國中身心障礙學生家庭社經地位、社會資本、文化資本、財務資本與學習成果之關係研究

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黃瓊儀、吳怡慧、游錦雲家庭資源與學習成果 129 教育科學研究期刊第六十卷第四期 2015 年，60（4），129-160 doi:10.6209/JORIES.2015.60(4).05

國中身心障礙學生家庭社經地位、

社會資本、文化資本、財務資本與

學習成果之關係研究

黃瓊儀

*

吳怡慧

游錦雲

臺北市立雙園國民小學臺北市立大學特殊教育學系心理與諮商學系臺北市立大學

摘要

本研究主要目的在探討七年級身心障礙學生家庭社經地位、社會資本、文化資本與財務資本對學習成果之影響。本研究使用特殊教育長期追蹤資料庫（Special Needs Education Longitudinal, SNELS）所蒐集的 967 位身心障礙學生資料，透過結構方程模式來檢定家庭社經地位對社會資本、文化資本、財務資本與學習成果的直接效果，以及探討家庭社經地位透過社會資本、文化資本與財務資本而影響學習成果之中介效果。研究結果顯示：家庭社經地位對多面向學習成果皆為負向影響，而家庭社經地位對社會資本、文化資本、財務資本皆有正向顯著影響，且透過社會資本、文化資本及財務資本對多面向學習成果有正向顯著的間接效果。針對前述研究結果，提出相關討論與建議。關鍵字：文化資本、社會資本、特殊教育長期追蹤資料庫、財務資本、學習成果通訊作者：游錦雲，E-mail: [email protected] 收稿日期：2015/03/20；修正日期：2015/09/17、2015/11/03；接受日期：2015/11/06。

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130 家庭資源與學習成果黃瓊儀、吳怡慧、游錦雲

壹、前言

學習成果（learning outcomes）是指學生經由教育歷程所習得的結果，也是個體與學校經驗互動的結果。在普通教育中評量學生學習成果的表現，多半採用在校期間的學習紀錄資料，如作業、測驗，或各學科的學習表現。但對身心障礙學生來說，學業表現只能算是教育成果之一，美國國家長期轉銜資料庫第二期（the National Longitudinal Transition Study-2, NLTS-2）界定身心障礙學生的學習成果包含：學科成就表現、生活適應能力、自我決策能力、人際關係與社交參與、健康與體能、責任與公民角色、教師及家人的滿意度等（Wagner et al., 2003）。在國內，孫淑柔和王天苗（2000）指出，國民教育階段身心障礙學生學習成果的指標包括：在校的學習成果（出席及活動參與、學習表現、責任與獨立、情緒與團體適應、滿意度）及畢業後的學習表現（後續教育與訓練、就業、居家生活、社會生活）。更新的研究（楊秀文， 2013）也指出，身心障礙學生在校的學習成果包括：學習參與、學業表現、社會適應、獨立自主及家長滿意度等。因此，身心障礙學生的學習成果不宜以學業表現為單一指標，乃應包含多元指標，如平日的學習參與表現、社會適應狀況、自我決策能力、獨立自主情況及家長的滿意度等。有鑑於過去的文獻多檢視合併的（林義宸，2012）或單一的學習成果（孫淑柔， 2004；楊秀文，2013），本研究考慮多元的學習成果面向，此為本研究的第一特色。影響學習成果的因素很多，大致可分四個層面：個人、家庭、學校與環境（李敦仁、余民寧，2005）。Coleman 等（1966）提出著名的《教育機會均等報告》（Equality of Educational Opportunity，也稱《Coleman 報告書》）特別指出：學校並不是造成學生學業差異的主要因素，學生學業成就的高低主要是受到學生家庭背景因素的影響，亦即學校教育資源投入對學生學習成效之影響，無論是教師的教育程度、設備、圖書、學生平均教育成本等投入項目，對學生學業成績影響都相當有限。因此，後來有許多研究開始探討家庭因素與學習成果之間的關係（李文益、黃毅志，2004；巫有鎰，1999；周新富，2008；孫清山、黃毅志，1996；張芳全，2006，2011；陳怡靖、黃毅志，2011；陳怡靖、鄭燿男，2000；翟本瑞，2002；蕭佳純、董旭英、饒夢霞，2009；Aschaffenburg & Maas, 1997; Bourdieu, 1977; Fejgin, 1995; Peng & Wright, 1994）。家庭因素包括：家庭社經地位、家庭社會資本（如親子互動）、家庭文化資本（如家庭讀書風氣、每週閱讀時數、學生擁有的技能習慣及學習風格）、家庭財務資本（參加課後補習、才藝班）等。多數研究發現，家庭社經地位愈高、家庭教育資源愈多（家庭社會資本、家庭文化資本、家庭財務資本），學生的學習成果愈佳。在研究方法上，多數研究將家庭社經地位作為前置變項，也就是依家長職業、家庭收入、家長教育程度等來看學生的學習成果；但也有研究認為，家長的社經地位不會直接影響學生的學習成果，而是透過社會資本（social capital）、文化資本（cultural capital）或財務資本（financial capital）等中介變項，

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黃瓊儀、吳怡慧、游錦雲家庭資源與學習成果 131

來間接影響學生的學習成果（王麗雲、游錦雲，2005；巫有鎰，2007；林俊瑩、黃毅志，2008；張芳全，2006；Hofferth, Boisjoly, & Duncan, 1998）。

有別於 Coleman 等（1966）的發現，陳順利與黃毅志（2015）提出不同的看法，他們指出，許多探討學校有無效能的研究往往忽略學校階層的特性，沒有採用符合此特性的階層線性模式（Hierarchical Linear Modeling, HLM）來分析。陳順利與黃毅志以三階層 HLM 分析「臺東縣教育長期資料庫」的國中資料，發現學校之間的變異雖然很小，但學校內班級之間的變異並不小，這是《Coleman 報告書》中沒有發現的。其研究指出，學校的班級因素有班級平均家長社經地位、導師族別和人力資本等，這些因素對學生學業成績具有不小的影響力。在普通教育領域，許多研究已證實家庭社經地位對子女的學業成績有影響；但也有許多研究證實，家庭社經地位對子女學業成就的直接影響很小，反而主要是透過家庭教育資本的中介變項影響子女的學業成績（李文益、黃毅志，2004；林生傳，2005；林俊瑩、黃毅志， 2008；張芳全，2006；Teachman, 1987）。而在特殊教育領域中，迄今有關探討透過家庭教育資本的中介效果對學習成果的影響仍相當缺乏，僅有周依潔、林俊瑩與林玟秀（2014）以特殊幼兒為對象，探討家庭社會資本對其學習行為之影響一篇。有鑑於國內尚缺乏各教育階段的相關分析，故本研究以「社會資本」、「文化資本」及「財務資本」等家庭教育資本的概念來探討其與國中身心障礙學生學習成果之關係，此為本研究的第二特色。本研究欲藉由「特殊教育長期追蹤資料庫」（Special Needs Education Longitudinal Study, SNELS）所釋放的資料來驗證，SNELS 係在 2007 年起由當時國科會資助規劃及教育部特殊教育小組支持推動，並由王天苗教授負責策劃與執行，系統性地蒐集「身心障礙」教育資料，以 6 年時間利用問卷調查方式建置 SNELS 以檢視特殊教育的實施與成果。SNELS 是國內目前唯一為身心障礙學生所建置的大型資料庫，其追蹤調查涵蓋的階段除了學前、國小、國中及高中職四個教育階段，也包含身心障礙學生 15 年在校狀況及離校情形的追蹤調查。目前國內藉由 SNELS 分析國中身心障礙學生教育成果之研究僅有林義宸（2012）一篇，其研究將學習成果當成一個合併的（單面向）概念，以結構方程模式（Structural Equation Modeling, SEM）探討國中身心障礙學生的個人及家庭因素對學習成果之直接影響，但從文獻中可知，學習成果是多面向概念，可知國內對特殊教育之學習成果尚缺乏對中介變項之探討。準此，本研究提出家庭社經地位、社會資本、文化資本、財務資本與學習成果關係的模式，並以 SNELS 97 學年七年級學生作為樣本，運用 SEM 統計分析方法，對本研究所提模式加以驗證，探討家庭社經地位、社會資本、文化資本、財務資本與學習成果關係的因果機制。

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貳、文獻探討

一、社會資本理論與相關研究

（一）社會資本理論

法國學者 Bourdieu（1986）與美國學者 Coleman（1988）都曾提出社會資本的概念， Bourdieu認為社會資本是一種由社會制度所建立的神聖煉丹術（alchemy of consecration），以交換、相互認可或對會員身分認可的方式再製團體，是一種實際或潛在的資源，是一種持久的網絡，是一種制度化的相互熟悉與認可關係。而 Coleman 發表〈社會資本創造人力資本〉（Social Capital in the Creation of Human Capital）一文，強調社會資本可以獲得人力資本，並確認社會資本作為資源的效益以及產生社會資本的機制。Coleman（1990）認為父母為子女創造社會資本有賴於下列三個因素：父母與子女的聯繫程度、關係的穩定程度及父母的意識型態，且特別強調父母與子女間的親密關係，並將此親密關係視為有助於子女成長的社會資本。 Coleman（1994）更進一步說明社會資本與家庭間的關係，認為社會資本才是子女學業成功重要的家庭資源；只有在子女與父母之間保持密切關係時，父母擁有的物質及人力資本才可以為子女所使用。故社會資本就是人與人互動所產生的人際關係，許多研究證實，人際網絡的強度愈強，社會資本愈高，愈有助於提高子女的學習成就（巫有鎰，1999；林俊瑩、黃毅志，2008；陳怡靖、鄭燿男，2000；黃毅志，1996；Coleman, 1988）。

（二）社會資本與學習成果之相關研究

在社會資本與學習成果之研究上，有一些研究直接探討社會資本對學習成果之直接影響，而其中大部分的研究結果皆發現家庭社會資本具關鍵性影響。如：孫淑柔（2004）探討啟智學校學生的學習成果，研究採用訪談家長、教師、學生，發現家長參與（社會資本）會影響身心障礙學生的學習成果。林義宸（2012）以 SNELS 中七年級身心障礙學生為對象，建構一個影響身心障礙學生學習成果的結構模型，並探討學生的個人及家庭因素對學習成果的直接影響。結果發現，家長參與（社會資本）對整體學習成果有負向影響，但未達顯著。楊秀文（2013）分析 SNELS 高中職身心障礙學生的學習成果，透過階層迴歸分析發現，家庭參與（社會資本）與學生的學習參與有顯著的正相關。Israel、Beaulieu 與 Hartless（2001）以美國國家教育長期追蹤研究（National Education Longitudinal Study, NELS）檢視家庭與社區中的社會資本對於公立學校學生教育成就的影響，研究焦點偏重於社區中之社會資本在學業成就中所扮演的角色。結果發現，家庭社會資本是影響中學生教育成就的關鍵。Parcel 與 Dufur （2001）以美國青年縱貫性研究（National Longitudinal Survey of Youth, NLSY）調查家庭和學

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黃瓊儀、吳怡慧、游錦雲家庭資源與學習成果 133 校的社會資本對於學生數學和閱讀成就的影響。研究中以母親作為社會資本的代表，研究結果發現，家庭社會資本較學校社會資本對於學業成就的作用力為大，其中良好的家庭環境有助於提升數學成就。Ho 與 Willms（1996）以美國第八級學生（相當於中學生）為研究樣本，分析父母參與對學業成績的影響。結果發現，家庭社會資本對子女學業成績有很強的正面影響；且高社經地位的家庭，愈有利於提高子女的學業成績。另一方面，有一些研究以社會資本為中介變項，探討家庭社經地位等背景變項透過社會資本對學習成果的中介作用，如：李文益與黃毅志（2004）探討大學生社會資本之中介效果與學業成就；結果發現，家庭社會資本愈高，愈有助於提升學生之學業成績。巫有鎰（2007）運用 2003 年「臺東縣教育長期資料庫」的資料，探討家庭因素及學校因素對國小學生學業成就之影響，並以家庭資本（社會資本、文化資本、財務資本）作為中介變項；結果發現，家庭社經地位愈高，對學業成就愈有利，且透過提高家庭社會資本與財務資本，可以提升學業成就。蘇曉佩（2011）以國中身心障礙學生為對象，探討透過自我概念及親子互動（社會資本）的中介作用對社會適應的影響，研究發現，社會資本可預測其社會適應情形。周依潔等（2014）以家庭社會資本為中介，探討其對臺灣地區不同障礙類別特殊幼兒學習行為之影響，研究發現，家長的親職能力及家庭參與對特殊幼兒的人際互動有正向顯著的影響。以上研究，有的探討社會資本對學習成果的直接影響，有的探討社會資本的中介作用；結果均發現，父母教育期望、父母對孩子課業的鼓勵及支持、父母參與子女教育事務等，均會影響子女的學業成就，亦即家庭社會資本愈高，學生的學習成果較佳。但是在特殊教育領域中，較完整探討社會資本的中介效果之研究仍相當缺乏，是故，本研究以社會資本為中介變項，以 Coleman（1990）所提出的社會資本定義（父母與子女的聯繫程度、關係的穩定程度及父母的意識型態），選取合適題項（如父母是否會和子女談心事，以及父母對子女的接納度等），作為本研究的社會資本變項。

二、文化資本理論與相關研究

（一）文化資本理論

文化資本是由 Bourdieu 與 Passeron（1970/1977, 1964/1979）所提出，此概念討論低社經學童學校學習失敗的成因，乃是因經濟因素（經濟資本）在解釋高低社經地位學生成就差異的有限性。文化資本已然成為經濟資本的隱藏形式，學校透過文化資本的有無，對學生進行篩選；中上階級的文化在學校中受到重視，有利中上階級的學生在學校中獲得成功，進而透過教育上的成功保障階級地位。相反地，低社經出身的學生，因不具備學校所強調或重視的文化資本，便不容易在學校中成功（王麗雲、游錦雲，2005）。

Bourdieu 將文化資本的內涵分成三類，內蘊的狀態（embodied state）是指心和身的持久性情，包括了氣質、習慣、品味、行為談吐等；客觀化的狀態（objectified state）是指文化物

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134 家庭資源與學習成果黃瓊儀、吳怡慧、游錦雲品的擁有，例如書籍等；制度化的狀態（institutional state）是指由機構或制度所產生的物品，例如文憑、證照、學歷。之後，De Graaf（1986）擴大文化資本的意義，以文化資源（cultural resource）為概念，認為文化資源包括文化資本、家庭讀書風氣、每週閱讀時數、每月到圖書館次數、每月參觀博物館次數，以及子女擁有的技能習慣及學習風格。

（二）文化資本與學習成果之相關研究

家庭文化資本是指學生在家庭中所擁有的學習資源。許多研究指出，家庭文化資本愈多的學生，其學習成果愈佳（王麗雲、游錦雲，2005；李文益、黃毅志，2004；李敦仁、余民寧，2005；巫有鎰，2007；林俊瑩、黃毅志，2008；孫清山、黃毅志，1996；張芳全，2006， 2011；黃毅志、陳怡靖，2005；蘇船利、黃毅志，2009；DiMaggio, 1982; Downey, 1995; Dumais, 2002; Scott, 2004）。如：李文益與黃毅志（2004）探討大學生文化資本與學業成就的關係；結果發現，學生所擁有之文化資本愈高，有助於提升其學業成績。呂仁禮（2011）以臺灣參加 PISA 2006 年測驗的 15 歲學生為對象，其中有效樣本共 8,465 位，將其隨機分派為校正樣本及效度樣本兩組，探討具體形式、客觀形式與制度形式文化資本與學業成就之關係，其研究發現具體形式、客觀形式與制度形式文化資本皆有正相關，且皆會正向顯著影響學業成績。 Dumais（2002）分析美國 1988 年 NELS，發現八年級女生參與愈多精緻文化活動（如上圖書館借書、參加音樂會、參觀博物館、美術館等），愈有助於提升在校成績。除了以上探討文化資本與學習成果的直接關係，另外有些研究將文化資本當作中介變項，如：張芳全（2006）探討國小一年級學生家長的社經地位、文化資本與教育期望對學業成就影響，以文化資本為中介變項，透過結構方程模式來檢定前述問題的影響關係；結果顯示，家長社經地位、文化資本與教育期望對學業成就有正向且顯著的關係。另外，張芳全（2011）也分析 TIMSS 2007 年資料，探討影響數學成就之因素，以家長教育程度為自變項，以文化資本、自我抱負及學習興趣為中介變項，結果發現，家長的教育程度會透過文化資本、學習興趣正向顯著影響數學成就。蘇船利與黃毅志（2009）探討文化資本和學校社會資本對學業成績的影響，以「臺東縣教育長期資料庫」中八年級學生與家長問卷資料進行路徑分析，研究發現，精緻文化資本會提高學業成績，且會透過學校社會資本，進而影響學業成績。綜上可知，有的研究在探討文化資本對學習成果的直接影響，有的則探討文化資本的中介作用；但目前在特殊教育領域中，尚無研究探討文化資本對學習成果之影響。本研究參考 De Graaf（1986）擴大文化資本的意義，將文化資本定義為子女每週閱讀時間（每週閱讀時數）及每週從事運動時間（子女擁有的技能習慣），藉以探討其對身心障礙學生學習成果之影響。

三、財務資本理論與相關研究

（一）財務資本理論

Coleman（1988）認為影響學業成就的「家庭背景」，至少應包括三種成分，即財務資本、

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人力資本和社會資本。財務資本是指物質資源，反映在家庭的財富或收入上，家庭透過財務資本的運用來營造子女良好的物質環境，以利子女學習。因此，若家長擁有較多財務資本，就可充分運用該資源購買學習工具或負擔相關費用，改善家中的學習環境，增加各類學習機會或是選擇教育資源豐富的學校來協助孩子學習，提升孩子的學習成就（Lynch & Moran, 2006）。故此，財務資本包含了家庭的教育設施，如子女是否有自己的書桌、電腦百科全書等設備，也包含家庭所能夠提供給子女財務性及金錢性的幫助，讓子女從事課外的學習活動（如補習），以提升子女的學業表現（林俊瑩、黃毅志，2008；孫清山、黃毅志，1996；黃毅志、陳怡靖，2005）。

（二）財務資本與學習成果之相關研究

財務資本係指學生在家庭中所擁有的家庭教育設施及參加課外的學習活動，許多研究指出，家庭財富資本愈多的學生，子女擁有愈好的讀書環境，較能獲得補習教育的機會，其學習成果也愈佳（巫有鎰，2007；林俊瑩、黃毅志，2008；黃毅志、陳怡靖，2005；Lynch & Moran, 2006）。如孫清山與黃毅志（1996）研究臺灣地區民眾的各級升學機率，發現無論是國中升高中職、五專，或是高中升大學，參加補習的項數愈多，則升學的機率愈高，而放學後未參加補習，需要為家裡工作賺錢的，對於升學則有負向影響。林俊瑩與黃毅志（2008）以「臺灣教育長期追蹤調查資料庫」（Taiwan Education Panel Survey, TEPS）全國大樣本的國中階段資料為分析對象，藉以建構與檢定影響學生學業成就的可能機制。結果發現，家庭教育資源（文化資本、社會資本、財務資本）不僅會直接影響學業成就，且家庭社經地位會透過家庭教育資源之中介作用來提高學生的學業成就。另一方面，探討財務資本之中介效果研究，如陳怡靖（2001）以「臺灣地區社會變遷基本調查三期三次計劃社會階層組」的全國性大樣本資料來進行分析，以樣本國中時候的文化資本、社會資本及財務資本作為中介變項，探討背景變項對教育成就的影響，同樣發現參加補習項數多的人，國中後繼續升學的機會較大。巫有鎰（2007）運用 2003 年「臺東縣教育長期資料庫」的六年級學生及其家長、教師與校長普查資料進行分析，結果發現，家庭社經地位愈高、家庭結構愈完整，對學生成績愈有利，且非學校因素（如地區、族群、性別、家庭社經地位等）會透過家庭社會資本與財務資本等中介變項，進而提高成績。儘管上述部分研究探討財務資本對學習成果的直接影響，有的探討財務資本的中介作用，但目前在特殊教育領域中，也尚無研究探討財務資本對學習成果之影響。因此，本研究以是否參加補習、補習時數作為財務資本的變項內涵，探討其對身心障礙學生學習成果之影響。

四、SNELS 介紹

近年來，國內逐漸重視特殊教育實施的成果與績效，自 2007 年起，行政院國家科學委員

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136 家庭資源與學習成果黃瓊儀、吳怡慧、游錦雲會（現已改制為科技部）計畫補助展開建置 SNELS。研究團隊以 6 年時間，有系統地蒐集學前、國小、國中、高中職各教育階段身心障礙學生的長期追蹤資料，以及全國 25 縣市特殊教育行政概況的調查資料，資料來源包括縣市特教承辦人員、學校行政人員、身心障礙學生及其家長、教師等五類（王天苗，2014）。因此 SNELS 的內容架構涵蓋身心障礙學生家庭狀況、就讀學校情形、接受教育與相關服務情形、教育成果及縣市特教行政與服務概況等向度內容。SNELS 的主要特色有：（一）向全國學前 3 歲到高中畢業後 1 年的學生為對象蒐集資料，包含身心障礙學生 15 年在校狀況及離校情形；（二）每一波可獲得「橫斷」資料，在同一時間即可分析出跨多個年級的現況資料，並可「縱貫」追蹤個案資料分析變化情形；（三）以「學生」而非以「學校」為抽樣單位，採隨機抽樣法。 SNELS 各類問卷內容包含：（一）學生問卷：問卷涵蓋學生身心狀況、自我概念、居家生活、父母教養、課餘生活、學校生活參與、師生與同儕關係、教育滿意度等內容。（二）家長問卷：問卷包括孩子的狀況、孩子的家庭狀況、孩子的居家與課餘生活、孩子接受教育的情形及孩子的學習成果。（三）教師問卷：問卷內容涵蓋學生基本資料、班級與教學情形、身心障礙學生接受特殊教育服務的情形、學生的學習成果及教師基本資料。（四）行政人員問卷：問卷內容涵蓋學校基本概況、身心障礙學生概況、特殊教育措施及填答者基本資料等。在抽樣設計上，SNELS 抽樣來源為教育部「全國特殊教育通報網」之個案資料，抽樣學生來自全國特殊教育通報網之匿名身心障礙學生。特教通報網的身心障礙學生是經由學校普通班教師提報轉介，經過各縣市心評教師進行觀察及施測，最後由各縣市鑑定輔導委員會鑑定通過取得特教服務資格。抽樣之母群即為特殊教育通報網內特定抽樣年級或年齡組（即抽樣樣本所在之年級或年齡）的所有身心障礙學生。抽樣方式採隨機抽樣，學生之安置型態、社經地位、就讀學校地區、性別等變項，均不列入抽樣考量，其抽樣原則各障礙類別至少選取 200 名，以達母群之 5%以上。目前國內以 SNELS 進行國中身心障礙學生學習成果之研究，僅有林義宸（2012）一篇，本研究欲以七年級普通班身心障礙學生為對象，探討其學習成果模式，但與林義宸研究不同之處有以下兩點：首先，該研究直接探討個人因素（自我概念、學習動機）及家庭因素（家長參與、家庭教育環境）對學習成果之影響，而本研究則依據先前理論及相關研究，認為家庭因素中的社會資本、文化資本及財務資本可能扮演著中介的作用，因此著重探討家庭社經地位透過社會資本、文化資本及財務資本對學習成果的中介效果。其次，林義宸的探討是將學習成果視為單一的學習成果加以分析，本研究將視學習成果為多元面向，期能更完整、更深入地瞭解家庭社經地位、社會資本、文化資本及財務資本對多面向學習成果的影響。

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參、研究方法

一、資料來源

本研究資料來源主要取自 SNELS 之 97 學年度調查資料，需選取學生、家長及教師等資料，再依學生代碼合併學生、家長、教師等問卷。本研究先確定 97 學年度國中普通班及資源班七年級身心障礙學生有效樣本為 1,302 人，研究者先檢視研究變項中「未填答」、「填答錯誤」（登錄值為 999）、填「不知道」或「不適用」者，結果發現，在各題項中除了有幾位樣本未填答（遺漏值），其餘則以回答「不知道」或「不適用」最多，其中以「爸爸是否會聽你說內心話」、「媽媽是否會聽你說內心話」最多（約 160 多人）。細究其因，回答者的父母婚姻狀況，多為父母離婚、分居或有一方過世。因此，對於樣本缺失值的處理，本研究最後決定採取整列剔除法（listwise deletion），在刪除所有研究變項中「未填答」、「填答錯誤」（登錄值為 999）、填「不知道」或「不適用」後，共選取約 967 位學生樣本數及其家長、教師作為有效分析樣本。

二、研究架構與研究假設

（一）研究架構

根據前述之研究目的和文獻探討，本研究的研究架構如圖 1 所示，共分成兩大部分，首先是對學習成果的概念建構，參照過去國內、外理論與實徵研究結果，利用驗證性因素分析（confirmatory factor analysis, CFA）來建立學習成果的測量模型；第二部分探討家庭社經地位透過社會資本、文化資本及財務資本而影響學習成果的間接效果。

（二）研究假設

依據前述的研究目的與研究架構，本研究提出以下幾個假設： H1：國中身心障礙學生的家庭社經地位會正向影響社會資本。 H2：國中身心障礙學生的家庭社經地位會正向影響文化資本。 H3：國中身心障礙學生的家庭社經地位會正向影響財務資本。 H4：國中身心障礙學生的家庭社經地位會正向影響學習成果（包括學習參與、社會適應、自我決策）。 H5：國中身心障礙學生的社會資本會正向影響學習成果。 H6：國中身心障礙學生的文化資本會正向影響學習成果。 H7：國中身心障礙學生的財務資本會正向影響學習成果。 H8：國中身心障礙學生的家庭社經地位會透過社會資本正向影響學習成果。

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138 家庭資源與學習成果黃瓊儀、吳怡慧、游錦雲圖1. 研究架構 H9：國中身心障礙學生的家庭社經地位會透過文化資本正向影響學習成果。 H10：國中身心障礙學生的家庭社經地位會透過財務資本正向影響學習成果。

三、研究變項的測量

本研究之研究變項包括學習成果、家庭社經地位、社會資本、文化資本及財務資本，茲分述如下。爸爸聽內心話媽媽聽內心話爸爸很能接納我媽媽很能接納我 e17 1 e16 1 e15 1 e14 1 父親教育程度 e10 1 母親教育程度 e11 1 月平均收入 e12 1 e13 1 z5 1 看課外讀物的時間運動的時間 e18 1 e19 1 z6 1 放學安排補習 e20 1 課輔及補習時間 e21 1 z1 1 z2 1 z3 1 z4 1 能回答問題 1 e1 會主動提問 1 e2 能參與班級討論 1 e3 表現適當的禮儀 1 e4 表現負責的行為 1 e5 與同學和睦相處 1 e6 照顧自己的能力 1 e7 解決問題的能力 1 e8 做決定的能力 1 e9 1 1 1 社會適應家庭社經地位社會資本父親職業文化資本學習參與自我決策 1 1 1 1 財務資本

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（一）學習成果

學習成果是指學生在校的表現，包含學習參與、社會適應及自我決策等三個意涵。首先，學習參與是以教師問卷中的「在班上能參與班級討論」、「在班上會主動提問」、「在班上能回答問題」等三個題項加以測量，依照「從不」、「很少」、「有時」、「經常」分別給予 1-4 分。本研究採用此三題作為學習參與的測量指標，分數愈高，代表學習參與愈高，此三題的內部一致性係數 Cronbach’s α 值為 .85。其次，社會適應是以教師問卷中的「根據您對這學生的瞭解，您是否同意以下敘述：與別人互動時，他能夠表現適當的禮儀、他能夠表現出負責任的行為、他能夠與同學和睦相處」等三個題項加以測量，依照「很不同意」、「不同意」、「同意」、「很同意」分別給予 1-4 分，分數愈高，代表社會適應愈高。本研究採用此三題作為社會適應的測量指標，此三題的內部一致性係數 Cronbach’s α 值為 .79。最後，自我決策是以學生問卷中的「你有能力照顧自己嗎」、「遇到問題，你有能力自己解決嗎」、「你覺得你有能力做決定嗎」等三個題項加以測量，依照「沒有能力」、「不太能」、「還可以」、「當然能」分別給予 1-4 分，分數愈高，代表自我決策能力愈高。本研究採用此三題作為自我決策的測量指標，此三題的內部一致性係數 Cronbach’s α 值為 .69。

（二）家庭社經地位

家庭社經地位題項有四：家長問卷的「父親的教育程度是什麼？」、「母親的教育程度是什麼？」、「去年家裡每個月平均總收入大約有多少（含各種補助費）？」、「父親職業」。其中，前兩題選項包括：「不識字、國小肄、國小、國中、高中（職）、專科、大學、研究所」，分別給予 1-8 分；第三題選項包括：「2 萬元以下、2 萬元至未滿 3 萬元、3 萬元至未滿 4 萬元、4 萬元至未滿 5 萬元、5 萬元至未滿 10 萬元、10 萬元以上」，分別給予 1 至 6 分；第四題則依據黃毅志（2003）提出之「臺灣地區新職業聲望與社經地位量表」內的「職業社經地位」分類，將工作類型各項歸併為五等社經地位，等級愈高，社經地位愈高。本研究採用此四題作為家庭社經地位的測量指標，此四題的內部一致性係數 Cronbach’s α 值為 .79。

（三）社會資本

社會資本以親子互動為內涵，以學生問卷中「爸爸會不會聽你講內心的話？」、「媽媽會不會聽你講內心的話？」及與爸媽相處中的「爸爸很能接納我」、「媽媽很能接納我」等共四題。其中，前兩題依照「從來沒有」、「很少會」、「有時候會」、「常常會」分別給予 1-4 分；後兩題依照「非常不符合」、「不符合」、「符合」、「非常符合」分別給予 1-4 分，分數愈高，代表社會資本愈高。本研究採用此四題作為社會資本測量指標，此四題的內部一致性係數 Cronbach’s α 值為 .67。

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（四）文化資本

文化資本題項有二，取自學生問卷中「你每星期大約花多少時間看課外讀物？」及「你每星期大約花多少時間運動？」兩題，依照「幾乎沒有」、「不到 1 小時」、「1～2 小時（不含 2 小時）」、「2～4 小時（不含 4 小時）」、「4～6 小時（不含 6 小時）」、「6 小時以上」？分別給予 1-6 分，分數愈高代表文化資本愈高。本研究採用此兩題作為文化資本測量指標，此兩題的內部一致性係數 Cronbach’s α 值為 .72。

（五）財務資本

由於特教領域的題組信度可能受到樣本母群影響，尤其財務資本的題目原本就不多，依據前述文獻探討及相關研究，本研究仍納入這些題目進行分析。故本研究財務資本題項取自學生問卷及家長問卷各一題。其中，取自學生問卷者為「你現在每星期總共花多少時間參加校內外的課業輔導、補習或家教？」，依照「都沒有參加」、「不到 4 小時」、「4～8 小時（不含 8 小時）」、「8～12 小時（不含 12 小時）」、「12 小時以上」，分別給予 1-5 分。取自家長問卷者為「最近半年，這孩子放學後，您安排他做什麼事？」，選項為「補習或家教」，有勾選則得 1 分，分數愈高，代表財務資本愈高。本研究採用此兩題作為財務資本的測量指標，此兩題的內部一致性係數 Cronbach’s α 值為 .50。

四、分析方法

（一）測量模型的建構與檢定

1. 測量模型的建構

本研究以理論及文獻為基礎，挑選相關變項，進而以 CFA 來檢測此測量模型。

2. 測量模型的檢定

本研究參考的模型適配指標係依據 Bagozzi 與 Yi（1988）所提，依據基本適配度指標（preliminary fit criteria）、整體模型適配度指標（overall model fit）及模型內在結構適配度指標（fit of internal structure of model）三方面來評鑑。模型基本適配度指標包括：(1)不能有負的誤差變異數存在，或是在任何建構中存在無意義的變異誤；(2)標準化迴歸係數不能超過或太接近 1（大於或等於 .95）；(3)不能有太大的標準誤。整體適配度指標包括：卡方考驗值（χ2）、CFI（Comparative Fit Index）、TLI（Tucker-Lewis Index）、RMSEA（Root Mean Square Error of Approximation）、AIC（Akaike Information Criteria）、CN（Critical N）、GFI （Goodness-of-Fit Index）。內在結構適配度指標包括：(1)觀察變項（即指標）的因素負荷量需達顯著水準（t 值的絕對值需大於 1.96），Bollen（1989）指出個別指標的信度與效度評鑑可以由因素負荷值及其顯著性（即 t 統計）來處理，且只要 t 值顯著，R2值就可以接受；(2) 指標信度大於 .2，指標信度是由因素及其指標間的標準因素負荷值平方而來，可以代表指標

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能被其因素或模型所解釋的變異量百分比。在結構因果模型的建構下，一些學者建議可以使用較溫和的信度標準，認為個別指標的標準因素負荷值大於 .45、指標信度大於 .20 即可接受（黃芳銘，2004；Bentler & Wu, 1993; Jöreskog & Sörbom, 1989）；(3)組合信度（composite reliability）大於 .60。組合信度和 Cronbach’s α 類似，能反映某特定構面內諸題項之間的內部一致性（internal consistency），可用來評估構面及其題項間的信度與效度；(4)平均變異抽取量（average variance extracted）大於 .50。此值若小於 .50，表示因素能解釋的變異量小於測量誤差所造成的變異量，效度是有疑慮的。

（二）結構模型的建構與檢定

本研究採用 SEM 來建構與檢定模型，SEM 除了提供一致的參數估計外，還可以在一整體模型中同時估計家庭社經地位、社會資本、文化資本、財務資本等變項間的關係。根據理論或文獻架構之 SEM 模型的適切性需要整體適配指標的檢定，本研究所參考的適配指標包含卡方考驗值、CFI、TLI、RMSEA。

肆、研究結果

一、學習成果的測量模型

本研究學習成果包含學習參與、社會適應及自我決策三個向度，首先提出各種不同但可相互比較的競爭模型，包括一階單因素模型（one-factor model）、多因素直交模型（uncorrected factors model）、多因素斜交模型（corrected factors model）及階層模型（hierarchical model），最後再從中選取最簡約的模型，以當作研究最後的模型（黃芳銘、楊金寶、許福生，2005）。從表 1 可看出，一階三因素斜交模型及二階單因素模型的適配度相同且最佳，本研究目的在探討多面向的學習成果，因此採用一階三因素斜交模型作為進一步驗證之模型。

表 1

學習成果競爭模型整體評鑑

競爭模型 χ2值 χ2比率 GFI AGFI CFI RMSEA AIC CN 一階單因素模型 1,270.02 47.04 .75 .59 .55 .22 1,306.02 39 一階三因素直交模型 238.85 8.85 .95 .92 .92 .09 274.85 190 一階三因素斜交模型 138.74 5.78 .97 .94 .96 .07 180.74 300 二階單因素模型 138.74 5.78 .97 .94 .96 .07 180.74 300 建議值愈小愈好＜3.00 ＞.90 ＞.90 ＞.90 ＜ .10 愈小愈好＞200

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二、資料的描述統計

本研究以 967 位就讀七年級的身心障礙學生為對象，表 2 呈現觀察變項的描述統計量，各測量變項的偏態值介於-1.14 到 1.06 之間，峰度值則是介於-1.44 到 1.39 之間，顯示資料符合常態分配。因此，採取最大概似法作為估計模式的估計法。表 2 觀察變項的描述性統計（N＝967）構面對應的觀察變項平均數標準差偏態峰度父親教育程度 5.06 1.23 0.36 -0.21 母親教育程度 4.99 1.07 -0.13 -0.92 家庭月收入 3.65 2.00 0.41 -0.66 家庭社經地位父親職業 2.58 1.27 -1.02 -0.36 爸爸聽內心的話 2.41 1.02 -0.003 -1.14 媽媽聽內心的話 2.88 1.01 -0.51 -0.85 爸爸很能接納我 3.18 0.77 -0.92 -0.85 社會資本媽媽很能接納我 3.36 0.73 -1.14 -1.39 閱讀時間 2.52 1.38 -0.71 -0.18 文化資本運動時間 2.94 1.55 -0.29 -0.90 放學後安排課輔或補習 0.32 0.47 -0.75 -1.44 財務資本課輔及補習時間 1.94 1.17 -1.06 -0.16 能回答問題 2.89 0.87 -0.31 -0.70 會主動提問 2.44 1.04 -0.14 -1.16 學習參與能參與班級討論 2.78 0.98 -0.24 -1.04 表現適當的禮儀 2.31 0.77 -0.46 -0.05 表現負責的行為 2.27 0.76 -0.43 -0.01 社會適應與同學和睦相處 2.10 0.69 -0.60 -0.81 照顧自己 3.08 0.82 -0.61 -0.18 解決問題 2.90 0.73 -0.43 -0.16 自我決策會做決定 2.94 0.82 -0.59 -0.01

三、模型的適配度考驗

（一）模型之基本適配度考驗

表 3 及表 4 呈現本研究測量模型的參數估計值，表中顯示測量模型的參數估計並沒有負的誤差變異，也沒有過大的標準誤，標準化係數也沒有超過 .95，符合以上三個條件，顯示本測量模型並沒有違犯的估計狀況。

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黃瓊儀、吳怡慧、游錦雲家庭資源與學習成果 143 表 3 測量模型之參數估計值潛在變項未標準化 _估計值標準誤 t值標準化 _估計值家庭社經地位父親教育程度 1.00 －－ -.84 母親教育程度 0.78 .04 21.13*** -.75 月平均收入 1.09 .07 16.38*** -.56 父親職業 0.75 .04 17.86*** -.61 社會資本爸爸聽內心的話 1.00 －－ -.58 媽媽聽內心的話 0.99 .09 11.34*** -.58 爸爸很能接納我 0.78 .07 11.49*** -.59 媽媽很能接納我 0.69 .06 11.16*** -.56 文化資本每週閱讀時間 1.00 －－ -.70 每週運動時間 0.74 .14 5.39*** -.46 財務資本課輔及補習時間 1.00 －－ -.74 放學安排補習 2.17 .23 9.40*** -.64 學習參與能回答問題 1.00 －－ -.84 會主動提問 1.17 .05 25.16*** -.82 能參與班級討論 1.03 .04 23.91*** -.76 社會適應表現適當的禮儀 1.00 －－ -.86 表現負責的行為 0.79 .04 17.81*** -.69 與同學和睦相處 0.70 .04 17.58*** -.67 自我決策照顧自己 1.00 －－ -.61 解決問題 1.03 .08 12.56*** -.70 做決定的能力 1.06 .08 12.61*** -.64 社會資本←家庭社經地位 0.15 .03 5.70*** -.26 文化資本←家庭社經地位 0.20 .05 4.43*** -.21 財務資本←家庭社經地位 0.12 .02 7.99*** -.37 學習參與←家庭社經地位 -0.030 .03 -1.050*** -.05 社會適應←家庭社經地位 -0.110 .03 -3.60*** -.17 自我決策←家庭社經地位 -0.030 .03 -1.17*** -.06 （續）

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144 家庭資源與學習成果黃瓊儀、吳怡慧、游錦雲表 3 測量模型之參數估計值（續）潛在變項未標準化 _估計值標準誤 t值標準化 _估計值學習參與←社會資本 -0.24 .05 -4.37*** -.19 社會適應←社會資本 -0.24 .05 -4.47*** -.21 自我決策←社會資本 -0.18 .04 -4.15*** -.21 學習參與←財務資本 -0.72 .11 -6.47*** -.34 社會適應←財務資本 -0.36 .10 -3.78*** -.19 自我決策←財務資本 -0.05 .07 -0.63*** -.03 學習參與←文化資本 -0.13 .04 -3.41*** -.18 社會適應←文化資本 -0.04 .03 -1.19*** -.06 自我決策←文化資本 -0.18 .04 -4.57*** -.34 註：－表示該參數所對應的觀察變項為參照指標，故無須估計。 ***p ＜ .001. 表 4 誤差變異數之參數估計值參數未標準化_{估計值標準誤} t值標準化 _{估計值參數} 未標準化_{估計值標準誤} t值標準化_估計值 Z1 0.43 .03 13.38*** .81 e9 0.40 .03 14.72*** .59 Z2 0.41 .03 12.90*** .92 e10 0.44 .04 10.45*** .29 Z3 0.21 .03 7.90*** .84 e11 0.51 .03 15.46*** .44 Z4 0.32 .04 7.71*** .93 e12 2.72 .14 19.79*** .68 Z5 0.89 .18 4.90*** .95 e13 1.00 .05 19.09*** .62 Z6 0.10 .01 7.57*** .87 e14 0.69 .04 16.69*** .67 e1 0.22 .02 12.18*** .30 e15 0.69 .04 16.73*** .67 e2 0.36 .03 13.47*** .33 e16 0.39 .02 16.19*** .65 e3 0.41 .03 16.49*** .42 e17 0.37 .02 17.23*** .69 e4 0.15 .02 7.33*** .26 e18 0.96 .18 5.50*** .51 e5 0.30 .02 16.18*** .52 e19 1.88 .13 14.72*** .78 e6 0.26 .02 16.86*** .55 e20 0.10 .01 7.84*** .46 e7 0.42 .03 15.96*** .63 e21 0.81 .07 11.96*** .59 e8 0.27 .02 12.27*** .51 ***p ＜ .001.

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（二）模型之整體適配度考驗

整體模型適配度指標是屬於模型的外在品質，為評鑑整體模型的適合標準，Bagozzi 與 Yi（1988）將其細分為絕對適配指標（absolute fit indices）、相對適配指標（relative fit indices）及簡約適配指標（parsimonious fit indices）。從表 5 可知在絕對適配指標中，本研究的理論模型與觀察資料適配度的 χ2值達 .05 的顯著水準，顯示模型與資料不適配，但 χ2值會隨樣本而波動，因此本模型尚需再檢視其他適配指標來檢定，GFI（ .94）、AGFI（ .92）、SRMR（ .05）及 RMSEA（ .05）皆符合評鑑標準；在相對適配指標中，只有 NFI（ .89）、RFI（ .86）略低於 .90，其餘 TLI（ .90）、IFI（ .91）、CFI（ .91）皆符合評鑑標準；在簡約適配指標中， PNFI（ .73）、PGFI（ .71）皆大於 .50，而 CN（335）大於 200，皆符合評鑑標準，顯示模型之整體適配度不錯。表 5 模型適配度指標檢定結果考驗理想標準本研究結果模式適配判斷絕對適配指標 χ2_{值 p}_{＞ .05} _636.94*** _否 χ2_比率 _p_{＜3.00 3.66 否} GFI ≥ 0.90 .94 是 AGFI ≥ 0.90 .92 是 SRMR ≤ 0.05 .05 是 RMSEA ≤ 0.10 .05 是相對適配指標 NFI ≥ 0.90 .89 否 RFI ≥ 0.90 .86 否 IFI ≥ 0.90 .91 是 TLI ≥ 0.90 .90 是 CFI ≥ 0.90 .91 是精簡適配指標 PNFI ≥ 0.50 .73 是 PGFI ≥ 0.50 .71 是 CN ≥ 200 335 是 ***p ＜ .001.

（三）模型之內在適配度考驗

從表 3 及表 4 可知所有估計的因素負荷量都達到顯著；在項目信度上，從表 6 可知個別觀察變項之項目信度皆高於 .20 之標準；在潛在變項的組合信度上，只有文化資本未達到 .60

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146 家庭資源與學習成果黃瓊儀、吳怡慧、游錦雲表 6 測量模型之信效度估計值潛在變項觀察變項觀察變項的信度係數（R2_）潛在變項組合信度（CR）平均變異數抽取量（AVE）家庭社經地位 .79 .49 父親教育程度 .71 母親教育程度 .56 月平均收入 .32 父親職業 .38 社會資本 .67 .33 爸爸聽內心話 .33 媽媽聽內心話 .33 爸爸很能接納我 .35 媽媽很能接納我 .31 文化資本每週閱讀時數每週運動時間 .49 .22 .51 .35 財務資本 .64 .48 放學安排補習 .54 課輔及補習時間 .41 學習參與 .85 .65 能回答問題 .70 會主動提問 .67 能參與班級討論 .58 社會適應 .79 .55 表現適當的禮儀 .74 表現負責的行為 .48 與同學和睦相處 .45 自我決策 .69 .42 照顧自己 .37 解決問題 .49 會做決定 .41 之標準，其餘潛在變項之組合信度皆達到 .60 以上；在潛在變項的平均變異數抽取量上，只有學習參與及社會適應達到 .50 以上。

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四、潛在變項間直接與間接效果分析

本研究探討家庭社經地位對社會資本、文化資本、財務資本及學習成果（學習參與、社會適應、自我決策）的影響，表 7 呈現各潛在變項間的直接效果、間接效果、總效果及顯著性檢定結果，依序說明如下。表 7 各潛在變項間的直接效果、間接效果與總效果內衍變項社會資本文化資本財務資本學習參與社會適應自我決策家庭社經地位直接效果 .26*** .21*** .37*** -.05*** -.17*** -.06*** 間接效果 .21*** -.14*** -.14*** 外衍變項總效果 .26*** .21*** .37*** .17*** -.03*** -.08*** 社會資本直接效果 .19*** -.21*** -.21*** 間接效果總效果 .19*** -.21*** -.21*** 文化資本直接效果 .18*** -.06*** -.34*** 間接效果總效果 .18*** -.06*** -.34*** 財務資本直接效果 .34*** -.19*** -.03*** 間接效果內衍變項總效果 .34*** -.19*** -.03*** ***p ＜ .001.

（一）直接效果分析

研究發現，家庭社經地位對社會資本、文化資本、財務資本的直接效果為正向，且達到顯著效果（係數分別為 .26、 .21、 .37，p ＜ .001）；對學習成果之影響上，家庭社經地位對學習參與（係數為 -.05，p ＝ .29）及自我決策（係數為-.06，p＝ .24）的直接效果未達顯著效果，而家庭社經地位對社會適應的直接效果為顯著負向（係數為 -.17，p ＜ .001）。社會資本對學習參與、社會適應及自我決策的直接效果皆為正向（係數分別為 .19、 .21、 .21），且達到 .001 顯著水準；文化資本對學習參與、社會適應及自我決策的直接效果皆為正向（係

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148 家庭資源與學習成果黃瓊儀、吳怡慧、游錦雲數分別為 .18、 .06、 .34），其中學習參與及自我決策達到 .001 顯著水準；財務資本對學習參與、社會適應及自我決策的直接效果皆為正向（係數分別為 .34、 .19、 .03），其中學習參與及社會適應達到 .001 顯著水準（見圖 2）。圖2. 影響學習成果的關係路徑結果。實線表示達顯著水準，虛線表示未達顯著水準。 ***p ＜ .001.

（二）間接效果分析

在間接效果方面，社經地位透過社會資本、文化資本、財務資本對學習參與、社會適應、自我決策皆有顯著的整體間接效果，整體的間接效果值依序為 .21、 .14、 .14，且皆達到 .001 的顯著水準。另外，再檢視社會資本、文化資本、財務資本對學習參與、社會適應、自我決策的個別間接效果值，家庭社經地位透過社會資本對學習參與、社會適應、自我決策的間接效果值依序為 .05、.05、 .05，且皆達到 .001 的顯著水準；家庭社經地位透過文化資本對學習參與、社會適應、自我決策的間接效果值依序為 .04、 .01、 .07，其中學習參與、自我決策達到 .01 的顯著水準；家庭社經地位透過財務資本對學習參與、社會適應、自我決策的間接效果值依 .34*** .18*** .26*** -.17*** -.05 -.06 .37*** .21*** .19*** .21*** .21*** .06 .34*** .19*** .03 社會適應學習參與家庭社經地位社會資本財務資本自我決策文化資本

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黃瓊儀、吳怡慧、游錦雲家庭資源與學習成果 149 序為 .13、 .07 及 .01，其中學習參與、社會適應達到 .001 的顯著水準。由前述可知，家庭社經地位對社會資本、文化資本及財務資本的直接效果皆為正向，故 H1、H2、H3 成立，家庭社經地位對學習成果（包括學習參與、社會適應、自我決策）的直接效果皆為負向，故 H4 不成立；社會資本對學習成果的影響皆為正向，故 H5 成立；文化資本對學習成果的直接效果皆為正向，故 H6 成立；財務資本對學習成果的直接效果皆為正向，故 H7 成立；在中介效果上，家庭社經地位會透過社會資本、文化資本及財務資本正向影響學習成果，故 H8、H9、H10 成立。綜合上述可知，家庭社經地位對社會資本、文化資本、財務資本、社會適應皆有顯著的直接影響，對學習參與、自我決策不具顯著的直接影響力；另外，家庭社經地位透過社會資本的中介作用對學習參與、社會適應及自我決策產生顯著的間接影響；家庭社經地位透過文化資本的中介作用對學習參與、自我決策產生顯著的間接影響；家庭社經地位透過財務資本的中介作用對學習參與及社會適應產生顯著的間接影響。另一方面，中介變項的比較結果，在學習參與方面，社會資本、文化資本及財務資本對學習參與皆有顯著的正向影響，故此三個變項的中介效果相當。社會適應方面則發現，社會資本、財務資本對社會適應有顯著的正向影響，故社會資本及財務資本的中介效果優於文化資本。最後，自我決策方面，社會資本、文化資本對自我決策有顯著的正向影響，故社會資本及文化資本的中介效果優於財務資本。

伍、討論與建議

本研究以社會資本、文化資本及財務資本理論為基礎，運用 SNELS 之調查資料，探討 967 位七年級身心障礙學生的家庭社經地位、社會資本、文化資本及財務資本對學習成果（學習參與、社會適應、自我決策）的影響。本研究以家庭社經地位為潛在自變項，社會資本、文化資本及財務資本為中介變項，學習成果為潛在依變項，以下就研究結果做進一步討論。

一、家庭社經地位與社會資本影響學習成果

本研究學習成果模式假定，家庭社經地位對於社會資本與學習成果有直接效果。前述實徵分析結果顯示，家庭社經地位對於社會資本有正向顯著的直接效果，此結果與過去多數研究結果一致（林俊瑩、黃毅志，2008；郭丁熒、許竣維，2004），表示家庭社經地位愈高，家庭社會資本也愈高。此外，本研究分析家庭社經地位對學習成果之影響發現，低家庭社經地位的身心障礙學生，在多面向學習成果（學習參與、社會適應、自我決策）的表現反而較好，尤其在社會適應達到顯著影響，此發現不同於過去多數研究所指稱，家庭社經地位對於學生的學習成果有正向影響（巫有鎰，1999；張芳全，2006；楊秀文，2013；Ho & Willms, 1996; Trusty, Robinson, Plata, & Ng, 2000; Walpole, 1997）。究其因，這些研究所探討的學習成果大多

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150 家庭資源與學習成果黃瓊儀、吳怡慧、游錦雲限定在學業成就，且以標準化測驗為主；而本研究的學習成果面向多元且並未包含學業成就，雖然 SNELS 中尚有教師評分的學業表現資料，但由於教師填答分數可能仍不夠客觀，恐有失偏頗，故本研究的學習成果仍只採學習參與、社會適應及自我決策三個面向。楊秀文（2013）也將學習成果分成數個面向加以探討，其研究也以身心障礙學生（高中職）為對象，但本研究發現，家庭社經地位對學習參與、社會適應的直接影響效果為負向，與楊秀文的研究結果不同。研究者推測，可能是所選題項不同所致：楊秀文的學習參與係指學生上課出席率以及參與學校活動、校外活動狀況；而本研究的學習參與則指學生上課的學習狀況（上課會回答問題、主動提問、參與討論）。此外，楊秀文的社會適應包含了學生的交友狀況（朋友多寡、同學會不會打你、看不起你……）及生活適應情形（做適當選擇、想辦法解決困難、安排一天生活……）；而本研究社會適應則聚焦於學生與他人相處的合宜行為（表現適當禮儀、表現負責行為、與人和睦相處）。除了選題不同，也有可能是評分者不同、參照的標準不同所致，本研究的學習參與及社會適應皆僅來自教師問卷，教師可能主觀上難免將身心障礙學生與一般生相比較，故認為身心障礙學生在上課時比較不敢提問及參與討論，在適當禮儀、負責行為、與人和睦相處較差；而楊秀文的學習參與及社會適應變項，則同時涵蓋教師問卷及學生問卷之題項，並再將教師問卷及學生問卷題項之得分加總。故此，可能因為評分者不同、參照的標準不同，而有不同的評量結果。另一方面，本研究發現社會資本對多面向學習成果皆有正向顯著影響，此與先前多數研究結果指出，社會資本對學習成果有正向影響相同（巫有鎰，1999；楊秀文，2013；Coleman, 1994）。因此，家長與子女有良好互動，不僅能提升學生在班上的學習參與，也會提升學生的人際適應及自我決策能力。

二、家庭社經地位與文化資本影響學習成果

本研究學習成果模式假定，家庭社經地位對於文化資本與學習成果有直接效果。本研究的實徵結果顯示，家庭社經地位對於文化資本確有正向顯著影響，此與過去研究所指稱之家庭社經地位愈高，文化資本愈高的結果一致（李文益、黃毅志，2004；李敦仁、余民寧，2005；林俊瑩、黃毅志，2008；張芳全，2011；Khattab, 2002）。此外，文化資本對學習成果的直接影響效果皆為正向，也支持了過去的研究結果（王麗雲、游錦雲，2005；李文益、黃毅志， 2004；呂仁禮，2011；孫清山、黃毅志，1996；郭丁熒、許竣維，2004；張芳全，2006，2011；楊淑萍、林煥祥，2010；蘇船利、黃毅志，2009；Kalmijn & Kraaykamp, 1996）。這表示家庭社經地位愈高，則家庭文化資本愈多，學習成果愈佳。

三、家庭社經地位與財務資本影響學習成果

本研究學習成果模式假定，家庭社經地位對於財務資本與學習成果有直接效果。本研究的實徵結果顯示，家庭社經地位對於財務資本有正向顯著影響，與過去研究所指稱之家庭社

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經地位愈高，財務資本愈高的結果一致（林俊瑩、黃毅志，2008；郭丁熒、許竣維，2004）。此外，財務資本對學習成果的直接影響效果皆為正向，亦支持了過去的研究（巫有鎰，2007；林俊瑩、黃毅志，2008；周新富，2008；孫清山、黃毅志，1996；黃毅志、陳怡靖，2005；楊淑萍、林煥祥，2010；Lynch & Moran, 2006）。這表示家庭社經地位愈高，則家庭財務資本愈多，學習成果愈佳。

四、家庭社經地位透過社會資本、文化資本及財務資本影響學習成果

儘管家庭社經地位對學習參與、社會適應及自我決策的直接效果皆為負向，但本研究發現，家庭社經地位透過社會資本、文化資本及財務資本，可對學習參與、社會適應及自我決策產生正向顯著的間接效果。這表示，家庭社經地位能間接透過社會資本（李敦仁，2007；林俊瑩、黃毅志，2008；周依潔等，2014）、文化資本（林俊瑩、黃毅志，2008；孫清山、黃毅志，1996；張芳全，2011）及財務資本（林俊瑩、黃毅志，2008；孫清山、黃毅志，1996）影響學生的學習成果，可見社會資本、文化資本及財務資本確實扮演了重要的中介角色。由於發現社會資本、文化資本及財務資本在家庭社經地位與多面向學習成果之間具有中介作用，因此本研究進一步實施中介變項的比較。結果發現，三種資本皆對學習參與有正向顯著的影響；而社會資本及財務資本則對社會適應有正向顯著的影響；社會資本及文化資本對自我決策有正向顯著的影響。由此可知，此三種家庭教育資源中的社會資本對學習參與、社會適應及自我決策等三項能力皆具有顯著的中介效果，表示在國中階段，家長對身心障礙子女的關懷、家長與身心障礙子女的良好互動，能有效促進子女在班級的學習參與度，並有助其在與他人互動時表現出適當的禮儀、負責的行為、與他人和睦相處；同時面對自我時可提升自我照顧能力、問題解決能力及做決定的能力。由此可見，家庭的社會資本對於國中身心障礙學生的學習，扮演非常重要的中介角色。

五、建議

（一）對學習成果的具體建議

本研究發現，雖然家庭社經地位對國中身心障礙學生多面向學習成果的影響為負向，但透過家庭的社會資本、文化資本及財務資本的中介作用，可顯著提升學生的學習成果。因此，社會資本、文化資本及財務資本扮演非常重要的中介角色，這三種資本皆對身心障礙子女的學習參與有正向顯著的影響。雖然家長的社經地位可能是身心障礙學生家庭短期內無法改變的事實，父親教育程度、母親教育程度、家庭收入及父親職業亦不易改變，但社會資本及財務資本對於子女的社會適應有正向顯著的影響；社會資本及文化資本對自我決策有正向顯著的影響。也就是說，家長仍可透過對身心障礙子女的關懷、與子女的良好互動、接受學校課後輔導或參與校外課程，提升其在校的社會適應；或可以關懷互動的方式，培養子女閱讀及

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152 家庭資源與學習成果黃瓊儀、吳怡慧、游錦雲運動習慣，如共享式閱讀、親子運動或對話時光、將有助開展其自我決策能力。此外，本研究發現家庭的社會資本對學習參與、社會適應及自我決策皆有正向顯著的影響，因此家長宜主動瞭解子女的想法、心事，例如每天吃晚餐時，可以聊聊子女當日在學校和班級中的生活點滴，若子女遭遇學業或人際困擾，家長可立即給予支持與回饋建議，或藉由親子日記（家長在日記本寫下對子女關心的話語並與子女分享）建立彼此溝通的管道，如此藉由親子互動來提升國中身心障礙子女對自我的信心，進而提升他們在班級的參與、社會適應及自我決策的能力。

（二）對未來研究的建議

首先，在研究樣本方面，本研究僅以七年級身心障礙學生為對象，然而為了讓 SEM 更穩定，未來研究之設計可運用複核效度進行驗證，亦即尋找不同年段的學生，運用相同測量工具進行測試，並檢定模式的穩定性；如果模式與過去研究一致，則此模式才可獲得接受。其次，在研究變項方面，由於影響學習成果的因素不少，故在家庭社經地位與學習成果之間尚有許多未被深入探討的變項，如學習態度、教育抱負、家長期望等，故建議未來研究可再加入其他變項，深入探討其對身心障礙學生學習成果的直接與中介影響。此外，雖然本研究所提模式的直接效果、間接效果及總效果，大都達到顯著水準，顯示觀察資料尚可支持研究者所提出的影響路徑，但因部分潛在變項信度不高，故仍不宜過度推論至母群。建議未來的研究可加強改進測量變項的效度，並提高觀察變項的信度，藉以加強測量模型影響結構模型之正確檢驗性。再者，未來研究可增加學校因素之測量，以探討其對學習成果之影響。本研究僅探討家庭因素對身心障礙學生學習成果之影響，故建議未來研究可加入學校因素後，同時分析家庭及學校因素對身心障礙學生學習成果之影響，如此應可更完整瞭解影響國中身心障礙學生學習成果之因素及路徑。最後，建議未來可進行不同教育階段身心障礙學生之追蹤研究。由於 SNELS進行為期 6 年之追蹤調查，由於 97 學年度所調查之國中身心障礙學生，資料庫仍持續追蹤其未來狀況至離校 1 年後，因此未來研究可利用跨年度的資料進行升高中、職的轉銜分析或跨階段的比較，也可對國中身心障礙學生進行更高教育階段之學習成果追蹤與比較。

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