原漢族群、社經背景、教育期望、學科補習與學業成就之迴歸分析

漢人學生 卡方考驗與 Cramer’sV

F 考驗 釋力。得到原住民學生的學業成就只顯著低於漢人 20.69 分(b=-20.69),分數差距縮 減了一半，所以可推知原漢學生的學業成就差距可能是受到社經背景的影響，在 控制了社經背景後，原漢族群的學業成就差距就降低了；父親(β=.14)、母親(β

=.17)的教育程度越高，對學業成就表現影響也越高；父親職業變項中以勞動工人 為對照組，發現父親職業為上層白領(b=22.24)、基層白領(b=14.61)對學生的學業 成就有顯著高於勞動工人；在家庭收入(b=.89)上對學業成就也有顯著正向影響 力。

在模式三控制了學科補習項數，得到學科補習項數對學業成就的整體模型解 釋力 R²提高到.376，表示學科補習項數對學業成就的解釋力很高。控制了學科補 習項數之後，原住民的學生學業成就較漢人只落後 11.51 分，比模式二的成績差

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31 11 若選取與模式二相同的樣本(1,651)進行模式一的變項分析，則原漢族群對學業成就的值下降就 不是樣本不同所致。不過這樣的處理方式會因樣本流失造成樣本偏誤的問題，因此，本研究在正

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向的影響力。

在模式四中控制了各學科補習，整體 R²又提高到.381，比前三個模型更具有 解釋力了。原住民的學業成就落後差距從 11.51 分縮小到 11.37 分(b=-11.37)，表 示原漢族群學業成就的差距可能是學科補習造成的；父親(β=.13)、母親(β=.13) 的教育程度與學生的學業成就還是有顯著性的正向影響；在父親的職業變項裡，

上層白領(b=19.06)與基層白領(b=13.65)對學生的學業成就仍是有正向的顯著性影 響;在學科補習的變項中，校內課輔(b=18.08)、校外補英文(b=42.52)、校外補學科 (b=66.42)及請家教(b=52.21)都顯著對學業成就有正向的影響力，尤以校外補學科 對學業成就提升最多。

模式五裡控制了學科補習項數與父母、子女教育期望，整體 R²又提高到.500，

比前四個模式更具有解釋力了。原住民的學業成就落後差距(b=-11.45)較模式三原 漢成績差距下降一些；父親(β=.07)、母親(β=.10)的教育程度與學生的學業成就 還是有顯著性的正向影響力，但父母的教育程度對學業成就影響力又減弱了；在 父親的職業變項裡，上層白領(b=14.55)與基層白領(b=10.50)對學生的學業成就仍 是有正向的顯著性影響，但父親的職業對學生的學業成就的影響力逐漸減弱;在 在學科補習項數(β=.28)較模式三沒有控制教育期望下降了許多，表示教育期望 仍會影響學科補習項數的多寡；父母教育期望(b=5.00)、子女教育期望(b=19.81) 對學業成就也有顯著的影響。

模式六控制了教育期望後，整體 R²又提高到.507，是六個模型裡最有解釋力 的，表示子女教育期望與學業成就有很強的關聯性。原住民的學業成就落後差距 (b=-11.28)顯著縮小了；父親(β=.07)、母親(β=.10)的教育程度與學生的學業成就 還是有顯著性的正向影響力，父親的教育程度在控制子女教育期望後是六個模式 中影響力最低；在父親的職業變項裡，上層白領(b=15.02)與基層白領(b=10.49)對 學生的學業成就仍是有正向的顯著性影響，且父親的職業對學生的學業成就的影 響力又逐漸減弱;在學科補習的變項中，校內課輔(b=11.53)較模式三(b=18.08)降低 許多、校外補英文(b=31.32) 模式三(b=42.52)降低許多、校外補學科(b=48.52)模式 三(b=66.42)降低許多、及請家教(b=45.23)較模式三(b=52.21)又降低許多都顯著對 學業成就有正向的影響力，很有可能是教育期望會影響學科補習的參與並間接影

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響學業成就的表現；父母的教育期望(b=5.02)與子女的教育期望(b=19.74)較模式三 控制了學科補習項數父母的教育期望(b=5.00)與子女的教育期望(b=19.81)對學業 成就影響力差異性不大。

二、影響補習項數因素迴歸分析

由表 10 影響補習項數因素迴歸分析中，可得到台東縣國中二年級的學生經 由那些因素影響補習項數。在模式一中未控制其他變項，分析原漢族群對補習項 數的影響，得到原住民學生補習項數顯著低於漢人.69 項(b=.69)²，整體的 R²模型 解釋力有.104。

在模式二中加入其他出身背景變項後，整個模型二 R²是.221，較模型一(.104) 更具有解釋力。得到原住民學生的補習項數只顯著低於漢人.43 項(b=.43)，所以 可推知原漢學生的補習項數較少是受到社經背景的影響，在控制了出身背景後，

原漢族群的補習項數差距就降低了；母親的教育程度越高(β=.10)，對學生的補 習項數也都有顯著性的正向影響力；父親職業變項中以勞動工人為對照組，發現 父親職業為基層白領(b=.18)，學生的補習項數高於勞動工人；家庭收入(b=.05)對 學業成就也有顯著正向影響力。

模式三控制了父母教育期望，整體 R²又提高到.25，比前兩個模式更具有解 釋力了。原住民的補習項數落後差距(b=-.40)又顯著縮小一些了；母親的教育程 度(β=.03)與學生的補習項數還是有顯著性的正向影響力，但母親教育程度的影 響力不因加入了父母教育期望後而改變；在父親的職業變項裡，基層白領(b=.17) 與失業者(b=-.16)對學生的補習項數仍是有正向的顯著性影響;在家庭收入(b=.04) 上對學業成就有顯著正向影響力。父母教育期望(b=.19)對參與補習項數也有顯著 正向影響。

模式四控制了子女教育期望，整體 R²又提高到.27。母親的教育程度(β=.03) 與學生的補習項數還是有顯著性的正向影響力，但母親教育程度的影響力不因加 入了子女教育期望而改變；在家庭收入(b=.04)上對學業成就也有顯著正向影響力。

在加入了子女教育期望後，父母教育期望(b=.07)的影響力減弱了，父母教育期望 影響參與學科補習主要以子女教育期望為中介變項。

34 12 若選取與模式二相同的樣本(1,721)進行模式一的變項分析，則原漢族群對補習項數的值下降不 就是樣本不同所致。而這樣的處理方式會因樣本流失造成樣本偏誤的問題，因此，本研究在正文 仍列出 2,705 個樣本在模式一的值，而補充分析模式二的樣本在模式一的 b 值。本研究發現，這 些樣本在原漢族群對補習項數的 b 值與正文表 12 模式一的值幾乎相同，也就是原漢族群在模式 一樣本下，原漢族群差距為 0.73 項與表 8 的原漢族群對補習項數為 0.72 項相當接近。因此，可 確認表 2 模式二控制出身背景後，原漢族群對補習項數的值下降許多無誤。

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由表 11 影響參與各項補習項數因素邏輯迴歸分析中，在校內課輔模式一中 未控制其他變項，分析原漢族群與參與校內課輔的關係，得到漢人參加校內課輔 (b=.54)顯著高於原住民，模型解釋力是.020。模式二控制了出身背景後，模型解 釋力為.070(R²=.070)，漢人參加校內課輔(b=.57)幾乎不變；父親職業為失業者 (b=-.51)在校內課輔顯著低於勞動工人。模式三加入了教育期望，整體模型解釋 力提高為.100，逐漸提升模型解釋力；漢人參加校內課輔(b=.55)顯著高於原住民；

父親職業為失業者(b=-.48)在校內課輔為顯著低於勞動工人；子女教育期望(b=.32) 對參與校內課輔有顯著正影響，但校內課輔不受社經背景的影響。

在校外補英文模式一中未控制其他變項，分析原漢族群對校外補英文的影響，

得到漢人學生校外補英文(b=1.76)顯著高於原住民，模型的解釋力是.044。模式二 加入了出身背景後，模型解釋力為.256 (R²=.256)；漢人學生校外補英文的差距從 1.76 縮減為 1.25，表示其他出身背景可能是造成漢人學生參加校外補英文較少的 原因；母親教育程度(b=.14)對校外補英文有顯著正影響；父親職業為上層白領 (b=.67)、基層白領(b=.39)、買賣服務業人員(b=.39)對參加校外補

英文正向顯著高於勞動工人；模式三控制了教育期望，模型解釋力為.309，模型 三對校外補英文更具有解釋力；漢人校外補英文(b=1.21)也有顯著正影響，但關 聯性較模式二稍微下降了一些；母親教育程度(b=.11)對校外補英文也是有顯著正 影響，但影響力減弱了一些；父親職業為買賣服務業人員(b=.35)對校外補英文正 向顯著高於勞動工人；父母教育期望(b=.28)與子女教育期望(b=.42)對校外補英文 也是有顯著正影響。

校外補學科模式一中未控制其他變項，分析原漢族群對校外補學科的影響，

得到漢人學生校外補學科(b=1.83)顯著高於原住民，模型解釋力是.100。模式二加 入了社經背景後，校外補學科的模型解釋力為.275(R²=.275)；漢人學生校外補學 科的差距也從 1.83 縮減為 1.28，表示社經背景可能是造成漢人學生參加校外補學 科較少的原因；父親教育程度(b=.06)與母親教育程度(b=.13)對校外補學科有顯著

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正影響；父親職業為基層白領(b=.39)、買賣服務業者(b=.64)對參加校外補學科正 向顯著高於勞動工人，但失業者(b=-.94)則對參加校外補學科顯著低於勞動工人；

模式三控制了教育期望，整體模型解釋力為.311，模型對校外補學科更具有解釋 力；漢人校外補學科(b=.1.25)也有顯著正影響，但影響力稍微下降了一些；母親 教育程度(b=.11)對校外補學科也是有顯著正影響，但影響力減弱了一些；父親職 業為買賣服務業者(b=.60)對參加校外補學科正向顯著高於勞動工人，但失業者 (b=-.94) 則對參加校外補學科顯著低於勞動工人；父母教育期望(b=.25)與子女教 育期望(b=.34)對校外補學科也是有顯著正影響。

三、影響父母、子女教育期望因素迴歸分析

由表 12 影響父母、子女教育期望因素迴歸分析中，可得到台東縣國中二年 級的學生經由那些因素影響父母、子女教育期望。在模式一中未控制其他變項，

分析原漢族群對父母教育期望的影響，得到原住民父母教育期望顯著低於漢 人.39(b=-.39)，整體的 R²模型解釋力有.03。

在模式二中未控制其他變項，分析原漢族群對子女教育期望的影響，得到原 住民子女教育期望顯著低於漢人.27(b=-.27)，整體的 R²模型解釋力有.02。

在模式三控制了社經背景後，整體解釋力 R²為.13。原住民父母期望顯著低於漢 人.15(b=-.15)，而低於模式二，所以可推知原漢族群的父母教育期望差距是受到 社經背景的影響，在控制了社經背景後，原漢族群的父母教育期望差距就降低了；

父親(b=.05)、母親(b=.05)的教育程度顯著正向影響父母教育期望，表示父母親的 教育程度會影響父母教育期望的高低；家庭收入(b=.02)也會正向顯著影響父母教 育期望，表示家庭收入的高低也會影響父母教育期望的高低。

父親(b=.05)、母親(b=.05)的教育程度顯著正向影響父母教育期望，表示父母親的 教育程度會影響父母教育期望的高低；家庭收入(b=.02)也會正向顯著影響父母教 育期望，表示家庭收入的高低也會影響父母教育期望的高低。