(一)原住民族與漢族學生學業成就的多元迴歸分析
本研究以學業成就為依變項，一年級成績、學術投入為自變項，運用多元迴 歸統計分析，原住民族學生結果如表5、表6，漢族學生結果如表7、表8。
1.結果
表5、表6顯示，以原住民族學生學業成就為依變項，一年級成績、學術投入 為自變項之多元迴歸分析，整體模式達顯著水準（.001），可以解釋學業成就44%
之變異量，其中一年級成績、學術投入變項之迴歸係數，t值均達顯著水準
（.001, .01）。
表5 原住民族學生學業成就迴歸分析摘要表
變異來源 SS 自由度 MS F
模式 3798.016 002 1899.008 99.650***
誤差 3601.741 189 0019.057
全體 7399.757 191
*** p＜.001
表6 原住民族學生學業成就迴歸係數估計值
變項 原始係數 標準誤 標準化係數 t值
截距 21.245 3.654 05.814***
一年級成績 00.631 0.047 .682 13.336***
學術投入 00.214 0.073 .150 02.931**0
R＝.716 R2＝.513 Adj R2＝.508
** p＜.01；*** p＜.001
表7、表8顯示，以漢族學生學業成就為依變項，一年級成績、學術投入為自 變項之多元迴歸分析，整體模式達顯著水準（.001），可以解釋學業成就51%之變 異量，其中一年級成績、學術投入變項之迴歸係數，t 值均達顯著水準（.001, .01）。
表7 漢族學生學業成就迴歸分析摘要表
變異來源 SS 自由度 MS F
模式 05429.038 2 2714.519 138.262***
誤差 06851.993 349 0019.633
全體 12281.031 351
*** p＜.001
表8 漢族學生學業成就迴歸係數估計值
變項 原始係數 標準誤 標準化係數 t 值
截距 28.796 3.003 09.591***
一年級成績 00.567 0.038 .618 14.873***
學術投入 00.167 0.054 .129 3.096**0
R＝.665 R2＝.442 Adj R2＝.439
** p＜.01；*** p＜.001
2.討論
由表5、表6、表7、表8結果可知，本研究影響大專原住民族與漢族學生學業 成就最主要的因素，應為一年級成績、學術投入，亦即入學第一學期成績較好，
並多參與課堂表現、完成作業、主動接觸老師討論課業或與個人發展有關的問題，
對於增進學生的學業成就，會有顯著正向的效果，此結果與過去以學生入學成績 或高中成績，為學業成就預測變項的研究結果相符（Hans-Vaughn, 2004; Terenzini, et al., 1996），不過，由迴歸係數來看，一年級成績對原住民族學生學業成就的影 響較大，過去研究顯示（廖張京棣、劉若蘭、曹麗英，1999；劉若蘭、陳迺葒、
曹麗英、李可珊，2004），學生一年級的課業表現受到其國中學習基礎影響很大，
尤其是來自偏遠地區的原住民族學生，明顯感受到不同學校的讀書風氣、學習態 度與老師教學的差異，衝擊很大，而於一年級課業方面產生困難的情況較多，前 述 t 檢定亦發現，漢族學生的一年級成績顯著高於原住民族學生。因此，原住民 學生入學後第一年的學習基礎很重要，本研究學校多年來，對於原住民新生有規 劃許多輔導措施，例如安排學姊擔任小老師，以一對二的方式輔導學妹，也有課 後輔導班、基礎班，希望提昇學生的學習效果。但是如果學生的學習動機不高，
參與很少或是受到新環境衝擊，無法靜下心讀書，則學校的措施或資源則無法產 生效用，所以多方面評估學生的需求，引發其學習動機，協助其因應壓力，可能 對於原住民新生可以提供更有效的幫助。另外，從多元文化教育的觀點，原住民 族學生的學業成就較低，可能與學校課程教學是否回應原住民學生的生活經驗，
是否顧及其學習式態有關（譚光鼎、劉美慧、游美惠，2001）。因此，學校教師應 自我檢視教學方式與內容是否有回應不同文化背景的學生，學校亦應給予老師有 關文化回應教學（culturally responsive teaching）的在職教育。
另外，學術投入對於學業成就有顯著的直接效果，此與過去許多研究結果相 符（Camp, 1990; Lisella & Serwatka, 1996; Marsh, 1992; Terenzini, Pascarella, &
Biliming, 1995; Tinto, 1993），也正如Pace（1979, 1984）主張，學生應為自己的學 習負責，但是學校可以經由促使學生投入的能力，影響學生努力的品質，也就是 說，當學生越投入於大學時，學生將越努力學習，同時在課室內與課室外投入與 同儕及教師的關係，與學生努力的品質、學習成果、持續就學有正向關係（Tinto, Goodsell, & Russo, 1993）。不過由 t 檢定結果可以得知，原住民族學生的學術投入 程度顯著低於漢族學生，因此其學業成就較低，可能與入學基礎有關，也可能由 於與老師關係較疏離，課堂活動參與不高有關，故老師如何在教學設計與師生互
動上，促使原住民族學生更加投入參與，應有助於提昇其學業成就。
(二)原住民族與漢族學生心理社會發展的多元迴歸分析
本研究以心理社會發展為依變項，自我概念、學術投入、人際整合、與原住 民同學互動、與漢族同學互動為自變項，運用多元迴歸統計分析，原住民族學生 結果如表9、表10，漢族學生結果如表11、表12。
1.結果
表9、表10顯示原住民族學生方面，以心理社會發展為依變項之多元迴歸分 析，整體模式達顯著水準（.001），可以解釋45%心理社會發展之變異量，其中自 我概念與人際整合變項之迴歸係數，t 值達顯著水準（.001）。
表9 原住民族學生心理社會發展迴歸分析摘要表
變異來源 SS 自由度 MS F
模式 12886.645 5 2577.329 31.967***
誤差 15318.908 190 0080.626
全體 28205.553 195
*** p＜.001
表10 原住民族學生心理社會發展迴歸係數估計值
變項 原始係數 標準誤 標準化係數 t 值
截距 -7.590 7.478 -1.015
學術投入 00.097 0.165 .035 00.590
自我概念 01.876 0.211 .506 08.905***
人際整合 0.867 0.192 .288 04.511***
原生互動 0.016 0.120 .008 00.137
漢生互動 0.064 0.126 .032 00.510
R＝.676 R2＝.457 Adj R2＝.443
*** p＜.001
表11、表12則顯示漢族學生方面，以心理社會發展為依變項之多元迴歸分析，
整體模式亦達顯著水準（.001），可以解釋56%心理社會發展之變異量，其中自我 概念、學術投入、人際整合，以及原住民同學互動變項之迴歸係數，t 值均達顯著 水準（.001）。
表11 漢族學生心理社會發展迴歸分析摘要表
變異來源 SS 自由度 MS F
模式 31190.344 5 6238.069 85.001***
誤差 24438.386 333 0073.389
全體 55628.730 338
*** p＜.001
表12 漢族學生心理社會發展迴歸係數估計值
變項 原始係數 標準誤 標準化係數 t 值
截距 -12.148 5.098 -2.383
學術投入 .534 .112 .190 4.755***
自我概念 1.689 .126 .534 13.433***
人際整合 .490 .132 .157 3.723***
原生互動 .278 .075 .142 3.735***
漢生互動 .115 .101 .046 1.139
R＝.749 R2＝.561 Adj R2＝.554
*** p＜.001
2.討論
由表9、表10結果可知，本研究校園經驗中，影響大專原住民學生心理社會發 展最主要的因素，應為自我概念與人際整合，亦即對自我評價正向且個人勝任感 較高，並對同學、老師的互動關係感到滿意，對於促進原住民學生心理社會發展，
會有顯著正向的效果，此與Astin（1984）、Martin（2000）、Pascarella與Terenzini
（1980, 1991）以美國白人為主的大學生為對象的研究結果亦相符合。
表11、表12則顯示漢族學生方面，除了自我概念、人際整合之外，學術投入、
與原住民同學互動，均為影響大專漢族學生心理社會發展重要的因素，代表漢族 學生多參與課堂表現、完成作業、主動接觸老師討論課業或與個人發展有關的問 題，並且與原住民同學互動較多，其心理社會發展的程度亦較高。因此，可以推 知，師生互動以及多元族群同儕的接觸，促進心理社會發展的效果，在漢族學生 中較為明顯，此結果與過去研究相符（Antonio, 1998; Hurtado, Dey, & Trevino, 1994）。
Mackay與Kuh（1994）比較在白人為主的大學中白人學生與非裔美人學生投 入努力與教育成果的關係，由多元迴歸結果顯示，對於白人學生與非裔美人學生 的人際關係能力，非正式的人際互動均為顯著的預測變項，然而參與學術活動變 項，卻是預測非裔美人學生人際關係能力另一個有效的預測變項，研究者解釋該 大學為鼓勵學生投入的學校（involving college）。因此，有效的促使非裔美人學生 多加運用學校資源或與老師接觸，而增進其發展。而本研究中，學術投入並非解 釋原住民族學生心理社會發展的顯著因素，可能因為原住民學生學術投入普遍較 低，如果能夠規劃方案，促進其參與學術活動，是否更能促進其心理社會的發展，
需要進一步研究探討之。