討論

本節就實證分析結果提出以下數點討論。

壹、變數影響方向與預期不符

由表 9 可知，當親代教育程度較高時其傾向同住的機率將提升；教育程 度隱含親代在個人社經地位或經濟資源上的優越，代表一定程度上的獨立性 與自主，故於 Sereny(2011)的研究中即反映了教育程度與「傾向不同住」之間 的正向關係。就影響方向與預期相反而言，本研究推測係因同住傾向依變數 之衡量誤差；PL 模型中，親代同住傾向依變數係透過替代變數設定取得，並 非直接詢問的問題。故針對依變數定義更精確地詮釋應為：協助子代的傾 向。經由上述解釋，當受訪親代因教育程度的提升具有較多資源時，對子代 的利他行為呈正向影響應為合理結果。

二、女性子代傾向與親代同住

「若以華人社會孝道規範的角度推斷，則相對於女兒而言，台灣成年兒 子(尤其是長子)提供給年老父母各式支持與協助量應是較多的一方(葉光輝，

2009，頁 103)。」以傳統價值觀出發，相對於女性子代，男性子代常被視為 父母親冀望的未來同住對象，因此本研究預期男性子代應較具有同住傾向。

然而，研究結果顯示女性子代對於與親代同住具有較高傾向，與先前預期結 果不符。參考 Lin 與 Yi(2011)的研究，顯示在反哺的傾向上女性將對親代有較 高的協助意願，或可解釋為何本研究中女性對於提供親代代間支持的傾向可 能高過男性的結果。

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三、長子同住現象低

NL 模型之校估結果顯示，若受訪子代為長子，在家族的居住安排中與

「親代與受訪子代同住」呈負向影響(見模型二)。此變數雖未達顯著，但其影 響方向卻與過往研究有所不同(Wakabayashi & Horioka, 2006)。本研究推測此 結果與樣本特性有關；子代樣本於訪問時係以初入成年者作為訪談對象，其 年紀尚輕且多為未婚；根據楊靜利、陳寬政(2002)的研究可知，子代在離家的 年齡上多分布於 20 歲至 30 歲間，與本研究子代樣本相仿；故可推測，由於 樣本年齡層正逢離家階段，其與親代形成同住的可能性較低，因而造成變數 的不顯著及負向效果。

四、與兒子關係良好的親代呈現不與子代同住

本研究預期 NL 模型中與子代關係較好的親代將可能形成同住，然校估結 果卻顯示親代與子代關係較好時將呈現不與子代同住之現象³⁸。推測其背後原 因可能係親子之間以其他代間支持的形式(例如：金錢支援、定期見面…等等) 維持兩者之間的和諧關係，而不一定以同住為方式進行；此外，受訪親代在 年齡上呈壯年時期，代表其老化徵兆可能尚不顯著(如：健康惡化、喪偶…等 等)而不需子代同住照顧。本研究樣本中子代為初入成年而逐步離巢，親子之 間將趨於不同住的居住安排，但彼此可能仍以其他代間支持管道以維持兩代 良好關係。

貳、居住環境變數與居住安排現象

本研究於 NL 中納入居住環境變數，並發覺子代住宅權屬、子代是否有房 屋貸款及子代房屋形式將影響受訪子代與親代的居住安排現象；親代房屋形 式將影響其居住安排現象。就子代住宅權屬而言，本研究考量訪談問卷中數

38 該結果與魯慧中、鄭保志(2011)相仿；當親子間關係越好時，其親子同住現象發生機率反而越低。

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種受訪者較具自主權的權屬型態(包括自有、租用、借用或配置公家、公司、

工廠宿舍及眷村等)以定義子代是否對於目前住處享有主權，其變數隱含受訪 者本身於住宅資源上的滿足與否，並以此探勘住宅權屬對於居住安排現象上 的影響。實證結果顯示，對於子代而言，掌握較穩定或可支配的住宅資源時 將促使子代在居住安排上追求獨立自主的現象；其符合資源論觀點且呈現子 代於離巢過程中與住宅權屬之間的關係。

是否具有房屋貸款之虛擬變數亦相仿於住宅資源的概念；對初成年的子 代而言，其經濟狀況相對不穩定，故於住宅資源上若呈現需要幫助的狀況(於 此即代表子代目前有房屋貸款的壓力)，則可能轉向親代尋求協助，因而形成 兩者之間的同住。

住宅形式變數係將別墅、透天厝或農村式歸類為居住面積相對充裕之選 項；校估結果顯示，對子代而言居住於此類形式將促使親子同住的可能，但 對於親代而言卻將促使不與子代同住。該變數之探討應考量樣本之年齡特 性；研究樣本係親代正處壯年、子代邁入成年的步調，故可推測，此變數設 定的住宅形式對子代而言可能未能負荷，住宅權屬可能皆隸屬於親代所有；

因此，子代住宅形式顯著性的解釋應為：子代仍未具獨立能力(即使已達一定 年齡，但並不代表於生活能力上的獨立)，當親代住處具有較多居住面積或住 宅資源時，兩者將持續呈現同住的現象。另一方面於親代住宅形式部分，居 住於面積較充裕的形式象徵親代於住宅資源上的優勢，故其不與子代同住的 現象可解釋為追求獨立的表現。

不同世代同住傾向、孝道觀念對親子同住之影響

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肆、同住傾向與孝道觀念對同住現象之影響

Takagi 與 Silverstein(2006)的研究曾討論到孝道觀念與同住現象之間的影 響關係，呈現孝道觀念可能影響同住的發生，但亦可能反向受到同住現象的 影響導致價值觀上的強化。本研究中僅設定孝道觀念對於同住現象及傾向的 單向影響，於實證結果證明孝道觀念將正向影響同住傾向及現象上的發生，

顯示與該文獻結果相仿。

世代同住傾向(包括 CO_T_1 及 CO_T_2)在 NL 模型中為不顯著³⁹，且呈現 了與預期方向不符的狀況，據此本研究推測原因為變數設定上對同住傾向的 衡量誤差；由於該變數係以替代變數方式定義，在使用的問卷中僅以相近問 題取代同住傾向上的直接訪問，因而在同住傾向上判定可能存在疑慮。親子 之間同住現象受多種因素的影響，同住的傾向可能僅代表決策者之個人單向 意願，且未考量同住對象的指定，故於本研究中未能顯著反映於最終的同住 現象。

39 參考魯慧中、鄭保志(2012)的研究結果，子代的孝道觀念對同住具有影響，與本研界結果相仿；針 對同住傾向不顯著的原因，依魯氏的解釋可理解為其他替代性方式取代了親子同住的發生，故形成 變數的不顯著。

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