及對父母為老師之效果的綜合影響。由前文可知，在未考慮其他因素下，父母為 老師對子女 IRT 之效果，分別為 0.6271 與 0.6882，欄 1 表示家庭背景及子女個 人特徵變數對子女 IRT 及對父母為老師之效果的綜合影響，在控制其他變數之 下，父親為老師對子女 IRT 之效果減少為 0.2442，而母親為老師對子女 IRT 之效 果則減少為 0.0946，且母親為老師之效果在 95%的顯著水準下變得不再顯著；若 僅考慮家庭背景及親子之間的互動模式等變數對子女 IRT 及對父母為老師之效 果的綜合影響，由欄 2 可看出，在控制其他變數之下，父親為老師對子女 IRT 之效果減少為 0.2441，而母親為老師對子女 IRT 之效果則減少為 0.1207；另外，
在考慮子女個人特徵及親子互動變數對子女 IRT 及對父母為老師之效果的綜合
影響的分析中，由欄 3 可看出，父親為老師對子女 IRT 之效果為 0.5103，而母親 為老師對子女 IRT 之效果為 0.4252，雖然父母親為老師之效果皆下降，但下降之 幅度遠少於上述兩種情況下，從上述之分析中可以發現，在加入家庭背景因素 後，父親為老師及母親為老師對子女學業表現之效果會有很大的變動，而在不考 慮家庭背景因素下，父親為老師及母親為老師之效果變動的幅度較小，因此我們 可以推論，相較於子女個人特徵與親子互動等因素，家庭背景會對父母為老師的 效果有較大的影響，對子女學習表現的幫助主要是來自不同的家庭背景，特別是 父母的教育程度。
在 Kan and Tsai (2005)的文章中曾提到，父母對子女的教養方式可能為內 生，當忽略了某一個會同時影響子女的學習表現以及父母對子女的教養方式的因 素時（如子女的能力），內生性誤差即會產生，估計結果會因此產生偏誤，然而，
在過去的文獻資料中，關於父母教養的內生性問題卻很少被提出說明，因此，
Kan and Tsai 採用了 GMM 估計方法，在沒有明確指出會造成問題之變數為何的 情況下，來處理父母教養方式之內生性的問題。另外，McFarlin (2007)亦提到若 忽略了某個同時與子女學習表現以及父母教學狀況相關之變數時，估計出之父母 從事教職的效果即會產生偏差，然而，經由估計結果發現，此隱含之變數與父母 教學狀況的相關性並不大，除了內生性的問題之外，McFarlin 亦提出父母從事教 職會存在 self-selection 的問題，因此，McFarlin 選擇使用母親對傳統家庭觀念的 態度以及母親是否為 caring labor（如護士或社工）等變數來減輕 self-selection 的 問題。
在上述兩篇文章中，內生性問題分別會影響到父母教養方式(Kan and Tsai (2005))以及父母教學狀況(McFarlin (2007))對子女學習表現的絕對效果，而在本 文中，我們關心的是相對的效果，所以，會對該兩篇研究之估計結果造成偏差的 內生性問題，並不必然會使我們的估計結果產生偏差，亦即，即使父母是否從事 教職或父母的稱讚與處罰等的內生性問題使得估計的絕對效果產生偏誤，也不一 定會對我們要估計的“相對效果＂產生偏差，因此，為了檢視此潛在的內生性影
響，我們利用 Kan and Tsai 所提出之忽略“能力＂可能產生內生性問題的想法為 例，並選擇子女國一之數學分析能力估算值為子女的能力指標，來分析比較加入 父母的稱讚或處罰之變數後，父母教職效果相對的差異，以檢視內生性的影響程 度。
從我們的估計結果中可以發現，在不考慮其他因素的情況下，父母為老師的 效果分別為 0.6271 與 0.6882，而在加入當子女有好的行為表現時，父母是否會 稱讚或獎勵他的因素後，父母為老師的效果分別會下降 5.2%及 6.7%，另一方面，
在考慮了子女的能力指標（子女國一之數學分析能力估算值）之下，父母為老師 的效果分別為 0.2764 與 0.2258，加入父母稱讚或獎勵他的因素後，父母為老師 的效果分別下降了 3.1%及 5.5%，與未考慮子女能力指標時父母從事教職之相對 效果的差異並不大；相同的，在考慮當子女有不好的行為表現時，父母是否會責 罵或處罰他方面，父母為老師的效果分別下降 0.3%及 2.1%，而在考慮子女的能 力指標後，加入父母責罵的因素後，父母為老師的效果分別下降-1.1%與 2.7%，
與未考慮子女能力指標時父母從事教職的相對效果一樣沒有太大的差異。
根據 Kan and Tsai (2005)的文章指出，父母的獎勵與懲罰可能為內生，當我 們忽略某個變數如子女的能力時，估計結果會因此產生偏誤，但由上述之估計結 果顯示，不論是否考慮子女的能力指標（子女國一之數學分析能力估算值），加 入父母獎勵或懲罰的條件後，父母從事教職的相對效果並不會有太大的差異，由 於本文主要關心的部份是各變數對父母教職效果的影響，因此，在父母從事教職 之相對效果沒有太大的差異之下，對於父母教職效果與獎勵及懲罰等的內生性問 題，我們未深入地作探討與分析。
七、結論
在過去關於子女教育成就的研究中皆發現家庭背景與子女個人特徵如父母 的社經地位、子女性別與手足數目等會顯著的影響子女的教育成就，而在人力資 本投資方面，家庭是人力資本投資的重要決策單位，因此教育投資深受家庭背景 與結構的影響，一般而言，父母對子女的教育投資愈多，子女的教育成就通常也 會愈大。然而，除了家庭背景與子女個人特徵外，親子之間的互動程度亦是影響 子女教育成就的重要因素之一。在前文中我們提到在不同的家庭背景下，父母的 行為選擇會有所差異（如教養方式、居住地選擇、學校選擇等），而這些不同的 選擇差異，會進一步決定父母對子女的投資選擇，因而影響子女的教育成就，因 此，家庭背景等因素不僅會直接影響子女的教育成就，更會間接地透過父母的行 為選擇而對子女的教育成就造成影響。
在其他條件相似的家庭中，不同職業的父母會對子女學業表現造成不同的影 響，但影響程度的大小，不僅受到職業本身效果的影響，亦會受到因職業不同而 使父母對於與子女之互動選擇不同的行為時（如管教方式的差異、對子女學業的 關心程度、與學校的互動等）所產生之效果的影響，因此本文假定親子間互動之 因素對父母職業的效果應會造成較大的變化，本文針對從事教職之父母，分析比 較其子女的學習表現外，更進一步討論家庭背景（如是否領有教育補助、父母學 歷、家庭所得等）、子女的個人特徵（如性別、健康狀況、每週花在課業上的時 間等）以及親子間之互動(如對子女教養方式、家庭對學齡子女課業之協助等）
對父母從事教職之效果所造成的影響。
在完全考慮家庭背景、子女的個人特徵以及親子間之互動對子女學業表現之 影響方面，除了父母職業為老師（尤其是母親為老師）及父母的教育程度對子女 學業表現有正向顯著的影響外，父母的年齡愈大、婚姻狀況為已婚者，子女的學 業表現也會愈佳，而家庭中子女數愈多、出生排序愈後面或祖父教育程度愈高，
子女的學業表現則會愈差；另外，男生的學業表現會顯著地比女生的學業表現
差，每週用於課業上之時間愈多，學業表現愈好，相反地，每週用於課業外活動 之時間愈長，學業表現則愈差；在親子互動方面，當子女有好的行為表現時，父 母的讚美與鼓勵會存在正向顯著的效果，而當子女有不好的行為表現時，父母的 責罵或懲罰則會存在負向的效果，另外，而父親陪伴的時間愈長，子女學業表現 反而愈差，母親陪伴效果則相反，而父母關心子女功課次數愈密集，子女學業表 現必然也會比較好，在教學支援方面，需要教但家人沒時間或沒能力教者，學業 表現會較差，補習費用支出愈多，學業表現則會愈好12。
另外，與 McFarlin (2007)發現之結果不同（相較於母親的能力、家庭背景與 對家庭的態度，考慮母親對子女認知發展過程中的刺激與鼓勵及情感上的支持 後，對於母親為老師的效果會有較大的影響），由我們的回歸分析中可發現，在 考慮家庭背景因素後，父母為老師對子女學業表現之效果會出現明顯的變化，而 在不考慮家庭背景因素下，父親為老師及母親為老師之效果變動的幅度較小，也 就是說，雖然親子互動變數與子女個人特徵等因素對父母的教職效果有影響，但 這些因素的影響程度，皆沒有家庭背景之影響程度來的明顯，且在造成如此顯著 變化的因素中，尤其以父母的教育程度影響最大，而親子互動變數對父母為老師 之效果所造成的變化卻遠小於家庭背景因素對父母為老師之效果所帶來的變化。
12 本文在分析過程中並未加入學生之加權數值合併分析，因此，此估計結果只適用於本文所使 用之樣本群，不宜以此推論至全國性之普遍現象。
參考文獻
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Ping-Yin Kuan、Meng-Li Yang (2007), “Educational Achievement and Family
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