實證結果

位女性少生0.156 個小孩。模型(2)控制了樣本受教年數及家庭財富分組後，效果略 在母親出生年 1961～1962 之間。考量結婚愈久，小孩數也會隨之增加，模型(5) 再加入婚姻存續期間，為完整模型，省出生性比例的效果相較於模型(4)微幅下降， -0.0220，單位效果分別約為全部樣本兒子平均數及女兒平均數的 1.4%及 2.1%，但

14 小孩數、小孩亡存比、兒子數、兒子亡存比、女兒數、女兒亡存比、亡存比兒女差等七個變數 的迴歸結果使用權數為NFHS 資料庫中之 national women’s weight；暴力、情緒暴力、丈夫掌控欲 等三個變數的迴歸結果使用權數則為資料庫中之national domestic violence weight。

僅有被解釋變數為女兒數者，省出生性比例的效果顯著，且不論係數絕對值或單

不得不逐漸妥協，二為一妻難求的現實讓丈夫對妻子更緊抓不放、管束愈加劇烈；

年輕樣本小孩數平均值的4.3%，兒子數的係數為-0.0302、約為平均值的 4.5%，女

絕對值大，《表4-6》可看到其單位效果佔平均值比例約為 11.5%，高於年輕樣本兒

導致夫妻關係變數出現世代差異的原因是什麼？最直覺的可能就是年輕樣本

除了上述模型設定之迴歸結果以外，本文亦另行嘗試以出生年虛擬變數控制 年代固定效果，來取代原本模型中用出生年及其平方項控制時間趨勢的方法；雖 然使用虛擬變數分別控制各出生年的固定效果，具有不受限於二次函數的優勢，

但本研究中兩種模型設定所得之結果差異有限；《表4-7》～《表 4-9》為固定效果 模型之迴歸結果。另外，考量省出生性比例對於不同教育程度的受訪者可能有非 線性的影響差異，本研究亦嘗試將樣本切割為受教年數三年以下及超過三年，發 現性比例失衡對於兩塊子樣本子女相關變數的影響，並不存在規律差異，其顯著 性的不同主要由標準誤造成，係數部分不止兩塊子樣本之間差距有限、二者與全 部樣本迴歸結果亦相去不遠；但值得注意的是，夫妻關係變數中，家庭暴力指數 及情緒暴力指數的迴歸結果則顯示，性比例上升時，低教育程度樣本的受暴情況 改善較多，這樣的結果差異，如前所述，可能來自於「遺漏議價條件變動之後會 隨之改變的因素」造成的偏誤；以教育年數切割樣本之迴歸結果見《表 4-10》及

《表4-11》。

從以上結果可知，不論是代表客觀條件的子女狀況變數或代表主觀價值的夫 妻關係變數，均受省出生性比例的高低不同影響；同時由子女比較及分割樣本所 得之世代交叉比較也可以發現，不論造成各項被解釋變數變動的主要原因究竟是 否性比例本身，出生性比例扭曲的世代進入適婚年齡後造成的婚姻市場失衡，都 確實會使家中的議價均衡發生改變；即使退一步考量各項被解釋變數變動的主要 影響因素可能為醫療水準、社會價值等會隨時間地點改變卻又難以衡量的遺漏變 數，市場失衡的程度最少也都會使這些效果更為放大；由此可知，婦女在家庭中 的地位及處境確實會隨著女性的稀少性而改善。