臺灣地區高中∕技職分流與教育機會不均等性之變遷

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臺灣地區高中/技職分流與教育機會不均等性之變遷

臺灣地區高中/技職分流與

教育機會不均等性之變還

陳怡靖

【摘要 1

先前陳怡靖、鄭燿男 (2000 )的研究發現，出身背景好的人之所以

有較高的教育年數，是因其社會資本、財務資本‘文化資本較高所致 c

此發現為背景因素對教育年數的影響找到重要解釋。本研究進一步分析這三個資本對於園中後的升學情況(包括是否升學、升學後讀高中或是技職)是否也具有解釋力。結果發現，背景變項對國中後繼須升學的機率有影響，但對升學後讀高中或技職)lU 影響不大。而背景因素對升學機

率的影響，是透過社會資本、財務資本的中介作用所致， Colem間的社

會資本論及財務資本論得到進一步發宵。至於文化資本，本研究發現其

對園中後的升學機率影響並不顯著， Bourdieu 文化資本論的適用性是值

得再探討的同題。本研究結果進一步證明﹒無論背景因素或是中介變項，都是對函中後的升學機率有影響，至於升學後是讀高中或技職則影響大都不顯著 G 另外，先前棟鄭研究透過分析各年代背景變項對於園中以上教育年數的

迴歸係數 β 值的變化，而發現臺灣地區民眾接受園中以上教育年數的教

育機會不平等性是隨年代的力口增而先升後降。本研究進一步分析各年代

的整體園中後升學機率，分別為 74%

' 69% ' 86%

'以第二組年代的升學

機率最接近 50% '教育機會也最不均等;而根據邏輯過歸係數β 值的分

析結果，發現臺灣地區民眾教育資源分配之不平等性並沒有明顯一致的

變化趨勢，前述受教育年數的機會不平等性之變遷，並非受教育資源分

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教育研究集刊

2001 • 7 •

47 輯，頁 253~282 配不平等性的影響，而主要是受到整體升學率不同的鉅視結構影響，在

升學率最接近 50% 時，受教育年數的教育機會最不均等。

關鍵字:高中/技職教育分流、教育機會不均等性之變遷、教育資源分配不

平等性

去灣地區高中/技職分流與教育機會不均等性之變遷

盒、敢言

過去國內有關教育取得的機會不均等性之研究中，大多以學業成績或是受教育年數所代表的教育成就來作為依變項，企圖了解個人在教育取得的機會上，是否受到背景因素的影響，而使教育取得的機會不均等(黃毅志，

1990

;童話小夸.

1992

;林義男，

1993 ;

I則台靖、鄭燿兒， 2000) 。不過，學

生階段的學業成績不一定能代表後來的受教育年數，較難洞悉成年民眾的教育機會不均等問題，因此，研究背旻對教育年數的影響成為了解成年民眾教育取得機會是否均等的重要研究取向。這 11面的研究，在多位學者的努力下已彙集不少研究成果(孫清山、黃毅志，

1996

;陳恰靖、鄭燿男，

2000)

其中，陳怡靖、鄭燿兒 (2000 )的研究﹒「臺灣地區教育階層化之變遷J 把深其社會學理論意涵的Coleman社會資本論、財務資本論以及Bourdieu文化資本論等三億理論同時納入教育取得研究，以1997年社會變遷調查的全國性樣本作分析，來檢證這些理論對臺灣民眾教育年教取得的解釋力;發現臺灣民眾的個人背景因素對教育年數的影響，是透過四億中介變項的作用:家庭社會資本、補習教育、幫家裡做工賺錢以及家庭文化資本。換句話說，背景好的人之所以有較高的教育成就，是因為其家庭社會資本較高，財務資本(包括補習教育、幫家極做工賺錢)較高，文化資本較高所致;而且背景因素對

教育年數的總影響 (R

2

_{) ，是隨年代的變遷而先增後降。}

陳鄭的研究為背景因素對教育年數的影響找到重要解釋，也為畫畫灣民眾取得教育年數的機會不平等性找到了重要的原因;不過眾所周知，要取得最後的教育成就，必須經過許多道層級不向的學校教育才行。以取得大學文憑而言，須經過國小、函中、高中等等，是否每一倍段都符合機會均等約原則

呢?自民國57年9年國教實施以後，人人都要接受義務教育直到圈中畢業，園

中以前的教育機會應該是均等的。可是閩中畢業後升高中或屬於技職學校的高職、五專'是否能不受背景因素影響，大家機會均等呢?即使進一步升學的機會能夠均等，但升學後是就讀高中或是技職學校，是否也符合機會均等原則?而讀高中或技驗對於未來的教育年數又有多大影響?陳鄭的研究為背景對教育年數的影響找到了重要解釋，然而他們用來作解釋的社會資本、財

務資本與文化資本概念，是否也可以用來解釋園中後的升學機會以及教育分

流呢?而這些概念的解釋力是否又隨年代不同而有所變遷?這是本研究亟代

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47 輯釐清的問題。

武、文獻探討

一、教育分流與教育機會不平等性的相關研究

在教育的過程中，為了達到「因材施教」、「適性教育 J 因此在制度上，有所謂「教育分流」的措施，使每個學生可以依照自己的興趣、專長及能力來選擇學校，接受過性教育，以便將來在社會上能夠「各盡其才 J 0 由於教育分流的用意在此，因此學生經由教育分流之後，在不同體系的學校所接受的課程內容以及教育目標也就有所不同 (Adams ， 1988) 。美國教育分流的實施，在中等學校是採取修課、修學分的方式，而不是以學校來區分，換句話說，他們是將課程區分為「學術的」以及「職業的」兩類來讓學生選修。而我國則是直接以學校作為分流的靈賄，在國中之後分別有普通高中以及技戰學校(包括高中職業科、高職以及五專)兩種體制。而這種分流主要是建立在兩種不同取向的教育目標上，一為學街取向，另一則為技術取!詞，高中的教育宗旨是為繼續升學(進大學、研究所)作準備。而技職學校民日旨在培養職業技能以準儷「就業 J (林大森， 1999) 。由於高中/技職的教育目標不筒，因此讀高中者在繼續升學的流程上會最有利，這在章英華等人( 1996) 的研究中也獲得證實，他們發現:即使背景相同，高中畢業者進入大學約機率較高職畢業者高出許多，而且這種情形並未隨年代變遷而趨緩。自上所述，園中以後的教育分流會影響個人最後的教育成就，那麼是否不同出身背景者在這個階段的分流選擇上都具有相同的機會呢?根據過去的戶些研究指出，背景較好者讀高中的可能性較高，背景較差者續高職、五專的可能性較高(楊瑩，

1995

;章英華等， 1996) 。林大森( 1999) 的研究更進一步把背景因素對圈中後是否升學，以及升學後讀高中或高職受到哪些背景因素的影響分別作分析，結果發現﹒家庭社經地位越高，子女在國中畢業後升學的機率越高。而男性、外省人、出生地越都市化以及越晚出生者，區中畢業後升學的機率也越高;可見背景因素的確強烈地影響到升學機會。至於升學後是讀高中或高驗，則只有出生年次達到顯著，亦即越晚出生者，越臺灣地區高中/技戰分流與教育機會不均等性之變遷偏向於就讀高職。由此可知﹒就臺灣地區民眾的教育機會而言，能不能升學才是機會不平等性的路鍵，受背景囡素影響很大;至於升學後是續高中或高職，則背景因素影響較小。這個結論亦與章英華等(

1996

)的研究結果相當 -致。由於上述這些研究都只分析了背景區素對進入何種教育分流的影響，並沒有更進一步找出背景因素究竟是透過何種機制而影響到所進的教育分流，換句話說，中介變項並未被納入分析。而根據近年來的一些實徵研究發現， Coleman 的社會資本論、財務資本論以及 Bourdieu 文化資本論對於臺灣民眾的教育成就，包括教育年數以及國小學童學業成績，都具有相當的解釋力(陳建志，

1998

;巫有籬，

1999

;陳恰靖、鄭燿男，

2000)

，有鑑於此，本研究也以這三個資本論作為中介變項，看看背景對升學機會以及教育分流的影響，是否為透過此三個資本的中介影響所致。

二、教育擴充與教育機會不均等性變遷之鉅說結構分析

臺灣早期的經濟活動是以農業為主，60年代才開始發展工業，由於當時發展的工業是以勞力密集，專門技f1，;j性不高的工作為主，因此創造了許多就業機會，經濟也迅速發展起來。民團64年政府推動「六年經濟建設計章」希望能讓「勞力密集工業」逐漸向「資本與技術密集工業J 發展; 80年代工業發展逐漸轉型、升級，漸漸走向高資本、高技銜的工業以及服務業;到了民國80年，服務業占臺灣產業結構的54.0悶，超越工業的43.32%而成為臺灣重要的經濟活動(林生傳，

1994

;李碧涵，

1995)

隨著經濟發展，國民所得提高，民眾負擔子女教育費用的能力也相對提升;在「萬般皆下品，唯有讀書高」的傳統觀念之下，民眾既然有能力負擔學費，對教育的需求聲浪自然越來越高，使得政府不得不順應民意，不斷地進行教育擴充。自民國57年開始實施九年國教，將義務教育延長為九年(陳奎窘，

J990)

，把初中聯考廢除，升學考試延後到高中職的入學關卡。自此以後，由於政府不斷的從事教育擴充，民眾的升學層級也跟著不斷的往上提升。直到民國59年以後，高等教育如大專及研究所的就學率，才開始減緩上升的幅度(羊億蓉，

J994a

;黃設志， 1994) 。但是到了民國75年，高等教育又凋始擴充，政府積極增設公立大學院校，開放私人設立大學，核准合絡的專科學校改制為學院(章英華等， 1996) 。民國75年的大學院校校數為105所， 85年變成 J37所(教育部統計-處，

2001a)

;民國86年又將一些技街學院、專

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教育研究集刊

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47 輯科學校升格為科技大學(沈嫻鄉，

1998)

;為因應學子所需，政府不但陸續增設公私立大學院校，也不斷擴充招生約名額，使大學錄取率不斷上升;從

民國75年到85年這段期間，大學聯考的報考人數，十年來增加了

14，270人，

而大學日閻部的錄取率也從75年的30.66%提高到85年的49.24% '十年來上升

了 18.58個百分點(教育部統計處'2001b) ，這段期間，可以說是我國高等教育擴充最迅速的階段。至於技職教育的部分，由於民國55年政府開始執行所謂的「人力發展計畫 J 該計畫的主要目的是企圖透過教育和訓練，使得我國成為工業化的國家(羊億蓉，

1994b)

，強調人力發展必須以「就業市場的需要」為導向，自此把職業教育視為規劃的重點。而由於民國50幾年當時臺灣的產業結構是以勞力密集，技術不高的工業為主，為了配合就業市場的需求，政府開始大量擴充高職教育。自民國56年隱始，逐年有計葷的調整高中/職校學生的比率，可參表l 表 1 1967年至2000年高中/高職學生人數比率表

年

代高中/高職學生人數比

_年

代高中/高職學生人數比 1967年

6'4

1993年

3.2 ' 6.8

1970年

5 ' 5

1995年

3.3 ' 6.7

1975年

4'6

1996年

3.4' 6.6

1981 年

3.3 ' 6.2

1998年

3.9 ' 6.1

1986年

3.1 ' 6.9

1999年

4.1 ' 5.9

1987年

3.2 ' 6.8

2000年

4.4' 5.6

1991 年

3.1 ' 6.9

背料來源羊憶蓉(l 994b) .教育部統計處(

200])

也表 l 可知，高中對高職的比例從56年的6;4到 70年的3 .3

;

6.2

'而且自

70學年度以來，

主維持在3; 7左右，完全實現了「第四期人力發展計畫J

所提的高中職比例為3

:

7的建議(邱兆偉， 1983) 。而工業類專科學校也在

民國50年代中期至60年代初期作有計畫的擴充，直到60年代才減緩五專的成

長(羊億蓉，

1994b

)。經過政府這些政策規劃及推動，造成我國的職業教

育迅速的大量擴充。不過近年來，高中/高職3: 7的比例又有了改變，

1998

年高中/高職的比例已變成 3.9

: “ ,

1999年及2000年的比例則分別為4.1

:

臺灣地區高中/技職分流與教育機會不均等性之變遷 5 夕，

4 .4 :

5.6 。由數據看來，高中生的人數逐漸又多了起來，這可能與政府積極擴充高等教育有闕，尤其在 1997 年之後，將許多技術學院、專科學校等都升格為大學，造成高等教育入學機會提升，在 1995 年，大學日閻部錄取率為44.31%

'

1996年提高為49.24% (教育部統計處 '2001) ，連帶使得對升學具有優勢的高中就讀比例也提高了。經濟不斷發展，教育迅速擴充，使人們受教育的機會大增，是否教育機會就會趨於均等呢?國外Treim閉，

Lin

&

Yauger以及國內黃毅志 (1989

;

1992a) 都會針對結構面教育擴充對教育取得的影響作探討。 Treiman 以結構功能論的觀點提出工業化論 (Thesis

of

industrialism) 的假設，其中假設C 是「社會越工業化，父親職業(象徵家庭背景)對兒子教育的影響越小」他認為隨著社會的工業化，政府對教育的公費資助制度越健全，子女受教育越不需要依賴父親的財務，因而背景的影響會變小。可是Treiman並沒有考慮到教育擴充可能會提高機會不平等性的問題(黃毅志，

1992a)

0

Li

n

&

Yauger 則根據四個國家的跨國比較研究的發瑰，提出修正的假設，認為「社會工業越發達，父親職業對兒子教育成就的影響越大」。函為早期教育機會少，無論背景好的或不好的，都沒什麼機會升學，背受影響不大;但隨著社會工業化，教育擴充，背景好的人先取得升學機會，固而背景影響變大。

Li

n

&

Yauger已考慮到教育擴充的認題， m並沒有進一步去考慮到:當教育擴充到人人都可升學時，背景的影響可能會降到最低(黃毅志，

1992a)

0 基於此，黃毅志 (1990

;

1992b) 在探討臺灣民眾教育取得過程時，把將各級學校的教育擴充情形列入討論，結果發現.在經濟發展與教育擴充的過程中，家庭背景對各級教育升學機會的影響將先升後降呈現倒U 型。亦即在總體升學率近乎o (大家都然法升學) ，或接近 1 (大家全部都升學)縛，但人背景菌素的影響最小，機會最均等;當升學率為 0.5左右時，背景好的升學機會大，背景差的則機會仍有限，背景因素的影響最大，機會最不均等。上述研究主要是以個人背景因素對受教育年數的影響，即迴歸f系數 β{畫來代表教育機會的不平等性，目的在分析鉅稅面的教育擴充對微稅面的個人教育取得教育機會不平等的影響。不過Mare認為鉅視結構詣的教育擴充是機會不平等性研究的 f 干擾因素 J 教育年數約過歸係數 β 值，會受教育擴充之整體升學率影響，而邏輯過歸係數 β 值能剔除教育擴充的影響，而不受干擾，必須運用能將結構效應剔除的邏輯迴歸分析背景對升學率的影響，才能得知真正的「機會不平等性 J (黃毅志， 1996) 。為了回應Mare的這種說法，

黃毅志( J992b) 建構了一個數理模型，恩來分析不同統計方法的參數意義，

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47 輯結果得到的結論是:背景區3素對「教育年數 J 或是「升學率百分比」的影響，才能真正代表接受教育機會的不平等性。 Mare所強調的邏輯迴歸係數，雖然不能代表機會的不平等性，但它代表的 r 教育資源分配的機會不平等性 J ' 如不同家庭所能負擔學費的能力不格等，所能造就學生的學業成績也不同，仍會對教育機會造成影響，是結構性教育擴充以外，影響教育機會均等的重要因素，因此邏輯遮歸係數仍有其特殊的價值(黃毅志，

1996)

綜合上述，我們可以發現，在從事教育機會不平等性的研究分析時，應該採取二億取向的研究來作探討: (一)以個人背景對教育年數的j]g!歸係數β 值來代表教育機會的不平等性，這包含了結構因素的效果。 (=l以邏輯迴歸來分析背景因素對升學率的影響，此邏輯迴歸係數代表教育資源分配的機會不平等怪，這已剔除結構因素的效應。經由這兩種取肉的分析，才能清楚的了解教育階層化的變遷情形。而根

據黃毅志( 1995) 以 1992年社會變遷資料將年齡分組作比較，來探討變遷趨

勢所作的迴歸分析顯示，華灣地區民眾教育年數受個人背景因素的影響越來

越小，教育機會不平等性下降。而且不平等性下降的原因，乃是由於中小學教育全面擴充，到最近幾乎所有背景者都能唸到高中職，大幅降低中小學教育的機會不均等性;而大專的教育機會提升緩慢，機會不平等位沒多大變遷，因此上中小學的教育機會不平等性之變遷就決定了個人受教育年數的機會不平等性之變遷，教育機會不平姓也就呈現下降的趨勢;至於背景因素對升學率的邏輯迴歸分析則顯示，教育資源分配的機會不均等性可說沒多大變遷，這不能解釋受教育年數的機會不均等性的機會不均等性之下降。以上黃毅志(1995) 的研究所運用的分析資料較舊，而且也沒有納入中

介變項作分析。陳怡靖、鄭燿男(2000 )的研究以1997年的社會變遷資料將

年齡分組作分析，雖發現隨著國初中畢業後的升學率提高，背景因素對畢業

後的受教育年數之總影響(R

2

_{)先增後滅，在升學率最接近0.5的時代，影響}

最大 o 不過這只分析了前述取向一，可以說研究並未周廷。本研究延續陳鄭的研究，進一步以邏輯迴歸來分析背景因素對園中以上繼續升學的升學率的影響，看看臺灣民眾受教育年數的機會不平等性之變遷是受到升學率改變的鉅視結構變遷影響，還是受到教育資源分配不平等性的變遷之影響，在此分

析中，並加入了社會資本、文化資本以及財務資本這三個中介變項，力求周

延。臺灣地區高中/技職分流與教育機會不均等柱之變遷

三、理論模型與研究假設

本研究依據相關遑論及文獻探討(詳見陳恰靖、鄭燿男，

2000)

，擬訂因果模型圖如下﹒ 圓 1 本研究民果模型圓圖 l 的背景變項包括父母教育、父親職業、性別、籍貫、出生年次、居住

地、兄弟姊妹人數等;依變項包括圈中以上教育年數與閩中後的升學情況，

升學情況並分成三類:園中畢業後讀高中，或是讀技職學校(包括高中職業科、高職、五專) ，以及沒有升學等三類。模型中的中介變項有三個，第一是家庭內社會資本，根據Coleman

( 1988

)的說法，父母對子女的教育期望以及在有關教育事項上的親子互動

越頻繁，表示家庭內的社會資本越高，越有助於提升子女的教育成就。因此

本研究的社會資本就包括父母對子女的升學期望、教育投入及鼓勵、親子互

動、親師互動等內容。第二是文化資本，指的是 Bourdieu (1973) 所謂的「形

式文化 J

(f

ormal culture)

，亦即對上層菁英文化(如藝街品味及言行舉止)

所能夠掌握的程度。擁有越高的文化資本，越能得到中上階層人士(含教師)

的喜愛，而有助於教育成就及職業取得;本研究以參叡音樂會、演奏會、畫畫

展、博物館等活動作為文化資本的內容。第三是財務資本，指的是物質資源，

Coleman

(1988) 認為父母透過財富的運用可以幫助子女學習:例如摹灣處

行的精習，便是父母花費在提升子女教育成就的好例子;反之，若家庭經濟

不好，子女需要幫忙做工賺錢而影響其課後複習時問以致於學業不利的，便

是財務資本不足而影響教育成就的反面例子。因此本研究的財務資本也就包

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47 輯

括梅習環數以及求學時是否幫忙家裡做主賺錢等內容。

由於過去國內外有許多研究顯示:家庭社會資本越高，對教育取得越有

利 (Muller，

1998; Hao

&

Bruns

,

1998

;巫有鐘，

1999

;陳恰靖、鄭燿男，

2000)

;文化資本越高，對教育取得越有利(DiMaggio，

1982; Wong

,

1998

;陳怡靖、鄭燿男，

2000)

;財務資本越高，對教育取得越有利

(Lockheed

&

Fuller

,

1989; Swanson

&

Schneider

,

1999; Guo

&

VanWey

,

1999

;孫清山與黃毅志，

1996

;陳怡靖、鄭燿男， 2000) 。因此，我們預期

這三項資本會對園中後的升學情況有所影響;亦即擁有這三項資本越多者，函中畢業後升學的可能性經高，且越可能就讀一般認為較有成就，未來出路較佳的高中會進而提高其園中以上教育年數。至於各背景變項對三項資本的影響，陳怡靖、鄭燿男 (2000 )的研究會對此作過分析，發現外省子弟較不需要在求學持幫忙家裡做工賺錢。父親教育較高者，其家庭社會資本較高，財務資本較高，補習的項數較多，且較不

需要幫家裡做工賺錢。母親教育較高者，其家庭社會資本及文化資本都較高，

補習的項數也較多。父親職業地位較高者，有較高的文化會本，益較不需要幫家經做主賺錢。越晚出生者，財務資本越高。居住地越都市化者，文化資

本及財務資本都越高。至於手足人數，該研究把兄弟與姊妹分開分析的結果

發現，兄弟越多，其家庭社會資本越低，補習的項數越少，顯示兄弟數會稀

釋社會資本及財務資本，而姊妹多則不利於財務資本。

由於1束鄭的研究已針對背景對三餾中介變項的影響做過分析，本研究也

就只針對中介變項對依變項的影響，背景變項透過中介變項而對依變項的間

接影響，以及控制中介變項後，背景變項對依變項的直接影響作分析，並撿證棺闋的假設。根據以上有關背景，對中介變項影響的研究發現，以及中介變項對依變項之影響的假設，可提出下列背景變項透過中介變項府對依變項影響之假設﹒ 1.父親教育越高，由於家庭社會資本越高，財務資本越高，使得函中後升學的可能性越高，越可能就設高中而非技職學校，進而提高圈中以仁教育年數。 2 母親教育越高，由於家庭社會資本、文化資本部越高，搞習項數也越多，使得園中後升學的可能性越高，越可能就續高中，進而提高函中以上教育年數。

3 父親職業地位越高，由於文化資本越高，越不驚要幫家裡做工賺錢，

使得國中後升學的可能性越高，越可能就讀高中，進而提高圈中以上臺灣地區高中/技職分流與教育機會不均等性之變遷教育年數。 4 越晚出生者，由於財務資本越高，使得圈中後升學的可能性越高，越可能就讀高中而非技職學校，進而提高圈中以上教育年數。 5 居住地越都市化，由於文化資本越高，財務資本也越高，使得函中後升學的可能性越高，越可能就讀高中而非技職學校，進而提高圈中以上教育年數。 6 兄弟數越多，也於家庭社會資本越低，補習項數越少，使得函中後升學的可能性越低，越可能就讓技職學校，進而對國中以上教育年數有不利的影響。 7 姊妹數越多，由於稽習項數越少，越需要幫家裡做工賺錢，使得閩中後升學的可能性越低，越可能讓技職學校，進而對圈中以上教育年數有不利的影響。本研究在根據整體樣本檢證上述因果模型所涉及的七項假設之後，最後並比較三組不同出生年代的樣本之模型，看看隨著年代的變遷，各背景變項對於依變項，以及中介變項對於依變環的影響力是否有所消長。

唾手、研究方法

一、資料來源

本研究是以 1997 年「臺灣地區社會變遷基本調查三期三次計畫社會階層組」的資料來作分析。調查對象為豪灣地區 20-64 歲的成年民眾，是訪問員以一對一面訪的方式所蒐集到的全國性大樣本。本研究基於研究目的，將圈中

以下的樣本剔除，得到有效樣本 1584人。由於這份問卷的內容涵蓋了 Bourdieu

的文化資本、 Coleman 的社會資本及財務資本，因此很適合用來分析這三億

資本對臺灣民眾升學的影響。

二、變項測量

1.性別:在迴歸分析時將男性虛擬為 0' 女性為 1 。

2 族群

分為本省閩南、客家、外省、原住民等四類，在進行迴歸分析

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47 輯時作廢擬變項，以「本省閩南」作為對照章巨。 3 父、母教育將父母最高學歷依照各級學校轉換為教育年數來作測量。 4. 父親職業﹒以 15 歲時父親的職業作為指標，並依黃毅志(

1998

)新職業分類作測量，將職業社經地位分五級:以非技衛工及體力工，以及農、林、 1魚、牧等工作人員為 1 以技術工及有關工作人員，機械設備操作工及組裝工，以及服務人員及售貨員為 2 事務工作人員為 3 ;技術員及助理專業人員為 4 民意代表、行政主管、企業主管與經理人員，專業人員為 5 。分數越高代表職業社經地位越高。 5. 出生年次因為 45 年次者剛好是九年圓教實施的第一年，因此以 45 年次作為劃分點; 21-44年次為第一組，代表九年國教實施前，其他依樣

本數平均分成兩組，分別是第二組:“ -54年次，以及第三組: 55回66

年次。

6 兄弟人數﹒以受訪者回答的兄、弟人數作力口總。 7 姊妹人數﹒以受訪者回答的姊、妹人數作加總。 8 居住地都市化:依照「中華民國統計地區標準分類 J '將受訪者回答的 r 15 歲以前住最久的地方」分類給分，依都市化程度分為 1-8 個等級，都市化程度最高的為 8分，最低的為 1分。 (吉孟 1) 9.社會資本:根據因素分析的結果，有六個題目對此作測量: (1)父母常陪伴或教導做功課。 (2)父母常與你討論你的事情或困擾。 (3)訂學生報紙或課外讀物。 (4)因你成績好而給予獎勵。 (5)和你談論升學的期望。 (6)常和你的學校老師聯絡。 (言'i1) 10.文化資本:根據函素分析的結果，有二個題目對此作測量: (1)父母帶你去聽音樂會或演奏會。 (2)父母帶你或陪你去參觀畫展或博物館。以上有關社會資本及文化資本的各個題臣，每題的得分依照「經常」、「有時」、「很少J 、「從不」而分別給予4-1分，以因素分析所得的因素分數來作測量，分數越高代表該項資本越高。 1 1.財務資本﹒本研究以補習項教、幫家裡做工嫌錢作為此項資本之測量。 (1精習項數:受訪者園中持是否參加課業補習，包括校內課業輪導、校外補習、請家教等。沒補習的為0' 有補習的即將項數合併計算，臺灣地區高中/技職分流與教育機會不均等性之變遷最高為 3 。 (2)幫家裡做工賺錢﹒受訪者圈中時有幫家複作工或賺錢的為 1 '沒有的為0 。 12 圈中後的升學情況將圈中畢業後的樣本分為升學後讀高中，或是讀技職學校(包括高中職業科、高職、五專) ，以及沒有升學等三類。 13 園中以上教育年數:由於本研究所使用的社會資本、文化資本、財務資本，父親職業及居住地等各項指標都是以園中時候作測量，因此園中以下學歷者便不列入分析。故本研究以函中以上程度者為樣本，在

分析不同教育分流對最後教育成就的影響時，以國中以上受教育年數

作為依變項，代表個人最後的教育成就。在測量時，將受訪者的教育

程度轉換成學校教育年數，並減去 9 (國中教育年數) 'IlP得到區中以

上教育年數。

三、分析方法

由於本研究主要在探討園中後升學情況，如有無升學，升上高中或技職

學校的機會不平等性，以及此升學對最後教育年數的影響，因此在進行統計

分析時，共分為三個階段;第一階段先以閩中後是否升學作為依變項，以沒

有升學者為 0' 有升學者為 1 '以邏輯迴歸來看看背景菌素和中介因素對於園

中後是否升學的影響所涉及約機會不均等性。接下來的第二階段再篩選有升

學的樣本，以讓技職者為 0' 讀高中者為 1 '一樣用邏輯迴歸來探究高中/技

職教育分流的機會不平等性。最後的第三階段再以沒有升學者作為對照組，將讀高中者以及讀技職學校者作虛擬變項，看看園中後升學的情況對於教育年數是否有所影響。

以上的統計處理，都是先將全體樣本( 20-64歲)作分析，按著再將總樣

本{衣出生年次分為三組，然後就這三種不掏出生年代的樣本分歸來作分析，

比較三組年代的背景變項對中介變項，以及背景變項、中介變項重?依變項的影響力的變化情況，由不同出生年代樣本之比較，來探討升學機會均等性是否隨年代而變遷。

(8)

V

表 2 背景變項對國中後是否升學以及有升學者的教育分流交叉表臺灣地區高中/技戰分流與教育機會不均等性之變遷 *表示p<.05 有升學 _人數卡:Jj Cram 巴 r'

s V

讀高中護技職升學者卡方

Cramer' s V

百分比考量壺百分比百分比 _人數考驗

f千

另 77. 7 922 26.6 73.4 704 ~U 女 76.5 852 57 _。1 24. 6 75.4 646 41 .02 !閩南人 73 日 1327 23.5 76. 5 968 族客家人 82.4 210 23. 1 76 日 173 群外省人 90. 9 I 21

自

3日 2 60.8 194 原住民 82.4 I 17 _。0* 14 14.3 85. 7 14 0日* . 13 父自 1 59 日 425 19. 9 80.1 251 親國小 77. 1 763 20 日 80.0 581 87. 5 224 28.6 71.4 192 94 司-188 34.5 65.5 177 96.0 12日 00* 29 51.3 48. 7 119 00* 22 65. 8 760 20.0 80. 0 是 94 83. 6 748 23.8 76.2 617 93.2 117 35.2 64.8 108 9日 3 80 4日 7 53.3 75 大專以上 _100.0 ₃₀ _00* _.26 _{66. 7} _33.3 ₃₀ _00* ₂₁ 父 '"技術立:

C

l.8 628 20.4 70.6 401 親技衛工 80.5 730 21.6 78.4 582 職 i 事務人員 94.3 88 29.3 7日 7 82 業 _技術人員 91.7 157 32.3 自7.8 143 專業人員 _84.8 ₁₂₂ _00* ₂₃ _50.5 _{4日 5} ₉₉ _.00* ₁₉ 年 I 22-44年次 74. 6 433 3日 4 60.6 317 的 54年次 6日 5 663 25. 6 74. 7 457 次 55 日6年次 86. 1 678

i .

00* 18 18.1 81.9 576 _。0* 19 卜~ 樣本數 1774 346 1004 135日總百分比 77. 1 25.6 74.4 (二)背景變1質與高中、技單單教育分流百分tt交叉分析再看表2的右半部，園中後有升學者在讀高中或讀技職的分流上，男女並沒有顯著差異，男生有26.6%讀高中，女生有24.6%讀高中，差異性非常小，都是以讓技職學校者占多數。至於族群、父親教育、母親教育、父親職業以

一、所有國中畢業樣本的升學情況基本資料分析

在探討背景因素對閩中後升學情況的影響強弱前，先簡單描述重要的背景變項與國中後是否升學，以及升學後是讀高中或是技職這兩者的關係。這以不同背景者在函中後有無升學的次數百分比，以及升學後讀高中或是讀授職學校的次數百分比來作說明。

肆、研究結果

(一)各背景變1頁與函中後是否升學百分比交叉分析由表2 中可知，男生中有77.5%有升學，女生有76.5%有升學，兩者差異不大，並未達到統計，顯著水準;因此就園中後的升學機會而言，並沒有男女不平等的環象。不過其他變項則都發琨有顯著差異，例如族群、父親教育、

母親教育、父親職業以及出生年次等。在族群方面，外省人有

90.9%有升學，

是所有族群之冠。而父、母親教育程度越高，圈中後升學的比率也越高;父親大專以上者有96%的人繼續升學，而父親未受正式教育的只有59.8%有升學; 母親大專以上者升學的比率高達100% '而母親未受正式教育的只有的.8% 。父、母教育程度對園中後升學的影響可以說非常明顯;而且兩者的Cramer's (誰 2) 一'、 vi直都不低，分別是.29與詣，顯示氏、母教育確實是園中後升學與否的重要影響因素。其次，父親職業的相鞠也不低(

Cramer's

V

=.2

3 )

，父

親職業在第三、四等級者的升學率最高，分別是94.3%以及9 1.7% '而父親為

非技術工者，其升學率則只有64.8% 。至於出生年次，依照本研究所部分的三

組年代，我們發現九年國教閱始實施的最初十年升學率最低 (69.5%) ，為什麼會這樣呢?可能是九年國教雖然提升了國中約入學機會，但高中以上的教育機會並沒有作相應的擴充，因此雖然閣中畢業者很多，位高中的入學率反而下降(陳怡娟、鄭燿男， 2000) 。換言之，九年國教主要在擴充九年之前的教育機會，九年後的教育機會則來不及擴充，因此出現了函中畢業後升學率反而下降的情形。而最近的一組年代升學率最高 (86.1%) 教育研究集刊 2001 • 7 • 47 輯

(9)

教育研究集刊

2001 • 7 •

47 輯及出生年次等變項，對於函中後的教育分流則有顯著差異。在族群方面，雖

然讀技職者占多數，但以外省人讀技職的比率最低 (60.8%) ，讀高中的比率

最高(39.2%) ，而父、母教育程度越高，讀高中的比率越高;父、母教育大

專以上者，讀高中的比率分別是5 1.3%以及66.7% 。自 Cramer's V值可知，父

母教育是高中/技職分流的重要相關因素(分別是.泣'.21)。至於父親職業

方面，數據也顯示出「父親職業地位越高，讀高中的比率越高」的結果，最高一級專業人員(第五級) ，讀高中的比率1\'.}50.5% '比第一級的20 .4%高出

許多。而出生年次的結果則是:越晚出生，者，讀技職學校的比率越高，讀高

中的比率越低。

二、所有國初中畢業樣本的背景、中介因素對升學機會

之影響

這裡所謂的升學機會，包括國初中後是否升學的機率，所接受的圈中以土教育年數，以及就升學者而言，所唸的是高中或是技職;以下將分析背景、中介因素對這些升學機會影響所顯示的機會不均等性。 (→背景、中介因素影響升學機率邏輯退歸分析

表3 中的R相當於迴諒的Beta (黃毅志，

1999)

，由表3模型一可知，影

響個人在國中後是否升學的背景因素，以父親教育(R=.12 )最為重要，其他有顯著影響力的背景變項還有居住地、母親教育、父親職業、出生年次、性別、姊妹數以及客家人。而且也各背景變項邏輯遮歸係數的正負符號可以得

知，家庭社經地位(指父母教育程度以及父親職業地位)越高，出生年次越

說，居住地直昌都市化者，升學的機率越高。在族群方面，以客家人升學的機

率較高;而女性以及家庭姊妹人數多者，對升學有不利的影響。在模型二中控制了四個中介變項之後，發現母親教育、父親職業、出生

年次、家庭姊妹數以及原住民身分的顯著影響變得不顯著，父親教育、居住

地的Beta 值都變小，而且四個中介區素中，除了文化資本以外，其餘三個都

有顯著的影響力。可見背景因素影響園中後升學與否，主要是透過家庭社會資本、補習項數以及幫家裡做工賺錢等三個中介囡素影響所致。而參照先前陳怡靖、鄭燿男 (2000 )分析背景變項對三個資本的影響結果，可知本研究中，父親高教育者，由於社會資本高，財務資本高，使得圈中後升學的可能性較高。母親教育高者，由於社會資本高，補習環數多，使得閩中後升學的臺灣地區高中/技職分流與教育機會不均等性之變遷可能性較高。父親職業地位高者，由於較不需要幫家經做工賺錢，因此函中後升學的可能性較高。越晚出生、居住地越都市化者，由於財務資本較高，園中後升學的可能性也較高。姊妹越多者，補習項數越少，越需要幫家裡做工賺錢，因此升學的可能性就越低。表3 背景囡素及中介因素對升學機車、教育分流及國中以上教育年數的邏輯迫歸、迪歸分析表變項模型一獲型二模型三模型凹模型五模型六升學機率 1 升學機率 2 高中/技戰 l 高中/技職 2 教育年數 l 教育年數 2 自變項

B(R)

B(Be臼) B(扭扭) 女性一 31(-.05)*

33(

-.05) 家

.00(.00)

.04(.00)

. 31

(•

07)*

-. 13(-.03)

客家人

. 69(. 07)*

74(.07)*

.10(.00)

.05(.00)

33(.05)*

。7(

-.0

1)

外省λ

49(.02)

23(.00)

15(.00)

10(.00)

.16(.02)

13(.02)

原住民

21(.00)

25(.00)

布 (.00)

77(.00)

.55( 一 02)

• 55(-.03)

父親教育。 12(.12)*

10(.10)*

.03(.00)

.03(.07)

09(.16)*

。 02(.04)* 母親教育 _。6(.05)* 。 0是(.02) 閱 (.08)* 。7(.07)*

.06(.09)*

。3(.04)* 父親職業

16(.04)*

日

9(.00)

15(.05)*

.19(.09)*

11(.06)*

出生年次。 2(.06)* 。 0(.0日)

.05(-.15)*

. 05(-.

1是)* l是(一 05) 一 01(-.03) 居住地

_12(.08)*

11 (.0

7)

ψ. _{。 1(.00)}

_01(.00)

_{0日 (.07)*} _{。 1(.0 1)} 兄弟數的 (-.02) 。4(. 00) 。5(.00)

08(.00)

. 07(-. 04)

。7(-.04)* 姊妹數一 09(-.03)*

06(.00)

。3(.00) 。是(.

00)

01(-.0

1)

.02(.0

1)

社會資本

₂₉

_1.

_08)*

_09(.00)

_{23(. 1}

_1)*

.07(.03)

文化資本

15(.0

1)

11 (.02)

.12(.06)*

。5(.03) 補習項數

_79(.

_{14) 家} _{。 7(.00)} _ι7(.15)* _{1 日 (.06)*} 做工賺錢

-. 49(-.07)*

10(.00)

52(一.

10)*

.14( 一.03) 高中

_4.82(.83)*

技職 3.5是(.77)* 常數

_1.1

₉

₂₀

₀₁

_.03

_2.17

_{. 19}

樣本數 15日甚

1506

1206

1156

1506

l心2

R

2 .24

.6日 *代表 p( 的

(10)

教育研究集刊

2001 • 7 •

47 輯值得注意的是補習教育的 R 值為 .14 '是所有變項中影響力最強的，難怪

臺灣的「補風」如此興盛。其次，家庭社會資本 (R=.08 )以及幫家裡做工賺

錢 (R=-β7) 的影響力也不可忽略， Coleman 的社會資本論及財務資本論獲得支持。至於Bourdieu的文化資本論則未獲支持，可能由於閩中後是否升學有聯考把闕，文化資本不易發揮作用所致。此外，控制四個中介變項後，客家人在升學上的優勢以及女性的劣勢仍然不變，而父親教育、居住地的影響力雖有減弱，但仍然顯著，可見背景因素對國中後升學的直接影響力仍不容忽視，代表層層升學篩選的第一道關卡一一園中後繼續升學的教育機會，顯然並未符合機會均等的原則。仁三j背景、中介因素影響蜀中後教育分流(高中/技戰)的邏輯迴鑄分析為探討個人背景因素對於函中以後選讀高中或是技職體系學校(包括高中職業科、焉。職以及五專)是否有影響，本研究選取閩中後有升學的樣本，

以邏輯迴歸進行分析，將技職處擬為o '高中為 1 '看看各背景變項及中介變

項對於高中、技職等教育分流選擇是否具有影響力。結果如表二的模型三及模型四所列，由模型三中可以發瑰，母親教育、父親職業以及出生年次是顯著影響分流選擇的重要因素，母親教育程度越高，父親職業地位越高者，讀高中的機率較高 r而出生年次越晚者，越傾向於讀技職學校。控制了四個中介變項後(見模型四) ，結果仍然不變，只是母親教育與出生年次的R 值有些微降低，而四值中介變項都沒有顯著的影響力;因此我們可以發環，不管

有沒有控制中介變項，父親職業、母親教育以及出生年次所代表的個人背景

因素，的確對高中/技職教育分流具有影響力。不過，與背景對升學與否的影響比起來，有顯著影響力的背景因素變少了，而且各背景因素的 B 值大部分都變小了(參閱表3 的模型一及模型三) ;可見背景與中介變項對教育機會的影響，主要是表現在「是否升學」上，至於升學後就讀高中或技職則影響較小。 (三)背景、中介菌素與教育分流影響函中以上教育年數迴歸分析本研究在進行這個主題的統計分析時，以函中後未繼續升學者為對照組，將讀高中者以及讀技職者做搞個虛擬變項，來看看這兩種教育分流對圈中以上教育年數的影響。結果出表3的模型五可知，對於園中以上教育年數有顯著正影響的因素有客家籍、父親教育、母親教育、父親職業、居住地都市化、以及社會資本、文化資本、鵝習等，而對國中以上教育年數有顯著負影響的臺灣地區高中/技職分流與教育機會不均等性之變遷因素有女性、幫家極做工賺錢等。在模型六中控制高中/技職教育分流之後，原本有顯著影響力的因素，包括性別、客家籍、居住地都市化、社會資本、

文化資本、幫家裡做工賺錢等，這些變項的顯著影響力都消失了!而父母教

育、父親職業和補習項數的影響雖然仍顯著，但B{直及Beta{直都變小了;這意

味著社會資本、文化資本以及財務資本等三項資本較高者，出於提升了圈中

後的升學機會(模型二) ，而非升高中的機會(模型四) ，進而提高了園中

以上教育年數。而且從模型五至模型六，解釋力(R

2

_{) 由 .24升至.紗，加上}

背景與三項資本的影響都縮減許多，可見區中後是否有升學，是這些背景因素及前述中介因素影響圈中以上教育年數的重要關鍵。由表3 的模型六亦可看出，與沒有升學者比較，讀高中者的圈中以上教育

年數顯著高出4.82年，而讀技職者則高出3.54年，可見讀高中者比讀技載者在

教育年數士，高出1.28年，園中後的分流的確對園中以上教育年數造成影響。

由以上分析可知，臺灣地區全體民眾的教育機會不均等問題，除了表現

在賦予的背景區素影響個人是否升學的教育取得以外，人為制度面的教育分

流亦是影響個人教育成就的重要因素。不過隨年代的變遷，這些背景變項、

教育分流對教育年數取得的影響是下降或更嚴重呢?以下我們分成三個年代

來探討。

三、國初中畢業後，背景、中介國素對升學機會影響之

變遷

以下我們將三組年代的升學率分析，背景變項、中介變項影響園中後繼

續升學的機率變化歸納整理如表4' 由表4可看出女性對圈中後升學的顯著負

影響，其影響力並有隨年代變遷而逐漸減弱的趨勢(B億變化為-.74

'

-.衍，

.39)

，最近的一組年代甚至影響變得不顯著了。而父親教育對國中後升學的

影響力卻有略為增強的趨勢，而且在各組年代中都達到顯著，可見子女是否

升學，父親教育的影響力不容忽視。三組年代中，以第二組年代的升學率受

到最多背景因素的影響，包括性別、父、母親教育、父親職業、居住地都市

化等，都對國中後是否升學有顯著的影響力，這部分可歸因於樣本比第一組

大，所以顯著的較多。

(11)

教育研究集刊

2001 • 7 •

47 輯主4 背景因素及中介由素影響升學機率的變遷邏輯迴歸分析表 T五、結論與討論金灣地區為中/技職分流與教育機會不均等性之變遷補習項數都有顯著的正影響效果(見表4) 。亦即家庭社會資本高、補習項數多者，國中後升學的機會較大;這也顯示Coleman社會資本論再次得到證賞，而東南亞國家在升學競爭下的特產一一補習教育，除了在日本具有影響力以外 (Stevenson

&

Baker

,

1992)

，在臺灣也具有可觀的影響力。

雖然就前面的分析而言，國中後的教育分流並沒有嚴重的機會不均等現象，可是由表6 的迴歸數據可以發現，無論哪一個年代，讓高中者都比讀技職若有較長的受教育年數，換言之，讓高中者對未來的教育年數取得較讀技織者有利，而沒升學者特別顯得不利。可見制度面的教育分流也是造成教育取得不平等性的原因之一。不過本研究也發現:背景變項影響園中後是否升學的邏輯迴歸係數B 值並非每值年代都一樣，而是有變化的，例如女性的Bl宣越來越小，父親教育、父親職業的B 值有變大的趨勢，母親教育、居住地都市化的B值呈現先升後降的趨勢，而兄弟數、姊妹數以及客家人、外省人的B值則都有先降後升的情形(見表4) ;整體而言，各背景變項的邏輯迴歸係數B值變化並沒有致的明顯趨勢。至於函中後的教育分流，隨年代的變遷，園中後讀高中的機率分別為

37% ' 25% ' 19%

(見表5) ，有趣來越少的趨勢，而讀技穢的機率反而越來 (毛主 4) 越高，這可歸因於政府極力擴充技職教育的結果。不過就背景與中介變項對於進高中或技職的分流機率之影響而言，幾乎在各年代都沒有變項的影響達到顯著，而沒有明顯的變遷趨勢，就教育分流的入學機會而言，立主沒有看出有明顯的教育資源分配之不平等性(見表的(黃毅志，

1992b ;

1996

)。根據研究結果，我們發現臺灣民眾值人背景變項對國中後升學的機率有影響，但對升學後就讀高中或技職的教育分流則影響不大。而背景因素對升學機率的影響，是透過家庭社會資本、補習項教及幫家裡做工賺錢的中介作用所致。亦即父、母親教育高，父親職業高，越晚出生，居住地越都市化以及姊妹數越少者，之所以有利於閩中後的升學，有部分是由於這些背景者，往往家庭的社會資本較高，補習的項數較多，較不需要在求學時幫忙家徑做工賺錢的緣故。這也表示Coleman的社會資本論及財務資本論得到證實。尤

*

OJ 臼 OM

.86

I

紙變一項十;一一第一組( 22-44年改)

I

第二組<45-54年改)

第三組( 55-66年次) 升學機率 1 升學機車 2

i

升學機率 I 升學機車2 升學機率 l 升學撥專2 皂壁項 _B(R) _B(R) _B(R) _B(R) _B(R) _B(R) 古性

_{i -.}

₇₄₍

_-.11)* _8日(-.13)* _{-.43(一 06)*} _{一.54(一.08)*} _{.3日 (.02)} _是9( 客家人

55(.00)

62(. 02)

是8( 自3)

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61 (

外省人

51(.00)

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1)

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原住民

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iC.

00)

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是 62(.00)

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父親教育 11(.0日)*

:

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11)*

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1

1( 母親教育 i 似 00) 。3(.

00)

.08(. 06)*

06(.00)

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00)

_{。 6(} 丈親職業 -.

09(. 00)

15(.00)

28(. 07)*

2是(.04)

30(.05)

26(

出生年坎閱(.

00)

。3(.00) 。 1(.00)

01(.00)

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00)

_{。 2(} 居住地

_12(.06)

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_12(.06)*

₁₁

_(,

₀₅₎

_{。 7(} 兄弟數

14(-.03)

18(-.06)

。 2(.00)

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(一 04)

-. 15(

姊妹數

14(-.05)

16(-.05)

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.00(.00)

14(

-.02)

_。2( I 吐(.

00)

_.31(.07)*

₃₅₍

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25(.00)

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9日(

35(. 00)

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44

_。3

2. 79

l

352

597

566

" 國中捷升學機率

74

69

… L一一一一一一叫t是 p<.

05

綜合而言，無論哪一個年代，不論有沒有控制四個中介變項，園中後是否升學都受到領人背景因素的影響，升學機會有不均等的現象。不過升學後是讀高中或是技職，頁 U 背景因素的影響幾乎都不顯著，而且中介變項也都不顯著，可見函中後的教育分流一一讀高中或是技職，並沒有明顯的機會不均等現象。至於四個中介變項對園中後是否升學的影響，除了第一組年代部分歸因於樣本數太少而不顯著以外，在第二組及第三組年代中，家庭社會資本以及

(12)

:一組 (22-44年改) 第二組(45-54年改) 第三組(55← 66年改)

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臺灣地區高中/技職分流與教育機會不均等性之變遷 *1~表p<.05 主 6 背景、中介因素及教育分流影響圈中以上教育年數的變遷迴歸分析表

一-一草

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女性客車人外省人原住民父親教育母親教育父親職業出生年故居住地兄弟數姊蜂數社會資本文化背本構習項數做工賺錢至Ii士 Bourdi 凹的文化資本論，本研究發現文化資本對於全體樣本的圈中後升學機率，影響並不顯著，而對於函中以上受教育年數(可稱為僧人最後教育成就)而言，雖然具有顯著的影響力，但影響性並不是很強。這可能還是要歸因於臺灣的升學篩選自聯考把闕，文化資本的影響不易發揮作用。由於先前的研究指出﹒臺 i灣地區民眾能不能升學才是教育機會不平等性

門

第一組( 22-44 年改) 第二組( 45-54 年改) 第三組 (55 的年改) 高中/技戰 l 高中/挂職 2 高中/拉職 l 高中/拉職 2 高中/挂職 l 高中/拉職 2

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1日 (1主3) 斗 *代表 p<. 的 j在自費讀高所古表 5 背景因素及中介因素影響教育分流的變遷邏輯迫歸分析表

可7

客家丹省原住父親母親父親出生居住兄弟姊妹社會文化補習做工常數 1美本其是補習對於升學機率分析的影響，無論是總樣本及分組樣本，幾乎都是所有變項中影響力最強的;而在後來的園中以上教育年數分析上，其影響力也居所有變項之冠(見表的，可見補習不但在臺灣民眾的升學關卡上占有羹要劫力，對個人教育年數之取得也具有重要影響力。教育研究集刊

2001 • 7 •

47 輯

(13)

教育研究集刊

2001 • 7 •

47 輯的關鍵，受背景，因素影響很大;至於升學後是讀高中或高職，則背景區素影響較小(章英華等，

1996

;林大森， 1999) 。本研究加入富有理論意涵的四個中介變項之後，發現結果仍然相似，不過郤能更進 4步釐淆，無論背景因素或是四個中介變項，都是對個人圈中後的升學機會有影響，至於升學後是讀高中或技職貝日影響不顯著。這有可能是因為臺灣的高中、技職間並沒有明顯階層區分的緣故，因為好的公立高職並不一定比不好的私立高中容易考上 (林大森，

1996)

，因此，背景變項與中介變項對於進入高中/技職分流的影響便不明顯。雖然高中/技職教育分流並沒有明顯的機會不平等琨象，不過再進步分析此分流對教育年數的影響，發現在控制背景變項及四個中介變項後，讀高中者的教育年數高出頭技職者許多，可見教育分流仍會影響教育年數以及未來的就職機會。此外，本研究發現，無論有沒有控制中介變項，背景變項中只有出生年

次，母親教育及父親職業對教育分流有顯著影響，亦即母親教育、父親職業

越高者，讀高中的機率較高，越晚出生者，讀技職的機率較高。母親教育高，父親職業地位高者，可代表家庭社經地位高，因此本研究結果與先前研究可謂相當一致(楊瑩，

1995

;章英華等， 1996) 。至於越晚出生者讀技職的機率越高，這笛，與此時期政府極力擴充技職教育有關;而這個結果除了顯示政府政策推動的有效影響力以外，也再次與過去研究的結果相呼應(章英華等，

1996

;林大森，

1999)

先前陳恰靖、鄭燿另 (2000 )的研究發現，三組年代背景變項對於閩中以上教育年數的解釋力分別為15%

' 26% ' 17%

'有先升後降的趨勢;而背景變項如父親教育、父親職業、兄弟數等，以及中介變項重日文化資本、補習項數、幫家裡做工賺錢等，這些變項對於國中以上教育年數的迴歸係數 Bi直也是呈現先升後降的情形，而認為臺灣地區民眾取得園中以上教育年數的教育機會不平等性是隨年代的加增而先升後降。本研究進一步分析三組年代的整

體圈中後升學機率分別為 74%

' 69% ' 86%

'以第二組年代的升學機率最接近

50%

'教育機會最不均等。至於代表教育資源分配不平等性的背景對升學率影響邏輯迴歸係數Bi宜，各個背景變項的B值隨年代的變遷而有變化，但並沒有明顯一致的變化趨勢，可見臺灣地w!民眾受教育年數的機會不平等性並非受教育資源分配不平等性的影響，而是受到整體升學率變化的鉅視結構變遷影響，在升學率最接近50%時，受教育年數的教育機會最不均等，而符合黃毅志( 1992) 理論模型之預期。

由於本研究是練鄭的後續研究，在資料上亦與先前研究相同，採用既成

臺灣地區高中/技識分流與教育機會不均等性之變遷的問卷資料作分析，有些問題限於問卷形式及內容，難以多方面更寬廣的深

入了解，例如文化資本的面向未能涵蓋Farkas (1990) 等人的擴大性「文化

資源概念」以及臺灣本土所謂的「負面文化資源」抽煙、喝酒、哥哥檳榔等情題(陳建志， 1998) 。而社會資本也缺乏父母對子女教育年數的期望以及家

庭外社會資本的部分，例如搬家、轉學等 (Hagan

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_{1996) 。財務資本}

的測量則可以再加入家庭收入或其他財務資產方面，例如房屋的棟數、汽車等等更多困洶的資料 (Wo嗯， 1998) 。這些都是本研究的限制，而且也是後鑽研究可以著力之處。因為本研究雖然發現社會資本以及財務資本對於圈中後升學有顯著影響，但是在高中/技職的教育分流上卻沒有顯著的影響力，到底背景變項影響教育分流的原因是什麼?本研究並未找到確切的原/ZiI;越晚出生者讀技職學校的機率越高，或許可以歸因於政府大力擴充技職教育，但母親教育高、父親職業地位高者，為什麼就言賣高中的機率較高呢?母親教育、父親職業所代表的家庭社經地位，如果不是透過社會資本、文化資本、財務資本而來影響教育分流的選擇，那麼又是透過什麼中介因素來影響呢? 由於本研究並未蒐集到有關父母期望子女受多少教育的資料，因此研究者猜測，母親高教育、父親高職業所代表的高家庭社經地位，極有可能是透過父母對子女的教育期望(馬信行， 1986) 而影響到子女選擇對繼續升學較有利的高中，不過這點仍有待後鑽研究來加以證寰。

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吾土 l 詳細因素摘要表請參閱練怡靖、鄭燿男 (2000

)

話 2

: Cramer's

V 表示自變項與依變項之關聯性 7 是否達到統計水準 (p<.05) ，端磁卡方值( X2) 與臨界值比較而得知(李沛良，

1988)

註 3 第三組年代涵蓋了 20-31 歲的樣本，也於社會變遷調查在抽樣時沒抽取就學者(農海源，

1998)

，而其中鉤 -24 歲的樣本有些當在就學而未就學，其高中階段很可能是就讀高中而非技職，由於這些當時讀高中者未納入樣本，可能會低估第三組讀高中的比例。為了避免影響研究結果，研究者將 20-24歲者自第三組樣本中抽離，以 55-62 年次者代表第三組來重新作統計處理及分析。由於該年齡層樣本數很少，抽離後影響不大，研究結果幾乎沒有什麼改變，因此不再另外呈現。設 4: 本研究的分析資料是於 1997 年所蒐集的，雖然正值高中與高等教育擴充時期 'f旦囡樣本年齡分佈是 20至64歲，並未涵蓋當時正在念高中或高職的樣本，因此這按所分析的讀高中或技職學校的樣本，是在此之前便已讀高中或技職學校者，也因

(14)

教育研究集刊

2001

.

7'

47 輯為這樣，高等教育擴充的影響力並未造成年輕樣本就讀高中的人數增多，因此越晚出生者，讀技職學校的機率越高，加上前面註3所說明的社會變遷調查之抽樣問題，第三組樣本就讀高中的機率也就顯得特別低。

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