第四章 結果與討論
第三節 背景變項透過參與補習對學業成績影響之因果機制
壹、影響學業成績因素迴歸分析
由表8 的學業成績迴歸分析，可看到影響台東縣國中二年級生學業成績的 因素。模式一未控制其他變項，原住民學業成績低於漢人12.77 分（b= -12.77），
整體模型解釋力（R2）就有.095。在模式二加入其他背景變項後，原住民學業 成績比漢人低6.47 分，縮減了一半，原漢成績不同，部份可歸因於原漢在其他 背景變項之不同；而其他背景變項的影響，女生顯著較男生成績高6.29 分；一 般非原住民鄉鎮的學生成績顯著比台東市低 2.79 分；父親教育程度越高（β
=.13）、母親教育程度越高（β=.14）、家庭收入越高（β=.06）、兄弟數越少（β
= -.09），學業成績顯著越高；與父親職業勞動工人相較，父親為上層白領、基 層白領、農林漁牧人員、買賣服務人員者學業成績分別顯著高出9.03 分、6.50 分、2.47 分、2.23 分。模式二 R2提高到.275，姐妹數對學業成績的影響則不顯 著，從模式二與表5 可看出，原住民在就學一般非原住民鄉鎮的百分比高於漢 人，父母教育程度、父親職業、家庭收入不如漢人，兄弟數多於漢人，導致原 住民成績不如漢人。
模式三再控制了才藝補習項數與學科補習項數，才藝補習項數的影響不顯 著，學科補習項數對學業成績有正向影響，β值高達.36；原住民學業成績比漢 人低3.77 分，比模式二又縮減了將近一半；這顯示：原住民學業成績較漢人差，
原住民參與學科補習項數較少是重要原因。此外，男女生成績差距縮小，但女 生成績仍顯著高出男生 5.36 分（b=5.36）；一般非原住民鄉鎮學生與台東市學 生成績的差異變得不顯著，不過關山、池上學生成績變得顯著比台東市學生低 2.44 分，差異變得顯著；父親教育程度越高（β=.10）、母親教育程度越高（β
=.11）、兄弟數越少（β= -.08），學業成績顯著越高，不過影響都縮減了；與父 親職業勞動工人相較，父親為上層白領、基層白領者學業成績顯著高出7.25 分、
4.88 分，不過差距都縮減了，而農林漁牧人員、買賣服務人員與勞動工人的差
距都變得不顯著，不過大致有父親職業越高，學業成績越高的現象。家庭收入 也對成績的影響變得不顯著，姐妹數的影響仍不顯著；R2提高到.380。在控制 學科補習後，大多背景變項的影響都縮減，有些還縮減許多，這些背景變項對 學業成績的影響，很可能以學科補習為中介，下一節將做進一步分析。
在模式四，分析是否參與各項才藝、學科補習對學業成績的影響。與未參 與補習者相較，參與校內課輔者顯著高出5.64 分，參與校外補英文者成績顯著 高出8.59 分、參與校外補學科者成績顯著高出 6.70 分，參與家教的影響則不顯 著，當可歸因於參與家教者太少（見表7）；參與各項才藝補習對學業成績的影 響也不顯著。與模式三相較，R2略為提升到.386，其他背景變項的影響則沒多 少變化。
最後在模式五，可看到，與沒補習者相較，補1-5 小時者成績高出 5.99 分，
補6-10 小時者成績顯著高出 13.30 分，補 11-15 小時者成績顯著高出 15.59 分，
補16 小時以上者成績顯著高出 11.25 分，補習時數對學業成績影響先升後降。
R2為.345，對學業成績的解釋力，比不上模式三、四。隨後對背景變項直接影 響成績的假設檢證結果之探討，將根據模式三、四。
模式三學科補習項數對學業成績的影響（β）高達.36，比台灣地區補習項 數對教育成就影響（孫清山、黃毅志，1996；陳怡靖、鄭燿男，2000）高出許 多。這是否為台東地區的家庭社經背景最低，特別是父母教育程度最低造成的？
台東地區國中生學科補習項數對學業成績的影響很大，很可能台東地區國中生 的父母，大部份為高中職以下教育程度，低教育程度的父母較沒有能力協助、
輔導子女學業上的問題，因此在參與校內課輔、校外補英文、校外補學科對學 業成績的效果很大；而父母教育大專以上者，較有能力協助、輔導子女學業上 的問題，學科補習對學業成績的影響，其子女參與補習的效果小；台東地區父 母教育程度較低，也許就是學科補習項數對學業成績影響β值，高達.36 的原因。
表 8 影響學業成績因素迴歸分析
（b=7.10）與β值（.39）均高於母親教育大專以上者許多（b=4.22，β=.25）；
30.26* 34.03* 30.60* 30.66*
.347 .248 .356 .260
常數 R2
N 1814 254 1814 254
說明：*表 p＜.05
貳、背景變項對學科補習影響迴歸與邏輯迴歸分析
本節以迴歸分析探討背景因素對參與學科補習的影響，由表10 學科補習項 數模式一，看到原住民較漢人參與學科補習的項數少了.69 項（b= -.69），β值 高達-.31，R2為.097。模式二控制其他變項後，原住民比漢人參與學科補習的項 數較少（b= -.40），b 值降低了將近一半，原漢參與學科補習項數不同，部份可 歸因於原漢在其他背景變項之不同；女生比男生參與較多的學科補習（b=.12）；
就學一般非原住民鄉鎮學生比台東市學生參與較少的學科補習（b=-.27）；母親 教育程度越高（β=.08）、家庭收入越多（β=.14）、姐妹數越少（β= -.05），
參與學科補習項數越多；與父親職業勞動工人相較，大致而言，有父親職業地 位越高，補習項數越多的現象；父親為失業者（b= -.14），參與學科補習項數則 低於勞動工人子女。R2提高到.216，不過父親教育程度、兄弟數對學科補習項 數影響不顯著。原住民在就學一般非原住民鄉鎮的百分比高於漢人，母親教育 程度、父親職業、家庭收入不如漢人，姐妹數多於漢人，導致原住民參與學科 補習項數不如漢人。
表 10 背景變項對學科補習項數影響迴歸分析
市學生（b=.58）；其他變項的影響都不顯著，R2只有.061。
在校外補英文方面，模式一顯示原住民參與校外補英文的機率比漢人少
（b= -1.71），R2為.118。模式二控制其他變項後，原住民比漢人參與校外補英 文的機率仍較少（b= -1.00），但差距縮小將近一半，原漢參與校外補英文機率 不同，部份可歸因於原漢在其他背景變項之不同；而就學原住民鄉（b= -1.69）、
一般非原住民鄉鎮的學生（b= -.76），參與校外補英文的機率低於台東市學生；
母親教育程度越高（β= .17）、家庭收入越多（β= .16）、兄弟數越少（β= -.08）、 姐妹數越少（β= -.11），參與校外補英文的機率越高；就父親職業而言，大致 有父親職業越高，參與校外補英文機率越高的現象。R2達.271，其他背景變項 的影響則不顯著，原住民在就學原住民鄉，一般非原住民鄉鎮的百分比高於漢 人，母親教育程度、父親職業、家庭收入不如漢人，兄弟數、姐妹數多於漢人，
導致原住民參與校外補英文不如漢人。
在校外補學科方面，模式一顯示原住民參與校外補學科的機率顯著比漢人 少（b= -1.86），R2為.126。模式二控制其他變項後，原住民比漢人參與校外補 學科的機率仍顯著較少，但影響已減弱許多（b= -1.17），原漢參與校外補學科 機率不同，部份可歸因於原漢在其他背景變項之不同；而就學原住民鄉（b=
-1.47）、一般非原住民鄉鎮的學生（b= -1.03），參與校外補學科的機率顯著低於 台東市學生；父親教育程度越高（β=.11）、母親教育程度越高（β=.16）、家 庭收入越多（β=.11）者，參與校外學科補習的機率顯著越高；父親為買賣服 務人員者（b=.42）參與校外學科補習的機率顯著高於勞動工人子女，父親為失 業者（b= -.73）參與校外學科補習的機率顯著低於勞動工人子女。R2達.280，
其他背景變項的影響則不顯著。原住民在就學原住民鄉，一般非原住民鄉鎮的 百分比高於漢人，父親教育程度、母親教育程度、父親職業、家庭收入不如漢 人，導致原住民參與校外補學科不如漢人。
表 11 背景變項對中介變項之邏輯迴歸分析
本研究分析背景變項參與補習與學業成績的關連，所假設1-2、1-3、2-2、
2-4、2-7、3-1、3-2、3-4、3-6，得到支持，假設 2-3、3-3 大致得到支持。以下 對未得到支持的假設做說明與討論：