男性自殺率之圖解狀況

國

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‧

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表 9 日本男性自殺率之位移現象

表 10 日本女性自殺率之位移現象

以上男性自殺率的檢定結果則無顯著的結構改變。相同地，表 10 則是根 據日本女性在不同年齡層 25 至 44 歲、45 至 64 歲以及 65 歲以上等，三個 群體的自殺率資料，經過 Quandt-Andrews 檢定後的結果發現，不論是在短、

中、長期的區間，不同年齡層的女性自殺率資料都無顯著的結構改變。

在具有位移現象的男性自殺率資料中，表 11 是三種不同選樣期間所 做的單根檢定，作為檢驗是否在結構轉變的前後期間出現持續性現象。從 表 10 得知，在短、中、長期的資料區間中，不論是 45 至 64 歲還是 25 至 44 歲的男性自殺率，1998 年以前的 ADF 或 PP 檢定都是屬於非定態資料，

而 1998 年以後的 ADF 或 PP 檢定才是呈現定態情況，表示 1998 至 2009 年的自殺率具有持續性效果。⁴⁹

3.4.2. 男性自殺率之圖解狀況

從表 9 與表 11 發現 1989 至 2009 年期間，只有 45 至 64 歲及 25 至 44 歲的男性自殺率在 1998 年呈現顯著的位移現象，其幅度分別為 46.52%與 31.88%的水準。因此，本節根據第 2 節有關自殺的社會風俗模型結果，針 對日本 1989 至 2009 年的青年 (25 至 44 歲)、中年 (45 至 64 歲) 以及老

49 透過 Quandt-Andrews 結果顯示，日本中年與青年世代男性的自殺率資料呈現的位移現象，成 因可能包括：社會同儕、家庭、經濟或感情壓力等。

F值 結構轉變點 位移幅度 F值 結構轉變點 位移幅度 F值 結構轉變點 位移幅度

25–44 11.12* 1998 31.88% 7.76 1998 9.86* 1998 31.88%

45–64 15.49*** 1998 46.52% 11.95** 1998 46.52% 13.53** 1998 46.52%

65以上 4.62 1987 3.61 1988 2.41 1987

資料來源：WHO Mortality Database。

年齡層 1960–2009 1975–2009 1989–2009

F值 結構轉變點 位移幅度 F值 結構轉變點 位移幅度 F值 結構轉變點 位移幅度

25–44 4.12 1997 6.28 1997 4.70 1997

45–64 3.00 1989 2.47 1988 1.49 1995

65以上 4.88 1974 4.77 1989 2.84 1999

資料來源：WHO Mortality Database。

1975–2009 1989–2009

1960–2009 年齡層

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表 11 日本青年男性與中年世代男性之自殺率單根檢定

年 (65 歲以上) 世代的男性自殺率資料，提出如同第 3 節的圖解說明。如 圖 15 所示。

從圖 15 可以發現幾項特點。第一，1998 年之前日本三個不同世代的 男性自殺率高低順序分別為：老年世代最高、中年世代居次、青年世代最 低。第二，在位移現象方面，中年與青年世代男性的自殺率在 1998 年出 現顯著的情況，但是老年世代則不顯著。第三，在 1998 年之後的三個不 同男性世代的自殺率高低順序變更為：中年世代最高、老年世代居次、青 年世代最低；其中，自殺率逐漸上升的青年世代以及逐漸走緩的老年世代 之間，差距有越來越小的情況。第四，青年與中年世代的男性自殺率在 1998 年出現位移現象後都維持在相對高的水準，並在單根檢定方面呈現持續性 現象。因此，透過本文第 3 節建構的自殺社會風俗模型，運用圖解說明日 本不同世代的男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 16 的 (^ˆ,

x ) 平面所示，以作為解釋圖 15 的四點特性。

^*

在其他條件不變下，若不同世代 j 皆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。而 不同世代具有不同的社會恆常所得

YP

₀^j；不同世代男性 (m) 有關「自殺風 氣」的潛在自殺率描述則分別為

XX

_m^Y

( YP

₀^Y

)

、

XX

_m^M

( YP

₀^M

)

、

XX

_m^O

( YP

₀^O

)

曲線。

假設老年、中年及青年世代初始社會均衡自殺率分別為

x

₁^O*、

x

₁^M*及

x

₁^Y*，並 且符合

x

₁^O*>

x

₁^M*>

x

₁^Y*的特性。

ADF(p值) PP(p值) ADF(p值) PP(p值) ADF(p值) PP(p值)

轉變前 0.19 0.15 0.18 0.17

轉變後 0.04** 0.04** 0.04** 0.04**

轉變前 0.70 0.53 0.40 0.36 0.22 0.57

轉變後 0.00*** 0.01*** 0.00*** 0.01*** 0.00*** 0.01***

資料來源：WHO Mortality Database。

45–64 1998 男性

年齡層 結構轉變點 1960–2009 1975–2009 1989–2009

25–44 1998 ×

‧ 國

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56 資料來源 ： WHO Mortality Database。

圖 15 不同年齡層日本男性自殺率趨勢圖 (1989–2009)

圖 16 社會恆常所得下降對不同年齡男性自殺率影響

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的水準。此時，除了不同世代的潛在自殺率代表的 XX 曲線會變動 之外，也將使不同世代的均衡自殺率產生不同的效果。在男性青年世代方 面，由於 XX 曲線從

XX

_m^Y

( YP

₀^Y

)

移至

XX

_m^Y

( YP

₂^Y

)

，使得青年世代的均衡自殺 率出現從

x

₁^Y*大幅上升至

x 的位移現象。在男性中年世代方面，由於 XX 曲

₆^Y* 線從

XX

_m^M

( YP

₀^M

)

移至

XX

_m^M

( YP

₂^M

)

，使得中年世代的均衡自殺率出現從

x

₁^M*大 幅上升至

x

₆^M*的位移現象。在男性老年世代方面，由於 XX 曲線從

XX

_m^O

( YP

₀^O

)

15 25 35 45 55 65

1989 1993 1997 2001 2005 2009

自殺率

時間

青年世代 中年世代 老年世代

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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。

在文檔中 自殺的經濟分析 - 政大學術集成 (頁 64-67)