筆者首先以班級為分析單位，初步探討班級社會資本對班級整體學習表現的 影響（參照表五），這部分採取複迴歸分析。接著，在將分析層次調整為學生，藉 此控制學生個人的社經背景，釐清班級會資本是否有獨立於個人社經背景以外的 效果（參照表七），這部分則使用 HLM。
首先在班級層次的分析上，由於無法控制個人的社經地位，故只能控制班及 的平均社經地位與同質性。依模型 3A，可以發現家長緊密但親師鬆散的班級，其 整體學習表現並沒有顯著地高於缺乏社會資本的班級，且在模型 3B 控制班級的平
均社經地位後，係數也只剩不到一半，由 0.094 降到 0.038。相反的，有建立親師 關係（係數=0.061，p<0.01），或者同時建立親師與家長關係的班級（係數=0.135，
p<0.001），都有較優秀的學習表現，且在控制班級的平均社經地位後，係數只有略
為下降，兩種班級社會資本對學習表現的幫助仍然顯著。總結來說，只有建立家 長關係但導師被排除在該家長網絡的班級，整體學習表現並沒有明顯優於缺乏班 級鬆散的狀態；至於只有親師關係但家長彼此疏離的班級，整體學習表現卻明顯 較高，由此可初步判斷親師的連結或許是提升班級整體學習表現的關鍵。
模型 3C 控制班級家長社經地位同質性，發現此控制變項並不影響班級社會資 本的效果，但該控制變數本身卻對班級整體學習表現有顯著影響，班級家長同質 性越低，似乎有助於提升班級的整體學習表現。只是，模型 3D 同時控制班級家長 的平均社經地位與社經地位同質性後，同質性的效果就不再顯著。從資料來看，
由於班級家長教育年數的平均數與標準差顯著正相關（相關係數=0.342，p<0.001）， 又標準差對班級整體學習表現的效果在控制平均數之後就消失，這裡顯示兩種可 能。其一，班級家長社經地位同質性與學習表現的關聯則是虛假相關，關鍵在於 平均社經地位。另一種可能是平均社經地位與社經地位同質性存在交互作用，所 以進一步執行模型 3E，但兩者的交互作用項並不顯著。由此可以推測，對於全班 整體的學習表現而言，家長的平均社經地位才是關鍵，而非同質性。
最後，筆者用模型 4A 初步判斷班級社會資本對學習表現的幫助，是否會因班 級家長的社經地位組成狀況而改變。從模型 4A 中可以發現，只有班級家長同質性 與同時建立親師與家長關係的班級，其交互作用項才達到顯著水準。初步來看，
在班級緊密的狀態中，班級家長異質性會顯著提升學習表現。這或許能連結到異 質性社會資本的相關討論，但非本文主旨，故不在此在探討
以上的分析都以班級為分析單位，所以無法排除個人社經地位的干擾。準此，
本文執行以個體為分析單位的 HLM 分析，以同時控制不可觀察的隨機班級因子以 及學生個體的社經地位。
為判斷資料是否適合使用 HLM，筆者先以學生為第一階層，而班級為第二階 層，執行無限制模型，並將分析結果整理於表六。HLM 的表示為：
Level-1 Model 個人層次
， Level-2 Model 班級層次
， Full Model
：應變數，第 班中，第 位學生的國三綜合 分數。
：班級的截距項，由整體模型截距項 和班級的隨機效果 組成，
代表第 班中，學生的國三綜合 平均分數。
：全部班級學生的國三綜合 平均分數。
：階層一的隨機效果，假定為常態分配。
：階層二的隨機效果，假定為常態分配。
根據最大概似的估計結果，所有班級學生的國三學習表現平均值的估計值是 0.729，
標準誤為 0.021，95%的信賴區間為[0.687, 0.771]，而班級間的差異達到顯著水準
（p＜0.01），代表不同班級的學生在國三的學習表現上有顯著差異。其內在組別相 關係數(intraclass correlation coefficint)為：
顯示國三學習表現的變異，有 26.4%來自班級的隨機效果。來自組間的變異高於一 般認定可進行多層次研究設計的 5%，可認為樣本間不獨立的問題存在，而適合用 多層次分析(Goldstein et al. 2002)。
在此，筆者也進行初步比較，觀察以班級為第二階層，或者以學校為第二階 層，何者可能較為適當。筆者發現，若不以班級，而改以學校作為第二階層時，
國三學生的綜合 IRT 分數變異，來自學校的隨機效果只有 20.7%，小於班級層次的 隨機效果（26.4%）。從結果來看，班級似乎更適合用來作為分組變數，但班級同
時受到學校影響，所以筆者更進一步執行三階層的 HLM 分析，以釐清班級是否有 獨立於學校以外的效果。從表六的三階層模式中可以發現，學校的變異量雖大於 第二階層的班級，但班級仍然有大於 5%的獨立隨機效果，顯示班級仍是值得分析 的層次。
筆者主張，班級社會資本存在時，家長間和親師間可能會交換教育和教養的 訊息、資源、價值和規範，並有利於學生的學習表現。表七以三個模型檢驗班級 社會資本的效果。模型 3F 在控制班級隨機效果後，以班級社會資本虛擬變項（對 照組為缺乏班級社會資本的班級）預測學生的學習表現。接著，為釐清班級社會 資本的效果是否是來自個別家長的社經資源，模型 3G 加入個人層次的控制變項
「個別家長的教育年數」。最後，將班級社會資本虛擬變項和個別家長的教育年數 中心化後，製作交互作用項加入模型為模型 4B，藉此檢驗班級社會資本對學習表 現的效果，是否會受到個人的社經背景的調節。
三個模型的表示式如下（省略控制變項與交互作用項）：
Level-1 Model 個人層次
， Level-2 Model 班級層次
， Full Model
：應變數，第 班中，第 位學生的國三綜合 分數。
：班級的截距項，由整體模型截距項 和班級的隨機效果 組成，
代表第 班中，學生的國三綜合 平均分數。
：全部班級學生的國三綜合 平均分數。
：第 個自變數的係數
：自變數，為班級社會資本的虛擬變數（以班級鬆散狀態為對照組）
：階層一（學生）的隨機效果，假定為常態分配。
：階層二（班級）的隨機效果，假定為常態分配。
既有文獻在談社會資本的時候，大部分都是強調社會資本的正面效果，但也 有少數文獻指出社會資本的負面效果。筆者用親師關係和家長關係將班級的社會 資本狀態粗分成四個象限，包括缺乏社會資本的班級鬆散狀態，和親師間、家長 間都存在社會資本的班級緊密狀態。這兩種班級對學生學習表現的預測相對容易，
但家長緊密和親師緊密的這兩種狀態，就相對難解釋。
若將台灣的老師算是中產階級，那家長緊密的狀況，就可能發生在班級家長 多是教授、醫生等高階級時，家長間熟識，而導師成為家長們監督、打擊的對象，
老師只是普通的中產階級而無法順利加入家長間網絡。另一種狀況是親師緊密，
老師控制所有家長，但家長間沒有來往。這可能是家長並不積極（在 Lareau 的觀 點中，低階級家長較可能如此），也可能家長很忙，但導師很認真連繫家長，經營 與個別家長的關係，這種班級的導師將親師關係控制得很好。
為檢驗三種班級社會資本狀態對學生學習表現的影響，並處理不可觀察的班 級隨機效果，筆者設定模型 3E。被解釋變數為學生個人的綜合 IRT 分數，解釋變 數為班級社會資本虛擬變項。根據表七的模型 3F，三種班級社會資本的狀態，都 有助於提升學生的學習表現，假說 3-1、3-2 和 3-3 都得到支持。此外，可以發現 班級緊密狀態的班級社會資本對學習表現的幫助最強（係數=0.113，p<0.001），家 長緊密狀態次之（係數=0.075，p<0.05），幫助最小的是親師緊密狀態（係數=.049，
p<0.05），但仍然達到顯著水準。
不過，因為班級平均社經地位可能同時與班級社會資本以及學生的學習表現 正相關，為了檢驗班級社會資本與學習表現是否為虛假相關，筆者於模型 3F 控制 個別家長的教育程度。控制後，家長間社會資本對班級學生的幫助減少，且不再 顯著（係數=0.058，p>0.05），但班級緊密和親師緊密的班級社會資本，對學習表 現的幫助仍達到顯著水準，係數只有些微減少（依序為係數=0.106，p<0.001；係 數=.045，p<0.05）。可以推測：當家長教育程度相同時，只有家長間社會資本，對 學生的學習表現沒有顯著的幫助，家長間社會資本對學習表現的幫助可能是虛假 相關；相對的，同時發展親師間及家長間的社會資本，或者只發展親師間社會資
本，都可以顯著提升學生的學習表現，對學習表現的幫助是獨立的效果。所以總 結來說，假說 3-1 和 3-3 得到支持，3-2 則否。
在此，一方面可以說，家長緊密的班級的學生表現較好，是因為這種班級的 家長本來就有不錯的社經條件。參考表二的模型 1，班級平均學歷對於形成家長緊 密狀態的班級社會資本，勝算比最大，可以說家長的高社經地位，同時有助於家 長間熟識以及子女的學習表現。準此，低社經地位的學生縱使身處家長緊密的班 級中，該班級的家長間社會資本，可能也無法對低社經地位的學生產生明顯的幫 助。
另一方面，班級緊密和親師緊密這兩種班級社會資本的狀態，這兩種班級社 會資本狀態都存在親師的連結，且其對學生學習表現的幫助即使在控制個人社經 背景後仍達到顯著水準。這代表即使低社經地位的學生缺乏家庭的奧援，但家長 若能與導師熟識，那班級社會資本仍可為學習表現的資源。
模型 4B 是檢驗班級社會資本對學生的幫助，是否會受到學生個人的社經條件
模型 4B 是檢驗班級社會資本對學生的幫助，是否會受到學生個人的社經條件