敬老津貼自 1994 年開始由各地方政府實施，從 2002 年開始轉為全國性政策，
至 2008 年納入國民年金體系。地方政府實施階段以 2000 年和 2001 年為研究時間。
至於中央政府實施階段，由於 2003 年「敬老福利生活津貼暫行條例」才修法，將 原定排除的勞工與軍公教領有保險給付者納入適用對象，故排除 2002 和 2003 年，
以 2004、2005、2006 年為研究時間 。
在樣本選取上，本研究將以老人單人戶作為研究對象，因為國內研究皆證實 老人單人戶最為弱勢，是社會政策最需關懷的對象。其次是由於研究主題是敬老 津貼對私人移轉和消費之影響，若以老人單人戶作為研究對象，就不會受到戶內 人數和組成之影響。就移轉而言，共居將減少戶內移轉的情形，與戶外移轉有很 大的差異；而父母與其他家人同住時，就無法得知其移轉來源是來自戶內或戶外，
或是兩者都有。就消費而言，由於本研究專注於老人的個人消費，但研究資料中 僅有家戶消費，而家戶消費又難以分離成個人資料。因此，若僅以老人單人戶作 為研究對象，就可確定其移轉皆從戶外而來；消費也確定只有 1 人，形同個人消 費。
至於夫婦二人家庭的類型，由於夫婦間之移轉和消費可能有共用之情形，資 料難以分離；若逕將二人視為一個研究單位，年齡、教育、健康等個人變數又無 法放入控制變數內，因此夫婦二人家庭也不適合作為研究對象。
另外，雖然敬老津貼規定 65 歲以上老人即可領取津貼，但是當年度滿 65 歲 之老人所領取的月數並不同，因此選擇 66 歲以上之老人單人戶作為樣本（Fan, 2010）。並以 2006 年躉售物價指數調整所有的金額變數。最後，本文將以次級資 料進行量化分析，首先以敘述統計呈現初步分析結果。再根據文獻內容所選取的 相關變數，進行迴歸分析。
壹、假設一：在控制其他條件之下，敬老津貼會使受益人的淨
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一、依變數：淨私人移轉收入。
有些研究僅以私人移轉收入作為依變數（Reil‐Held,2005; Jensen, 2003; Lee&Lee, 2009），但是被移轉人仍有移轉支出的可能。因此，為了排除私人移轉支出的影響，
必須將私人移轉收入減去私人移轉支出，以淨私人移轉收入作為依變數
（Cox&Jimenez,1992; Lai&Orsuwan,2009）。
二、自變數
（一）、敬老津貼收入：該年度所領取的敬老津貼總額。
（二）、老農津貼收入：該年度所領取的老農津貼總額。其資格為年滿六十五歲，
申領時參加農民健康保險之農民且加保年資合計六個月以上者或已領取勞工保險 老年給付之漁會甲類會員，且會員年資合計六個月以上者；已領取老農津貼者不 得再領取老農津貼。2000 和 2001 年係每月領取 3000 元，2004 年每月 4000 元，
2005 和 2006 年每月 5000 元。因為對於未領敬老津貼的老人，其他的公共移轉也 會影響其淨私人移轉收入，故將老農津貼列入，預期老農津貼越高，淨私人移轉 收入越少。
（三）、家戶低收入戶生活補助：家戶在該年度所領取的低收入戶生活補助總額。
其資格為低收入戶的標準係指家庭總收入平均分配全家人口，每人每月在最低生 活費標準（當地區最近一年平均每人消費支出百分之六十）以下者，補助金額由 各地方機關編列預算支應之。低收入戶生活補助也屬於其他公共移轉，預期低收 入戶生活補助越高，淨私人移轉收入越少。
（四）、男性：虛擬變數，男性為 1，女性為 0。預期男性經濟能力較佳，移轉收 入應減少。
（五）、年齡：隨著年紀增長，需求增多，移轉收入應該增加（Cox&Jimenez,1992;
Jensen, 2003; Lee&Lee,2009; Lai&Orsuwan,2009）。
（六）、教育年數：教育程度是影響所得水準的重要因子（林金源，1997）；預期
教育程度越高，經濟能力越好，移轉收入減少（Lai&Orsuwan,2009）。將原資料之 教育類型重新編碼為教育年數（1）不識字→0 年、（2）自修→0 年、（3）國小→6 年、（4）國中→9 年、（5）高中→12 年、（6）高職→12 年、（7）專科（五專前 3 年劃記高職）→14 年、（8）大學→16 年、（9）碩士→18 年、（10）博士→22 年。
（七）、住院日數：當老人的住院日數增加，醫藥花費會隨之增高，造成經濟需求 增加，私人移轉收入應該越多（Cox&Jimenez,1992）。故預期住院日數越多，淨私 人移轉收入增加。
（八）、所得收入：老人本身收入的高低會影響家人的移轉，預期所得收入越多，
淨私人移轉收入越少（Jensen, 2003）。所得收入包括受雇人員報酬、產業主所得、
財產所得收入、自用住宅及其他營建物設算租金、經常移轉收入、雜項收入。並 將私人移轉收入和公共移轉收入中的敬老津貼、老農津貼、低收入戶生活補助減 去，避免重複。
（九）、有自有住宅：代表家戶財產，為虛擬變數。1 代表有；0 代表沒有。預期 有自有住宅者移轉收入較少。
（十）、居住地層級：各種層級的消費水準不一，將影響私人移轉（Lee&Lee, 2009;
Lai&Orsuwan, 2009）。居住地層級分為（1）都市（2）城鎮（3）鄉村；並以鄉村 為基底，製造 2 個虛擬變數。預期都市的消費水準較高，淨私人移轉收入較多，
依次則是城鎮、鄉村。
貳、假設二：在控制其他條件之下，敬老津貼會使受益人的消 費支出增加。
為了檢定假設二，即敬老津貼會使受益人的消費支出增加，建立了實證模型 二，變數定義如表 4‐2：
(2)
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消費行為雖然通常是以家戶為單位（Dominique, 2004; Mayer&Sullivan, 2004;
Brzozowski, 2007; Fan, 2010; Lai&Orsuwan, 2009），卻容易受戶內人數干擾；惟本研 究係以老人單人戶作為樣本，故以老人的個人消費作為依變數即可。
二、自變數
（一）、敬老津貼收入：該年度敬老津貼總額。
（二）、老農津貼收入：該年度所領取的老農津貼總額。其資格為年滿六十五歲，
申領時參加農民健康保險之農民且加保年資合計六個月以上者或已領取勞工保險 老年給付之漁會甲類會員，且會員年資合計六個月以上者；已領取老農津貼者不 得再領取老農津貼。2000 和 2001 年係每月領取 3000 元，2004 年每月 4000 元，
2005 和 2006 年每月 5000 元。因為對於未領敬老津貼的老人，其他的公共移轉也 會影響其消費，故將老農津貼列入，預期老農津貼越高，消費越高。
（三）、低收入戶生活輔助：該年度所領取的低收入戶生活輔助總額。其資格為低 收入戶的標準係指家庭總收入平均分配全家人口，每人每月在最低生活費標準（當 地區最近一年平均每人消費支出百分之六十）以下者，輔助金額由各地方機關編 列預算支應之。低收入戶生活輔助也屬於其他公共移轉，預期低收入戶生活輔助 越高，消費越高。
（四）、男性：虛擬變數，男性為 1，女性為 0。預期男性經濟能力較佳，消費應 較高。
（五）、年齡：隨著年紀增長，需求增多，消費應該增加（Cox&Jimenez,1992; Jensen, 2003; Lee&Lee,2009; Lai&Orsuwan,2009）。
（六）、教育年數：教育程度是影響所得水準的重要因子（林金源，1997）；預期 教育程度越高，經濟能力越好，消費越多（Lai&Orsuwan,2009）。將原資料之教育 類型重新編碼為教育年數（1）不識字→0 年、（2）自修→0 年、（3）國小→6 年、
（4）國中→9 年、（5）高中→12 年、（6）高職→12 年、（7）專科（五專前 3 年劃 記高職）→14 年、（8）大學→16 年、（9）碩士→18 年、（10）博士→22 年。
（七）、住院日數：當老人的住院日數增加，醫藥花費會隨之增高，造成經濟需求 增加，消費應該越多（Cox&Jimenez,1992）。故預期住院日數越多，消費也會增加。
（八）、所得收入：預期收入越多，消費越多（Lai&Orsuwan, 2009）。所得收入包括 受雇人員報酬、產業主所得、財產所得收入、自用住宅及其他營建物設算租金、
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經常移轉收入、雜項收入；並將公共移轉收入中的敬老津貼、老農津貼、低收入 生活輔助減去，避免重複。
（九）、有自有住宅：代表家戶財產，為虛擬變數。1 代表有；0 代表沒有。
（十）、居住地層級：由於各地的消費水準不同，故將居住地的層級列入（Brewer et al., 2006; Brzozowski, 2007; Lai&Orsuwan, 2009）。居住地層級分為（1）都市（2）城 鎮（3）鄉村；並以鄉村為基底，製造 2 個虛擬變數。預期都市的消費水準最高，
依次則是城鎮、鄉村。
針對這兩個模型，本文將以最小平方估計法（Ordinary Least Squares, OLS）估 計其係數。之後比較實證模型一的結果來檢驗假設三，即與地方施行階段相比，
在中央施行階段時，敬老津貼將使淨私人移轉收入減少較多。並比較實證模型二 的結果，以檢驗假設四，即與地方施行階段相比，在中央施行階段時，敬老津貼 將使消費支出增加較多。
第 五 章 研究結果