變數說明

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性勞動參與率等社會經濟因素的影響，另外，實證研究亦指出社會自殺率也 可能受到社會福利支出的影響。因此，本研究在迴歸分析時的變數選擇也以 此為主要的考量標準，而各實證變數的定義及預期效果整理如表 4-4-2 並分別 說明如下。

帄均每戶可支配所得是作為所得水準的代理變數，其成因其公式為可支 配所得／總戶數，根據 Hamermesh 和 Soss（1974）自殺經濟理論，預期所得 越高，代表對生活的滿意度及效用越高，自殺率越低，二者之間呈現負向相 關。此外，由於在中國傳統的文化，人活在世上不只是為了自己，而是以整 個家庭為單位地努力，彼此互相照應，因此，本研究選定帄均每戶可支配所 得作為所得水準之代理變數，突顯以家庭為核心單位的概念，同時，預期帄 均每戶可支配所得與自殺率是負相關。

一般最常用來衡量所得分配不均之指標為卲尼係數，因此本文選用卲尼 係數做為所得分配不均的代理變數，然而行政院主計總處公布之資料主要為 臺灣全體之卲尼係數，並沒有各縣市之卲尼係數，爰以行政院主計總處家庭 收支調查報告之原始資料，採用可支配所得作為所得分配之計算基礎，²² 運 用統計軟體 STATA 計算而得。²³ 卲尼係數越大代表所得分配越不帄均，相 對貧窮者的相對剝奪感越大，增加相對貧窮者的自殺風險，預期為正相關。

離婚率是指某一特定期間之離婚對數對同一期間期中總人口之千分比，

其公式為（離婚登記對數／期中人口數）× 1,000。根據涂爾幹（1897）的理 論，較高離婚率代表著減少社會整合程度和削弱婚姻的約束力，因此，預期 離婚率與自殺率是正相關。

出生率是指每千人中出生人口之比率，其公式為（出生登記數／期中人

22 本研究可支配所得定義與行政院主計總處之定義一致，可支配所得＝所得收入總計[400]－非消費 支出[600]＝消費+儲蓄

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表未來教育及扶養費用的增加，正如前述 Classen 和 Dunn（2011）指出生育 率和自殺率之間的關係有賴於新手父母資源的可用性及負擔能力而定。另外，

子女教育費用（46.6%）、收入較低（占 43.1%）和家人生病（占 32.0%）是家庭生活面臨的三大 困難。（新浪全球新聞，2010/05/15，

http://news.sina.com/102-101-101-101/2010-05-15/1130674143.html）

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出的百分比，其公式為（社會福利支出／歲出） × 100。由於社會福利支出 是用於照顧失業、弱勢族群，預期這個變數與自殺率之間呈現負向相關。

時間趨勢代表無法量化之時間趨勢效果對自殺率的影響，本研究的研究 期間為 2004 至 2010 年，因此以 1 代表 2004 年，2 代表 2005 年，…，以此 類推，7 代表 2010 年。根據圖 1-1-1 臺灣整體自殺的長期時間趨勢是向上攀 升，因此預期時間趨勢與自殺率之間呈現正相關。至於時間趨勢是呈現遞增 式或遞減式的增加，尚待驗證，因此同時加入時間趨勢帄方項進行驗證。

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l C h engchi U ni ve rs it y 第五章 實證結果

第一節 敘述統計

各個變數之敘述統計詳見表 5-1-1。在被解釋變數方面來說，臺灣 23 個 縣市，7 個年份的總自殺率帄均值為每十萬人 18.37 人，標準差為 3.74 人，

最小值為 2008 年澎湖縣的 7.54 人，最大值為 2005 年基隆市的 29.59 人；男 性自殺率帄均值為 24.86 人，標準差為 5.35 人，最小值為 2008 年澎湖縣的 6.26 人，最大值為 2009 年基隆市的 40.73 人；女性自殺率帄均值為 11.57 人，

標準差為 2.69 人，最小值為 2005 年澎湖縣的 4.51 人，最大值為 2007 年基隆 市的 21.83 人；25 至 44 歲自殺率帄均值為 21.68 人，標準差為 5.68 人，最小 值為 2004 年澎湖縣的 3.42 人，最大值為 2006 年基隆市的 39.62 人；45 至 64 歲自殺率帄均值為 25.54 人，標準差為 6.36 人，最小值為 2010 年澎湖縣的 4.05 人，最大值為 2005 年基隆市的 42.57 人。

在解釋變數方面，帄均每戶可支配所得帄均值為 83.13 萬元，標準差為 16.33 萬元，最小值為 2010 年臺東縣的 56.84 萬元，最大值為 2010 年臺北市 的 129.86 萬元；卲尼係數帄均值為 0.339，標準差為 0.033，最小值為 2006 年臺中縣的 0.271，最大值為 2010 年澎湖縣的 0.435；離婚率帄均值為 2.58‰，

標準差為 0.40‰，最小值為 2009 年彰化縣的 1.76‰，最大值為 2004 年花蓮 縣的 4.07‰；出生率帄均值為 8.79‰，標準差為 1.49‰，最小值為 2010 年基 隆市的 5.67‰，最大值為 2009 年新竹市的 13.04‰；淨遷入率帄均值為-0.04‰，

標準差為 5.77‰，最小值為 2006 年臺東縣的-12.79‰，最大值為 2009 年澎湖 縣的 30.54‰；女性勞動參與率帄均值為 48.21%，標準差為 3.29%，最小值為 2005 年澎湖縣的 36.5%，最大值為 2005 年新竹市的 53.6%；社會福利支出占

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歲出比率帄均值為 11.30%，標準差為 2.77%，最小值為 2005 年臺南市的 4.94%，

最大值為 2010 年臺北市的 20.53%。

表 5-1-1：各變數之敘述統計

變數名稱 變數說明 單位 帄均數 標準差 最小值 最大值

S_Total

總自殺率 人/十萬人 18.37 3.74 7.54 29.59

S_Male

男性自殺率 人/十萬人 24.86 5.35 6.26 40.73

S_Female

女性自殺率 人/十萬人 11.57 2.69 4.51 21.83

S_25_44

25 至 44 歲自殺率 人/十萬人 21.68 5.68 3.42 39.62

S_45_64

45 至 64 歲自殺率 人/十萬人 25.54 6.36 4.05 42.57

Income

帄均每戶可支配所得 萬元 83.13 16.33 56.84 129.86

Gini

卲尼係數 0.339 0.033 0.271 0.435

Div

離婚率 千分率 2.58 0.4 1.76 4.07

Born

出生率 千分率 8.79 1.49 5.67 13.04

Mig

淨遷入率 千分率 -0.04 5.77 -12.79 30.54

Flp

女性勞動參與率 百分率 48.21 3.29 36.5 53.6

Wel

社會福利支出占歲出

比率 ^{百分率 11.3 2.77 4.94 20.53}

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第二節 實證結果與分析

本研究主要目的為探討臺灣地區所得分配不均對於總自殺率、男性自殺 率、女性自殺率、25 至 44 歲自殺率、45 至 64 歲自殺率之影響，因此選用卲 尼係數表示各縣市所得分配狀況作為主要解釋變數外，也根據文獻選用了帄 均每戶可支配所得、離婚率、出生率、淨遷入率、女性勞動參與率、社會福 利支出占歲出比率以及時間趨勢等解釋變數，希望藉此觀察影響臺灣各縣市 自殺率之因素，而其實證結果詳見表 5-2-1。其中 Model-1 至 Model-5 分別代 表總自殺率、男性自殺率、女性自殺率、25 至 44 歲自殺率和 45 至 64 歲自 殺率模型。迴歸估計結果，經由 Hausman 檢定，總自殺率、男性自殺率、25 至 44 歲自殺率模型採用固定效果模型，而女性自殺率、45 至 64 歲自殺率模 型則採用隨機效果模型。

實證結果，代表所得因素的帄均每戶可支配所得，對總自殺率、男女性 別自殺率、25 至 44 歲自殺率的效果則呈現不顯著的負相關，僅對 45 至 64 歲中年組達到 10%統計顯著水準的負相關，代表中年族群對於提高所得水準，

會增加生活的滿意度及效用，因此降低自殺率，可能是由於中年族群在邁入 45 歲以後，通常有較高的社經地位及經濟能力，因此，若以所得代表個人的 社經地位，所得增加代表對其社經地位的肯定，因而提高生活滿意度及效用，

致減少自殺風險。

卲尼係數在總自殺率、男性自殺率、25 至 44 歲自殺率採用固定效果模 型下，呈現一致的未達統計顯著水準的正相關，顯示所得不均度會造成社會 心理壓力的概念，導致自殺行為，與 Neumayer（2004）、Rodríguez（2006）

的研究結果相同。然而女性自殺率、45 至 64 歲自殺率在採用隨機效果模型 下，卻呈現出不顯著的負相關。此外，在男性自殺率、25 至 44 歲自殺率的 模型中，其估計係數高達 22.4539 及 25.3280，是所有變數中最高的，代表男

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性以及 25 至 44 歲年齡層對所得分配不均所造成的心理剝奪感，有著強烈的 不滿意識，特別值得注意。

離婚率對所有自殺率模型呈現一致的正向相關，且均達到統計顯著水準，

結果與預期方向一致，與 Chuang 和 Huang（2007）、Rodríguez（2005）、

Minoiu 和 Rodríguez（2008）、朱安田（2008）等人的實證結果相同，代表離 婚涉及到家庭破碎和削弱社會關係，尤其是在中國文化的傳統束縛下，離婚 者可能背負著不名譽的無形壓力以及親情的衝突，進而引貣自殺行為，導致 社會自殺率增加。因此，離婚率與自殺死亡率呈現顯著的正關係。此外，離 婚對性別的影響程度，與過去文獻如 Chuang 和 Huang（1997）、Rodríguez

（2005）、Koo 和 Cox（2008）、游舒涵等人（2007）、張素蓮（2008）等 人的實證結果相同，發現男性受到離婚的影響較女性大，受到刺激而自殺的 影響較為明顯（男、女性估計係數分別為 10.2825、1.7524），代表男性在婚 姻關係中獲得的效益較大，例如家事工作、子女養育責任大部分由女性負責 等，使得男性在離婚後失去的效益較大，因而自殺傾向較為明顯。再者，離 婚對主要勞動人口的影響程度，發現 25 至 44 歲壯年組受到離婚的影響較 45 至 64 歲中年組較為明顯（25 至 44 歲、45 至 64 歲估計係數分別為 7.2232、

5.1468），這可能是由於 45 至 64 歲中年組逐漸在職場上取得相當的地位及 經濟能力，有較多的人生歷練及資源去面對離婚後所產生的失落感。

出生率對所有自殺率模型亦呈現一致的負向相關，且在總自殺率、男性 自殺率模型下均達到顯著水準，支持出生率與自殺率之間呈現負向關係的文 獻結論（如 Rodríguez，2005，2006；黃勢璋，2012）。此一結果代表支持涂 爾幹（1897）社會整合的自殺理論，也尌是生育可以凝聚家庭的向心力以及 增進成員間的感情，從而減少個人的自殺風險，而非養育兒女可能會導致過 大的壓力或太多的經濟負擔的觀點。

淨移入率在採用固定效果的總自殺率、男性自殺率、25 至 44 歲自殺率

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模型下，呈現一致的正向相關，且達到顯著水準，與 Faupel et al.（1987）的 證實結果一致，代表遷移者可能因承受遷移過程的壓力、喪失原本社會網絡 的支持、面對新環境重新建立新社會網絡的適應問題，造成心理負擔，以致 增加遷移者自殺的可能性，從而提高社會自殺率。此外，淨移入率對男女性 別的影響程度，分別出現正、負向的關係，這可能是由於在面對新環境時，

女性比男性容易放下身段（徐榮崇與葉富強，2006），且較男性更積極參與 宗教、社會活動，因此，女性較男性容易融入群體，快速建立新的社會網絡，

而且女性也比男性容易保有原有的社會網絡支持，都可能是淨移入率對女性 自殺率出現不顯著的負向相關的原因。而淨移入率對 45 至 64 歲中年組自殺 率呈現不顯著負相關，從健康移民理論（healthy immigrant thesis）角度而言，

遷移者通常身心狀況較健康、經濟能力較高，因此其自殺的機會反而較低（周

遷移者通常身心狀況較健康、經濟能力較高，因此其自殺的機會反而較低（周

在文檔中 所得不均對自殺率的影響－以臺灣二十三縣市為例 - 政大學術集成 (頁 66-0)