原漢族群、補習教育與學業成績關聯之研究

《當代教育研究》季刊 第十七卷第三期 .2009 年 9 月，頁 41-81

原漢族群

聯之研究

、補習教育與學業成績關

以臺東地區國中二年

級生為例

林是故

黃毅志

摘要

多元入學方案與九年一貫實施後，全國參與補習之學生增加許多。參與

補習對學業成績真的有助益嗎?出身背景對參與補習叉有多大影響?原漢學業 成績不同，有多少可歸因於參與補習之不同?這都成為很值得探究的問題。本 研究運用 2005年「臺東縣教育長期追蹤資料庫」的國二學生與家長樣本調查資 料，做路徑分析。研究發現顯示，臺東地區國中生的參與學科補習項數對學業 成績有很大的正影響;才藝補習項數則對學業成績的影響不顯著;而出身背景 對參與學科補習項數的影響相當大，這可歸因於臺東縣是臺灣地區社經地位最 低、原住民比率最高的縣市，仍有許多出身背景不佳者，少有補習機會，如低 社經背景、原住民學生，不同出身背景者，參與學科補習機會仍有許多差別。 原住民平均成績低於漢人許多，約有三分之一可歸因於原住民參與學科補習較 .林慧敏，國立臺東大學教育學~博士班研究生 電子郵件:

gfiahra@gmai

l.

com

"黃毅志，國立臺東大學教育學~教授(通訊作者)

電子郵件: hun虹mg伊eg@nttt伽l.ed由u.t

42

(當代教育研究〉季刊第十七卷第三期

漢人少。

發 林蠶敏、黃教志

心:給芳哈馬總聽聽閱讀噶爾開E驛輯區

Contemporary Educational Research

Quarterlγ

Sept·

_/

20o秒 Vol. 17NO.31

pp.

41-81

43

The Study on Relationship among the

Aborigines and Hans

,

Cram Schooling and

the Academic Achievement: The Example

of the Eighth Graders in Taitung

Hui-Min Lin*

Yih-Jyh Hwang

*

Abstract

After the implementation of multiple

en甘ance

program and Nine-Year

integrated curriculum

,

students' participation of cram schooling has been largely

increasing. Is it beneficial to participate in cram schooling to enhance the academic

achievement? How does background influence on the participation of cram

schooling? How does the difference of academic achievement between aborigines

and Hans

result 企om

the difference of participating in cram schooling? Those

questions are worthy for further investigation. The data was

adapted 企om “Taitung

Educational Panel Survey" which filled by eighth grade students and parents in 2005

,

and analyzed utilizing path analysis. Some major findings were as follow. First

,

academic

cram

schooling

was

greatly

positively

influenced

on

academic

• Hui-Min

,

Lin

,

Ph. D Student

,

Department ofEducation

,

National Taitung University

E-mail: gfiahra@gmai

l.

com

•• Yih-Jyh Hwang

,

Professor

,

Department ofEducation

,

National Taitung University

E-mail: [email protected]

44

{當代教育研究〉季刊第十七卷第三期

or:Ti'\HIIH·f /.flil :f'lIl川師指 {Hi-H. 恥的行總鸝鸝 λ

achievement

,

but art cram schooling did not significantly influence on academic

achievemen

t.

Second

,

students' background showed great impact on academic cram

schooling due to the lowest socioeconomic status and the highest percentage of

aboriginal population in Taitung among all counties in Taiwan. As a result

,

the

opportunity of attending cram schooling was limited in those students who are

disadvantageous background

,

such as low socioeconomic background and aboriginal

s個dents. Therefo間，

there are still many differences for diverse background students

attending academic cram schooling. Finally

,

the average academic score of Hans is

greater than that of Aborigine

,

and that roughly one-third of the overall

con出buting

factor could be assigned to the Aborigines' less opportunities of academic cram

schooling compared to Hans.

Keywords: Aborigines and Hans

,

academic cram schooling

,

art

cram schooling

,

林畫畫敏、黃毅志

45

心 壹、緒論 九年一貫實施後，課程包含七大領域且內容包羅萬象，使得許多學校教 師之前所受專業訓練未必能夠勝任教學，許多學生也就選擇到補習班補習(劉

正，

2006 : 3)

，而在多元入學方案的實施後，甄選與申請入學的考生除了要面

對筆試外，口試與才藝表現也會納入成績總分中，而在補習班裡不但可以補學 科，也補才藝，還會教導學生女叫可應付口試;在九年一貫與多元入學方案的實 施後，全國參與補習之學生增加許多(林大森、陳憶芬，2006 ;陳怡靖、陳密、 桃、黃毅志，

2006

;劉正，

2006)

;然而，參與補習對教育成就真的有助益 嗎?有多大助益?出身背景對參與補習叉有多大影響?參與補習是出身背景影 響教育成就的重要中介變項嗎?這些是很值得探究的問題。而教育社會學通常 將出身背景影響教育成就視為教育機會不均等(黃毅志、陳怡靖，2005) 。 在臺灣，雖然有許多研究顯示，參與補習有助於提升教育成就，包括: 學業成績、升學與受教育年數(巫有鐘，

1999 ' 2007

;林大森、陳憶芬，

2006

;孫清山、黃毅志，

1996

;陳怡靖、鄭燿男，

2000

;陳順利，

2001

;劉 正，

2006)

，不過，仍許多人認為，補習有礙學生身心發展，而給予嚴厲的批 評(何褔田，

2005

;彭秉權，

2006)

;然而，由於近年補習教育高度普及，不 同出身背景者都有許多機會參與補習，出身背景對參與補習影響減弱(林大 森、陳憶、芬， 2006 ;黃毅志、陳俊瑋，

2008

;劉正，

2006)

，由此看來，補習 已不是整個臺灣地區出身背景影響教育成就的重要中介變項。 國內探討參與補習對教育成就的助益，與出身背景對參與補習影響的研 究雖然很多，不過，筆者尚未看到探討原漢國中生參與補習存在多少差異，並 探討如此差異對於原漢學業成績的差距有多少解釋力的問題之研究。 基於以上的研究背景，本研究針對臺灣地區各縣市中，社經地位最低、

46

(當代教育研究〉季刊第十七卷第三期

一

叮叮il n'iiT芳:rr;TlTI:r: ITτr.l l r:Tπ司 I:rττ 有可直 o m;'T1rl' HT遜灣機鱗鱗鱗答這

原住民比率約佔三分之一而最高(內政部，

2005a ' 2005b

;行政院主計處，

2005a '

2005b) 且學生成績特別低落的臺東縣國中生做研究，研究目的在探討 下列研究問題: 一、在臺東參與補習對學業成績真的有助益嗎?有多大助益?出身背景 對參與補習又有多大影響?參與補習是出身背景影響教育成就的重要中介變項 嗎? 二、原漢國中生參與補習有多少差異?此差異對於原漢學業成績的差距 有多少解釋力? 很可能由於臺東縣社經地位最低、原住民比率最高，仍有許多出身背景 不佳者，少有補習機會，例如:低社經背景、原住民學生，補習仍是出身背 景，特別是原漢族群影響教育成就的重要中介變項。本研究採用問卷調查研究 方法，運用 2005年「臺東縣教育長期追蹤資料庫」的國二學生與家長樣本問卷 調查資料做路徑分析，探討族群等背景變項(包括社經背景、兄弟姐妹數... 等)透過參與補習(分學科、才藝補習)對學業成績影響之因果機制，並試著 回覆上述研究問題。

貳、文獻探討

一、財務資本理論、文化資本理論與補習教育 本文探討補習教育的相關理論，目的是要說明補習教育屬於什麼資本， 以及這些資本對教育成就的影響，而不在於對各項資本理論的內容詳加說明， 因為如此的說明大多與補習教育無關。

Coleman

(1988) 的財務資本指的是，家庭透過財富或收入的運用，以利 於學生學習，例如:家裡有固定的地方可以讀書、提供有助於學習的教材，而

縣 林黛敏、黃級志

d“糟糟聽聽嗯嗯軍I!R'觀噶爾區

47

財務資本除了表現在有形的物質資源外，其他的教育投資也會受到父母財力的

影響，例如:在臺灣或日本，父母出錢供給子女接受補習教育，就是很重要的

財務資本變項(黃毅志、陳怡靖，

2005 ; Stevenson

&

Baker

,

1992) 。

Bourdieu是當代文化資本理論最具代表性的人物，其文化資本指的是，人 們對於上層文化所能掌握的程度，而人們對上層文化掌握愈多，生活風格愈接 近上階層，如談吐氣質、藝文品味愈接近上階層，則文化資本愈高。 Bourdieu 認為，上層文化是影響子女學業成功的重要因素，上階層子女有較高的文化資 本，較容易為崇尚上階層文化的教師所喜愛，認為他們比較有氣質、聰明，而 給與較多的注意和教學關照，也影響教師打分數，使其獲得高分，進而有利於

升學及未來的職位取得，促成代間的階級再製 (Bourdieu，

1977

,

1984) 。

依Bourdieu對文化資本的定義，才藝補習屬於文化資本變項，學生經由學 習才藝可獲得文化資本，提升自我藝文品味、氣質，且受教師喜愛進而有利於 學業成績;不過，若依Coleman財務資本的定義，除了學科補習外，才藝補習

也屬於財務資本。

二、探討補習教育、文化資本對教育成就影響之研究 根據 Stevenson~Baker (1992) 在日本的研究發現，參與學科補習愈多的 高中生升上大學的機會較高，而國內以學科補習檢證財務資本對教育成就影響

的研究中，除了李敦義 (2006 )的研究發現，參與補習會因入學方式(推薦及

申請或聯考及登記分發)與依變項(升普通vs. 技職體系、升公立vs. 私立學 校)的不同而有不同的效用之外，大部分的研究發現，補習項數對教育成就有 顯著正面影響(林大森、陳憶芬， 2006 ;孫清山、黃毅志，

1996

;陳恰靖、鄭 燿男，

2000

;陳順利，

2001

)。江芳盛 (2006 )、黃毅志與陳俊瑋 (2008 )、劉 正 (2006 )的研究則發現，中學生補習時間與學業成績為先升後降的非直線關

48{ 當代教育研究〉季刊第十七卷第丟開ι 叮叮司 uiiττ叮叮TII~可ITR;1，l"τ京U; !"m汀r.liI·I1Hl宇種綴繼發發潑綴潑了!必 係，劉正並以邊際效用遞減的定律做解釋，至於為何補習的效用會遞減，劉正 並沒有做深入的解釋。黃毅志與陳俊瑋的解釋則為，補習效益遞減可能的原因 是，補習時間太長造成學生身心過度疲勞，導致學習效果下降，而且補習時間 過長也會佔用做功課、複習功課的時間，這些都會降低學業成績，然而，上述 有些研究在分析背景變項對補習項數之影響時，並未嚴格區分是學科補習或才 藝補習，例如:孫清山與黃毅志(1 996 )、陳怡靖與鄭燿男 (2000) ，不過，他 們所分析的補習大多當仍屬學科補習。 Bourdieu的文化資本，有助於提升教育成就，在國外許多實證研究中已得 到支持 (Burkam，

Ready

,

Lee

,

& LoGerfo

,

2004; DiMaggio

,

1982; Dumais

,

2002;

Ka

lmijn &

Kr

aaykamp

,

1996;

0咒 2003;

Wong & Sin

,

1998) ; DiMaggio (1982)

對美國高中學生的研究發現顯示，文化資本對數學有顯著的正影響，雖然學生 文化資本與數學內容無關，不過很可能文化資本較高者，仍得到教師較多關

照，而得到高分，不過，也有許多研究無法證實文化資本對教育成就有重要的 影響 (De

Graaf

,

1986; Katsillis & Rubinson

,

1990; Robinson & Garnier

,

1985) 。 國內的研究也有許多無法證實文化資本對教育成就有重要影響(如孫清山、黃 毅志，

1996

;陳怡靖、鄭燿男，

2000)

，原因可能是，他們對文化資本的測量 太過粗糙，例如:孫清山與黃毅志用家裡是否有收音機、音響、電視、報紙、 雜誌等做為測量項目，不易顯現上階層的文化品味，也無法測出文化資本理論 概念的精髓。 在國內外探討文化資本影響教育成就的研究，常用的文化資本指標有學 生聽音樂會、參觀藝術表演(陳怡靖、鄭燿男，

2000 ; DiMaggio

,

1982;

Duma吟，

2002)

，以及喜愛古典樂、歌劇等藝文品味(巫有錯，

1999

;張善 楠、黃毅志，

1999 ; DiMaggio &

Mo祉"

1985)

，而以才藝補習檢證文化資本對

帶 林語敏、黃毅志

49

羊毛泳嘿嘿議廳實璽觀習費開哥哥軍揖潤 的研究也不多，不過，巫有錯(1 999) 發現，臺東小學五年級學生參與才藝班 對國語、數學成績有正面顯著影響;而王麗雲與游錦雲 (2005 )則發現，暑假 參加語文、才藝補習班對於數學成績有助益。而近年來，由於多元入學，才藝 表現也會納入總分，才藝補習有愈來愈受大眾重視的趨勢，而是否如文化資本 論所言，參與才藝補習會提高學業成績，也就很值得探究。 三、探討背景因素對參與補習影響之研究

(一)父母教育程度

在父母教育程度的影響上，多數研究發現，父母教育程度愈高者，子女 接受的補習項目愈多(江芳盛， 2006 ;林大森、陳憶芬， 2006 ;孫清山、黃毅 志，

1996

;陳怡靖、鄭燿男， 2000) 。不過，近年的研究指出，大致而言，父 母教育程度愈高，子女參與補習機率也較高，但研究所以上及國中以下學歷的 父母，其子女參與補習機率，卻低於中段學歷家庭的子女，可能原因是，教育 程度特別高的父母，較願意自己協助解決子女課業上的問題，也可能是他們較 反對類似填鴨式的補習教育(劉正，

2006)

，這點與過去的研究發現大不相 同。

(二)父親職業

在父親職業的影響上，多數研究發現，父親職業愈高，子女參與補習愈 多(孫清山、黃毅志，

1996

;陳怡靖、鄭燿男，

2000)

，不過，劉正 (2006

)

的研究發現卻是，不論父親是何種類型職業，子女參與補習的機率並沒有太大 的不同，這可能是劉正所用資料的父親職業階層區辨力不足所致(陳怡靖，

2004 :

351) 。

(三)家庭收入

在家庭收入的影響上，多數研究發現，家庭收入愈高，子女參與補習愈

巨型一 〈當代較實研究〉季刊第十七卷第三期

開何而叩開闊lr:r.'rnI ;~ j(.i1rn吋轉轉麟齡;

多 (林大森、陳憶芬，

2006 ; Stevenson & Baker

,

1992) 。近年的研究有不同

的發現，中等收入家庭的子女補習機率最高，收入特高或特低的家庭則沒什麼 差別(劉正， 2006) 。

劉正 (2006 )、林大森與陳憶芬 (2006 )的研究指出，近年來，子女參與

補習會受社經背景(包含:父母親教育程度、父親職業、家庭收入)影響的階 層化現象有減弱的趨勢，他們的解釋是，現在補習教育高度普及，不同社經背 景者都有許多機會參與補習，因止出土經背景對補習的影響力自然下降。

(四)兄弟姐妹數

從資源稀釋假設(Blake， 1985) 來看，兄弟姐妹人數多，家庭財務資本會 被稀釋，對個人參與補習有負向影響。孫清山與黃毅志(1 996) 發現，兄弟姐 妹人數愈多，補習項數愈少，而近年來，林大森與陳憶芬 (2006 )仍發現，兄 弟姐妹數對個人參加補習項數有負面的影響。

(五)學校所在地區

研究發現，居住地(或學校所在地)都市化程度愈高，參與的補習愈多

(陳怡靖、鄭燿男， 2000 ;劉正，

2006 ; Stevenson & Baker

,

1992) 。孫清山與

黃毅志(1 996 )的研究發現，出生地的都市化程度愈高，參與補習班或請家教 的機會愈高，參加校內課業輔導的機會則愈低，這是因為都市化程度愈高，參 加補習班或請家教的機會愈大，因而取代了參加校內課輔的機會。

(六)性別

早期研究顯示，女生參與補習的機會較男生低(孫清山、黃毅志，

1996

;謝小主事，

1992)

，所反映的是，晝灣社會重男輕女的性別差異。最近的 研究則指出，男生與女生補習的機會基本上是一樣(林大森、陳憶芬，2006

;

劉正，

2006)

，這可歸因於性別差別待遇減低，兩性教育機會已日趨均等(黃 毅志，

1995

;駱明慶， 2001) 。

驗 林草書敏、黃毅志

51

叫:何灣寄語磊頭露聶主起司吾吾童白面

(七)原;真通知羊

行政院原住民族委員會 (2004 )指出，原住民家庭在收入及職業上，均 較漢人為低，而且原住民的失業率較高。在臺東，陳順利 (2001) 對國一生的 研究發現，原住民學生的父母大多教育、職業地位、家庭收入較漢人低;加上 兄弟姐妹數偏高，使家庭有限資源稀釋得更嚴重，而每個家庭的原住民學生所 能分配到的資源也非常有限，這都可能會降低原住民參與補習的機會。此外， 偏遠地區的補習班、家教班數目相對較都市地區稀少，也可能會降低原住民學 生參與補習的機會。對晝東小六生的研究發現也顯示，原住民學生參與才藝與 學科補習低於漢人，不過，在控制其他背景變項後，原漢學生參與才藝補習並 沒差異，然而，原住民學生參與學科補習仍低於漢人(巫有錯， 2007) 。 四、有關背景變項對學業成績直接影響的研究 根據前面的文獻探討可知，背景因素很可能會透過影響參與補習，進而 間接影響學業成績;不過，根據國內外的研究指出，出身背景還可能會透過參 與補習以外的文化資本、社會資本(包含:父母教育投入、父母期望、教師期 望、同儕抱負)對學業成績產生顯著正面的影響(巫有錯，

1999 ' 2007

;張善 楠、黃毅志，

1999

;陳建志，

1998

;陳順利，

2001

;黃毅志、陳恰靖，

2005 ;

Dumais

,

2002;

0汀，

2003; Sewell & Hauser

,

1975)

，而這些資本變項並未納入本

研究架構中(見下一節)，在本研究中，背景變項會透過它們對成績的影響即 直接影響。由於本文探討焦點是補習教育與相關聯的文化資本、財務資本理論 且受到篇幅限制，也就不針對社會資本理論與相關研究多做說明。

.T河"~l.:CJT-.(';Tl",I I .jIr‘

52

<當代教育研究〉季刊第十七春第三期 沾沾品品齡3機 r司訂ττ有芥~司則'1恥 Hl·JtI·lla--1i a瞬瞬撫喲綴話我

參、研究方法

一、研究架構 在本研究架構中，背景變項包含:原漢族群、性別、社經背景、學校所 在地區、兄弟姐妹數等，其中社經背景包含:父母親教育程度、父親職業，以 及全家收入;中介變項為參與補習，包含參與才藝及學科補習;依變項為學業 成績(如圖1 所示)。 自變項 中介變項 依變項 背景變項

J 才藝補習

原漢族群 性別

~

古學業成績 社經背景 學校所在地區 兄弟姐妹數

1 學科補習

圖 1 研究架構圖(因果模型) 二、研究假設 (一)參與補習對學業成績的影響 假設 1-1 :參與才藝補習項數愈多，學業成績愈高。 假設 1-2 :參與學科補習項數愈多，學業成績愈高。 假設的:學科補習時數與學業成績兩者之間，為先升後降的非直線關 係。

變 林重量敏、黃教志 治轉彎藝 _{曠薯軍理璽璽e.觀軍醫輯}

53

(二)背景變項對參與學科補習項數的影響 假設2-1 :父親教育程度愈高，子女參與學科補習項數愈多。 假設2-2 :母親教育程度愈高，子女參與學科補習項數愈多。 假設2-3 :父親職業地位愈高，子女參與學科補習項數愈多。 假設2-4 :家庭收入愈高，子女參與學科補習項數愈多。 假設2-5 :兄弟、姊妹數愈多，參與學科補習項數愈少。 假設2-6 :學校所在地區的都市化程度愈高，參與學科補習項數愈多。 假設2-7 :在控制其他出身背景後，原住民學生學科補習項數低於漢族學 生。 假設2-8 :男女生學科補習項數沒有不同。 (三)背景變項對學業成績的直接影響 假設3-1 :父親教育程度愈高，學業成績愈高。 假設3-2 :母親教育程度愈高，學業成績愈高。 假設3-3 :父親職業地位愈高，學業成績愈高。 假設3-4 :家庭收入愈高，學業成績愈高。 假設3-5 :兄弟、姐妹數愈多，學業成績愈低。 假設3-6 :原住民學生的學業成績低於漢族學生。

三、資料來源

本文採用問卷調查研究方法，根據臺東縣教育局委託臺東大學進行調查

的「臺東縣教育長期追蹤劑非庫」之 2005年國二學生與家長問卷餅非做分析﹒，

@本研究只以「臺東縣、教育長期追蹤資料庫」的 2005 年國二生資料進行分析的理由 是:首先， r 臺東縣、教育長期追蹤資料庫」不是每年都施測，國一時並未施測且國 三峙的樣本也只有搜集學業成績，而沒有蒐集補習資料，而這些學生現在大多已升 上高中職，但是並沒對他們做追蹤調查;其次，之所以採用 2005 年的資料是因為，

54 一(當代教實研究〉季刊第十七卷第三期 研計 h 汀~:r..[IR;ll r:ri"r.1圖曰“川.;'I.TT1吭吭{?鸝麟體驗玄宗 此為近年針對臺東縣學生的學習狀況與心理健康的大樣本普查，有效樣本為 2月60人，並對他們進行問卷調查與標準化學科能力測驗(黃毅志、侯松茂、 巫有錯， 2005) 。 四、變項測量 (一)背景變項 1.族群 以父親的族群為依據，分為漢人與原住民兩大族群，在迴歸分析時做虛 擬變數，以原住民學生為卜漢人學生為0 。 2.'性別 在進行迴歸分析時將性別做虛擬變項，以男生為0 ，女生為 1 0

3 學校所在地區

本研究參考巫有錯(1 999 )針對臺東各鄉鎮都市化程度的劃分，並參考 最近侯佩君、杜素豪、廖培珊、洪永泰、章英華 (2007 )對全國性鄉鎮市區的 分類，將臺東縣內國中所在地都市化程度分為四級: (1)原住民鄉、 (2)一般非 原住民鄉鎮、 (3)關山鎮、池上鄉、 (4)臺東市，數值愈大，代表都市化程度愈 品。 4.社經背景 樣本正好為國二時準備升學階段，補習可能會發揮很大效益;再則，先前 2003 年的 調查，這些樣本還是小六生，巫有錯 (2007 )曾對此 2003 年的小六生做過研究，發 現參與補習雖有助於提高學業成就，但效益很小;而巫有錯( 1999) 也指出，國小 階段的補習以安親、照顧為主，與國中階段的升學補習性質太不相同，因此發現補 習的效益也很小，所以，國小的補習並不適合納入圈中階段一起探討分析。基於上 述理由與資料的限制，本研究未能從一個長時效觀點，而運用多次追蹤調查的多時 間點補習與成績資料做分析，來探討補習教育累積的長期效益。

學林怠敏、黃毅志

55

吋輪轉購買關部聽mI噩噩扭自由 (1)父母教育程度:為提高測量精確度，以受訪學生父母問卷所填的為 主;若家長未填答者，則採用學生所填問卷，以提高樣本數(黃毅志，

2000) 。為使教育測量合乎迴歸分析，將其轉換成教育年數，如小學 6年、大學

16年。

(2)父親職業:以受訪學生父母問卷所填的為主;若家長未填答者，則採 用學生所填的問卷。本研究依黃毅志 (2003 )的職業測量，各項職業類別社經 地位高低依序為 :A上層白領(含主管人員、專業人員)、 B基層白領(含半專 業人員、事務工作人員)、 C 買賣服務工作人員、 D勞動工人、 E農林漁牧人 員;此外，也將無職業的失業者納入分析 O 在迴歸分析時，對這六類做虛擬變 項，以勞動工人做為對照組。

5.全家收入

在家長卷中，以家長所勾選的全家每月平均收入為據。嚴格來說，此為 順序尺度，每差一個等級，月收入約相差 1 萬元，數值愈大，代表收入愈高。 6.兄弟姐妹數 由於兄弟人數對學業成績的負面影響，比姐妹數的負面影響大，這可歸 因於仍有重男輕女的現象，兄弟比較會搶奪資源，因此，兄弟數對資源稀釋的 影響比姐妹大(巫有錯，

1999 '

2007)。故本研究將兄弟、姊妹數分開計算， 分別分析兄弟和姊妹數對學業成績的影響 O

(二)中介變項

1.才藝補習 依受訪學生勾選，放學後是否參加校外才藝補習，包括:電腦班、學樂 器、書法、繪畫及其他。迴歸分析時做虛擬變項，以參加各項才藝補習為卜 沒有參加才藝補習為0: 另外，將參加才藝補習的項數加總，得到參加才藝補 習項數，都沒有為0 ，最高為5 '而有關原住民的特殊才藝，主要指的是體育、

56

<當代教育研究〉季刊第十七卷第三期 .~~叫那l'1O(~伽山，.川的正呵川 歌唱、舞蹈、方面的突出表現(洪建智，

2007

;簡明雄，

2008)

，本研究的才藝 補習所測的是校外補電腦、學樂器、書法、繪畫等文化資本變項，與原住民的 特殊才藝有所不同。 2.學科補習 依受訪學生勾選，放學後是否參加學科補習!包括:校內的課業輔導、 校外(主要指補習班)的英語補習、校外學科(例如:國語、數學...等)補 習、請家教。於迴歸分析時做虛擬變項，以有參加某項學科補習為1 '沒有參 加學科補習為0; 另外，將參加學科補習的項數加總，得到參加學科補習項 數，都沒有為o '最高為4 ，並測量一個星期參加學科補習時數。

(三)依變項

學業成績:以學生在 '2005年學科基本能力測驗」的標準化測驗國文、 英文、數學三科各科成績平均分數做測量，國文、英文、數學各科滿分都是 100分。

五、分析方法

本研究在影響學業成績因果模型的引導下，進行量化分析，並依此檢證 相關的理論假設，所採用的統計方法包括:均數比較分析、百分比交叉分析、 迴歸分析與路徑分析。先以雙變項均數比較與百分比交叉分析，比較不同出身 背景者在補習項數與學業成績的差異，以及原漢學生在其他背景變項上的差 異;並在因果模型的引導下，以迴歸方式進行路徑分析，以檢證相關假設，找 出背景因素對學業成績之影響路徑，此即因果機制。 @對於臺東地區的學科補習現象，依據筆者電訪四家補習班與面訪三所圈中各兩位學 生關於校外補習與校內課輔的科目得知，臺東地區國中生的學科補習，不管是參與 校外補習或校內諜輔，主要的楠、習科目仍以英、數為主，玉皇化次之。

林黛敏、黃毅志 …引擎轉J 實E軍軍司聲雷E噩噩噩寶寶謂盟

57

肆、結果與討論 一、背景變 1頁、補習行為與學業成績之關聯性雙變項分析 (一)背景變項、中介變項的學業成績關聯之拘數比較分析 由表 1 可知，在族群方面，漢人學生參與才藝補習平均項數 (.15 項)顯著

(p<.05

) 高於原住民學生 (.11 項) ，代表族群與才藝補習平均項數關聯性的 Eta只有.04 '這可歸因於不論原漢，才藝補習平均項數都很少;漢人學生參與 學科補習平均項數(1 .26項) ，也顯著高於原住民學生(.57項)

,

Eta高達.3 1

;

漢人學生平均學業成績 55.53 分，亦顯著高於原住民學生( 42.75 分)

,

Eta高 達到。女生補習才藝、學科平均項數都顯著高於男生，學業成績也顯著高於 男生。在學校所在地區方面，大致有都市化程度愈高，才藝補習、學科補習平 均項數與學業成績愈高的現象。在父母親教育程度方面，大致有父母親教育程 度愈高，子女參與才藝補習、學科補習平均項數與學業成績愈高的現象。在父 親職業方面，有父親職業地位愈高，才藝補習、學科補習平均項數與學業成績 愈高的現象，最低的是父親失業者。在家庭收入方面，有家庭收入愈高，才藝 補習、學科補習平均項數與學業成績愈高的現象。在兄弟、姐妹數方面，有兄 弟、姐妹數愈多，參與學科補習平均項數與學業成績愈低的現象。整體而言， 不同族群與社經背景者，參與學科補習的機會仍有許多差別。 再依才藝、學科補習項數之不同來比較平均學業成績。就才藝補習方 面，大致而言，才藝補習項數愈高，學業成績愈高， Eta為 .18 ;不過，補3 項 者成績不如補2項者，很可能是補3項人數太少 (N=4) 所致，而沒有人補4項 以上。就學科補習而言，有學科補習項數愈多，學業成績愈高的現象， Eta高 達 .52 。就補習總項數而言，大致有補愈多項，學業成績愈高， Eta高達.52 ;不

冊5，M8Z叫〈當'D!代m教育桐研樹E究ifb

〉季m刊;'101第n十柯七:卷i讓第鱗三鱗期 氏之三←

表 l 背景變項、補習變項與學業成績關聯性均數比較分析

依變項 才華補習項數 學科補習項數 _學業成續

樣本數

平均數 F 考驗 平均數 F 考驗

平昀數 F 考驗

背景變項

_{\ \}

_{與 Eta 與 Eta 與 Eta}

(1)漢人

1

,

595

.15

1.

26

55.53

.3

1*

族群 (2)原住民

659

.11

.04*

57

.31 *

42.75

性別 (1)男生

1

,

481

.12

06*

97

.06*

48

.4

1

.15*

(2)女生

1

,

271

.17

1.

08

54.14

(1)原住民鄉

87

.16

.58

4

1.

00

學校 (2) 一般非原住民

669

.09

.62

44.78

所在 鄉鎮

08*

.27*

25*

地區 (3)關山、池上

239

.13

1.

04

48.69

(4)臺東市

₁

_,

₅₆₆

16

1.

22

54.79

父親 (1)國小以下

322

.09

.62

43.00

教育 (2)國初中

692

.07

.18*

78

30*

44.38

.39*

程度 (3)高中職

1

,

074

.15

1.1

2

53.01

(4)大專以上

430

.28

1.5

6

64.80

母親 (1)國小以下

418

.08

61

42.54

教育 (2)國初中

724

.08

.21 *

.79

.31 *

45.09

.3

9*

(3)高中職

₁

_,

₀₅₉

.15

1.

22

54.87

程度 (4)大專以上

317

35

1.5

8

65.67

(1)上層白領

107

37

1.5

9

68.72

(2)基層白領

₃₈₂

_.25

1.5

0

6

1.5

5

父親 (3)買賣服務人員

402

16

.20*

1.

29

31*

54.92

.3

6*

職業 (4)勞動工人

806

.10

.87

47.30

(5)農林漁牧人員

336

.09

.95

48.86

(6)失業者

259

.07

.57

43.70

(1 )0~2 萬

₅₆₇

_.07

₆₂

_42.66

家庭 (2)2~5 萬

₈₆₆

_.11

.18*

.94

.3

7*

5

1.1

4

.36*

收入 (3)5 萬以上

573

.21

1.5

0

59.00

(4)10 萬以上

114

.31

1.

71

64.81

(1 )0 個

776

.16

1.1

4

54.06

兄弟 (2)1 個

1

,

191

.14

05

1.

08

.16*

52.30

.21 *

數 (3)2 個

437

.11

.82

46

.4

1

(4)3 個以上

125

10

.59

38.77

(1 )0 個

928

.16

1.1

5

53.13

姐妹 (2)1 個

1

,

036

14

.05

1.

02

.13*

5

1.

85

.14*

數 (3)2 個

415

11

.90

47.69

(4)3 個以上

151

.13

.67

44.01

發林語敏、黃教志 叫~呵!驛鸚 _{19.，忍讓遺跡買賣E盟噩噩噩軍種重讀圓} 表 l 背景變項、補習變項與學業成績關聯性均數比較分析(續) 依變項 才藝補習項數 學科補習項數 據本數 F 考驗 F 考驗

平均數與 Eta

平均數

與 Eta

學業成績 F 考臨 平均數 _{與 Eta} 背景蟹項 (1)。項 才藝 (2)1 項 補習 (3)2 項 項數 (4)3 項 (1)。項 學科 (2)1 項 補習。 )2 項 項數 (4)3 項 (5)4項 (1)。項 (2)1 項 補習 (3)2 項 總項 (4)3 項 數 (5)4項 (6)5 項 (7)6 項 說明*表 p<.05 2434-80931-0432464 571d 一句， -AV 可 doo---409J9JAV7l 22-9942-9843 勻，缸 50.01 57.76 70.51 69.17 41.79 49.46 61.21 70.68 74.91 41.64 48.65 58.28 68.85 70.18 84.07 81.00

59

.18* 52* .52* 過，補6項者成績不如補5項者，很可能是補6項人數太少 (N=4) 所致。補習 項數與成績的關係，可視為直線關係。

(二)原漢族群與其他背景變項關聯之拘數比較與百分比交叉分析

依表2可知，原漢與性別的關聯性不顯著。在學校所在地區方面，漢人學 生就學臺東市的百分比，遠高於原住民學生，而原住民學生就學一般非原住民 鄉鎮、原住民鄉的百分比均高於漢人許多，至於就學關山、池上地區原漢學生 的比率則差不多。整體而言，漢人學校所在地區的都市化程度高於原住民，代 表族群與就學地區關聯的Cramer'sV高達.38 (p<.05) 。在父母教育方面，漢人

的父親教育平均年數，顯著較原住民父親高許多;漢人母親教育平均年數，也

FTR6H0UM-Ib〈lu當d代m教育m研T:l1究lm〉季-mj'(刊-第m十m七卷儷第豔三輯期

…… 表 2 原漢族群與其他背景變項關聯性之百分比交叉分析 卡方考驗 _{F 考腫} 漢人學生原住民學生

_與

與 Eta Cram哎 'sV 性別 (1)男生

5

1.

6 %

48.9%

(2)女生

48

.4

5

1.1

.03

(1)原住民鄉

0

.4%

10

.4%

學校所 (2)一般非原住民鄉鎮

20

.3

43

.2

在地區 (3) 關山、池上

9.5

9

.3

.3

8*

(4)臺東市

69.8

37

.1

父親教育平均年數

1

1.

31

9.60

.27*

母親教育平均年數

10.98

9.00

.30*

(1)上層白領

4.6%

3.6%

(2)基層白領

2

1.

2

7.0

父親職業 (3)買賣服務人員

19.9

10.8

(4)勞動工人

29.8

46.0

.2

6*

(5)農林漁牧人員

15.9

14.0

(6)失業者

8.7

18.6

家庭平均收入

6.57

4.53

.2

5*

兄弟平均數

.89

1.

25

.18*

姐妹平均數

.85

1.1

5

.15*

說明*表 p<.05 顯著較原住民母親高許多。在父親職業方面，漢人父親為上層白領、基層白 領、買賣服務人員、農林漁牧人員的百分比，都高於原住民的父親，但原住民 父親為勞動工人的百分比，則遠高於漢人學生的百分比，原住民學生父親為失

業者的百分比，也遠高於漢人學生的百分比。在家庭收入方面，漢人平均收入

顯著較原住民高出許多。在兄弟、姐妹平均數方面，原住民之兄弟平均數顯著

高於漢人;原住民之姐妹平均數也顯著高於漢人。

嗡 林黛敏、黃毅志

61

J 吋空空;點轉窩棚蠹椒面毆闖闖耀輸飽

(三)原漢族群和參與各項學科補習百分比之關聯性分析 本研究不說明原漢參與才藝補習差異的原因是，參與才藝補習的人數很 少，原漢與參與才藝補習項數的關聯性 Eta值只有 .04 (見表 1

)

，且才藝補習項 數對學業成績的影響不顯著(見表4)' 且叉有篇幅限制的考量。 從表3 可知，原漢族群與各個學科補習變項、補習總時數的關聯都達到顯 著。就各項學科補習而言，漢人參與校內課輔佔 5 1. 5% '略高於原住民

(3

8.9%)

;漢人參與校外補英文佔36.2% '遠高於原住民 (9.3% )。此外，漢 人有34.1% '參與校外學科補習，亦遠高於原住民(7.4%);在請家教方面， 原漢族群參與的百分比都很低，漢人有4.5% '略高於原住民(1.3% )。在補習 時數方面，漢人一週補習平均時數為5.08小時，遠高於原住民(3.11 小時)。

5.08

3.11

F 考驗 與 Eta

.20*

二、背景變項透過參與補習對學業成績影響之因果機制

(一)影響學業成績因素迴歸分析

由表4的學業成績迴歸分析可知，影響臺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)

,

啊柯柯;n16“川川2'H川仙.T卅叫付刊Tor仰附

••

r;肘r-叫川.司T〈當代教育研究〉季刊 第十七卷第三期

表 4 影響學業成績因素迴歸分析 依變項:學業成績 自變項 模式一 模式一 模式二 模式囚 模式五 b β b β b β b β b β 族 (I)漢人(對照組) 群 (2)原住民 -12.77* -.31 -6.47* .16 -3.77* -.09 -3.70* -.09 -4.37* -.11 性別 (I)男生(對照組) (2)女生 6.29* 17 5.36* 14 5.56* .15 5.89* .16 (I)原住民鄉 學校所 (2)一般非原住民鄉 -2.79 -.03 -2.20 -.02 -1.76 -.02 -3.96 -.04 鎮 -2.79* -.07 -.92 -.02 -.88 -.02 -1.86* -.04

在地區 (3)關山、池上

-2.25 -.04 -2.44* -.04 -2.68* -.04 -2.18 -.03 (4)臺東市(對照組) 父親教育程度 82* .13 .68* 10 68* .10 .73* .11 母親教育程度 .92* .14 72* 自 11 69* 11 75* 12 (I)上層白領 9.03* 10 7.25* .08 7.31* .08 8.41* .09 父 (2)基層白領 6.50* .13 4.88* .09 4.78* 10 5.01 * .10 親 (3)買賣服務人員 2.23* .04 1.54 .03 1.40 03 1.32 .03 職 (4)勞動工人(對照 組) 業 (5)農林漁牧人員 2.47* .05 2.02 .04 1.98 .04 2.28* 04 (6)失業者 .11 。。 1.09 .02 1.09 .02 .37 .01 家庭收入 .29* .06 .02 .00 .02 .00 .11 .02 兄弟數 -2.00* -.09 -1.67* -.08 -1.72* -.08 -1.78* -.08 姐妹數 -.67 -.03 -.35 -.02 -.35 -.02 -.50 -.02 才藝補習項數 1.42 .03 學科補習項數 6.74* 36 (2)校外電腦班 1.40 01 才藝 (3)校外學樂器 1.54 02 補芳自芳 (4)校外書法班 3.91 01 (5)校外繪畫班 -.97 -.01 (6)其他才藝班 2.60 02 (2)校內課輔 _{5.64* .15} 學科 (3)校外補英文 8.59* .21 補芳自芳 _{(4)校夕備學科 6.70* 自 16} (5)請家教 61 .01 (I)。小時(對照組) 補習 (2)1~5 小時 5.99* .15 時數 (3)6~ IO;J、時 13.30* .29 (4) 1l ~15 小時 15.59* .18 的 16 小時以上 11.25* .07 常數 _{55.53* 32.02* 28.64* 29.17* 29.62*}

R

2 _{095 275 380 .386 345} N 2,254 2,076 2,068 2,068 2,076 說明*表p<.05

機 林舉敏、黃殺志 叮叮叮懦糟糟費總蜘嘲闢闢爛闢隨

63

整體模型解釋力 (R

2

_{) 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，大約縮減了一半，原漢成績不同，約有一半可歸因於原 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畫東市低 2.79分;父親教育程度 愈高 (β=.13 )、母親教育程度愈高 (β=.14) 、家庭收入愈高 (β=.06) 、 兄弟數愈少 (β=-.09) ，學業成績顯著愈高;與父親職業為勞動工人相較， 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 R

2_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 2可知，原住民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，但才藝補習項數的影響 不顯著，而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，比模式二叉縮減了將近一半，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 與臺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 臺東市學生低 2 .44分，差異變得顯著;父親教育程度愈高 (β=.10) 、母親教 育程度愈高 (β=.11 )、兄弟數愈少 (β=-.08) ，學業成績顯著愈高，不過， 影響都縮減了;與父親職業為勞動工人相較，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，大致有父親職業愈高，學 業成績愈高的現象。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}

一豆生一旦童且整查血盟主雯丑直十七警景長期~

叩開闊前lTI:r:ITr.r.I.l~I:~ 這啊?而輪機輔 還縮減許多，這些背景變項對學業成績的影響，很可能是以學科補習為中介， 下一節將做進一步分析。 在模式四中，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，此可歸因於參與家教者太少(見表3); 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， R

2

_{略為提升到}

_{.386 '其他背景變項的影響則}

沒有太大的變化。 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""

1

0小時者成績顯著高出 13 .3 0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，可見補習時數對學業成績影響先升後

降，而R

2

為

.345 '對學業成績的解釋力，仍比不上模式三、四。隨後，將根據

模式三、四對背景變項直接影響成績的假設檢證結果進行探討。 在模式三中，學科補習項數對學業成績的影響(β) 高達鉤，比臺灣地 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，這是否因為臺東地區的社經背景最低，特別是父母教育程度 最低所造成的?由於臺東地區國中生學不斗爭南習項數對學業成績的影響很大，很 可能臺東地區國中生的父母，大部分為高中職以下的教育程度，而低教育程度 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，而父母教育程度為大專以上 者，較有能力協助、輔導子女學業上的問題，檢視學科補習對學業成績的影 響，其子女參與補習的效果較小;臺東地區父母教育程度較低，也許這就是學 科補習項數對學業成績影響 (β 值)高達.36的原因。 為了檢證以上論點，由於母親為家中子女的最主要照顧者，相較於父

感林蠶敏、黃教志

65

汁喂養突發繡爾賈翩翩翻IIi眉葛霞個組組1-親，母親也更常參與子女的學習活動 (Ka1mijn，

1994: 260)

，而且根據本研究

採用的2005年「臺東縣教育長期追蹤資料庫」所做的進一步分析也顯示，母親

為家中主要照顧者的比率高達80.7% 。本研究就將受訪學生依其母親教育分成 大專以上教育程度與高中職以下教育程度兩組，比較兩組樣本學科補習對學業 成績的影響。由表5模式一可看到，母親教育程度為高中職以下者，學科補習 項數對學業成績的影響 (b=7.10) 與 β 值 (.39 )均高於母親教育程度為大專 以上者許多 (b=4.22 'β=.25): 進一步t考驗顯示，兩組叫直的差異達顯著。在 各學科補習項目參與方面，母親教育程度為高中職以下者，參與校內課輔 (b=5.72) 、校外補英文 (b=9.4 1 )、校外補學科 (b=7.1 2) ，與未參加補習者之 差距效果，也都高於母親教育程度為大專以上者(b值分別為5.29 、 3.75與 4.44) 。

(二)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6學科補習項 數模式一可知，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

'

R

2

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，部分可歸因於原漢 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臺東市學生參與較少的學科補習 (b=-.27) ;母親教育 程度愈高 (β=.08) 、家庭收入愈多 (β= .1 4 )、姐妹數愈少 (β=-.05) ，參 與學科補習項數愈多;與父親職業勞動工人相較，大致而言，有父親職業地位 愈高，補習項數愈多的現象;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， R

2_提高到

_{.2 16 ;不過，父親教育程度、兄弟數對學科補習}

項數影響不顯著。此外，原住民在就學一般非原住民鄉鎮的百分比高於漢人，

fTR6fh6ay-I﹒Ib〈T叫當e代m教育tr:l"i研'rnl究ifU〉吋季刊明第十懿七春耀第蠶三豆;三期

表 5 不同母親教育程度樣本參與補習對學業成績影響迴歸分析 依變項:學業成績 模式一: 模式二: 模式三: 模式囚: 自變項 母親教育程度 母親教育程度 母親教育程度 母親教育程度 高中職以下樣本 大專以上樣本 高中職以下棋本 大專以上樣本 b β b β b β b β 族群 (1)漢人(對照組) (2)原住民 -4.15* -.11 -2.70 -.05 -4.06* 10 -2.91 -.06 性別 (1)男生(對照組) (2)女生 5.49* .15 4.71* .13 5.78* .16 4.10 自 11 (1)原住民鄉 -.81 01 -27.33* -.16 -.37 .00 -26.82* -.16 (2)一般非原住民鄉 -.56 01 -5.74 -.10 -.50 -.01 -5.68 10 學校所 鎮 在地區 (3)關山、池上 -2.37* -.04 -1.74 -.02 -2.63* -.04 -1.96 -.03 (4)臺東市(對照 組) 父親教育程度 .69* l仇。 .55 .07 .70* 10 .58 .08 母親教育程度 .52* .07 .99 .07 .50* .07 1.17 .08 的上層白領 _{5.83* .04 8.47* .19 5.60*} 04 8.17* 18 (2)基層白領 _{4.78* 09 4.69 12 4.87* .09 5.31 14} (3)買賣服務人員 1.48 .03 3.08 .06 1.28 .03 3.68 .07 父親職業 (4)勞動工人(對照 組) (5)農林漁牧人員 2.03 _。4 -2.41 -.02 1.98 。4 -4.37 -.04 (6)失業者 .52 01 4.64 .06 .55 .01 4.53 .06 家庭收入 -.07 -.01 10 _。2 -.06 01 .09 _。2 兄弟數 -1.55* -.08 -3.73* -.14 -1.59* -.08 -3.60* -.13 姐妹數 -.42 -.02 -.73 -.03 -.40 -.02 -.75 -.03 才藝補習項數 1.48 .03 .59 .02 學幸淋甫習項數 7.10* .39 4.22* .25 (2)校外電腦班 _{.85 .01 25.62 .09} (3)校外學樂器 62 .01 2.31 05 才藝補習 (4)校外書法班 7.92 .02 -1.98 -.02 (5)校外繪畫班 -.72 .00 -.23 .00 (6)其他才藝班 3.79 _.03 -5.14 _-.06 (2)校內課輔 _5.72* .16 5.29* 14 學干淋甫已

,

(3)校外補英文 9.41* .23 3.75 10 (4)校外補學科 7.12* 17 4.44 .12 (5)請家教 .41 00 2.24 _.03 常數 30.26* 34.03* 30.60* 30.66* R2 .347 248 .356 .260 N _{1,814 254 1,814 254} 說明*表 p<.05

槍林語敏、黃教志 ?民幣玄機 表 6 背景變項對學科補習項數影響迴歸分析 觀察牽連;或鹽~Ii國踴肅F揖竄緝闕

67

自變項 學科補習項數 模式一 模式二

b

βb β 族群 (1)漢人(對照組) (2)原住民

-.69*

-.3

1

-.4

0*

-.18

性別 (1)男生(對照組) (2)女生

.12*

.06

(1)原住民鄉

-.05

01

學校所 (2)一般非原住民鄉鎮

-.2

7*

-.12

在地區 (3)關山、池上

.02

01

(4)臺東市(對照組) 父親教育程度

.02

.05

母親教育程度

.03*

.08

(1)上層白領

_.2

_3*

_.04

(2)基層白領

_.2

_3*

_.08

父親職業 (3)買賣服務人員

.11

.04

(4)勞動工人(對照組) (5)農林漁牧人員

.08

.03

(6)失業者

-.14*

-.04

家庭收入

.04*

.14

兄弟人數

-.04

-.04

姐妹人數

-.05*

-.05

常數

₁

_.2

_6*

_.53*

R

2

.097

.216

N

2

,

362

2

,

177

說明*表 p<.05

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，也導致原住

民參與學科補習項數不如漢人。 由於才藝補習項數、請家教對學業成績的影響並不顯著(見表 4) ，也不

68

(當代教育研究〉季刊第十七卷第三期 叩開前市叫你柯l r:Ti!;'1 I;mt:m這﹒~種蠟鱗蜘恥 是背景變項影響學業成績的中介，因此，本研究不分析背景變項對於參與才藝 補習與請家教的影響，同時也顧慮到篇幅的限制。 至於背景變項對於參與家教以外各項學科補習機率的影響，β 即標準化 係數，可比較各自變項的影響力大小(王濟川、郭志剛，

2004 :

139-146) 。由

表 7 模式一顯示，原住民參與校內課輔的機率比漢人低(

b

=

-.51 )

,

R

2

只

有_{.018 。模式二控制了其他變項後，原漢參與校內課輔的差異維持不變;女生} 參與校內課輔機率高於男生 (b=.60) ;就學原住民鄉的學生參與校內課輔機

率高於臺東市學生 (b=.58) ;其他變項的影響都不顯著， R

2_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)

,

R

2

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，部分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臺東市學 生;母親教育程度愈高 (β=.17 )、家庭收入愈多 (β= .1 6 )、兄弟數愈少 (β= 弋08 )、姐妹數愈少 (β 二 -.11

)

，參與校外補英文的機率愈高;就父親

職業而言，大致有父親職業愈高，參與校外補英文機率愈高的現象，且 R

2 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，也導致原住民參與校外補英文不如漢人。

住校外補學科方面，模式一顯示，原住民參與校外補學科的機率顯著比

崎人少 (b=- 1. 86)' R

2

_{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. 1 7) ，原漢參與校外 補學科機率不同，部分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 二-1. 03) ，參與校外補學科的機率

發林語敏、黃毅志

勢恢搭機器聽點司麗蓮II項目單liil!!!輯團臨毆

69

表 7 背景變項對中介變項之邏輯迴歸分析 校內課輔 校外補英文 校外補學科 自變項 模式一 模式二 模式一 模式二 模式一 模式二 b (β) b (β) b (β) b (β) b (β) b (β) 族群 (I)漢人(對照組) r、ν1*(-.13句、

)

、51*(-.13句、

)

-1弓71*( 且可43句、

)

-1.00*( 勻.. 、5) -1.86*( 吋A勻7) -1.17*(-.29) (2)原住民 性別 (I)男生(對照組) 60*(.16) -.05 (-.01) -.03 (-.01) (2)女生 (I)原住民鄉 58* (.06) -1.69*(-.17) -1.47*(-.15)

所五

f且v在

t本、 (2)一般非原住民鄉鎮

-.05 (-.01) -.76* (-.18) -1.03*(-.25) (3)關山、池上 11 (.02) .41 (.07) -.18 (-.03)

地區 (4)臺東市(對照組)

父親教育程度 .01 (.02) 04 (.06) 07*(.11) 母親教育程度 .01 (.01) 11 *(.17) 10*(.16) (I)上層白領 _{36 (.04) 41 (.04) .08 (.01)} (2)基層白領 _{03 (.01) .38* (.07) .28 (.05)} 父親 (3)買賣服務人員 -.12 (-.02) .28 (.05) .42* (.08) 職業 (4)勞動工人(對照組) (5)農林漁牧人員 18 (.03) .27 (.05) -.07 (-.01) (6)失業者 -.31 (-.05) -.31 (-.05) -.73* (-.12) 家庭收入 02 (.03) .08* (.16) .05* (.11) 兄弟數 -.04 (-.02) -.16* (-.08) -.10 (-.05) 姐妹數 -.03 (-.02) -.22*(-.11) -.14 (-.07) 常數 .06 -.46 -.57* -2.45* 唔 66* -2.60*

R

2 .018 .061 .118 .271 .126 .280 N ₂

_,

_{364 2}

_,

_{179 2}

_,

_{364 2}

_,

_{179 2}

_,

_{364 2}

_,

₁₇₉ 說明*表 p<.05 顯著低於臺東市學生;父親教育程度愈高 (β=.11 )、母親教育程度愈高 (β =.16) 、家庭收入愈多者 (β=.11) ，參與校外學科補習的機率顯著愈高;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， R

2

_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。

70

<當代教育研究〉季刊第十七春第三期 柯叩可叮，吋I….呵叫耐叭τH恥U-y叫.呵Y 綜合以上分析，不論用 b 、 β 或R2_{來做比較，整體而言，在參與各項學科} 補習的機率皆受到背景變項影響方面，校外補英文、補學科受到各項背景變項 的影響較大，相較於漢人，原住民的弱勢主要在於校外補英文、補學科不如漢 人。加上請家教的人數很少，表 4背景變項對於學科補習項數的影響，主要可 歸因於背景較佳者校外補英文、補學科較多。 三、假設檢證結果之討論 本研究分析背景變項參與補習與學業成績的關聯，所假設 _{1-2 、的、 2­} 2 、 2-4 、 2-7 、 3-1 、 3-2 、 3-4 、 3-6 '得到支持，假設 2-3 、于3 大致得到支持。 以下對未得到支持的假設做說明與討論: (一)補習教育對學業成績的影響 假設 1-1

:

I 參與才藝補習項數愈多，學業成績愈高」。研究顯示，參與才 藝補習項數，對學業成績的影響不顯著，不管是參與校外電腦班、校外學樂 器、校外書法班、校外繪畫班或其他才藝班，對於提高學業成績均沒有影響， 因此假設 1-1 未得到支持，而不支持假設可能的原因是，臺東地區國中生參與

才藝補習的人數太少外，降低了變異所致。

(二)背景變項對補習教育的影響 假設2-1 I 父親教育程度愈高，子女參與學科補習項數愈多」。研究顯示， 父親教育程度高低，對子女學科補習項數的影響並不顯著，此結果與過去的研 究不符(孫清山、黃毅志，

1996

;陳怡靖、鄭燿男，

2000)

，因此，假設2-1 未 得到支持，而不支持假設可能的原因是，近年來，性別差異日滅，女性受教機 會大增(黃毅志，

1995

;駱明慶，

2001 )

，母親教育程度普遍提高;加上在家 庭中，母親扮演教子的角色，與子女接觸頻繁，更增強母親對子女參與補習的 影響力，相對而言，父親的影響力下降，父親教育程度的影響也就不顯著。

圖阻叫到 圓型一 •• 罰刻間

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八 4 機位胸前

:

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71

林麗敏、黃教志 假設2-5

:

I 兄弟、姊妹數愈多，參與學科補習項數愈少」。研究顯示，兄 弟數對學科補習項數沒有顯著的影響，但姊妹數對學科補習項數有顯著的影 響。假設2-5部分得到支持，不支持原因何在仍有待進一步的研究釐清。 假設2-6

:

I 學校所在地區都市化程度愈高，參與學科補習項數愈多」。研 究顯示，就學於臺東市的學生，參與學科補習項數較一般非原住民鄉鎮多，假 設2-6得到部分支持;不過，臺東市的學生參與學科補習項數並未顯著高於原 住民鄉，關山、池上之學生，則不支持假設。原住民鄉學生參與學科補習項數 未顯著的原因，可從表7學科補習被拆成三種補習方式得知，原住民鄉在模式 一的「校內課輔」是正向顯著影響，即參與校內課輔機率高於對照組臺東市， 模式二、三的「校外補英文」、「校外補學科」是負向顯著影響，而原住民鄉在 三項正負影響有所不一樣下，抵銷了影響力，導致表6相較於臺東市，原住民 鄉參與學科補習項數沒顯著差異。臺東市參與校外補英文、學科雖高於原住民 鄉，不過，參與校內課輔仍低於原住民鄉，臺東市參與學科補習項數也就沒高

於原住民鄉很多。

假設2-8

:

I 男女生學科補習項數沒有不同」。研究顯示，女生參與才藝、 學科補習項數均較男生多，此結果與過去的研究(林大森、陳憶芬， 2006 ;劉 正， 2006) 不符，假設2-8未得到支持。再進一步探究各項學科補習參與則發 現，男女生參與校外補英文、校外補學科、請家教的機率沒有差異，有差異的 是，女生參與校內課輔機會顯著高於男生許多。筆者認為可能的原因是，女生 較聽話而願意接受學校課輔。 (三)背景變項對學業成績的直接影響 假設 3-5

:

I 兄弟、姐妹數愈多，學業成績愈低」。研究顯示，兄弟數愈 多，學業成績愈差;但姐妹數對學業成績的影響並不顯著，假設3-5只得到部 分支持。不支持假設可能的原因是，現在仍存有重男輕女現象，兄弟數對補習

72

(當代教育研究〉季刊第十七卷第三期 研討而~恥川'r.l'j'T;1 1 川i 川軍川 以外的社會資本，例如:父母教育投入稀釋的程度，仍比姐妹們嚴重(巫有 鐘， 2007) 。 四、綜合討論 以下對於參與學科補習與學業成績的關係，可分成兩個方面來討論: (一)學科補習項數與學業成績的關係 過去對於臺灣地區補習的研究發現，補習項數對教育成就有顯著的正影 響，不過影響大都不大(李敦義，

2006

;林大森、陳憶芬， 2006 ;孫清山、黃 毅志，

1996

;陳怡靖、鄭燿男，

2000

;劉正，

2006)

，相較於臺灣地區研究的 發現，臺東地區國中生學科補習項數對學業成績的影響則非常大，β 值高 達 .36 '這可歸因於'臺東地區國中生的母親大多為高中職以下的教育程度， 與母親為大專以上的教育程度者相比，較無能力教導子女學業上的問題，因而 導致學科補習的效益非常大，而本研究只以國二補習探討補習效益，採取一個 時間點橫斷面資料的分析方式，很可能仍會低估補習累積的長期效益，若能加 入國一與國三，甚至於高中職的補習與成績資料，所估計補習累積的長期效益 可能會更大，而本研究末採用多個時間點資料做分析，主要是受限於研究資料 不足。 在國內的補習教育研究中，探討重點大多放在「是否有補習」、「補習項 數」或「補習時數」對升學、教育年數、學業成績的影響上(巫有錯，

1999 '

2007

;林大森、陳憶芬，

2006

;陳|台靖、鄭燿男，

2000

;黃毅志、陳俊瑋，

2008

;劉正，

2006)

，這些補習變項測量，其實包含了許多細項(校內課輔、 校外補英文、校外補學科、請家教)，若不探討細項的影響，就無法判斷是哪 一項補習影響了學業成績，將有礙於進一步暸解補習效益的全貌，本研究即依 此考量，先分析補習項數對學業成績的影響，並進一步分析各細項補習的效

林怠敏、黃級志 坊，艙，是通II通霄擅闢誨，自語iI~)]戶--~

73

益，而本研究發現，參與校內課輔較低可提高成績 5.64分，校外補英文提高成 績8.59分，校外補學科提高成績 6.70分，雖然臺東地區國中生參與各細項學科 補習的效益有所不同，不過大都對提高學業成績有很大的效益，至於家教則無 顯著助益，不過這可能是參與家教者太少所致。 本研究發現叉顯示，參與學科補習時數與學業成績之間為先升後降的非 直線關係，這和黃毅志與陳俊瑋 (2008 )、劉正 (2006 )的研究發現類似 o (二)背景變項對補習的影響

在臺東地區出身背景對參與學科補習項數的影響相當大，

R

2

_為

_{.216 (見表}

6)

;這與最近林大森與陳憶芬(2006) 、黃毅志與陳俊瑋(2008) 、劉正

(2006

)的研究發現，臺灣地區出身背景變項對補習參與影響很小，有很大的 不同，這可歸因於，臺東縣是臺灣地區社經地位最低、原住民比率最高的縣 市，仍有許多出身背景不佳者，少有補習機會，如低社經背景、原住民學生， 而不同出身背景者，參與學科補習機會仍有許多差別(參見表1)0 (三)背景變項透過參與學科補習對學業成績的影響 在臺東，由於背景變項對參與學科補習的影響相當大，參與學科補習對 於學業成績的影響叉非常大，有別於整個晝灣地區，因此，在臺東參與補習仍 是出身背景影響教育成就的重要中介變項 o

伍、結論與建議

一、結論 (一)補習項數對學業成績的影響 本研究發現，學科補習項數對學業成績有顯著的正影響， β 值高達.36

'

是所有變項中對學業成績影響最大的變項，才藝補習項數對學業成績則無顯著

74

<當代教育研究〉季刊第十七卷第三期 m 叮{-{圳叫叫川仙叭IIa汀仙川…T肝T ，1司…1·1叫·1叫了Hι 影響。校內課輔、校外補英文、校外補學科均有助於提高學業成績，而請家教 對學業成績無顯著影響;各項才藝包括:校外電腦班、校外學樂器、校外書法 班、校外繪畫班、其他才藝班，也對學業成績無顯著影響;至於補習時數與學 業成績的關係'為先升後降的非直線關係。 (二)背景變項透過學科補習項數對學業成績的影響 1.母親教育程度:母親教育程度愈高，子女參與學科補習項數也愈多，這 也有助於提高學業成績。 2.父親職業:父親為上層白領、基層白領，子女參與學科補習項數多於勞 動工人者，大致有父親職業愈高，子女參與學科補習項數愈多的現象，這也有 助於提高學業成績。 3. 家庭收入:家庭收入愈高，子女參與學科補習項數愈多，這也有助於提 高學業成績。 4. 姐妹數:姐妹數愈少，參與學科補習項數愈多，這也有助於提高學業成 績。 5. 學校所在地區:就學一般非原住民鄉鎮學生，參與學科補習項數低於臺 東市學生，這將不利於提高學業成績。 6.性別:女生參與學科補習項數多於男生，這有助於提高學業成績。 7.原漢族群:在控制了其他背景變項後，原住民參與學科補習項數仍較漢 人少，這將不利於原住民的學業成績。 母親教育程度、父親職業、家庭收入愈高，姐妹數愈少，學科補習項數 愈多，就學臺東市學生補習項數較多，原住民補習項數較少，主要可歸因於這 些背景變項對參與校外補英文、補學科的機會影響較大。

(三)原漢族群參與學科補習不同對學業成績差距的解釋力

臺東縣原漢國中生學業成績有很大差距，漢人學生平均分數 55.53 分，比

學 林蠶敏、黃教志

_們

75

r

繫鸝鸝觀意寶寶寶草草宙 E敵軍閥富 原住民學生 42.76分，高出 12.77 分。根據路徑分析結果，在控制了其他背景變 項與學科補習變項後，原漢成績差距縮小到 3.77 分，代表本研究已找到造成原 漢成績不同的主要機制。在此機制中，學科補習扮演的中介角色分述如下: 1 原漢族群透過參與補習對學業成績的影響機制 在控制其他背景變項後，原住民學生參與學科補習項數仍較少，因而造

成學業成績較漢人差。

2原漢族群在其他背景變項上的不同，而透過學科補習對學業成績的影響 原住民學生的學科補習項數低於漢人，除了有原住民參與補習項數較少 的影響外，原住民社經背景較漢人差、姐妹較漢人多、就學一般非原住民鄉鎮 學校的百分比較高，也是造成其參與學科補習項數比漢人低的原因之一。 3 原漢族群參與學科補習差異對於原漢學業成績差距所能解釋的百分比 以增加一項學科補習可提高成績 6.74分做計算(見表 4)' 原住民平均學科 補習 0.57 項，比漢人( 1. 26項)少了 0.69 項(見表 1

)

，造成原住民於學科補習 項數成績低於漢人4.65 分， f占原漢平均學業成績差距( 12.77分)的36.4% ;單 單參與學科補習項數就能解釋原漢成績差距相當大的百分比，這可歸因於，在 晝東的學科補習對學業成績有很大影響力，以及背景變項對學科補習的影響也 相當大。 二、建議 (一)加強校內課輔，降低原漢學業成績的差距 本研究發現，參與學科補習可提高學業成績，而參與校內課輔可提高成 績 5.64分，雖比不上校外補英文可提高成績 8.59 分，校外補學科可提高成績 6.70分，不過，也具有不錯的效益。學生為了提高學業成績，除了認真投入學 校課程的學習外，可考慮參與效益較高的校外補英文、校外補學科，若不想花

76

<當代教育研究〉季刊第十七卷第三期 柯:川~::r:rrr:l'耐心叫 費太高叉要有成效，參與校內課輔則是最佳選項。 此外研究也顯示，家庭收入是影響參與校外補習的重要家庭背景變項， 對於高收入家庭子女而言，參與校外補習是提高學業成績的重要策略;而原住 民學生參與較少的校夕仲甫習，家庭收入較低是重要的原因之一，導致學業成績 較漢人差。根據本研究的發現，原住民學生參與校內課輔比率也只佔 38.9%

'

低於漢人 (5 1. 5%) ，由此可見，校內課輔的參與還有很大成長的空間，因 此，原住民學生應多參與費用低廉、效果不錯的校內課輔，以提高學業成績; 同時未來教育與學校當局應力圖推動原住民學生參與校內課輔，使得原住民在 參與校內課輔比率能超過漢人，以克服或降低原住民出身背景的劣勢。 有鑑於校內課輔能有效提高學生成績，因而有必要擴大深入辦理，以縮 小城鄉補習班及原漢成績差距的問題;若能再提升教師的教學專業技能，使參 與校內課輔者的成績等同，甚至超越校外補英文、校外補學科者，或許這是降 低學生對校外補習依賴與減緩補習班成長的對策。 (二)對未來研究的建議 1.影響國中生參與學科補習的變項，除了本研究的族群、性別、社經背 景、學校所在地區、兄弟姐妹數等變項外，在控制其他出身背景之後，原住民 補習項數仍比漢人少.40項(見表6) ，這可能是因為原住民缺乏漢人重視教育 的文化傳統，而導致原住民學生的父母教育期望及學生的教育抱負都比漢人來 得低(巫有錯，

2007)

，未來對於國中生參與補習的解釋變項仍可加入其他變 項，例如:父母期望、教師期望、同儕抱負、學生本人抱負等(Sewell

&

Hauser

,

1975)

，很可能期望愈高，抱負愈高，參與學科補習愈高，而加入這些 變項將可加強對參與學科補習的解釋力。 2.建議未來補習研究可將時間軸線拉長，可從國一樣本追蹤到國三樣本， 乃至於高中職樣本，同時蒐集各年級的補習與成績資料做分析，這樣所估計的

林麗敏、黃毅志 心只可令幣;豆豆嗯嗯繡買車震蕩1踴噶廈liD!噩噩種重組閣

77

多時間點累積之補習效益可能更大，不僅有助於檢討先前研究者的研究成果， 更能提出有力的證據與觀點和先前採單一時間點補習資料來分析補習效益的研 究(巫有錯，

1999 ' 2007

;劉正， 2006) 進行對話。 3. 由於本研究使用的是次級資料分析，學科補習細項的劃分，受到原題目 設計的限制，只能將校外補英文獨立出來，至於校外補學科則無法細分，也無 法進一步分析各科補習的效益。對於未來補習研究的題目設計，在校外學科補 習方面，除了校外補英文之外，仍有必要將數學、理化科目獨立出來;在才藝 補習方面，若欲探討原住民的特殊才藝補習，也有必要在題目設計時，加入體 育、歌唱與舞蹈、的項目，才較能對補習教育做更寬廣、深入的研究，特別是探 討原住民是否能透過特殊才藝補習達成向上流動。