4 全民健保對生育行為的影響

4.1 全體樣本

本文如欲探討全民健保對生育行為的影響_, 必須將同時間勞保縮減生育給付的事 實也納入考慮。 由前所述_,「全民健保的直接效果」 與 「縮減勞保生育給付的效果」

皆會對家庭的生育行為產生影響_, 且影響的方向恰好相反_: 前者會促進家庭的生 育意願_, 但後者會有抑制的效果。 因此_, 本文欲瞭解以上這兩種效果的 「淨效果」_, 也就是 「全民健保的總效果」 是否會對生育行為產生影響。 更進一步地_, 若全民健 保的總效果會促進家庭的生育行為_,我們預測在 「母親為勞保參加者的家庭」 中的 影響會大於 「母親非勞保參加者的家庭」 中的影響。

在進一步進行迴歸分析之前_, 我們先用表₃的 differences-in-differences 估計 來瞭解在全民健保後_, 公、 私部門家庭間有子女出生機率的差異是否有所改變。 表 3顯示_, 全民健保前_, 私部門家庭子女出生機率為 _0.1032, 全民健保後為 _0.1093,

上升了 _0.0061, 但標準差為 _0.0042, 故私部門家庭有子女出生機率的增幅並不顯

著。 公部門家庭中_, 全民健保前子女出生機率為 _0.1122,全民健保後為_0.0962, 下

降了 _0.016, 但標準差為 _{0.0084 ,} 顯示公部門家庭有子女出生機率的降幅亦不顯

著。 最後_,我們將實驗組與對照組在全民健保前、 後有子女出生機率的變化作比較_, 私部門家庭子女出生機率上升了 _{0.0061 ,} 公部門家庭子女出生機率下降了 _0.016 , 此二項變化的差異即differences-in-differences 估計法中政策效果 。 從表₁我們

可以知道_,此政策效果的估計值為 _{0.022 ,}標準差為_{0.009 ,}在統計上顯著_,這表示 全民健保的總效果可能促進了家庭的生育行為_, 進而提高子女出生機率。 然而_, 表 3只是最基本的 differences-in-differences 估計結果_, 我們尚須藉由迴歸分析_, 控 制其他變數_,例如觀察年數、 家庭特性等的影響_,這樣才能估計出正確的政策效果。 1996–1997 年間家庭子女出生的機率較 _1993–1994 年間減少了約 _{0.0181 ,} 且在 統計上顯著。 此外_, 由私部門家庭虛擬變數的係數顯示_, 私部門家庭子女出生的機

兩組差異 _{-0.009 0.0131 0.022*}

(0.0063) (0.007) (0.009) 括弧內為標準差_,星號標示*p < 0.05, **p < 0.01, ***p < 0.001

現全民健保使家庭有子女出生的機率增加了_{0.0215 ,} 且在統計上顯著_, 表示全民 健保的總效果對生育行為有顯著的正向影響。

值得注意的是_, 第₍₂₎ 欄政策效果的係數也與第 ₍₁₎ 欄所估計出的係數 _0.022 略有差異_, 顯示 「生育行為觀察年數」 的確會干擾到估計值。 此外_, 由觀察年數為 2 年虛擬變數的係數顯示_, 當樣本的觀察年數為₂年時_, 家庭子女出生的機率會提 高約 _0.075, 且在統計上顯著_, 這與前述的預測相符_,²⁶ 表示我們的確需要納入觀 察年數作為迴歸估計的控制變數。 總之_, 為了估計正確的政策效果_, 下文的迴歸分 析皆將控制 「生育行為觀察年數」 此變數。

第 ₍₃₎ 欄進一步地控制了母親特性_, 包括了母親年齡、 母親教育年數與母親 為就業者虛擬變數。 政策效果的係數稍微減少為 _0.0213, 但仍在統計上顯著。 全 民健保後虛擬變數的係數_−0.0111, 但在統計上不顯著_, 這顯示在第 ₍₂₎ 欄中_, 全 民健保後家庭子女出生機率減少的現象可能與母親特性在此二時期之間的變化有 關。 由私部門家庭虛擬變數的係數顯示_,私部門家庭子女出生的機率較公部門家庭

低了約 _{0.0183 ,} 且在統計上顯著。 這也意謂著公、 私部門家庭生育行為的差異可

能與母親特性在公、 私部門家庭間有所不同有關。 母親特性方面_, 當母親年齡增加 1 歲時_, 家庭子女出生機率會下降 _{0.0185 ,} 在統計上顯著。 當母親教育年數增加 1年時_, 家庭子女出生機率會增加 _{0.0051 ,} 在統計上顯著。 最後_, 當母親為就業者

26即3.1節中所提及_: 當生育行為觀察年數越長_, 本文觀察到家庭有子女出生的機率本來也就會 越高。

時_, 家庭子女出生機率會減少 _{0.0334 ,} 且在統計上顯著。 這表示當母親為就業者 時_, 生育的機會成本 ₍所必須放棄的勞動收入等₎ 會越高_, 因此也會抑制生育的意 願_, 而且效果比母親年齡及母親教育年數這兩個母親特性大上許多。

第₍₄₎ 欄進一步控制了父親特性_, 包括了父親年齡與父親教育年數。 政策效果 的係數略增為 _0.0226, 在統計上顯著。 全民健保後虛擬變數為 _{−0.0121 ,} 但在統 計上不顯著。 私部門家庭有子女出生的機率仍是比公部門家庭低了 _{0.0198 ,} 在統 計上顯著_,但效果較第 ₍₃₎ 欄略微降低。 母親特性的影響仍與第 ₍₃₎ 欄相似_, 但效 果皆略為縮小_,特別是母親教育年數的係數減少至 _{0.00376 ,} 在統計上顯著。 與母 親特性相似地_,當父親年齡增加 ₁ 歲時_,家庭子女出生機率會下降 _0.0298 。此外_, 當父親教育年數增加 ₁ 年時_, 家庭子女出生機率會增加 _0.002 。

第₍₅₎ 欄進一步控制了家庭合計年所得 ₍對數值_), 由係數顯示_, 當家庭合計年 所得增加 _1% 時_, 家庭有子女出生機率會增加 _0.0466 。 政策效果方面_, 係數略增 為 _{0.0239 ,} 在統計上顯著。 在全民健保後虛擬變數方面_, 係數為 _{−0.0148 ,} 但仍 在統計上不顯著。 私部門家庭子女出生機率仍比公部門家庭低了 _{0.0174 ,} 在統計 上顯著_, 但效果較第 ₍₄₎ 欄略為降低。 在父、 母年齡上_, 由於父、 母年齡與家庭合 計年所得有正向關係_, 且家庭合計年所得與家庭子女出生機率有正向關係_, 父、 母 年齡的係數皆較第 ₍₄₎ 欄小_,²⁷ 但仍為負向的影響_, 且在統計上顯著。 在父、 母教

27此處的 「小」_, 係指第₍₅₎欄的係數會較第 ₍₄₎ 欄的係數來的小_,例如由₋₁ 降至至_{−2 ,}或 由₃降至_{2 ,}而不是指 「絕對值」 的大小。

育年數上_, 由於父、 母教育年數與家庭合計年所得有正向關係_, 且家庭合計年所得 與家庭子女出生機率有正向關係_, 父、 母教育年數的係數亦皆將較第 ₍₄₎ 欄小。 值 得注意的是_,母親教育年數仍有正向顯著的影響_,但父親教育年數的係數在統計上 並不顯著。²⁸

第₍₆₎ 欄進一步控制了地區固定效果。²⁹ 北部地區與中部、 南部或東部地區間 家庭子女出生機率並無顯著的差異。 在政策效果方面_, 係數略增為 _{0.0243 ,} 在統 計上顯著。 在全民健保後虛擬變數方面_, 係數為 _{−0.0154 ,} 但在統計上不顯著。 私 部門家庭子女出生機率較公部門家庭低了_{0.0169 ,} 在統計上顯著_,但效果較第 ₍₅₎ 欄略為降低了。 父、 母親特性與家庭合計年所得方面_, 係數皆幾乎沒有變化。

由前所述_, 在各種迴歸模式下政策效果的估計值皆非常穩定。 我們的估計結果 顯示_, 對於整體樣本_,考慮了縮減勞保生育給付的效果₍負向₎後_,全民健保的總效 果會使家庭養育子女的成本降低_, 促進生育意願_, 提高家庭有子女出生的機率。

4.2 母親為勞保參加者的樣本

由_4.1 節_,考慮了全民健保的直接效果₍正向₎與縮減勞保生育給付的效果₍負向₎ 後_, 全民健保的總效果會促進家庭的生育意願_, 進而提高家庭有子女出生的機率。

這也意謂著全民健保的直接效果 ₍正向₎ 會比縮減勞保生育給付的效果 ₍負向₎ 來 的大。 然而_, 「母親是否為勞保參加者」 會影響生育給付與家庭所得在全民健保後

28以上推論係根據Omitted Variable Bias Formula (Angrist and Pischke, 2008)

29以北部地區家庭為參照。

的縮減幅度_, 進而影響縮減勞保生育給付的效果 ₍負向₎。 假設全民健保的直接效 果₍正向₎ 是同質性的_,由於這 ₃₀日生育給付占家庭年所得的比例有顯著的差異_, 母親不是勞保參加者之家庭所受到勞保縮減生育給付的負向效果_, 將會比母親為 勞保參加者之家庭大上許多。 因此_,「母親為勞保參加者的家庭」 所受到的 「全民健 保的總效果」_,將會比 「母親非勞保參加者的家庭」 所受到的影響來的大。 此節我們 將會把全部樣本區分為 「母親為勞保參加者的樣本」 與 「母親為非勞保參加者的樣 本」_, 分別進行 differences-in-differences 估計_, 以觀察前者樣本中的政策效果是 否會大於後者樣本。

我們以 「母親是否為就業者」 來判定 「母親是否為勞保參加者」。 由於本文資料 篩選的特性_, 私部門家庭中的父、 母必定都不是公部門的就業者。 在就業方面_, 樣 本中的父、 母必定至少有一人是就業者_, 並不會出現父、 母都不是就業者的情況。

因此在私部門家庭中_, 若母親為就業者_, 我們可以確定她是私部門的就業者_, 因此 也是勞保的參加者。 為了選取樣本標準的一致性_, 在公部門家庭中_, 我們也以 「母 親是否為就業者」 來判定 「母親是否為勞保參加者」_, 將所有公部門家庭分為 「母親 為勞保參加者的公部門家庭」 與 「母親為非勞保參加者的公部門家庭」。 表₅與表₆ 分別是 「母親為勞保參加者的樣本」 與 「母親為非勞保參加者的樣本」 所有變數的 平均值。 無論在全民健保前、 後_,母親年齡、 母親教育程度、 父親年齡、 父親教育程 度及家戶合計年所得皆是私部門家庭的數值較公部門家庭來的低。³⁰

30這與表₂「所有樣本」 時的情況相同。

子女出生機率方面_, 由表₇與表_8, 在 「母親為勞保參加者的樣本」 中_, 無論在 全民健保前、 後_, 皆是私部門家庭較公部門家庭來的低_,但差距從 _0.0332 縮小為 0.0003。 政策效果的係數為 _0.0328, 在統計上顯著。 然而_, 在 「母親為非勞保參加 者的樣本」 中_, 無論在全民健保前、 後_, 皆是私部門家庭較公部門家庭來的低_, 但 差距從_0.024 縮小為_0.0195。政策效果的係數為 _{0.0045 ,} 在統計上不顯著。³¹ 這 顯示了 「母親為勞保參加者樣本」 與 「母親為非勞保參加者樣本」 的生育行為確實 有所差異。 然而_, 這只是最基本的 differences-in-differences 估計結果_, 我們尚須 藉由迴歸分析_, 控制其他變數_, 例如觀察年數、 家庭特性等的影響_, 這樣才能估計 出正確的政策效果。

表₉為普通最小平方法 (Ordinary Least Square, OLS) 迴歸分析的結果。 第 (1) 欄為全部樣本的估計結果_, 也就是 _4.1 節中表₄的第 ₍₆₎ 欄結果。 第 ₍₂₎ 欄為

「母親為勞保參加者樣本」 的估計結果_,政策效果的係數為 _{0.0276 ,}在統計上顯著。

第₍₃₎ 欄為 「母親為非勞保參加者樣本」 的估計結果_, 政策效果的係數為 _{0.0202 ,} 在統計上不顯著。 在此我們可以發現_, 全民健保的總效果由大至小依序為 「母親為 勞保參加者樣本」 的 _0.0276 、 「全部樣本」 的 _0.0243 與 「母親為非勞保參加者樣

第₍₃₎ 欄為 「母親為非勞保參加者樣本」 的估計結果_, 政策效果的係數為 _{0.0202 ,} 在統計上不顯著。 在此我們可以發現_, 全民健保的總效果由大至小依序為 「母親為 勞保參加者樣本」 的 _0.0276 、 「全部樣本」 的 _0.0243 與 「母親為非勞保參加者樣