當前台灣住宅代間移轉：財富承繼之社會經濟學探討

行政院國家科學委員會補助專題研究計畫成果報告

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當前台灣住宅代間移轉 ※

※ ：財富承繼之社會經濟學探討

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計畫類別：

ˇ

個別型計畫

□整合型計畫

計畫編號：

執行期間：

90 年 08 月至 91 年 07 月 31 日

計畫主持人：華昌宜

共同主持人：

本成果報告包括以下應繳交之附件：

□赴國外出差或研習心得報告一份

□赴大陸地區出差或研習心得報告一份

□出席國際學術會議心得報告及發表之論文各一份

□國際合作研究計畫國外研究報告書一份

執行單位：國立台灣大學建築與城鄉研究所

中

華

民

國 91 年 10 月 30 日

行政院國家科學委員會專題研究計畫成果報告

計畫編號：NSC 90-2415-H-002-007

執行期限：90 年 08 月 01 日 至 91 年 07 月 31 日

主持人：華昌宜 台灣大學建築與城鄉研究所

一、中文摘要

台灣高達八成的住宅自有率舉世罕見，其原因為二至三成的成年子女居住於父母所有的房子的緣 故。在 1990 年代台灣的高房價社會的背景之下，頭期款資助、整棟房子的財富移轉、同住型態的所得移 轉三類的住宅代間移轉在家庭之中極為普遍。其中同住型態的所得移轉在西方文獻中甚少提及，同時過去 的討論重視遺產甚於生前移轉，故探討台灣社會的住宅代間移轉不但在學術研究上有其重要性，對於房地 產佔家庭財富達六成的台灣社會而言，在公共政策上也有其不可言喻的地位。 台灣的住宅代間移轉其實具有家庭集體的理性選擇的意涵，其中蘊藏有深沈的社會意義。父母經由住 宅代間移轉，影響他們與成年子女之間的居住距離與互動模式，經驗研究的結果顯示，住在父母房子的子 女更常探視父母、每月移轉給父母更多的奉養金。由於住宅具有空間的僵固性、不易變現的特質、投資/ 消費的兩面性和本身為一種能見的實體，使得它成為一種極佳的代間控制的媒介，而與股票、現金等其他 財務工具有所不同。 從 Peter Saunders 的理論所作的引申認為從父母處得到住宅代間移轉者可能因為財務限制較少，而得 以擁有更優渥的生活方式與較高的社會階層地位。經驗研究的結果顯示自力購屋者認知的社會階層高於住 在父母房子（接受住宅代間移轉）的人，此與自 Saunders 的理論所作的引申恰好相反。其中原因可能是 成就動機所致。千禧年之後的台灣房地產，隨著地價的持續下跌，房價對於新家戶的負擔已減輕許多，加 上台灣人對於自立購屋的成就動機與驕傲感，關於住宅代間移轉是否引起社會結構內部的潛在衝突的憂 慮，未來的趨勢是樂觀的。 綜合言之，住宅代間移轉普遍存在於台灣社會，是台灣家庭適應經濟發展的歷程所導致的劇烈社會環 境變遷所做的回應之一，除了明顯的路徑依賴的歷史性格之外，其中還存在家庭集體的理性選擇的痕跡。 後者過去並未被證明，除了可視為本文的重要貢獻之外，並可作為未來制度變遷的預測基礎。此外，由於 住宅被台灣的父母利用以影響成年子女的居住區位與家庭的互動模式，在繁忙的都市生活之時間限制下， 住宅代間移轉並可被視為一種以家庭為單位的時空整合的行為。

關鍵詞：

住宅、代間移轉、財富、家庭、台灣

ABSTRACT

The housing ownership rate in Taiwan is over 80%, an extra ordinarily high number in the world. The main reason behind this phenomenon is that 20~30 % adult live in the houses of parents’ own. Under the background of expensive housing price, downpayment supporting, housing wealth transfer and co-residence become three major types of housing transfer, which are popular phenomenon in Taiwan. The type of co-residence is specially ignored in western literature perhaps because of cultural differences. Besides, the convention wisdom concerns more on inheritance than on gift. Hence, the research on the issue of housing intergenerational transfer in Taiwan not only shows academic research potentials but also highly represents to public policy, especially when housing wealth is over 60 % of total family wealth in Taiwan.

becomes an efficient media of intergenerational control because of the properties of spatial fixity, high transaction cost, duality of investment/consumption and visuality. Through housing intergenerational transfer, parents live closer with their adult children and receive more visits and money feedbacks from children.

From the hint of Peter Saunders’s theory, people who receive housing intergenerational transfer may enjoy more consumption and recognize higher social status because less financial liquidity constraints. The empirical result of the case in Taiwan does not support the extention based on Saunders’s theory. The self-owner regards himself at higher social status even they have to bear the torture of mortgage. A possible explanation could be the achivement motivation.

In short, the popular housing intergenerational transfer in Taiwan could be regarded as a response of family to the success of economic devepment and rapidly social change. Except the explanation of historical factors named path-dependence, rational choice is also proved to be an important dimention to shape housing intergenerational transfer in Taiwan. The latter also could be regarded as a main contribution of this work.

Keyword: Housing, Intergenerational Transfer, Wealth, Family, Taiwan.

二、

緣由與目的

國外住宅自有的比例多在五成至七成之間。少有像我國官方 2000 年戶口及住宅普查宣稱的 82﹪之高 自有率，或 1998 年甚至高達 85﹪的情況（表 1），此等高住宅自有率舉世罕見。而今看來，問題是在於 採用統計口徑不同，導致產生高自有率的官方說法。戶口及住宅普查因為住宅所有權的調查項目係以房屋 為主體，所以受調者將自己擁有與家人擁有（特別是父母親的房子）都視為自己的房子，呈現出的統計結 果遂和以“人”為調查主體的自有率不同。若就所有權人的身份區分國內住宅所有權的結構，1992 年的 〈台灣社會意向調查〉資料1_{顯示，住在自有住宅者約佔五成，住在父母親擁有的房子的人約佔三成，租} 屋的人約有一成，其他的部分佔一成。1996 年的資料2_{則顯示自有的比例是六成五，住在父母親的房子的} 比例約是兩成，租屋的部分仍維持一成。若把以人為主體的調查結果，自有與父母親所有的比例相加，約 略也是八成。此說明了住在父母親的房子的比例是產生兩種住宅自有率的主要原因。

表 1 臺灣與各國住宅自有率比較表

單位：﹪ 年度 臺灣 日本 美國 英國 1978 69.6 69.9 65.5 — 1983 75.0 62.0 63.5 — 1984 76.7 — 63.9 61 1988 79.1 61.1 63.8 66 1993 81.8 59.6 64.2 68 1998 84.6 60.3 66.4 69 資料來源：引自（石振弘，2001：3）。其原始資料多取自各國官書及政府網 站。 為什麼多達兩成至三成的人住在父母親的房子當中？而且，台灣社會變遷基本調查（三期二次）的資 料也顯示住在男方父母的房子的人數比例是住在女方父母的人數比例的三倍，難道是因為父母親希望獲得 ____________________________________ 1 _{詳見臺灣社會意向調查報告第 34 頁。} 2 詳見臺灣社會變遷基本調查報告(三期二次)第 77 頁。

兒子的奉養3_{，所以經由住宅代間移轉的安排，希望獲得他們的孝順？而且當台灣家庭的財富有六成是房} 地產4_{時，住宅代間移轉即意味著大量財富的跨代重分配，使得我們必須去瞭解其發生的原因及影響。}

三、結果與討論

（一）住宅作為一種有效的代間控制媒介

父母藉由住宅移轉而遂行塑造親子互動模式的理性行為，可視為親子間的一種無形的契約的形成與執 行。由於此契約執行的時間相當長，故存在未來子女不履行父母期望的風險，那麼為何住宅代間移轉仍然 如此普遍存在於當代的台灣家庭之中？契約理論可以提供我們對此問題具備更深刻的洞察力。在契約理論 最重視的交易型態上，家庭之內的親子關係是一種長期的多次交易的型態，其極端的對比是譬如小販與觀 光客的一次性交易(Pollak，1985)。小販與觀光客的一次性交易的型態，由於進行下一次交易的期望近乎 於零，所以產生欺騙的機率也就偏高。相反地，家庭內的親子關係是一種長期的關係，多次交易的型態與 低度的資訊不對稱，使得經由代間移轉形成的親子間的隱形契約得以成立與維持。 然而任何的契約，若是因為雙方的機會成本差異而衍生較大的經濟租，就會使某方產生破壞契約的動 機。當甲的機會成本明顯小於乙的機會成本時，甲對於契約執行擁有的經濟租就會大於乙所擁有者，雙方 的經濟租的差距，Klein, Crawford & Alchian(1978)稱之為可獲取的準租(appropriate quasi-rent) 5_{，當此可獲}

取的準租愈大，進行交易的某方破壞契約的可能性就愈高。關於本文所討論的家庭內之住宅代間移轉而 言，財產移轉後的老邁父母、惡化的家庭財務等因素均有可能使子女丟棄履行奉養父母的責任，故住宅的 生前移轉，確實有可能使子女在父母年老時丟棄奉養的責任。那麼難道台灣家庭的父母選擇在生前移轉是 不理性的嗎？其實因為住宅本身具有的若干特性，可以降低契約不被履行的風險。以住宅作為代間移轉的 媒介，對於進行移轉決策的父母親而言，具有他種媒介所無可比擬的長處： (一) 住宅具有空間的僵固性 父母可以藉住宅的移轉指定(或決定性地影響)其子女居住的空間區位，進而縮短與子女的居住地點之間 的距離6_{。如此既可保有自己居住的私密性，也可增加與子女的互動頻率、幫忙照顧孫子女，深化家庭成} 員間的情感互動。 (二)住宅具有不易變現的特質 住宅本身是一種財富，其求售變現的過程繁雜，而且必須支出一定的交易成本，相對於股票、現金等 媒介，子女較不易按照自己的意志隨意支用這類的財富移轉。尤其父母雖名義上將房子移轉給子女，但法 律上仍然具有所有權，故對於子女的行為仍有“控制”的能力。 (三)住宅具有投資/消費的兩面性 住宅本身是一種消費，同時在經濟發展的過程中，它也是一種極佳的投資保值工具，在華人社會中尤其 受到歡迎。故當住宅移轉成為協助子女消費的同時，它也是促進家庭財富累積的手段。 (四)住宅本身是一種能見的實體 住宅具有實質的形體，所以旁人可以輕易地在事後觀察到代間移轉的發生。鄰里社區、親友的輿論可能 ____________________________________ 3 為人父母者主觀上期望的老年居住安排方式，希望固定與一個兒子住的比例約為 15﹪，希望輪流與各已婚兒子住的比例為 18﹪。 相較於去除性別因素的選項，父母固定與一個已婚兒女住的比例只有 5﹪，父母希望與輪流與各已婚子女住的比例只有 7﹪。（瞿 海源，1998：134）由此可見，在台灣，父母主要希望晚年與兒子同住。 4 從行政院主計處於 2000 年公布的〈臺灣地區八十七年國富統計報告〉中，家庭部門與非營利團體的資產結構的統計，可供作為與 1991 年國富調查比較時的參考。其中可見耐久性資產淨額的比例減少 8.5﹪，而金融性資產淨額則增加 8.5﹪。然而，即使耐久性 資產淨額比例有所下降，房地產現值所佔比例並未下降，仍佔六成。 5 他們以此評斷上下游廠商之間的合作，若可獲取的準租愈大，則契約愈難維持，廠商愈傾向垂直整合。 6 _{根據對家庭動態資料庫 RI1999 與 RI2000 合併後的樣本所做的次數統計的結果（詳見表 4），住在父母親房子的成年子女的居住} 區位位於父母親隔壁或同棟大樓的百分比是所有樣本比例的二~三倍，同時居住於較遠距離的百分比也較全部樣本的數值低。其中 清楚可見人為影響的痕跡。

成為執行此一親子間隱形契約的一股監督力量。有時候，由於鄰里社區、親友的輿論，會對子女造成一種 壓力，使得他們必須更孝順(Chu & Yu，2001)。

一般而言，父母親所得到子女的奉養不外乎兩類，一類是來自雙方見面互動的情感的滿足（此源自於 父母關愛子女的利他情感），另一類則是普遍見於台灣社會的奉養金，此奉養金經常是每月由子女給予父 母，逢年過節還要給予父母紅包，其意義是回饋父母教養子女的花費與心力，有時候並作為其退休後的部 分生活費。從經濟意義觀之，子女的探視與奉養金的移轉都是表達對父母的回饋，它們都對父母親的福利 函數產生若干的效用增加。探視帶給父母情感的滿足，同時子女亦至少必須付出時間的機會成本與交通成 本，此遂與金錢移轉構成「替代」（substitution）7_{的關係。換言之，有些子女可能會覺得已經給了很多孝} 養父母的金錢，所以他們探視父母的次數會少一些；有些子女的經濟情況可能不充裕，他們探望父母的次 數則會多一些。此從早先若干的經驗研究中已得到證實（Cox，1987；于若蓉&朱敬一，1993）。故從上 述的理解，以下為何建立兩條方程式構成一組聯立方程式的用意是很明顯的，其中的被解釋變數

Y

₁和

Y

₂， 分別代表每年子女探訪父母的次數與每月子女移轉給父母金錢的淨額，目的是表現兩個被解釋變數之間存 在的替代關係，以及個別方程式本身解釋意義的有限。方程式如下： 1 5 4 2 3 2 1 0 1

=

a

+

a

•

X

+

a

•

S

+

a

•

Y

+

a

•

H

+

a

•

D

+

ε

Y

… … … (1) 2 5 4 1 3 2 1 0 2

=

b

+

b

•

X

+

b

•

S

+

b

•

Y

+

b

•

H

+

b

•

D

+

ε

Y

… … … (2) 1

Y

：每年子女探訪父母的次數 2

Y

：每月子女移轉給父母金錢的淨額

X

：個人、家庭的社會經濟變數

S

：親子間的居住距離

H

：是否住於父母親所有的房子

D

：是否父母親生前已分家 我們可以預想，如果在適當地控制居住距離、個人變數、家庭變數的情況下，若得到的結果顯示接受 父母親住宅代間移轉的子女比那些沒有得到的人更常探視父母、移轉更多的金錢給父母，則可以得到以下 的結論：選擇以住宅作為代間移轉媒介的父母，可以有效地影響兩代之間互動的頻率與模式。 以上的(1)、(2)式所組成的聯立方程式，因為兩式的被解釋變數之間具有替代關係，所以兩式的誤差 項之間很可能具有相關的性質。為了同時估計兩式，並考量誤差項之間的相關，所以採用三階段最小平方 法（3SLS，three-stage least square）進行估計。（Pindyck & Rubinfield，1991 : 296-311）為了進一步簡化 問題，所以假設兩式的誤差項（

ε

₁，

ε

₂）的平均數、變異數為：













2 1

ε

ε

～

































2 2 12 12 2 1

,

0

0

N

σ

σ

σ

σ

至於分析的資料係取自「華人家庭動態資料庫」，此資料庫是由中央研究院與國科會社會科學研究中 心共同執行，是國內少見的固定樣本追蹤資料庫（panel data）。樣本來源包括編號 RI1999 問卷的 36-46 歲之成年人與編號 RI2000 問卷的 46-65 歲之成年人。本文將 RI1999 的 995 個樣本與 RI2000 的 1959 個樣 本合併，經過資料整理、變數簡化與刪除不符合條件的樣本之後，最後餘下計有 1043 個樣本。 從 3SLS 估計得到表 4 的結果，住在父母親房子的成年子女，不但與父母親住的比較近，而且傾向於 多探望父母、多給父母奉養金，他們相較於那些不住在父母房子的人，每月多移轉給父母 28000 元，每年 多探視父母約 41 次，印證了住宅果然是一種相當有效的代間控制媒介。同時，男性的確負擔了較多的奉 養的責任，他們不但多探視父母，也移轉較多的奉養金。表 4 顯示男性相較於女性每月多移轉給父母 9560 元，每年多探視父母約 14 次；子女的教育程度愈高，則愈傾向多探望父母、多給父母奉養金8_{。而且探訪} 次數與奉養金的移轉之間也如同國外的研究所得的結果一樣，具有替代的關係。子女每年多探視父母一 ____________________________________ 7 _{此為經濟學安身立命的基本概念之一，它表現了經過成本與效益考量之後的個體選擇結果。} 8 教育程度每多一年，則每月移轉金額多了 1131 元，每年探訪次數也平均多了 14 次。

次，會減少每月 680 元的奉養金移轉；每月多移轉 1000 元，則每年探視父母親的次數會減少約 1.5 次。 因此，台灣的家庭住宅代間移轉存在理性選擇的痕跡就很明顯了。 綜合以上的訊息，我們可以肯定若父母透過有計畫的住宅代間移轉，使子女居住地點與自己相距較 近，對下一代進行兩代間互動關係的示範與教育，則他們很有機會可以獲得兩代之間較頻繁的互動，提高 家庭成員的凝聚力與情感交流，也獲得子女更多的奉養金的回饋，使其老年生活的經濟安全更有保障。此 結果亦突出了住宅代間移轉是一種理性選擇的結果，此行為的背後，實有深沉的社會集體理性寓於其中。 而且，受到台灣較多閩南移民的影響，閩南風俗是父母分產、退休後，與長子同住或與諸子輪住，所 以男性分得較多的財產，尤其房產都會指定給兒子，因此他們也承擔大部分奉養父母的責任，方程式中男 性顯著地高於女性探望父母的頻率、給父母奉養金的數額，其原因正是如此。同時，在依變數為探望父母 頻率的方程式中，性別、是否居住於父母的房子當中、父母是否曾分家9_{三個變數均呈現顯著的影響，但} 另一奉養金方程式則否。此有兩個層面的意義： 1.男性/女性由於源自農業社會的社會習俗的影響，家庭希望由男性繼承「房」的支脈，承擔延續香 火的責任，所以將不動產交由男性繼承。父母的住宅代間移轉、分家均使兒子（們）增加探視父母 的頻率，也多移轉奉養金給父母，表現出明顯的“交換”性格。此結果呼應了陳育青利用 1980 年代 末期的<婦女生活狀況調查>資料所作的結論，她認為台灣家庭對於兒子的代間移轉較偏向交換性質 （陳育青，1990：42）。 2.住宅、不動產的移轉對探視次數有直接的因果影響，其他的移轉媒介不見得可以產生如此的效果。 此證諸於奉養金的估計式中，「住宅是否為父母所有？」、「父母是否曾分家？」對奉養金的淨額 之影響並不明顯。 家庭教育對於子女的社會化過程有明顯的影響，子女的教育程度愈高，對依變數產生正向的影響。換 言之，子女的教育程度愈高，會愈常探視父母並回饋更多的奉養金。Chu & Yu (1997)曾證明了若子女的 教育程度愈高，家庭教育的時間愈長，則子女愈孝順父母（他們以打電話、探望父母的次數作為孝順的指 標）；從居住距離的係數視之，依變數為探望父母次數的方程式大於給父母金錢的方程式，換言之，居住 區位安排對探視次數的邊際影響大於對金錢移轉的影響，若因為探視而帶來的家庭成員的情感互動對老年 時期的父母有無可取代的價值，所以住宅就成為一種難以取代的代間移轉媒介。此證諸於由資料計算得到 的居住距離 1 的係數約為居住距離 2 之係數的 3 倍，此意味著經由住宅移轉對子女居住區位的影響對親子 互動的頻率有直接、無可否認的正面促進之作用。 ____________________________________ 9 _{「父母是否曾分家？」此變數在此是作為一個控制變數。父母曾分家者比那些未曾分家者，每月多移轉 9000 元給父母，每年多} 探視父母約 13 次。但此為相對地把住宅代間移轉分離的結果，納入住宅移轉的廣義之分家的影響肯定會更大一些。

表 4 3SLS的估計結果

依變數為子女每月移轉 給父母金錢 的淨額 （千元） 估計參數 T 值 標準差 截距項 -22.664 99** -0.85 26.79 性別（男性＝1） 9.560 1.55 6.16 教育程度（年） 1.131* 1.67 0.68 月收入（千元） -0.0009 -0.12 0.01 婚姻狀態(已婚＝1) -3.374 -0.27 12.68 父母親年齡 0.268 0.86 0.31 父親的省籍（外省籍＝1） -7.181 -0.95 7.59 居住距離 1 128.698** 2.14 60.19 居住距離 2 42.022** 2.12 19.80 探訪次數（次/年） -0.680** -2.16 0.31 兄弟姊妹個數 0.693 0.62 1.12 住宅是否為父母所有（是＝1） 28.018 1.41 19.81 過去十年是否有接受 8.468 1.00 8.47 父母購屋貸款周轉（有＝1） 父母是否曾分家（有＝1） 8.961 1.58 5.67 目前小孩子的數目（人） 0.231 0.10 2.28 依變數為子女每年探望 父母次數（次/年） 截距項 -33.306 -0.86 38.72 性別（男性＝1） 14.053** 2.11 6.65 教育程度（年） 1.662* 1.95 0.85 月收入（千元） -0.001 -0.12 0.01 婚姻狀態(已婚＝1) -4.965 -0.27 18.37 父母親年齡 0.394 0.86 0.46 父親的省籍（外省籍＝1） -10.553 -0.96 10.95 居住距離 1 189.196*** 19.16 9.87 居住距離 2 61.775*** 9.41 6.56 移轉的淨額（千元） -1.469** -2.40 0.61 兄弟姊妹個數（人） 1.018 0.61 1.67 住宅是否為父母所有（是＝1） 41.194** 2.13 19.36 過去十年是否有接受 12.449 1.14 10.92 父母購屋貸款周轉（有＝1）

父母是否曾分家（有＝1） 13.171* 1.89 6.98 目前小孩子的數目 0.342 0.10 3.28 樣本數 1043 ***，**，*表示顯著水準分別為 1﹪，5﹪，10﹪。 說明：居住距離 1 之係數是同棟大樓或走路十分鐘以內相對於車程一個小時以上者的比較結果，居住距離 2 之係數是車程在一個小時以內相對於車程一個小時以上者的比較結果。

(二)住宅代間移轉對社會階層態度的影響

：臺灣的實證

藉由引申 Saunders(1984、1990)的理論概念，在此我將提出一個連結住宅代間移轉與社會階層的問題 意識。由於住在父母房子的人，受到較少的財務限制，所以他們在消費型態、工作轉換、生育決策等安排 都享有更高的自由，而呈現不同的生活方式。因此，住在父母親房子的人所自我認定的社會階層可能較高。 基於上述內容，我將檢驗以下的命題:住在父母親房子的人所自我認知的社會階層是否高於靠己力購 買房子的人？為了達到上述的目的，我將樣本區分為自有住宅、住在父母所有的住宅兩組作對照，依變數 為主觀認知的社會階層的高低，進行基於住宅移轉的有無導致的社會階層認知之差異比較。由於住宅財富 資料的罕見與缺乏，在此我以住宅所有權作為替代住宅移轉的指標。由於台灣家庭的父母鮮少向子女收取 房租或足額的房租，所以把住在父母親房子的人視為獲得上一代的移轉是站的住腳的。同時為了區分所得 移轉與財富移轉的可能差異，也把住在父母房子的人進一步區分為與父母同住\不同住兩組進行比較。 為了對相同條件的人作比較，過程中將傳統社會學認為是影響社會階層的重要因素—教育程度、上一 代的社會階層、所得、行（職）業作為解釋變數加以控制。同時，擁有房屋所有權並不代表擁有全部的權 益，所以還必須考量房屋貸款的因素。 此外，獨立變數尚加入了房型、性別等幾項變數。房型是早期 Rex(1997)提出「住宅階級」理論時所 強調的重點，後來遭到諸多批評，在此則以台灣的資料加以檢視。至於性別因素是台灣家庭內部的代間移 轉不可忽視的因素，由於繼承自農業社會的傳統，一般說來，房地都是傳給兒子，女兒則是以股票、現金 為主（陳育青，1990：4-6）。 資料係取自 1997 年台灣社會變遷基本調查(三期三次)其中的社會階層主題。樣本範圍包含整個台灣 地區，採用分層隨機抽樣的方法，經過變數簡化、樣本整理的手續刪除了一些不合宜的樣本，最後在自有 ／父母所有該項資料中，共有 1882 個樣本納入分析；在自有／租屋該項資料中，共有 1445 個樣本納入分 析。 在模型設定上，由於依變數是受訪者個人主觀認定的社會階層，依變數本身為類別變數(categorical data)，並且含有順序的特性。依照 Peter McCullagh 在 1980 年代發展的理論，按照累積羅吉特(Cumulative Logit)的機率函數型式，方程式可以寫成下式的型態10(McCullagh & Nelder，1989 : 150-155 ; Agresti，1996 : 211-212)。最後以下述的機率模型形式，以 ordered logistic regression 進行資料分析。

i i J j j j

X

j

Y

P

j

Y

P

_α

_β

π

π

π

π

π

π

−

=

+

+

+

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+

+

=

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≤

+ +

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....

....

log(

)

)

(

1

)

(

log(

2 1 2 1 ____________________________________ 10 此理論已被 SPSS 10.0 版應用而置入其套裝軟體提供的功能當中，作者正是以此軟體進行分析，故模型設定與其相仿。

其中 j=1,… … … .,J-1

依變數(dependent variable)是指受訪者個人認定的社會階層，獨立變數

X

_i除了社會學認為最能夠代 表社會階層的教育、收入、行(職)業之外，並加入了本文的特點-住宅的所有權狀態，經由此代表住宅代間 移轉的變數，希望可以澄清靠己力擁有房子與住在父母親房子中的人，其認定的社會階層狀態是否有所不 同。同時，住在父母親房子的人進一步依是否與父母親同住11_{被區分成兩組，而後再加以分析。為了更周} 全地回應住宅階級理論，我也做了自有╱租屋樣本的比較。 從表 5 的迴歸結果當中，我們可以觀察到影響受訪者的社會階層認知的變數，除了傳統社會學所強調 的教育、收入、行業之外，住宅所有權狀態也有顯著的影響，除了傳統上討論所有權為自有╱租賃的差別 之外，靠己力擁有╱住在父母房屋的對比也對社會階層的主觀認知有顯著影響，此彰顯了社會學低估了住 宅所有權影響社會階層意識的可能。由於住宅所有權變數的估計係數為負值，加上原來方程式係數前設定 的符號為負號，負負得正，此意味著靠己力擁有住宅的人其主觀認知的社會階層高於住在父母房子裡的 人。顯然，之前對 Saunders 的理論所做的引申一定遺漏了什麼重要的解釋變數。 因為真實的淨財富必需扣除負債，故再加入房貸的償還狀態變數進行迴歸，原先的結果並未大幅地改 變。基本上，房貸的償還狀態並未明顯地影響主觀的社會階層認知。但是當樣本進一步地區分為是否與父 母同住兩群，則可見未與父母同住者之已付總價的 10-30%該類別呈現顯著的結果（其他類別仍不顯著）， 與父母同住者之樣本對房貸仍無顯著的反應12_{。此項結果表示那些靠己力購屋者，他們在剛付完房屋總價} 的 10-30%貸款時，明顯覺得自己的社會階層低於沒有房貸負擔的人。雖然房貸引起的財務流動限制帶來 了若干的痛苦，但感受到負面作用較強烈的時候只是剛付完總價的 10-30%的階段，這種負面感覺只是暫 時的，沒有持續的太久，隨著清繳的比例的提高而逐漸減輕，進而消失。最奇特的是，那些快清繳房貸的 人（已付總價的 71﹪以上者）甚至覺得自己的社會階層高於沒有房貸負擔的人，也許依靠己力擁有房子 的心理安定感與驕傲感使得這些人自覺身處較高的社會階層，即使為房貸奮鬥的過程十分辛苦。 此外，在房型的變數上，居住於連棟透天街屋與傳統農村式者感受到的社會階層較居於 13 樓以上公 寓的人為低，此為城鄉差別，並非單純是房屋形式的不同所致。此結果亦點明了 Rex & Moore(1967 )以房 屋型式界定社會階級的不當，以房型界定階級犯了住宅決定論的謬誤。若是重作一次凸顯房型變數的迴 歸，以自我認知的社會階層為依變數，將房型、父親的社會階層作為等號右邊的獨立變數時，從另一個迴 歸結果中可以發現，除了父親的社會階層對子女的社會地位之強烈影響依舊之外，房型變數忽然顯的相當 突出，除了樣本較少的眷村以及 6-12 公寓未呈統計上的顯著外，其他都呈顯著。此是與 13 樓以上公寓的 參考組對照的結果。可是一旦加入所得、教育程度、行（職）業此類傳統的社會階層變數時，如表 5，房 型變數本身就被其他變數所遮蓋，或被這些更重要的社會階層變數所解釋時，整體而言，遂成次要的角色 了13_。 另外，自有、住在父母所有的房屋且與父母同住者的樣本之房型變數對社會階層認知的影響不明顯， 但是另外一組（自有、住在父母房屋但與父母不同住者）則幾乎都呈顯著的狀態，除了眷村14_{、6 樓-12} 樓的公寓除外。由於以上的顯著影響是與 13 樓以上公寓的參考組對照的結果，更加深了前述城鄉差別的 論證，甚至我們可以進一步的推論，有可能是城鄉之間地價的落差所致，使得房型背後代表的財富移轉有 懸殊的差別，進而影響到社會階層高低的不同認知。在此，房屋形式只是財富的中介，並非直接界定階級 的變數。 ____________________________________ 11 _{只要是至少與自己的父母親或配偶的父母親其中之一同住即是。} 12 _{有興趣的讀者，可直接向作者索閱。} 13_{或許，這也是解釋為何住宅社會學在主流社會學中居於邊緣的原因之一。} 14 眷村部分不顯著的原因也可能是因為樣本數太少的緣故。

由於 Saunders(1984、1990)的理論主要仍是談自有╱租賃的對照之於社會階層的不同，所以我也對於 自有╱租賃的樣本做了處理。其結果與前述自有╱父母所有的結果大抵類似，自有者的社會階層認知高於 租屋者，變數的符號也雷同。但是仍有兩處不同值得提出：一、性別變數變的不顯著 二、獨院式及雙併 式別墅的擁有者感受的社會階層低於居住於 13 樓以上公寓者。前者表示在租擁選擇上性別差異並不重 要，但是在住宅代間移轉方面，性別是一個重要因子，這與台灣社會受傳統影響的兄弟均分家產的制度與 父系社會的雙重影響高度相關。第二點則十分不同於一般的觀察，依常理住在獨院式及雙併式別墅者應有 較大的財富，但是他們的社會階層認知反而低於住在市區 13 樓以上公寓的人，此也許和台灣土地混合使 用的型態有關。一方面可能是市中心的地價高，所以住高層公寓的人的財富未必少於住在郊區別墅的人； 也有可能是其他影響社會階層認知的因素產生的作用，例如具社會名望的要人多居住在市區。然而真正的 細節有待進一步探究。

表 5 對自有╱父母所有樣本進行 Ordered logistic regression(PLUM)的結果

依變數為受訪者 主觀感受的社會階級 是否有貸款償還、 房型兩變數 有 貸款 沒有 貸款 變數類別 估計參數 標準差 估計參數 標準差 截距項 截距 1 -1.813*** 99** 0.528 -2.206*** 0.463 截距 2 1.192** 0.534 0.787* 0.468 截距 3 2.067*** 0.534 1.659*** 0.468 截距 4 5.320*** 0.538 4.912*** 0.472 父親的社會階級 上層與中上層 -3.529*** 0.245 -3.592*** 0.244 中層 -2.889*** 0.206 -2.931*** 0.205 中下層 -2.007*** 0.219 -2.051*** 0.218 勞工 -1.149*** 0.193 -1.185*** 0.192 下層 0 0 家庭月收入 2 萬元以下 1.863*** 0.329 1.953*** 0.325 2-4 萬元 1.471*** 0.271 1.531*** 0.269 4-6 萬元 1.151*** 0.264 1.185*** 0.261 6-8 萬元 0.800*** 0.267 0.837*** 0.265 8-10 萬元 0.739*** 0.269 0.771*** 0.266 10-12 萬元 0.655** 0.283 0.702** 0.281 12-20 萬元 0.378 0.272 0.403 0.270 20 萬元以上 0 0 住宅所有權 自有 -0.634*** 0.114 -0.661*** 0.101 父母所有 0 0 教育程度 無 3.442*** 0.460 3.541*** 0.453

國中國小 2.420*** 0.371 2.497*** 0.364 高中高職 1.757*** 0.360 1.820*** 0.355 大專 1.397*** 0.365 1.434*** 0.361 大學 0.702* 0.377 0.721* 0.373 研究所 0 0 性別 男 0.246** 0.100 0.243** 0.099 女 0 0 行業 農林漁牧狩獵業 0.055 0.206 0.107 0.220 工業 0.321*** 0.113 0.318*** 0.891 不能歸類的行業 -0.055 0.129 -0.044 0.129 商業服務業 0 0 房貸償還狀況 跳答 0 已付總價的 10%內 0.242 0.287 已付總價的 10-30% 0.333 0.218 已付總價的 31-50% -0.048 0.203 已付總價的 51-70% 0.197 0.219 已付總價的 71%以上 -0.087 0.207 已經付清 0 房型 獨院式或雙併式別墅 0.470 0.331 連棟透天式 0.506* 0.277 5 樓以下公寓 0.315 0.281 傳統農村式 0.579* 0.320 眷村 0.926 1.015 6 樓-12 樓公寓 0.206 0.302 13 樓以上公寓 0 樣本數 自有 父母所有 1248 人 634 人

Cox & Snell

R

2 0.414 0.411

說明：***，**，*表示顯著水準分別為 1﹪，5﹪，10﹪。

四、計畫成果自評

綜合言之，住宅代間移轉普遍存在於台灣社會，是台灣家庭適應經濟發展的歷程所導致的劇烈社會環 境變遷所做的回應之一，除了明顯的路徑依賴的歷史性格之外，其中還存在家庭集體的理性選擇的痕跡。 後者過去並未被證明，除了可視為本文的重要貢獻之外，並可作為未來制度變遷的預測基礎。此外，由於 住宅被台灣的父母利用以影響成年子女的居住區位與家庭的互動模式，在繁忙的都市生活之時間限制下，

住宅代間移轉並可被視為一種以家庭為單位的時空整合的行為。 目前本文的經驗研究係以台灣的材料為主，其實，人類家庭內的成員互動本來就具有一定的共通性， 何況東亞的國家或地區的家庭觀念都在不同程度上受到儒家的影響，並在二戰後先後經過了工業化、都市 化的歷程，故互相之間有一定的共性與差異。在以上的背景之下，進行比較研究可以就不同的國家或地區， 在面對快速的工業化與都市化的外在環境變遷之下，家庭提供何種非正式的機制面對政府提供的福利保障 的不足？家庭承繼的傳統習俗如何調整並適應外在社經環境的變化？家庭成員同住型態的變化？都是可 以進行比較研究的重要而且有趣的問題。 本文處理的重點主要置於家庭成員如何因為住宅財富移轉而與兩代之間的互動產生關連，就分析的角 度是屬於微觀面向的討論。然而此微觀面向的討論可能是某些宏觀議題的基礎。就本文的主題進一步連結 相關的宏觀經濟議題而言，財富效果（wealth effect）無寧是相當重要的關鍵字。 台灣房地產泡沫的破裂，加上大環境的經濟蕭條，當前已可觀察到一些消費意願低落、通貨緊縮的跡 象，此光景不禁讓有識之士憂慮如何避免台灣步上日本的後塵。日本經濟的深陷泥沼，現今回顧起來，股 價、房價、地價的突然下挫使得國民的財富大幅縮水，對於未來前景的憂慮，使得一般的平民百姓不但消 費能力受限，而且失去消費意願。消費的低迷使得廠商的產品乏人問津或被逼削價求售，進而使廠商再投 資能力或意願受到影響，並且使總體需求下降，故從消費、生產到投資構成一惡性的循環。Mera(2000) 就認為日本經濟的窘境與房地產價格的大幅下降很有關係，他並進一步衡量股票資產、房地產對於消費傾 向的影響，得到房地產對消費傾向的影響比股票資產更為顯著。從前述觀點，關於台灣家庭的住宅財富與 總體經濟相關的問題，實在值得研究者深入，此不但在學術研究上凸顯住宅、土地在總體經濟運行中所佔 的重要地位，而且可以增加對於應對經濟緊縮所應採取的政策手段的知識背景。

五、參考文獻

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