重探補習教育的階層化與效益 --台東補習教育的特殊性

國立臺東大學教育學系 課程與教學碩士班

碩士論文

指導教授：黃毅志 博士

重探補習教育的階層化與效益 --台東補習教育的特殊性

研 究 生： 羅淑苑 撰

中 華 民 國 一 ○ 二 年 七 月

國立台東大學教育學系 課程與教學碩士班

碩士論文

重探補習教育的階層化與效益 --台東補習教育的特殊性

研 究 生： 羅淑苑 撰 指導教授： 黃毅志 博士

中 華 民 國 一 ○ 二 年 七 月

謝誌

終於完成了研究生的碩士論文，在這半年來密集地著手進行論文 的寫作，不論在文獻探討及研究統計上，都收穫匪淺，思考邏輯也變

得較有條理，如何緊扣主題去鋪陳文章並彰顯文章主要陳述的論點,

也自覺進步不少。

在此要感謝我的指導教授黃毅志老師，不厭其煩多次的指導我的

論文，也重新學習到統計語法上的編寫，發現語法的最大優點是能快

速檢驗出變項的選擇正確與否，及可同時在語法中瀏覽各個表格語法

程式變項之間的關係；另外，要感謝我的論文口試委員-林俊瑩與陳

建州教授，不辭辛勞特地從高雄趕到台東為我進行口試，並提出了更

多的觀點及指導，讓我的論文更顯完善；也要感謝在念研究所期間，

所有指導過我的老師，讓我學習到更多的專業知識；最後也要感謝劉

乃倫學姊，在寫論文期間給了很大的精神鼓勵，及另外要感謝蕭仲廷

學弟，不厭其煩地幫忙解決了很多電腦的問題。

最後要感謝我家人的支持，這段期間因念書及工作兩頭燒，難免

忽略了家人，但你們不抱怨及鼓勵我專心完成學業，謝謝你們。

課程與教學碩士班

羅淑苑 謹誌

2013.7 於台東大學

重探台東補習教育的階層化與效益 ---台東補習教育的特殊性

作者：羅淑苑

課程與教學碩士班

摘 要

過去許多文獻主要在探討學科補習的階層化與補習效益，但這些 研究在探討補習教育階層化與效益時，一是往往沒有針對台東的特殊 性,與全國樣本調查結果不同，台東縣原漢族群如何透過中介變項影 響學業成就，是全國樣本所沒做的；二是過去台東縣的補習研究的控 制變項不足，造成台東補習效益的高估。

本研究運用「台東縣教育長期追蹤資料庫」2005 年資料，建立研 究架構，應用路徑分析對補習教育階層化與效益重新探討。研究結果 顯示：一、台東縣原住民社經背景較低，父母、子女教育期望較漢人 低，因而補習項數較低；即使控制了社經背景後，原住民補習參與依 然低於漢人。二、台東縣補習較多者學業成就較高，重要原因是教育 期望較高，而學業成就較高所造成的虛假相關，控制了教育期望後，

參與學科補習對學業成就的影響下降許多，學科補習參與能解釋原住 民與漢人學業成就差距的比率也下降。

關鍵詞：原漢族群、學科補習、教育期望、學業成就

ii

A Re-exploration of Stratification and Efficacy in Cram Schooling Among Junior High School Students: The specific Characteristics of Cram School in Taitung

Shu-Yuan Lo

Abstract

Previous studies about the academic cram schooling have mainly explored the stratification and efficacy for a long time. However, they have ignored the specific characteristics in Taitung and got the different results when they have explored the stratification and efficacy. Moreover, the studies have possibility overestimated the efficacy about the academic cram schooling without getting the suitable controlled factors in Taitung.

Using data collected from the Taitung Education Panel Survey in 2005, to develop a well-defined research framework to reinvestigate the research questions about both. It was found that the educational

expectations of parents and children of aborigines were lower than Hans because their socioeconomic statuses of families were lower than Hans.

The reason led to the decrease in aborigines’ attendance of the academic cram schooling. Aborigines attended the less amount of the academic cram schooling than Hans even we controlled the socioeconomic statuses of families. Those who got higher academic achievement with more the academic cram schooling weren’t the real and direct correlation. The true was those who have higher academic achievements were with higher educational expectations. After controlling the educational expectations, the effects of the academic cram schooling were less to the academic achievements. The gap of aborigines and Hans has decreased by attending the academic cram schooling

Keywords: Aborigines and Hans , academic cram schooling, educational

expectations, academic achievements

iii

目錄

第一章 緒論... 1

第一節 研究背景與動機 ... 1

第二節 名詞解釋 ... 2

第三節 研究範圍與限制 ... 3

第二章 文獻探討 ... 5

第一節 近年補習教育的成長 ... 5

第二節 台灣地區補習階層化與效益研究的發展與限制 ... 8

第三節 台東補習階層化與效益研究的發展與限制 ... 12

第三章 研究方法 ... 15

第一節 研究架構 ... 15

第二節 研究假設 ... 15

第三節 資料來源 ... 17

第四節 變項測量 ... 17

第五節 分析方法 ... 19

第四章 結果與討論 ... 21

第一節 百分比次數分析 ... 21

第二節 原漢族群、社經背景、學科補習、教育期望與學業成就關聯 ... 25

第三節 原漢族群、社經背景、教育期望、學科補習與學業成就之迴歸分析 ... 29

第四節 假設結果之討論 ... 39

第五節 綜合討論：台東補習教育的特殊性 ... 39

第五章 結論與建議 ... 41

第一節 研究結論 ... 41

第二節 研究建議 ... 41

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圖表目錄

圖目錄

圖 1 研究架構 ... 15

表目錄

表 2 父母、子女期望學歷之百分比次數分布表 ... 23

表 3 參與學科補習之百分比次數分布表 ... 23

表 4 原漢族群參與學科補習之百分比次數分布表 ... 24

表 5 補習項數之百分比次數分布表 ... 24

表 6 原漢族群與補習項數之百分比次數分布表 ... 24

表 7 原漢族群、社經背景、學科補習、教育期望與學業成就關聯性均數比較分 析 ... 27

表 8 原漢族群與社經背景關聯性之均數比較百分比交叉分析 ... 29

表 9 影響學業成就因素迴歸分析 ... 29

表 10 影響學科補習項數之迴歸分析 ... 34

表 11 族群、社經背景與補習項數之邏輯迴歸分析表 ... 36

表 12 家庭背景變項與父母及子女教育期望之迴歸分析表 ... 38

附表 1 直轄市及各縣市短期補習班的統計資料 ... 47

附表 2 招生對象分類統計圖表(單位:家次) ... 48

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第一章 緒論

本研究主要在探討原漢族群與社經背景如何透過中介變項，即父母的教育期 望、子女教育期望和學科補習影響學業成就。本章第一節為研究背景與動機，第 二節為名詞釋義，第三節為研究範圍與限制共三節。

第一節 研究背景與動機

台灣的補習文化並不因多次教改下而有趨緩的現象，反而是呈現出補習文化 日趨火熱的趨勢(林大森、陳憶芬，2006；劉正，2006)，由教育部委託高雄市政 府教育局進行直轄市及各縣市短期補習班的統計資料即可得知，不論是學科補習、

才藝補習或是技能補習皆是呈現大幅的成長(附表 1)，其中又以外語類及文理補 習班成長幅度最大，也是目前市占率最高的兩大類補習類型。

台東縣的原住民比率居全國之冠，約占全台東縣人口的 35.1%，及台東縣民 的社經地位為全國最低(內政部，2012)，原漢族群與社經背景變項如何透過教育 期望和學科補習影響學生的學業成就，也就更值得本研究探討了。過去的文獻中 林慧敏與黃毅志(2009)的研究是依據「台東縣教育長期追蹤資料庫」2005 年的資 料，將台東縣學生族群分成漢人和原住民兩大族群後，探討原漢族群與社經背景 透過才藝補習和學科補習對學業成就的影響。陳俊瑋與黃毅志(2011)則是依據「台 灣教育長期追蹤資料庫」 2001 年的資料來分析台灣學生的社經背景透過中介變 項包括父母教育期望、子女教育期望對學科補習與學業成就之影響。

陳俊瑋與黃毅志(2011)用「台灣教育長期追蹤資料庫」分析的全國性樣本資 料中，因原住民的樣本過少，所以不加以分析，只針對學生的社經背景經由父母 的教育期望、子女教育期望與學科補習對學業成就的影響做分析，結果發現學科 補習的效益不如林慧敏與黃毅志(2009)大，因為陳俊瑋與黃毅志(2011)在研究中多 控制了教育期望這個變項後降低了學科補習的效益，是因為參加學科補習的學生，

往往都是因為父母教育期望、子女教育期望較高，而學業成就也就較高所致；林 慧敏與黃毅志(2009)得到的研究發現「學生學業成就較高是因為參加學科補習的 影響」，有可能是教育期望的影響所致。出身背景中父母親教育程度、父親職業、

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家庭收入為社經背景，而社經背景及族群也是影響學生是否參與學科補習的重要 因素(林慧敏、黃毅志，2009；陳俊瑋、黃毅志，2011)，因此本研究綜合這兩筆 文獻，將林慧敏與黃毅志(2009)的中介變項加入父母的教育期望與子女教育期望。

因台東縣的原住民比率居全國之冠及台東縣民的社經地位為全國最低且學業成 就也最低(林慧敏、黃毅志，2009)，原漢族群與社經背景如何透過父母教育期望、

子女教育期望，進而影響參與學科補習與學業成就表現，再經由控制教育期望後，

重新估計台東補習對學業成就的影響，這也是本研究的第一個動機。

將陳俊瑋與黃毅志(2011)的研究加入台東的原漢族群與社經背景經由中介變 項對學科補習與學業成就的影響作進一步探討，以期獲得更詳盡的研究結果，這 是本研究的第二個動機。

第二節 名詞解釋

本研究中的學科補習是指國中生於下課後，參與學校課後輔導、到補習班補 習或是請家教，稱之為學科補習。

二、補習教育的階層化

本研究中的補習教育的階層化是指出身的階層如族別、性別、社經背景(如 父母教育程度、職業及家庭收入)對補習參與的影響。

三、補習的效益

本研究中的補習效益指的是參與補習對教育成就的影響。而教育成就包含學 業成績、升學、教育年數等。

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第三節 研究範圍與限制

一、研究樣本的範圍與限制

因本研究採用 2005 年台東縣長期教育追蹤資料庫為研究樣本，而這筆資料 是以台東縣國中二年級的學生為主要施測對象，並未涵蓋其他各年級的國中生、

國小學童及高中生和大學生。

二、研究變項的範圍與限制

本研究將學生背景中的家庭社經背景(父母親教育、父親職業及家庭收入)及 原漢族群，加上父母教育期望、子女教育期望、學科補習這幾個變項與學生的學 業成就為本研究主要探討的研究變項，其它尚未探討的變項如智力、母親職業與 教育、家庭完整性等將不另外分析說明。

三、研究方法的範圍與限制

本研究以現有的 2005 年台東長期教育追蹤資料庫做統計分析。本研究已橫 斷面資料作分析，無法以貫時性追蹤資料作分析，求得學科補習參與在學業成就 表現更精確得到學科補習參與的效益。

4

5

第二章 文獻探討

第一節 近年補習教育的成長

在歐美國家，教育是提升職業與收入的重要工具，不過教育本身並不具社會 地位的象徵；相反地，在台灣的教育本身高低通常被視為是社會地位的象徵，即 使收入與職業相同，高教育者仍被視為具有較高的社會地位(章英華，1996；黃 毅志、陳怡靖，2005)，顯示了國人對文憑主義、升學主義的重視及根深蒂固士 大夫的思想(楊國樞、葉啟政，1984)，國人並不全然了解多元入學的意義與其本 身的價值(郭家華，2012)，結果在經過多次教改後國人仍對教育成就的看法改變 不大，而倒是助長了補習的風氣，這也是近年來補習班快速成長的原因(劉正，

2006)，由 2003 年的 7,623 家增加到現在 2013 年的 18,962 家。

教育部於 2001 年廢除聯考制度根據，改以實施高中職多元入學方案，以甄 試、申請、登記分發多種入學管道，目的是為了減輕過去聯考制度所給予學生的 升學壓力，以期能紓解國中生的課業壓力希望學生逐漸擺脫文憑主義、升學主義，

重視學習能帶的走的能力。但似乎家長、師長與學生並不全然理解多元的真諦，

大多仍是重視考試、升學為主要的學習目標(周麗玉，2001；郭家華，2012；黃毅 志、陳怡靖，2005)，過去相關的文獻指出在實施多元入學之後，學生所承受的 課業壓力更甚於以往，家長更害怕子女輸在起跑點上，因為教育改革種種作為的 不完備，讓家長們心存疑慮，轉而向坊間具備升學效率的補習班趨之若鶩，(劉 正，2006)，由這 10 多年來直轄市及各縣市短期補習班的統計資料中看到補習班 的大幅成長(附表 1)，顯示了學生對補習的需求不因多元入學方案的實施而有所 降低，反而對補習的需求有持續增加的趨勢(劉正，2006)。學生參加課後學科補 習的現象不減反增，學生為了應付多元入學方案，學生必須做更多樣及更多元的 準備以求得一個較佳的升學保障，以其能符合多元入學申請的標準，反而造成學 生升學的壓力較以前大聯考制度大，學生的痛苦也越來越深(郭家華，2012；黃 毅志、陳怡靖，2005；劉正，2006)，也剝奪了更多家庭為了可以考上更好的學校，

犧牲了娛樂與休閒的開銷(郭家華，2012)。

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補習似乎在台灣已成為一種普遍的現象，補習似乎成為學生希望學業成就進 步的最佳選擇(江芳盛，2006)，也幾乎是一項全民運動了(黃敏雄，2010)。可見補 習在台灣是一個龐大的產業，擁有廣大的市場，其中以文理補習班及外語類的成 長幅度更大，需求不減反增，且補習班主要招生的對象為國小、國中生，佔了絕 大部分補習班的補習對象來源(江芳盛，2006)，其次補習對象則是高中生和成人 (附表 2)。

為何多元入學方案實施後，學生的升學壓力沒有減少，而學生參加學科補習 的比率不減反增，因為多元入學方案可能只是表面上增加了入學的多元性及升學 機會量的均等性，使人人都能升學，人人都有學校念，這只是做到了教育的快速 擴充及教育機會取得量的均等性，卻忽略了是否有考慮到學生升學質的教育機會 取得不均等性，因為高社經背景的學生仍是有較多的機會取得進入較好的學校就 讀。在台灣，補習是正向影響民眾教育成就的變項(江芳盛，2006；郭家華，2012；

黃敏雄 2010)，也就是說參加越多補習的人，在各升學階段的入學機會越大，教 育年數也就越高(黃毅志，陳怡靖，2005)。

黃毅志(2011)針對教育機會取得的量與質不均等做出了以下的定義。量的教 育機會取得不均等指的是：不同出身背景者升學率、就學率與最後取得教育年數 差別的程度(黃毅志，1992；黃毅志，陳怡靖，2005)。此研究發現台灣的社會、

經濟不斷的進步、教育不斷的擴充的趨勢下，早年不同出身背景者之教育年數有 很大的差別，而量的教育機會取得不均等性很大；但這幾年發現在許多層級的教 育不同社經背景者幾乎都能就學，而就學率與教育年數也沒多大的差別，所以量 的教育機會取得不均等性幾乎消失。而質的教育機會取得不均等指的是；不同出 身背景者，接受教育的品質與受教育後出路之不均等性。此研究發現台灣地區社 經背景(含父母教育程度、父親職業及家庭收入)對升上高中階段的教育分流與最 高學歷的影響，代表的教育取得機會不均等性沒太大的變化。但高社經背景者因 較有能力負擔教育成本，學業成就也較好，因而有機會考上教育品質較高與出路 較佳的公立高中，甚至是考上明星公立高中或是就讀收費昂貴的私立高中；而社 經背景較不佳者，卻往往只能升上教育品質較不佳與出路較差的私立高中，乃至 於升上高職。經濟、社會的進步、教育的擴充不一定能改善質的教育機會取得的

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均等性，而質的教育機會取得不均等性卻依然維持(陳怡靖、陳密桃、黃毅志，

2006；黃毅志，陳怡靖，2005；黃毅志，2011)。

因此近年學生選擇課後參加補習是為了有更多的機會進入教育品質較佳與 出路較好的高中職與大學。台灣的經濟起飛，教育快速擴充，家庭的經濟狀況改 善，家庭的教育支出比以前充裕，由台灣教育長期追蹤資料庫顯示在民國 93 年 國中生參加課後輔導、補習或請家教就占了 72.9%(每周約 4.3 小時)，而高中生參 加課後輔導、補習或請家教就占了 75.6%(每周約 4.5 小時)，十年前參加補習的國、

高中生已突破七成接近八成，加上這十年來補習班快速的成長下，可以推估目前 的國、高中生補習人數可能近九成，也就是說不論社經背景為何，大多有機會參 加補習，所以台灣的補習階層化已逐漸減弱，學生對補習班的需求日益增加，且 補習的項目也是琳瑯滿目，甚至有些補習項目有些都是為了升學量身訂做，這也 是補習班這十多年來快速發展的重要原因(林大森，劉憶芬，2006；孫清山、黃 毅志，1996；黃毅志、陳怡靖，2005；黃毅志、陳俊瑋，2008；劉正，2006)。

進而言之，多元入學方案中不但考量了在校成績，也增加了很多藝能科、競 賽成績、綜合表現、筆試、書面資料審查及口試，這種種的指標也是促使學生在 校時間努力念書外，更尋求校外補習班的幫助。補習班不但提供各門學科的補習，

提高學科的成績，有利多元入學的申請；另外學生也會到補習班學習語文，獲得 國內、國外的語文能力檢定考試，這也是有利於多元入學的申請；另外補習班也 會教授學生如何準備有利的書面資料，提高補習的學生的入學率；而且補習班也 會開班授課如何準備口試，增加練習的機會，藉此提高錄取率並進入好的公立高 中(黃毅志、陳怡靖，2005；林慧敏、黃毅志，2009)。

學生補習的人數提高、學生的學科補習項數增加、為了提高多元入學的錄取 率，才藝的補習人數也增加了、學生假日不但不能休息，還須到校輔導或上補習 班，這種種社會現象都反應出教改後學生壓力不減反增(郭家華，2012)，而高社 經背景的學生們往往透過直升入學而進入私立明星高中；再來是透過推薦甄試進 入公立高中；最後才是因補習多並經由筆試進入公立高中，這也是多元入學常為 人詬病是高社經背景學生的升學管道，甚至批評為多元入學為多錢入學(陳怡靖，

2004；黃毅志、陳怡靖 2005)，因台灣補習的人數不斷提高，所以大多數人都有

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機會補習，這幾年內補習的階層化現象已經逐漸減弱(林大森、陳憶芬，2006；

黃毅志，陳俊瑋，2008；劉正，2006)。

而現在台灣的補習教育也不斷向上及向下延伸，從學科補習、語文補習、才 藝補習、技藝補習、證照補習、升學補習、公職考試的補習甚至也已經延伸到了 研究所、博士班的考試(劉正，2006)，另外也向下延伸至學齡前的補習教育，尤 重於才藝補習或各種能力開發的課程，因為大多數的家長仍相信不要讓孩子輸在 起跑點這個論點，而在學齡前送孩子到補習班補習，所以台灣的補習產業可說是 非常多元化了，甚至已經往上市的公司的方式在經營，並也有的到海外繼續擴展 分班、分校，且國內也有相當多補習班品牌的連鎖加盟店，其補習班營運規模已 經不可小覷，功能也不再只是單純的學科補習，更提供了更多專業的輔導與協助，

使得國人依賴補習班的現象與日俱增。

而現今普遍存在於台灣社會的補習班雖不隸屬於正規教育之下，補習班理論 上應為依附在正規教育系統之外，專為補其不足；但事實上卻也替代了許多原屬 於正規教育之功能，例如補習班的安親課輔班以延續學校課程為主，除了輔助學 生完成學校的功課外，並另外依學生的能力另外安排其他課程，如數學科來說，

學生可以另外要求補習班增加數學能力，例如可以參加數學能力檢定，其檢定範 圍不限定版本及年級，以測驗數學能力為主，可以測出學生的數學能力在全國學 生的百分比；另外現在也有補習班針對全球的 PISA 閱讀及數理能力來開班，輔 導學生如何達到 PISA 要求的能力，而與全球的學生能力互相接軌，符合家長及 學生的教育期望。

第二節 台灣地區補習階層化與效益研究的發展與限制

孫清山與黃毅志(1996)分析「台灣地區社會變遷基本調查社會階層資料」的 研究中發現台灣地區家庭背景因素對於教育的影響，主要經由下列三個變項：(1) 接受補習教育的多寡；(2)念書時是否要為家裡賺錢或做工；(3)家庭讀書環境的 優劣。而國中生和高中生參加學科補習項數對往後的升學機會在所有變項中影響

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最大，且補習項數會受到社經背景的正向影響。

近年來的研究中發現社經背景越高，參加各項補習及補習項數越高，所以是 否參加補習或補習項數仍受社經背景的高低而影響，也就值得探究(林慧敏，黃 毅志，2009；黃毅志，陳俊瑋，2008；陳俊瑋，黃毅志，2011；郭家華，2012)。

陳俊瑋與黃毅志(2011)發現除了社經背景外，教育期望也是正向影響學生參加學 科補習的另一個重要因素。父母的社經背景越高，父母教育期望和子女教育期望 也會較高；父母教育期望越高，子女教育期望也會相對較高，為了有較高的學業 成就，子女參加學科補習的機會就會較高；即使控制了子女教育期望後，父母的 教育期望越高而參加學科補習的機會也會越高，(陳怡靖、陳密桃、黃毅志，2006；

黃毅志，1992；黃毅志、陳怡靖，2005；黃毅志，陳俊瑋，2008)。

由文獻中可得知原漢族群、社經背景、父母教育期望、子女教育期望、學科 補習對學業成就都具有高關聯性；不同族群因文化背景的不同，造成父母對其教 育期望與教育參與也會不同，其學業成就表現也就不同，而原住民父母對其教育 期望較漢人低，其學業成就也較漢人低(巫有鎰，1999、2007；李鴻章，2007；張 善楠、黃毅志，1999，陳建志，1998)；而張芳全(2011)中提到不同族群學生的教 育期望若越高，學業成就表現就會越好；其社經背景越高的學生則學業成就表現 也會較優秀，所以學生的社經背景與學業成就有很高的關聯性(江芳盛，2006；

李鴻章，2007；林俊瑩、黃毅志，2008;周新富，2006；紀淑玲，2011；陳建州、

劉正，2001；陳俊瑋、黃毅志，2011；劉正，2006)。過去的研究大部分都著重於 分析高社經背景的家庭藉由其他資源來提升學生的學業成就，但似乎忽略了高社 經背景的家長其本身教育期望就較高，可能影響子女教育期望而增加學科補習機 率，並提高其學生的學業成就(林俊瑩、黃毅志，2008；張芳全，2011；黃毅志、

陳怡靖，2005；劉正，2006)。

父母教育期望越高，越會提高子女的教育期望(江芳盛，2006；李鴻章，2007；

紀淑玲，2011；陳俊瑋、黃毅志，2011；楊肅棟，2001)，因為父母是子女成長過 長中重要的學習楷模，父母通常會將自己的價值觀與期望逐漸內化到女子的成為 模式中，所以父母對子女的教育期望越高，也會促使子女提高其教育期望並獲得 較高的學業成就，劉正(2006)也提到父母對子女的教育投資意願越大則亦會提高

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子女的教育期望。張芳全(2011)也提到社經背景較高的學生其父母期望也較高，

子女的教育期望也較高，對學習成就也正向積極的影響；當控制了學科補習參與 後，子女教育期望對學業成就仍有正向的影響(巫有鎰，2007；李鴻章，2007；陳 俊瑋、黃毅志，2011)；如果子女教育期望較低者，及沒有意願繼續升學者，則 學業成就表現明顯低於子女較有教育期望者(劉正，2006)；當控制了子女教育期 望與學科補習參與後，父母的教育期望對學業成就仍有正向的影響(巫有鎰，2007；

李鴻章，2007、2006；陳俊瑋、黃毅志，2011)。

社經背景中的家庭收入和父親學歷都屬中等者的補習機率最高，而父親學歷 特別高者，子女參與補習的機率更明顯低於一般學歷者(劉正，2006)，後續的研 究也發現補習階層化逐漸減弱(林大森、陳憶芬，2006；陳俊瑋、黃毅志，2011；

劉正，2006)，無論來自何種收入的家庭，其支付的補習費用並無明顯的不同，

彰顯出台灣的補習教育在國中生這個階段，階層化的特性已近消失；家庭總收入 的多寡、父母親的最高學歷、父親的職業等具有階層特性的指標，都不再是影響 學生參與補習的重要因素(劉正，2006)。顯而可見社經背景影響補習階層化的現 象已不如以往。台灣因為大多數人都有機會補習，所以補習階層化雖看來減弱，

可是至於上何種補習班、補習費的高低、補習項數等無非又是形成另一種補習階 層化，因為高社經背景的家庭不但可以參加學科補習，而且可以參加升學率較高 或收費較昂貴的補習班，也是很值得後續的研究與探討。

由文獻的研究中也發現補習對學生學習成就的增進，是有明顯的助益，且都 會提升學生日後的升學機會與教育年數(孫清山、黃毅志，1996；陳怡靖，2001)。

而孫清山與黃毅志(1996)的研究發現，國初中與高中職階段，參加補習的項數越 多，則升學的機率就越高(黃毅志、陳俊瑋，2008)，另外，補習對於台灣民眾教 育成就影響之大，可能也是台灣的特色(黃毅志、陳怡靖，2005)。在 2000 年高中 多元入學方案的推行後，學生除了學科外為了學習某項才藝或發展某項專長而去 補習，在藝能科目、學業科目力求專精，學生藉由補習而在推薦甄試上佔優勢(李 鳳儒、詹家慧，2004；陳怡靖、陳密桃、黃毅志，2006)。另外參加補習則能夠提 高學業成就，並增加晉升到較高學習層級的機會(蔡毓智，2002；劉正，2006)。

由劉正(2006)、林慧敏與黃毅志(2009)及陳俊瑋與黃毅志(2011)的研究結果顯示參

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加學科補習確實會提高學業成就的表現，且劉正(2006)發現父母及子女教育期望 高則參加補習的機率皆將較高，研究中發現補習的效益會呈現遵循邊際效用遞減 的法則；也就是過多的補習的科目及過長的補習時間，不但會造成學生的身心疲 勞，而且會占用學生做功課的時間，造成學業成績的先升後降的結果，補習的效 益降低，所以適當的學科補習時間才能真正發揮補習的效益(江芳盛，2006；黃 毅志，陳俊瑋，2008；劉正，2006)。

過去相關文獻如林大森與陳憶芬(2006)、孫清山與黃毅志(1996)、陳怡靖(2001)、

陳怡靖與鄭耀男(2000)、黃毅志與陳俊瑋(2008)，雖然都有測量學科補習參與，但 是都沒有同時測量父母教育期望與子女教育期望，所以無法控制這兩個教育期望，

已更精確地估計實際學科補習的效益，已無法進一步探討這兩個教育期望變項在 補習階層化所扮演的中介角色。李敦義(2006)雖然有測量學科補習參與、父母教 育期望與子女教育期望，可是，卻沒有同時控制這兩個教育期望變項，以求更精 確地估計學科補習的效益，也忽略了這兩個教育期望變項在學科補習階層化所扮 演的中介變項。

陳俊瑋與黃毅志(2011)的研究發現家庭社經地位藉由父母教育期望與子女教 育期望，正向影響學科補習參與，也發現控制教育期望後，學科補習參與學業成 就呈現先升後降，且下降許多，是因為學科補習多的學生往往教育期望較高，因 而提高學業成就的表現；但陳俊瑋與黃毅志(2011)的研究因為原住民樣本不足，

沒辦法把原住民納入分析，也就沒有分析原漢族群影響補習參與的補習階層化。

因此過去台東文獻探討學科補習參與對學業成就的研究很有可能高估學科補習 的真實效益。

國內學生補習人數已有近九成的比率，學生參加補習已逐漸普及化且向上及 向下延伸發展的這個現象，自然也代表著補習教育已不能被單純地視為一種「彌 補正規教育之不足」的教育方式(劉正，2006)，學生參加補習在學業成就上是有 明顯的助益，所以應該要正視學生如何在學校學習與補習之間的學習過程，這也 是很值得繼續探討的問題。

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第三節 台東補習階層化與效益研究的發展與限制

出身背景變項主要包括原漢族群與社經背景，社經背景有以父、母親教育程 度、父親職業、家庭收入為主要指標，社經背景是影響補習教育的因素，也是影 響學生是否參與學科補習的因素(陳俊瑋、黃毅志，2011)。行政院原住民委員會 的統計年鑑中指出(內政部，2012)，原住民家庭在收入、職業上均比漢人較低，

而且原住民的失業率也較漢人高；陳順利(2001)在台東的研究發現，原住民學生 的父母在教育、職業地位、家庭收入都比漢人較低，所以會降低原住民參加補習 的機會(巫有鎰，2007)。但在台東地區是否有參加學科補習是影響學業成就的重 要因素，而原住民因大多社經背景較低，而有較少的機會參加學科補習，在學業 成就上也就較漢人低(巫有鎰，2007；林慧敏、黃毅志，2009)，而台東偏遠地區 的原住民，不但缺乏經濟的能力，居住的地區也沒有補習班，且原住民子女的學 業成就在原漢族群中長期處於劣勢的地位(巫有鎰，1999)。

巫有鎰(2007)的研究發現社經背景、教育期望及學科補習對學業成就都有顯 著的正向影響，但原住民的社經背景低於漢人、教育期望也低於漢人且參加學科 補習的機率也都低於漢人，使其造成原住民的學業成就明顯低於漢人，可見台東 補習階層化仍存在於原漢族群之間；但控制了社經背景、教育期望、學科補習後，

原住民與漢人對學業成就的差距縮小了。

社經背景越高者其父母教育期望、子女教育期望及學業成就都會較高，而學 科補習也是提升學業成就的一個重要因素，但原住民因社經背景大多較漢人低，

父母的教育期望也就可能較低，進而降低子女的教育期望，補習的機會也就較漢 人少，所以在學業成就上也就較漢人低(林慧敏、黃毅志，2009)。

從林慧敏與黃毅志(2009)的研究結果可以發現台東縣漢人學生參與學科補習 項數明顯高於原住民學生，導致在學業成就上，漢人學生高於原住民學生許多。

又因台東縣是台灣地區社經地位最低、原住民比例最高的縣市，由林慧敏與黃毅 志(2009)的研究發現台東縣學科補習對學業成就的影響力高於全台灣，可能是因 為台東縣的父、母教育程度較低，普遍都為高中、職以下，較無能力指導學生學 業，所以學科補習對台東縣學生的學業成就影響特別大。

不過林慧敏與黃毅志(2009)的研究結果發現補習效益很大，但因沒有像陳俊

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瑋與黃毅志(2011)控制教育期望，而參與補習的學生學業成就表現較高很可能是 教育期望較高所造成的，有可能高估了台東縣補習效益對學業成就的表現。

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第三章 研究方法

第一節 研究架構

在本研究根據相關文獻探討建立出研究架構，如圖 1。而其中自變項社經背 影包含了父親教育、母親教育、父親職業、家庭收入及原漢族群；而中介變項則 為家長教育期望和子女教育期望、學科補習；依變項則為學業成就。因本研究主 要是要探討族群及家庭社經背景透過中介變項對學業成就的影響。

圖 1 研究架構

第二節 研究假設

根據相關的文獻資料探討後與圖 1 的研究架構，將提出相關的研究假設：

自變項

原漢族群 父親教育

母親教育

父親職業

家庭收入

中介變項

學科補習 子女教育期望

父母教育期望

依變項

學業成就

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一、在影響教育期望的因素方面：

假設 1-1：社經背景越高的學生，父母教育期望也越高(李鴻章，2006；楊肅 棟，2001)。

假設 1-2：漢人父母的教育期望較原住民父母高(巫有鎰，2007)

假設 1-3：父母教育期望越高，子女教育期望也越高(李鴻章，2006；楊肅棟，

2001)。

二、在影響學科補習參與的因素方面：

假設 2-1：控制子女教育期望後，父母教育期望越高，參與較多的學科補習(陳 俊瑋，黃毅志，2011)。

假設 2-2：子女教育期望越高，參與越多的學科補習(陳俊瑋，黃毅志，2011)。

假設 2-3：控制社經背景後，漢人較原住民參與更多的學科補習(江芳盛，2006；

巫有鎰，2007)。

三、在影響學業成就的因素方面：

假設 3-1：學科補習參與越多，補習項數越高，學業成就表現越高(林慧敏，

黃毅志，2009；陳俊瑋、黃毅志，2011；黃毅志、陳俊瑋，2008；江芳盛，2006；

劉正，2006)。

假設 3-2：控制學科補習參與後，子女教育期望越高，學業成就越高(巫有鎰，

2007；陳俊瑋、黃毅志，2011)。

假設 3-3：控制子女教育期望、學科補習後，父母教育期望越高仍學業成就 越高(巫有鎰，2007；陳俊瑋、黃毅志，2011)。

假設 3-4：有社經背景越高，學業成就越高的直接影響(巫有鎰、黃毅志，2009；

陳怡靖、鄭耀男，2000；黃毅志、陳怡靖 2005；蘇船利、黃毅志 2009)。

假設 3-5：漢人的學業成就較原住民高的直接影響(巫有鎰，2007；林慧敏，

黃毅志，2009)。

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第三節 資料來源

本研究是依據台東縣教育局 2005 年委託台東大學進行調查的「台東縣教育 長期追蹤資料庫」之國二學生與家長問卷來做分析，有效樣本為 2760 人，進行 問卷調查與標準化學科能力測驗(黃毅志、侯松茂、巫有鎰，2005)，這是最新對 台東縣單一年級學生做普查的資料。

第四節 變項測量

一、出身背景變項 (一)性別：

根據學生問卷填答的性別做分析，分為男性與女性，並以男性為 0，女性為 1。

(二)兄弟姊妹數：

根據學生問卷填答的兄弟姊妹數做分析，分為兄弟數及姊妹數兩組。

(三)學生目前就讀學區：

根據學生問卷中填答的現在就讀學校做分析，共分四區為原住民鄉、一般非 原住民鄉、關山鎮及池上鄉、台東市(林慧敏、黃毅志，2009)，都市化程度 依序為 1 到 4，數字越高表示都市化程度越高。

(四)父親族群：

根據學生問卷中填答的父親族群做分析，共分為漢人、原住民兩大族群，原 住民學生為 1，漢人學生為 0。

(五)父親教育：

根據家長問卷中填答的父親教育做分析，並將其轉換成教育年數，如最高學 歷為國小，則教育年數則為 6，以此類推，為測量基礎。

(六)母親教育：

根據家長問卷中填答的母親教育做分析，並將其轉換成教育年數，如最高學

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歷為國小，則教育年數則為 6，以此類推，為測量基礎。

(七)父親職業：

根據家長問卷中填答的父親職業做分析，依目前的職業或退休前的職業分類，

再依黃毅志(2003)的職業量表將其父親職業分類，並轉換成社經地位。另外 黃毅志(2000)學童自陳問卷信效度提到學童填答父親職業有失準確性，所以 本研究採用家長問卷的父親職業做測量，雖會造成家長沒填問卷而樣本流失，

但樣本雖少一些、但效度高。

(八)家庭收入：

根據家長問卷中家長勾選全家每個月平均收入做分析。

二、中介變項

(一)父母教育期望：

根據家長問卷填答的父母期望教育年數這兩個變項，轉換教育年數以利分析，

如國小畢業的教育年數為 6 年，國中畢業的教育年數為 9 年，以此類推；經 由因素分析得到一個因素，命名為父母教育期望，因素分數為標準分數，平 均數為 0，標準差為 1。

(二)子女教育期望：

根據學生問卷學生填答的「你自己希望你的成績為何」、「你希望你將來達到 怎樣的學歷」兩大問題做分析，成績包括在班上前幾名為 4，比多數同學好 為 3，中間就可以了為 2，無所謂為 1；學歷也是轉換教育年數以利分析，

如國小畢業的教育年數為 6 年，國中畢業的教育年數為 9 年，以此類推；以 上兩個變項經由因素分析得到一個因素，命名為子女教育期望。

(三)學科補習：

根據學生問卷中學生填答的「你現在有參加各項學科補習嗎」，及「目前你 一個星期大概花多少小時參加學科補習」及家長問卷中的上國中後，家長是 否曾經要求子女參加校外補習三大題做分析。首先將沒有參加任何學科補習 設為虛擬變項為 0，有參加學科補習為 1；再將有參加學科補習分為四類，

為參加校內的課業輔導、參加校外的英語補習、到校外補習英語外的其他學

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科、或請家教；最後再將其有參加補習的科目加總及補習的時間加總做分 析。

三、依變項中的學業成就

根據學生問卷中填答的基測成績的國文、英文、數學三科成績總分來做學業 成就分析。

第五節 分析方法

本研究依圖一的因果模型進行量化分析，所採用的方法包括，均數比較分析、

百分比交叉分析、OLS 多元迴歸分析、邏輯迴歸分析、路徑分析及因素分析。先 以均數比較分析及百分比交叉分析，比較原漢族群、社經背景、教育期望、參與 補習與學業成就的關係；並在因果模型的引導下以 OLS 多元迴歸方式進行路徑 分析，檢證相關假設，找出原漢族群及家庭社經背景透過中介變項影響依變項的 因果機制。

本研究以 OLS 多元迴歸進行路徑分析，不採用結構方程模式(structure equation modeling, SEM)進行分析的理由是，研究架構中包含族群與性別這個名義 變項，違反了 SEM 常態性假設，將造成研究的嚴重統計後果(邱浩政，2005)，所 以本研究仍根據林清山(1991：245-249)與林南(1976：321-326)，以傳統的 OLS 多 元迴歸進行路徑分析。

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第四章 結果與討論

本研究主要在探討台東縣國中二年級學生透過那些中介變項影響補習參與 和學業成就，在自變項中特別探討台東縣原漢族群、社經背景透過中介變項即父 母教育期望、子女教育期望對學科補習與學業成就之間的影響。

首先以百分比次數分析與均數分析來說明各變項的分布情形，包括原漢族群、

社經背景變項的次數分佈表，父母教育期望、子女教育期望、參與學科補習項數 的次數分佈表；以均數比較分析做雙變項分析，探討原漢族群、社經背景與父母 教育期望、子女教育期望、學科補習項數與學業成就之間的關聯性；最後以迴歸 分析來探討原漢族群、社經背景變項透過父母親教育期望、子女教育期望影響補 習參與和學業成就之因果關係，並驗證本研究所提出的假設。

第一節 百分比次數分析

從表 1 原漢族群、社經背景變項次數百分比可看到：台東縣國中二年級學生 中漢人學生佔 68.2%，原住民學生佔 31.8%；父親教育程度以高中職者最多(42.4%)，

其次是國初中(27.2%)、國小(13.1%)、專科(9.6%)、大學(5.4%)、研究所(1.5%)及未 受教育(0.8%)；母親教育也是以高中職(42.5%)最多，與父親教育程度差異不大，

其次是國初中(28.6%)、國小(15.5%)、專科(7%)、大學(4.2%)、未受教育(1.4%)及 研究所(0.8%)；父親職業中以勞動工人(31.1%)居多、其次是買賣服務人員(15.4%)、

基層白領(14.3%)、農林漁牧人員(13.0%)、失業者(9.7%)及比例最少的上層白領 (4.0%)；母親職業中則以基層白領(12.9%)為最多，與父親職業最多為勞動工人，

差異性較大，其次是買賣服務業人員(11.7%)、農林漁牧人員(8.0%)、失業者(7.4%)、

勞動工人(6.0%)及最少的上層白領(3.5%)；家庭收入則以 2-5 萬元者最多(39.8%)，

其次是不到 2 萬元(27.0%)、5-10 萬元(26.4%)、10-15 萬元(4.2%)及 15 萬元以上者 (2.6%)。

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表 1 原漢族群、社經背景變項次數百分比

樣本數 百分比(%) 族群 (1)漢人

(2)原住民

1,853 863

68.2 31.8 父親教育程度 (1)未受教育

(2)國小 (3)國初中 (4)高中職 (5)專科 (6)大學 (7)研究所

18 307 638 992 226 126 35

.8 13.1 27.2 42.4 9.6 5.4 1.5 母親教育程度 (1)未受教育

(2)國小 (3)國初中 (4)高中職 (5)專科 (6)大學 (7)研究所

33 361 667 991 163 98 19

1.4 15.5 28.6 42.5 7.0 4.2 .8 父親職業 (1)上層白領

(2)基層白領

(3)買賣服務業人員 (4)農林漁牧人員 (5)勞動工人 (6)失業者

111 394 426 360 858 268

4.0 14.3 15.4 13.0 31.1 9.7 母親職業 (1)上層白領

(2)基層白領

(3)買賣服務業人員 (4)農林漁牧人員 (5)勞動工人 (6)失業者

97 356 323 221 166 205

3.5 12.9 11.7 8.0 6.0 7.4

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家庭收入 (1)不到 2 萬元 (2)2-5 萬元 (3)5-10 萬元 (4)10-15 萬元 (5)15 萬元以上

611 902 598 95 58

27.0 39.8 26.4 4.2 2.6

二、中介變項之百分比次數分析

分析完原漢族群、社經背景變項百分比分佈之後，接著分析中介變項百分比 分佈的概況，在表 2 中可以看到父母及子女對期望學歷的百分比次數分布。父親 期望子女的學歷是大學占 53.7%為最高，其次是高中職(20.6%)、博士(9.0%)、專 科(6.8%)、碩士(6.7%)及占最小比例的是國中畢業為 1.0%；在母親期望子女學歷 的變項中，可看到母親期望學歷是大學畢業占 54.3%為最高與父親的希望學歷相 當，其次是 19.8%的高中職、博士(8.8%)、碩士(7.8%)、專科(6.7%)及國中畢業(1.2%)，

與父親的希望學歷大致相同；在子女的期望學歷中，也是大學畢業 48.9%占最多，

其次也是高中職畢業(19%)、博士(11%)、碩士(10.6)、專科(9.0%)及占最少比例的 國中畢業(0.9%)。

表 2 父母、子女期望學歷之百分比次數分布表

國中 高中職 專科 大學 碩士 博士 父親期望學歷 1.0% 20.6% 6.8% 53.7% 6.7% 9.0%

母親期望學歷 1.2% 19.8% 6.7% 54.3% 7.8% 8.8%

子女期望學歷 0.9% 19% 9.0% 48.9% 10.6% 11%

由表 3 參與學科補習之百分比次數分布表中可得知，學科補習中以參加校內 課輔的人數比例最多(46.1%)，其次是校外補英語(26.8%)、校外補學科(25.2%)及 最少的學科補習是請家教(3.5%)。

表 3 參與學科補習之百分比次數分布表

校內課輔 校外補英語 校外補學科 請家教 學科補習 46.1% 26.8% 25.2% 3.5%

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表 4 是原漢族群參與學科補習之百分比次數分布表，可以看到校內課輔漢人 (50.4%)與原住民(37.3%)參與比率差異不大，但漢人參加校外補英文(35.5%)與校 外補學科(33.4%)比率比原住民(8.6%、7.5%)高出許多，而漢人(4.6%)與原住民(1.3%) 請家教的人數都不多，所以比率差異也不大。

表 4 原漢族群參與學科補習之百分比次數分布表

校內課輔 校外補英語 校外補學科 請家教 原住民 37.3% 8.6% 7.5% 1.3%

漢人 50.4% 35.5% 33.4% 4.6%

另外從表 5 也可以看到補習項數的參與程度，有 37%的國二學生都沒有參加 任一項學科補習(包括校內課輔)，其次是參加 1 項學科補習占 35.1%、參加 2 項 的有 16.4%、參加 3 項是 10.5%、最後是參加 4 項的有 0.5%，平均每位國二學生 平均都有參加 1.01 科學科補習。

表 5 補習項數之百分比次數分布表

0 項 1 項 2 項 3 項 4 項 平均數 學科補習項數 37% 35.1% 16.4% 10.5% 0.5% 1.01 項

表 6 是原漢族群與補習項數之百分比次數分布表，可以看到原住民沒有參加 任何一項(54%)及參加 1 項(39.3%)學科補習的比率高於漢人(29.3%、33.4%)，而漢 人參加 2 項至 4 項學科補習都是比原住民來的高。

表 6 原漢族群與補習項數之百分比次數分布表

0 項 1 項 2 項 3 項 4 項 平均數 原住民 54% 39.3% 4.9% 1.9% 0.0% .55 漢人 29.3% 33.4% 22.0% 14.5% 0.8% 1.27

綜合表 2 到表 6 可發現，國二學生參與校內課輔比率高於其他學科補習，且 原住民各科學科補習都少於漢人；有補習的學生比例明顯高於沒有補習的學生比

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率，且補習平均數有 1.01 項；原住民參加 0 項及 1 項的比率都高於漢人。在父母 親及子女的期望學歷中發現共同點是期望最高的學歷是大學畢業。

第二節 原漢族群、社經背景、學科補習、教育期望與學業成就關聯 性分析

一、原漢族群、社經背景、中介變項與學業成就之均數比較分析

由表 7 可以看到，在族群變項中，漢人父母教育期望(.12)顯著高於原住民父 母親教育期望(-.27)，其 Eta=.182；漢人子女教育期望(.08)顯著高於原住民子女教 育期望(-.18)，其 Eta=.124；漢人學科補習項數(1.24)顯著高於原住民學科補習項數 (.55)，其 Eta=.322，所以原漢族群與學科補習項數關聯性很高；另外漢人學業成 就(165.15)顯著高於原住民(127.11)，其父親 Eta=.312，所以原漢族群與學業成就也 有相當高的關聯性。

在父親教育程度的變項中，父親教育程度為研究所在父母教育期望(.61)顯著 高於其他父親學歷者，其 Eta 值是.295，兩者關連性也相當高，有父親教育程度 越高則父母教育期望則越高的現象；父親教育程度為研究所在子女教育期望(.73) 顯著高於其他學歷者，其 Eta=.246。教育程度與子女教育期望的關聯性也高，也 有父親教育程度越高者對子女教育期望越高的現象；在學科補習項數上，父親教 育程度為專科者，則補習項數(1.67)顯著高於其他父親教育程度者，其次是父親 教育程度為大學、研究所，其 Eta=.316，父親教育程度與補習項數的關聯性也很 高，仍有父親教育程度較高則補習項數較多的現象；最後在學業成就上，父親教 育程度是研究所者(204.88)顯著高於其他父親教育程度者，Eta 是.403，兩者關連 性相當高，仍有父親教育程度越高則學業成就越高的現象。

在母親教育程度的變項上，也有看到母親教育程度為研究所者(.90)在父母教 育期望顯著高於其他母親學歷者，所以母親教育程度與父母教育期望的關聯性也 高，且有母親教育程度越高則父母親期望學歷越高的現象(Eta=.293)；母親教育程 度為研究所者(.73)對子女教育期望顯著高於其他母親教育程度者，母親教育程度 與子女教育期望兩者關連性也高，有母親教育程度越高則對子女教育期望越高的 現象，其 Eta=.246；母親教育程度為大學者(1.70)對學科補習項數顯著高於其他母

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表 7 原漢族群、社經背景、學科補習、教育期望與學業成就關聯性均數比較分析 樣本

數

父母教育 期望

子女教育 期望

學科補習 項數

學業成就

平均 數

F 考 驗與 Eta

平均 數

F 考 驗與 Eta

平均 數

F 考 驗與 Eta

平均數 F 考 驗與

Eta 族

群

(1)漢人 (2)原住民

1847 858

.12 -.27

.182* .08 -.18

.124* 1.24 .55

.322* 165.15 127.11

.312*

父 親 教 育 程 度

(1)未受教育 (2)國小 (3)國初中 (4)高中職 (5)專科 (6)大學 (7)研究所

18 307 632 989 226 126 35

-.88 -.40 -.21 .14 .38 .53 .61

.295* -.62 -.25 -.17 .14 .36 .48 .73

.246* .56 .62 .80 1.16 1.67 1.56 1.49

.315* 107.67 131.23 134.01 161.18 191.11 204.18 204.88

.403*

母 親 教 育 程 度

(1)未受教育 (2)國小 (3)國初中 (4)高中職 (5)專科 (6)大學 (7)研究所

33 360 662 988 162 98 19

-1.11 -.26 -.17 .14 .50 .57 .90

.293* -.85 -.13 -.14 .12 .52 .56 .73

.246* .40 .61 .82 1.23 1.65 1.70 1.68

.330* 106.58 128.55 137.31 166.27 192.86 210.24 206.11

.411*

父 親 職 業

(1)上層白領 (2)基層白領 (3)買賣服務業者 (4)農林漁牧者 (5)勞動工人 (6)失業者

78 317 334 299 646 197

.49 .33 .19 -.15 -.11 -.14

.178* .57 .39 .14 -.02 -.06 -.16

.200* 1.64 1.50 1.32 .95 .91 .56

.269* 206.27 187.51 165.52 147.07 144.92 134.67

.317*

家 庭 收 入

(1)不到 2 萬元 (2)2-5 萬元 (3)5-10 萬元 (4)10-15 萬元 (5)15 萬元以上

605 898 598 95 58

-.31 .01 .26 .45 .36

.218* -.27 .05 .29 .28 .19

.213* .62 .94 1.50 1.81 1.45

.343* 127.98 153.43 177.00 199.85 164.44

.336*

27

親教育程度者，母親教育程度與學科補習項數兩者關連性很高，也有母親教育程 度越高者則學科補習項數越高的現象，其 Eta=.330；最後在學業成就則是母親教 育程度為大學者(210.24)顯著高於其他母親教育程度者，母親教育程度與學生學 業成就有很強的關聯性，其次是母親教育程度為研究所者、專科，仍有母親教育 程度較高者學業成就較高的現象，其 Eta=.411。上述母親教育程度與父母、子女 教育期望、學科補習項數與學業成就都成正向顯著關聯。

在父親職業中，父親職業為上層白領(.49)在父母教育期望顯著高於其他職業 者，其次是基層白領(.33)、買賣服務業人員(.19)、農林漁牧人員(-.15)、勞動工人 (-.11)、最後是失業者(-.14)，並有父親職業越高者則父母期望學歷也越高的現象，

Eta=.178；父親職業為上層白領(.57)對子女教育期望顯著高於其他職業者，其次 是基層白領(.39)、買賣服務業人員(.14)、農林漁牧人員(-.02)、勞動工人(-.06) 、 最後是失業者(-.16)，並有父親職業越高者對子女教育期望有越高的現象，其 Eta=.200；而父親職業為上層白領(1.64)在學科補習項數顯著高於其他職業者，其 次是基層白領(1.50)、買賣服務業人員(1.32)、農林漁牧人員(.95)、勞動工人(.91)、

最後是失業者(.56)，也有父親職業越高者補習項數越多的現象，表示父親職業與 補習項數有較高的關聯性，其 Eta=.269；最後父親職業為上層白領(206.27)在學業 成就顯著高於其他父親職業者，得到父親職業與學業成就有很高的關聯性，其次 是基層白領(187.51) 、買賣服務業人員(165.52)、農林漁牧人員(147.07)、勞動工 人(144.92)、最後是失業者(134.67)，仍有父親職業越高者學業成就愈高的現象，

其 Eta=.317。上述父親職業與父母、子女教育期望、學科補習項數與學業成就有 高度相關。

在家庭收入的變項中，家庭收入在 10-15 萬元(.45)的父母教育期望顯著高於 其他收入家庭者，表示家庭收入與父母教育期望有很高的關聯性，其次是家庭收 入 15 萬元以上者(.36)、家庭收入是 5-10 萬元(.26)、家庭收入是 2-5 萬元(.01)、最 後是家庭收入不到 2 萬元者(-.31)，仍有家庭收入高者則父母教育期望較高的現象，

其 Eta=.311；家庭收入為 5-10 萬元的子女教育期望(.29)顯著高於其他家庭收入者，

其次是家庭收入為 10-15 萬元(.28)、家庭收入為 15 萬元以上者(.19)、家庭收入為 2-5 萬元者(.05)、最後是家庭收入不到 2 萬元者(-.27)的子女教育期望最低，家庭

28

收入越高者子女教育期望沒有相形提高，反而有減弱的情形，其 Eta=.213；而家 庭收入 10-15 萬元者(1.81)的學科補習項數高於其他家庭收入者，表示家庭收入與 學科補習項數有很高的關聯性，其次是家庭收入 5-10 萬元者(1.50)、家庭收入 15 萬元以上者(1.45)、家庭收入 2-5 萬元者(.94)、最後是家庭收入為不到 2 萬元者(.62)，

有家庭收較高者則，學科補習項數會較多的現象，其 Eta=.343；家庭收入為 10-15 萬元者的學業成就(199.85)高於其他家庭收入者，表示家庭收入與學業成就仍有 很強的關聯性，其次是家庭收入 5-10 萬元者(177)、家庭收入 15 萬元者(164.44)、

家庭收入 2-5 萬元(153.43)及家庭收入不到 2 萬元者(127.98)，大致有家庭收入較 高者，則學業成就越高的現象，但收入最高的 15 萬元以上，反而成績低於家庭 收入 5-10 萬元、10-15 萬元者，其 Eta=.336。

二、原漢族群與社經背景變項之均數比較分析

在表 8 中可看到原漢族群、社經背景關聯性之百分比交叉分析表，漢人父親 平均教育年數(11.31)顯著高於原住民父親教育年數(9.56)；漢人母親平均教育年數 (10.99)也顯著高於原住民父親教育年數(8.98)，而族群與父親(Eta=.27)、母親 (Eta=.31)平均教育年數有不小的關聯性。在父親職業變項上，漢人父親為上層白 領(3.1%)、基層白領(15.2%)、買賣服務業(14.7%)、農林漁牧者(11.9%)所占的比例 都高於原住民父親；但漢人父親職業為勞動工人(21.5%)與失業者(5.5%)都低於原 住民父親的勞動工人(28.0%)及失業者(10.7%)，所以族群以父親職業也是有顯著關 聯性。在家庭平均收入變項中，漢人平均收入(6.58)、原住民平均收入(4.51)，族 群與家庭平均收入也是有關聯性(Eta=.25)。

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表 8 原漢族群與社經背景關聯性之均數比較百分比交叉分析 原住民學

生

漢人學生 卡方考驗與 Cramer’sV

F 考驗 與 Eta 父親平均教育年數 9.56 11.31 .27*

母親平均教育年數 8.98 10.99 .31*

父親職業 (1)上層白領 (2)基層白領 (3)買賣服務業者 (4)農林漁牧者 (5)勞動工人 (6)失業者

2.1%

4.1%

6.8%

8.9%

28.0%

10.7%

3.1%

15.2%

14.7%

11.9%

21.5%

5.5%

.24*

家庭平均收入 4.51 6.58 .25*

第三節 原漢族群、社經背景、教育期望、學科補習與學業成就之迴 歸分析

一、影響學業成就因素迴歸分析

由表 9 影響學業成就因素迴歸分析中，可得到台東縣國中二年級的學生經由 那些因素影響學業成就。在模式一中未控制其他變項，分析原漢族群對學業成就 的影響，得到原住民學生學業成就顯著低於漢人 38.05 分(b=-38.05)¹，整體的 R² 模型解釋力有.097。

在模式二中加入社經背景變項後，整個模型二 R²是.264，較模型一更具有解 釋力。得到原住民學生的學業成就只顯著低於漢人 20.69 分(b=-20.69),分數差距縮 減了一半，所以可推知原漢學生的學業成就差距可能是受到社經背景的影響，在 控制了社經背景後，原漢族群的學業成就差距就降低了；父親(β=.14)、母親(β

=.17)的教育程度越高，對學業成就表現影響也越高；父親職業變項中以勞動工人 為對照組，發現父親職業為上層白領(b=22.24)、基層白領(b=14.61)對學生的學業 成就有顯著高於勞動工人；在家庭收入(b=.89)上對學業成就也有顯著正向影響 力。

在模式三控制了學科補習項數，得到學科補習項數對學業成就的整體模型解 釋力 R²提高到.376，表示學科補習項數對學業成就的解釋力很高。控制了學科補 習項數之後，原住民的學生學業成就較漢人只落後 11.51 分，比模式二的成績差

30

表 9 影響學業成就因素迴歸分析

模式一 模式二 模式三 模式四 模式五 模式六 b(β) b(β) b(β) b(β) b(β) b(β) 族

群

(1)漢人(對照組)

(2)原住民 -38.05*

(-.3)

-- -20.69*

(-.16)

--- -11.51*

(-.09)

-- -11.37*

(-.09)

-- -11.45*

(-.09)

-- -11.28*

(-.09) 性

別

(1)男生(對組) (2)女生

-- 18.13*

(.16)

-- 15.23*

(.13)

-- 15.42*

(.14)

-- 10.78*

(.10)

-- 10.96*

(.10) 學

校 所 在 地 區

(1)原住民鄉

(2)一般非原 住民鄉鎮 (3)關山、池上

(4)台東市(對照組)

-11.58 (-.04) - 8.30*

(-.06) -1.52 (-.01) --

-10.18*

(-.03) -3.42*

(-.03) -7.27 (-.03) ---

-9.30 (-.03) -3.07 (-0.23) -7.32 (-.03) ---

-13.56*

(-.04) -7.04*

(-.05) -7.42 (-.03) --

-12.43*

(-.04) -6.63*

(-.05) -7.23 (-.03) --

父親教育程度 2.76*

(.14)

2.51*

(.13)

2.47*

(.13)

1.45*

(.07)

1.43*

(.07)

母親教育程度 3.32*

(.17)

2.56*

(.13)

2.57*

(.13)

1.85*

(.10)

1.87*

(.10) 父

親 職 業

(1)上層白領

(2)基層白領

(3)買賣服務人員

(4)農林漁牧人員

(5)勞動工人(對照組)

(6)失業者

22.24*

(.08) 17.45*

(.12) 5.26 (.03) 4.60 (.03) --- .46 (.00)

18.40*

(.07) 13.70*

(.09) 3.30 (.02) 3.57 (.02) -- 3.70 (.02)

19.06*

(.07) 13.65*

(.09) 3.21 (.02) 3.53 (.02 --- 3.47 (.02)

14.55*

(.05) 10.50*

(.07) 2.78 (.02) 2.69 (.02) -- 2.29 (.01)

15.02*

(.05) 10.49*

(.07) 2.63 (.02) 1.50 (.01) -- 1.99 (.01)

家庭收入 .89*

(.06)

-.139 (-.01)

-.139 (-.01)

-.17 (-.01)

學科補習項數 21.44* 15.81*

31

(.38) (.28) 學

科 補 習

(1)沒有補習(對照組) (2)校內課輔

(3)校外補英文

(4)校外補學科

(5)請家教

-- 18.08*

(.15) 42.52*

(.29) 66.42*

(.38) 52.21*

(.06)

-- 11.53*

(.10) 31.32*

(.22) 48.52*

(.28) 45.23*

(.06)

父母教育期望 5.00*

(.08)

5.02*

(.08)

子女教育期望 19.81*

(.33)

19.74*

(.33) 常數 203.20* 84.30* 70.48* 71.32* 102.18* 103.16*

R² .097 .264 .378 .381 .500 .507 樣本數 2,531 1,651 1,645 1,645 1,636 1,636

註¹：表 9 的模式一與模式二的樣本數並不相同，在控制了家庭背景後，樣本數從 2,531 降為 1,651，

因此，控制出身背景後，原漢族群對學業成就的差距縮小有可能是樣本數不同所致。不過，在表 11 若選取與模式二相同的樣本(1,651)進行模式一的變項分析，則原漢族群對學業成就的值下降就 不是樣本不同所致。不過這樣的處理方式會因樣本流失造成樣本偏誤的問題，因此，本研究在正 文仍列出 2,531 個樣本在模式一的值，而補充分析模式二的樣本在模式一的 b 值。本研究發現，

這些樣本在原漢族群對學業成就影響的值與正文表 11 模式一的值幾乎相同，也就是原漢族群差 距為 38.44 分與模式一 38.05 分相當接近。因此，可確認表 11 模式二控制出身背景後，原漢族群 對學業成就的值下降許多無誤。

距又少了一半之多，所以可以得到學業成就的高低是受到學科補習項數的影響；

在社經背景中，父親(β=.13)、母親(β=.13)的教育程度與學生的學業成就還是有 顯著性的正向影響,但控制了學科補習項數後，父母親的教育程度對學業成就的 影響力減弱了；在父親的職業變項裡，上層白領(b=18.40)與基層白領(b=13.70)對 學生的學業成就仍是有正向的顯著性影響，但控制了學科補習項數後，父親職業 對學業成就的影響力也變弱了；學科補習項數(β=.38)也是對學業成就有顯著正

32

向的影響力。

在模式四中控制了各學科補習，整體 R²又提高到.381，比前三個模型更具有 解釋力了。原住民的學業成就落後差距從 11.51 分縮小到 11.37 分(b=-11.37)，表 示原漢族群學業成就的差距可能是學科補習造成的；父親(β=.13)、母親(β=.13) 的教育程度與學生的學業成就還是有顯著性的正向影響；在父親的職業變項裡，

上層白領(b=19.06)與基層白領(b=13.65)對學生的學業成就仍是有正向的顯著性影 響;在學科補習的變項中，校內課輔(b=18.08)、校外補英文(b=42.52)、校外補學科 (b=66.42)及請家教(b=52.21)都顯著對學業成就有正向的影響力，尤以校外補學科 對學業成就提升最多。

模式五裡控制了學科補習項數與父母、子女教育期望，整體 R²又提高到.500，

比前四個模式更具有解釋力了。原住民的學業成就落後差距(b=-11.45)較模式三原 漢成績差距下降一些；父親(β=.07)、母親(β=.10)的教育程度與學生的學業成就 還是有顯著性的正向影響力，但父母的教育程度對學業成就影響力又減弱了；在 父親的職業變項裡，上層白領(b=14.55)與基層白領(b=10.50)對學生的學業成就仍 是有正向的顯著性影響，但父親的職業對學生的學業成就的影響力逐漸減弱;在 在學科補習項數(β=.28)較模式三沒有控制教育期望下降了許多，表示教育期望 仍會影響學科補習項數的多寡；父母教育期望(b=5.00)、子女教育期望(b=19.81) 對學業成就也有顯著的影響。

模式六控制了教育期望後，整體 R²又提高到.507，是六個模型裡最有解釋力 的，表示子女教育期望與學業成就有很強的關聯性。原住民的學業成就落後差距 (b=-11.28)顯著縮小了；父親(β=.07)、母親(β=.10)的教育程度與學生的學業成就 還是有顯著性的正向影響力，父親的教育程度在控制子女教育期望後是六個模式 中影響力最低；在父親的職業變項裡，上層白領(b=15.02)與基層白領(b=10.49)對 學生的學業成就仍是有正向的顯著性影響，且父親的職業對學生的學業成就的影 響力又逐漸減弱;在學科補習的變項中，校內課輔(b=11.53)較模式三(b=18.08)降低 許多、校外補英文(b=31.32) 模式三(b=42.52)降低許多、校外補學科(b=48.52)模式 三(b=66.42)降低許多、及請家教(b=45.23)較模式三(b=52.21)又降低許多都顯著對 學業成就有正向的影響力，很有可能是教育期望會影響學科補習的參與並間接影

33

響學業成就的表現；父母的教育期望(b=5.02)與子女的教育期望(b=19.74)較模式三 控制了學科補習項數父母的教育期望(b=5.00)與子女的教育期望(b=19.81)對學業 成就影響力差異性不大。

二、影響補習項數因素迴歸分析

由表 10 影響補習項數因素迴歸分析中，可得到台東縣國中二年級的學生經 由那些因素影響補習項數。在模式一中未控制其他變項，分析原漢族群對補習項 數的影響，得到原住民學生補習項數顯著低於漢人.69 項(b=.69)²，整體的 R²模型 解釋力有.104。

在模式二中加入其他出身背景變項後，整個模型二 R²是.221，較模型一(.104) 更具有解釋力。得到原住民學生的補習項數只顯著低於漢人.43 項(b=.43)，所以 可推知原漢學生的補習項數較少是受到社經背景的影響，在控制了出身背景後，

原漢族群的補習項數差距就降低了；母親的教育程度越高(β=.10)，對學生的補 習項數也都有顯著性的正向影響力；父親職業變項中以勞動工人為對照組，發現 父親職業為基層白領(b=.18)，學生的補習項數高於勞動工人；家庭收入(b=.05)對 學業成就也有顯著正向影響力。

模式三控制了父母教育期望，整體 R²又提高到.25，比前兩個模式更具有解 釋力了。原住民的補習項數落後差距(b=-.40)又顯著縮小一些了；母親的教育程 度(β=.03)與學生的補習項數還是有顯著性的正向影響力，但母親教育程度的影 響力不因加入了父母教育期望後而改變；在父親的職業變項裡，基層白領(b=.17) 與失業者(b=-.16)對學生的補習項數仍是有正向的顯著性影響;在家庭收入(b=.04) 上對學業成就有顯著正向影響力。父母教育期望(b=.19)對參與補習項數也有顯著 正向影響。

模式四控制了子女教育期望，整體 R²又提高到.27。母親的教育程度(β=.03) 與學生的補習項數還是有顯著性的正向影響力，但母親教育程度的影響力不因加 入了子女教育期望而改變；在家庭收入(b=.04)上對學業成就也有顯著正向影響力。

在加入了子女教育期望後，父母教育期望(b=.07)的影響力減弱了，父母教育期望 影響參與學科補習主要以子女教育期望為中介變項。