经进行事后比较结果发现，三项能力行为之选答反应间，彼此均达显著。经检视表3-10中各能力行为的平均数发现，家庭教育认知（M=2.66）高于家庭关系技能（M=2.53），而家庭关系技能又高于实际行为（M=2.48）。亦即，问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育，对于增进学生家庭教育认知能力最有效益，其次是家庭关系技能，效益相对较低的是实际行为。
三、针对家长
透过学校来推展家庭教育是否能对家长产生效益，将从「对家庭教育各层面的效益」及「对能力行为的增进」两方面来呈现问卷填答者的看法。
(一)对家庭教育各层面的效益
问卷填答者针对透过学校推展家庭教育，能否对家长在家庭教育各层面有所效益的选答反应百分比，及χ2考验的结果汇整如表3-12所示。
由表3-12中可看出，在亲职教育上的χ2值为698.157（p<.001）；在婚姻教育上的χ2值为353.336（p<.001）；在家庭资源与管理教育上的χ2值为431.467（p<.001），均达到.001的显著水平，显示在家庭教育的各层面上，问卷填答者选答各选项的百分比间均有显著差异。由检视表3-12中各层面各选项选答的百分比可知，对于亲职教育，大多数（77.8%）的问卷填答者选答「有效益」，另有7.4%的问卷填答者选答「极有效益」，两者合计，则有85.2%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育对于家长的亲职教育是有效益的。对于婚姻教育，有54.6%的问卷填答者选答「有效益」，有3.5%的问卷填答者选答「极有效益」，两者合计，则仅有58.1%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育对于家长的婚姻教育是有效益的。此外亦有37.2的填答者认为是「无效益」，加上4.3%选答「极无效益」的，认为无效益的比例为41.5%。关于家庭资源与管理教育，有61.7%的填答者选答「有效益」，加上选答「极有效益」的百分比（3.5%），则有65.2%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育对于家长的家庭资源与管理教育是有效益的。此外亦有31.3的填答者认为是「无效益」，加上3.0%选答「极无效益」的，认为无效益的比例为34.3%。
将选答的四个选项视为四点量尺，依选答选项分别给予1、2、3、4分，并计算各层面选答反应的平均数，再以中间值(2.5分)作为考验值，分别进行单一样本平均数之t考验，其结果列如表3-13。
由表3-13中可看出，在亲职教育上的t值为16.098（p<.001）；在婚姻教育上的t值为2.504（p<.05）；在家庭资源与管理教育上的t值为5.714（p<.001），均达到显著，显示问卷填答者在家庭教育各层面上选答反应之平均数均显著偏离中间值，倾向于认为经由学校来推展家庭教育，对于家长在家庭教育的各层面都是有效益的。
为进一步探究问卷填答者对于家长在家庭教育各层面效益选答反应之差异情形，乃进行重复量数之变异数分析，其结果如表3-14所示。
表3-14中显示，变异数分析的F值为101.196（p<.001），已达.001显著水平，表示问卷填答者对于家长在家庭教育各层面效益之选答反应有显著差异。经进行事后比较结果发现，家庭教育各层面间的差异彼此均达显著。经检视表3-13中各层面的平均数发现，亲职教育（M=2.90）高于家庭资源与管理教育（M=2.66），而家庭资源与管理教育又高于婚姻教育（M=2.57）。亦即，问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育，对于家长亲职教育的效益最高，其次为家庭资源与管理教育，婚姻教育的效益相对较低。
(二)对能力行为的增进
问卷填答者针对透过学校推展家庭教育，能否增进家长相关能力行为的选答反应百分比，及χ2考验的结果汇整如表3-15所示。
由表3-15中可看出，在家庭教育认知上的χ2值为332.242（p<.001）；在家庭关系的技能上的χ2值为283.440（p<.001）；在实际行为上的χ2值为250.699（p<.001），均达到.001的显著水平，显示对于各项家长能力行为的增进上，问卷填答者选答各选项的百分比间均有显著差异。由检视表3-15中各层面各选项选答的百分比可知，在家庭教育认知上，有53.3%的问卷填答者选答「能增进」，另有4.3%的问卷填答者选答「极能增进」，两者合计，则有57.6%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育能增进家长的家庭教育认知，然亦有37.6%的填答者认为仅「稍能增进」家庭教育的认知。在家庭关系的技能上，有48.0%的问卷填答者选答「能增进」，另有4.1%的问卷填答者选答「极能增进」，两者合计，则有52.1%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育能增进家长家庭关系的技能，然亦有40.7%的填答者认为仅「稍能增进」家庭关系的技能。在实际行为上，有32.8%的问卷填答者选答「能增进」，另有3.3%的问卷填答者选答「极能增进」，两者合计，则仅有36.1%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育能增进家长的实际行为；此外有超过半数（50.9%）的填答者认为仅「稍能增进」家长的实际行为，显见填答者对于能增进家长实际行为的看法略为保留。
将选答的四个选项视为四点量尺，依选答选项分别给予1、2、3、4分，并计算各层面选答反应的平均数，再以中间值(2.5分)作为考验值，分别进行单一样本平均数之t考验，其结果列如表3-16。
由表3-16中可看出，在家庭教育认知上的t值为2.473（p<.05），达到.05的显著水平，显示问卷填答者在家庭教育认知上选答反应之平均数显著偏离中间值，倾向于认为经由学校来推展家庭教育，对增进家长家庭教育的认知能力是有效益的。在家庭关系技能上的t值为-1.70 （p>.05），未达显著，表示问卷填答者在家庭关系技能上选答反应之平均数未显著偏离中间值，其看法系介于「稍能增进」与「能增进」之间；在实际行为上的t值为-6.893（p<.001），达到.001显著水平，显示问卷填答者在实际行为上选答反应之平均数显著负向偏离中间值，倾向于认为经由学校来推展家庭教育，对增进家长实际行为上的效益系偏向于「稍能增进」。
为进一步探究问卷填答者对于增进家长各项能力行为选答反应之差异情形，乃进行重复量数之变异数分析，其结果如表3-17所示。
表3-17显示，变异数分析的F值为95.800（p<.001），已达.001显著水平，表示问卷填答者在三项能力行为效益之选答反应有显著差异。经进行事后比较结果发现，三项能力行为之选答反应间，彼此均达显著。经检视表3-16中各能力行为的平均数发现，家庭教育认知（M=2.58）高于家庭关系技能（M=2.49），而家庭关系技能又高于实际行为（M=2.27）。亦即，问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育，对于增进家长家庭教育认知能力较有效益，其次是家庭关系技能，效益相对较低的是实际行为。
叁、学校推展家庭教育的困难因素
问卷填答者针对学校推展家庭教育的困难因素，其选答反应百分比，及χ2考验的结果汇整如表3-18所示。
由表3-18中可看出，在「家庭教育内涵与范畴界定不清」上的χ2值为396.663（p<.001）；在「家庭教育教材方案缺乏」上的χ2值为375.551（p<.001）；在「专业讲师难寻」上的χ2值为341.703（p<.001）；在「家长参与不踊跃」上的χ2值为392.584（p<.001）；在「行政作业繁琐」上的χ2值为292.061（p<.001）；在「经费不足」上的χ2值为336.374（p<.001）；在「经费不持续」上的χ2值为350.676（p<.001）；在「人力不足」上的χ2值为336.637（p<.001），均达到.001的显著水平，显示在各项推展的困难因素上，问卷填答者选答各选项的百分比间均有显著差异。由检视表3-18中各项推展困难因素各选项选答的百分比可知，对于「家庭教育内涵与范畴界定不清」，有60.0%的问卷填答者选答「同意」，另有11.1%的问卷填答者选答「非常同意」，两者合计，则有71.1%的问卷填答者认同此项困难因素。对于「家庭教育教材方案缺乏」，有61.1%的问卷填答者选答「同意」，另有12.6%的问卷填答者选答「非常同意」，两者合计，则有73.7的问卷填答者认同此项困难因素。对于「专业讲师难寻」，有58.3%的问卷填答者选答「同意」，另有10.9%的问卷填答者选答「非常同意」，两者合计，则有69.2%的问卷填答者认同此项困难因素。对于「家长参与不踊跃」，有54.3%的问卷填答者选答「非常同意」，另有40.2%的问卷填答者选答「同意」，两者合计，则有94.5%的问卷填答者认同此项困难因素。对于「行政作业繁琐」，有52.4%的问卷填答者选答「同意」，另有34.1%的问卷填答者选答「非常同意」，两者合计，则有86.5%的问卷填答者认同此项困难因素。对于「经费不足」，有54.8%的问卷填答者选答「同意」，另有34.6%的问卷填答者选答「非常同意」，两者合计，则有89.4%的问卷填答者认同此项困难因素。对于「经费不持续」，有57.4%的问卷填答者选答「同意」，另有34.8%的问卷填答者选答「非常同意」，两者合计，则有92.2%的问卷填答者认同此项困难因素。对于「人力不足」，有50.7%的问卷填答者选答「同意」，另有40.9%的问卷填答者选答「非常同意」，两者合计，则有91.6%的问卷填答者认同此项困难因素。
将选答的四个选项视为四点量尺，依选答选项分别给予1、2、3、4分，并计算各层面选答反应的平均数，再以中间值(2.5分)作为考验值，分别进行单一样本平均数之t考验，其结果列如表3-19。
由表3-19中可看出，在「家庭教育内涵与范畴界定不清」上的t值为11.767（p<.001）；在「家庭教育教材方案缺乏」上的t值为12.114（p<.001）；在「专业讲师难寻」上的t值为9.285（p<.001）；在「家长参与不踊跃」上的t值为34.246（p<.001）；在「行政作业繁琐」上的t值为22.190（p<.001）；在「经费不足」上的t值为24.692（p<.001）；在「经费不持续」上的t值为25.076（p<.001）；在「人力不足」上的t值为27.424（p<.001），均达到.001的显著水平，显示问卷填答者在各项推展的困难因素上选答反应之平均数均显著偏离中间值，倾向于认同这些项目均为推展家庭教育的困难因素。
为进一步探究问卷填答者在各项困难因素选答反应之差异情形，乃进行重复量数之变异数分析，其结果如表3-20所示。
表3-20显示，变异数分析的F值为121.849（p<.001），已达.001显著水平，表示问卷填答者在各项困难因素上之选答反应有显著差异。经进行事后比较结果发现，各项困难因素之选答反应间，彼此均达显著。经检视表3-19中的平均数可知，各项困难因素的平均数的值由大至小排列，分别是：家长参与不踊跃（M=3.49），人力不足（M=3.32），经费不持续（M=3.25）、经费不足（M=3.24），行政作业繁琐（M=3.20），家庭教育教材方案缺乏（M=2.86），家庭教育内涵与范畴界定不清（M=2.84），专业讲师难寻（M=2.78）。
肆、协助学校推展家庭教育的措施
问卷填答者针对协助学校推展家庭教育的措施，其选答反应百分比及χ2考验的结果汇整如表3-21所示。
由表3-21中可看出，在「提供家庭教育教材与方案」上的χ2值为582.646（p<.001）；在「提供资源」上的χ2值为504.568（p<.001）；在「提供学校教师专业培训」上的χ2值为402.335（p<.001）；在「提供专业人才数据」上的χ2值为429.441（p<.001）；在「提供充裕的经费」上的χ2值为390.799（p<.001），均达到.001的显著水平，显示在各项协助措施上，问卷填答者选答各选项的百分比间均有显著差异。由检视表3-21中各项协助措施上各选项选答的百分比可知，对于「提供家庭教育教材与方案」，有71.5%的问卷填答者选答「同意」，另有22.2%的问卷填答者选答「非常同意」，两者合计，则有93.7%的问卷填答者认同此项协助措施。对于「提供资源」，有65.7%的问卷填答者选答「同意」，另有29.8%的问卷填答者选答「非常同意」，两者合计，则有95.5%的问卷填答者认同此项协助措施。对于「提供学校教师专业培训」，有63.3%的问卷填答者选答「同意」，另有22.8%的问卷填答者选答「非常同意」，两者合计，则有86.1%的问卷填答者认同此项协助措施。对于「提供专业人才数据」，有59.6%的问卷填答者选答「非常同意」，另有35.2%的问卷填答者选答「同意」，两者合计，则有94.8%的问卷填答者认同此项协助措施。对于「提供充裕的经费」，有52.6%的问卷填答者选答「同意」，另有42.4%的问卷填答者选答「非常同意」，两者合计，则有95.0%的问卷填答者认同此项协助措施。
将选答的四个选项视为四点量尺，依选答选项分别给予1、2、3、4分，并计算各层面选答反应的平均数，再以中间值(2.5分)作为考验值，分别进行单一样本平均数之t考验，其结果列如表3-22。
由表3-22中可看出，在「提供家庭教育教材与方案」上的t值为25.869（p<.001）；在「提供资源」上的t值为28.996（p<.001）；在「提供学校教师专业培训」上的t值为18.198（p<.001）；在「提供专业人才数据」上的t值为28.419（p<.001）；在「提供充裕的经费」上的t值为31.256（p<.001），均达到.001的显著水平，显示问卷填答者在各项协助措施上选答反应之平均数均显著偏离中间值，倾向于认同这些项目均为推展家庭教育时需要协助的措施。
为进一步探究问卷填答者在各项协助措施上选答反应之差异情形，乃进行重复量数之变异数分析，其结果如表3-23所示。
表3-23显示，变异数分析的F值为45.370（p<.001），已达.001显著水平，表示问卷填答者在各项协助措施上之选答反应有显著差异。经进行事后比较结果发现，各项协助措施之选答反应间，彼此均达显著。经检视表3-22中的平均数可知，各项协助措施的平均数的值由大至小排列，分别是：提供充裕的经费（M=3.37），提供专业人才数据（M=3.29），提供资源（M=3.25），提供家庭教育教材与方案（M=3.15），提供学校教师专业培训（M=3.07）。
伍、开放式问题的意见
问卷中针对其对于学校推展家庭教育的困难与需求，分别设计开放式问题，请填答者自行表达各自的意见，其结果汇整如表24与表25。
第四节 结论
由上述之研究结果可汇整而得下列之结论：
一、大多数问卷填答者认为经由学校来推展家庭教育的做法是「可行」的。
二、大多数的问卷填答者认为学生及家长均是学校推展家庭教育的适切对象。
三、大多数的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育是有效益的。
四、大多数的问卷填答者认为经由学校来推展家庭教育，对于增进学生的子职教育、两性教育、婚前教育、伦理教育、家庭资源与管理教育均有效益，其中以对于学生的伦理教育与两性教育的效益最高，其次为子职教育，婚前教育和家庭资源与管理教育的效益相对较低。
五、问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育，对于增进学生家庭教育认知能力有效益，对于增进其家庭关系技能及实际行为的效益，其看法则略为保守。
六、大多数的问卷填答者认为经由学校来推展家庭教育，对于家长的亲职教育和家庭资源与管理教育能有效益，惟对于家长婚姻教育效益的看法则略为保守。
七、多数问卷填答者认为经由学校来推展家庭教育，能增进家长家庭教育的认知能力；对于增进家长家庭关系技能之效益，其看法系介于「稍能增进」与「能增进」之间；对于改变家长实际行为之效益，其看法较为保守，偏向于「稍能增进」。
八、关于学校推展家庭教育困难的因素，问卷填答者选答较高者，包括：家长参与不踊跃、人力不足、经费不持续、经费不足及行政作业繁琐。
九、极大多数问卷填答者认同提供充裕的经费、提供专业人才数据、提供资源、提供家庭教育教材与方案、提供学校教师专业培训为学校推展家庭教育需协助的措施。
（作者单位：台湾嘉义大学咨商与辅导学系）
参考书目
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罗虞村（1998）。我国家庭教育的发展现况与展望。家庭教育双月刊，1，29-40。
家庭是个人出生后最早接触的场所，也是个人成长发展的地方。大多数人长大独立后追求自己感情的归宿，继而建立个人的家庭并生儿育女，多年后介入影响子女的家庭，终其一生几乎与家庭脱离不了关系（王以仁，2000）。绝大多数的个人出生后即在家庭中生活、成长，同时也早受教育于家庭中（王以仁，2000）。他们从父母或其他家庭成员中接受教化或影响，逐渐塑造出个人的人格、习性及价值观。家庭在个人生长发展的过程中，实具有深远且关键性的影响。简茂发、蔡玉瑟与张镇城（1994）即曾指出家庭经验对儿童之行为发展具重大之影响，儿童能在稳定和谐的家庭中成长，父母提供爱及温暖的环境，使儿童具有安全感及自信心，潜能得以充分发挥，人格亦能健全发展。蔡典谟（1996）亦指出儿童自出生后，在父母制造的环境中生活，受父母知识、价值观念、生活习惯、教养方式、亲子关系等因素影响，并与家庭外之因素交互作用，将直接间接影响儿童日后之发展与成就。
此外，家庭亦是构成社会最基本的单位（何进财，1994；翁福元，1999；罗虞村，1998），且是个人最早接触到并极重要的社会化组织（王丽容，1994）。透过家庭成员的互动，个人可传承社会的规范及伦理观念。若家庭健全则不仅能培养良好的公民，甚而能构筑稳固安定的社会。无怪乎罗虞村（1998，页29）会强调「不论过去、现在、或是未来，家庭均是个人成长与社会进步的基石」。环视目前社会纷扰不安，社会问题层出不穷，推根究底，均系源自于家庭功能不彰，未能发挥其既有的职责所致。
传统上家庭扮演相当复杂且多重的功能，例如生育，抚育、教育、经济、赋予地位、保护、宗教、延续祖先血统、继承家业等（杨懋春，1989）。然而在工商业高速发展，社会形态急遽转变的潮流下，家庭的传统功能已大半为其它相关的社会制度所取代。但是家庭亲职教育的功能，却不是任何社会组织所能取而代之的（王丽容，1994）。随着社会的不断转变，家庭教育功能的重要性不仅未曾稍减，反而益形重要。家庭教育可說是一切教育的基础，其良莠足以关系着学校教育和社会教育的成败（黄乃毓，1988）。
有鉴于家庭教育的重要性，教育部与台湾省教育厅乃于民国七十六年于各县市成立「亲职教育咨询中心」，全面推展亲职教育，且于民国七十九年将「亲职教育咨询中心」更名为「家庭教育服务中心」，以扩增其业务规划的空间并强化主动积极的作为（教育部社教司，1991）。民国八十八年，为避免名称与其它单位混淆起见，复将「家庭教育服务中心」改名为「家庭教育中心」，积极推展家庭教育工作。
学校推展家庭教育有其法律之基础，家庭教育法（教育部，2003）第八条规定各级学校为推展家庭教育之机构，第十二条并明确规定高级中等以下学校每学年应在正式课程外实施四小时以上家庭教育课程及活动，并应会同家长会办理亲职教育。此外，学校推展家庭教育更有学校数量多且普及于小区、有极佳师资、有极佳设备与场所、亲师具共同目标等优势（柯顺议，2005）。因而透过学校来推展家庭教育渐受重视。
云林县家庭教育中心向来即着重透过学校推展家庭教育的工作。自民国七十七年成立，以任务编组方式推广业务，至民国九十四年一月一日依家庭教育法，正式成立为县府二级机关以来，即积极结合学校，以策略联盟方式进行家庭教育的推展。为因应层出不穷的家庭问题，更于94年度起，针对学校规划长期且多元之家庭教育相关活动。先期以全县20个乡镇分六个行政区，分别办理学校主任、志工干部家庭教育融入领域教学活动设计与研习，继之于各年度办理多项的学校家庭教育工作。经过多年之推动，遂欲了解学校工作人员对于家庭教育推展效益、遭遇困难及需求协助之看法，以作为未来强化与修正学校推展家庭教育之参考，乃委托进行是项问卷调查，期能透过对相关问题的了解与改进，能与建立密切合作的伙伴关系，共同携手推动家庭教育工作。
第二节研究方法
壹、研究对象
本研究系以云林县幼儿园的园长、主任、组长、教师及国中、国小的校长、主任、组长、教师为调查的对象。总计发放了460份问卷，并全数回收，回收率为100%。回收问卷经初步检视的结果，除少数问卷有极少数的题项漏答外，余均填答完整。漏答的情形不多，并不会影响数据分析的结果，因此全数纳入进行后续的统计分析，问卷的可用率亦为100%。
由下表可以看出，填答者以服务于国小的为最多，计336人，占全部填答者的73%；其次为服务于幼儿园的，有77人，占16.7%；服务于国中的则为47人，占10.2%。针对填答者的性别区分之，男性为196人，占42.6%；女性则为259人，占56.3%，略多于男性。就填答者在服务学校所担任的职务来看，有102人是国中或国小的校长，占全部填答人数的22.2%；担任幼儿园园长的有25人，占5.4%；担任主任职务者计有156人，占33.9%；担任组长职务者有99人，占21.5%；其余有72人为教师，占15.7%；另有3人填答「其他」；占0.7%。问卷填答者中，有337人曾参与过家庭教育中心委办之各项学校推展家庭教育的计划，占总填答人数的73.3%；有121人未曾参与过，占26.3%。参与学校推展家庭教育计划者中，以担任行政支持工作的为最多，共计203人次，占45.8%；其次为主办者，计131人次，占29.6%；担任文书作业的有41人次，占9.2%；担任讲师（带领者）的有37人次，占8.4%；另有31人次填答「其他」，占7%。由开放性填答的结果检视，发现选答「其他」的，绝大多数都是参与研习的学员。
贰、研究工具
本研究采用之研究工具系自编之「学校推展家庭教育调查问卷」（请参见附录一）。问卷内容包括基本资料与问卷两部分，分别说明如下。
一、基本数据
基本数据包括任教学校、性别及担任职务三项，叙述如下。
1.任教学校：分为国小、幼儿园及国中三类，由填答者自行勾选。
2.性别：分为男、女两类，由填答者自行勾选。
3.担任职务：分为校长、园长、主任、组长、教师及其他等六类，由填答者自行勾选。勾选「其他」类者，并请其填写所担任之职务。
二、问卷
问卷本身共有23题，其中第1、2两题分别调查填答者参与学校推展家庭教育计划的情形及担任的职务。第3、4题调查填答者对于学校推展家庭教育可行性及其适切对象的看法。均采用闭锁式题型，请填答者针对所提供的选项进行勾选。除第2题为复选题外，余均为单选题。
第5题至第19题系用以调查填答者对于学校推展家庭教育效益的看法，包括整体的效益，及对学生与对家长的效益。对学生及对家长的效益中，并分别调查其对家庭教育各层面的效益及对能力行为增进之看法。各题均采李克特氏四点量尺形式。
第20与21两题则分别调查填答者推展学校家庭教育之困难因素及其需协助的措施，亦均采李克特氏四点量尺形式。第22与23两题则为开放性问题，请填答者针对其对于学校推展家庭教育的困难与需求，自行表达各自的意见。
问卷编制前，曾请参与过学校推展家庭教育计划的国中、小校长，分四组进行焦点团体，收集其看法与意见，作为编制问卷的参考。
第三节研究结果
本节将针对问卷调查的结果进行分析，并详述如下。
壹、学校推展家庭教育的可行性与适切对象
一、学校推展家庭教育的可行性
针对学校推展家庭教育的做法是否可行，问卷填答者在四个选项上的选答百分比及χ2考验的结果列如表3-1。
由表3-1中可看出χ2考验的结果达到.001显著水平（χ2=777.593，p<.001），显示选答各选项的百分比间有显著差异。检视表3-1中各选项选答的百分比，得知有绝大多数（80.9%）的问卷填答者选答「可行」，此外亦有7.2%的问卷填答者选答「极为可行」。两者合计，则有88%的问卷填答者认为经由学校来推展家庭教育的做法是可行的。
若将选答的四个选项视为四点量尺（four-point scale），选答「极不可行」、「不可行」、「可行」、「极为可行」者，分别给予1、2、3、4分，并计算其平均数。平均数越趋近4，代表问卷填答者的反应越倾向于认为经由学校来推展家庭教育的做法是「极为可行」；反之，平均数越趋近1，则代表问卷填答者的反应越倾向于认为经由学校来推展家庭教育的做法是「极不可行」。由于四点量尺的中间值为2.5，以其作为考验值，并进行单一样本平均数之t考验，当可了解选答反应之平均数是否显著偏离中间值，而能显现填答者的反应是否显著倾向于「可行」或「不可行」。兹将问卷填答者选答反应之平均数与t考验的结果列如表3-2。
表3-2中显示，问卷填答者选答反应之平均数为2.94，t考验的结果达到.001显著水平（t=20.274，p<.001）。代表问卷填答者选答反应之平均数显著偏离中间值，倾向于认为经由学校来推展家庭教育的做法是「可行」的。
二、学校推展家庭教育的适切对象
针对学校推展家庭教育的适切对象，问卷填答者在四个选项上的选答百分比及χ2考验的结果列如表3-3所示。
由表3-3中可看出χ2考验的结果达到.001显著水平（χ2=720.504，p<.001），显示选答各选项的百分比间有显著差异。检视表3-3中各选项选答的百分比，得知有绝大多数（78.7%）的问卷填答者选答「学生及家长」，显示大多数的问卷填答者认为学生及家长均是学校推展家庭教育的适切对象。
贰、学校推展家庭教育的效益
本节将就整体层面、对学生、对家长三方面，分析问卷填答者对于学校推展家庭教育之效益的看法。
一、整体层面
针对学校推展家庭教育整体的效益，问卷填答者在四个选项上的选答百分比及χ2考验的结果列如表3-4所示。
由表3-4中可看出χ2考验的结果达到.001显著水平（χ2=877.948，p<.001），显示选答各选项的百分比间有显著差异。检视表3-4中各选项选答的百分比，得知有极其多数（84.3%）的问卷填答者选答「有效益」。此外亦有4.1%的问卷填答者选答「极有效益」。两者合计，则有88.4%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育是有效益的。
将选答的四个选项视为四点量尺，依选答选项分别给予1、2、3、4分，并计算平均数，再以中间值(2.5分)作为考验值，进行单一样本平均数之t考验，其结果列如表3-5。
表3-5中显示，问卷填答者选答反应之平均数为2.92，t考验的结果达到.001显著水平（t=20.713，p<.001）。代表问卷填答者选答反应之平均数显著偏离中间值，倾向于认为经由学校来推展家庭教育的作法是有效益的。
二、针对学生
关于透过学校来推展家庭教育是否能对学生产生效益，将从「对家庭教育各层面的效益」及「对能力行为的增进」两方面来呈现问卷填答者的看法。
(一)对家庭教育各层面的效益
问卷填答者针对透过学校推展家庭教育，能否对学生在家庭教育各层面有所效益的选答反应百分比及χ2考验的结果汇整如下表3-6所示。
由表3-6中可看出，在子职教育上的χ2值为593.412（p<.001）；在两性教育上的χ2值为641.873（p<.001）；在婚前教育上的χ2值为606.781（p<.001）；在伦理教育上的χ2值为890.272（p<.001）；在家庭资源与管理教育上的χ2值为585.057（p<.001），均达到.001的显著水平，显示在家庭教育的各层面上，问卷填答者选答各选项的百分比间均有显著差异。检视表3-6中各层面各选项选答的百分比可知，对于子职教育，有极多数（86.7%）的问卷填答者选答「有效益」，另有5.9%的问卷填答者选答「极有效益」。两者合计，则有92.6%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育对于学生的子职教育是有效益的。对于两性教育，亦有极多数（88.7%）的问卷填答者选答「有效益」，另有7.6%的问卷填答者选答「极有效益」。两者合计，则有95.3%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育对于学生的两性教育是有效益的。关于婚前教育，选答「有效益」的百分比虽略少，但仍有73%的填答者选答此选项，若加上选答「极有效益」的百分比（4.6%），则仍有77.6%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育对于学生的婚前教育是有效益的。至于伦理教育，有84.8%的填答者选答「有效益」，加上选答「极有效益」的百分比（10.7%），则有高达95.5%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育对于学生的伦理教育是有效益的。从家庭资源与管理教育来看，有71.5%的填答者选答「有效益」，加上选答「极有效益」的百分比（3.9%），则有75.4%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育对于学生的家庭资源与管理教育是有效益的。惟相对于其它层面，认为对学生家庭资源与管理教育有效益的百分比似乎最少。
将选答的四个选项视为四点量尺，依选答选项分别给予1、2、3、4分，并计算各层面选答反应的平均数，再以中间值(2.5分)作为考验值，分别进行单一样本平均数之t考验，其结果列如表3-7。
由表3-7中可看出，在子职教育上的t值为28.841（p<.001）；在两性教育上的t值为35.487（p<.001）；在婚前教育上的t值为12.053（p<.001）；在伦理教育上的t值为29.904（p<.001）；在家庭资源与管理教育上的t值为11.382（p<.001），均达到.001的显著水平，显示问卷填答者在家庭教育各层面上选答反应之平均数均显著偏离中间值，倾向于认为经由学校来推展家庭教育，对学生在家庭教育的各层面都是有效益的。
为进一步探究问卷填答者对于学生在家庭教育各层面效益选答反应之差异情形，乃进行重复量数之变异数分析，其结果如表3-8所示。
表3-8中显示，变异数分析的F值为60.644（p<.001），已达.001显著水平，表示问卷填答者对于学生在家庭教育各层面效益之选答反应有显著差异。经进行事后比较结果发现，除两性教育与伦理教育及婚前教育与家庭资源与管理教育间的差异未达显著外，余彼此间均有显著差异。经检视表3-7中各层面的平均数发现，伦理教育（M=3.06）与两性教育（M=3.04）高于子职教育（M=2.99），而子职教育又高于婚前教育（M=2.81）和家庭资源与管理教育（M=2.78）。亦即，问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育，对于学生的伦理教育与两性教育的效益最高，其次为子职教育，婚前教育和家庭资源与管理教育的效益相对较低。
(二)对能力行为的增进
问卷填答者针对透过学校推展家庭教育，能否增进学生相关能力行为的选答反应百分比，及χ2考验的结果汇整如表3-9所示。
由表3-9中可看出，在家庭教育认知上的χ2值为377.540（p<.001）；在家庭关系技能上的χ2值为333.183（p<.001）；在实际行为上的χ2值为343.606（p<.001），均达到.001的显著水平，显示对于各项学生能力行为的增进上，问卷填答者选答各选项的百分比间均有显著差异。由检视表3-9中各层面各选项选答的百分比可知，在家庭教育认知上，有57.4%的问卷填答者选答「能增进」，另有5.2%的问卷填答者选答「极能增进」，两者合计，则有62.6%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育能增进学生的家庭教育认知，然亦有34.8%的填答者认为仅「稍能增进」家庭教育的认知。在家庭关系的技能上，有51.1%的问卷填答者选答「能增进」，另有3.3%的问卷填答者选答「极能增进」，两者合计，则有54.4%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育能增进学生家庭关系的技能，然亦有40.7%的填答者认为仅「稍能增进」家庭关系的技能。在实际行为上，有46.7%的问卷填答者选答「能增进」，另有2.6%的问卷填答者选答「极能增进」，两者合计，则有49.3%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育能增进学生的实际行为，然仍有46.3%的填答者认为仅「稍能增进」学生的实际行为。
将选答的四个选项视为四点量尺，依选答选项分别给予1、2、3、4分，并计算各层面选答反应的平均数，再以中间值(2.5分)作为考验值，分别进行单一样本平均数之t考验，其结果列如表3-10。
由表3-10中可看出，在家庭教育认知上的t值为5.421（p<.001），达到.001的显著水平，显示问卷填答者在家庭教育认知上选答反应之平均数显著偏离中间值，倾向于认为经由学校来推展家庭教育，对增进学生家庭教育的认知能力是有效益的。在家庭关系技能上的t值为.983（p>.05）；在实际行为上的t值为-.714（p>.05），均未达显著，显示问卷填答者在这两项能力行为上选答反应之平均数并未显著偏离中间值，倾向于认为经由学校来推展家庭教育，对增进学生家庭关系的技能与实际行为上的效益系介于「稍能增进」与「能增进」之间。
为进一步探究问卷填答者对于增进学生各项能力行为选答反应之差异情形，乃进行重复量数之变异数分析，其结果如表3-11所示。
表3-11显示，变异数分析的F值为30.570（p<.001），已达.001显著水平，表示问卷填答者在三项能力行为效益之选答反应有显著差异。经进行事后比较结果发现，三项能力行为之选答反应间，彼此均达显著。经检视表3-10中各能力行为的平均数发现，家庭教育认知（M=2.66）高于家庭关系技能（M=2.53），而家庭关系技能又高于实际行为（M=2.48）。亦即，问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育，对于增进学生家庭教育认知能力最有效益，其次是家庭关系技能，效益相对较低的是实际行为。
三、针对家长
透过学校来推展家庭教育是否能对家长产生效益，将从「对家庭教育各层面的效益」及「对能力行为的增进」两方面来呈现问卷填答者的看法。
(一)对家庭教育各层面的效益
问卷填答者针对透过学校推展家庭教育，能否对家长在家庭教育各层面有所效益的选答反应百分比，及χ2考验的结果汇整如表3-12所示。
由表3-12中可看出，在亲职教育上的χ2值为698.157（p<.001）；在婚姻教育上的χ2值为353.336（p<.001）；在家庭资源与管理教育上的χ2值为431.467（p<.001），均达到.001的显著水平，显示在家庭教育的各层面上，问卷填答者选答各选项的百分比间均有显著差异。由检视表3-12中各层面各选项选答的百分比可知，对于亲职教育，大多数（77.8%）的问卷填答者选答「有效益」，另有7.4%的问卷填答者选答「极有效益」，两者合计，则有85.2%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育对于家长的亲职教育是有效益的。对于婚姻教育，有54.6%的问卷填答者选答「有效益」，有3.5%的问卷填答者选答「极有效益」，两者合计，则仅有58.1%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育对于家长的婚姻教育是有效益的。此外亦有37.2的填答者认为是「无效益」，加上4.3%选答「极无效益」的，认为无效益的比例为41.5%。关于家庭资源与管理教育，有61.7%的填答者选答「有效益」，加上选答「极有效益」的百分比（3.5%），则有65.2%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育对于家长的家庭资源与管理教育是有效益的。此外亦有31.3的填答者认为是「无效益」，加上3.0%选答「极无效益」的，认为无效益的比例为34.3%。
将选答的四个选项视为四点量尺，依选答选项分别给予1、2、3、4分，并计算各层面选答反应的平均数，再以中间值(2.5分)作为考验值，分别进行单一样本平均数之t考验，其结果列如表3-13。
由表3-13中可看出，在亲职教育上的t值为16.098（p<.001）；在婚姻教育上的t值为2.504（p<.05）；在家庭资源与管理教育上的t值为5.714（p<.001），均达到显著，显示问卷填答者在家庭教育各层面上选答反应之平均数均显著偏离中间值，倾向于认为经由学校来推展家庭教育，对于家长在家庭教育的各层面都是有效益的。
为进一步探究问卷填答者对于家长在家庭教育各层面效益选答反应之差异情形，乃进行重复量数之变异数分析，其结果如表3-14所示。
表3-14中显示，变异数分析的F值为101.196（p<.001），已达.001显著水平，表示问卷填答者对于家长在家庭教育各层面效益之选答反应有显著差异。经进行事后比较结果发现，家庭教育各层面间的差异彼此均达显著。经检视表3-13中各层面的平均数发现，亲职教育（M=2.90）高于家庭资源与管理教育（M=2.66），而家庭资源与管理教育又高于婚姻教育（M=2.57）。亦即，问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育，对于家长亲职教育的效益最高，其次为家庭资源与管理教育，婚姻教育的效益相对较低。
(二)对能力行为的增进
问卷填答者针对透过学校推展家庭教育，能否增进家长相关能力行为的选答反应百分比，及χ2考验的结果汇整如表3-15所示。
由表3-15中可看出，在家庭教育认知上的χ2值为332.242（p<.001）；在家庭关系的技能上的χ2值为283.440（p<.001）；在实际行为上的χ2值为250.699（p<.001），均达到.001的显著水平，显示对于各项家长能力行为的增进上，问卷填答者选答各选项的百分比间均有显著差异。由检视表3-15中各层面各选项选答的百分比可知，在家庭教育认知上，有53.3%的问卷填答者选答「能增进」，另有4.3%的问卷填答者选答「极能增进」，两者合计，则有57.6%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育能增进家长的家庭教育认知，然亦有37.6%的填答者认为仅「稍能增进」家庭教育的认知。在家庭关系的技能上，有48.0%的问卷填答者选答「能增进」，另有4.1%的问卷填答者选答「极能增进」，两者合计，则有52.1%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育能增进家长家庭关系的技能，然亦有40.7%的填答者认为仅「稍能增进」家庭关系的技能。在实际行为上，有32.8%的问卷填答者选答「能增进」，另有3.3%的问卷填答者选答「极能增进」，两者合计，则仅有36.1%的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育能增进家长的实际行为；此外有超过半数（50.9%）的填答者认为仅「稍能增进」家长的实际行为，显见填答者对于能增进家长实际行为的看法略为保留。
将选答的四个选项视为四点量尺，依选答选项分别给予1、2、3、4分，并计算各层面选答反应的平均数，再以中间值(2.5分)作为考验值，分别进行单一样本平均数之t考验，其结果列如表3-16。
由表3-16中可看出，在家庭教育认知上的t值为2.473（p<.05），达到.05的显著水平，显示问卷填答者在家庭教育认知上选答反应之平均数显著偏离中间值，倾向于认为经由学校来推展家庭教育，对增进家长家庭教育的认知能力是有效益的。在家庭关系技能上的t值为-1.70 （p>.05），未达显著，表示问卷填答者在家庭关系技能上选答反应之平均数未显著偏离中间值，其看法系介于「稍能增进」与「能增进」之间；在实际行为上的t值为-6.893（p<.001），达到.001显著水平，显示问卷填答者在实际行为上选答反应之平均数显著负向偏离中间值，倾向于认为经由学校来推展家庭教育，对增进家长实际行为上的效益系偏向于「稍能增进」。
为进一步探究问卷填答者对于增进家长各项能力行为选答反应之差异情形，乃进行重复量数之变异数分析，其结果如表3-17所示。
表3-17显示，变异数分析的F值为95.800（p<.001），已达.001显著水平，表示问卷填答者在三项能力行为效益之选答反应有显著差异。经进行事后比较结果发现，三项能力行为之选答反应间，彼此均达显著。经检视表3-16中各能力行为的平均数发现，家庭教育认知（M=2.58）高于家庭关系技能（M=2.49），而家庭关系技能又高于实际行为（M=2.27）。亦即，问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育，对于增进家长家庭教育认知能力较有效益，其次是家庭关系技能，效益相对较低的是实际行为。
叁、学校推展家庭教育的困难因素
问卷填答者针对学校推展家庭教育的困难因素，其选答反应百分比，及χ2考验的结果汇整如表3-18所示。
由表3-18中可看出，在「家庭教育内涵与范畴界定不清」上的χ2值为396.663（p<.001）；在「家庭教育教材方案缺乏」上的χ2值为375.551（p<.001）；在「专业讲师难寻」上的χ2值为341.703（p<.001）；在「家长参与不踊跃」上的χ2值为392.584（p<.001）；在「行政作业繁琐」上的χ2值为292.061（p<.001）；在「经费不足」上的χ2值为336.374（p<.001）；在「经费不持续」上的χ2值为350.676（p<.001）；在「人力不足」上的χ2值为336.637（p<.001），均达到.001的显著水平，显示在各项推展的困难因素上，问卷填答者选答各选项的百分比间均有显著差异。由检视表3-18中各项推展困难因素各选项选答的百分比可知，对于「家庭教育内涵与范畴界定不清」，有60.0%的问卷填答者选答「同意」，另有11.1%的问卷填答者选答「非常同意」，两者合计，则有71.1%的问卷填答者认同此项困难因素。对于「家庭教育教材方案缺乏」，有61.1%的问卷填答者选答「同意」，另有12.6%的问卷填答者选答「非常同意」，两者合计，则有73.7的问卷填答者认同此项困难因素。对于「专业讲师难寻」，有58.3%的问卷填答者选答「同意」，另有10.9%的问卷填答者选答「非常同意」，两者合计，则有69.2%的问卷填答者认同此项困难因素。对于「家长参与不踊跃」，有54.3%的问卷填答者选答「非常同意」，另有40.2%的问卷填答者选答「同意」，两者合计，则有94.5%的问卷填答者认同此项困难因素。对于「行政作业繁琐」，有52.4%的问卷填答者选答「同意」，另有34.1%的问卷填答者选答「非常同意」，两者合计，则有86.5%的问卷填答者认同此项困难因素。对于「经费不足」，有54.8%的问卷填答者选答「同意」，另有34.6%的问卷填答者选答「非常同意」，两者合计，则有89.4%的问卷填答者认同此项困难因素。对于「经费不持续」，有57.4%的问卷填答者选答「同意」，另有34.8%的问卷填答者选答「非常同意」，两者合计，则有92.2%的问卷填答者认同此项困难因素。对于「人力不足」，有50.7%的问卷填答者选答「同意」，另有40.9%的问卷填答者选答「非常同意」，两者合计，则有91.6%的问卷填答者认同此项困难因素。
将选答的四个选项视为四点量尺，依选答选项分别给予1、2、3、4分，并计算各层面选答反应的平均数，再以中间值(2.5分)作为考验值，分别进行单一样本平均数之t考验，其结果列如表3-19。
由表3-19中可看出，在「家庭教育内涵与范畴界定不清」上的t值为11.767（p<.001）；在「家庭教育教材方案缺乏」上的t值为12.114（p<.001）；在「专业讲师难寻」上的t值为9.285（p<.001）；在「家长参与不踊跃」上的t值为34.246（p<.001）；在「行政作业繁琐」上的t值为22.190（p<.001）；在「经费不足」上的t值为24.692（p<.001）；在「经费不持续」上的t值为25.076（p<.001）；在「人力不足」上的t值为27.424（p<.001），均达到.001的显著水平，显示问卷填答者在各项推展的困难因素上选答反应之平均数均显著偏离中间值，倾向于认同这些项目均为推展家庭教育的困难因素。
为进一步探究问卷填答者在各项困难因素选答反应之差异情形，乃进行重复量数之变异数分析，其结果如表3-20所示。
表3-20显示，变异数分析的F值为121.849（p<.001），已达.001显著水平，表示问卷填答者在各项困难因素上之选答反应有显著差异。经进行事后比较结果发现，各项困难因素之选答反应间，彼此均达显著。经检视表3-19中的平均数可知，各项困难因素的平均数的值由大至小排列，分别是：家长参与不踊跃（M=3.49），人力不足（M=3.32），经费不持续（M=3.25）、经费不足（M=3.24），行政作业繁琐（M=3.20），家庭教育教材方案缺乏（M=2.86），家庭教育内涵与范畴界定不清（M=2.84），专业讲师难寻（M=2.78）。
肆、协助学校推展家庭教育的措施
问卷填答者针对协助学校推展家庭教育的措施，其选答反应百分比及χ2考验的结果汇整如表3-21所示。
由表3-21中可看出，在「提供家庭教育教材与方案」上的χ2值为582.646（p<.001）；在「提供资源」上的χ2值为504.568（p<.001）；在「提供学校教师专业培训」上的χ2值为402.335（p<.001）；在「提供专业人才数据」上的χ2值为429.441（p<.001）；在「提供充裕的经费」上的χ2值为390.799（p<.001），均达到.001的显著水平，显示在各项协助措施上，问卷填答者选答各选项的百分比间均有显著差异。由检视表3-21中各项协助措施上各选项选答的百分比可知，对于「提供家庭教育教材与方案」，有71.5%的问卷填答者选答「同意」，另有22.2%的问卷填答者选答「非常同意」，两者合计，则有93.7%的问卷填答者认同此项协助措施。对于「提供资源」，有65.7%的问卷填答者选答「同意」，另有29.8%的问卷填答者选答「非常同意」，两者合计，则有95.5%的问卷填答者认同此项协助措施。对于「提供学校教师专业培训」，有63.3%的问卷填答者选答「同意」，另有22.8%的问卷填答者选答「非常同意」，两者合计，则有86.1%的问卷填答者认同此项协助措施。对于「提供专业人才数据」，有59.6%的问卷填答者选答「非常同意」，另有35.2%的问卷填答者选答「同意」，两者合计，则有94.8%的问卷填答者认同此项协助措施。对于「提供充裕的经费」，有52.6%的问卷填答者选答「同意」，另有42.4%的问卷填答者选答「非常同意」，两者合计，则有95.0%的问卷填答者认同此项协助措施。
将选答的四个选项视为四点量尺，依选答选项分别给予1、2、3、4分，并计算各层面选答反应的平均数，再以中间值(2.5分)作为考验值，分别进行单一样本平均数之t考验，其结果列如表3-22。
由表3-22中可看出，在「提供家庭教育教材与方案」上的t值为25.869（p<.001）；在「提供资源」上的t值为28.996（p<.001）；在「提供学校教师专业培训」上的t值为18.198（p<.001）；在「提供专业人才数据」上的t值为28.419（p<.001）；在「提供充裕的经费」上的t值为31.256（p<.001），均达到.001的显著水平，显示问卷填答者在各项协助措施上选答反应之平均数均显著偏离中间值，倾向于认同这些项目均为推展家庭教育时需要协助的措施。
为进一步探究问卷填答者在各项协助措施上选答反应之差异情形，乃进行重复量数之变异数分析，其结果如表3-23所示。
表3-23显示，变异数分析的F值为45.370（p<.001），已达.001显著水平，表示问卷填答者在各项协助措施上之选答反应有显著差异。经进行事后比较结果发现，各项协助措施之选答反应间，彼此均达显著。经检视表3-22中的平均数可知，各项协助措施的平均数的值由大至小排列，分别是：提供充裕的经费（M=3.37），提供专业人才数据（M=3.29），提供资源（M=3.25），提供家庭教育教材与方案（M=3.15），提供学校教师专业培训（M=3.07）。
伍、开放式问题的意见
问卷中针对其对于学校推展家庭教育的困难与需求，分别设计开放式问题，请填答者自行表达各自的意见，其结果汇整如表24与表25。
第四节 结论
由上述之研究结果可汇整而得下列之结论：
一、大多数问卷填答者认为经由学校来推展家庭教育的做法是「可行」的。
二、大多数的问卷填答者认为学生及家长均是学校推展家庭教育的适切对象。
三、大多数的问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育是有效益的。
四、大多数的问卷填答者认为经由学校来推展家庭教育，对于增进学生的子职教育、两性教育、婚前教育、伦理教育、家庭资源与管理教育均有效益，其中以对于学生的伦理教育与两性教育的效益最高，其次为子职教育，婚前教育和家庭资源与管理教育的效益相对较低。
五、问卷填答者认为透过学校来推展家庭教育，对于增进学生家庭教育认知能力有效益，对于增进其家庭关系技能及实际行为的效益，其看法则略为保守。
六、大多数的问卷填答者认为经由学校来推展家庭教育，对于家长的亲职教育和家庭资源与管理教育能有效益，惟对于家长婚姻教育效益的看法则略为保守。
七、多数问卷填答者认为经由学校来推展家庭教育，能增进家长家庭教育的认知能力；对于增进家长家庭关系技能之效益，其看法系介于「稍能增进」与「能增进」之间；对于改变家长实际行为之效益，其看法较为保守，偏向于「稍能增进」。
八、关于学校推展家庭教育困难的因素，问卷填答者选答较高者，包括：家长参与不踊跃、人力不足、经费不持续、经费不足及行政作业繁琐。
九、极大多数问卷填答者认同提供充裕的经费、提供专业人才数据、提供资源、提供家庭教育教材与方案、提供学校教师专业培训为学校推展家庭教育需协助的措施。
（作者单位：台湾嘉义大学咨商与辅导学系）
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