第五章、 實證結果
第二節、 實證結果分析
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第二節、實證結果分析
本節分為兩部分，於第一部分分析我國總體景氣波動對總生育率與不同年齡別 生育率的影響效果。接著，於第二部分分析我國總體景氣波動是否對總生育率與不 同年齡別生育率有對稱性之迴歸估計結果。
一、總體景氣波動影響我國生育率之實證結果分析
本研究利用臺灣 1964 年至 2009 年之總體時間序列資料，以失業率做為總體景 氣波動之指標變數，加入女性勞動參與率、婦女有偶比例、女性高等教育程度、社 會福利支出、都市化程度及家庭計畫實施前後虛擬變數，對我國總生育率與年齡別 生育率做迴歸分析，探討我國景氣循環及其他總體變數對生育率的影響效果及其影 響方向。
首先，本研究於模型一僅放入失業率一個解釋變數，單獨探討各期間景氣循環 對總生育率的影響程度及方向，於模型二加入其他總體變數資料，於模型三中，將 代表家庭計畫虛擬變數代入迴歸模型，期望能更完整地探討總體變數與政府政策對 我國生育率之影響效果。由於本研究受到女性高等教育程度時間資料限制，因此，
該資料另外與其他總體變數以 1976 年至 2009 年的時間序列資料進行迴歸分析。迴 歸估計結果顯示於表 6 中，比較 1964 年至 2009 年與 1976 年至 2009 年各總體變數 對總生育率之影響程度與推行家庭計畫對生育率影響之顯著程度。
可由表 6 中可以觀察到我國失業率與總生育率呈現顯著的負相關，即失業率下 降，生育率會隨之上升，反之亦然，亦可從圖 9 觀察到去除時間趨勢後我國失業率 偏離比率與總生育率偏離比率呈反向趨勢，景氣越趨衰退時 (其失業率偏離比率為 正數) 生育率之變動率會下降，景氣越趨繁榮時 (其失業率偏離比率為負數) 生育 率之變動率會上升，換言之，總體景氣波動對生育率有顯著的影響效果，顯示我國 總體景氣波動與生育率成順循環關係，此結果與 Sliver (1965)、Ben-Porath (1973)、
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Adsera (2004)與 Adsera and Menendez (2010) 之實證結果相符
表 6：總體景氣波動影響我國總生育率之兩期間實證結果
變數 1964-2009 1964-2009 1964-2009 1976-2009 1976-2009 模型一 模型二 模型三 模型二 模型三 常數項 -0.001424 -0.001237 -0.00024 -0.000886 0.000347
(-0.172166) (-0.206756) (-0.021473) (-0.202523) (-0.040424) 失業率 -0.085582*** -0.086039*** -0.085539*** -0.095394** -0.094214**
(-3.330722) (-3.181221) (-3.120851) (-2.681760) (-2.638395) 女性勞動參與率 -0.777129*** -0.775252*** -1.326444** -1.323291**
(-3.829851) (-3.853862) (-2.568828) (-2.560151) 女性有偶比例 3.457762** 3.387988** 1.976275 2.067248
(2.364435) (2.124524) (0.558720) (0.546190) 社會福利支出 0.135646** 0.135363** 0.182337** 0.180488**
(2.239556) (2.243530) (2.621690) (2.566406) 都市化程度 -0.210652*** -0.211313*** -0.174111*** -0.176767***
(-3.507235) (-3.570145) (-2.791170) (-2.920053) 女性高等教育程度 -0.3735638* -0.371618*
(-1.895976) (-1.841341) 家庭計畫 -0.001989 -0.002873
(-0.154766) (-0.224330) 樣本數 46 46 46 34 34
調整後
R
2 0.09803 0.354923 0.338805 0.423324 0.402011 F 統計量 5.890805** 5.951833*** 4.843098*** 5.037418*** 4.169286***註：1.迴歸係數之估計結果皆使用 Newey and West (1987) 修正自我相關問題。
2.*、**、***表示在 10%、5%、1%顯著水準下拒絕虛無假設。
3.括弧內為 t 統計量。
4.以上變數除家庭計畫外，皆經過 H-P filter 處理過後並估出其偏離比率之變數資料。
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比較模型一、模型二及模型三之迴歸估計結果，分析失業率之係數值，1964 年至 2009 年期間內加入其他總體變數後，影響生育率之效果只有些微變動，顯示 出加入其他總體變數對失業率解釋力的影響微弱。其他顯著影響生育率的總體變數 有女性勞動參與率與都市化程度，在 1%的顯著水準下拒絕虛無假設，與生育率呈 負向相關。換句話說，女性勞動參與率提高與都市化程度越高，則生育率會下降。
而其他顯著影響生育率的總體變數尚有婦女有偶比例與社會福利支出，在 5%的顯 著水準下拒絕虛無假設，與生育率呈正向相關。換言之，婦女有偶比例逐年降低，
是影響生育率下降的因素，而社會福利支出的增加對提高生育率有正向的影響。模 型三加入家庭計畫虛擬變數，探討家庭計畫推行與否對生育率的影響效果，實證結 果顯示，推行家庭計畫對生育率影響效果不顯著，且由各變數係數可得知家庭計畫 虛擬變數對其他解釋變數的影響效果無太大的影響。
資料來源：行政院主計處、內政部戶政司。
圖 9：臺灣我國失業率與總生育率趨勢圖(去除時間趨勢) (1964-2009)
-0.4 -0.3 -0.2 -0.1 0 0.1 0.2 0.3 0.4 0.5 0.6
0.7 失業率 生育率
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常數項 -0.001049 -0.005263 -0.001432 -0.001577 -0.003026 -0.000239 0.019342 (-0.111824) (-0.305252) (-0.161409) (-0.208315) (-0.285835) (-0.022053) -1.083119 失業率 -0.071473** -0.079491 -0.069343*** -0.103438*** -0.104621*** -0.029395 0.130017
(-2.337931) (-1.242142) (-2.742774) (-4.085402) (-2.954305) (-0.521926) -1.577684
樣本數 46 46 46 46 46 46 46
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(-0.126431) (-0.403994) (-0.205475) (-0.212957) (-0.398878) (-0.018302) (1.298776) 失業率 -0.07505** -0.061274 -0.053441** -0.100182*** -0.120373*** -0.070043 0.090605(-2.625783) (-1.079435) (-2.494460) (-3.450979) (-3.391665) (-1.359420) (1.296696) 女性勞動參與率 -0.810403*** -1.658341*** -0.9538*** -0.607726*** -0.912772*** -0.206913 0.020429
(-3.310671) (-3.251993) (-3.720361) (-3.238461) (-4.571407) (-0.784833) (0.043850) 女性有偶比例 4.970902*** 1.387398 1.945455 2.905482* 4.432017*** 6.957813*** 11.39883***
(3.090498) (0.648543) (1.049932) (1.791957) (2.927003) (3.958922) (3.812349) 社會福利支出 0.125717** -0.008029 0.048238 0.140784** 0.241256*** 0.248553*** 0.13327
(2.371887) (-0.107264) (0.691294) (2.251916) (3.439989) (2.999991) (1.172050) 都市化程度 -0.206046** 0.095071 -0.176167** -0.292137*** -0.193164*** -0.128634 -0.187738
(-2.632599) (0.572788) (-2.543512) (-6.153383) (-2.738113) (-1.603231) (-1.049748)
樣本數 46 46 46 46 46 46 46
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以下就總體變數對不同年齡別生育率之影響效果加以說明：
1. 女性勞動參與率：在 1%的顯著水準下拒絕虛無假設，與 15-39 歲年齡別生 育率呈負向相關。換句話說，15-39 歲的職業婦女比例越高，則其生育率會 下降，其對小孩的需求之替代效果大於所得效果。
2. 婦女有偶比例：在 1%的顯著水準下拒絕虛無假設，與 15-19 歲、35-49 歲 年齡別生育率呈正向相關；在 10%的顯著水準下拒絕虛無假設，與 30-34 歲年齡別生育率呈正向相關。亦即對於青少年及 30 歲以上的育齡婦女之有 偶率越低，則生育率會下降。
3. 社會福利支出：在 1%的顯著水準下拒絕虛無假設，與 35-44 歲年齡別生育 率呈正向相關；在 5%的顯著水準下拒絕虛無假設，與 15-19 歲、30-34 歲 年齡別生育率呈正向相關。可以看出，社會福利支出中，政府提高有關生 育激勵政策支出，如普及的育兒制度、育嬰假及育嬰留職津貼等等，對青 少年及 30 歲以上的育齡婦女之生育率會提高。
4. 都市化程度：在 1%的顯著水準下拒絕虛無假設，與 30-39 歲年齡別生育率 呈負向相關；在 5%的顯著水準下拒絕虛無假設，與 15-19 歲、25-29 歲年 齡別生育率呈負向相關。臺灣經濟型態由農工轉至服務業的改變，對於青 少年及 25-39 歲年齡別生育率下降有顯著影響，可能是服務業化的社會讓女 性在職場上有發展空間，或是都市居住空間較小，家庭結構轉為小家庭而 少生子女。
其中，婦女有偶比例與社會福利支出兩變數對 20-29 歲年齡別生育率為不顯著影響，
本研究推估可能原因是該年齡組的女性因受教育及就業因素而晚婚，也延後生育時 點，致使兩變數不顯著之結果。
接下來，於模型二中加入女性高等教育程度變數後，分析 1976 年至 2009 年時
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間資料，探討並比較我國總體景氣波動對年齡別生育率的影響效果與影響年齡別生 育率之總體變數，其迴歸估計結果呈現於表 9。實證結果顯示，加入女性高等教育 程度變數後與其他總體變數後，我國失業率對 15-19 歲、30-44 歲年齡別生育率有 顯著之負向影響效果，且在迴歸結果中發現，其他總體變數對不同年齡別生育率的 顯著影響程度與表 8 的時間資料有所差異，但是其影響方向大致相同，造成差異性 之因素可能為不同時空下的社經背景不盡相同。其中，女性高等教育程度對 30-39 歲年齡別生育率有顯著的負向影響，換言之，女性教育年限延長，使初婚年齡及生 育初胎年齡延後或是不生育，因此對 30-39 歲婦女的生育率有顯著影響。而婦女有 偶比例均不拒絕虛無假設，代表該變數在 1976 年至 2009 年期間對年齡別生育率影 響效果不顯著。
由上述模型一、模型二及模型三中 1964 年至 2009 年與 1976 年至 2009 年兩期 間資料之實證結果中顯示，我國總體景氣波動會與總生育率與部分年齡別生育率成 順循環關係，此結果與部分相關文獻之實證結果相符。接下來，本研究於本小節的 第二部分則是詳加敘述總體景氣繁榮與衰退期間，分別對總生育率與年齡別生育率 影響效果之迴歸估計結果。
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表 9：總體景氣波動影響年齡別生育率之實證結果 2 (1976-2009 年)
變數 15-19 歲 20-24 歲 25-29 歲 30-34 歲 35-39 歲 40-44 歲 45-49 歲
模型二 模型二 模型二 模型二 模型二 模型二 模型二
常數項 0.001296 -0.006232 0.00121 -0.0025 -0.004632 0.005156 0.034037 (0.158938) (-0.394684) (0.168346) (-0.360407) (-0.724442) (0.577458) (1.813895) 失業率 -0.086161* -0.007179 -0.059273 -0.107815** -0.128265*** -0.109656* 0.140633
(-2.036829) (-0.084578) (-1.582437) (-2.622315) (-3.444846) (-1.792901) (1.363522) 女性勞動參與率 -1.46954*** -2.619688*** -1.282916*** -1.111622* -1.505667** -0.446311 -0.84611
(-2.850244) (-4.069017) (-3.672493) (-1.968920) (-2.533716) (-0.574805) (-0.893006) 女性有偶比例 2.338231 -0.829859 -0.853607 2.940382 4.394284 4.446081 6.456896
(0.548748) (-0.228239) (-0.223701) (0.744153) (1.427384) (1.394777) (1.229396) 社會福利支出 0.154604* -0.036757 0.197433* 0.173957** 0.244972*** 0.293142** 0.007261
(1.801319) (-0.243360) (2.372647) (2.108846) (3.934892) (2.318752) (0.041442) 都市化程度 -0.163521** 0.099697 -0.117822* -0.270602*** -0.160822** -0.065903 -0.167744
(-2.206004) (0.875873) (-1.825158) (-4.874544) (-2.337692) (-0.850737) (-0.877302) 女性高等教育程度 -0.24814 0.248413 0.049889 -0.481186** -0.599749*** -0.465354 -0.580173
(-1.003395) (0.848219) (0.273785) (-2.080303) (-3.484840) (-1.535715) (-1.425016)
樣本數 34 34 34 34 34 34 34
調整後R2 0.395126 0.374077 0.339739 0.387924 0.511333 0.264382 0.024759 F 統計量 4.592807*** 4.287024*** 3.830039*** 4.485812*** 6.755104*** 2.976706** 1.139633
註：1.迴歸係數之估計結果皆使用 Newey and West (1987) 修正自我相關問題。
2.*、**、***表示在 10%、5%、1%顯著水準下拒絕虛無假設。
3.括弧內為 t 統計量。
4.以上變數皆經過 H-P filter 處理過後並估出其偏離比率之變數資料。
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二、總體景氣波動對稱影響我國生育率之實證結果分析
Wu and Cheng (2011) 之研究除了探討總體變動對美國總生育率為反景氣循環 模式外，更將景氣循環指標變數依繁榮及衰退期間分開成兩變數，利用 Wald test 檢驗景氣好壞之係數，討論個別係數的顯著程度是否有差異。本研究參照 Wu and Cheng (2010、2011) 探討美國總體景氣波動影響被解釋變數之研究方法，建立模型 四、模型五及模型六，代入我國總體變數，以探討我國總體景氣波動於繁榮及衰退 期間對總生育率與年齡別生育率影響效果之對稱性。
如第四章研究方法敘述，本研究將所選取之總體變數皆經 H-P filter 推估出其 變數之長期趨勢線，並計算出變數原始值偏離其趨勢值的比率。接著，本研究依此 長期趨勢線做為短期景氣榮枯之劃分界線，總體經濟衰退期間以失業率原始值高於 其趨勢值的期間表示，景氣衰退期間的失業率偏離其趨勢值之比率為正；總體經濟 繁榮期間則是以失業率原始值低於趨勢線之期間表示，景氣繁榮期間的失業率偏離 趨勢線之比率為負。本研究將偏離趨勢值之比率取絕對值，只探討短期景氣波動大 小，不考慮正負號。因此，於總體景氣繁榮期間，其偏離比率值越大表示景氣越繁 榮，於景氣衰退期間，其偏離比率值越大則表示短期總體景氣越趨衰退。
如同本小節第一部分，利用模型一研究總體景氣波動對生育率影響效果的方式，
於模型四中，僅先放入總體景氣繁榮期間及衰退期間之失業率，探討總體景氣於繁 榮與衰退期間，對生育率影響效果之顯著性及其影響方向，並於模型五中代入其他 總體變數，於模型六中將代表家庭計畫虛擬變數代入迴歸模型，期望能完整呈現總 體景氣循環對生育率之影響效果，以及進一步探討其他總體變數及家庭計劃政策對
於模型四中，僅先放入總體景氣繁榮期間及衰退期間之失業率，探討總體景氣於繁 榮與衰退期間，對生育率影響效果之顯著性及其影響方向，並於模型五中代入其他 總體變數，於模型六中將代表家庭計畫虛擬變數代入迴歸模型，期望能完整呈現總 體景氣循環對生育率之影響效果，以及進一步探討其他總體變數及家庭計劃政策對