國立台東大學教育學系(所) 教育研究碩士班

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國立台東大學教育學系(所) 教育研究碩士班

指導教授：黃毅志博士

原漢族群、補習教育與學業成績關連之研究－

以台東地區國中二年級生為例

研究生：林慧敏撰

中華民國九十七年一月

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謝誌

碩士生活就要接近尾聲，這是我一生中最快樂的時光，人生至此，夫復何求？在大家急著畢業各奔前程時，我卻依依不捨，內心的聲音告訴我「治學」

是我的心靈歸宿。因為我有一位博學多聞、專業敬業，對學生循循善誘、諄諄教誨的好老師。

對未來沒有太多的幻想，只想跟著巨人的腳步踏實的走下去，我不知道我有多少潛力，但將竭盡所能追求完美演出。

感謝家人的支持讓我徜徉在學術的大海。感謝承傑學長、雅鈞同學、介文學妹大力協助，幫我度過難關。感謝教過我的陳嘉彌、梁忠銘、熊同鑫、蔡東鐘、陳淑麗、鄭承昌、連廷嘉老師；感謝劉正、鄭燿男口委老師的指導；最後最想感謝的是我最敬愛的老師，黃毅志教授。

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原漢族群、補習教育與學業成績關連之研究－

以台東地區國中二年級生為例

作者：林慧敏

國立台東大學教育學系（所）

摘要

多元入學方案與九年一貫實施後，全國參與補習之學生增加許多。參與補習對學業成績真的有助益嗎？出身背景對參與補習又有多大影響？原漢學業成績不同，有多少可歸因於參與補習之不同？就成為很值得探究的問題。本研究運用2005 年「台東縣教育長期追蹤資料庫」的國二學生與家長樣本資料，採用路徑分析，探討族群等背景變項透過參與補習（含學科、才藝補習）對學業成績的影響。研究發現顯示：台東地區國中生的參與學科補習項數對學業成績有很大的正影響（β=.36）；才藝補習項數則對學業成績的影響不顯著；原住民平均成績（42.76 分）低於漢人（55.53 分）12.77 分，有 36.4％可歸因於原住民參與學科補習較漢人少。

關鍵詞：原漢族群、學科補習、才藝補習、學業成績

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The Study on Relationship among the Aborigines and Hans, Cram Schooling and the Academic Achievement: The

Example of the Eighth Graders in Taitung

Huei-Min Lin

Abstract

After implementing the multiple entrance program and the Nine-Year integrated curriculum, the amount of students participating in cram schooling largely increases. Is it helpful to participate in cram schooling for the academic achievement? How do the influence of background on the participation in cram schooling? How do the difference of the academic achievement between aborigines and Hans result from the difference of the participation in cram schooling?

We adopted the data “Taitung Educational Panel Survey for the eighth graders and their parents in 2005”, and used the path analysis to explore the causal mechanism that the background, such as aborigines and Hans, influenced the academic achievement through cram schooling, including academic and art cram schooling. The finds of this study are as follows:

1. The numbers of academic cram schooling have a large positive effect on students’ academic achievement in Taitung (β=.36).

2. The numbers of art cram schooling effected on the academic achievement are not significant.

3. Aboriginal average academic achievement (42.76) is lower 12.77 scores than Hans’ (55.53). There are 36.4% differences to attribute to that fact which aborigines participate academic cramming less than Hans.

Keywords: Aborigines and Hans, academic cram schooling, art

cram schooling, academic achievement

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目錄

摘要... II

第一章緒論...1

第一節研究背景與動機...1

第二節名詞釋義...2

第三節研究限制...3

第二章文獻探討...5

第一節台灣補習教育之演變...5

第二節學生補習動機之探討...7

第三節財務資本理論與補習相關研究...12

第四節文化資本理論與相關研究...13

第五節背景因素對參與補習影響之研究...14

第三章研究方法...17

第一節研究架構...17

第二節研究假設...17

第三節資料來源...19

第四節變項測量...19

第五節分析方法...21

第四章結果與討論...23

第一節基本資料分析...23

第二節背景變項、補習行為與學業成績之關連性雙變項分析...26

第三節背景變項透過參與補習對學業成績影響之因果機制...35

第四節假設檢證結果之討論...42

第五節綜合討論...44

第五章結論與建議...47

第一節補習項數對學業成績的影響...47

第二節背景變項透過學科補習項數對學業成績的影響...47

第三節原漢族群參與學科補習不同對學業成績差異所造成的影響...48

第四節建議...49

附錄：「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(節錄)...58

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圖表目錄

圖目錄

圖 1 研究架構圖（因果模型）...17

表目錄

表 1 背景變項次數百分比...24

表 2 現在參與各才藝補習與學科補習之百分比次數分佈...25

表 3 現在參與才藝補習與學科補習項數之百分比次數分佈...26

表 4 背景變項、補習變項與學業成績關連性均數比較分析...28

表 5 原漢族群與其他背景變項關連性之百分比交叉分析...30

表 6 原漢族群與中介變項關連之百分比交叉及均數比較分析表...31

表 7 原漢以外其他背景變項與各項學科補習參與關連性百分比分析...34

表 8 影響學業成績因素迴歸分析...37

表 9 不同母親教育程度樣本參與補習對學業成績影響迴歸分析...38

表 10 背景變項對學科補習項數影響迴歸分析...40

表 11 背景變項對中介變項之邏輯迴歸分析...42

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第一章緒論

第一節研究背景與動機

九年一貫實施後，課程包含七大領域且內容包羅萬象，使得許多學校老師之前所受專業訓練未必能夠勝任教學，許多學生也就到補習班補習（劉正，

2006：3）；而在多元入學方案的實施後，甄選與申請入學的考生除了要面對筆試外，口試與才藝表現也納入成績總分中，而補習班不但補學科，也補才藝，

還教導學生如何應付口試；在九年一貫與多元入學方案的實施後，全國參與補習之學生增加許多（林大森、陳憶芬，2006：46；陳怡靖、陳密桃、黃毅志，

2006；劉正，2006）。補習參與對教育成就真的有助益嗎？有多大助益？出身背景對參與補習又有多大影響？補習是出身背景影響教育成就（即教育機會不均等，黃毅志、陳怡靖，2005）的重要中介變項嗎？就成為很值得探究的問題。

在台灣，雖然有許多研究顯示參與補習有助於提升教育成就，這包括學業成績、升學與受教育年數（巫有鎰，1999，2007；林大森、陳憶芬，2006；孫清山、黃毅志，1996；陳怡靖、鄭燿男，2000；陳順利，2001；劉正，2006），

不過許多人認為補習有礙學生身心發展，而給予嚴厲的批評（何福田，2005；

彭秉權，2006）；然而由於近年補習教育高度普及，不同出身背景者都有許多機會參與補習，出身背景對參與補習影響減弱（林大森、陳憶芬，2006；劉正，

2006），看來補習已不是出身背景影響教育成就的重要中介變項。

雖然國內探討補習對於學生教育成就影響的研究很多，不過還沒看到探討原漢國中生參與補習有多少差異，並探究如此差異對於原漢學業成績差距有多少解釋力的問題之研究。

本研究則針對台灣地區各縣市中，社經地位最低、原住民比率最高（行政院主計處，2005a，2005b；行政院主計處，2005a，2005b），學生成績特別低落的台東縣國中生探討以上研究問題，很可能由於台東縣社經地位最低、原住民

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比率最高，仍有許多出身背景不佳者，少有補習機會，如原住民學生，補習仍是出身背景，特別是原漢族群影響教育成就重要中介變項。本研究運用 2005 年「台東縣教育長期追蹤資料庫」的國二學生與家長資料做路徑分析，探討族群等背景變項（還包括社經背景、兄弟姐妹數…等）透過參與補習（分學科、

才藝補習）對學業成績間影響之因果機制。

第二節名詞釋義

壹、補習教育

本研究所探討的補習行為指國中生下課後，參加特定場所收費性之學習活動，特定場所包含校內課後輔導、補習班及家教班。補習內容涵括學科補習及才藝（電腦、樂器、書法、繪畫、其他才藝）補習。

貳、族群

本研究的族群分為漢人和原住民兩大類。漢人族群包括本省閩南人、本省客家人及外省人；原住民族群則包括阿美族、布農族、排灣族、卑南族、魯凱族、達悟族。

參、學業成績

本研究以台東地區國中二年級學生為對象，學業成績則得自台東縣教育局九十四年五月十日實施之「台東縣九十三學年度學科基本能力測驗」，的國英數三科成績之平均分數。

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第三節研究限制

壹、研究樣本的限制

本研究以台東地區國中二年級學生為樣本，研究樣本並未涵蓋其他地區與教育層級（如小學、中學、大學），因此研究結果不能推論到台東國中以外的地區與教育層級。

貳、研究變項的限制

影響學生學業成績的因素眾多，本研究僅探討學生的家庭背景、補習行為與學業成績之因果機制，並未全面性涵蓋所有影響因素，如父母期望、教師期望、同儕抱負、學生本人抱負等因素。

參、研究方法的限制

本研究以現成問卷調查作統計分析，僅屬於量化研究的部份，並未輔以其他研究方法，如質性研究中的晤談、觀察等，以作更多面向的資料蒐集與分析。

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第二章文獻探討

第一節台灣補習教育之演變

臺灣的補習教育存在已久，從早期清末的實業補習學堂、耕餘補習學堂、

商業補習館及半日學堂等（柯正峰，1990），到日據時代的日語補習教育、青年訓練所、青年教習所、各種講習所（冷碩毅，1982），及光復後的台北市各種短期補習班，到九年國民義務教育、聯考實施階段的補習，再到最近多元入學方案、基本學力測驗補習為止，以下就補習教育的變動時期分成三階段：

一、清末至國民義務教育實施階段

就清末的補習從學堂的組織成員與目的來看，有些類似現在的補習班，但更接近成人回流教育或補校性質；日據時代因教育不普及，民間補習教育彌補了部份學校教育的不足；光復後的各種補習班則是接收日據時代所留下的各種講習所回流（劉正，2006）。直至九年國教實施，國小學生均可免試升學，此一階段的升學競爭消失，但問題延後至國中、高中生身上，補習人口隨之激增，而小型的、家教式的個人補習班如雨後春筍隨處可見，而補習老師大都是在校任職的教師（劉正，2006）。為了遏止教師身兼數職的補習歪風，政府對中小學的課後輔導進行規範，並嚴格禁止教師在校外從事補習（教育部，1978）。

二、補習及進修教育法的修訂階段

之後補習及進修教育法（1982）的修訂，這也促使短期商業補習班得以大勢成長。這時期的國高中生，面對的是聯考升學的壓力，除了學校上課外，為了增強考試能力紛紛加入補習的行列（孫清山、黃毅志，1996）。

此時雖已脫離科舉時代，但聯考仍然扮演著新式的科舉角色。由 1992 年全台立案的文理補習班 1552 家（佔所有補習班的 45%）來看（並不包含未立

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案的私人補習班或家教），可知當時補習風氣之興盛，而小學生因沒有升學壓力，轉向才藝的培養或課後照顧的安親班（葉雅馨，1988）；加上 1986 年以後，高等教育快速擴充，升學競爭問題從升高中、升大學，提高到升研究所（章英華、薛承泰、黃毅志，1996；黃毅志、陳怡靖，2005；劉正，

2006）。補習、考試、升學環環相扣，為了升學需要補習，補習為了獲得更好的成績，有了好成績，才能考上更好的學校（黃光明，1993）。補習教育傾向以升學為導向，家長努力在財務上支持子女，並為之找最好的家教、

補習班，學生則日以繼夜的讀，以等待聯考一決勝負。

三、多元入學方案與九年一貫實行階段

教育部有鑑於聯招制度偏重智育、考試領導教學、以升學主義掛帥等弊端，加上家長、學者們的殷殷期盼，於九十年廢除聯考，改以多元入學取代。教育改革的目的主要是為了紓解國中學生壓力，促進教學之正常化，

採用甄試、申請、登記多種入學管道，發揮多元化教育精神，達成適才適所的理想。但根據教育部於台灣省教育會的統計數字發現，最近 10 年全國的補習班數量暴增到 14,000 多家，足足成長了 5.5 倍（教育部，2006）。

多元入學方案與九年一貫實施後，根據教育部2006 年的統計說明，升學文理補習班佔補習產業的43％，家數相較十年前劇增 5.5 倍（教育部，2006），全省補習之風不減反增，有幾個可能的原因：

一、多元入學方案以基本學力測驗成績，做為高中高職與五專聯合登記分發的依據，基本學力測驗無形中變成了新的聯考，不管甄試、申請或登記入學，

都要採計或參酌基本學力測驗成績，學生們無不卯足全力全面衝刺兩次的基本學力測驗，補習準備測驗已成為求勝的必要手段。

二、在甄選入學方面，除了第一階段的基本學力測驗成績外，還要參加第二階段的實驗、口試、小論文、實作、表演或術科等大小考試及申請入學也採

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書面審查。以上所代表的是無數的考試與競爭，學生為了應付不同的入學管道，

除了補一般學科外尚須補習才藝、術科（劉正，2006）。

三、對「一綱多本」教科書的無所適從，更引發參賽者為了因應考試，而產生的各式方法與對策，除了學校課程外，學生另外又要參加補習（林大森、

陳憶芬，2006）。

以上因教改政策的不周延，才得以讓補習之風蔓延。但疑惑的是，補習真的對學業成績有所助益嗎？這是很值得探究的議題。

第二節學生補習動機之探討

近年來有關補習教育的研究不少（林大森、陳憶芬，2006；孫清山、黃毅志，1996；章英華、伊慶春，2001；陳怡靖，2004；葉明芳，2005；劉正，2006）。

教育部（2001）的「台灣地區中等以下各級學校學生學習及生活概況」調查，

及坊間報章雜誌的報導等，均証實學生補習比率頗高，參與課後補習已是普遍的全民運動，至於參與補習背後的動機錯綜復雜，以下將從社會層面，家庭層面，學生層面來探討學生參與補習的根源。

壹、社會層面

一、文憑主義與勞動市場的關係

在台灣的社會裡，教育除了是提高職業、收入的工具外，本身還代表著重要的階層區分（黃毅志、陳怡靖，2005）。章英華、薛承泰、黃毅志（1996）

的研究顯示：高學歷者不但初職高，升遷機會大，現職也就較高，因而得到高收入；即使兩個相同職業、收入的人，高教育者的社會地位仍較高，

而且，最高學歷為高中畢業者的年所得平均高於高職畢業。以上反映的是，

具有較高文憑者較能取得職業上的優勢職位、收入與社會地位。

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文憑或學歷之所以會獲得社會的信賴與尊重，關鍵在於其對工作能力看來具有的代表性（楊國樞、葉啟政，1984）。尤其對於剛步入就業市場的年青人而言，才脫離學生的身份，其工作能力幾乎只能表現在最終的學歷上，而學歷是所能找到最佳的評判指標（王震武，2002）。而高階層的人，

更能協助子女擠進高等教育的窄門，運用不斷的升學取得文憑，來維持其階級優勢（王震武，2002）。根據 2003 年版 E-ICP（東方消費者行銷資料庫）調查顯示，高達 72.4%的青少年認為擁有高學歷將來成功機率才越大，

看出青少年仍不脫升學主義。然現今大家重視的已非文憑或學歷所涉及的知識與技能，而是文憑或學歷本身（黃毅志、陳怡靖，2005；楊國樞、葉啟政，1984），學生升學，追求知識與學問是目標之一，但更重要的是求得較高的文憑，較高的文憑則是要取得較好工作、較高的報酬；政府機關事務官員之升遷、敘薪均以文憑高低核支（林政逸，2003；黃光明，1993），

這也正是造就文憑主義的主要最大原因。

台灣政府機構、民間企業常視學位文憑為人才的指標，公務人員的任用，敘薪制度，文憑均較年資、能力表現來得重要（林政逸，2003；黃光明，1993）；「選罷法」對公職候選人的資格限制，也以學歷為首先的認定標準（王震武，2002）。一般企業在衡量新人錄取的標準上，文憑仍是跨越基本門檻的必要條件（劉正、李錦華，2001）。對剛踏入就業市場的新人而言，較高的學歷絕對是爭取面談、選才的第一必備文件，因為文憑與勞動市場的關係密切，促使補習教育更加蓬勃發展（劉正，2006）。此外，許多研究指出，受教育年數較多者，有較多機會獲得高薪與較好職位（孫清山、

黃毅志，1994；章英華等人，1996；劉正、Sakamoto、楊文山，1996）；高學歷者，即使初職與低學歷者一樣，由於較易升遷，現職仍然較低學歷者高（章英華等人，1996）。

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二、升學主義

今天的台灣仍有許多人將升學競爭、補習風氣歸結為升學主義的作祟

（黃毅志、陳怡靖，2005），並相信「升學主義」源自於「士大夫觀念」（王震武，2002；王震武、林文瑛，1998；簡成熙，1999）。所謂士大夫觀念指的是對技職百工的鄙視、對技術或體力工作的不屑（劉源俊，1995）；＜＜

論語‧ 衛靈公篇＞＞的「君子謀道不謀食。……學也，祿在其中矣。」，宋真宗的＜勸學文＞：「………書中自有黃金屋，………書中自有顏如玉」，即透露出萬般皆下品唯有讀書高的觀念，以學問求取功名，自然就可獲得富貴的思想（王震武，2002）。傳統的士大夫觀念視讀書價值高於一切，讀書人反映一種優越的社會地位、政治實力、經濟利益（王震武，2002）。雖然不少研究將升學主義，賦予不理性、一窩瘋、盲目的註解（王震武、林文瑛，1998），但這可用中國傳統「學而優則仕」，「勞心者治人，勞力者治於人」的士大夫觀念（黃光明，1993）來解讀。在升學的氣氛下，學校教育受升學主義的影響，考試成績成為所有學習的焦點，因此帶給學生龐大壓力；再加上多元入學方案、一綱多本教材的實行，學生必須準備更多才能應付，而透過補習或許也是減壓和提高成績的方法之一。

三、明星學校的期待

近年來政府大肆擴充教育，廣設高中大學，升學機會提升但升學競爭的熱潮卻未見消退，從 80 以後，國中畢業的升學率接近 100%（洪仁進、

簡成熙、徐振邦、朱盈潔，1999；黃毅志、陳怡靖，2005），高中、高職學校的招生數，遠超過每年國中畢業生（簡成熙，1999），也就是國中畢業生只要想升學都有機會，可說升學的機會很大，不過升學競爭為的不只是升學而已，還包括進入好學校，也就是所謂的明星學校的期待（林政逸，2003；

洪仁進、簡成熙、徐振邦、朱盈潔，1999），能否升上好學校關係到未來就業出路，這又形成另一種升學的競爭。因此談明星學校的期待，重點不是有沒有學校可唸，而是要進那一所學校，是公立還是私立？是高中還是高

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職？（黃毅志、陳怡靖，2005）。從教育部民國 80 年大學生入學考試委員會工作報告顯示，全國 20 所公私立明星高中，仍然佔了該年度錄取總數的近半數（簡成熙，1999）；可知在迷信明星學校萬能競相補習下，由單純的升學目的後，轉變為升入出路較好的學校所取代（王家通、吳裕益，1984；

劉正，2006），社會大眾對補習的需求，始終有增無減。

綜合以上觀點，補習行為的產生與蓬勃，絕非只由單一向度可完整說明，

其與文化中求取功名的歷史背景、個人職業、收入、社會地位、政府企業選才制度的標準、教改政策的推波助瀾、及社會大眾認知皆有密切關係。

貳、家庭層面

台灣地區近年來生育率下降所造成的少子化之趨勢，除了可歸因於政府的家庭計畫實施成果外，主要因素還有：未婚、晚婚現象普遍，育兒成本提高，

經濟持續衰退，失業率不斷升高，社會價值觀改變，女性主義興起，女性高學歷化，高齡產婦生育子女數減少的影響（張鈿富，2004；鍾俊文，2004）。而雙薪家庭增多，家庭收入變多，子女數變少，家庭相對較有能力為每一個子女進行充裕的教育投資，而子女參與補習的機會也就大增（劉正，2006）。

許多研究（姜信安，2004；章英華、伊慶春，2001；許綺婷，2002；黃雪萍，2002）指出，國小、國中生的補習，大部分是因為家長的要求，其次才是學生自己的意願，由此看出為人父母渴望子女成功的心境。至於國小階段的補習原因有，期望子女在學業成績上表現更優秀，培養孩子能力和學校課業（楊文彥，2004），另有因家長抽不出時間來教育子女、或因無法與學校放學時間配合（黃雪萍，2002），或擔心學校教育無法設定學生的個別差異，無法個別輔導學習上有困難的學生（盧曉娟，1997）等因素，而要求子女補習；雖有國英數的輔導，但在鋼琴、繪畫、電腦等才藝的培養也不少，而課後的安親照顧更是雙薪家庭上班族的需求，故可知國小階段的補習是屬多元與全方位的培

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育。至於國中階段的補習原因，性質上與國小不同，絕大多為了因應未來升學需要（姜信安，2004；許綺婷，2002；章英華、伊慶春，2001），或學校課程不夠需要另外加強（姜信安，2004；許綺婷，2002），或希望進入明星學校（許綺婷，2002），或受同儕補習影響（姜信安，2004）等因素；而學校往往沒有提供家長所需要的如繪畫、鋼琴、舞蹈等課程，因而導致學生去補習（姜信安 2004），多元入學方案又要求許多特殊才能，使才藝補習的項目變得更多元。

此外，由章英華、伊慶春（2001）的研究中得知參與升學補習的費用並不低，每個月數千元的補習費，有時還需一次繳交整個學期的費用，幾乎不亞於私立學校的學費。因此，是否意謂社會經濟地位較高的家庭才比較能力供其子女補習？或是台灣的父母即使家境不富裕也要硬撐支持子女的升學，換言之就是參不參與補習已無家庭收入高低之區分？這是很值得探討的議題。

參、學生層面

國中生參加課外補習的動機，大致可分為幾個因素，除了因應未來升學需要、順應長輩要求和受同儕影響等原因（姜信安，2004）外，有學生認為學校教師教學態度及方法不得當，或學校未能提供家長對子女教育的需求，因而導致學生去補習（許綺婷，2002）。而補習班老師強調解題的技巧，傳授記憶與背誦的方式，再加上對課程及考題的系統整理，培養出學生強大的「考試能力」

（劉正，2006），也是學生參與補習的主要原因。另外部份原因可能是學生尋求安全感或與同儕之間互相比較的盲從心態；研究指出，學生為了升學或進入理想的學校，在「眾人皆補，我獨無」之下，會去補習來獲得心理上的安全感

（黃光明，1993；楊慧美，2002）；學生們的相互比較影響、不服輸的心態與社會的群體壓力，使得學生產生「你去補，我也要補」的想法。

因此在心態上，前段學生期望補習能確保考上明星學校，中段學生希望藉

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補習迎頭趕上，後段學生則要補安心。現今的基測題目偏難，與在校所學教材的程度落差很大，不但造成成績差的學生需要補習，連明星學校或資優班的學生大多也需要參與補習，才能獲取高分（楊慧美，2002）。就補習科目而言，

許綺婷（2002）、章英華（2004）皆指出，約有五成以上學生在國三時補 3 科，

其次是補2 科，再其次是補 1 科，綜合看來，數學是必補科目，英文、理化則在伯仲之間，而且是在校成績越好的國中生，參與補習的比率越高。

第三節財務資本理論與補習相關研究

在探討台灣補習教育的變遷與學生補習動機之後，接著從相關理論進一步探討補習教育的意義。Coleman（1988）的財務資本指的是家庭透過財富或收入的運用，以利於學生學習，例如家裡有固定的地方可以讀書、提供有助於學習的教材，而財務資本除了表現在有形的物質資源外，其他的教育投資也受父母財力的影響，例如在台灣、日本父母出錢供給子女接受補習教育，就是很重要的財務資本變項（黃毅志、陳怡靖，2005；Stevenson & Baker,1992）。

根據 Stevenson 與 Baker（1992）在日本的研究發現，參與補習越多的高中生升上大學的機會較高。而國內以學科補習檢證財務資本對教育成就影響的研究中，除了李敦義（2006）的發現，參與補習會因入學方式（推薦及申請或聯考及登記分發）與依變項（升普通 vs. 技職體系、升公立 vs. 私立學校）的不同而有不同的效用之外；大部份的研究，補習項數對教育成就有顯著正面影響（林大森、陳憶芬，2006；孫清山、黃毅志，1996；陳怡靖、鄭燿男，2000；

陳順利，2001）。劉正（2006）與江芳盛（2006）則發現國中生補習時間與學業成績為一先升後降的非直線關係，劉正並以邊際效用遞減的定律做解釋，至於為何補習的效用會遞減，劉正並沒做深入的解釋。由此看來，台灣適度的學科補習有助於提升教育成就。

(21)

第四節文化資本理論與相關研究

Bourdieu 是當代文化資本理論最具代表性的人物，其文化資本指的是人們對於上層文化所能掌握的程度，而人們對上層文化掌握越多，生活風格越接近上階層，如談吐氣質、藝文品味越接近上階層，則文化資本越高。Bourdieu 認為上層文化是影響子女學業成功的重要因素，上階層子女有較高的文化資本，

較容易為崇尚上階層文化的教師所喜愛，認為他們比較有氣質、聰明，而給與較多的注意和教學關照，也影響老師打分數，使其獲得高分，進而有利於升學及未來的職位取得，促成代間的階級再製（Bourdieu, 1977,1984）。

Bourdieu 的文化資本，有助於提升教育成就，在國外許多實証研究中得到支持（DiMaggio,1982；Downey,1995；Dumais,2002；Kalmijn & Kraaykamp,1996；

Orr,2003；Wong & Sin,1998）；DiMaggio（1982）對美國高中學生的研究發現顯示，文化資本對數學有顯著正影響，雖然學生文化資本與數學內容無關，不過很可能文化資本較高者，仍得到老師較多關照，而得到高分。不過也有許多研究無法証實文化資本對教育成就有重要影響（De Graaf,1986；Katsillis &

Rubinson,1990；Robinson & Garnier,1985）。國內的研究也有許多無法証實文化資本對教育成就有重要影響（孫清山、黃毅志，1996；陳怡靖、鄭燿男，2000），

推論其原因為：台灣聯考升學篩選機制由於具匿名性還算公平，閱卷者無法根據試卷研判學生的文化資本而影響打分數，故文化資本不易發揮作用。

依Bourdieu 對文化資本的定義，才藝補習屬於文化資本變項，學生經由學習才藝可獲得文化資本，提升自我藝文品味、氣質，受老師喜愛進而有利於學業成績；不過若依Coleman 財務資本的定義，才藝補習也屬於財務資本。在國內外，探討文化資本影響學業成績的研究，常用的文化資本指標有學生聽交響樂、音樂會、參觀藝術表演、博覽會、逛博物館（陳怡靖、鄭燿男，2000；

DiMaggio,1982；Dumais,2002），以及喜愛古典樂、歌劇、藝術等藝文品味（巫有鎰，1999；張善楠、黃毅志 1999；DiMaggio & Mohr,1985）。而以才藝補習

(22)

檢證文化資本對學業成就的研究，國外並不多見；在國內研究中，單以才藝補習檢證學業成績的研究不多，巫有鎰（1999）發現台東小學五年級學生參與才藝班對國語、數學平均成績有正面顯著影響，不過此項研究為時已久。而近年由於多元入學中，才藝表現也納入總分，才藝補習有越來越受大眾重視的趨勢，

是否文化資本論所言，參與才藝補習也會提高學業成績，這也就很值得探究。

第五節背景因素對參與補習影響之研究

壹、父母教育程度

在父母教育程度的影響上，多數研究發現，父母教育程度越高者，子女接受的補習項目越多（江芳盛，2006；林大森、陳憶芬，2006；孫清山、黃毅志，

1996；陳怡靖、鄭燿男，2000）。不過，近年的研究指出，大致而言父母教育程度越高，子女參與補習機率也較高，但研究所以上及國中以下學歷的父母，其子女參與補習機率，卻低於中段學歷家庭的子女，可能原因是教育程度特別高的父母，較願意自己協助解決子女課業上的問題，也可能他們較反對類似填鴨式的補習教育（劉正，2006），這與過去的研究發現大不同。

貳、父親職業

在父親職業的影響上，有些研究發現，父親職業越高，子女參與補習越多

（孫清山、黃毅志，1996；陳怡靖、鄭燿男，2000）。不過，劉正（2006）的研究發現卻是，不論父親是何種類型職業，子女參與補習的機率沒有太大不同。

這可能是劉正所用資料的父親職業階層區辨力不足所致（陳怡靖，2004：351）。

叁、家庭收入

在家庭收入的影響上，有些研究指出，家庭收入越高子女參與補習越多 (林大森、陳憶芬，2006；Stevenson & Baker,1992)。近年的研究有不同的發現，中

(23)

等收入家庭子女補習機率最高，收入特高或特低的家庭則沒什麼差別（劉正，

2006）。

劉正（2006）、林大森與陳憶芬（2006）的研究指出，近年子女參與補習受社經背景（含父母親教育程度、父親職業、家庭收入）影響的階層化現象有減弱趨勢；他們的解釋是，現在補習教育高度普及，不同社經背景者都有許多機會參與補習，社經背景對補習的影響力自然下降。

肆、兄弟姐妹數

從資源稀釋假設（Blake,1985）來看，兄弟姐妹人數多，家庭財務資本會被稀釋，對個人參與補習有負向的影響。孫清山與黃毅志（1996）發現兄弟姐妹人數越多，補習項數越少。巫有鎰（1999）的研究則顯示兄弟比較會搶資源，

兄弟數對資源的稀釋較姐妹來的大，反映出重男輕女的差別待遇。而近年，林大森、陳憶芬（2006）仍發現：兄弟姐妹數對個人參加補習項數有負面影響。

伍、學校所在地區

研究發現，居住地（或學校所在地）都市化程度越高，參與的補習越多（陳怡靖、鄭燿男，2000；劉正，2006；Stevenson & Baker,1992）。孫清山、黃毅志

（1996）的研究發現，出生地都市化程度越高，參與補習班或請家教的機會越高，參加校內課業輔導的機會則越低，這是因為都市化程度越高，參加補習班或請家教的機會越大，取代了參加校內課輔的機會。

陸、性別

早期研究顯示，女性參與補習的機會較男性低（孫清山、黃毅志，1996；

黃毅志，1990；謝小芩，1992），所反映的是，台灣社會重男輕女的性別差異。

最近的研究則指出，男生與女生補習的機會基本上是一樣（林大森、陳憶芬，

(24)

2006；劉正，2006）；這可歸因於性別差別待遇減低，兩性教育機會日趨均等（黃毅志，1995；駱明慶，2001）。

柒、原漢族群

行政院原住民族委員會（2004）的原住民族統計年鑑中指出，原住民家庭在收入、職業，均較漢人為低，而且原住民的失業率較高。在台東，陳順利（2001）

對原漢族群的研究發現，原住民學生的父母大多教育、職業地位、家庭收入較漢人低；加上兄弟姐妹數偏高，使家庭有限資源稀釋的更嚴重，而每個家庭的原住民學生所能分配到的資源就非常有限，這都可能會降低原住民參與補習的機會；此外偏遠地區的補習班、家教班數目相對都市地區稀少，也可能會降低原住民學生參與補習的機會。台東的小六生研究發現也顯示，原住民學生參與才藝與學科補習低於漢人，不過在控制其他背景變項後，原漢學生參與才藝補習並沒差異，然而原住民學生參與學科補習仍低於漢人（巫有鎰，2007）。

(25)

第三章研究方法

第一節研究架構

在本研究架構（因果模型）中，背景變項包含原漢族別、性別、社經背景、

學校所在地區、兄弟姐妹數等，其中社經背景包含父母親教育程度、父親職業及全家收入；中介變項為參與補習，包含參與才藝及學科補習；依變項為學業成績。

自變項中介變項依變項

圖 1 研究架構圖（因果模型）

第二節研究假設

壹、參與補習對學業成績的影響

假設1-1：參與才藝補習項數越多，學業成績越高（巫有鎰，1999）。

假設1-2：參與學科補習項數越多，學業成績越高(林大森、陳憶芬，2006；

陳順利，2001)。

假設1-3：學科補習時數與學業成績兩者之間，為先升後降的非直線關係

（江芳盛，2006；劉正，2006）。

背景變項原漢族群性別社經背景學校所在地區兄弟姐妹數

才藝補習

學科補習

學業成績

(26)

貳、背景變項對參與學科補習項數的影響

先前有些研究在分析背景變項對補習項數之影響時，並未嚴格區分是學科補習或才藝補習，如孫清山與黃毅志（1996），陳怡靖與鄭燿男（2000），不過他們所分析的補習大多仍屬學科補習，而仍可依這些研究發現提出假設。

假設2-1：父親教育程度越高，子女參與學科補習項數越多（巫有鎰，1999；

孫清山、黃毅志，1996；陳怡靖、鄭燿男，2000）。

假設2-2：母親教育程度越高，子女參與學科補習項數越多（孫清山、黃毅志，1996；陳怡靖、鄭燿男，2000）。

假設2-3：父親職業地位越高，子女參與學科補習項數越多（孫清山、黃毅志，1996；陳怡靖、鄭燿男，2000）。

假設2-4：家庭收入越高，子女參與學科補習項數越多（林大森、陳憶芬，

2006）。

假設2-5：兄弟、姊妹數越多，參與學科補習項數越少（巫有鎰，1999；

林大森、陳憶芬，2006；孫清山、黃毅志，1996）。

假設2-6：學校所在地區都市化程度越高，參與學科補習項數越多（孫清山、黃毅志，1996；劉正，2006）。

假設2-7：在控制其他出身背景後，原住民學生學科補習項數低於漢族學生（巫有鎰，2007）。

假設2-8：男女生學科補習項數沒有不同（林大森、陳憶芬，2006；劉正，

2006）。

叁、背景變項對學業成績的直接影響

根據國內外的研究指出：除了補習所代表的財務資本外，出身背景往往透過文化資本、社會資本（含父母教育投入、父母期望、教師期望、同儕抱負）

對學業成績產生顯著正面的影響（巫有鎰，1999，2007；陳建志，1998；陳順

(27)

利，2001；張善楠、黃毅志，1999；黃毅志、陳怡靖，2005；Dumais, 2002；

Orr,2003；Sewell & Hauser,1975），這些資本變項並未納入因果模型，背景變項透過它們而對成績的影響即直接影響。

假設3-1：父親教育程度越高，學業成績越高。

假設3-2：母親教育程度越高，學業成績越高。

假設3-3：父親職業地位越高，學業成績越高。

假設3-4：家庭收入越高，學業成績越高。

假設3-5：兄弟、姐妹數越多，學業成績越低。

假設3-6：原住民學生的學業成績低於漢族學生。

第三節資料來源

本研究是根據台東縣教育局委託台東大學進行調查的「台東縣教育長期追蹤資料庫」之2005 年國二學生與家長問卷資料作分析，此為近年針對台東縣學生的學習狀況與心理健康的大樣本普查，有效樣本為2760 人，對他們進行問卷調查與標準化學科能力測驗（黃毅志、侯松茂、巫有鎰，2005）。本研究所採用的變項以國中二年級學生問卷為主，主要包括：學生背景資料與補習狀況；此外也用到家長卷的變項，包括父母教育程度、父親職業、全家收入。

第四節變項測量

壹、背景變項 1.族群

以父親的族群為據，分為漢人與原住民兩大族群，在迴歸分析時做虛擬變數，以原住民學生為1，漢人學生為 0。

2.性別

(28)

在進行迴歸分析時將性別作虛擬變項，以男生為0，女生為 1。

3.學校所在地區

本研究將台東縣內國中所在地，依都市化程度由低至高，為1 原住民鄉、2 一般非原住民鄉鎮、3 關山鎮、池上鄉、4 台東市（巫有鎰，1999），數值越大代表都市化程度越高。

4.家庭社經地位

（1）父母教育程度：為提高測量精確度，以受訪學生父母問卷所填的為主；

家長未填答，則採用學生所填的父母親教育程度，以提高樣本數（黃毅志，

2000）。為使教育測量合乎迴歸分析，將其轉換成教育年數，如小學6 年、大學 16 年。

（2）父親職業：以受訪學生父母問卷所填的為主；家長未填答，則採用學生所填的問卷。本研究依黃毅志(2003)的職業測量，各項職業類別社經地位高低依序為：1 上層白領（含主管人員、專業人員）、2 基層白領（含半專業人員、

事務工作人員）、3 買賣服務工作人員、4 勞動工人、5 農林漁牧人員，此外也無職業的失業者納入分析。在迴歸分析時對這六類做虛擬變項，以勞動工人做對照組。

5.全家收入

在家長卷中，以家長所勾選的全家每月平均收入為據。嚴格來說，此為順序尺度，每差一個等級，月收入約相差一萬元，數值越大，代表收入越高。

6.兄弟姐妹數

由於兄弟人數對學業成績的負面影響，比姐妹數的負面影響大，這可歸因於仍有重男輕女的現象，兄弟比較會搶資源，兄弟數對資源稀釋的影響比姐妹大（巫有鎰，1999，2007）。因此本研究將兄弟、姊妹數分開計算，分別分析兄弟和姊妹數參與補習對學業成績的影響。

(29)

貳、中介變項 1.才藝補習

依受訪學生勾選，放學後是否參加校外才藝補習，包括電腦班、學樂器、

書法、繪畫及其他。迴歸分析時作虛擬變項，以參加各項才藝補習為1，沒有參加才藝補習為0；另外將參加才藝補習的項數加總，得到參加才藝補習項數，

都沒有為0，最高為 5。

2.學科補習

依受訪學生勾選，放學後是否參加學科補習，包括校內的課業輔導、校外

（主要指補習班）的英語補習、校外學科（如國語、數學…等）補習、請家教。

於迴歸分析時作虛擬變項，以有參加某項學科補習為1，沒有參加學科補習為 0；另外將參加學科補習的項數加總，得到參加學科補習項數，都沒有為 0，最高為4。並測量一個星期參加學科補習時數。

叁、依變項

學業成績：以學生在「2005 年學科基本能力測驗」上，國文、英文、數學三科之標準化測驗成績平均分數做測量。

第五節分析方法

本研究在影響學業成績因果模型引導下，進行量化分析，並依此檢證相關理論假設。所採用的統計方法包括，均數比較分析、百分比交叉分析、迴歸分析與路徑分析。先以雙變項均數比較與百分比交叉分析，比較不同出身背景者在補習項數與學業成績的差異，以及原漢學生在其他背景變項上的差異；並在因果模型的引導下以迴歸方式進行路徑分析，檢證相關假設，找出背景因素對學業成績之影響路徑。根據的是林清山（1991：245-249）與林南（Lin, 1976：

321-326）的傳統路徑分析採用迴歸來進行，現在流行用 SEM。本研究不用 SEM

(30)

（structural equation modeling）做分析，是因為本研究模型中包含族群與性別兩個名義變項，嚴重違反觀察變項必須是常態分佈的預設，也無法轉換成常態分佈的變項；使用 SEM 時，若常態分佈的預設遭到違反，會得到錯誤的結論，

給統計分析帶來嚴重的後果（邱皓政，2005：2.17-2.19）。另外，本研究為了將失業者納入分析，父親職業為多類別變項，而補習時數與學業成績的非直線關係，這用SEM 都不容易處理（邱皓政，2005：2.30）。因此本研究採迴歸分析。

(31)

第四章結果與討論

本研究主要在探究台東縣國中二年級學生在學業成績上的差異，並探討族群透過學科補習與才藝補習影響學業成績的因果機制。首先以百分比次數分佈和均數分析說明各變項的分佈情形，包括受試樣本背景變項的次數分佈，學科補習、才藝補習的參與情形，以及學業成績分佈；接著以均數比較分析及百分比交叉分析作雙變項分析，探討不同背景者在平均才藝補習項數、學科補習項數與學業成績的差異，並探討原、漢學生在其他背景變項、補習變項與學業成績間的差異；最後以迴歸分析的方式，探討背景變項透過學科補習與才藝補習兩類中介變項來影響學業成績之因果機制，並檢證本研究因果模型所涉及的假設。

第一節基本資料分析

壹、背景變項之百分比次數分析

從表1 背景變項之次數百分比中看到：台東縣國中二年級生中原住民學生佔 29.6%，漢人學生佔 70.4%；男生佔 53.8％，女生佔 46.2％；學校所在地區以台東市的學生人數最多(60.5%)，其次是一般非原住民鄉鎮(26.6%)、關山、池上(9.2%)，而原住民鄉的學生人數最少(3.6%)；父親教育程度以高中職者為最多 (42.4%)，其次為國初中(27.4%)、大專以上(17.0%)、國小(12.5%)，而未受教育者人數最少(0.7%)；母親教育程度也以高中職者為最多(42.2%)，其次為國初中 (28.7%)、國小(15.4%)、大專以上(12.4%)，而未受教育者人數最少(1.3%)；父親職業以勞動工人最多(35.2%)，其次分別為買賣服務人員(17.4%)、基層白領 (16.4%)、農林漁牧人員(14.8%)、上層白領(4.5%)，而失業者則佔了 11.8%；至於家庭收入則以月平均收入為 2~5 萬者居多，佔 40.5%，其次分別為 0~2 萬 (27.4%)、5 萬以上(26.8%)，而 10 萬以上者最少(5.3%)；兄弟姐妹數中以擁有兄

(32)

弟數1 個的學生佔多數(46.9%)，其次為 0 個(30.3%)、2 個（17.3％），3 個以上者最少（5.5％）；擁有姐妹數 1 個的學生也佔多數（40.5％），其次為 0 個

（36.5％）、2 個（16.8％），3 個以上者最少（6.2％）。

表 1 背景變項次數百分比

變項名稱樣本數百分比（％）

族群 ^{（1）漢人}_{（2）原住民} 1668

702

70.4 29.6

性別 ^{（1）男生}_{（2）女生} 1481

1271

53.8 46.2 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

99 731 254 1633

3.6 26.6

9.2 60.5

父親教育程度

（1）未受教育

（2）國小

（3）國初中

（4）高中職

（5）大專以上

19 338 737 1141

459

0.7 12.5 27.4 42.4 17.0

母親教育程度

（1）未受教育

（2）國小

（3）國初中

（4）高中職

（5）大專以上

36 414 772 1135

333

1.3 15.4 28.7 42.2 12.4

父親職業

（1）上層白領

（2）基層白領

（3）買賣服務人員

（4）勞動工人

（5）農林漁牧人員

（6）失業者

111 400 424 858 360 287

4.5 16.4 17.4 35.2 14.8 11.8 家庭收入

（1）0～2 萬

（2）2～5 萬

（3）5 萬以上

（4）10 萬以上

611 902 598 118

27.4 40.5 26.8 5.3 兄弟數

（1）0 個

（2）1 個

（3）2 個

（4）3 個以上

823 1272

468 149

30.3 46.9 17.3 5.5 姐妹數

（1）0 個

（2）1 個

（3）2 個

（4）3 個以上

991 1100

455 168

36.5 40.5 16.8 6.2

(33)

貳、中介變項之百分比次數分析

在說明台東縣國中二年級學生的背景變項分佈之後，接下來敘述中介變項的分佈情形。從表2 才藝補習與學科補習之百分比分析中，參與最多的才藝補習項目是到校外樂器班(7.6%)，其餘依序為其他才藝班(3.2%)、校外繪畫班 (1.4%)、校外電腦班(1.3%)，而校外書法班(0.7%)是參與最少的才藝補習項目。

就整體而言，台東縣國中二年級學生參與才藝補習的風氣並不盛。在學科補習上，以參與校內課輔人數最多(46.3%)，其餘依序為校外補英語（26.9％）、校外補學科（國文、數學等）(25.3%)，參與最少的學科補習項目是請家教，只佔 3.5%。

表 2 現在參與各才藝補習與學科補習之百分比次數分佈

電腦班樂器班書法班繪畫班其他才藝才

藝補習

百分比 (％)

1.3 7.6 0.7 1.4 3.2 校內課輔校外補英語校外補學科請家教

學科補習

百分比 (％)

46.3 26.9 25.3 3.5

再者，從表3參與才藝補習與學科補習項數之百分比分佈中發現，台東縣國中二年級學生現在沒有參與才藝補習者為87.5%，明顯高於沒有參與學科補習者 (37.2%)；而參與才藝補習的學生，大多數以參加1項為主，佔11.1%，其餘依序為參與2項(1.3%)，參與3項以上的人數最少（.2％），而學生參與才藝補習的平均數為1.13項；至於參與學科補習的學生，以參與1項的人佔35.2%最多，其餘依序為參加2項（16.5％）、3項（10.6％），參與4項的人數最少（.5％），學生參與學科補習的平均數則為1.62項。

(34)

表 3 現在參與才藝補習與學科補習項數之百分比次數分佈

平均數項數 0 項 1 項 2 項 3 項

才藝補習項

數 ^百分比

(％)

87.5 11.1 1.3 .2

1.13

平均數項數 0 項 1 項 2 項 3 項 4 項

學科補習項

數 ^百分比

(％)

37.2 35.2 16.5 10.6 .5

1.62

綜合上表（2與3）得知，台東縣國中二年級學生現在參與學科補習的百分比數明顯高於參與才藝補習人數，學科補習項數平均數也高於才藝補習許多，顯現台東縣國中二年級之學生與家長，對學科補習的重視較才藝補習高得多。

第二節背景變項、補習行為與學業成績之關連性雙變項分析

壹、背景變項、中介變項的學業成績關連之均數比較分析

由表4 看到，在族群方面，漢人學生參與才藝補習平均項數（.15 項）顯著

（P＜.05）高於原住民學生（.11 項），代表族群與才藝補習平均項數關連性的 Eta 只有.04，這可歸因於不論原漢，才藝補習平均項數都很少；漢人學生參與學科補習平均項數（1.26 項），也顯著高於原住民學生（.57 項），Eta 高達.31；

漢人學生平均學業成績 55.53 分亦顯著高於原住民學生（42.75 分），Eta 高達.31。女生補習才藝、學科平均項數都顯著高於男生，學業成績 54.14 分也顯著高於男生（48.41 分）。

在學校所在地區方面，大致有都市化程度越高，才藝補習、學科補習平均

(35)

項數與學業成績越高的現象。在父母親教育程度方面，大致有父母親教育程度越高，子女參與才藝補習、學科補習平均項數與學業成績越高的現象。在父親職業方面，有父親職業地位越高，才藝補習、學科補習平均項數與學業成績越高的現象，最低的是父親失業者。在家庭收入方面，有家庭收入越高才藝補習、

學科補習平均項數與學業成績越高的現象。在兄弟、姐妹數方面，有兄弟、姐妹數越多參與學科補習平均項數與學業成績越低的現象。

再依才藝、學科補習項數之不同來比較平均學業成績。就才藝補習而言，

大致而言，才藝補習項數越高學業成績越高，Eta 為.18；不過補 3 項者成績不如補2 項者，很可能是補 3 項人數太少（N＝4）所致，而沒有人補 4 項以上。

就學科補習而言，有學科補習項數越多學業成績越高的現象，Eta 高達.52。就補習總項數而言，大致有補越多項學業成績越高，Eta 高達.52；不過補 6 項者成績不如補5 項者，很可能是補 6 項人數太少（N＝4）所致。補習項數與成績的關係，可視為直線關係。

(36)

表 4 背景變項、補習變項與學業成績關連性均數比較分析

才藝補習項數學科補習項數學業成績

依變項

背景變項樣本數

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 1595

659

.15

.11 .04* 1.26

.57 .31* 55.53

42.75 .31*

性別

(1)男生

(2)女生 1481

1271

.12

.17 .06* .97

1.08 .06* 48.41

54.14 .15*

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

87 669 239 1566

.16 .09 .13 .16

.08*

.58 .62 1.04 1.22

.27*

41.00 44.78 48.69 54.79

.25*

父親教育程度

(1)國小以下 (2)國初中 (3)高中職 (4)大專以上

322 692 1074

430

.09 .07 .15 .28

.18*

.62 .78 1.12 1.56

.30*

43.00 44.38 53.01 64.80

.39*

母親教育程度

418 724 1059

317

.08 .08 .15 .35

.21*

.61 .79 1.22 1.58

.31*

42.54 45.09 54.87 65.67

.39*

父親職業

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

107 382 402 806 336 259

.37 .25 .16 .10 .09 .07

.20*

1.59 1.50 1.29 .87 .95 .57

.31*

68.72 61.55 54.92 47.30 48.86 43.70

.36*

家庭收入

(1)0-2 萬 (2)2-5 萬 (3)5 萬以上 (4)10 萬以上

567 866 573 114

.07 .11 .21 .31

.18*

.62 .94 1.50 1.71

.37*

42.66 51.14 59.00 64.81

.36*

兄弟數

(1)0 個 (2)1 個 (3)2 個 (4)3 個以上

776 1191

437 125

.16 .14 .11 .10

.05

1.14 1.08 .82 .59

.16*

54.06 52.30 46.41 38.77

.21*

姐妹數

(1)0 個 (2)1 個 (3)2 個 (4)3 個以上

928 1036

415 151

.16 .14 .11 .13

.05

1.15 1.02 .90 .67

.13*

53.13 51.85 47.69 44.01

.14*

才藝補習項數

(1)0 項 (2)1 項 (3)2 項 (4)3 項

2252 274

33 4

50.01 57.76 70.51 69.17

.18*

學科補習項數

(1)0 項 (2)1 項 (3)2 項 (4)3 項 (5)4 項

928 900 439 283 11

41.79 49.46 61.21 70.68 74.91

.52*

補習總項數

(1)0 項 (2)1 項 (3)2 項 (4)3 項 (5)4 項 (6)5 項 (7)6 項

960 894 493 302 74 16 4

41.64 48.65 58.28 68.85 70.18 84.07 81.00

.52*

說明：*表 p＜.05

(37)

貳、原漢族群與其他背景變項關連之均數比較與百分比交叉分析

依表5 看到，原漢與性別的關連性不顯著。在學校所在地區方面，漢人學生就學台東市的百分比（69.8％），遠高於原住民學生（37.1％），而原住民學生就學一般非原住民鄉鎮（43.2％）、原住民鄉的百分比（10.4％）均高於漢人許多（20.3％和.04％），至於就學關山、池上地區原漢學生的比率則差不多，整體而言，漢人學校所在地區的都市化程度高於原住民，代表族群與就學地區關連的Cramer’sV 高達.38（P＜.05）。在父母教育方面，漢人的父親教育平均年數為 11.31，顯著較原住民父親（9.60）高許多；漢人母親教育平均年數為 10.98，

也顯著較原住民母親（9.00）高許多。在父親職業方面，漢人父親為上層白領

（4.6％），基層白領（21.2％），買賣服務人員（19.9％），農林漁牧人員（15.9

％）的百分比，都高於原住民的父親（分別3.6％、7.0％、10.8％與 14.0％），

但原住民父親為勞動工人的百分比（46.0％），則遠高於漢人學生的百分比（29.8

％），原住民學生父親為失業者（18.6％）的百分比，也遠高於漢人學生的百分比（8.7％）。在家庭收入方面，漢人平均收入為 6.57，顯著較原住民（4.53）高出許多。在兄弟、姐妹平均數方面，原住民之兄弟平均數為1.25 人，顯著高於漢人的兄弟數（.89 人）；原住民之姐妹平均數為 1.15 人，也顯著高於漢人的姐妹數（.85 人）。

(38)

表 5 原漢族群與其他背景變項關連性之百分比交叉分析漢人學生原住民學生

卡方考驗與 Cramer’sV

F 考驗與 Eta 性別 ^{（1）男生}

（2）女生

51.6 % 48.4

48.9 %

51.1 .03 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

0.4%

20.3 9.5 69.8

10.4%

43.2 9.3 37.1

.38*

父親教育平均年數 11.31 9.60 .27*

母親教育平均年數 10.98 9.00 .30*

父親職業

（1）上層白領

（2）基層白領

（3）買賣服務人員

（4）勞動工人

（5）農林漁牧人員

（6）失業者

4.6%

21.2 19.9 29.8 15.9 8.7

3.6%

7.0 10.8 46.0 14.0 18.6

.26*

家庭平均收入 6.57 4.53 .25*

兄弟平均數 .89 1.25 .18*

姐妹平均數 .85 1.15 .15*

說明：*表 p＜.05

參、原漢族群和參與各項學科補習百分比之關連性分析

本研究不說明原漢參與才藝補習差異的原因是，參與才藝補習的人數很少，原漢與參與才藝補習項數的關連性Eta 值只有.04（見表 4），且才藝補習項數對學業成績的影響不顯著（見表8）。

從表6 看到，原漢族群與各個學科補習變項、補習總時數的關連都達到顯著。就各項學科補習而言，漢人參與校內課輔佔 51.5％，略高於原住民（38.9

％）；漢人參與校外補英文佔36.2％，遠高於原住民（9.3％）；此外，漢人有34.1

％，參與校外學科補習，亦遠高於原住民（7.4％）；在請家教方面，原漢族群參與的百分比都很低，漢人有4.5％，略高於原住民（1.3％）。在補習時數方面，

漢人一週補習平均時數為5.08 小時，遠高於原住民（3.11 小時）。

(39)

表 6 原漢族群與中介變項關連之百分比交叉及均數比較分析表族群

變項名稱漢人學生原住民學生卡方考驗與Cramer’sV

F 考驗與 Eta

學科補習

(1)校內課輔 (2)校外補英文 (3)校外補學科 (4)請家教

51.5%

36.2 34.1 4.5

38.9%

9.3 7.4 1.3

.12*

.27*

.28*

.08*

每週學科補習

平均時數 5.08 3.11 .20*

說明：*表 p＜.05

肆、原漢以外其他背景變項與參與各項學科補習百分比之關連性分析

從表4 可看到原漢以外其他背景變項與才藝補習項數的關連（Eta）不高，

本節也就只對其他背景變項與參與各項學科補習的百分比之關連性做分析。由表7 得知，除了性別與參與校外補英文，校外補學科與請家教，以及姐妹數在校內課輔與請家教的關連未達顯著（p＜.05），而不對這些關連性多做說明外，

其他背景變項在各項學科補習變項的關連性都達顯著。在性別方面，女生現在參與學科補習百分比（67.4％）高於男生（59.1％）；女生參與校內課輔（53.8

％），也高於男生（39.9％）不少；女生參與學科補習的百分比比男生高，是女生參與校內課輔百分比高出男生不少所致。

在學校所在地區方面，以居住台東市學生現在參與學科補習比率（69.2％）

最高，其餘依序為關山、池上（61.5％）、原住民鄉（56.6％），最低的是一般非原住民鄉鎮（50.2％），Cramer’s V 為.17，大致而言，有都市化程度越高，

參與學科補習百分比越高的現象。在校內課輔方面，以原住民鄉學生參與的比率（51.5％）最高，其餘依序為台東市（47.8％）、關山、池上（47.6％），最低的是一般非原住民鄉鎮（42.0％），Cramer’s V 只有.06，大致有都市化程度越高，參與校內課輔越高的現象，不過都市化程度最低的原住民鄉，在參與校內課輔比率卻是最高。在校外補英文方面，以台東市學生參與的比率（34.7％）

(40)

最高，其餘依序為關山、池上（33.2％）、一般非原住民鄉鎮（10.3％），最低的是原住民鄉（2.0％），有都市化程度越高參與校外補英文越高的現象，Cramer’s V 達.26；在校外補學科方面，以台東市學生參與的比率（34.2％）最高，其餘依序為關山、池上（22.4％）、一般非原住民鄉鎮（8.9％），最低的是原住民鄉（2.0％），有都市化程度越高參與校外補學科越高的現象，Cramer’s V 達.27；

在請家教方面，以台東市學生參與的比率（5.1％）最高，其餘依序為原住民鄉

（2.0％）、一般非原住民鄉鎮（1.1％），最低的是關山、池上（.8％），Cramer’s V 為.11。在學校所在地區與參與學科補習百分比關連，主要是校外補英文、校外補學科的Cramer’s V 值較高造成的。

在父母親教育程度方面，父、母親教育程度越高，子女參與學科補習，參與校內課輔、校外補英文、校外補學科、請家教百分比都越高。至於父母親教育程度與各個補習變項的Cramer’s V 值，校外補英文、校外補學科較高，都在.3 左右；請家教方面則較低，父親教育程度與請家教的Cramer’s V 值為.12，母親教育程度與請家教的Cramer’s V 值為.10；而校內課輔方面又更低，父親教育程與校內課輔的Cramer’s V 值只有.06，母親教育程度與校內課輔的 Cramer’s V 值也只有.07；父、母親教育程度在參與學科補習項數的 Cramer’s V 值不低（.19 和.21），主要是由於校外補英文、校外補學科的 Cramer’s V 值較高造成的。

在父親職業方面，大致而言，有父親職業地位越高，子女參與學科補習、

校內課輔、校外補英文、校外補學科百分比越高的現象。唯一例外的是，社經地位較低的農林漁牧人員的子女，參與學科補習、校內課輔、校外補英文、請家教的百分比，反而高於社經地位較高的勞動工人的子女。至於失業者，除了請家教外，參與校內課輔、校外補英文、校外補學科的百分比都比其他有職業者低。至於父親職業與各個補習變項的Cramer’s V 值，校外補英文、校外補學科較高，分別為.28 和.29；請家教方面則較低，Cramer’s V 值為.14；而校內課

(41)

輔方面又更低，Cramer’s V 值為.10；父親職業與參與學科補習百分比關連的 Cramer’s V 值不低，達.23，主要是由於校外補英文、校外補學科的 Cramer’s V 值較高造成的。

在家庭收入方面，有家庭收入越高，子女參與各項學科補習百分比越高的現象。唯一例外的是，家庭收入5 萬以上的子女，請家教百分比（7.2％）最高。

至於家庭收入與各個補習變項的Cramer’s V 值，校外補英文、校外補學科均高達.34；請家教方面則較低，家庭收入與請家教的 Cramer’s V 值為.15；而校內課輔方面又更低，家庭收入與校內課輔的Cramer’s V 值為.10；家庭收入在參與學科補習百分比關連的Cramer’s V 值不低，達.26，主要是由於校外補英文、校外補學科的Cramer’s V 值較高造成的。

在兄弟數方面，有兄弟數越少，參與學科補習與參與各項學科補習的百分比越高的現象。唯一例外的是，兄弟數1 個者，參與校內課輔百分比（49.1％），

高於沒有兄弟者（45.9％）。至於兄弟數與各個補習變項的 Cramer’s V 值，校內課輔、請家教的Cramer’s V 值較低，只有.06 和.08；而兄弟數與校外補英文、

校外補學科的Cramer’s V 值也不高，為.11 和.12。

在姐妹數方面，有姐妹數越少，參與學科補習與參與各項學科補習的百分比越高的現象。唯一例外的是，姐妹數3 個以上者，參與學科補習百分比（59.4

％），略高於姐妹數2 個者（58.5％）。至於姐妹數與各個補習變項的 Cramer’s V 值，校外補英文、校外補學科的 Cramer’s V 值不高（.10 和.08）。

綜合表7 可歸納為，在性別方面，女生參與學科補習、校內課輔百分比高於男生。在學校所在地區方面，大致有都市化程度越高參與學科補習、校內課輔、校外補英文越高的現象。在社經地位方面，大致有父母教育程度越高、父親職業地位越高、家庭收入越高，子女參與各項學科補習百分比越高的現象。

大致有兄弟、姐妹數越少，參與學科補習與參與各項學科補習的百分比也越高

(42)

的情形。

表 7 原漢以外其他背景變項與各項學科補習參與關連性百分比分析參與各項學科補習百分比現在參與學科

補習百分比校內課輔校外補英文校外補學科請家教

卡方考驗與 Cramer’sV

性別 (1)男生

(2)女生 59.1％

67.4 ^.09*

39.9％

53.8 ^.14*

27.4％

26.4 ^.01

26.1％

24.3 ^.02

3.6％

3.5 ^.00

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

56.6 50.2 61.5 69.2

.17*

51.5 42.0 47.6 47.8

.06*

2.0 10.3 33.2 34.7

.26*

2.0 8.9 22.4 34.2

.27*

2.0 1.1 .8 5.1

.11*

父親教育程度

51.6 55.4 66.0 80.4

.19*

42.1 45.1 47.8 51.4

.06*

9.8 16.1 31.6 48.4

.28*

9.8 14.3 29.2 47.9

.29*

.6 2.2 3.7 7.8

.12*

母親教育程度

49.9 55.3 70.3 79.8

.21*

41.2 44.7 49.6 50.0

.07*

11.1 16.2 34.2 53.0

.30*

7.5 16.3 32.9 48.5

.29*

1.5 1.8 4.8 6.9

.10*

父親職業

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

84.7 80.5 71.9 58.3 62.8 45.8

.23*

57.7 51.5 46.7 46.2 51.3 37.1

.10*

51.4 46.3 37.3 20.1 23.8 10.5

.28*

44.1 44.0 38.9 19.3 17.6 7.3

.29*

6.3 8.3 5.7 1.5 1.7 2.1

.14*

家庭收入

(1)0-2 萬 (2)2-5 萬 (3)5 萬以上 (4)10 萬以上

48.4 62.4 79.1 83.9

.26*

41.1 48.3 52.2 57.6

.10*

10.4 23.5 45.8 58.5

.34*

8.7 21.0 45.3 50.0

.34*

1.3 1.6 7.2 5.1

.15*

兄弟數

(1)0 個 (2)1 個 (3)2 個 (4)3 個以上

66.2 65.8 55.5 40.0

.10*

45.9 49.1 42.7 32.5

.06*

31.5 28.9 20.2 2.5

.11*

31.3 26.5 17.2 10.0

.12*

5.6 3.2 1.7 .0

.08*

姐妹數

(1)0 個 (2)1 個 (3)2 個 (4)3 個以上

67.2 63.1 58.5 59.4

.07*

48.0 46.1 44.4 50.0

.03

32.6 26.9 21.9 12.5

.10*

29.6 25.4 21.4 12.5

.08*

4.3 3.9 2.2 3.1

.04

說明：*表 p＜.05

國立台東大學教育學系(所) 教育研究碩士班