第四章、 研究方法
第二節、 變數界定與資料來源
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第二節、變數界定與資料來源
一、生育率之定義
常用的生育率衡量有以下幾種方式：9
1. 育齡婦女年齡別生育率 (Age Specific Birth Rate, ASBR)：
特定年齡組的出生數對同一年齡組年中育齡婦女數的比率。
2. 一般生育率 (General Fertility Rate, GFR)：
指當年出生數與年中育齡婦女數的比率。
3. 育齡婦女總生育率 (Total Fertility Rate, TFR)：
育齡婦女五個年齡組別生育率加總後乘五而得之。
4. 有偶婦女生育率 (Marital Fertility)：
特定年齡組的出生數對同一年齡組年中有偶育齡婦女數的比率。
本研究以育齡婦女總生育率做為衡量生育水準的指標 (以下簡稱生育率)，主 要原因為總生育率是一個由「年齡別」與「生育率」組成的生育指數，雖是估計之 數據，但不會受到人口年齡組成是否有人口老化之影響，相較於一般生育率、粗出 生率等衡量方式更易與其他方法比較與解釋，也是最常被引用的定義方法 (劉一龍 與王德睦，2005)，以下就總生育率的定義加以說明。10
總生育率 (TFR) 是假設某一年度育齡 (15-49 歲) 婦女的生育狀況，其可代表 一個婦女的生育歷史，以此計算其一生 (15-49 歲) 的預期生育數目。計算上將該 年度 15-49 歲的育齡婦女每五歲分為一組，即 15-19、20-24、25-29、30-34、35-39、
40-44 和 45-49 歲等 7 個年齡組，分別計算其年齡別生育率，再將這七個育齡分組 的預期生育數 (年齡別生育率乘以 5 年) 加總，而求得育齡婦女總生育率，其中年 齡別生育率是以當年該年齡層生育母親的人數，除以該年齡層婦女的總數而得，是
9 根據內政部，生命統計資料背景說明。
10 粗出生率：每年每千人中出生人口之比率。
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Karaman Ö rsal and Goldstein (2010) 提出失業率比 GDP 更適合做為分析經濟狀況之 指標，失業率可以視為婦女養育子女的機會成本，用以探討就業或是失業情形下對 生育決策之影響。
有關景氣循環對生育率之影響效果，實證結果顯示生育率為順景氣循環的結果 有美國資料 (e.g., Ogburn and Thomas, 1922 ; Galbraith and Thomas, 1941 ; Silver,
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1965 ; Macunovich, 1995)、OECD 國家資料 (e.g., Adsera, 2004 ; Karaman Ö rsal and Goldstein, 2010)、拉丁美洲資料 (e.g., Adsera and Menendez, 2010) 及以色列資料 (e.g., Ben-Porath, 1973)；實證結果顯示生育率為反景氣循環的文獻有近代美國資料 (e.g., Butz and Ward, 1979 ; Mocan, 1990 ; Colen et al., 2006 ; Wu and Cheng, 2011)。
由於國內文獻尚無相關研究，而國外文獻可能因各國經濟狀況、風情民俗不同等因 素而有不同的實證結果，故本研究對於失業率對生育率的預期影響關係為不確定，
亦是本研究欲研究主要目的之一。
(二) 女性勞動參與率
Becker (1992) 認為女性勞動參與率提升會導致生育大幅減少，其理由是當太 太的工資提高，則太太投入職場的意願大增，照料子女的時間機會成本勢必提高，
因此生育數與女性勞動參與率兩者呈現負相關的現象。
有關女性勞動參與率與生育率之間的關係，Butz and Ward (1979) 由實證結果 發現美國總生育率、20-24 歲及 25-34 歲的年齡別生育率與女性就業率及女性所得 有強烈的負相關。陳彥仁 (2006)、葉哲全 (2007)、郭英照 (2007) 及莊慧玲 (2008) 在總體資料的實證分析中，發現我國女性勞動參與率對總生育率有顯著的負向影響，
顯示女性在面對生育與勞動參與決策上，確實有「魚與熊掌」難以兼顧的兩難之處，
故本研究預期女性勞動參與率對生育率的影響為負向關係。
(三) 婦女有偶比例
婦女有偶比例之計算方式是有偶婦女人數占婦女總人數。本研究在結婚為生育 的前提假設之下，討論婦女有偶比例與生育率之關係。台灣有偶率逐年下降，推估 是由未婚人口結婚年齡逐漸延後導致，而結婚年齡延後則是因為高等教育大幅擴張，
在兩性受教帄等下使兩性就學人數增加以及女性勞動參與率上升，不僅延長就學年 限也改變婚姻結構。當女性教育程度愈高，薪資相對提高，增加投入職場機會，當
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女性自主性及經濟能力提高時，晚婚或是不婚的可能性便增加。駱明慶 (2007) 分 析 1965 年至 2005 年的時間資料中 20-24 歲和 25-29 歲婦女生育率的變化，並且將 生育率的變化分解為來自有偶婦女生育率變化與來自婦女有偶比例變化，顯示出婦 女有偶比例下降是總生育率下降之主因，尤其是 20-29 歲婦女有偶比例的下降。因 此，本研究預期有偶率對生育率的影響為正向關係。
(四) 女性高等教育程度
本研究以女性高等教育粗在學率作為女性高等教育程度之指標，以該變數探討 女性教育年限延長，是否會影響或是延後生育時點。根據《教育統計指標》說明，
粗在學率＝各該級教育學生人數／各該相當學齡人口×100％，則女性高等教育粗在 學率＝大專（不含大專進修學校、五專前三年及研究所）女學生人數／18 至 21 歲 女生人口數×100％。
理論文獻上解釋教育程度提高會使生育率下降的原因，Ben-Porath (1973) 認為 高教育程度的父母比低教育程度的父母較理性去控制子女數量，而且高教育程度的 父母傾向在子女身上投入較多的花費，使其子女的素質達到一定水準因而減少子女 數量，此觀念為質量抵換理論，最早係由 Becker (1960) 提出，同時帶出機會成本 的概念，其認為高教育程度的女性會因有較高的薪資造成養育兒女的影子價格上升，
進而降低對子女的需求而減少生育子女的數目。
實證文獻上女性教育水準對生育率的影響很顯著，結果發現教育水準越高的婦 女其生育率越低，Yang (2000) 與陳彥仁 (2006) 之實證顯示女性教育程度水準提 升與生育率成反比。林侑靜 (2010) 並以兩階段最小帄方法估計女性教育程度對子 女個數的影響效果，得出教育程度愈高的女性，其所生的子女個數就會愈少。基於 上述文獻可知，當求學與就業機會的增加時，使婦女結婚與生育年齡延後，改變了 婦女的生命史。因此，本研究預期教育程度與生育率兩者呈現負相關。
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(五) 社會福利支出
本研究以社會福利支出占政府支出之比例，探討該變數對生育率的影響程度，
其中社會福利支出包括社會保險、社會救助、福利服務、國民就業、醫療保健等 5 項，惟 69 年度 (含) 以前指「社會安全及退撫支出」，包含社會福利支出、社區 發展及環境保護支出、退休撫卹支出等 3 項。
當政府提供較完善的育兒醫療照護，例如產前健康檢查、帅兒施打預防針，或 提供婦女產後工作保障與育嬰津貼，完善的托育體制與帅教政策及設施下，縱使無 法有效提高生育水帄，但是否能和緩總生育率下滑以減輕其負面影響，是本研究欲 探討之一，Castle (2003) 以 1990 年代後期的 OECD 國家資料，實證結果顯示生育 率與育帅福利相關支出有正相關。但如果養兒的目的在於防老，則社會保險中的年 金制度會降低育兒的誘因，Cigno et al. (2003) 研究發現德國隨收隨付制的社會安全 支出對生育率有負向影響，故本研究預期社會福利支出對生育率的影響為不確定。
(六) 都市化程度
本研究之都市化程度定義係根據行政院主計處編印《社會指標統計年報》中「都 市人口比率」之定義，我國以都會區人口占總人口比率估算。11此變數之設定用於 檢視不同的經濟型態對生育率之影響。臺灣產業早期以農業為主，農業人口比越高，
基於人力需求以及傳統多子多孫的觀念，生育率會越高。隨著經濟型態與產業結構 不斷演變，現今以工商業產業為主，故本研究欲探究經濟型態的改變對於生育率下 降是否有顯著影響。
過去文獻中，Kamerschent (1971) 研究社會經濟變數對開發中與已開發國家出
11 本研究以行政院主計處 82 年 7 月頒訂《中華民國統計地區標準分類（第一次修正）》的資料來
區分都會區與非都會區。都會區之定義：係指在同一區域內，由 1 個或 1 個以上之中心都市為核心，
連結與此中心都市在社會、經濟上合為一體之市、鎮、鄉（稱為衛星市鎮）所共同組成之地區，且 其區內人口總數達 30 萬人以上。分類原則詳見附錄一。
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生率之影響，使用變數有年齡結構、教育、人均所得、人口密度及都市化程度。實 證結果顯示都市化程度對生育率有負向影響。Brann (1979) 以美國 1970 年至 1974 年各州收入、教育、15-19 歲女性已婚百分比、都市人口比、黑人人口比、流產比、
避孕／懷孕比為解釋變項，探討各州未成年生育率的關係，以迴歸模型實證結果得 出，少女生育率與都市人口比率有負相關，顯示生育率與都市化程度成反比。劉君 雅等 (2009) 以人口密度 (總人口數／面積) 代表都市化程度高低，就 1980、1990、
2001 年三個年度觀察生育率的地區差異，以傳統迴歸分析及空間回歸分析得出都 會地區之生育率相對比較低，山區生育率一般偏高，該研究認為社經結構與空間鄰 近關係同時影響臺灣生育率變化，因此都市化程度愈高、人口密度愈高、農業人口 比愈低，則生育率愈低。由以上文獻，本研究預期都市化程度對生育率為負向影響。
(七) 家庭計畫
本研究於模型中加入了家庭計畫實施之虛擬變數，將此虛擬變數於 1964 年至 1966 年設為 0 (表示家庭計畫尚未推行)，於 1967 年至 1990 年設定為 1 (表示家庭 計畫實施期間)，而 1990 年代開始實施新家庭計畫，其政策目的為鼓勵生育，與前 人口政策目的不一，故本研究將 1991 年至 2009 年則設為 0，探討其對生育率影響 之顯著程度。孫德雄等 (2001) 的研究發現，由於政府計畫性實施避孕措施的家庭 計畫，生育率因而降低。陳彥仁 (2006) 探討台灣生育率下降因素之實證結果顯示，
家庭計畫對生育率之影響在統計上有顯著的負向關係。因此本研究預期家庭計畫對 生育率的影響為負向關係。
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三、資料來源
本研究之目的為探討總體景氣波動對生育率之影響，研究期間自西元 1964 年 至 2009 年共 46 筆年資料。根據文獻，以本國總生育率做為被解釋變數，並整合前 述探討總體景氣與生育率相關文獻，歸納出幾個主要影響生育率之總體變數，代入
本研究之目的為探討總體景氣波動對生育率之影響，研究期間自西元 1964 年 至 2009 年共 46 筆年資料。根據文獻，以本國總生育率做為被解釋變數，並整合前 述探討總體景氣與生育率相關文獻，歸納出幾個主要影響生育率之總體變數，代入