第四章 研究結果分析
第三節 不同背景變項的新北市公立國民中學教師在學校公共關係
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形是一種文化，其有形便是一種平台，資料庫的完善分類與充實，讓汲 取無障礙，直接促進了學校效能，使得整體學校效能現況提升。
第三節不同背景變項的新北市公立國民中學教師在學校公共關 係層面看法之差異
本節主要在探討不同背景變項的新北市公立國民中學教師，其對學校 公共關係看法的差異。所稱背景變項，包括性別、最高學歷、現任職務、
服務年資和學校規模。
本節旨以獨立樣本
t
檢定（Independent Sample t-test）與單因子 變異數分析（ ANOVA）去探討不同背景變項（性別、最高學歷、現任職 務、服務年資、學校規模）的教師在學校公共關係（包括意見互動、物 質支援、行動參與、成果回饋、資源分享、資訊傳遞及整體學校公共關 係）看法的差異情形，並以Scheffé及Tamhane T2進行事後比較。若單因 子變異數分析的F
值達顯著（α＝.05），則進行事後比較(Post Hoc)。壹、 不同性別教師在學校公共關係各層面看法的差異分析
不同性別教師在學校公共關係各層面看法的差異如表 4-5-1、4-5-2。
表列資料顯示，不同性別教師的「意見互動」、「物質支援」、「行動 參與」、「資源分享」以及「整體學校公共關係」，未達統計顯著水準；
僅「成果回饋」及「資訊傳遞」則達統計顯著水準（
p
<.05）。進一步探討可知，在「成果回饋」層面，男性教師顯著高於女性教師，
此可能是，男性教師對於「成果回饋」有較高的正面看法；「資訊傳遞」
則為女性教師顯著高於男性教師，此可能是，女性教師比男性教師更積 極於透過溝通方式傳遞學校資訊。此研究資料可提供學校行政單位參考，
即，未來對於學校資訊的傳遞及活動邀約家長參加（如校慶、家長日），
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應更鼓勵男老師積極為之。
整體而言，不同性別教師，對於學校公共關係看法上，並無顯著差 異。本研究結果與張麗君（2012）、江順達（2013）一致。但和林振中
（2001）、洪啟昌（2001）、顏麗琴（2001）、王月汝（2002）、戴台 安（2003）、王國樑（2005）、陳冠蓉（2006）、李志輝（2010）、陳 博仁（2011）、李香蘭（2013）研究發現有異，不同性別的教師在學校 公共關係看法有顯著差異。
表 4-5-1 不同性別教師在學校公共關係看法 Levene 檢定摘要表
因素向度 性別 個數 平均數 標準差 Levene 檢定 F 檢定 顯著性 意見互動 男 257 3.05 .447 58.180 .000
女 414 3.03 .306
物質支援 男 257 3.04 .335 1.477 .225 女 414 3.03 .347
行動參與 男 257 2.970 .3538 1.222 .269 女 414 2.999 .3376
成果回饋 男 257 3.15 .345 16.635 .000 女 414 3.03 .290
資源分享 男 257 2.946 .3816 .098 .754 女 414 2.970 .3639
資訊傳遞 男 257 3.22 .344 .018 .894 女 414 3.27 .333
整體公共關係 男 257 3.06 .266 4.961* .026 女 414 3.06 .231
表 4-5-2 不同性別教師在學校公共關係看法分析--獨立樣本 t 檢定
因素向度 t 自由度 顯著性
(雙尾)
平均差
異 差異比較 意見互動 假設變異數相等 .540 669 .590 .016
不假設變異數相等 .496 405.294 .620 .016 物質支援 假設變異數相等 .357 669 .721 .010 不假設變異數相等 .360 557.178 .719 .010 行動參與 假設變異數相等 -1.039 669 .299 -.0284
不假設變異數相等 -1.027 523.451 .305 -.0284
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表 4-5-2 續
成果回饋 假設變異數相等 4.880 669 .000 .121**
不假設變異數相等 4.687 473.159 .000 .121** 男>女 資源分享 假設變異數相等 -.795 669 .427 -.0234
不假設變異數相等 -.786 523.247 .432 -.0234
資訊傳遞 假設變異數相等 -2.052 669 .041 -.055* 女>男 不假設變異數相等 -2.036 529.274 .042 -.055*
整體公共 關係
假設變異數相等 .336 669 .737 .007 不假設變異數相等 .325 485.226 .746 .007
*p<.05；**p<.01
貳、不同最高學歷教師在學校公共關係各層面看法的差異分析
不同最高學歷教師在學校公共關係各層面看法的差異如表 4-6-1、
4-6-2。表列資料顯示，不同最高學歷教師的「意見互動」、「行動參與」、
「成果回饋」、「資源分享」、「資訊傳遞」以及「整體學校公共關係」，
未達統計顯著水準；僅「物質支援」達統計顯著水準（
p
<.05）。以 Scheffe 法和 Tamhane T2 進行事後比較可知，在「物質支援」因 素向度，最高學歷為師範院校的教師，顯著高於一般大學及研究所的教師，
但一般大學和研究所並無明顯差異。顯示師範院校畢業的老師比一般大學 及研究所畢業的老師，更在意學校是否提供充足教學設備支援教學。具體 而言，師範院校畢業老師其人生規劃即以教書為其職志，比一般大學或研 究所畢業者更具堅定信念，在其教師養成過程中，教育使命信念訓練，使 其在教學生涯中，無不兢兢業業於運用各種教學資源為學生授業解惑。此 可提供學校運作參考，即，分析老師學歷背景，積極鼓勵非師範背景老師 運用各種教學資源，使教學面貌更多元，將更有助於提高學校公共關係。
整體而言，不同最高學歷的教師，在學校公共關係各層面看法上，
並無顯著差異。本研究結果與顏麗琴（2001）、李玉青（2010）、張麗君
（2012）、江順達（2013）一致。但和林振中（2001）、王國樑（2005）、
尤敦正（2008）、范揚文（2009）研究發現有異，不同最高學歷的教師在 學校公共關係看法有顯著差異。
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Levene 統計量
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Scheffe 法
研究所 師範院校 .087 .063
一般大學 .036 .567
師範院校 一般大學 -.050 .490
Tamhane T2 檢定
Scheffe 法
研究所 師範院校 -.155** .000
一般大學 -.049 .295
師範院校 一般大學 .106* .025
Tamhane T2 檢定
Scheffe 法
研究所 師範院校 .0566 .264
一般大學 .0301 .641
師範院校 一般大學 -.0265 .801
Tamhane T2 檢定
Scheffe 法
研究所 師範院校 .028 .685
一般大學 .063 .104
師範院校 一般大學 .035 .636
‧
Tamhane T2 檢定
Scheffe 法
研究所 師範院校 -.0601 .276
一般大學 -.0004 1.000
師範院校 一般大學 .0596 .380
Tamhane T2 檢定
Scheffe 法
研究所 師範院校 -.003 .997
一般大學 .029 .654
師範院校 一般大學 .032 .721
Tamhane T2 檢定
Scheffe 法
研究所 師範院校 -.008 .952
一般大學 .018 .731
師範院校 一般大學 .026 .661
Tamhane T2 檢定
‧
無顯著差異。本研究結果與李玉青（2010）、張麗君（2012）、江順達（2013）一致。但和、林振中（2001）、洪啟昌（2001）、顏麗琴（2001）、王月
Levene 統計量
‧
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Tamhane T2檢定 Tamhane T2
檢定 Tamhane T2
檢定 Tamhane T2
檢定 Tamhane T2
檢定
Tamhane T2 檢定
教師兼主任 教師兼組長 .199** .000 導師或專任 .182** .000 教師兼組長 導師或專任 -.017 .910
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表 4-7-2 續
整體 公共 關係
Scheffe 法 教師兼主任 教師兼組長 .045 .305 導師或專任 .068 .057 教師兼組長 導師或專任 .023 .544 Tamhane T2
檢定
教師兼主任 教師兼組長 .045 .259 導師或專任 .068* .032 教師兼組長 導師或專任 .023 .617
*p<.05；**p<.01
肆、不同服務年資教師在學校公共關係各層面看法的差異分析
不同服務年資教師在學校公共關係各層面看法的差異如表 4-8-1、
4-8-2。表列資料顯示，不同服務年資教師的「意見互動」以及「整體學 校公共關係」，未達統計顯著水準；而「物質支援」、「行動參與」、
「成果回饋」、「資源分享」及「資訊傳遞」均達統計顯著水準（
p
<.05）。進一步以 Scheffe 法和 Tamhane T2 進行事後比較可知：
一、在「物質支援」因素向度，服務年資 5 年以下的教師，顯著高於 6 年到 15 年，但和 16 年以上並無明顯差異；服務年資為 6 年到 15 年的教 師，和 16 年以上也無明顯差異。
二、在「行動參與」因素向度，服務年資 5 年以下的教師，顯著高於 16 年以上，但和 6 年到 15 年並無明顯差異；服務年資為 6 年到 15 年的教 師，和 16 年以上也無明顯差異。
以上分析可見，服務年資較淺老師，較為關注學校物質支援是否充 分、以及是否有實質的志工和家長會以及重要人士行動參與協助校務，
資深老師或職業倦怠或對學校較不關心，此現象值得學校多加費心關注 以利提升學校公共關係運作。
三、在「成果回饋」因素向度，服務年資 5 年以下的教師，和 6 年到 15 年、16 年以上，均無明顯差異；服務年資為 16 年以上的教師，則顯著 高於 6 年到 15 年。
四、在「資源分享」因素向度，服務年資 5 年以下的教師，顯著高於 6
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Levene 統計量
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Tamhane T2檢定 Tamhane T2
檢定
Tamhane T2 檢定
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Tamhane T2 檢定
Tamhane T2 檢定 Tamhane T2
檢定 Tamhane T2
檢定
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無顯著差異。本研究結果與顏麗琴（2001）、李玉青（2010）、江順達（2013）一致。但和林泊佑（1994）、林振中（2001）、洪啟昌（2001）、戴台安
Levene 統計量
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Scheffe 法 Tamhane T2
檢定
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Scheffe 法 Tamhane T2
檢定
Scheffe 法 Tamhane T2
檢定
Scheffe 法 Tamhane T2
檢定
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Scheffe 法 Tamhane T2
檢定
Scheffe 法 Tamhane T2
檢定
Scheffe 法 Tamhane T2
檢定
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依據本研究統計分析可知，不同背景變項的新北市公立國中教師，對 於學校公共關係的差異結果，彙整如表 4-10，茲分析如下：
一、 意見互動向度，因教師現任職務、學校規模的不同，而有統計上 的顯著差異
不同現任職務、學校規模的教師，對於學校公共關係的意見互動向度看 法有顯著差異。
(一)現任職務為教師兼主任的教師，顯著高於導師或專任、教師兼組長 的教師，顯著高於導師或專任。
(二)學校規模 49 至 72 班的教師，顯著高於 25 至 48 班、73 班以上的教 師，顯著高於 25 至 48 班。
可知，擔任行政職務的主任組長較導師或專任，更重視以各種互動 方式進行意見溝通並與民眾保持良好互動關係。而學校導師或專任多數 認為只要帶好班級教好書，外部關係與其無關，故與家長溝通時起爭執 時有所見，此將使學校經營公共關係時遇困難。是以，如何強化老師學 校公共關係為所有人的責任之觀念，是學校應重視的課題，方能更有效 提升學校公共關係的效能。
二、 物質支援向度，因教師最高學歷、服務年資、學校規模的不同，
而有統計上的顯著差異
不同最高學歷、服務年資、學校規模的教師，對於學校公共關係的 物質支援向度看法有顯著差異:
(一)最高學歷為師範院校的教師，顯著高於研究所教師，也顯著高於一 般大學教師。
(二)服務年資 5 年以下的教師，顯著高於 6 至 15 年。
(三)學校規模於 25 至 48 班的教師，顯著高於 73 班以上的教師。
資料顯示，師範院校或服務年資淺或中型規模學校的老師，對於物 質支援的看法較佳
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三、行動參與向度，因教師服務年資的不同，而有統計上的顯著差異 不同服務年資的教師，對於學校公共關係的行動參與向度看法有顯 著差異: 服務年資 5 年以下的教師，顯著高於 16 年以上的教師。
四、成果回饋向度，因教師性別、服務年資的不同，而有統計上的顯著 差異
不同性別、服務年資的教師，對於學校公共關係的成果回饋向度看法有 顯著差異:
(一)男性教師顯著高於女性教師。
(二)服務年資 16 年以上的教師，顯著高於 6 至 15 年的教師。
五、資源分享向度，因教師現任職務、服務年資、學校規模的不同，而 有統計上的顯著差異
不同現任職務、服務年資、學校規模的教師，對於學校公共關係的 資源分享向度看法有顯著差異:
(一)現任職務為教師兼主任的教師，顯著高於教師兼組長、現任職務為 導師或專任的教師，顯著高於教師兼組長。
(一)現任職務為教師兼主任的教師，顯著高於教師兼組長、現任職務為 導師或專任的教師，顯著高於教師兼組長。