第三節 論文架構
本文將分為七章，其架構如下：
第一章緒論，主要針對研究動機、研究目的與論文架構作完整的描述。
第二章文獻回顧，彙整國內外與生育行為相關的文獻，分別就生育步調與生育數 量作一完整的介紹。
第三章背景介紹，分別對台灣高等教育的擴張過程、生育率下降與相關政策實施 和台灣的特殊現象—結婚與生子有高度相關作一完整的描述。
第四章實證模型，利用期間分析探討出生至生第一胎、出生至初婚與婚後至生第 一胎的時間，且以Heckman 兩階段模型分析初婚年齡與生第一胎年齡。
第五章資料來源，利用行政院主計處的「婦女婚育就業調查」進行研究，且對資 料整理過程與資料特性做詳細描述。
第六章實證結果與分析，對模型估計結果加以分析。
第七章結論與研究建議。
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第二章 文獻回顧
衡 量 生 育 率 的 指 標 包 含 了 總 生 育 率、一 般 生 育 率 與 嬰 兒 出 生 數 等，其 中 總 生 育 率 為 國 際 間 比 較 生 育 水 準 常 用 的 統 計 指 標 ， 為 育 齡 婦 女 一 生 （15-49 歲）
的 預 期 生 育 總 數，計 算 方 式 為 將 15-49 歲的婦女以 5 歲為一間隔，分為 15-19 歲、20-24 歲、25-29 歲、30-34 歲、35-39 歲、40-44 歲與 45-49 歲，共七個年 齡 組 ， 分 別 計 算 每 個 年 齡 組 的 生 育 率 （ 該 年 齡 層 的 生 育 總 數/該 年 齡層婦 女 總 數 ），再 將 七 個 年 齡 組 的 預 期 生 育 數（ 各 年 齡 層 生 育 率 ×5）加總，而這樣的計 算 方 式 隱 含 了 一 個 強 烈 的 假 設 ， 假 設 每 個 年 齡 層 女 性 的 生 育 歷 程 皆 與 各 別 年 齡 層 相 同 ， 因 此 總 生 育 率 由 生 育 步 調 與 生 育 數 量 兩 部 分 組 成 ， 而 在 文 獻 上 ， 教 育 與 生 育 存 在 負 向 關 係 ， 由 文 獻 也 發 現 教 育 對 生 育 的 影 響 也 可 分 為 生 育 步 調 與 生 育 數 量 兩 部 分 ， 所 以 以 下 將 分 別 針 對 生 育 與 教 育 的 相 關 文 獻 作 簡 單 的 回 顧 ， 第 一 部 分 為 針 對 教 育 與 生 育 步 調 方 面 的 文 獻 回 顧 ， 第 二 部 分 為 教 育 與 生 育 數 量 方 面 的 文 獻 回 顧 。
第一節 生育步調
Boggarts（1999）的研究中指出，許多已開發國家的總生育率指標因步調 效 果 （tempo effect）而被扭曲，此效果對總生育率的估計會有高估或低估的 現 象 ， 但 大 部 分 的 已 開 發 國 家 生 育 年 齡 為 延 後 的 ， 而 由 於 總 生 育 率 的 計 算 方 式 ， 而 以 使 得 生 育 步 調 延 後 對 大 部 分 已 開 發 國 家 的 總 生 育 率 有 低 估 的 情 況 ， 其 中 更 指 出 台 灣 在 1985-1989 年的總生育率有 19％的下降是來因為生育步調 的 延 後 所 造 成，因 此 在 1980 年後期的總生育率應不是所觀察到的 1.74 人，而 應 該 大 約 為 替 代 水 準 的 2.1 人。而由婦女婚育就業調查的資料發現，在結婚與生子 具有高度相關的台灣，十五歲以上已婚婦女的平均初婚年齡為逐年增加的現象（表 2-1，欄 1），而且十五至四十九歲的已婚女性第一胎生產年齡也為逐年上升的趨勢（表
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表 2- 1 十五歲以上已婚女性之初婚年齡與第一胎生產年齡
年分（民國） 初婚年齡* 第一胎生產年齡**
68 21.10 - 69 21.23 -
70 21.18 22.03
71 21.23 22.07
72 21.24 22.20
73 21.34 22.15
74 21.31 22.20
75 21.31 22.29
76 21.52 22.59
77 21.65 22.68
79 21.88 22.89
82 22.03 23.03
89 22.71 24.33
92 22.97 24.81
95 23.25 25.22
資料來源：*15 歲以上已婚女性之平均初婚年齡，婦女婚育與就業調查報告，行政院主計處，民 95；**台灣地區十五至四十九歲已婚女性之生第一胎年齡，婦女婚育與就業調查報告，行政院主 計處，民70-77、民 79、民 82、民 89、民 92 與民 95。
說明：68 年與 69 年調查問項詢問方式有所變更，故第一胎生產年齡資料從缺。
2-1，欄 2），且在國外也有此現象。有很多學者針對延後生與的情形，做了許多的研 究，其中Edward（2002）與 Caucatt，Guner and Knowles（2002）分別利用 CPS 與 PSID 的資料卻都發現女性的延後生育有高達30％可以被教育程度的提高所解釋，且 Edward
（2002）更明確的指出大多數來自大學教育，且由 CPS 的 1980、1985 與 1990 年資料，
發現大學畢業女性的生育年齡明顯延後的現象（Rindfuss、Morgan 與 Offutt，1996）。
由此發現教育程度提高對生育步調延後有很大的影響，而過去的文獻將教育程度提高 使生育步調延後的因素歸咎於角色衝突、機會成本增加與避孕知識的提升。
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2.1.1 角色衝突
當學生身分的時間延長時，而在生理、經濟等壓力下，學生與母親的身分難以同 時兼顧，所以對大多數人需要在課業與小孩有所取捨。造成此現象的原因大致主要有 三個，一為生理因素，學生須將全部的心思放在課業上，而對於即將有小孩的有身孕 學生，若在學生時期懷孕，由於懷孕時生理上會有很大的變化，體力下降、情緒不穩 或其他生理狀況，此時很難有另外的心力與時間付出在課業上，若是對於小孩已生下 的女性而言，由於台灣社會養兒育女的責任多半落在母親身上，則女性需將大部分的 時間與心力放在小孩身上；二為社會壓力，台灣社會較保守，對於學生懷孕的接受度 低，因此發生此事則會引起討論，需要面對旁人異樣的眼光，當事人甚至其家人無法 或不願承擔；三為經濟壓力，台灣對於學生懷孕生子尚未有社會福利的補助，雖說現 今有全民健保，已使得從懷孕至生下小孩期間的經濟負擔降低，但還是需要一筆花費，
這筆花費對沒有經濟能力的學生而言是個負擔，因此在這三個因素之下，產生兩個截 然不同作法，一為放棄學業生下小孩，另一為墮胎繼續學業。
而由於大部分的資料難以知道生下的小孩是否是因為放棄學業才生下的，或是曾 經因課業因素而犧牲小孩，因而研究上以其他的方式來驗證母親與學生的角色衝突。
其中 Baiz’an 與 Martin-Garcia（2006）以結束教育的時間與生第一胎的時間，假設生 第一胎的時間與結束受教育的時間有很強烈內生性，且在女性身上的內生性會比男性 強，因而運用simultaneous hazard rate equation，發現德國與法國，得到不管男性或女 性，愈早生小孩則會愈早離開學校，愈早離開學校會愈早生小孩，而且此關係在女性 身上較男性強烈。Edward（2002）則是以生第一胎的年齡－受教育年數－5（學齡前 的幼兒時期）來表示延後生育年數，以1969 至 1997 年 March CPS 資料中十八至四十 四歲的女性為樣本，發現第一胎延後生育年數，隨著教育程度的提升而愈來愈長，但 相同教育程度的生第一胎年齡，不管是按教育程度分為高中與大學兩群來看，發現兩 組的第一胎延後生育年數皆為逐年增加，且上升的幅度沒有太大的差異，可知教育程 度的高低不會影響延後時間的長短，但教育程度的差異對於生第一胎年齡有影響，因
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另 外，Caucatt，Guner and Knowles（2002）以結婚、工資與生育三者的關係，建 立理論模型，他們將人生分成五個階段，分別有二階段的童年與三階段的成人時期， 婚，因此只需考慮女性的效用最大化即可，之後作者以 calibrating 的方式，利用 1968-1999 年 PSDI 資料，發現成人第一期的生育率降低，且單身女性的生育年齡比已 婚女性的生育年齡更大，而如果女性的工資報酬受到工作經驗的影響，則投資在小孩 身上的時間與資源會減少、單身女性生的小孩數會改變與成人第二期的生育率會增 加，此即表示當薪資受工作經驗的影響時，則延後生育的機會愈高。而由NLS 年輕人 與女性資料中，在1944 年-1954 年出生的女性，也發現工資愈高則有較高的機會選擇
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圖 2- 1 生 小 孩 時 間 與 太 太 一 生 總 薪 資 所 得
資 料 來 源 ：Happel, Hill and Low（ 1984）
延後生產（Blackburn，Bloom and Neumark，1990），而職業的類型也會影響生育時間，
其中較高的名聲或聲望的職業會比其他職業對延後生產年齡影響的效果更強烈 (Edward，2002)，從事專業或是管理類型工作的女性延後生育的機會也較大（Buckles，
2008）。且當需要放棄的東西愈多，則有愈多的動機延後生產，從進入職場開始，生活 中增加一筆收入，則生子的機會成本開始增加，且當女性要在生子後重返職場，一般 來說年齡已較長，此時除了找到工作的機會相對的會減少外，且工作的選擇也受到限 制，因此對於職業婦女來說，延後生育的機會增加。西班牙的失業率較其他國家來的 高且勞動市場也較不穩定，使女性結婚生子的機會成本相對的較高，以 1945 年-1960 年與1961 年-1977 年出生的女性觀察發現，兩個出生世代的已婚女性，當教育程度愈 高則生第一胎年齡會愈大，其中西班牙在1970 年代的女性就業率提高，生小孩的機會 成 本 增 加 ， 使 得 在 1961 年 -1977 年 出 生 的 已 婚 女 性 生 第 一 胎 的 年 齡 特 別 大
（Domènech，2008），此也間接說明了對於有工作的女性來說，期延後生育的機會較 大。
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前一部分的文獻可知對於薪資較多、工作經驗較長與擁有的較好聲望的工作等特 性的人，延後生育的機會較高，而這部分主要由生育時間對薪資、工作經驗的影響，
了解延後生育所帶來的“好處＂。Miller（2005）以 1979 至 2000 年的 NSLY79 資料，
將研究對象限制在二十至三十三歲間生下第一胎的女性，且分別以第一次懷孕是死產 或是流產、在有避孕的情況下懷第一胎與試圖懷孕到真正懷孕的時間為生育時間的工 具變數，結果發現多延後一年生產第一胎，工作時數因此增加 5％、工資（wage）也 提高3％且 career earning 更增加了 10％，從事專業或管理類型工作的女性效果更為明 顯；而Buckles（2008）以 1979 年-2004 年 NLSY79 的 panel data，針對在 1954 年-1965 年間出生的人觀察，發現對於職業婦女在生小孩後，薪資皆會降低，且其中在擁有高 技術工作的女性，其降低的幅度愈大。而 Amuedo-Dorantes 與 Kimmel（2005）運用 NLSY79 的 panel data，先以二維的 probit 模型描述女性的生育決定，而將其是否會當 母親與是否會延後生產的結果放入工資的方程式中，結果發現不管教育程度為何，延 後生子婦女的薪資與沒子女者差不多，但較沒有延後生子的婦女高 7％。且高教育程
將研究對象限制在二十至三十三歲間生下第一胎的女性，且分別以第一次懷孕是死產 或是流產、在有避孕的情況下懷第一胎與試圖懷孕到真正懷孕的時間為生育時間的工 具變數，結果發現多延後一年生產第一胎，工作時數因此增加 5％、工資（wage）也 提高3％且 career earning 更增加了 10％，從事專業或管理類型工作的女性效果更為明 顯；而Buckles（2008）以 1979 年-2004 年 NLSY79 的 panel data，針對在 1954 年-1965 年間出生的人觀察，發現對於職業婦女在生小孩後，薪資皆會降低，且其中在擁有高 技術工作的女性，其降低的幅度愈大。而 Amuedo-Dorantes 與 Kimmel（2005）運用 NLSY79 的 panel data，先以二維的 probit 模型描述女性的生育決定，而將其是否會當 母親與是否會延後生產的結果放入工資的方程式中，結果發現不管教育程度為何，延 後生子婦女的薪資與沒子女者差不多，但較沒有延後生子的婦女高 7％。且高教育程