原漢族群、家庭背景與高中職入學考試基測成績、教育分流

李佩壞、黃教志 原漢族群與入學考試﹒ 193

•

教育科學研究期刊 第五十六卷第一期 2011 年，

56 ( I )

,

193-226

原漢族群、家庭背景與高中職入學考試

基測成績、教育分流:以臺東縣、為例

李佩婊

A系 學

士心肝

凡又學授 主勻大教

黃

HM

立 國 國立臺東大學教育學系 研究生

摘要

臺灣地區原住民比率最高、社經背景最低落，且基測成績最差的臺東縣，原漢族群與家 庭背景對高中職入學考試基測成績，以及是否升學與所升上的教育分流有何影響?非常值得 探討，然而，研究者未見國內有關這方面的研究。本研究根據「臺東縣教育長期資料庫」所 蒐集的 2006 年高中職入學考試基測成績與升學結果資料做分析。研究結果顯示:雖然整體升 學率已接近 100% '不同出身背景者幾乎都能升學而沒多大不同，可是漢人升上出路最佳的公 立高中比率仍比原住民高出訐多，原住民學生升上出路最差的私立高職比率仍較漢人高出許 多。原住民在入學考試雖享有加分三分之一的優待，不過由於原始成績低於漢人訐多，加分 後的成績與所升上教育分流的出路仍比漢人差了不少;而原住民成績比漢人低許多，重要原 因是家庭背景較差。 關鍵字:家庭背景、原漢族群、教育分流、基測成績 通訊作者黃毅志，

E-mail: [email protected]

收稿日期 201 0106114 ; 修正日期 2010/1 1/28 ; 接受日期 20101121 的。

.

194

.原漢族群與入學考試

宜、 IJU 百

李佩蝶、黃教志 原住民學業成績與升學問題，一直是大家所關注的焦點;根據國內的研究發現，原住民 學業成績與升學機會遠不如漢人(巫有錯，

2007

;張建成，

2002

,

p.

128; 黃毅志，

1990

;譚 光鼎， 2006) 。國內、外實證研究又發現，個人的家庭背景會影響學業成績(巫有蝠，

2007 ;

Chin & Phillips

,

2004; Lee J.-8. & Bowen

,

2006)

;家庭背景愈佳者，愈可能在國中畢業之後升

學(林大森，

1999

;陳怡靖，

2001

;章英華、薛承泰、黃毅志，

1996

,

p.

106) 。原住民成績 比不上漢人，重要原因是家庭背景比漢人差(巫有錯， 200 7) ，這很可能導致原住民升學機 會比不上漢人;因此，在探討原住民學業成績與升學的劣勢，必須考慮原住民家庭背景較差 的不利影響，這是在探討機會不均等時，必須加以分析的。 就能順利升學的國中畢業生而言，在接受高中階段不間分流教育後的出路，仍有許多不 同:高中階段的教育分流(

educational

tracki月) ，除了屬於學術分流的高中外，也包括屬於技 職分流的高職與五專，此外公私立學校的區別也是一種分流(林大森，

2002 ' 2010

;章英華 等，

1996)

;而升上公立五專者在後來的受教育年數、職業地位與收入上最具優勢，其餘依序 為公立高中、私立五專、私立高中、公立高職、私立高職(章英華、黃毅志，2007) 。然現在 多數公立五專已改制為大學或科技大學，就目前高中階段的教育分流而言，當以公立高中最 具優勢，私立高職出路最差。其他實證研究也發現，就高中職分流而言，升上高中者的教育 年數、職業地位與收入高於高職者;而就公私立而言，升上公立學校者的教育年數、職業地 位與收入，均優於私立學校(林大森，

2002

;鄭燿男、陳怡靖， 2000) 。因此，原漢族群與家 庭背景對高中階段所升上的分流有何影響?也是在探討機會不均等時，必須加以分析的o 過去對原住民的研究，往往偏重，在原住民學童的學習特質(紀惠瑛、劉錫麒，

2000

;譚 光鼎、林明芳，

2002)

;而探討原漢族群與家庭背景影響學業成績的研究，則主要探討原漢 族群在學成績，這包括在校成績與在學時臺東縣教育局主辦的標準化測驗成績之影響(巫有 錯， 2007) ，研究者未見有以高中職入學考試的基測成績為依變項的原漢教育成就比較研究: 基測成績直接影響到升學結果，這包括是否升學與升上什麼分流，更具有探討意義。而先前 國內有關教育分流的研究，主要在探討家庭背景變項對高中階段技學與公私立分流的影響， 進而影響教育年數、職業與收入(林大森，

1999 ' 2002

;陳怡靖，

2001

;章英華、黃毅志，

2007

;章英華等，

1996

;鄭燿男、陳怡靖，

2000)

，而這些研究的樣本多數是在臺灣地區早 年受教育的成年民眾，由於原住民樣本不足，故很少探討原漢族群的影響。 近年來為回應民間廣大的需求，廣設高中職，2006 年臺灣國中畢業生升學率達96.23% (教育部統計處， 2007) ，不間出身背景幾乎都能升學，出身背景對是否升學沒多少影響， 這有助於促進教育機會均等。然而，臺灣地區社經背景最低落、原住民比率最高(約占人口

李佩蝶、黃毅志

_{原漢族群與入學考試﹒ 195}

_•

三分之一) ，基測成績最差的臺東縣(內政部，

2005a ' 2005b

;行政院主計處，

2005a ' 2005b ;

陳淑麗、熊同鑫，

2007)

，原漢族群與家庭背景，對基測成績與是否升學有多大影響?對所 升上之教育分流又有何影響?仍都非常值得探討，然而研究者未見國內有關這方面的研究。 本研究日的主要是探討臺東縣的原漢族群與家庭背景透過基測成績，對是否升學與所升 上之教育分流有何影響?以及原漢高中職入學考試表現不同，家庭背景不同是否為重要原 因?本研究所說的高中職入學考試表現包括:基測成績、是否升學與升上的教育分流。而本 研究所分析的資料是包括許多原住民樣本在內的「臺東縣教育長期資料庫J '以探討上述研 究問題。

貳、文獻探討

一、以 MMI 、 EMI 與黃毅志探討教育擴充與教育機會不均等之關聯

(一)

MMI

Rafte可與 Haut (1993) 根據愛爾蘭的調查資料，分析愛爾蘭在 1921-1975 年的教育擴充 與改革時，提出「最大的維持不平等 J

(Maximally Maintained Inequality

,

MMI) 。指出隨著 教育擴充，整體升學率提升，所有出身階層者升學率的提升都一樣快，而教育機會不均等性 大致可說維持不變;到了出身上階層者接近全部升學後，上階層升學率不再提升，而下階層 繼續提升，機會不均等性才會下降;到了整體升學率提升到 1 時，所有階層升學率都是 I '機 會不均等性才會消失。

(二)

EMI

Lucas (200 I

)用 1980 年美國 10 年級與大二學生為樣本做分析，提出「有效地維持不平

等 J

(Effectively Maintained Inequality

,

EMI) 以修正 MMIo Lucas 指出，若要探討隨著教育擴 充、教育機會不均等性的變化， I 質」的機會不均等性也很重要;認為即使整體升學率提升 到接近 1 時，所有階層者幾乎全部升學，而「量」的機會不均等性可說消失， I 質」的不均 等性仍會維持著 I 質」的不均等指在教育分流的過程中，不同階層者仍升上不同的教育分 流，上階層的優勢仍在。 (三)黃毅志的數理模型 以上不論是 MMI 或 EMI 對於出身背景影響升學結果的機制都未提出清楚、簡潔地說明。 黃毅志( 1992) 則針對臺灣的教育擴充與教育機會之關聯提出一個數理模型，此模型清楚、 簡潔地指出，不同出身背景者家庭負擔教育成本能力與入學考試成績不同，導致出身背景影 響升學結果的機制;此教育成本包括升學費用與因為上學而不工作賺錢所損失金錢的機會成 本。根據這個模型，當整體民眾升學率(及就學率)為 O 時，無論背景如何，每個人都沒有

.

196

.原漢族群與入學考試 李佩蝶、黃毅志 機會升學，背景對於教育機會完全沒有影響，教育機會完全均等;不過隨著教育擴充，升學 機率由 O 開始往上提升，背景較佳者由於教育資源較高，家庭較有能力負擔教育成本;而且 接受補習機會較多(孫清山、黃毅志，

1996)

，家庭社會資本(如父母關注子女學業，輔導子 女做功課)也較高(陳怡靖、鄭燿男，

2000)

，使得背景較佳者成績較好而取得升學先機，因 此與背景較差者的升學機會差距逐漸拉大，當整體民眾升學率為0.5 時，差距最大，機會最不 均等;不過當升學率超過0.5 '向 l 邁進時，逐漸達到不同背景者大都能升學時，機會不均等 性才會下降;當升學率為 l 時，無論背景高低，每個人都升上了，表示背景對於教育機會完 全沒有影響，教育機會也就完全均等。這個模型所提出隨著教育擴充，教育機會不均等性先 升後降的倒U 型假設，在陳怡靖 (2001 )與黃毅志(

1995

)的研究中，分別以 1992 年與 1997 年的「臺灣社會變遷調查資料」做驗證'都得到證實。 面對近年來臺灣的教育擴充，黃毅志(1 992) 數理模型倒 U 型假設，所指的是「不同背 景者升(就)學率的差距先升後降 J '不同背景升學率的差距是就「量」的機會不均等而言; 而同樣根據這個模型，就「質」的教育機會不均等，即使到了整體升學率為卜無論背景如何， 每個人都升學，背景較佳者仍會因為家庭負擔教育成本的能力較高，成績也較好，而有較多 機會升上教育品質與出路較佳的教育分流，如公立高中;背景較差者仍較可能升上出路較差 的教育分流，如高職，甚至出路最差的私立高職， I 質」的教育機會不均等性依然存在。在教 育擴充，升學率從 O 邁向 l 的過程中， I 質」的教育機會不均等性，仍可能維持不變，乃至於 惡化(黃毅志、陳怡靖，

2005)

綜合上述， MMI 只注意到教育擴充所帶來「量」的機會不均等之變遷，並未探討教育分 流所涉及「質」的不均等問題;EMl 探討的是教育分流所帶來「質」的機會不均等，但未深 入探討家庭負擔教育成本能力、入學考試成績與所升上教育分流的關聯;黃毅志(1992) 的 數理模型，則考慮到家庭負擔教育成本能力與成績，負擔教育成本能力與成績關係到是否繼 續升學之「量」的機會不均等，與升上什麼分流之「質」的機會不均等。 二、教育分流的理論基礎與相關研究 教育分流的目的是希望能夠「因材施教J '學生依不同的性向，就讀其適合的課程，培養 自己的專長(吳清山、林天佑，

1996)

;但所接受的分流教育卻影響未來的教育年數、職業地 位與收入(林大森，

2002

;章英華、黃毅志，

2007

;章英華等， 1996) 。

教育分流使學生接受學術 (academic) 與技職( vocational) 不同課程之教學，而影響其未

來的教育、職位與收入取得;在教育分流的過程中，是否符合機會均等與社會公平原則，也 就非常值得探討。根據國外階級再造 (class reproduction) 理論，就中學階段而言，在機會不

均等的狀況下，社經背景較差的學生往往被分配至技職分流接受技職教育，這是為了畢業後

就業做準備，而不是為了升大學，因而降低上大學與從事白領職業的機會，踏入就業市場後，

李佩撮、黃毅志 _{原漢族群與入學考試﹒ 197}

•

多數擔任低層的勞動工作;社經背景較佳的學生往往被分配至學術分流接受基礎學術教育， 這是為了畢業後升大學做準備，而增加上大學與從事白領職業的機會，踏入就業市場後，則 許多擔任高層的白領工作;透過教育分流制度，造成機會的不均等，影響到個人教育與職位 取得，促進階級再造 (Dustmann，

2004; Gamoran

&

Mare

,

1989; Shavit

&

Muller

,

2000)

;可臺灣 原住民就業後職位較漢人低(黃毅志，

2001)

，很可能是由於社經背景較差，國中畢業後末 升學或升上出路較差的分流所致。 就臺灣當前的教育制度而言，國中畢業後面對三項升學的機會:升高中、高職與五專; 此外，也有新設的綜合高中學制，然而，綜合高中多數由高中職轉型，本質變化不大，仍可 歸納為高中或高職;五專因多數已改制為大學或技職院校，招生名額也大幅減少(李隆盛、 賴春金，

2007)

;因此，國中畢業後的分流現以高中職為主。高中為學術導向，學術課程為將 來接受大學與研究所教育的預備教育，高職為技職導向，技職的課程主要是為了畢業後就業， 或就讀同樣是就業導向的高等技職院校，如科技大學與技術學院做準備(章英華、黃毅志，

2007

;章英華等， 1996) 。 公私立學校有不同的課程、教學品質與學習環境，也可視為一種分流;就公私立學校而 言，公立學校因教育經費充足且名聲佳，容易吸引較優秀的學生就讀;教師任教於公立學校 較有保障，也是吸引優良教師前往教學的重要原因(朱敬一、葉家興，

1995

;林大森，

2002) ;

相關的研究也指出，高中職階段就讀公立學校的未來教育年數、職業地位與收入，均優於私 立學校(林大森，

2002

;章英華、黃毅志，

2007

;鄭燿男、陳怡靖， 2000) 。但目前在教育部 公私立學校「齊一學費」的政策推動下，縮短了公私立學費負擔之差距，也解決私立學校教 師待過與退休金問題，並督促私立高中職提高教學品質及辦學績效(教育部，

2010)

，未來公 私立學校可能會有結構性的改變。 過去對教育分流的研究顯示，在升上教育分流的過程中，對少數族群與社經背景較差的 學生相對不利(陳怡靖，

2001 ; Lucas

&

Berends

,

2002; Southworth

&

Mickelson

,

2007)

，而士經 背景佳者，傾向升上高中、公立學校，社經背景較差者，傾向升上高職、私立學校(林大森，

1999

;陳怡靖，

2001

;章英華等，

1996)

;高中、公立學校畢業後，較有機會上大學，未來 的教育年數、職業地位與收入都較高，升上高職、私立學校後，往往畢業即就業，較少有繼 續升學機會，未來的教育年數、職業地位與收入都較低(林大森，

2002

;章英華等，

1996) ;

即使近年來設立許多科技大學與技術學院，高職畢業者升學機會仍不如高中(章英華、黃毅 '階級再造理論強調的是「透過教育分流制度，造成機會的不均等，影響到個人教育與職位取得，促進階級 再造 J '先前許多臺灣實證研究確實也發現社經背景影響接受的教育分流，教育分流又影響未來的教育年 數、職業地位與收入(林大森，

1999

,

2002

;章英華、黃毅志， 2007 ;章英華等，

1996)

，因而確實有機會 不均等的現象。不過倘若不分流，所有學生都進入到公立高中，由於各公立高中的辦學品質與出路仍有許 多不同，社經背景不佳者仍可能進入出路不好的學校，爾後仍可能難以取得較高的教育、職業與收入，仍 會造成機會不均等。

.

198

.原漢族群與入學考試 志， 2007) 。 李佩蝶、黃教志

二、高中職入學考試成績的意義與影響因素

過去對臺東縣學業成績的探討，多數以在校成績或臺東縣政府教育局主辦的標準化測驗 成績為指標(巫有錯， 2007 ;巫有錯、黃毅志，

2009)

，然而，在校成績往往因為各校給分 標準不一而帶來嚴重測量誤差，縣政府教育局主辦的標準化測驗旨在瞭解各校學生的學習狀 況，雖然誤差較小，不過與前者一樣都與未來的升學無直接關係;相較於在校成績與縣政府 的標準化測驗成績，高中職入學考試的基測成績則直接關係到是否升學，也決定所升上的教 育分流，意義重大;但是，研究者未見有對於臺東基測成績所做的研究，故在文獻探討上用 在校成績或縣政府的標準化測驗成績為指標的研究做探討。本文獻探討的教育成就，除了上 述的成績外，也包括與成績關聯密切的升學結果與受教育年數(黃毅志、陳怡靖，2005

)

根據國內、外研究顯示，族群、社經背景(包括家庭收入、父親職業、父親教育、母親 教育)、家庭結構(包括家庭完整性、兄弟姐妹數)等背景因素，對教育成就都具重要影響。 茲就過去研究分析這些背景因素對教育分流與教育成就的影響之結果，加以說明如下: (一)社經背景 學生的社經背景，一般將父母教育、職業與家庭收入(或經濟狀況)視為衡量的指標(黃 毅志，

2009 ; Burkam

,

Ready

,

Lee

,

V.

E.

, &

LoGerfo

,

2004;

Thurst凹， 2005 )。研究，顯示，社經背

景與學生學業成就具有密切關聯，社經背景愈佳，學生學業成就也愈高(巫有錯， 2007 ;吳

怡瑄、葉玉珠， 2003

; Ream

&

Palardy

,

2008; Roscigno

,

Tomaskovic-Devey

, &

Crawl句， 2006)

,

而社經背景愈佳，于女愈容易進入高中、公立學校與公立高中(林大森， 1999; 陳怡靖， 2001

;

章英華等，

1996)

，有助於其未來的升學;研究也發現，社經背景愈佳，家長對于女教育上

的投入與期望愈高，因此于女教育成就愈高(巫有鈍，

2007

;碎、清山、黃毅志，

1996

;陳怡 靖、鄭燿男， 2000 ;黃毅志、陳怡靖，

2005; Entwisle

,

Alexander

, &

Olson

,

2005; Ream

&

Palardy

,

2008

)。因此，社經背景愈佳，基測成績可能愈好，愈可能升學與升上出路最好的公立高中， 愈不可能不升學與升上出路最差的私立高職。 (二)家庭結構 家庭結構包含家庭完整性與兄弟姐妹數，茲分述如下: 1.家庭完整性 家庭完整性可分成與父母同住者為完整家庭，與父或母其中一方同住者為單親家庭，不 與父母同住而與(外)祖父母同住者為隔代教養，不與父母、祖父母同住，而由其他親友或 兄姐照顧者為寄親家庭(巫有錯， 2007) 。探討家庭完整性對學生學業成績影響的研究顯示， 完整家庭的學生學業成績最佳(巫有錯，

2007

;洪儷瑜，

2001 ;

Po月， Drank帥，

&

Hampden-李佩蝶、黃教志

_{原漢族群與入學考試﹒ 199 •}

Thompson

,

2003) 。完整家庭學生在學業成績上的優勢，可能來自於父母親雙方對子女教育的 關懷與投入，皆優於其他家庭類型。因此，完整家庭學生可能基測成績高於其他家庭類型， 最可能升學與升上公立高中。

2. 兄弟姐妹人數

家庭的資源有限，這些資源包括雙親對于女教育的關懷與投入、或物質性的教育資源，女日 子女有固定的書桌、書架等。當兄弟姐妹人數愈多，相對地，每個子女可分配的資源就愈少， 這就是所謂的資源稀釋假設(Blake，

1985)

;許多的研究顯示，兄弟姐妹愈多則學業成就愈差

(張善楠、黃毅志，

1999 ; Cheung & Andersen

,

2003; Roscigno et

祉，

2006; Xu

,

2008)

;兄弟姐 妹愈多，對教育年數也有負影響(黃毅志，1995) 。家中兄弟姐妹人數愈多，因為資源稀釋 的作用，可能基測成績愈差，升學機會愈低，愈不可能升上公立高中，愈可能升上私立高職。 (三)原漢族群 原住民學業成績差，主要是原住民學生的社經背景遠低於漢人，單親與隔代教養家庭比 率較漢人高得多，家庭教育資源明顯不如漢人;不足的資源叉因原住民兄弟姐妹數較多而稀 釋，所以每位原住民學生所得到的資源也就比漢人少得多(巫有錯，

2007)

;原住民學生教育 資源不足，比如父母對教育的關注、學科補習的參與遠低於漢人(林慧敏、黃毅志，

2009) ;

不過在控制家庭背景後，原住民成績仍然不如漢人，這可歸因於原住民學生較多吸菸、喝酒、 嚼檳榔等行為，會造成教師不好的印象，也不利於學業成績(巫有趟，

2007

;張善楠、黃毅 志， 1999) 。有關成年原住民教育成就的研究也指出，原住民的教育年數低於漢人(張建成，

1994 ' 2002

,

p. 128

;黃毅志，

1990 ' 2001)

;而在就學機會方面，研究顯示原住民接受高等 教育的人口比率比漢人偏低訐多(黃毅志，

1990

;譚光鼎，

2006)

0 因此，原住民基測成績 可能低於漢人許多，升學機會低於漢人，較不可能升上公立高中，較可能升上私立高職;在 控制家庭背景後，原住民基測成績可能依然不如漢人;然而，以上論點研究者仍未能見到實 證研究加以檢證。

參、研究方法

、研究架構與研究假設 本研究經丈獻探討後，建立研究架構(因果模型)，如圓 l 所示，以出身背景變項為自變 項，包含原漢族群、家庭背景(家庭收入、父親職業、父親教育程度、母親教育程度、家庭 完整性、兄弟姐妹人數)，並以基測成績為中介變項;本研究架構試圖解釋背景變項透過基測 成績，影響所升上高中階段教育分流之因果機制;不過在本研究中，性別與學校都市化程度 只是作為控制變項，目的在藉以估計原漢族群與家庭背景對所升上高中階段教育分流的淨影

• 200

.原漢族群與入學考試

李佩蠅、黃教志 原漢族群 家庭背景

家庭收入

父親職業 父親教育程度 母親教育程度 家庭完整性 兄弟姐妹數 所升上高中階段教育分流 (對照組:公立高職) 圖 1 影響高中階段所升上教育分流的因果模型 註:控制變項一性別與學校都市化程度 響，因此也就不對性別與學校都市化程度影響所涉及的假設做說明，在因果模型中也不標示 出其影響，以求焦點集中。 本研究根據因果模型與文獻探討，提出相關假設如下:

(一)中介變項對依變項的影響

假設 1-1 ，-基測成績愈佳，升學機率愈高」 假設 1-2 ，-基測成績愈佳，升公立高中相對機率愈高」 假設 1-3 ，-基測成績愈佳，升私立高職相對機率愈低」 (二)背景變項對中介變項的影響 假設 2-1 ，-社經背景愈高，基測成績愈佳」 假設 2-2 ，-完整家庭于女，基測成績高於不完整家庭」 假設 2-3 ，-兄弟姐妹數愈多，基測成績愈差」 假設 2-4 ，-漢人基測成績高於原住民」 (三)背景變項對依變項的直接影響 根據黃毅志( 1992) 的數理模型，家庭負擔教育成本能力(包括機會成本)，會影響所升 上的教育分流;因此，在控制基測成績後，家庭收入高者，負擔教育成本能力愈高，較可能 升上畢業後有許多機會念大學，延長就學年數而機會成本較高的高中，故提出假設于1 ，-控制 基測成績後，家庭收入愈高，升高中相對機率高」。

李佩撮、黃毅志 _{原漢族群與入學考試﹒ 201}

•

至於 2006 年原住民學生升高中職及五專，以錄取標準降低 25%方式優待(原住民學生升 學優待及原住民公費留學辦法，

2004 ' 2007)

，相當於加總分三分之一;因此，控制基測原始 成績，即原漢基測成績一樣時，原住民因加分緣故，較可能升上出路較佳的教育分流;故提 出假設 3-2 ，-控制基測成績後，原住民升公立高中的相對機率高於漢人」。

二、資料來源

本研究根據「臺東縣教育長期資料庫之建立:國中小學生學習狀況與心理健康追蹤調查」 學生與家長問卷資料做分析;這項資料庫先於2003 年對全縣小學六級學生及其家長做普查; 當這些學生在2005 年升上國二後，再對他們及其家長做普查;最後則透過教育局普查蒐集他 們在 2006 年高中職入學考試基測成績與升上哪些學校就讀或未升學的資料，每次普查學生的 有效問卷回收率都將近100% (黃毅志、侯松茂、巫有錯，2005) 。本研究學生樣本共有2，719 人，其中 862 人為原住民學生，此一資料有很多的原住民樣本，非常適合分析原漢族群升學 表現的差異。

三、變項測量

(一)背景變項 1.在矢別 主要以家長填答的學生父親族別為準'家長問卷末回收或末填答，則以學生填答的父親 族別為準'分為漢人與原住民;迴歸分析時做虛擬變項，以漢人為卜原住民為0 。 2.社經背景 (1)父母教育 以家長填答學生的父母親學歷做測量基礎O 本研究也將學歷轉換成教育年數，如小學6 年、大學 16 年，使教育測量合乎迴歸分析的等距尺度以上之設定。 (2) 父親職業 主要以家長所填答的職業做測量基礎，若家長問卷未回收或未填答則以學生問卷填答為 準(黃毅志， 2000) 。上層白領包括「專業人員」、「主管人員J '基層白領包括「技術員及助 理專業人員」、「事務工作人員J '勞動工人包括「技術工」、「半技術工」與「非技術工J '此 外還有買賣服務工作、農林漁牧人員;職業社輕地位依序為:上層白領、基層白領、買賣服 務工作人員、勞動工人、農林漁牧人員(黃毅志，2009) 。由於臺東有不少失業者，若用細緻 的黃毅志 (2008 )三碼之職業社經地位做測量，失業者沒有職業，而沒有職業地位不能納入 分析;為了將這些沒有職業地位的父親納入分析，乃將父親職業當做類別資料處理;在進行 迴歸分析時做虛擬變項，以勞動工人為對照組。有關本研究職業分類的進一步說明，請見註2 。

• 202

.原漢族群與入學考試

李佩蝶、黃教志 (3) 全家收入 以家長填答的全家每月平均收入做測量。嚴格來說，此為順序尺度，每差一個等級，月 收入均相差 1 萬元，數值愈大，代表收入愈高。 3. 家庭結構 (1)家庭完整性 以學生所填答家中住在一起的大人有哪些?將家庭完整性分為四類，和父母同住者為完 整家庭，和父或母其中一方同住者為單親家庭，不和父母岡住。而和(外)祖父母同住者為隔 代教養，不和父母、祖父母同住，而由其他親友或兄姐照顧者為寄親家庭。完整家庭以外三 類家庭都為不完整家庭，迴歸分析時做虛擬變項，以不完整家庭為 0 ，完整家庭為 1 。 (2) 兄弟姐妹人數 以學生填答的兄弟姐妹總數做測量。 4A生另IJ 以學生所填答的為準'在迴歸分析時做虛擬變項，以男性為卜女性為 0 。 5. 學校都市化程度 依都市化程度高低分為四組，依序為臺東市、關山池上地區、其他非原住民鄉鎮與原住 民鄉(巫有鐘， 200 7) ;在進行迴歸分析時做虛擬變項，以臺東市為對照組。 (二)中介變項:基測成績 指學生參加國民中學學生基本學力測驗的加分前原始成績總分，考試科目有國文、英文、 數學、自然與社會五科，每科滿分為 60 分，五科滿分共為 300 分。教育部於 2006 年試辦寫 作測驗，寫作成績不作為升學依據(教育部， 2005) ，本研究樣本基測成績五科滿分仍為 300 分。 (三)依變項:所升上高中階段教育分流 指學生國中畢業後，升上高中階段哪些分流就讀?原可分為七類，分別為:升公立高中、 升私立高中、升公立高職、升私立高職、升公立五專、升私立五專與未升學等七類;因升公 立五專人數過少 (N二 14) ，因此與升私立五專合{并為一類，即為五專;在進行多項式邏輯迴 歸分析時，以人數最多的升公立高職為對照組。

四、分析方法

本研究參照圖 l 影響所升上高中階段教育分流的因果模型，進行統計分析，並檢證相關 理論假設。本研究所運用的分析方法包括了均數比較分析、百分比交叉表分析、 OLS 迴歸分 析、二分邏輯迴歸分析、多項式邏輯迴歸以及路徑分析(

path

analysis) 。本研究首先比較各教

李佩蝶、黃教志 原漢族群與入學考試﹒ 203

•

育分流者基測成績均數，並以均數比較與百分比交叉分析，說明背景變項與基測成績、教育 分流的關聯;隨後在因果模型的引導下進行迴歸分析以檢證假設，探究背景變項透過中介變 項影響教育分流之因果機制，此即路徑分析。而在此迴歸分析中為了力求樣本的一致性，確 保在控制相關變項之後，迴歸係數之縮減，並不是由於所分析樣本不同所造成的，所以本研 究在所有迴歸分析中，都選取在所有變項測量上沒有缺失值(

missing

vale) 的相同樣本 (N= l 后 19 )做分析 o 2

在此需強調的是，本研究不用結構方程模式(

structural equation modeling

,

SEM

)做分析， 是因為本研究模型的背景變項，如:族群、性別都是名義變項 (nominal

variable)

，不是常態 分布，也無法轉換成常態分布;邱皓政(2005，

pp.

217-219) 指出，在 SEM 分析中，如果變項 違反常態分布的預設，在統計分析上會得到嚴重的錯誤結論。傳統的路徑分析則用迴歸來進 行(林清山，

1991 ; Lin

,

1976)

，迴歸分析很容易處理名義變項;更重要的是，本研究的依變 項為教育分流，嚴格來說是屬於類別資料的名義尺度變項，應做多項式邏輯迴歸分析，而不 適用 SEM 做分析;考量 SEM 在統計分析上的限制，本研究採用迴歸分析O

肆、研究結果

一、研究結果

(一)背景變項與高中職入學考試表現關聯均數比較及百分比交叉分析

1.背景變項與基測成績均數之關聯性 從表 l 可見，在整體樣本中，以升公立高中基測成績均數最高，為182.00 分;其餘依序 為升私立高中(110.18) 、升五專( 103.46) 、升公立高職 (90.06 )、升私立自職(73.88 )、末升 學 (52.88) ;教育分流與成績的關聯性(Eta) 高達 .72 0 而本研究所有的背景變項與基測成績 均數之關聯|生皆達顯著水準(p

<

.05)' 茲分述如下: 在族群方面，漢人基測成績均數為 128.80 分，原住民基測成績均數為 83.35 分，漢人基 測成績均數比原住民高了 45 .45 分 ， E的值達 .34 。原住民基測成績在加分三分之一後，也只 不過為 11 1.1 3 '仍比漢人差了不少。 就家庭收入而言，家庭收入 10 萬元以上的學生，基測成績均數的 2.87 分為最高，其餘 依序為 5 萬元以上( 14 1. 68) 、 2-5 萬元( 115.02) 、 0-2 萬元 (84.85) ;家庭收入愈高，基測 成績愈佳 ， Eta 值達 .37 。 2 本研究所做的初步多項式邏輯迴歸分析顯示 由於升上私立高中樣本太小，使得升上私立高中者中，父親 職業為失業者、家庭為寄親家庭者，在分析時出現空格子問題，使得參數估計變得不可靠(王濟川、郭志 剛、 2004， pp. 232-233) 。本文在做多項式邏輯迴歸分析峙，也就將父親職業為失業者剔除.為了力求樣本 的一致性，在所有迴歸分析中，也都將父親職業為失業者剔除。至於家庭為寄親家庭者，乃與單親家庭、 隔代教養合併成不完整家庭。

• 204

.原漢族群與入學考試 李佩蠅、黃毅志 表 l 背景變項與升學表現關聯均數比較及百分比交叉分析

f衣變項

F種定升

升

升

升

升未

卡方轍

基測成與

公立私立公立私立五專升學定及

續昀數 Eta值高中高中高職高職

Cramer's

自變項

\ \ \

V

族群漢人 (N三 1 ，785)

128.80

34.2%

3.0% 46.6%

10.2%

3.3%

2.8%

.34**

.23**

原住民

(

807)

83.35

18.6%

3

.4%

42.7% 22

.4%

5.8%

7.1%

家庭收入

。-2萬元

(583)

84.85

13.2%

1.

9%

5

1.

4%

19.7%

6

.3%

7

.4%

2-5 萬元

(869)

115.02

__. .

24.6%

2.6%

52.3%

13

.3%

4.2%

3

.1%

.37**

.2

0**

5萬元以上

(583)

14

1.

68

47.6%

3.7% 33.7%

10.8%

2.6%

1.

6%

10萬元以上

(147)152.87

54.5%

2.8% 28.0%

8

.4%

4.9%

1.

4%

父親職業 失業者

(259)

90.27

17.3%

0

.4%

49.2%

19.3%

4.3%

9

.4%

農林梅、牧人員

(3

47)

105.24

19.9%

4

.4%

53.5%

14.0%

4.7%

3.5%

勞動工人

(808)

10

1.7

9

22.2%

2.9% 49.8%

15.8%

4.7%

4.6%

.39**

.15**

買賣服務工作人員 (40 1)

128

.4

6

37.5%

3

.1%

43.9%

10.6%

2.8%

2.1%

基層白領人員

(3

80)

153

.4

1

54.1%

2.7% 3

1.

5%

7.3%

2.7%

1.

6%

上層白領人員

(106)

174.71

63.7%

5.9%

17.6%

6.9%

2.9%

2.9%

父親教育 未受教育

(16)

60.06

12.5%

0.0% 37.5%

12.5% 12.5% 25.0%

國小

(290)

89.37

13.0%

1.

8% 57.5%

17.2%

3.9%

6.7%

國(初)中

(618)

9

1.

20

.4

4**

16.3%

3

.2%

52.0%

18.2%

5.8%

4.5%

.16**

高中職

(956)

124

.4

6

32.9%

2.8% 45.8%

12.0%

3.8%

2.8%

專科

(219)

156.83

56.2%

3.2% 28.1%

9.2%

2.3%

0.9%

大學以上

(

155)176.01

62.7%

4.7%

19.3%

7.3%

2.7%

3.3%

母親教育 未受教育

(3

1)

69

.4

2

9.7%

.0% 48

.4%

29.0%

3.2%

9.7%

國小

(3

42)

84.99

12.7%

2

.1%

52.0% 23.0%

3.9%

6.3%

國(初)中 (639)

94.91

17

.4%

2.5%

5

1.

8%

17.3%

5.7%

5.2%

.4

5**

.17**

高中職

(962)

129.27

35.6%

3.2% 45.5%

10.1%

3.5%

2.0%

專科

(15

7)

166.85

62.1 %

2.0% 23.5%

5.9%

3.9%

2.6%

大學以上

(114)

178

.3

4

68.2%

6.5%

15.9%

3.7% 2.8%

2.8%

李佩蝶、黃教志 _{原漢族群與入學考試﹒ 205}

•

表 l (續)背景變頂與升學表現關聯均數比較及百分比交叉分析

f衣鹽1頁

F積定

_{升 升 升 升 升 未} 卡方檢

基測成

與

_0:rL

_{私立 乞'、主斗rL 私立 五專}

_升學

_定及

績均數 E的值

高中 高中 高職 高職 Cram缸's 自變項

\ \

V

家庭完整性 完整家庭

(1

,

833) 12

1.5

2

33.5%

2.8% 44.6% 12

.4%

3.7%

2.8%

單親家庭

(52

7)

102.34

21

.2%

3.5% 47.6% 17.8%

3.5%

6.3%

.18**

.1

2**

隔代家庭

( 175)

9

1.3

9

14.9%

5

.4%

44.6% 17.3%

8.9%

8.9%

寄親家庭

(46)

79.67

13.0%

.0% 50.0% 15.2%

6.5% 15.2%

兄弟姐妹數

0人

(1

26)

123.79

34

.4%

4.7% 39.8% 10.2%

4.7%

6.3%

1 人

( 880)

132.50

38.8%

2.7% 42.0% 10

.1%

3.8%

2.6%

.28**

.1

2**

2人

(989)

113.87

26.5%

3.1% 48.6% 14

.4%

4.0%

3.3%

3 人以上

(567 )

86.58

18.5%

3

.3%

47.3% 18.7%

4.5%

7.8%

各項分流基測成績均數

112.87

.72**

182.00 110.18

90.06

73.88 103

.4

6

52.88

各項分流學生人數

774

83

1

,

228

389

108

137

百分比

28.5%

3

.1%

45.2% 14.3%

4.0%

5.0%

**p

<

.0

1.

在父親職業方面，父親為上層白領，于女基測成績均數 174.71 分為最高;其餘依序為基 層白領(1 53 .4 1 )、買賣服務工作(1 28 .46 )、農林漁牧人員(1 05.24 )、勞動工人( 10 1. 79) 、 失業者 (90 .2 7) ;大致而言，父親職業地位愈高，于女基測成績愈佳 'E的值達.3 9 。 在父親教育方面，父親教育為大學以上者，于女基測成績均數 176.01 分為最高;其餘依 序為專科(1 56.83 )、高中職( 124 .46) 、國(初)中 (9 1.20 )、國小 (89 .3 7) 、未受教育

(60.06)

;父親教育愈高，于女基測成績愈佳， Eta 值高達.44 。 在母親教育方面，母親教育為大學以上者，于女基測成績均數178.34 分為最高;其餘依 序為專科( 166.85) 、高中職( 129.27)、國(初)中(94.9 1)、國小 (84.99 )、未受教育

(69

.4

2)

;母親教育愈高，于女基測成績愈佳'E的值高達.45 。 在家庭完整性方面，完整家庭于女基測成績均數12 1. 52 分為最高;其餘依序為單親家庭

(

102 .34) 、隔代家庭 (9 1. 39 )、寄親家庭(7 9.6 7) ;家庭結構愈完整，于女成績愈佳， E的值為 .18 。 在兄弟姐妹數方面，僅有 l 位兄弟姐妹者，基測成績均數 132.50 分為最高;其餘依序為 獨生子女( 123.79) 、兄弟姐妹數 2 人(1 13.87)、兄弟姐妹數 3 人以上 (86.58) ;大致而 言，家中兄弟姐妹數愈多，基測成績愈差 ， Eta 值為 .28 。

• 206

.原漢族群與入學考試 李佩蝶、黃毅志 2. 背景變項與教育分流之關聯性 從表 l 還可看到，在整體樣本中，以升公立高職人數最多達45 .2% '其餘依序為公立高中

(28.5%

)、私立高職(14.3% )、五專(4.0%) 、私立高中(3.1%) ，末升學只占 5.0% ;再 者，所有的背景變項與教育分流的關聯性皆達顯著水準，茲分述如下: 在族群方面，漢人升公立高中的比率34.2% '遠高於原住民 18.6% ;原住民升私立高職的 比率為 22 .4% '遠高於漢人 10.2% ;不過，在絕大多數學生都能升學的情況下，原住民末升學 比率只有 7.1% '僅略高於漢人2.8% ;代表族群與教育分流關聯性強度的Cramer's V 為.23 。 在社經背景方面，大致而言，家庭收入、父親職業、父母親教育愈高，升公立高中比率 愈高，升公、私立高職比率愈低，未升學比率也低，不過不同社經背景者未升學率差別大都 很小。以上社經背景變項中，以家庭收入與教育分流的關聯性最強，

Cramer's

V 為 .20 。 在家庭完整性方面，完整家庭子女升公立高中比率最高為33.5% '家庭愈完整升公立高中 比率愈高;在私立高職方面，各家庭類型比率相去不遠，其中以單親家庭17.8%略高;而寄親 家庭未升學比率 15.2% '高於其他家庭類型，不過其他家庭類型者未升學比率差距都很小;

Cramer's

V 為 .12 。 在兄弟姐妹數方面，大致而言，家中兄弟姐妹數愈多，升公立高中比率愈低;兄弟姐妹 數愈多，升公私立高職與末升學比率愈高，不過不同兄弟姐妹數者末升學比率差別都很小;

Cramer's

V 為 .120 (二)背景變項對基測成績的迴歸分析 表 2 迴歸分析探討背景變項對基測成績的影響。以下主要針對影響達顯著者 (p

<

.05)

做說明;至於未達，顯著者，若有必要，也仍會做說明。 從表 2 之基測成績模式一中，可看出原住民基測成績低於漢人(對照組)45.20 分 (b=

-45.20)

，解釋力正為 .10 '有需要進一步找出造成成績差別的因素。

在表 2 之基測成績模式二，控制了其他背景變項後，母親教育愈高(β二 .1 7)、父親教育 愈高 (β= .1 1) 、兄弟姐妹數愈少(/1=-.10) ，基測成績愈高;父親為上層白領(b=29.85)、 基層白領 (b=21.38) ， 其基測成績優於父親為勞動工人很多，完整家庭者成績高於不完整家 庭 (b=8.62 )。在控制其他背景之後，原住民基測成績仍比漢人差，但b 值由-45.20 縮小過半 而為-22.27 ;原住民基測成績比漢人差，重要原因是家庭背景較差(參見附錄)。 (三)背景變項與基測成績對於是否升學影響二分邏輯過歸分析 表 3 以二分邏輯迴歸分析探討背景變項與基測成績對是否升學的影響，在此二分邏輯迴 歸分析中的 DeMais 之戶值，相當於迴歸分析的β 值，都是標準化係數，可比較各自變項影響 力大小(王濟川、郭志剛，2004

,

pp. 139

,

143-145)

0

李佩蝶、黃教志 原漢族群與入學考試﹒ 207

•

表 2 背景變項對基測成績影響迴歸分析

----\ ----\ ----\

基測成績(模式一) 基測成績(模式二) 自鹽1頁

_b

_(戶)

_b

_(戶) 族群漢人(對照組) 原住民

_-45.20**

_{( -.32)}

_-22.27**

_{( -.16 )}

家庭收入

.74

( .05)

父親職業 勞動工人(對照組) 上層白領人員

29.85**

(、

.1

1

、/、』 基層白領人員

2

1.

38**

( .13)

買賣服務工作人

3.53

( .02)

農林j魚牧人員

3.72

( .02)

父親教育

2

.4

3**

(\

11

、/、I 母親教育

3.65**

( .1

7)

家庭完整性 不完整家庭(對照組) 完整家庭

8.62**

( .06)

兄弟姐妹數

-5.35**

(、

-.1

0

、/、I 性別女(對照組) 男

-1

1.

77**

(、 .1 0 、/、I 學校都市化程度 臺東市區(對照組) 關山、池上

_-5.94

_{( -.02)}

其他非原住民鄉

-1

1.1

4**

(弋08

)

原住民鄉

.07

( .00)

常數項

_134.97**

_{63.01 **}

R

2

l

仇。

_.29

N

1

,

619

1

,

619

**p

<

.0

1.

從表 3 之模式一中，可看出原住民升學機率低於漢人 (b 二 -.86) ，解釋力 R

2_只有

_{.02 '有}

需要進一步找出其他重要的影響因素。 在模式二中，控制其他背景變項之後，對升學機率影響達顯著背景變項有完整家庭 (b=

1.

09

)、兄弟姐妹數(戶=-.14) ;顯示學生若來自完整家庭，升學機率高於來自不完整家庭者;

.

208

.原漢族群與入學考試 李佩蠅、黃教志 表 3 背景變頂與基測成績對於是否升學影響二分邏輯迴歸分析 依變I頁 升學(模式一) 升學(模式二) 升學(模式=) 自變項

\ \ \

_b

_(β)

_b

_(β)

_b

_(β) 族群漢人(對照組) 原住民

-.86**

( -.14)

-.23

( -.04 )

.1

9

( .02)

家庭收入

.03

( .04)

.00

( .00)

父親職業 勞動工人(對照組) 上層白領人員

-.80

_(弋07)

-1.

84*

( -.09)

基層白領人員

.54

( .08)

-.09

(\ 01

、/、， 買賣服務工作人

.4

5

( .07)

.23

( .02)

農林海、牧人員

.16

( .02)

.1

1

( .01)

父親教育

.02

( .02)

.01

( .00)

母親教育

.06

( .06)

.01

( .01)

家庭完整性 不完整家庭(對照組) 完整家庭

1.09**

( .17)

.88**

( .08)

兄弟姐妹數

-.35**

(-.14)

-.21

( -.05 )

性別女(對照組) 男

-.17

( -.03 )

.21

( .02)

學校所在地區 臺東市區(對照組) 關山、池上

_1.

26

( .08)

.96

( .04)

其他非原住民鄉

.04

( .01)

.04

( .02)

原住民鄉

.4

9

( .05)

.4

8

( .03)

基測成績

.03**

(.47)

常數項

_3.85**

_2.50*

_.30

Nage1kerke R

2

.02

.10

.24

N

1

,

619

1

,

619

1

,

619

可<

.05. **p

<

.0

1.

而家中兄弟姐妹數愈多，升學機率愈低;原住民學生在控制其他背景變項後，升學機率與漢 人學生變得沒有顯著差異，原住民升學機率較低，重要原因是家庭背景較差;模式二的解釋

力 R

2

_{提升至 .1 00}

李佩撮、黃教志 原漢族群與入學考試﹒ 209

•

在模式三中，控制了中介變項基測成績 O 基測成績愈高(戶= .47)'升學機率愈高 O 家中 兄弟姐妹數，對升學機率的影響變得不顯著 O 在控制了基測成績後，背景變項對升學機率的 影響都變得不顯著或影響縮減;模式二中，有些出身背景者升學率較低，可歸因於基測成績

較低， 3在模式三中以基測成績對升學的影響最大，整體的 R

2_由

_{.10 提升至 .24 。}

(四)背景變項與基測成績對於所升上高中階段教育分流影響多項式邏輯迴歸

本節使用多項式邏輯迴歸分析，探討背景變項與基測成績對所升上高中階段教育分流的 影響。依變項所升上教育分流以人數最多的升公立高職為對照組，用來分析背景變項與基測 成績對升上不同分流的相對機率之影響 O 在表 4 中末加入其他控制變項可看出，原住民升公立高中的相對機率低於漢人 (b=-.52)'

升私立高職 (b= .93) 、五專 (b= .96) 與未升學 (b 二 .92) 的相對機率高於漢人，正為 .06 。

.93**( .1

7)

.96**( .26)

.92**( .31)

142.17**

表 4 原漢族群對於所升上高中階段教育分流影響多項式邏輯迴歸分析

\

f衣變項公立高中/ 私立高中/ 私立高職/ 五專/ 公立高職 公立高職 公立高職 公立高職 自變項

\ \

b (SE)

b (SE)

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1

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619

b

(SE)

未升學/ 公立高職

b

(SE)

在表 5 中控制了其他背景變項後，原住民與漢人升公立高中、未升學相對機率的差別變 得不顯著;雖然原住民升私立高職相對機率仍顯著高於漢人，但b 值由 .93 縮為 .77 ;原住民 所升上教育分流與漢人不同，重要原因是原住民家庭背景較差;不過原住民升五專的相對機 率仍高於漢人許多，可能是五專招生原住民有外加名額，部分學校設有原住民專班，凡原住 民學生均享有學雜費等全免優待(五專聯合登記分發入學委員會，

2006)

，也增加原住民學生 就讀五專的機會，因此原住民升五專的相對機率高於漢人。家庭背景變項對教育分流具顯著 影響的有:家庭收入愈高，升公立高中、私立高職相對機率愈高;父親職業為基層白領者升 公立高中相對機率高於勞動工人子女;父親教育愈高，升公立高中、私立高職相對機率愈高; 3 然而上層白領子女升學機率(b=-1. 84) ， 反而變得顯著低於勞動工人子女，有可能是上層白領子女的理想 較高，只填理想志廠，如果分數未達理想學校就無法升學，或考上不理想的學校而不升學，較可能選擇重 考或出國留學，至於原因是否真為此P 仍有待進一步研究驗誰。

• 210

.原漢族群與入學考試 李佩蝶、黃毅志 表 5 背景變項對於所升上高中階段教育分流影響多項式邏輯迴歸分析 、 依變項 公立高中/ 私立高中/ 私立高職/ 五專/ 未升學/ 公立高職 公立高職 公立高職 公立高職 公立高職

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2

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.05

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b

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b (S£)

-.35** ( .13)

.11

自變項 族群漢人(對照組) 原住民 家庭收入 父親職業 勞動工人(對照組) 上層白領人員 基層白領人員 買賣服務工作人 農林漁牧人員 父親教育 母親教育 家庭完整性 不完整家庭(對照組) 完整家庭 兄弟姐妹數 性別女(對照組) 男 學校都市化程度 臺東市區(對照組) 關山、池上 其他非原住民鄉 原住民鄉

-2 Log Likelihood

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2

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.0

1.

3.57**

.31

1

,

619

母親教育愈高，升公立高中、私立高中、五專相對機率愈高;完整家庭升公立高中相對機率 高於不完整家庭，完整家庭未升學相對機率低於不完整家庭;兄弟姐妹數愈多，未升學相對

機率愈高;投入其他背景變項後，正由 .06 提升至.3 1

0

李佩蝶、黃毅志 _{原漢族群與入學考試﹒ 211}

.

在表 6 中再加入了中介變項基測成績，基測成績愈高，升公私立高中相對機率愈高，升 私立高職、未升學相對機率愈低。在控制基測成績後，原住民未升學相對機率與漢人變得沒 有顯著差異，但由於有加分優待，原住民升上分數較高的公立高中、私立高中與五專(參見 表 1 )的相對機率都高於漢人，不過原住民升上分數較低的私立高職相對機率也高於漢人。至 於家庭背景變項的影響，在控制基測成績後，多數都變得不顯著或有所縮減，不同家庭背景 所升上的教育分流不同，基測成績不同是重要的原因。仍有顯著影響的家庭背景變項中，值 得說明的是，家庭收入愈高，對升公立高中的正向影響，可能是家庭收入愈高，愈有能力負 擔受教育機會成本，而較可能選擇升學導向機會成本較高的公立高中，不過家庭收入對同樣

是升學導向的私立高中並沒有顯著影響。在加入基測成績的中介變項後，正由 .31 提升至.的。

伍、結論、討論與建議

一、結論與討論

( -

)對假設檢證結果之說明

1.中介變項對依變項的影響

本研究假設 1-1 ，-基測成績愈佳，升學機率愈高」、假設 1-2 ，-基測成績愈佳，升公立高中 相對機率愈高」、假設 1-3 ，-基測成績愈佳，升私立高職相對機率愈低 J '都得到支持。 2. 背景變項對中介變項的影響 本研究假設 2-1 ，-社經背景愈高，基測成績愈佳」、假設 2-2 ，-完整家庭子女，基測成績高 於不完整家庭」、假設 2-3 ，-兄弟姐妹數愈多，基測成績愈差」、假設 2-4 ，-漢人基測成績高於 原住民 J '大都得到有力支持 o 3. 背景變項對依變項的直接影響 本研究發現，控制基測成績後，家庭收入愈高，升公立高中相對機率愈高，假設 3-1 ，-控 制基測成績後，家庭收入愈l高，升高中相對機率高 J '得到部分支持;不過家庭收入對升私立 高中相對機率並無顯著影響，這就不支持假設 3-1 '其原因何在?則有待進一步研究釐清。假 設 3-2 ，-控制基測成績後，原住民升公立高中相對機率高於漢人 J '則得到支持。 (二)討論 國內的研究發現，原住民學業成績與升學機會遠不如漢人(巫有錯， 2007 ;張建成，

2002

,

p.

128

;黃毅志，

1990

;譚光鼎，

2006)

，然而，研究者未見過去有研究探討影響升學的基測 成績與教育分流的因素。

• 212

.原漢族群與入學考試

李佩蝶、黃教志 表 6 背景變頂與基測成績對於所升上高中階段教育分流影響多項式邏輯迴歸分析

f衣變項 公立高中/ 私立高中/ 私立高職/ 五專/ 未升學/ 公立高職 公立高職 公立高職 公立高職 公立高職

自變I頁

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族群漢人(對照組) 原住民

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.08

( .60)

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( .54)

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( .25)

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父親教育

.04

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7)

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( .06)

.03

( .08)

母親教育

.04

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( .08) -.05

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( .07)

家庭完整性 不完整家庭(對照組) 完整家庭

.27

( .24)

.27

( .38) -.02

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( .31) -.89** ( .34)

兄弟姐妹數

.05

( .10)

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( .15) -.05

( .08) -.09

( .14)

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( .12)

性別女(對照組) 男

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學校都市化程度 臺東市區(對照組) 關山、池上

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1

,

619

本研究則發現原住民原始基測平均成績(

83.35

)低於漢人(

128.80)

，兩者相差達 45 .45 分。 2006 年原住民學生在高中職入學考試，雖享有總分加三分之一的優待(原住民學生升學 優待及原住民公費留學辦法，

2004 ' 2007)

，然而原始成績太低，加分後的成績(11 1.1 3) 仍

李佩壞、黃教志

_{原漢族群與入學考試﹒ 213}

•

比漢人差了不少，升學結果也就比漢人差。本研究發現，原住民升學率仍略微低於漢人;即 使能升學，升上出路較佳的分流，特別是公立高中的比率則遠比不上漢人，原住民往往升上 出路較差的分流，特別是升上私立高職的比率比漢人高很多;在控制家庭背景後，原住民原 始基測成績則比漢人低 22.27 分，差距縮減過半，原住民家庭背景較差，是基測成績較差的重 要原因，也是升學率與所升上教育分流出路較差的重要原因。本文這一段的許多發現，特別 是有關原漢所升上教育分流不同的發現，研究者未見到過去有研究對此做多變量分析而得到 如此的發現。 就家庭背景中很重要的社經背景與所升上教育分流的關聯而論，本研究發現顯示，社經 背景較佳的學生，基測成績遠高於社經背景較差的學生，因此有較高比率升上未來出路較好 的學術分流 公立高中;而社經背景較差的學生，有較高比率升上未來出路較差的技職分流 公私立高職。在控制基測成績後，社經背景對教育分流的影響，仍有家庭收入愈高，升公 立高中相對機率愈高的影響;這可用黃毅志( 1992) 數理模型中的家庭負擔教育成本能力做 解釋:家庭收入愈高，由於負擔受教育機會成本能力愈高，較可能選擇升學導向而機會成本 較高的公立高中。 本研究發現，雖然近年高中職升學機會提高訐多，晝東原漢族群與不同社經背景學生升 學率大都接近 100% '而沒多大差別，但漢人升上出路最佳的公立高中比率仍比原住民高出訐 多;社經背景較佳的學生，升公立高中比率也高出社經背景較差的學生很多;原住民、社經 背景較差的學生雖然也大都能升學，但原住民升上出路最差的私立高職比率比漢人高很多， 社經背景較差者升上公、私立高職比率比社經背景較佳者高很多;近年來雖廣設高中職，不 同背景者升學率不同，所代表的「量」教育機會不均等趨近於 0: 但是所升上教育分流不同， 所代表「質」之教育機會不均等依舊存在，漢人與高社經背景學生，較可能升上未來教育年 數、職業地位與收入等出路較佳的公立高中;而原住民與社經背景較差者，較可能升上未來 出路較差的私立高職;漢人與社經背景較佳的學生主要因為基測成績高，所以在所升上的教 育分流較具優勢。教育擴充雖能增加各階層的升學率，到了各階層者幾乎都能升學時， I"量」 的教育機會不均等雖會降低，但「質」的不均等仍維持著。以上討論「升上比率」所根據的 主要是表 1 的百分比分析，然而表 4 、 5 的多項式邏輯迴歸分析仍得到一致的結果。 4 本研究發現在教育擴充到幾乎全部都能升學時，出身背景較佳者(這包括漢人與社經背 景較佳者)與出身背景較差者(這包括原住民與社經背景較差者) ，升學率大都接近 100%

'

而沒有多大差別;不過出身背景較佳者較可能升到出路較好的分流，出身背景較差者則較可 能升到出路較差的分流， I"質」的不均等仍維持著，而支持 EMI 與黃設志(1 992 )的數理模 4 主要不一致之處在於表 5 '並沒有顯示「社經背景愈低，升上私立高職相對機率愈高的現象 J 這是因為 多項式邏輯迴歸的依變項為 In 私立高職機率/公立高職機率，社經背景愈低者，升公、私立高職機率都愈 低(見表 I) ，兩項機率都下降，而 In 私立高職機率/公立高職機率，可能維持不變，甚至於下降。

• 214

.原漢族群與入學考試

李佩蝶、黃教志 型。根據黃毅志數理模型，入學成績是決定所升上教育分流的重要原因，本研究發現顯示， 升公立高中基測成績均數最高，其次依序為升私立高中、升五專、升公立高職與升私立高職， 基測成績與所升上分流的關聯性Eta 值高達 .72 '證實成績是決定所升上教育分流的最主要關 鍵;而且原漢族群與不同社經背景者，所升上的教育分流不同，基測成績不同是重要原因。 本研究發現與 MMl 提出升學率接近 100%時，機會不均等性會趨近於 O 不同，是因為 MMl 沒有考慮到「質」的不均等仍可能維持著。而EMl 雖注意到「質」的不均等之維持，卻未深 入探討入學成績、家庭負擔教育成本能力與所升上教育分流的關聯;本研究發現則顯示，學 業成績與家庭負擔教育成本能力，都是影響升上何項教育分流的因素。 綜合本研究上述發現，黃毅志(1992) 的數理模型得到之支持如下:即使整體學生升學 率接近 100% '不同出身背景者升學率都接近 100% '而沒多大差別， I"量」的教育機會不均 等接近 0 ， I"質」的教育機會不均等性，仍然維持著，而造成「質」的機會不均等性之關鍵是 「不同出身背景者學業成績與家庭負擔教育成本能力不同」。

二、建議

(一)對教育實務的建議 本研究發現，原住民、社經背景較差的學生，在高中階段的分流，雖然大都能升學，但 較少升上出路最好的公立高中，較可能升到出路較差的高職，基測成績較差是重要原因。根 據研究顯示補救教學具有效益，可使低學業成就學生趕上同儕(陳淑麗、曾世杰、洪儷瑜，

2006 ; Linan-Thompson

,

Vanghn

,

Prater

,

&

Cirino

,

2006)

，不過政府每年投注大量的經費，補助

偏遠地區學校實施補救教學課程，似乎未達到預期的成效(陳淑麗、熊同鑫，2007) 。建議 相關單位在推動補救教學時，能有系統地評估其成效，發展出適合低成就學生的教材與教法 (陳淑麗、熊同鑫， 2007) ，使原住民與社經背景較差的學生，透過有效的補救教學，提高 其基測成績，進而能升上出路較佳的教育分流，如公立高中，以降低教育機會的不均等。 (二)對未來研究的建議 1.在研究範園方面 因本研究僅探討臺東縣國中學生的高中職入學考試表現，研究結果的推論性受到限制。 未來可將研究擴大，探討全國高中職及大專院校的入學考試表現，使研究結果更具推論性與 代表性。 2.在研究變項方面 本研究探討族群與家庭背景變項，透過基測成績影響是否升學與所升上教育分流的因果 機制，並未探討背景變項影響基測成績的因果機制。未來研究可納入其他背景變項影響基測 成績的可能中介變項，例如:社會資本(陳怡靖、鄭燿男，

2000

;黃芳銘、楊世安，

2006 ;

李佩蝶、黃教志 原漢族群與入學考試﹒ 215

•

Coleman

,

1988) 、文化資本(蘇船利、黃毅志，

2009 ; Bourdieu

,

1977) 、學科補習(林慧敏、 黃毅志，

2009

;孫清山、黃毅志，

1996

;黃毅志、陳俊瑋， 2008) 等進行分析，對影響基測 成績的因果機制做探討。再則，本研究連用 2006 年國中基測分數作為中介變項，探討族群及 家庭背景對教育分流的影響;不過根據教育部 (2009) I 擴大高中職及五專免試入學實施方 案 J' 將逐步擴大推動免試入學比率，調整高中職和五專多元入學方式;依照 2010 年的實況， 臺東地區約提供近 30%的高中職總核定招生名額進行免試入學(臺東區九十九學年度擴大高 中職免試入學委員，

2010)

，不需要採用基測成績升學。未來研究若仍運用基測分數做分析， 就無法涵蓋許多沒有基測成績的學生，建議未來研究也可以用在校成績表現為中介變項做進 一步分析。

• 216

.原漢族群與入學考試

一、中文文獻

參考文獻

李佩環、黃毅志 內政部 (2005a) 。人口靜態統計:現住人口數。2008 年 10 月 5 日，取自 http://sowf.moi.goy.

tw/stat/mont

h/

ml-06.xls

<

Ministry of the Interio

r.

(2005a). Population statistics

.

Resident population.

Retrieved October 5

,

2008

,

from

http://sow f. moi.gov.tw/stat/month/m 卜06.xls 】

內政部 (2005b) 。人口靜態統計:現住原住民人口數。 2008 年 10 月 5 日，取自 http://sowf.moi.

gOy.tw/stat/month/ml-04.xls

<

Ministry ofthe Interio

r.

(2005b). Population statistics: Resident ofthe aboriginal population. Retrieved October 5

,

2008

,

from http://sow

f.

moi.gov.tw/stat/mont

h/

ml-04.xls

>

五專聯合登記分發入學委員會 (2006 )。好學年度五專聯合登記分發入學簡章。 2010 年 1 月

29 日，取自 http://www.c凹h砂c.edu.tw/high/95/95-5-introduce.pdf

<

Committee of Junior College Enrollment and Distribution. (2006). 2006 Junior college admission brochure.

Retrieved January

妞， 2010，

from

http://www.cpjh.tpc.edu.tw/hig h/95月5-5-introduce.pdf 】

王濟川、郭志剛(

2004 )

0 Logistic 迴歸模型:方法及應用 o 臺北市:五南 o

<

Wang

,

J.-C.

,

& Guo

,

Z.-G. (2004).

L悍的tic

regression models

.

Methods and application.

Tai阱，

Taiwan: Wu-Nan

Boo

k.>

行政院主計處 (2005a) 。台灣地區家庭收支調查。 2008 年 10 月 11 日，取自 http://fies2.

tpg.

gOY. tw/do

c/

resul

t/

95/212

/1

3-36.xls

<

Directorate-General of Budget

,

Accounting and

Statisti凶，

Executive Yuan. (2005a). Survey of family income

Retrieved October II

,

2008

,

from http://fies2.tpg.gov.tw/doc

/r

esul

t/

95/212/13-36.xls

>

行政院主計處 (2005b) 。人力資源統計年報。 2008 年 10 月 10 日，取自 http://www.stat.goy.

tw/c

t.

asp?x

It

em= 17286&ctNode=517

<

Directorate-General of Budget

,

Accounting and Statistics

,

Executive Yuan. (2005b). Statistical yearbook of human

resources.

Retrieved October 10

,

2008

,

from http://www.sta

t.

gov.tw/c

t.

asp?x

It

em=I7286&ctNode=517

>

原住民學生升學優待及原住民公費留學辦法 (2004 )。

<

Aboriginal Students' Study Abroad Method (2004)

>

原住民學生升學優待及原住民公費留學辦法 (2007 )。 <

Aboriginal Students' Study Abroad Method (2007).

>

朱敬一、葉家興(1 995 )。台灣的「私人興學」一現況檢討與政策建議。載於臺灣研究基金 會(主編) ，台灣的教育改革 (pp. 106-159) 。臺北市:前衛。

<

Chu

,

C.-

Y.,

& Yeh

,

J.-H.

(1

995). Private education in Taiwan: Evaluation and public policy suggestions. In Taiwan

Research Fund (Ed.)

,

Educational reform in Taiwan

(pp. 106-159). Taipei

,

Taiwan: Avanguard

>

巫有益 (2007 )。學校與非學校因素對臺東縣原、漢國小學生學業成就的影響。臺灣教育社會 學研究，

7

(1) ,

29-67 。