黃政仁、黃偉婷 學習成效關聯性之研究 117 教育科學研究期刊 第六十二卷第四期 2017 年，62（4），117-143 doi:10.6209/JORIES.2017.62(4).05
家庭資源、學習態度、多元入學管道與學習
成效關聯性之研究：以臺灣某大學為例
黃政仁
*黃偉婷
東海大學 會計學系 東海大學 會計學系摘要
本研究主要目的在探討家庭資源、學習態度、多元入學管道與學習成效之間的關係。研 究對象主要是個案大學的大一學生，並控制學生之背景變數，建構以家庭資源為自變數，學 習態度、多元入學管道與學習成效為依變數的廣義結構方程模型。有別於過去的研究，本研 究將學習成效分為智育及服務學習之學習成效，且智育之學習成效包含較具客觀性的會考成 績。研究結果顯示，家庭資源愈豐富，學生智育與服務的學習成效反而愈差。其次，家庭資 源愈豐富的學生傾向於選擇甄選入學管道。最後，學生的學習態度愈佳，則無論智育或服務 之學習成效也會愈好。 關鍵詞： 大學多元入學管道、家庭資源、學習成效、學習態度 通訊作者：黃政仁，E-mail: cj0623@thu.edu.tw 收稿日期：2016/11/08；修正日期：2017/9/10、2017/10/12；接受日期：2017/10/26。118 學習成效關聯性之研究 黃政仁、黃偉婷
壹、緒論
「教育」是人類社會教化培育其新生代的一種事業，在教育事業中，實施教育的機構， 除學校外還有其他類型，諸如：家庭、社會組織、宗教團體等，但終究是以學校教育為主體 （張春興，2004）。而高等教育是孕育人才的重要教育階段，具有培育人才、學術研究和社會 服務的功能。高等教育辦學成效良窳，深深影響國家建設及社會發展（吳清山，2011）。 健全的入學制度作為篩選人才的機制，是決定進入大學門檻人才素質良莠的焦點，因此， 政府近年來投入大量教育經費，進行了一連串高等教育革新工作，自 1992 年完成了「我國大 學入學制度改革建議書－大學多元入學方案」，至今已近 30 年，期間經歷試辦學科能力測驗 和推薦甄選、申請入學、考試分發、甄選入學、繁星計畫、繁星推薦入學等，改革的原則傾 向改進過去聯考制度「一試定終身」的弊端，重視「考招分離」、「招生自主」、「多才選才」、 「平衡城鄉，改善地區高中入學機會的差距」等，一方面尊重大學學術自主選擇，另一方面 考生也可以考量自身專長與興趣，選擇適當的入學管道進入適所適才的大學就讀。而多元入 學方案已實施多年，學生透過多元入學管道進入大學後的學習成效如何，是主管機關、學校、 家長及學生都相當關心的議題。 有許多研究指出，家庭資源對學習成效具有影響性（田芳華、傅祖壇，2009；李文益、 黃毅志，2004）。對於家庭資源相對較有利的孩子而言，會較有時間與機會去做多方面的學習， 並有較大的機率表現較好的學習成效與習得特殊技能，這些條件是有利於選擇甄選管道入 學。然而，根據行政院主計處及財政部財稅資料中心統計資料顯示，臺灣的貧富差距每年以 驚人的速度持續成長中，在現行的多元入學管道方案中，可能對家庭資源較豐沛的孩子比較 有利，但這是否代表著家庭資源較匱乏的孩子就一定會受到客觀環境的條件所限制，無法發 揮其潛能呢？因此，在現行的高等教育招生方案下，家庭教育資源有所差異的學生，其入學 後的學習成效如何，係本研究所欲探究的動機之一。 學校教育的對象是學生。學校對學生施教，從全人教育的觀點而言，學校教育是在追求 理想：希望在施教活動上能做到德、智、體、群、美五育並重，也希望能使所有學生都獲得 知、情、意、行四方面的成長（張春興，2004）。也就是說，學校教育除了重視學科的知識發 展外，也應兼顧學生的身心發展、幫助學生培養多元的能力，使學生能學習及獲得適合其個 人所具條件及心理需求的教育效益，以便協助其達到自我實現的理想，也因此教育的價值並 不侷限於智育的發展上。教育部對高等教育的規劃目標之一，也明定在克盡社會責任方面： 鼓勵大學校院推動「課程」結合「社區服務」的學習，深化服務學習課程內涵，促進大學投 入社會服務，積極參與社會及國家事務（教育部青年發展署，2017）。目前，已有多所大學校 院為了教育及培養學生良好品德、價值觀、人格、倫理等，將服務學習課程納入學校正式課黃政仁、黃偉婷 學習成效關聯性之研究 119 程中，由此可知，健全學生人格的服務學習教育在校園生活中扮演了愈來愈重要的角色。 關於影響學習成效的因素一直是以往研究相當重視的議題，從相關理論與過去的研究可 發現，影響學習成效的因素不外牽涉到四個層面：家庭、個人、學校和環境（李敦仁、余民 寧，2005）。家庭層面指的是父母親能提供給子女的有形及無形資源，如提供舒適的讀書環境、 教育設備、父母親投資在子女身上的補習、家教及才藝費用、良好的親子關係及對子女教育 積極地參與支持等（田芳華、傅祖壇，2009；李文益，2004；李文益、黃毅志，2004；Guo & Harris, 2000; Hofferth, Boisjoly, & Duncan, 1998; Scott, 2004）。個人層面指的是學生的智力表 現、學習動機、學習態度、人格及自我期許等（劉秀菊、丁原郁、鄭如安，2010；蕭佳純、 董旭英、饒夢霞，2009；Guo & Harris, 2000）。另外，即使我國高等教育制度已歷經數次改革， 各界對於現況的教育制度仍不乏有批評和建議的聲浪，但對於大學招生後學生之學習成效卻 鮮少繼續追蹤與分析。本研究目的除了探討家庭資源與個人的學習態度如何影響學生學習成 效外，也探討由於大環境的教育制度變革，學生是否會因選擇不同的多元管道入學而造成學 習成效有所差異。且過去多數研究僅探討智育的學習成效，甚少納入服務學習成效。有鑑於 此，本研究除了探討家庭資源、個人學習態度、多元入學管道對智育學習成效的影響外，亦 探討上述因素與服務學習成效的相關性。
貳、文獻探討與假說發展
家庭是每個人一出生第一個接觸到的教育環境，家庭對個人影響的範圍和層面相當廣 泛，無論是在生理、心理發展、價值觀、人格養成、學業成就等，家庭對於個體的發展影響 深遠（Coleman, 1968）。因此，本研究首先討論家庭資源對於學生學習態度、多元入學管道的 選擇，以及學習成效影響的相關文獻與假說，並進一步探討學生學習態度與多元入學管道選 擇對於學習成效影響的文獻與假說。一、家庭資源與學習態度之關係
過去研究認為，家庭資源對於學生的學習態度是有影響的，有學者指出家庭背景較佳的 學生，其父母採多鼓勵、支持並給予包容的管教方式，進而影響子女的認知發展，讓子女可 以在具有較正面態度的環境下成長並學習（Dodge, Pettit, & Bates, 1994），子女因而有可能養 成對於人、事、物保持著較積極的學習態度。然而，Coleman（1988）表示，在人力資本與財 務資本較匱乏的家庭環境中，父母仍可妥善運用社會資本，為子女創造出較佳的學習教育環 境，也就是說家庭背景條件較不優渥的學生，仍能透過其他方式降低因家庭背景較不佳所導 致的不利學習因素。也有學者認為家庭背景較不具優勢的學生，有可能基於想要擺脫社經地 位較不高的劣勢，認為天助自助者，因此努力向上、奮發圖強並積極進取，保持良好的學習 態度（蕭佳純等，2009）。李文益與黃毅志（2004）的研究則顯示，父母社經地位對於學習成120 學習成效關聯性之研究 黃政仁、黃偉婷 效的影響並未達顯著水準，其原因可能是相較於高社經地位的學生，低社經地位的學生往往 能以學習動機較強烈，以及較積極的學習態度等來彌補家境的不足。 綜合上述研究分析可知，較優渥的家庭背景可能養成子女有較積極的學習態度，但家庭 背景較不優渥的學生，也可能因此激發更積極的學習態度，因此，家庭資源對於學生學習態 度的影響並無一定的定論，綜合以上論述，本研究推論以下假說： H1：家庭資源會影響學生之學習態度。 H1a：家庭資源會影響學生之智育學習態度。 H1b：家庭資源會影響學生之服務學習態度。
二、家庭資源與多元入學管道之關係
Bourdieu（1977）認為透過社會化的過程會產生不同的社會階級，在不同的社會階級也會 發展出各層階級的物質生活習慣及不同的認知，同一階層的人會擁有較相近的文化品味及生 活態度，而這些不同社會階層的消費能力是不平等的。Bourdieu 更進一步指出，出身於上層階 級的學生，其文化資本在學校教育中係居於主導地位，因其家庭環境較屬於中產階級文化， 而學校傳播的教育環境較傾向中產階級的意識型態，在家中的學習，使他們較熟悉學校教育 的文化意識，故相較於下階層的學生，出身上階層的學生居於優勢地位，其擁有的精緻文化 （如：聽音樂會、國樂、觀賞舞臺劇等）愈高，使其易與教師溝通，會有利於與教師之間的 互動，因此可能得到更多的關注，也較容易讓教師覺得有天分，並較易獲得教師的青睞，進 而有助學業成就的提升及順利升學（李文益，2004；李文益、黃毅志，2004；李敦仁、余民 寧，2005；Aschaffenburg & Maas, 1997）。「文化資源」（culture resources）是由 De Graaf（1986）和 Farkas、Grobe、Sheehan 與 Shuan（1990）所提出，並擴大文化資本的概念。1文化資源除了包括 Bourdieu 的文化資本之 外，還包括家庭每週閱讀的時間、家庭的讀書風氣、上圖書館次數，以及學生平日的生活習 慣與學習風格，如：課程出缺席狀況、儀容裝扮、作業繳交等。Farkas 等更進一步證實了好的 文化資源，如：良好的學習習慣與生活風格，對學習成效具有正面的影響力，且中下階層的 學生和家長，因不具備這種特定程度的文化資源，在升學篩選的過程中就被淘汰，或轉而選 擇進入一些非學術性的職業生涯（李文益、黃毅志，2004）。 根據上述文獻分析，家庭背景因素會直接或間接影響學生的認知發展、應對能力、學校 教師對於學生的觀感、舉止談吐、儀態等。擁有較佳家庭社經背景的子女也較多機會能透過 家庭讀書氣氛，如：學習父母閱讀雜誌、報紙的行為來增加課外知識，也擁有較多機會從事
1 文化資本（cultural capital）是由法國社會學家 Bourdieu（1977）提出，文化資本指的是個人在成長過程中，
黃政仁、黃偉婷 學習成效關聯性之研究 121 多元的戶外活動，如：參加音樂會、聽歌劇、欣賞國樂、參訪博物館等，子女可從中做學習， 進而擴大自我的視野，也因此有可能鍛鍊出較佳的談吐、儀態舉止及表達能力，並較易維持 良好的體態及形象。擁有較佳家庭社經背景的子女也較有機會能學習非學校課業的課程，如： 彈奏樂器、珠心算、書法、寫作、繪畫、學習多國語言等，進而擁有非學校課業內的才藝技 能。現行之甄選入學管道非常重視學生的才能或才藝，以及口試時的儀態與口才等項目（李 文益，2004）。因此，家庭資源愈豐富，可能擁有愈多符合甄選入學管道的條件，如：可能擁 有較多元的才藝、具有較良好的表達能力、較注意自我的儀態舉止、擁有較多的自信等，故 甄選入學方式較有利於此種類型的學生。綜上所述，本研究發展出假說二如下： H2：家庭資源愈豐富的學生傾向於選擇甄選入學管道。
三、家庭資源與學習成效之關係
在心理學領域被視為是第一位最具權威的人格發展理論學者 S. Freud 強調六歲以前的家 庭生活，會影響畢生的人格發展（吳武典、林繼盛，1982；張春興，2004）。著名的心理社會 期發展論的創始人 Erikson（1963）將人生全程分為八個時期，個體從出生到青年期的前 20 年，就占了五個時期，且此五個時期正值學前接受家庭的非正式教育與入學接受學校的正式 教育階段，家庭與學校教育的適當與否，必然會影響個體人格的發展。 Coleman（1968）及 Teachman（1987）指出，影響學生學習成效最關鍵的因素是存在於學 生的家庭環境內，認為家庭社經背景是個人學習成效的關鍵因素。家庭不僅是生命的搖籃， 家庭教育更是個人教育的根源。Coleman（1988）認為人力資本（human capital）與財務資本 （financial capital）皆會影響子女的學習成效。「人力資本」在家庭中指的是父母親的教育程 度；「財務資本」指的是家庭的收入與財富，在研究上，一般認為收入及財富、教育程度及職 業類別是很重要的社會階層和社經地位的衡量指標，其中又以職業類別被視為是個人社經地 位的最佳單一指標（黃毅志，2008）。 Coleman認為家庭的人力資本愈豐富，也就是父母的教育程度愈高，除了愈能為子女營造 有利的教育學習環境外，也更能刺激子女「高層次的認知發展」，進而有助於子女學習成效的 取得與獲得較多的升學機會（李敦仁，2007；李敦仁、余民寧，2005）。而 Warr 與 Downing （2000）提出所謂的「高層次認知發展」指的是訊息進入感官記憶後被個體加以重視，進而 利用理解、分析、思考、推理、批判、綜合及評鑑等方式將訊息加以處理。欲將不同訊息間 互相比較、對照、組織及彙總，需要較高的認知能力，運用這些較高層次的認知發展會有較 好的學習成效表現，也可以增加學習的理解程度和解決問題的能力，進一步透過不斷地練習 還可以幫助學生將所學的知識轉化，並應用到新情境或新事物，以提升其學習的深度與廣度 （Fisher & Ford, 1998; Gettinger & Seibert, 2002; Vermunt & Vermetten, 2004）。122 學習成效關聯性之研究 黃政仁、黃偉婷 財務資本的測量指標可分為兩大類：有形的物質資源和無形的物質資源。所謂的有形物 質資源，大多數以家庭所得作為其衡量指標；而無形物質資源，指的是父母願意花錢投資在 子女身上的補習費用，大多以補習班、安親班、才藝班及請家教等作為其衡量指標。李敦仁 與余民寧（2005）和黃毅志（2005）認為父母的教育程度愈高，社經地位愈高，家庭的所得 收入也可能愈豐富。李敦仁與余民寧也進一步指出父母的教育程度愈高，社經地位愈高，父 母為了鞏固下一代的競爭優勢，會選擇為子女提供較好的讀書環境，或透過補習班、安親班、 才藝班等課後輔導方式，來提升子女的學習成效。 綜上所述，父母親的教育程度愈高，其子女的認知發展有可能愈傾向於高層次的認知發 展，而高層次認知發展的理解、分析、思考、推理、綜合能力等，有助於學生在學校學科上 的學習，且幫助學生將所學知識內化並應用於其他學科或新事物，進而提升智育學習的成效。 而父母的社經地位愈高，除了能提供子女較有利的學習環境、教育資源及教育設備，甚至能 擁有許多課後資源，例如：利用課後接受補習教育、僱用家教、安親班等方式來補強並增加 其子女對於課業學科的熟悉度，使其在學科的學習障礙較家庭資源貧瘠的學生要來得小以 外，擁有較佳經濟家庭背景的子女，也較無須協助家中工作或額外花時間打工，能擁有較多 時間專心做學業上的學習。 另外，父母的教養方式和子女的行為及心理發展密不可分，Conger 等（1992）研究指出， 父母教養方式會因社經地位而有所不同，並進一步影響了子女的行為與認知發展。身於家庭 資源較豐富的子女有可能從小受到較積極性的教養方式，經過長時間耳濡目染較正面及溫暖 的教育方式，而認知發展有較大機率發展為擁有幫助人、對人友善、負責感、信任、自信心 等特質，因此對於服務學習成效有正向影響。但富裕家庭的子女也可能在家裡養尊處優，較 少參與家務，久而久之養成惰性（周新富，2006），因此對於服務學習成效有負向影響。綜合 上述推論，本研究發展出下列假說： H3：家庭資源會影響學生之學習成效。 H3a：家庭資源會正向影響學生之智育學習成效。 H3b：家庭資源會影響服務學習成效。
四、學習態度與學習成效之關係
一般而言，在學生的學習過程中，最注重的是學習成效，而學習態度是影響學習成效好 壞相當重要的因素。學習態度包括的內涵相當廣泛，例如：主動學習、學習心態、學習態度 認知、時間支配、學習技巧、時間管理、努力經營等，皆被視為是學習態度的內涵。 Rogers（1969）認為有效的學習只能出自於學生主動、發自內心及全心的投入，如此才能 讓學生嘗試思考問題和尋求答案，進一步啟發學生的心智，並提升學習成效。Rogers 也認為黃政仁、黃偉婷 學習成效關聯性之研究 123 學習者負責任的參與學習的歷程，能提升其學習成效，即學習態度是影響學習成效的關鍵因 素，學習態度愈佳，對學習成效愈有助益。許多研究者也指出學習態度和學習成效間具有直 接或間接的相關性，例如：蕭佳純等（2009）指出學習態度愈主動積極、對於自己教育期望 愈高的學生，愈可能產生較佳的班級互動，也較有良好的學習成效。洪昆裕與董興國（2006） 指出網路學習者的參與程度愈高時，則網路學習的績效就愈高，也就是說學習者願意使用學 習資源，其參與程度愈高，對於學習成效會有提高的作用，其中也隱含了學生主動學習的成 效會較被動學習的成效要來得佳。National Institute of Education（1984）認為學生投入與融入 的學習態度是決定教育成果的關鍵因素，亦即學生會因投入活動的程度不同而呈現出不同程 度的學習成效，投注於學習經驗的時間、能量、品質愈高，其收獲也就愈多。林梅琴（2009） 研究指出，學生對於服務學習的認知和投入程度愈高時，其服務學習的獲益也愈多（Conrad & Hedin, 1991）。因此，綜合上述文獻，本研究發展假說四： H4：學生之學習態度會正向影響學習成效。 H4a：學生之智育學習態度會正向影響智育學習成效。 H4b：學生之服務學習態度會正向影響服務學習成效。
五、多元入學管道與學習成效之關係
多元入學方案從 2002 年開始正式實施，至今雖已實施數年，但每年實施的成效仍是各界 關注的焦點。大學多元入學方案的主要精神係大學校系依其特色選擇招生管道，訂定招生條 件，招收志向、興趣與能力相符的學生，以及學生能依其志向、興趣與能力，選擇適合的大 學校系就讀（大學招生委員會聯合會，2017）。根據大學入學考試中心（2010）所做的研究指 出，大學教授、大學生、高中教師及高中生認同「多元入學」可顧及學生特殊才能和性向、 提高學生參與社團及校外活動的意願，可見多元入學方案對學生學習生活應有正面影響。 大學多元入學方案行之有年，已有學者以多元入學為專題欲探討學生以不同的入學管道 進入大學後的學習成效。有許多研究指出，以甄選入學管道入學的學生，其在入學後的學習 成效較為突出，如：田芳華與傅祖壇（2009）研究發現，在控制性別、家庭社經地位、領域、 公私立學校和學習主動性後，個人申請和推薦入學者的學業表現比考試分發來得好。李文益 （2004）研究調查顯示，推甄生之學業成績優於聯考入學者，但歸究影響學生學習成績的因 素後，發現文化資本是造成不同入學管道者成績不同之因素。何福田、林顯輝、黃冬富、李 武仁與林春菊（1997）研究指出，推薦甄選入學的學生無論在一般行為表現或學術性向表現 均優於一般生，且推薦甄選入學的學生對校系的瞭解程度、滿意度均高於一般生，也較一般 生有較佳的課程適應，其整體表現普遍受到學習教師們的肯定。大學入學考試中心（1999） 委託研究也指出，83 學年度至 87 學年度的推薦生，在大學的成績優於系上整體學生的平均表124 學習成效關聯性之研究 黃政仁、黃偉婷 現。 綜合上述文獻，以甄選管道入學的學生有可能因入學制度的設計，在入學前先經過篩選， 在學科能力測驗表現需較他人優異，且以甄選管道入學的學生在選擇推甄與申請入學大學校 系以前，通常也會先對自我性向與興趣是否符合目標大學系所做深入瞭解，爾後才選擇符合 自我條件與興趣的校院就讀，此情況有助於入學後無論在智育或是服務學習成效的提升，故 本研究發展出假說五： H5：以甄選管道入學的學生其學習成效較佳。 根據先前文獻探討與假說發展，本研究發展五大研究主題：（一）探討家庭資源與學習態 度；（二）探討家庭資源與多元入學管道之關係；（三）探討家庭資源與學習成效之關係；（四） 探討學習態度與學習成效之關係；（五）探討多元入學管道與學習成效之關係。本研究之觀念 性架構如圖 1 所示。 圖1. 本研究之觀念性架構
參、研究設計
一、樣本選取與資料蒐集程序
資料來源的方式除了透過問卷方式蒐集外，個案大學也協助提供相關資訊。本研究以個 H2 多元入學管道 申請入學 考試分發入學 家庭資源 家長教育程度 家長職業 學習成效 智育學習成效 服務學習成效 H5 H3 H1 H4 學習態度 智育學習態度 服務學習態度黃政仁、黃偉婷 學習成效關聯性之研究 125 案大學 101 學年度參與初級會計學會考及勞作教育服務學習課程的大一生為主要問卷施測對 象。採用問卷方式蒐集的資料包括：家庭社經背景與學習態度等資料；而由個案大學教務處 協助提供的資料包括：學生之入學管道、中文成績、英文成績、經濟學成績、初級會計學成 績、勞作教育成績、性別及畢業前學校。本問卷結合相關文獻及考量個案學校實際情況後編 製，問卷初擬後，經過預試，再經過修改後正式施測。施測對象包括：企業管理學系 209 位、 財務金融學系 143 位、國際經營與貿易學系 226 位、會計學系 131 位及經濟學系 201 位，共 計 13 個班級，910 位學生。 正式施測時，本研究共發出 910 份正式問卷，回收 737 份，回收率為 81%，將回收的學 生問卷與個案大學所提供之資料合併，合併後樣本數為 728 筆，剔除樣本遺漏值及無效樣本 後的樣本數為 622 筆，再進一步選取符合本研究測試目的之多元入學管道類型：個人申請入 學及考試入學後，共有 552 筆成為正式分析樣本數。
二、變數衡量
本節係介紹各變數的定義與衡量標準，參照學者所提出的變數與方法，選擇符合研究目 的之指標作為代理變數，茲將變數定義如下：（一）依變數
1. 學習成效
本研究所使用的學習成效指標分為兩類：智育學習成效及服務學習成效，茲分別說明如 下：(1)智育學習成效
個案學校每學期舉辦初級會計學會考，會考的目的係為了評量學生是否具備會計基本能 力。會考的特色有別於一般課程的學習測驗，不但受試系所的學生應試的考卷試題一致，也 需於統一規定的時間應試，兼顧了客觀與公平性。而學生大會考的學習成效相較於一般課程， 具有在不同班級間比較學習績效的特色（可比性）。一般而言，同一門課程名稱，會因不同班 級由不同授課教師出題，而有不同系所試題難易程度不一的現象，不同班級間的學習成效也 較無法精準地比較。初級會計學會考因有統一的評分標準，無評分不公的疑慮，因此，本研 究將個案學校的初級會計學會考學習成效納入智育學習成效的指標中。另外，本研究也加入 個案大學學生的中文、英文與經濟學的學習成效平均值，作為衡量智育學習成效的測量指標。(2)服務學習成效
個案學校的服務學習教育乃是以勞作教育為基礎，勞作教育服務學習課程的實施目的是 要使學生在正常的課程學習外，還可獲得有關服務學習的教育價值，透過校園環境的整理過 程，培養學生自律、負責任、團隊合作的能力與精神。勞作教育服務學習課程的實施並不會126 學習成效關聯性之研究 黃政仁、黃偉婷 因學生身分而有差別待遇，只要是每位剛入學的新生，皆需接受此寶貴的人格教育，因此也 讓學生學習到人格平等的真諦，更從中教導學生進一步將所學以感恩及回饋的心態奉獻予社 會。另外，每學期均有「勞作課程日」，內容包括八個主題：用嚴謹態度做事、站在對方的立 場看問題、與環境共舞、在團體中成長、自我管理、團隊力量大、另一個家鄉及全方位的成 長等，議題強調勞作理念與公民素養，希望學生從服務學習中奠定基礎，然後從服務的過程 中精進專業與態度，最後發揮自己的所長回饋社會。綜上所述，本研究以勞作教育服務學習 課程的學習成效作為服務學習成效的衡量變數。
2. 學習態度
學習態度主要係為了探討學生對於智育的學習態度及服務的學習態度，皆為正向計分 題。在回答選項上均以 Likert 的五點量表計分，分數愈高代表同意程度愈高。「非常不同意」 為 1、「不同意」為 2、「沒意見」為 3、「同意」為 4、「非常同意」為 5。(1)智育之學習態度
本研究主要參照吳淑禎與李咏吟（2007）編製的「大學生效率學習量表」及張苙雲 （2017）於「臺灣教育長期追蹤資料庫」刊載的問卷資料改編而成，智育學習態度的衡量題 目共有八題，題號的分配為正式問卷中的「第二部分學習態度問卷」的題號 1 至題號 8，包括： 「我不會讓別的事耽誤功課」、「我會自動複習上課教的東西」、「在學習上碰到困難時，我都 會設法弄懂」，以及「我會主動發問或回答問題」、「當我遇到疑難時，我會去請教老師、同 學或師長」、「我有想要學習的熱忱」、「我認為學習對我而言是很有用處的」及「我認為讀書 的目的在求知識而非爭取好的成績」。(2)服務學習態度
本研究主要參照 Shiarella、McCarthy 與 Tucker（2000）共同編製的大學生「社區服務態 度量表」（Community Service Attitudes Scale, CSAS）改編而成。服務學習之學習態度的衡量題 目共有九題，題號的分配為正式問卷中的「第二部分學習態度問卷」的題號 9 至題號 17，包 括：「我覺得參與勞作教育是一件有意義的事」、「我覺得我所付出的勞作教育時數，是有價值 的」、「在勞作教育的過程中，我積極投入」、「我認為將勞作教育納入大學課程中是件有意義 的事」、「貢獻我的能力將使校園環境變得更好」、「我對校園環境的貢獻將造成真正的改變」、 「藉由參與勞作教育而有貢獻感及有用感對我來說是重要的」、「從參與勞作教育中獲得漸增 的責任感對我來說是重要的」，以及「我覺得我有義務貢獻校園」。3. 入學管道
目前大學入學管道有三種：「繁星推薦入學」、「個人申請入學」及「考試入學」（大學招 生委員會聯合會，2017）。其中，多元入學管道中的繁星推薦入學，因其實施的主要目的係為 了高中均質、區域均衡及平衡城鄉差距，與個人申請入學及考試入學的性質有所差異，故本黃政仁、黃偉婷 學習成效關聯性之研究 127
研究並不將繁星推薦入學之樣本納入分析。本研究將個人申請入學歸類為甄選入學，設定為 1，考試入學設定為 0。
（二）自變數：家庭資源
根據過去文獻（李敦仁，2007；李敦仁、余民寧，2005；蕭佳純等，2009；Guo & Harris, 2000; Psacharopoulos & Tassoulas, 2004），家庭資源之衡量包括家長教育程度與家長社經地位， 茲分別說明如下：
1. 家長教育程度
將家長問卷中「父／母親教育程度（較高者）」轉換為教育年數，作為測量指標。轉換方 式係按照國內學制將各級學校轉換為教育年數作為測量，未受任何教育或不識字者轉換為 0 年、國小程度轉換成 6 年、國中程度轉換成 9 年、高中（職）程度轉換成 12 年、專科程度轉 換成 14 年、大學程度以上程度轉換成 16 年，分數愈高代表教育程度愈高。2. 家長社經地位
以家長問卷中「家長職業類別」作為家長社經地位測量指標，計分方式參照黃毅志（2008） 編修的「改良版臺灣地區新職業聲望與社經地位量表」之建構，透過併類並簡化行政院主計 處的複雜職業分類，將職業轉換成五等順序尺度職業社經地位測量。其中，以農、林、漁、 牧工作人員與非技術工及體力工為 1；買賣服務及技術工為 2；事務工作人員為 3；助理專業 人員及技術員為 4：主管及專業人員為 5。數值愈大代表家長之社經地位愈高。（三）控制變數
本研究包含以下控制變數：1.性別：性別為虛擬變數，以男性為 1，女性為 0。2.兄弟姐 妹人數：以學生問卷中「家庭中兄弟姐妹人數？」，作為兄弟姊妹數目的衡量指標。3.入學前 學校：入學前學校為虛擬變數，高中體系為 1，高職體系為 0。肆、實證結果與分析
本節整理問卷調查所獲取的資料，根據研究目的、研究流程及假說發展，對所蒐集的資 料進行統計分析，並建構出以家庭資源為自變數，學習態度、多元入學管道及學習成效為依 變數的廣義結構方程模型（Generalized Structural Equation Model, GSEM），進行實證結果的分 析與討論。本研究所使用的資料分析方法包括：敘述性統計分析（descriptive statistics）、信度分析 （reliability analysis）、效度分析（validity analysis）與 GSEM 進行路徑分析（path analysis）。 首先，進行敘述性統計分析，並針對正式回收問卷執行信度與效度的測試後，再進一步進行 因素分析，以確認資料與模型之間的關係，接著再針對 GSEM 的實證結果進行探討與分析。
128 學習成效關聯性之研究 黃政仁、黃偉婷
一、敘述性統計分析
表 1 為變數的敘述統計表，由表中可知智育學習成效的平均分數為 74.70 分，服務學習成 效的平均分數為 79.79 分，這兩個變數代表學生學習績效的好壞程度。家庭資源多寡以家長教 育程度與家長社經地位衡量，其中，家長教育程度的平均值為 13.86，表示受測學生的家長教 育程度平均介於高中職與專科程度之間；入學管道之平均值為 0.37，表示選擇甄選入學的比 例約占 37%。兄弟姐妹（包含自己本身）平均人數為 2.53，最多為五人。性別與入學前畢業 學校皆為虛擬變數，其值分別為 0.40 與 0.98，表示 40%的學生為男生，98%的學生為高中畢 業。 表 1 敘述統計 變數 樣本數 平均數 標準差 最小值 最大值 智育學習成效a 522 74.70 7.843 45.75 93.50 服務學習成效 522 79.79 9.146 50.00 92.25 家長教育程度 522 13.86 1.998 9.00 16.00 入學管道 522 0.37 0.484 0.00 1.00 性別 522 0.40 0.491 0.00 1.00 兄弟姐妹人數 522 2.53 0.899 1.00 5.00 入學前畢業學校 522 0.98 0.127 0.00 1.00 a智育與服務學習成效皆是 101 學年度上學期的學習成績。 根據表 2 家長社經地位次數分配情況可知，學生家長職業最多為主管及專業人員，共有 221位，占所有研究樣本的 40%，其次是買賣服務及技術工，共有 154 位，占總樣本的 28%， 最少的職業是農、林、漁、牧工作人員及非技術工與體力工，有 55 位，占樣本的 10%。 表 2 家長社經地位次數分配 家長社經地位 次數 比例（%） 累積比例 農、林、漁、牧工作人員及非技術工與體力工 55 9.96 9.96 買賣服務及技術工 154 27.90 37.86 事務工作人員 65 11.78 49.64 助理專業人員及技術員 57 10.33 59.96 主管及專業人員 221 40.04 100.00 合計 552 100.00黃政仁、黃偉婷 學習成效關聯性之研究 129
二、信度分析
信度分析的意義在於檢測測量結果的穩定性（stability）或一致性（consistency）。穩定性 的意義是指研究者針對固定的受測者，利用相同受測方式，進行重複且多次研究後，其所得 到的結果都是相同的；一致性的涵義是指衡量同一量表之各項目之間的內容一致程度，量表 的信度愈高，表示該量表的測驗結果可信度愈高。而測量信度的方法有許多種，在 Likert 量表 中最常使用的方法為 Cronbach’s α 係數，本節針對智育學習態度與服務學習態度之各項目做信 度分析，並測試其量表的 Cronbach’s α 係數值。（一）智育學習態度
研究結果顯示，在未刪除任何題號前，共有八個題目，即原始問卷中的「第二部分：學 習態度問卷」的題號 1 至題號 8，其 Cronbach’s α 係數為 .795，而以標準化項目為準的 Cronbach’s α係數為 .799，其值表示可信度已達到「很可信」的程度（Nunnally, 1978）。再檢 視服務學習態度之項目整體統計量表後，發現可以不刪除任何題號就使信度達到最佳狀態， 因此不刪除任何題號。（二）服務學習態度
研究結果顯示，在未刪除任何題號前，共有九個題目，即原始問卷中的「第二部分：學 習態度問卷」的題號 9 至題號 17，Cronbach’s α 係數為 .922，而以標準化項目為準的 Cronbach’s α係數為 .922，其值表示可信度已達到「十分可信」的程度（Nunnally, 1978），而再檢視服務 學習態度之項目整體統計量表後，發現可以不刪除任何題號就使信度達到最佳狀態，因此不 刪除任何題號。三、效度分析
針對智育學習態度與服務學習態度之各項目做效度分析。本研究採用驗證性因素分析 （Confirmatory Factor Analysis, CFA）2檢定各構念是否具有適切的收斂效度（convergentvalidity）與區別效度（discriminant validity）（陳寬裕、王正華，2010）。
（一）收斂效度分析
1. 智育學習態度
根據 Bagozzi 與 Yi（1988）及 Fornell 與 Larcker（1981）提出有關收斂效度的檢驗標準， 包括：標準化要素負荷量（Standardized Factor Loading, SFL）、組合信度值（Composite
2 探索性因素分析（Exploratory Factor Analysis, EFA）乃是事前不知因素為何，目的在透過題庫中的項目萃取
構念，並用以建構量表。CFA 乃是根據理論所建構的構念及其包含的項目，驗證其符合的程度。由於本研 究的智育學習態度與服務學習態度皆有理論與文獻的支持，因此採用 CFA 進行效度分析。
130 學習成效關聯性之研究 黃政仁、黃偉婷
Reliability, CR）及平均變異抽取量（Average Variance Extracted, AVE）。其中，所有因素的 SFL 之平均值必須高於 .70（因為 .70 以上的平方才能使 AVE 達 .50 的標準值）且於 t 檢定時達顯 著水準、CR 宜大於 .60 及 AVE 大於 .50。不過根據 Hair、Black、Babin、Anderson 與 Tatham （2006）的建議，在實務上 AVE 為 .50 並不是很容易達到，因此潛在變數的 AVE 至少有達 到 .30 或 .40 的標準，大致上是接受的，這也意味著 SFL 至少也要達到 .50 的門檻。 本研究結果顯示，智育學習態度之收斂效度測試結果，其題號 8 的 SFL 並未達 .50 的標 準值，因此刪除題號 8。重新測試的研究結果顯示（如表 3 所示），SFL 皆達標準值 .50 以上、 CR為 .760，AVE 為 .587，皆符合標準值，因此測量模型是有效的，即問項能有效顯現出智 育學習態度的特質。 表 3 智育學習態度之收斂效度 題號 標準化要素負荷量 組合信度值 平均變異抽取量 題號1 .554*** 題號2 .564*** 題號3 .632*** 題號4 .544*** 題號5 .630*** 題號6 .598*** .760 .587 ***p ＜ .001.
2. 服務學習態度
本研究結果顯示（如表 4 所示），服務學習態度之收斂效度 SFL 皆達標準值 .50 以上、 CR為 .918 及 AVE 為 .675，皆符合標準值，表示此測量模型是有效的，即問項能有效顯現出 服務學習態度的特質。（二）區別效度分析
智育與服務學習態度間的相關係數為 .252，取平方值後為 .063，小於兩者 AVE 的最小 值 .587，因此本研究量表具有良好的區別效度。四、結構方程模型分析
本研究根據以往文獻理論，建構出以家庭資源為自變數，學習態度、多元入學管道，以 及學習成效為依變數的結構方程模型，探究變數間互相影響的關係。其中，由於多元入學管 道乃為二元變數，因此本研究採用 GSEM，在以多元入學管道為依變數的結構方程模型中，黃政仁、黃偉婷 學習成效關聯性之研究 131 表 4 服務學習態度之收斂效度 題號 標準化項目負荷量 組合信度值 平均變異抽取量 題號90 .818*** 題號10 .825*** 題號11 .648*** 題號12 .908*** 題號13 .693*** 題號14 .632*** 題號15 .806*** 題號16 .749*** 題號17 .601*** .918 .675 ***p ＜ .001. 乃以羅吉斯迴歸（Logistic regression）進行分析。以下針對本研究的結果進行分析與討論。 結構方程模型之路徑分析，可藉由所提出的研究假說構成之結構模型與資料之契合度驗 證研究模型的配適性與變數間的因果關係。根據表 5 分析結果顯示，卡方值及其 p 值分別為 33.613及 .009，在校正模型複雜的影響所造成的膨脹效應後，卡方值／自由度（Chi-square/df） 為 1.977，顯示整體模式具有較佳配適度。而 SRMSR 及 RMSEA 分為 .019 及 .042，均小 於 .05。TLI 值為 .959，大於 .90。CFI 值為 .866，亦接近 .90 的標準，顯示模型配適度良 好。 表 5 整體模式配適度－當期模式 模型配適指標 判定標準 本研究模型 卡方值（Chi-square） 愈小愈好 33.613 p值 ＞0.05 0.009 卡方值／自由度 ＜3.00 1.977
標準化殘差均方和平方根（standardized root mean squared residual, SRMSR） ＜0.05 0.019 漸近殘差均方根（root mean square error of approximation, RMSEA） ＜0.05 0.042 非規準配適指標（tucker-lewis index, TLI） ＞0.90 0.959 比較配適指標（comparative fit index, CFI） ＞0.90 0.866
132 學習成效關聯性之研究 黃政仁、黃偉婷 由圖 2 及表 6 可得知，在家庭資源與學生之學習態度、多元入學管道及學習成效的關聯 性方面，實證結果顯示，父母親教育程度對於服務學習態度具有負向影響（係數＝-0.097, p ＝ .046），因此 H1b獲得支持。在家庭資源對於多元入學管道選擇的影響方面，實證結果顯示， 家長之社經地位對於多元入學管道的迴歸係數為 0.021，並達顯著正相關的水準（p＝ .087）， 表示家長之社經地位愈高，學生傾向於選擇甄選入學管道，故此路徑結果支持假說 H2，即家 庭資源愈豐富的學生傾向於選擇甄選入學管道。另外，本研究的實證結果顯示，家庭資源中 的家長之社經地位對於學生之智育學習成效的迴歸係數為-0.340，達顯著負相關的統計水準 （p＝ .073），表示家長之社經地位愈高，其學生之智育學習成效愈不佳，研究結果不支持假 說 H3a；家長之社經地位對於學生之服務學習成效的迴歸係數為-0.616，並達顯著負相關的統 計水準（p＝ .012），表示家長之社經地位愈高，其學生之服務學習成效愈不佳，此路徑結果 支持 H3b。 圖2. 結構方程模型圖。GSEM無法產生標準化係數，因此路徑之係數為非標準化係數。 ： 代表顯著的路徑； ：代表不顯著路徑。 *p ＜ .1. **p ＜ .05. ***p ＜ .01. -0.097** -0.008 -0.002 0.027 -0.616** -0.234 0.080 0.768*** 0.904*** 0.009 1.117*** 0.766 0.021* -0.137 -0.340* 0.004 智育 學習成效 服務 學習成效 服務學習態度 智育學習態度 家庭資源 家長社經地位 多元入學管道 家庭資源 父母親教育程度
黃政仁、黃偉婷 學習成效關聯性之研究 133 表 6 結構方程模型之分析結果 路徑 迴歸係數a 標準差 p值 教育程度 → 智育學習態度 -0.008*** 0.042 .428 社經地位 → 智育學習態度 -0.027*** 0.056 .316 教育程度 → 服務學習態度 -0.097*** 0.058 .046 社經地位 → 服務學習態度 -0.002*** 0.077 .488 教育程度 → 多元入學管道 -0.004*** 0.012 .374 社經地位 → 多元入學管道 -0.021*** 0.016 .087 教育程度 → 智育學習成效 -0.137*** 0.176 .218 社經地位 → 智育學習成效 -0.340*** 0.234 .073 智育學習態度 → 智育學習成效 -1.117*** 0.185 .000 服務學習態度 → 智育學習成效 -0.009*** 0.133 .475 多元入學管道 → 智育學習成效 -0.766*** 0.633 .113 教育程度 → 服務學習成效 -0.234*** 0.205 .126 社經地位 → 服務學習成效 -0.616*** 0.272 .012 智育學習態度 → 服務學習成效 -0.904*** 0.216 .000 服務學習態度 → 服務學習成效 -0.768*** 0.155 .000 多元入學管道 → 服務學習成效 -0.080*** 0.737 .457 註：變數若為單一預期符號為單尾檢定；若無，為雙尾檢定。 a GSEM 無法產生標準化係數，因此路徑之係數為非標準化係數。 *p ＜ .1. **p ＜ .05. ***p ＜ .01. 學生智育之學習態度對智育學習成效的迴歸係數為 1.117，且具顯著正相關（p ＜ .001）， 表示學生智育之學習態度愈好，學習成效也會愈佳，支持 H4a。而實證結果也顯示，服務學習 態度對服務學習成效的迴歸係數為 0.768，並達顯著正相關的統計水準（p ＜ .001），表示學 生服務學習態度愈好，服務學習成效也會愈佳，實證結果也支持 H4b。而實證結果顯示，以甄 選管道入學的學生，其智育學習成效與服務學習成效的迴歸係數皆未達顯著的統計水準，此 結果未支持 H5。 控制變數的分析結果如表 7 所示，性別對於智育學習態度、服務學習態度、多元入學管 道之影響未達顯著水準，有趣的是，性別對於智育學習成效及服務學習成效皆達到顯著負相 關（p ＜ .001），實證結果顯示出女性的智育及服務學習之學習成效皆優於男性。過去研究發 現，由於女性在科學、技術、工程和數學領域較缺乏興趣，因此上述領域的女性學者、行政 人員與政策制定者相對較少（Sax, Lehman, Barthelemy, & Lim, 2016），而 Trusty、Robinson、
134 學習成效關聯性之研究 黃政仁、黃偉婷 表 7 結構方程模型之分析結果─控制變數 路徑 迴歸係數 標準差 p值 性別 → 智育學習態度 -0.070*** 0.148 .637 小孩人數 → 智育學習態度 -0.041*** 0.082 .617 入學前學校 → 智育學習態度 -1.135*** 0.571 .047 性別 → 服務學習態度 -0.208*** 0.205 .311 小孩人數 → 服務學習態度 -0.082*** 0.113 .467 入學前學校 → 服務學習態度 -0.964*** 0.790 .222 性別 → 多元入學管道 -0.030*** 0.042 .472 小孩人數 → 多元入學管道 -0.002*** 0.023 .924 入學前學校 → 多元入學管道 -0.078*** 0.160 .626 性別 → 智育學習成效 -5.133*** 0.624 .000 小孩人數 → 智育學習成效 -0.031*** 0.344 .928 入學前學校 → 智育學習成效 -2.003*** 2.411 .406 性別 → 服務學習成效 -4.897*** 0.727 .000 小孩人數 → 服務學習成效 -0.111*** 0.400 .782 入學前學校 → 服務學習成效 -3.063*** 2.809 .275 註：變數若為單一預期符號為單尾檢定；若無，為雙尾檢定。 **p ＜ .05. ***p ＜ .01. Plata與 Ng（2000）的研究也指出，女性在閱讀方面的成績較佳，男性則在數學方面表現較 好，上述結果意味著女性在社會科學領域表現較優，由於本研究對象為個案大學管理學院與 社會科學學院的學生，因此，本研究結果顯示女性的學習成效較男性好，與過去研究的結果 一致。另外，除了學生入學前學校會負向影響智育學習態度外（係數＝-1.135，p＝ .047），入 學前學校與家庭中小孩人數對於學習態度、入學管道與學習成效都未造成影響。
伍、結論與建議
本研究主要探討個案大學學生其家庭資源、學習態度、多元入學管道及學習成效之間的 相關性。根據研究結果，家庭資源並非是促進學生學習成效提升的因素，反而對學習成效有 不利影響，而家庭資源愈豐富的學生則較傾向於選擇甄選入學管道，但不同的入學管道並未 影響學生的學習成效。此外，學生的學習態度是學習成效優劣的重要因素，當學生的智育與 服務學習態度較好時，學生的智育與服務學習成效也會較佳。以下茲針對研究結果進行結論黃政仁、黃偉婷 學習成效關聯性之研究 135 及啟示與建議。
一、結論
本研究結果顯示出學生家庭資源的多寡，並不會影響學生智育的學習態度，家長的教育 程度對學生的服務學習態度有負向影響。而學生在智育之學習態度愈好，智育與服務學習成 效皆愈佳；學生服務學習態度愈好，服務學習成效也會愈佳。表示學生自我的學習態度是造 成學習成效優劣相當重要的關鍵，學生的學習態度愈積極，所反映出來的學習成效愈佳。 一般而言，學生擁有愈豐富的資源，就愈有機會能表現出較佳的學習成效（蕭佳純等， 2009），但根據本研究結果顯示，在個案大學中，家庭資源中的家長社經地位愈高，學生之智 育學習成效卻愈不佳，與過去研究結果並不一致。縱使過去研究指出家庭資源愈多愈有助於 子女獲得較多的升學機會（李敦仁，2007；李敦仁、余民寧，2005），但一個根本的問題是， 當子女考上大學之後，學生的學習目標是什麼？如果大學教育對許多學生的意義僅在於獲得 畢業證書的放訊（signaling）效果，那麼家長社經地位在升大學與否可以發揮作用，但學生考 上大學之後，由於無法順利畢業的機率不高，那麼家長的影響力在上大學之後就停止，因此， 這就使得控制了多元入學管道之後，家長社經地位愈高，學生在大學的智育學習成效反而不 佳。 最後，本研究結果發現，多元入學管道對智育與服務學習成效的係數為正，但未達顯著 水準（智育學習成效：係數＝0.766，p＝ .113；服務學習成效：係數＝0.080，p＝ .457），顯 示甄選入學與考試入學的學生在進入大學後的學習成效無重大差異，與過去研究結果並不一 致（田芳華、傅祖壇，2009；何福田等，1997）。本研究認為可能原因是個案大學之甄選入選 與考試入學學生入學前的素質相當，因此造成入學後的學習成效並無顯著差異。另外，本研 究衡量的學習成效主要是以大學一年級共同科目為主，包括中文、英文、經濟學、會計學， 因此未能顯示學習上的差異，未來若能考量專業科目的學習成效，或許會呈現不一樣的結果。二、啟示與建議
（一）對教育管理當局之啟示與建議
我國推動大學多元入學方案的目的，乃是希望大學學術自主與彈性選才。然而，根據本 研究結果顯示，學生的家庭資源確實會影響入學管道的選擇，無論從人力資本、財務資本或 是文化資本來看，家庭資源較豐富者較有利於透過甄選入學的管道進入大學。本研究建議教 育管理當局在制定與設計入學方案時，應考量教育機會均等性，減少多元入學方案公平性的 爭議（陳建州、劉正，2004），使人人皆有平等的入學機會，不受家庭資源多寡的影響。（二）對教育實務現場之啟示與建議
大學聯考是過去普遍被人們認為是公開且較公正的升學制度，但因其一試定終身，也造136 學習成效關聯性之研究 黃政仁、黃偉婷 成了考試領導教學的現象，頗為人詬病。然而，由本研究實證結果顯示，家庭資源較豐富之 學生傾向於選擇經由甄試管道入學，而選擇甄試管道入學的學生，其入學後的智育與服務學 習成效並未較佳。因此，本研究建議大學入學機制之設計在符合教育管理當局制定多元入學 招生方案的理想與精神下，大學校系依其特色選擇招生管道、自行訂定符合系所特色的招生 條件以達成適性選才之目的外，個案大學也應維持適當比例的考試入學方式，讓家庭資源較 不豐富的學生也有透過自身努力進入理想大學的機會。
（三）對家長之啟示與建議
本研究結果顯示，家庭資源較豐富的學生在服務學習態度與學習成效上都較差，而學習 態度則是提升學習成效的關鍵因素。主動學習、負責任的學習態度能使學生獲得親身的體驗， 透過全心投入的學習，進而啟發學生的心智，並提升求知能力，對學習成效會有所助益。因 此，建議家長除了對子女教育資源的投入外，應重視培養其從小養成良好的學習態度，才是 促進學習成效的關鍵因素，充分運用所擁有的資源及具備主動積極的學習態度對於提升學習 成效才會具有相輔相成的效果。（四）對學生之啟示與建議
建議學生在學習時應將重點放在自我學習態度的調整，家庭資源較貧乏的學生可透過自 我主動積極的學習態度來彌補家庭資源的不足，進而表現出良好的學習成效；而出身家庭資 源較優渥的學生，也應珍惜所擁有的豐富資源，培養良好的學習態度，讓資源更能充分被利 用，進而創造出較佳的學習成效。（五）對研究學者之啟示與建議
本研究發現個案大學中家庭資源愈豐富的學生其入學後的智育學習成效愈差，如前所 述，家庭資源在升大學與否可以發揮作用，但在學生上大學以後，家庭資源的影響力就不存 在。由於本研究對象僅針對個案大學之新生，未來學者可針對此一特殊發現進行更多跨校或 跨國分析，以檢驗研究結果一般化理論的可能性。三、研究限制與對未來研究之建議
（一）由於《個人資料保護法》的實施，個人資料（例如學生家庭背景資料、學習成效 資料）的取得甚為困難，縱使取得上述資料，在發表上也受到很大限制，進一步取得跨校資 料的難度則更高。因此，本研究僅以一個案大學為研究對象，在推論至我國整體高等教育之 學習成效上有其侷限性。然而，為了加強研究結論的一般化，未來研究者仍應努力取得更廣 泛的資料，未來若能將調查研究對象擴大至不同地區及不同類型的大專校院，更能擴大研究 結果推論的範圍，並提升研究的學術價值。 （二）因影響學習成效之因素眾多，本研究尚有許多因素未納入考量。未來研究者可在黃政仁、黃偉婷 學習成效關聯性之研究 137 此基礎上，加入更多影響學生學習成效之因素，觀察並探究不同路徑對於學生學習成效之影 響，藉以幫助更多莘莘學子如何在學習的領域中更能事半功倍。 （三）本研究以個案大學大一學生的學習成效作為衡量指標，對於推論至長期之學習成 效上有其限制。建議未來的研究者可針對研究對象的學習成效做持續地追蹤與分析，包括一 到四年級的學習成效，以及畢業後之發展，以瞭解家庭資源、學習態度與多元入學管道對於 學生長期學習成效的影響，使研究結果更具學術與實務上之價值。 （四）本研究所使用的學習成效指標僅為多樣學習成效中的評量方式之一，建議未來研 究可再加入更多不同學習成效中的評量方式，包括：德育、體育、群育、美育等評量方式， 使研究設計與研究結果更加完善。 （五）繁星推薦與個人申請入學及考試入學之性質有所差異，且本研究原始繁星推薦入 學之樣本僅有 36 筆，與個人申請入學（205 筆）及考試入學（347 筆）的樣本數差異甚大， 故未將繁星推薦入學之樣本納入分析。未來研究者若能蒐集更多繁星推薦入學之樣本，則可 針對繁星推薦、個人申請及考試入學等三個入學管道對於學習成效的影響做更深入的分析與 討論。 （六）本研究結果發現，學生父母社經地位愈高，則其入學後之學習成效愈差，可能原 因之一是社經地位較高之父母對子女的期待也可能愈高，因此是否有可能因在大一期間準備 重考或轉學考，以致於學業表現不佳？基於個資法之因素，本研究並無法取得更進一步的資 料進行分析，未來研究可針對學期成效較差的學生，進一步檢視是否有休學或轉學，以驗證 上述的推論。
誌謝
作者特別感謝匿名審查委員的細心審閱，給予諸多寶貴意見，使本文的論述邏輯與實證 方法的嚴謹度更臻完善。138 學習成效關聯性之研究 黃政仁、黃偉婷
參考文獻
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Cheng-Jen Huang
Wei-Ting Huang
Accounting Department,
Tunghai University Accounting Department, Tunghai University
Abstract
This study analyzed the interrelationships between family resources, learning attitudes, university admission channels, and learning performance. This study used first-year college students enrolled at the case university as the research sample. This research applied the generalized structural equation model and used family resources as its independent variable and learning attitude, university admission channels, and learning performance as dependent variables. Learning performance was separated into intellectual and service learning performance. The empirical results indicated that students with more family resources were less likely to exhibit high intellect and high service learning performance. In addition, students with more family resources were more likely to enter the university through recommendations and screening. Finally, students with superior learning attitudes were more likely to exhibit high intellect and high service learning performance.
Keywords: family resource, learning attitude, learning performance, multiple university admission channels
Corresponding Author: Cheng-Jen Huang, E-mail: cj0623@thu.edu.tw
