小團體量化研究常受限於團體成員人數太少而得到效果不顯著之結果。
Cohen（1988）主張，由於傳統統計考驗的顯著與否非常容易受到樣本數的影響，
因此在小樣本情況之下，統計考驗力會較低不容易顯著，他建議採用效果量
（effect size）來檢驗處遇效果。Arthur Aron 與 Elaine Aron（2000/2005）亦指出，
研究結果未達統計上顯著水準，可能不是因為研究假設是假的，而是因為研究樣 本太少導致統計考驗力太低；亦即，如果樣本數很小，但研究有很大的效果，其 研究結果可能仍是無法達到統計顯著性。事實上，研究最關心的是介入效果，並 不關心樣本平均數與假設母群體平均數的數值間的差異是不是不等於零；有時兩 者間的差異雖然達到統計顯著性（p<.05），但可能由於實務或臨床顯著性的數 值太小，而沒有實務上應用的價值，因此統計顯著性並不是實務顯著性或有用性 的保證。從計算公式來看，如果樣本數比較小，組間平均數的差異要達到很大，
且／或組內變異數要很小，才可能達到統計上顯著水準（吳明隆，2008）。綜言
32
之，F 考驗雖可決定自變項的統計意義，但無法說明自變項效果在實務上的意義 與價值，然而效果量卻可反映自變項效果在真實世界的強度意義，因此被視為實 務顯著性或臨床顯著性的指標（邱皓政，2010）。效果量數值介於 0 到 1 之間，
越接近 1 表示關聯越強，但效果量數值分佈是個以.05 到.06 為眾數之正偏態分 配：效果量達到.1 以上者，即屬於高強度的自變項效果，一般期刊上所發表的實 證論文效果量多在.06 左右（邱皓政，2010）。本研究依據 Cohen（1988）建議，
以η2 ≧ .138 為大效果（高度關聯強度）、.138 >η2 ≧ .058 為中效果（中度關聯 強度）及.058 >η2 ≧ .01 為小效果（低度關聯強度）作為檢定實務或臨床顯著性 之判斷準則。研究結果顯示，即使介入組與對照組在後測或追蹤測之差異未達統 計顯著水準，然效果量仍達大效果，顯示實務上團體處遇仍有效果（如圖 3 平均 數變化曲線所示）。若只參考統計顯著性，團體效果將完全被忽略，因此在統計 檢定策略中加入效果量有其重要性。然值得注意的是，效果量乃奠基於樣本資料 計算得來，當推論至相關母體的真實效果量實為估計值，解釋上應小心謹慎
（Huck, 2009/2010）。
此外，McLeod（2001/2006）曾提出，諮商研究中雖然介入組平均數的轉變 朝著研究者所想要或好的結果方向，但整個介入組分數的變異數（分散情形）卻 提升了，此反映了介入組受試者相較於對照組受試者，在成功與不成功之間有了 更寬廣的分布。據此觀點檢視圖 3 標準差曲線可發現，本研究介入組成員在父母 教養方式及特定子女特定良好行為後測及追蹤測之標準差為下降曲線，變異數亦 為下降曲線，顯示介入組成員在分數分布上較前測分數集中，成員多自覺學習效 果提升。在父母教養態度上，團體結束時成員較集中於自覺自己的教養態度更正 向與勝任感；然而在四週後追蹤時成員自評分數的差異變大了，此意謂著有些成 員可能仍維持著學習效果而有些成員退步了。
關於親職壓力量表結果，從表 3 可發現介入組成員在前測分數顯著高於對照 組（M=86.67, 69.29， SD=24.57, 10.61），顯示有些主動報名參加團體的母親們 相較於被邀請來成為對照組的母親們面臨較大的親職壓力。在經過六週團體後，
介入組成員在團體結束時親職壓力分數顯著降低，然在追蹤測時平均數略高於對 照組分數（M=72.83 > M =69）。邱皓政（2010）指出，共變數加入變異數分析 可能產生依變項平均數變化之作用，即共變數的平均數有組間差異時，會對 Y 變項的平均數估計產生調整作用，稱為調整後平均數。若第一組的依變項平均數
33
大於第二組時（如親職壓力追蹤測介入組>對照組），共變項的平均數也是第一組 大於第二組（如親職壓力前測介入組>對照組），此時共變項上平均數的正差異會 使依變項平均數差異向下調整（變小），縮小了依變項上兩組的差異，此可能是 兩組在追蹤測結果亦未達統計上顯著差異（F （1,10) =3.91，p＞.05）的原因。
由於親職壓力量表前測結果兩組平均數與變異數檢定皆達顯著差異，因此本研究 另進行介入組後測與追蹤測分數相依樣本Ｔ檢定得 t（5) = -.394，p>.05，顯示追蹤 測分數雖上升但未達顯著差異，方案輔導效果仍然保留。而效果量=.281（達大 效果）可合理說明介入處理與介入組親職壓力量表追蹤測分數有高度關聯強度。
伍、結論與建議
本研究採用前後測與追蹤測設計，探究焦點解決短期諮商理論融入親職教育 團體方案之立即與追蹤輔導效果。本研究量化結果顯示，本研究之親職教育團體 方案有助於國小 4 6 年級學童母親形成正向教養態度、增進有效教養方式、促進 特定子女出現特定良好行為及降低親職壓力；除了正向教養態度外，方案效果能 持續至團體結束後四週。另根據訪談資料發現，成員於團體歷程中學習之具體內 容，團體形式有助於成員加速學習正向教養態度與有效教養方式並促成改變。此 外，本研究發現團體方案中家庭作業之設計為帶來改變與成效之重要元素，以及 小團體研究同時進行統計顯著性及臨床顯著性考驗之重要性，此為本研究之獨特 貢獻。然由於本研究樣本數很小，在研究推論上當持審慎態度。此外，本研究介 入組與對照組成員皆為學校輔導室的志工，平日可能會有溝通與交流，有些成員 之前亦曾參加過焦點解決取向相關課程，本研究未能控制上述因素之影響是為本 研究限制。
基於本研究結果、討論及研究者帶領焦點解決短期諮商理親職教育團體之經 驗與省思，提出以下建議：。
一、建議未來研究可透過多元管道招募團體成員，以增加研究樣本背景的多樣性 與成員的數量，進而增加團體討論內容的豐富性，亦可提升研究結果推論之
34
外在效度。此外本研究發現焦點解決親職教育團體需要成員不斷思考、表達 與行動，因此徵選團體成員時若能留意成員思考與語言表達能力，以形成能 力與問題相似之同質性團體，有助於提升團體成效與減少成員流失。
二、本研究於招募團體成員時，要求須穩定參與六週團體，導致許多有意願的家 長因時間因素考量，無法承諾而未能參加。建議未來可考慮以週末工作坊方 式進行此親職教育團體方案，將能造福更多有意願但受限於時間的家長。
三、本研究發現家庭成員的支持及外在力量後續支持對團體成員維持輔導效果之 重要性。建議未來研究增加家庭成員因素的考量，並在團體結束後為成員安 排持續的支持系統，如透過穩定的每月聚集或是分享網絡，讓團體成員於結 束後仍能繼續在教養上有同伴一起努力與討論，將有助於穩定與持續團體方 案的輔導成效。
參考文獻
中文文獻
衛生福利部保護服務司（2017）。兒童及少年保護統計數字。取自 https://dep.mohw.gov.tw/DOPS/lp-1303-105-1-20.html
吳明隆（2008）。論文寫作與量化研究。台北：五南。
吳明隆（2010）。SPSS 操作與應用─變異數分析實務。台北：五南。
吳佳玲（2008）。台灣親職壓力相關研究之回顧與分析。台南科技大學通識教育 學刊，7， 63-89.
吳偉苓（2006）。焦點解決取向親職教育團體對中輟高危險群學生家長輔導效果 之研究。國立彰化師範大學碩士論文，未出版，彰化。
卓紋君（2001）。親職教育在小學校園的應用，諮商與輔導，187，40-45。
周玉真（2003）。焦點解決親職團體方案之理念與設計，諮商與輔導，210， 21-25。
周玉真（2007）。焦點解決親職團體之團體效果與療效因素分析，教育心理學報，
39（1）， 1-21.
林世莉、張德聰（2003）。運用焦點解決法於國小學童家長親職教育方案效果之
35
研究。生活科學學報，8，1-45。
林生傳（2007）。教育心理學。台北：心理。
林佩郁、謝麗紅（2003）。焦點解決取向團體諮商對小單親兒童輔導效果之研究。
彰化師大輔導學報，24，73-105。
林淑玲（2013）。應用親職教育團體學習模式促進親職效能之研究。暨南大學碩 士論文，未出版，南投。
林家興（2007）。親職教育團體對親子關係與兒童行為問題的影響，教育心理學 報，39（1），91-109.
林家興（2010）。哪些因素最能預測親職教育團體的效果?教育心理學報，41（4），
841-857。
邱皓政（2010）。量化硏究與統計分析：SPSS （PASW） 資料分析範例。台北：
五南圖書。.
邱華鑫（2008）。臺北市國小學生家長對親職教育的認知與參與需求之調查研究。
國立臺北教育大學碩士論文，未出版，台北。
翁毓秀（2011）。親職壓力量表簡式版指導手冊。台北：心理。
張文宜（2013）。桃園縣國小特教班學生家長對親職教育瞭解及需求之研究。臺 北市立教育大學碩士論文，未出版，台北。
陳靖雯（2013）。親職教育方案對紓解弱勢單親家庭家長親職壓力之成果。朝陽 科技大學碩士論文，未出版，台中。
曾端真（1991）。正視親職教育的重要性，諮商與輔導，65，14-15。
黃玲瑗（2004）。國中智能障礙學生父母親職教育需求與成效之研究。國立臺灣 師範大學碩士論文，未出版，台北。
黃薏芸（2012）。接受早期療育服務家長自覺親職能力與親職壓力之關係。國立 臺中教育大學碩士論文，未出版，台中。
鄭義融（1998）。從學習遷移的觀點談 [生活科技] 課程教材之編輯。生活科技 教育，31（8），7-10。
鮑怡蘭（2012）。親職教育方案對國小身心障礙學童父親參與其子女學習之影響 研究。國立臺南大學碩士論文，未出版，台南。
鮑怡蘭（2012）。親職教育方案對國小身心障礙學童父親參與其子女學習之影響 研究。國立臺南大學碩士論文，未出版，台南。