第四章 多元羅吉特模型與變數設定
第二節 變數設定
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第二節 變數設定
一、變數名稱與定義
表 4-1 分別針對三個住宅權屬選擇行為，進行解釋變數以及被解釋變數的設 定。模型一針對全體受訪者 (包含已婚者和未婚者) 進行受訪當時住宅行為之研 究；模型二針對已婚者進行結婚當時住宅行為之研究；模型三針對已婚者探討婚 後直到受訪當年期間，權屬改變情形之研究。
表 4-1 變數名稱與定義
名稱 定義
【模型一】
被解釋變數： 住宅權屬 受訪當時住宅權屬狀態
(0：父母所有 1：租用 2：自有)
解釋變數： 年齡 受訪當時受訪者之年齡
教育年數 受訪者之受教育年數
(0－22：不識字、小學、國中、高中職、大學、碩、博)
結婚 受訪當時之婚姻狀況
(0：未婚 1：已婚)
有小孩 受訪當時是否有小孩
(0：否 1：是)
小孩個數 受訪當時有幾個小孩
家庭總收入 受訪當時夫妻個別月收入之加總(單身者只計入個別月收入，不加總)
與父母同住 受訪當時是否與父親或母親居住
(0：否 1：是)
接受購屋資助 過去 10 年內是否接受過父母或配偶父母購屋資助
(0：否 1：是)
有意遷移 是否計畫在兩年內遷移
(0：否 1：是)
都會人 受訪當時是否居住在台北市、台中市、高雄市任一地區
(0：否 1：是)
道地都會人 16 歲以前經常居住地與受訪當時居住地均為台北市 (或高雄市或台中市)
(0：否 1：是)
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表 4-1(續) 變數名稱與定義
名稱 定義
【模型二】
被解釋變數： 住宅權屬 結婚當時住宅權屬狀態
(0：父母所有 1：租用 2：自有)
解釋變數： 結婚年齡 結婚當時受訪者之年齡
教育年數 受訪者之受教育年數
(0－22：不識字、小學、國中、高中職、大學、碩、博)
結婚時有小孩 結婚當時是否已經有小孩
(0：否 1：是) 結婚時
家庭總收入
結婚當時夫妻個別月收入之加總
接受購屋資助 過去 10 年內是否接受過父母或配偶父母購屋資助
(0：否 1：是)
都會人 受訪當時是否居住在台北市、台中市、高雄市任一地區
(0：否 1：是）
道地都會人 16 歲以前經常居住地與受訪當時居住地均為台北市 (或高雄市或台中市)
(0：否 1：是)
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表 4-1(續) 變數名稱與定義
名稱 定義
【模型三】
被解釋變數： 權屬型態改變 結婚當年到受訪當年期間，住宅權屬狀態是否發生變化
(0：否 1：是)
解釋變數： 年齡 受訪當時受訪者之年齡
教育年數 受訪者之受教育年數
(0－22：不識字、小學、國中、高中職、大學、碩、博)
有小孩 受訪當時是否有小孩
(0：否 1：是）
小孩個數 受訪當時有幾個小孩
家庭總收入 受訪當時夫妻個別月收入之加總
與父母同住 受訪當時是否與父親或母親居住
(0：否 1：是)
接受購屋資助 過去 10 年內是否接受過父母或配偶父母購屋資助
(0：否 1：是）
都會人 受訪當時是否居住在台北市、台中市、高雄市任一地區
(0：否 1：是)
道地都會人 16 歲以前經常居住地與受訪當時居住地均為台北市 (或高雄市或台中市)
(0：否 1：是）
二、變數預期方向
完成變數設定後，接著將討論變數之預期效果。預期的結果除了倚賴經濟 直覺外，同時納入文獻之實證結果作為參考之依據。各變數之預期方向與原因分 別說明如下：
(一) 年齡
隨著年齡增長，家戶可累積的財富與日俱增，故擁屋的可能性愈高。此外，
年齡對住宅遷移行為發生的可能性卻存在兩種截然相反的效果。年齡愈大，個人
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或家戶的工作或生活條件穩定性會愈高，發生調整的可能性和動機愈微弱，導致 住宅的調整行為發生的可能性愈低。但另一方面，家庭環境和家庭組成 (例如：
小孩出生) 會隨著年齡增長而有所改變，在這種情況下，住宅遷移的可能性就會 增加。事實上，年齡所造成的兩種相反的住宅遷移行為，反映的是已婚家庭的生 命歷程經過。對已婚家戶來說，結婚至生小孩的那段時間，受到家庭的牽絆或影 響有限，家戶可以全心在工作上累積財富，此時，住宅的調整可以較輕易達成，
年齡的影響傾向正向。但是一旦已經擁屋或者有小孩，則家庭生活就會趨於穩 定，此時，年齡的影響就會傾向負向。
基於上述原因，本研究預測年齡對擁屋可能性影響為正向，對住宅遷移之可 能性則不一定。
(二) 教育年數
在某種程度上，教育程度會反映出個人所得的多寡以及社經地位之高低，因 此為一人經濟能力的衡量依據。一般而言，教育程度愈高者，購屋能力較強，對 於居住品質的轉換也愈能夠達成，因此擁屋可能性愈高，發生住宅遷移的可能性 亦愈高。因此，預測教育程度對擁屋可能性影響為正向，對住宅遷移之可能性亦 為正向。
(三) 結婚
一般來說，已婚者與未婚者相比，已婚者具備較高程度之承諾與使命感，生 活狀況相對較穩定，擁屋機率較高。但近幾年來，因為個人經濟自主性的提升以 及婚姻觀念的改變，愈來愈多人傾向晚婚甚至不婚。結婚對擁屋可能性的影響存 在世代差異，已不如以往顯著：年輕世代大多傾向有房有車才結婚，因此傾向婚
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前購屋，與以往先成家後立業的觀念有差距。而且，愈來愈多家庭會因為小孩照 顧的考量，選擇住在父母家，暫時不考慮購屋。而另一方面，單身者所需的生活 花費往往只牽涉個人，在沒有背負家庭成員的經濟壓力下，隨著年齡增加，通常 可以較迅速地從工作或投資中累積財富，因此，購屋的能力與誘因會愈高，使得 單身擁屋可能性隨之提高。
基於上述原因可知，結婚對擁屋的影響力在新生代已變得很不明顯。因此，
本研究推測，對中生代來說，結婚對擁屋影響傾向為正向；對新生代來說，結婚 影響不顯著。
(四) 有小孩
小孩出生之時間點會對家戶日後擁屋的可能性造成差異。若家戶在婚前就生 小孩，則可能因為財富累積不夠充裕以及小孩照料的顧慮，通常傾向住在父母所 有房屋，擁屋可能性會較低。然而，由於文獻大多支持，擁屋傾向最高的時候，
會出現在結婚當年或結婚後但小孩出生的前一年。婚後才生小孩者，通常擁屋率 會較高。此有兩種解釋：一為家戶早在小孩出生前就已經購屋居住；二為小孩的 出生，促使家戶調整至穩定的住宅狀況，以完善其居住環境。
此外，有小孩的家庭，通常會因為家庭組成的改變，增加遷移的動機，例如：
改善生活品質與環境等，使得遷移可能性較高。但另一方面，也可能因為養育成 本的增加，而排擠掉預定的住宅支出，使得遷移機率下降。
綜合上述原因，推測有小孩家庭相較於沒小孩家庭，擁屋可能性不顯著，遷 移可能性也不顯著。
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(五) 小孩個數
小孩個數愈多，家戶所需負擔的家庭開銷會因為育兒成本增加而增加，因此 會更加速排擠購屋支出，造成購屋機率的降低。從另一觀點分析，小孩個數愈多，
會因為空間上的限制以及學區的考量，而增強住宅狀態改變的動機，遷移可能性 增加。因此，預期小孩個數對擁屋影響為負向，對遷移可能性之影響為正向。
(六) 家庭總收入
文獻大多以恆常所得作為財務之解釋因素，且通常以人力資本變數 (年齡、
教育程度等) 來估計。換言之，恆常所得即是這些人力資本變數的線性組合。由 於本文已經納入人力資本變數，等於間接考慮了恆常所得的影響，因此不正式估 計一個恆常所得變數，而直接利用問卷上所調查之月收入取代恆常所得之估計，
以作為個人經濟狀況之衡量。一般而言，家庭總所得愈高，愈能夠不依賴家庭資 源的幫助，離家的動力和可能性相對會較高，因此擁屋率會較高。此外，家庭總 收入愈高，有愈高的誘因驅使家戶選擇更好的居住環境，因此，遷移機率也增加。
故推測，家庭總收入愈高，擁屋機率愈高，遷移機率也愈高。
(七) 與父母同住
與父母同住的家戶，相較於沒有與父母同住者，能夠較輕易地分享原生家庭 所提供的資源。此資源可能是小孩生活貣居的照顧，或者父母房屋的贈與與繼承 等。因此，與父母同住者，通常較傾向居住在父母所有房屋，擁屋機率較低。另 一方面，與父母同住的家庭，會因為家中有年紀較大的長輩，對於遷移的行動力 通常較不積極，遷移的考慮也會較為嚴謹，因此，遷移機率較低。
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根據以上原因，推測與父母同住者，擁屋機率較低，住在父母所有房屋機率 較高，而遷移機率會較低。
(八) 接受購屋資助
接受過父母 (或配偶父母) 購屋資助的家戶，相較於沒有接受任何援助的家 戶，購屋所需承擔的房貸壓力可以減輕甚至免除，擁屋機率相對較高，遷移可能 性也較高。故預測接受購屋資助者，擁屋機率較高，遷移可能性亦較高。
(九) 有意遷移
有打算搬家者，通常為經常遷移者或因特殊需求才產生改變者，前者可能 因為工作因素而有經常遷徙之必要，為了將遷徙成本降至最低，因此傾向租屋居 住；後者可能是因為家庭人口組成或環境因素改變而產生的遷移行為，此類家庭 通常因為原始居住環境不完善，才想改變環境，因此為擁屋者的機率通常也較低。
因此，有意在兩年內遷移者，預測其為租屋者的機率較高。
(十) 都會人
由於台灣城鄉差距逐年增大，都會區和非都會區在生活條件和工作環境上已 逐漸產生很大的不同。在都會區 (台北市、高雄市、台中市) 內，地窄人稠，住 宅需求量高，導致近幾年來房價節節攀升，許多年輕家戶即使已經有一部分存 款，仍無法負擔貣高房價。將都會區家庭與非都會區家庭區分開來，一方面可以 控制地區房價差異的影響外，另一方面更可以凸顯出城鄉差異所造成的影響。除 了因為都會區的房價較高外，都會區內租屋市場的供給相較於非都會區，是比較
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充足且便利的，因此，租屋可能性較高。此外，都會區內存在數量較多或品質較 高的住宅產品，可提供潛在遷徙者較多的遷徙選擇，因此遷移機會較高。
充足且便利的，因此，租屋可能性較高。此外，都會區內存在數量較多或品質較 高的住宅產品，可提供潛在遷徙者較多的遷徙選擇，因此遷移機會較高。