女性自殺率之圖解狀況

國

立 政 治 大 學

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N a tio na

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移 至

XX

_m^O

( YP

₂^O

)

， 使 得 老 年 世 代 的 均 衡 自 殺 率 僅 出 現 從

x

₁^O*上 升 至

x

₂^O*的 水 準。因此，在經濟狀況發生惡化，導致社會恆常所得從

YP

₀^j降至

YP

₂^j的水準 後，不同世代的均衡自殺率則出現

x

₆^M*>

x

₂^O*>

x 的結果，且青年世代與老

₆^Y* 年世代均衡自殺率的差距 (

x

₂^O* 

x

₆^Y*) 出現逐漸縮小的情況。

3.4.3. 女性自殺率之圖解狀況

從表 10 的 Quandt-Andrews 檢定結果得知，在 1989 至 2009 年期間，

日本三個不同世代的女性，包括：青年 (25 至 44 歲)、中年 (45 至 64 歲) 以及老年 (65 歲以上) 的自殺率資料，都呈現無顯著的結構轉變。雖然如 此，但仍可以透過圖 17 發現，1998 年也是日本不同世代女性自殺率的結 構轉變年代；其特性如下：第一，日本三個不同世代的女性自殺率，在 1998 年雖無出現顯著位移效果，但仍出現小幅上升的情況。第二，從年度自殺 率資料來看，高低順序仍持續為：老年世代最高、中年世代居次、青年世 代最低。最後，三個不同世代的女性自殺率差距有逐年縮小的趨勢。因此，

為了說明以上三個女性自殺率的特點，透過圖解說明日本不同世代的女性 潛在自殺率與實際自殺率之間，均衡自殺率的動態調整過程，如圖 18 的 (^ˆ,

x ) 平面所示，以作為解釋圖 17 的三點特性。

^*

在其他條件不變下，假設不同世代 j 都面對相同的社會年齡水準

a

₀； 其中，

j  O

代表老年世代、

j  M

代表中年世代、

j  Y

代表青年世代。

在不同世代具有不同社會恆常所得

YP

₀^j情況下，三個不同世代女性 (w) 有 關 「 自 殺 風 氣 」 的 潛 在 自 殺 率 之 描 述 分 別 為

XX

^Y_w

( YP

₀^Y

)

、

XX

_w^M

( YP

₀^M

)

以 及

) (

₀^O

O w

YP

XX

曲 線 。 假 設 老 年 、 中 年 以 及 青 年 世 代 初 始 的 社 會 均 衡 自 殺 率 分 別為

x

₁^O*、

x

₁^M*以及

x

₁^Y*，並符合

x

₁^O*>

x

₁^M*>

x

₁^Y*之特性。若經濟狀況發生惡化，

導致社會恆常所得從

YP

₀^j降至

YP

₁^j後仍繼續下降至

YP

₂^j。此時，代表不同世 代的潛在自殺率 XX 曲線會變動外，均衡自殺率也會隨之改變。

在圖 18 的說明中，代表青年世代的 XX 曲線，從

XX

^Y_w

( YP

₀^Y

)

移至

‧ 國

立 政 治 大 學

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58 資料來源 ： WHO Mortality Database。

圖 17 不同年齡層日本女性自殺率趨勢圖 (1989–2009 年)

圖 18 社會恆常所得下降對不同年齡男性自殺率影響

) (

₂^Y

Y w

YP

XX

，均衡自殺率則從

x

₁^Y*小幅上升至

x

₂^Y*；代表中年世代的 XX 曲線，

從

XX

_w^M

( YP

₀^M

)

移至

XX

_w^M

( YP

₂^M

)

，均衡自殺率從

x

₁^M*小幅上升至

x

₂^M*；而代表 老年世代的 XX 曲線，從

XX

_w^O

( YP

₀^O

)

移至

XX

_w^O

( YP

₂^O

)

，均衡自殺率則僅從

x

₁^O* 小幅上升至

x

₂^O*。而不同世代的均衡自殺率，雖然仍呈現

x

₂^O*>

x

₂^M*>

x

₂^Y*的結 果，但青年世代分別與老年世代及中年世代的均衡自殺率差距 (

x

₂^O*

 x

₂^Y*)、

(

x

₂^M*

 x

₂^Y*) 則有逐漸縮小的現象。

3.5 小結

5 10 15 20 25 30 35 40

1989 1993 1997 2001 2005 2009

自殺率

時間

青年世代 中年世代 老年世代

‧ 國

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59

本章首先透過檢定方法針對 OECD 成員國與臺灣的自殺率資料，檢 驗 34 個 OECD 成員國與臺灣的自殺率是否存在如日本自殺率的位移與持 續 性 現 象 ； 結 果 發 現 ， 在 短 期 、 中 期 與 長 期 的 不 同 選 樣 區 間 中 ， 共 有 9 個 國 家 的 自 殺 率 具 有 位 移 與 持 續 性 現 象 ， 顯 示 這 樣 特 殊 的 現 象 並 非 僅 存 在某一個單獨國家或區域而已。

其次，在 Hamermesh-Soss 模型架構下，本章結合社會學認為自殺會 受 到 個 人 及 社 會 環 境 影 響 的 概 念 ， 從 社 會 態 度 或 氛 圍 的 角 度 ， 提 出 一 個 解 釋 自 殺 率 產 生 位 移 與 持 續 性 現 象 的 社 會 風 俗 模 型 。 與 傳 統 理 論 模 型 的 最 大 不 同 點 ， 在 於 結 合 經 濟 學 與 社 會 學 研 究 自 殺 議 題 的 精 神 ， 將 社 會 態 度 氛 圍 的 概 念 納 入 後 發 現 ， 影 響 個 人 自 殺 的 因 素 將 不 僅 只 有 個 人 的 經 濟 條 件 ， 社 會 整 體 自 殺 率 或 自 殺 人 數 也 扮 演 相 當 重 要 的 角 色 。 結 果 發 現 ， 在 多 重 均 衡 自 殺 率 中 ， 假 設 傳 統 純 樸 社 會 是 一 個 大 家 都 認 為 自 殺 是 不 好 的 行 為 ， 如 果 社 會 遵 守 道 德 規 範 的 人 越 多 ， 群 求 自 殺 所 需 承 受 的 社 會 壓 力 與 心 理 成 本 越 大 ， 此 時 的 個 人 自 殺 機 率 與 社 會 自 殺 率 將 會 在 一 個 相 對

“ 好 ” 的 低 水 準 。 相 反 地 ， 若 社 會 經 濟 變 數 發 生 惡 化 ， 使 得 自 殺 率 出 現 增 加 ， 加 上 社 會 多 數 同 儕 遵 守 道 德 規 範 的 人 減 少 至 出 現 自 殺 是 一 種 無 所 謂 的 社 會 態 度 氛 圍 時 ， 個 人 對 自 殺 的 心 理 壓 力 會 大 大 降 低 ， 甚 至 導 致 均 衡 自 殺 率 出 現 移 往 一 個 相 對 “ 壞 ” 的 高 水 準 。 此 時 ， 儘 管 社 會 經 濟 變 數 好 轉 ， 但 是 自 殺 率 將 無 法 回 到 原 先 相 對 “ 好 ” 的 低 水 準 ， 如 同 日 本 自 殺 率呈現的位移及持續性現象。

最後，透過日本在 1989 至 2009 年期間，在短期、中期與長期的不同 選樣區間下，針對不同性別、不同年齡層的自殺率進行位移與持續效果檢 驗，並運用社會風俗模型的圖解作說明。結果發現，日本女性自殺率不論 是青年、中年或老年世代，皆無明顯的位移現象。日本男性自殺率方面，

除了老年世代呈現不顯著的位移效果外，青年世代在短期與長期的選樣區 間，中年世代則是在短期、中期與長期選樣區間的自殺率，呈現顯著的位 移與持續性現象。這樣的結果顯示，不同族群對於自殺行為的認知，可能 具有不同的社會氛圍而導致自殺率呈現位移與持續性現象。

‧

及社會科學探討此現象成因之文獻的不足，本章從 Hamermesh-Soss 模型 架構出發，提出影響不同性別在自殺率產生差異的可能因素。 殺的機率也將隨之下降。因此，在 Hamermesh-Soss 模型架構下，本節將 探討預期壽命長短與自殺率高低之間的關係。假設個人在年齡 a 、恆常所 所得和預期終生效用現值呈現正相關；這部份與 Hamermesh-Soss 模型的 結論相同。而第(31)式則表示，預期壽命和預期終生效用現值是呈現正向 關係，亦即個人對自己未來壽命有較高之預期時，預期終生效用現值會隨 之上升。當個人預期終生效用現值與個人生存意志臨界值



之和為零，代

在文檔中 自殺的經濟分析 - 政大學術集成 (頁 67-70)