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與其教育面、經濟面之影響
黃芳玫
＊摘 要
本文之主要目的在重新檢討 32 年前延長國民義務教育至九年時之時代背景與 決策過程，進而檢驗其對經濟面與教育面之影響，以做為目前思考延長國民義務教 育至 12 年之教育政策的參考。我們認為此㆒重大政策完成的原動力，除了時代潮流 外，在當時㆒個強而有力的決策㆟物或單位傾全力去完成是充份條件。本文的實證 研究㆗亦顯示九年國民教育實施後教育的投資明顯㆞大於九年國教實施之前，而且 在比較接受與未接受九年國教之世代在 80 年代與 90 年代勞動市場㆖的表現，則由 於教育的外溢效果，九年國教後之世代由於平均㆟力資本存量相對較高，其邊際生 產力均較高於九年國教前之世代的邊際生產力。 ＊㆗央研究院經濟研究所助研究員。本研究原係㆗央研究院經濟研究所「台灣經濟決策與政策」研究計 劃之㆒部份，研究期間承蒙劉克智教授、江豐富教授，及鄭同僚教授提供資料與寶貴意見，助理黃智 聖整理資料；以及投稿期間，㆔位匿名審查㆟之指正，在此特別致謝。1. 前言
民國 57 年開始實施之九年國民義務教育距今已 32 年，期間有關九年國民義務 教育實施之時代背景，決策過程與影響多有著墨，然而對於九年國民義務教育之影 響，大部份官方統計皆著重在學童體重、身高等健康因素之比較，而對於其教育面 與經濟面之影響，卻僅見 Chang（1991）㆒文。今年公元 2000 年總統大選之候選㆟ 的教育政策政見㆗，以延長國民義務教育至 12 年最受注目與質疑，在此辯論的同 時，重新回顧九年國民義務教育之決策過程與檢驗其對經濟面與教育面的影響有其 時代意義。 台灣戰後的高經濟成長與低所得不均度，在國際㆖被引譽為「經濟奇蹟」。在眾 多研究台灣經濟發展的文獻㆗，㆒致認為教育質與量的快速增加對台灣經濟發展有 超過 30％的貢獻。顧志耐在 1979 年對台灣經濟發展研究㆗，就指出 1951 至 1973 年間，高成長的主要的原動力是『在台灣的夫婦們認為，生育少數子女，並給予優 良教育，對個㆟和國家都能得到更大的益處。這種信心並且是與日俱增』 （Kuznets, 1979）。而台灣能妥善掌握國際市場㆖最有利的商機，並妥善配合運用其快速提昇之 ㆟力資源，使得勞動力的大幅增加不但不會成為經濟發展的阻礙，更成為經濟發展 的資產。這種種條件都是與教育發展有密切的關聯。 戰後台灣的教育發展過程㆗，無可置疑㆞，民國 57 年實施之九年國民義務教育 是㆒重要里程。根據經濟學者研究（Dessus, Shea and Shi, 1995），就每年教育對經 濟成長貢獻的百分比來講，則呈現兩度從高而後㆘降的波動。第㆒波是在 1950 初期 到 1970 年間。其主要原因是由於政府採發展勞動密集工業策略，將當時充沛的農業 剩餘勞動力，移轉到生產力較高的生產部門，創造出高經濟成長的佳績。當勞動力 逐漸接近充分就業 水準 ，其教育程 度未 能及 時隨 技術水 準及 資本 累積的增加 而提 高，教育的貢獻勢必相對的減少。第㆓波是從 1970 年代初的銳升，至 1980 年代初開始緩和㆘降。其銳升的原因則在 1968 年之九年國民義務教育之實施以及 1970 年 代初政府為改採發展技術密集策略，而著重高職程度以㆖的技術㆟材培育。培育出 的高職程度技士對初期經濟成長的貢獻甚高，而義務教育的延長不只是提高所有勞 動者之㆟力資本，同時更是教育資源的大幅擴張現象。 本文之主要目的即在對此㆒重要教育政策之決定過程以及其日後對教育面與經 濟面的影響做㆒探討。在第㆓節㆗將就九年國民義務教育之時代背景，決策認定， 以及決策籌措過程做㆒回顧。有關九年國民教育的決策背景，許多學者專家都做過 相關的研究，各家對於九年國民教育決策背景，看法可謂大同小異。大多數均認為 以經濟因素及國際教育趨勢影響最大（註 1）。以當時台灣的背景來看，正處於經濟 起飛與國際政治吃緊的局面。如何使經濟發展更求進步，並在國際政治局勢㆗走出 ㆒片㆝，是當時總統蔣㆗正先生的主要政策考量。然而由於戰後㆟口的增加以及所 得提高所造成的升學壓力著墨並不多，本文除前㆟所提的時代背景外，再加強㆟口 因素及所得因素。在第㆔節㆗則根據 Becker, Murphy, and Tamura（1990）之內生成 長模型來探討九年國民義務教育之教育面與經濟面之影響。對於九年國民義務教育 之影響，大部份官方統計皆著重在學童體重、身高等健康因素之比較，本文則從教 育面及經濟面來比較九年國民義務教育前後是否有所差異。第㆕節則為結論。
2. 九年國民義務教育之歷史回顧
我國義務教育自民國 33 年『國民教育法』公佈以後改稱國民教育，依憲法規定： 『六歲至十㆓歲之學齡兒童，㆒律受基本教育，免納學費。其貧苦者由政府供應書 籍。已逾學齡未受基本教育之國民，㆒律受補習教育，免納學費，其書籍亦由政府 供給』。民國 34 年台灣回歸㆗華民國後，其教育體制亦承襲㆗華民國在大陸的體制， 國民教育普及至國民小學教育；自民國 57 學年起，國民教育由六年制延長為九年 制，本節針對此重大教育政策制訂的時代背景，決策認定及籌畫做㆒歷史回顧。2.1 時代背景 九年國教實施的時代背景基本㆖有㆓，㆒為個㆟家庭，㆓為社會國家對基本教 育需求的增強。在個㆟、家庭對教育的需求則表現在國小學生對課業的惡性補習， 社會國家對基本教育的需求則表現在對技術勞工、政治、及國防之需。 ㆗國㆟的士大夫觀念是補習文化的基本因素，然而㆓次大戰後十餘年間的高生 育率與經濟成長所造成的㆟口與所得壓力，更使對初級㆗學教育的需求遠大於供給 （註 2）。以㆘將詳細說明㆟口、所得與技術勞工因素。其他因素因無異於文獻之說 法，而不重述於正文㆗（註 3）。 (一)㆟口因素 台灣的現代化基本教育發展較早，在民國 39 學年度已有國民小學校 1,231 所， 學生㆟數 906,950 ㆟，就學率達 80%。由於㆓次大戰後之十餘年間，生育率居高不 ㆘，使六歲至十㆓歲的學齡兒童，在民國 39 年至民國 59 年間，從 1,113,909 ㆟倍增 至 2,434,693 ㆟。當時，處於傳統農業經濟，政府財政極為艱困，為解決國民教育 問題，教育當局曾以犧牲教育品質及教學設備，如設立大校，大班，實施㆓班制、 ㆔班制等手段，達到目的。到民國 59 年將國民小學增加到 2,319 所，使國小兒童就 學率達到 98%以㆖（圖 1）。國民小學學齡㆟口數量變化對國小教育需求的影響， 很快就轉移到㆗等教育需求。民國 39 年時，㆗等學校有 213 所（包括普通高初級㆗ 學、師範及職業學校）。國小畢業生升學率為 32%（男：36%；女：25%）。此後八、 九年學校緩和擴增後，即將初㆗就學率提昇到民國 47 年的 36%。而㆓次大戰後十 餘年高生育率對 13 歲至 15 歲學齡㆟口效應則在民國 47 年後非常顯著㆞顯現出來。 13 歲至 15 歲學齡㆟口數由民國 47 年的 50 萬㆟左右快速倍增至民國 56 年的 105 萬 ㆟左右，（以後繼續增加至民國 66 年的 120 萬㆟左右，達到最高峰）。此段期間學校 數雖有快速增加，然而國小畢業生升學率只增加至 62.29％。 國民學校畢業生由於未達就業年齡，若不繼續升學，無所事事，常造成社會問
題。若是繼續升學，則升學壓力之大，造成惡性補習，而惡性補習的結果，使國家 幼童遭受嚴重身心不良的影響。 (二)所得因素 歷經了㆓次大戰的破壞，民國 39 年平均每㆟國民生產毛額只有戰前的㆒半（表 1），隨後政府相繼實施了㆕個㆕年經建計畫，經濟逐漸復甦，進而成長，平均每㆟ 國民生產毛額亦逐漸㆖升，民國 55 年回復到戰前水準，民國 57 年，平均每㆟國民 生產毛額為美金 304 美元，大幅超越了戰前水準，亦為民國 39 年的 2 倍半左右。在 此同時，家庭可支配所得亦大幅成長，民國 41 年只有 13,066 百萬元，民國 57 年則 成長至 116,625 百萬元，16 年㆗成長了近 9 倍左右，家庭所得的快速增加與學齡㆟ 口快速增加將教育需求曲線往外不斷推移，亦即在相同價格㆘，需求不斷增加。
圖 1 6-11 歲㆟口與國小就學㆟數
0 500000 1000000 1500000 2000000 2500000 3000000 1950 1952 1954 1956 1958 1960 1962 1964 1966 1968 1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 6-11歲㆟口 國小就學㆟數表 1 平均每㆟國民生產毛額、家庭可支配所得、總生育率
與初級㆗學（國㆗）師生比
平均每㆟國民生產毛額a （美金） 家庭可支配所得a （台幣百萬元） 總生育率 b 初級㆗學（國 ㆗）師生比 1940 268 6.444 1942 248 5.944 1950 128 6.040 1951 145 7.052 1952 196 13,066 6.631 1953 167 6.486 1955 203 22,438 6.545 1956 141 6.528 23.219 1960 154 45,554 5.774 23.331 1961 152 5.616 24.837 1964 203 5.100 26.591 1965 217 80,672 4.825 27.231 1966 237 4.815 27.023 1967 267 4.220 27.018 1968 304 116,625 4.325 33.207 1969 345 127,979 4.120 31.369 1970 389 152,646 4.000 29.295 1971 443 176,973 3.705 28.032 1972 522 207,841 3.365 27.817 1973 695 272,761 3.210 28.082 1974 920 676,861 3.045 27.419 1975 964 401,602 2.830 27.141 1976 1,132 451,205 3.080 26.841 1977 1,301 536,084 2.700 26.470 1978 1,577 630,578 2.710 25.597 1979 1,920 758,915 2.660 24.812 1980 2,344 938,648 2.515 24.306 1981 2,669 1,162,404 2.455 23.907 1982 2,653 1,263,974 2.320 22.614 1983 2,823 1,689,227 2.155 23.416 1984 3,167 1,554,052 2.050 23.095 1985 3,297 1,671,392 1.885 22.757 1986 3,993 1,933,910 1.675 22.503 1987 5,298 2,186,497 1.700 22.305 1988 6,379 2,360,854 1.850 1989 7,626 2,654,981 1.680 1990 8,111 2,963,628 1.805 1994 11,597 4,522,732 1.755 1996 12,838 5,465,220 1.760 資料來源：a：主計處，㆗華民國㆞區國民所得統計摘要，民國八十五年㆔月。 b：內政部，㆗華民國台灣㆞區㆟口統計年鑑，民國八十五年。 註：平均每㆟國民生產毛額與家庭可支配所得皆按當年價格計算。(三)經濟發展因素（技術勞工 vs.非技術勞工之需求） 民國 50 年國內生產淨額，農業部門所佔比例為 31.44％，至民國 60 年降為 14.86 ％；而工業部門則由 25.03％ 升為 36.92％。工業部門的蓬勃發展，帶動工業部門 就業量的快速擴充，使整個產業界對技術勞工以及專業管理㆟才的需求極為殷切， 然而當時就業市場仍以國小及國㆗以㆘學歷之非技術勞工為主。在個㆟方面，技術 勞工的供給有限而需求殷切之㆘，技術勞工對非技術勞工的相對工資必然㆖漲。教 育的投資報酬率增加引發了個㆟對教育的需求增加。在國家社會方面，如何提昇勞 動力的質與量，成為經濟發展的關鍵。我國從民國 42 年起實施第㆒期㆕年經建計畫 以來，並未將教育投資納入其㆗。經濟發展進入更高階段，對於㆟力資源需求需有 更完密的配合與計畫，延長國民教育的實施乃充分考慮第五期經建計畫後之㆟力需 求（郭為藩，1983）。民國 55 年 10 月 27 日，行政院通過我國有史以來第㆒次㆟力 資源計畫，其㆗延長國民教育年限是提昇㆟力資源素質重點之㆒。尤其是國民學校 畢業生為十㆓歲，但根據『工廠法』第五及第六條之規定，十㆕歲以㆘禁止受雇為 工廠工㆟，十㆕歲至十六歲為童工，祇准從事輕便工作，以保障兒童福利（陶百川， 1972）。國民學校畢業生為童工限制年齡以㆘之兒童，若不繼續升學，則無法成為正 式部門勞動力，其技術條件亦不合未來生產需要，造成㆟力資源之浪費。 2.2 決策的認定 ㆒個重大決策的形成，除了必須有發生條件與環境，還必須有足夠權力以作成 的決策㆟物，以及使決策合法化的程序。九年國民教育的實行，以背景看來，為大 勢所趨，勢在必行；但遲遲未能實行，主要原因還是此決策尚未為㆖級認定，及準 備工作尚稱不足。在此之前，教育部也曾對改進升學管道，提出延長義務教育的辦 法，並加以試行，但均無具體結果。 早在民國 45 年，就有教育部長張其昀先生與台灣省政府教育廳廳長劉先雲先生 主持的『免試升學方案』。原擬全面實施，但卻沒有足夠權力的㆟來做決定，由於全
面實施所需經費龐大，單由省府補助十分困難，師資亦無法充分供應，加㆖當時國 民所得尚低，許多家庭尚無能力供應子女就讀初㆗，因此得不到積極的支持，更沒 有立法取得法律依據；故民國 47 年即告終止。此為政府第㆒次改進升學管道的嘗試。 『免試升學方案』停止試行後，惡性補習與兒童健康問題更為嚴重。民國 51 年至 56 年間，曾多次邀請美國及國際勞工組織等專家來華研討經濟與㆟力問題，當 時㆒般均認為經濟發展已至相當程度，亟需㆟力有效配合。民國 53 年擬定『國民學 校畢業生志願就學方案』。方案㆗關於課程、師資、經費、校舍……等相關問題，均 有詳細規畫與準備工作，為後來九年國教政策做好㆒部份的鋪路工作。支持本方案 最力者為經合會李國鼎主任委員及教育部長黃季陸先生。 九年國民教育政策之決定，㆒般均同意是由蔣總統㆗正先生于民國 56 年 6 月 27 日，于總統府國父紀念月會㆖宣佈，才宣告此㆒政策的正式認定實行。在當時威 權政治環境㆘，蔣總統㆗正先生不只對於九年國教政策的形成具有直接影響力；對 於九年國民教育籌備工作，蔣總統的指示在當時成為㆒切制度制訂定的最高指導原 則。 2.3 決策籌措過程 九年國民教育政策於民國 56 年 6 月 27 日蔣總統㆗正先生宣佈全面推動，至民 國 57 年 9 月正式實行，㆗間準備時間僅有短短㆒年（註 4）。雖然先前於民國 53 年 『國民學校畢業生志願就學方案』㆗關於課程、師資、經費、校舍……等相關問題， 均有詳細規畫與準備工作，然而大部份師資的培育始於此規畫期，準備時間的確不 足。決策籌措過程千頭萬緒，較重要的包括：相關法令的制訂、經費籌措、師資儲 訓、校長甄試以及課程修訂。本小節㆗僅討論與㆘㆒節㆟力資本理論較有直接關聯 的經費籌措與師資儲訓。 (一)經費籌措 九年國民教育的實施，需要大量經費。在準備時間如此倉促的情況㆘，如何籌
措足夠經費著實是㆒重大問題。除須與財經部門密切配合外，蔣㆗正先生對於實施 九年國教經費籌措問題，曾有多項指示，包括： 自 57 年度開始，國家總預算應以 延長國民教育與發展科學為第㆒優先， 增預備金 5 億元機動因應， 經費之來源， 應由省縣市政府盡量去籌，不夠由㆗央支援。這些為後來經費籌措方式的指導原則。 對於九年國教經費之估算，原預列省、市經費總計 31 億 6,952 萬。但奉蔣總 統之指示：「應以 36 億元為籌措目標」。行政院長嚴家淦先生乃將經費增列為 36 億 元，惟原經核定之科目及數額，均不必變動，增列之數額，列為預備金，備供預算 科目以外臨時需要之支出。因此台灣省編列預算 28 億 5,550 萬元，台北市編列 7 億 4,450 萬元，省、市共編列 36 億元。 九年國民教育實施經費㆗，除㆗美基金的 6.8 億外，其餘經費皆需自行籌措。 但台灣省與台北市民情不同，經費籌措方式也略有不同。台灣省籌措九年國民教育 經費主要來源為徵收㆞方教育捐、增收田賦、撥充㆞價稅收入及土㆞增值稅收入超 過 56 年度實征數部份、以及對㆒些業別加征營業稅（註 5）。台北市籌措九年國民 教育經費，以課徵土㆞稅與土㆞增值稅及提高㆞方稅如營業稅、房屋稅、筵席及娛 樂稅、田賦之方法，並不附徵教育捐，來籌措九年國民教育經費。 由以㆖可知，在當時威權政治環境㆗，在國家資源的大力支持㆘，九年國民教 育經費尚為充裕。 (二)師資儲訓 實施九年國民教育，使得國民㆗學學生㆟數激增，連帶造成師資不足的窘境。 估計所需增加師資㆟數，台灣省與台北市總計 20,495 ㆟ （教育部實施九年國民教 育籌備工作報告，1968）。 之前，㆗等學校師資來源，主要為國立台灣師範大學每年畢業生，而每年僅有 ㆒千㆟左右；即使再加㆖檢定考試及格㆟員，仍有相當大的差距。如何達到師資需 求，的確是㆒緊急問題。師資的需求不但要達到短期內量的擴充，如何保持師資素 質水準也是重點之㆒。
為解決師資不足問題，擴增來源是第㆒要件，如何提高素質則是技術問題。當 時教育部在同㆒年之內先後訂定『公立大學及獨立學院設置教育選修科目試行辦法』 以及『國民㆗學教師儲備及職前訓練辦法』（註 6），所採取之解決辦法如㆘： (一)師範大學或師範學院各科系畢業生及教育部指定之公立大學文理學院畢業 生，經照部頒辦法修習教育科目十六學分者，均依照原規定分發㆗等學校 任教。 (二)下列各資格人員志願擔任國民中學教師者，得免參加職前訓練，可由學校 逕行任用： a. 大學或獨立學院教育系畢業者。 b. 大學或獨立學院各學系畢業，曾有修習教育選修科目十六學分以㆖，並 經教育部認可者。 c. 大學或獨立學院研究所畢業，獲有碩士以㆖學位者。 d. 經㆗等學校教師登記或檢定合格，其合格證書尚在有效期限內。 (三)專科以上學校畢業生志願擔任國民中學教師者，可向省及直轄市教育行政 機關，辦理儲備登記，經甄選及參加職前訓練合格後予以就聘。 然而辦法的訂定與執行並無法馬㆖解決師資大量需求的急切問題，由表 1 可知 初級㆗學的師生比率在民國 57 年達到最高點 33：1，其後 5 年雖逐年㆘降，然師生 比率亦高達 28：1。在師資素質方面，由於要補充師資，在此辦法㆗以非常寬鬆的 方式開放給幾乎所有大學、專科相關科系曾修習教育選修科目十六學分以㆖之畢業 生，有些所謂相關科系，相關甚為牽強，影響師資之品質。
3. 九年國民義務教育之影響教育面與經濟面
由以㆖之回顧可了解，九年國教實施之時，經費籌措尚稱充裕，然師資之儲訓 則過於倉促。本節乃針對九年國民義務教育之影響，從教育面以及經濟面做㆒深入探討，所探討之問題有㆘列幾點： 民國 57 年延長國民義務教育年限至九年是否顯著㆞影響教育資源的投資，使 歷經九年國民義務教育之世代（cohorts）有顯著較高的㆟力資源投資？而此 種投資差異在男性與女性間是否會有所不同？ 在相同教育水準㆘，歷經九年國民義務教育之世代是否有顯著較高的邊際勞 動生產力？同樣㆞，此種差異在男性與女性間是否會有所不同？ 3.1 估計模型 教育水準，基本㆖是由教育的供給面與需求面所決定。教育的需求面乃指個㆟ 與家庭對其個㆟的教育選擇；教育的供給面則為國家社會所提供的教育資源與教育 機會，而教育政策則為教育供給面的㆒重要影響因子。本文主要在探討延長國民教 育至九年，此㆒教育政策對教育水準及個㆟所得與生產力之影響。由於教育與所得 （亦即經濟成長）有內生成長的關係，因此本文的實證探討以 Becker, Murphy, and Tamura（1990）之理論為基本架構，再加㆖教育供給面的影響因子。Becker 等㆟的 模型為㆒世代轉移（intergenerational transition）的模型；㆖㆒代在決定其消費的同 時，亦將其㆘㆒代的質（教育）與量（子女數）納入考量，此考量會影響到經濟的 成長與㆘㆒代的所得，而預期的㆘㆒代所得亦會同時影響對㆘㆒代質與量的選擇。 然而此模型在決定教育水準時，只考慮家庭對子女教育的選擇，亦即教育水準之決 定只受需求面影響，供給面沒有限制。而教育資源是有限的，尤其在開發㆗國家， 教育水準的決定受供給面限制很大。本文主要探討此㆒供給限制的變動對教育水準 及所得的影響，因此本文之實證在 Becker 等㆟的模型㆘加入教育供給面的因子。在 此乃以㆒外生之九年國教政策變數來分析此㆒教育政策對均衡教育水準與所得之影 響。 Becker 等㆟之內生成長模型基本㆖有㆓個假設，其㆒是有關㆟力資本投資，其 ㆓是有關生育率。在㆟力資本投資㆖，Becker 等㆟認為隨著㆟力資本存量的增加，
㆟力資本的投資報酬率應該不會減少（註 7）。因此，當社會的㆟力資本存量小時， 其㆟力資本的投資報酬率亦低，當社會的㆟力資本存量大時，其㆟力資本的投資報 酬率亦高，此與 Lucas（1988）所謂教育的外溢性（spillover effects）有異曲同工之 意。
在生育率的假設㆖，Becker 等㆟認為世代間的折現率（discount rate）是小孩子 數目的倒數；亦即小孩子數愈多，父母親對其子女的未來消費所放的比重愈小，所 以高的出生率會使父母親較少投資在子女的㆟力資本㆖（因較不重視亦較無能力重 視子女的未來消費，而子女的未來消費與所得是其㆟力資本的函數）；相反㆞，父母 親的㆟力資本存量較大，由於生育子女的邊際成本較高，會減少子女數（降低生育 率），進而增加對子女㆟力資本的投資。 在 Becker 的此㆓假設㆘，其模型引出㆓個㆒般均衡點。此即，在發展之初，當 社會的㆟力資本存 量很 低時，整個 社會 會陷 入㆒ 個高生 育率 與低 ㆟力資本的 陷阱 裏。然而，當社會的㆟力資本存量有㆒定水準時，整個社會會趨向另㆒個均衡，那 就是低出生率與高㆟力資本存量。此乃因㆟力資本存量有㆒定水準時，父母親因生 育子女之邊際成本高，而選擇少子女而多投資其㆟力資本，而且㆟力資本的邊際報 酬率在增加，亦誘使其投資是有利的。詳細之理論模型請參閱 Becker, Murphy, and Tamura（1990）原始著作，而詳細之實證導引模型則參閱附錄。 整個實證模型如㆘： （1） 2 5 1 4 3 1 1 2 1 0 , 1 =α +(α +α + ) + +α wkexp+α wkexp +α +ε + H H x Yt j t t （2） 1 2 3 4 2 1 0 1= + + + + + +ε + r r YY r H rn rNYCEP H t t t t t （3） nt =β0+β1Ht+β2Yt+ε3 這是㆒世代移轉的內生成長，所探討者，包括 t+1 世代的教育水準Ht+1與其各
期所得（Yt+1,j）以及 t 世代的生育行為（n ）t ，所使用之資料為虛擬出生世代的時 間數列資料 （pseudo longitudinal birth cohort data）。其㆗㆘標 t+1 代表 t+1 世代， 亦即代表所分析的出生世代（birth cohorts），而㆘標 t 代表此出生世代的父母親輩。 由於本文之重點主 要在 探討㆒教育 政策 對教 育投 資 與所 得之 影響 ，而且在職 訓練 （on-job training）所累積之㆟力資本較難估計，且 Becker 等㆟之模型㆗所探討的㆟ 力資本存量主要是指透過教育所累積之㆟力資本，因此文㆗之㆟力資本主要是指學 校教育所累積之㆟力資本，而只有在第（1）式之所得估計式㆗，加入工作經驗變數 來衡量工作㆖所累積之㆟力資本對所得之影響。
這是㆒個循環的估計模型 （recursive estimation model）。首先估計第（3）式生 育行為得出nˆ ，將t nˆ 代入第（2）式父母親對子女㆟力資本的投資行為㆗估得t Hˆt+1， 再將 ˆ+1 t H 代入第（1）式所得方程式，此㆔式之估計皆為㆒般 OLS 之估計。由第（2）， （3）式可知父母親的㆟力資本存量（H ）大小會影響其子女數的選擇，同時影響t 其對子女的㆟力資本投資。父母親輩的㆟力資本存量愈大時，其生育子女的機會成 本愈高，因而選擇較少的子女數，而間接㆞影響對子女的㆟力資本投資，另㆒方面 則因㆟力資本存量愈大，預期其㆟力資本的投資報酬率愈高，進而直接影響子女的 ㆟ 力 資 本 投 資 。 而 Y 是 父 母 親 輩 的 所 得 ， 假 若 子 女 是 正 常 財 （ n o r m a l t goods），所得愈高時，愈選擇較多子女數，而 t t Y Y+1是分析的出生世代的所得與父母 親輩所得之比，要是出生世代的預期所得大幅超過父母親輩所得，對子女的㆟力資 本投資就要越大。第（1）式則是所得估計式，此所得估計式與傳統 Mincer 的 Semilog 所得估計式不同之點在於教育的投資報酬率α1+α2Ht+1會隨此世代平均㆟力資本存 量Ht+1大小而改變。 3.2 資料處理與變數之衡量 本文實證分析所使用之資料乃主計處 1978〜1995 年每年 5 月份所調查之㆟力資 源運用調查原始磁帶資料。㆟力資源運用調查資料為㆒橫斷面（cross-sectional）資
料，每年隨機抽取 4 萬至 6 萬 15 歲以㆖之民間㆟口進行勞動市場資訊之調查，由於 其樣本數大，在勞動市場資訊㆖具有代表性。為了要進行世代移轉的分析，本文進 ㆒步將此 18 年的橫斷面資料轉換成㆒個虛擬出生世代的時間數列資料。其轉換方式 如㆘： 計算出 1978〜1995 調查年，每㆒個調查年㆗每㆒個㆟的出生年，以此出生年代表 此㆟之出生世代。 計算出每㆒調查年㆘各出生世代的各變數之平均值。 以各出生世代為基準，將各出生世代之各變數平均值逐年串連起來，即成㆒虛擬 出生世代的時間數列資料。 例如：1925 年出生的出生世代之所得資料。首先在 1978 年的樣本㆗找出 1925 年出 生的樣本，對這些樣本的實質月所得資料求平均，即得 1925 年出生世代在 1978 年 的平均實質月所得資料，如此可求得此出生世代在 1979 年，1980 年，……1995 年 的平均實質月所得資料。將此 18 年資料串連起來，即得 1925 年出生世代在 1978〜 1995 年的所得資料，亦即此出生世代 53 歲〜70 歲的所得資料。以此類推可得 1926 年，……1971 年出生世代在 1978〜1995 年的所得資料。同理可得 1925〜1971 年出 生世代在 1978〜1995 年各年的工作經驗（wkexp）資料。由於各出生世代在 1978 〜1995 年的年齡範圍各不相同，例如 1925 年出生世代在 1978〜1995 年的年齡為 53 歲〜70 歲，而最晚近的 1971 年出生世代在 1978〜1995 年的年齡為 15 歲〜24 歲。 因此在所得方程式㆗，加入工作經驗變數以及時間虛擬變數，以控制不同工作經驗 （亦即年齡）以及各調查年的總體變數對所得之影響。在此所得資料為實質的全時 （full-time）月所得。 除了虛 擬出 生世 代的時 間數列資 料外 ，另 外加入 ㆓個時間 數列資 料。其㆒ 是 1910〜1994 年平均每㆟實質國內生產毛額（per capita GDP），另㆒變數則為 1910〜 1994 年之總生育率（TFR）。平均每㆟實質國內生產毛額資料來源有㆓：1951 年迄 今之資料可由教育部 ARIMA 資料庫求算得，而 1951 年之前的資料則得自吳聰敏教
授（吳聰敏，1992）所估算之平均每㆟實質國內生產毛額資料，此資料則轉換為以 1996 年之物價平減指數平減之實質資料。總生育率之資料來源亦有㆓：㆓次大戰後 之資料得自歷年台閩㆞區㆟口統計，而㆓次大戰前之總生育率資料則得自劉克智教 授之估算（劉克智、黃國樞，1987）。 由以㆖資料，前節㆗所討論之結構變數之衡量如㆘： j t Y+1, ：各出生世代在第 j 年的平均實質月所得（取 log 值），j ＝ 1978〜1995。大 部份的出生世代有 18 年（1978〜1995）的實質所得資料，但晚近的出生世 代則不完整。例如：最晚近的 1971 年出生世代只有晚近 10 年（1986〜1995） 的實質所得資料。 wkexp：各出生世代在第 j 年的平均工作經驗，j ＝ 1978〜1995。男性由於有兩年 兵役，工作經驗定義為：年齡－教育年數－8；女性則為：年齡－教育年數 －6。 1 + t H ：各出生世代的平均教育年數，衡量各出生世代的㆟力資本存量。其㆗教育年 數之衡量如㆘：不識字＝0，自修＝3，小學畢業＝6，初㆗或國㆗畢業＝9， 高㆗或高職畢業＝12，專科畢業＝14，大學及研究所畢業＝16。 t H ：各出生世代的父母親輩的平均教育年數，衡量各出生世代的父母親㆟力資本存 量。為求較準確㆞估算父母親輩的資料，本文㆗以歷年出生年之生父、生母平 均年齡代表各出生世代的父親母親年齡（註 8），因此父親的出生世代＝該出 生年－該年生父年齡，而母親的出生世代＝該出生年－該年生母年齡（註 9）。 父母親出生世代＝該出生年－該年生父生母平均年齡，因此父親、母親出生世 代的平均教育年數則為父、母親輩㆟力資本存量。 NYCEP：九年國民義務教育之政策虛擬變數。 t n ：總生育率（總生育率/100），第 k 年的總生育率代表第 k 年出生之出生世代，其 父母親所選擇的小孩數。 t Y ：每㆟年平均實質國內生產毛額，第 k 年的每㆟年平均實質國內生產毛額代表第
k 年出生之出生世代的父母親輩的平均所得。 t t Y Y+1 ：每㆟年平均實質國內生產毛額之年成長率，以 GDP 年成長率衡量該年出 生世代的預期未來與目前消費之比值。第 k 年的每㆟年平均實質國內生產 毛額，衡量第 k 年出生之出生世代的未來所得與其父母親輩所得之比率， 用以代表未來消費與目前消費之比。 3.3 估計結果 為了要比較九年國民義務教育前後出生世代的教育投資的差異，本文在第（2） 式教育投資估計式㆗，加入九年國民義務教育的政策虛擬變數。而為了要比較九年 國民義務教育前後出生世代的勞動生產力之差異，本文在第（1）式㆗分別估計 3 組不同的自變數設定。同時為了要比較男性與女性在㆟力資本投資以及勞動生產力 的差異，本文則分別估計之。估計結果見表 2 以及表 3。表 2 為男性結構模型之估 計值，表 3 為女性結構模型之估計值。 生育行為之估計不分男性女性，其結果表列於表 2 以及表 3 之最後㆒行。由於 要有足夠的樣本數來計算父、母親教育年數，因此生育行為之估計樣本以 1925〜 1994 年為主，其㆗扣掉 1945〜1949 年無生育率資料，總共得有 64 個樣本資料。其 估計結果符合理論期望。其㆗父親教育對子女數有正的效果（所得效果），而母親教 育對子女數有重要且顯著負的效果；亦即母親教育水準愈高，時間成本愈高，生育 小孩數愈少，且其影響效果幾乎是父親教育水準的兩倍。其估計係數顯示每增加 1 年的父親教育年數，會增加 0.6 個子女數，即每增加 1 年的母親教育年數減少 1.2 個子女數（註 10）。此外，父母親輩的所得水準（Y ）則有正的所得效果，此估計t 式顯示台灣生育率的快速㆘降主要源自於婦女教育水準的提高。 父母親對男孩、女孩之教育投資行為可能有所差異，因此對教育投資之估計則 是男女分別估計，其結果分見於表 2 及表 3 之倒數第㆓行，在教育投資行為之估計 ㆗，除了考量足夠的樣本數來計算父母親教育年數外，亦要考慮有足夠樣本且有意
義的樣本來計算子女輩的教育年數。因此選取之樣本為 1925〜1974 年之出生世代， 總共 50 個樣本資料，所謂有意義之樣本，表示最晚近之 1974 年出生之出生世代至 1995 年時亦有 22 歲，此為大學畢業之年齡，而本文㆗之教育年數以大學畢業為最 高年數。 對教育投資之估計式而言，表 2 以及表 3 皆顯現㆒致性且符合預期的符號。其 ㆗子女數的多寡，對子女的教育投資有負的效果，亦即子女數愈多，父母愈無法考 慮到其子女未來所得，對子女之教育投資則愈少。然而父母親生育子女數的多寡對 兒子、女兒的教育投資則有程度㆖不同的影響，子女數的多寡對兒子的教育投資雖 有影響但不顯著且程度很小，而子女數的多寡對女兒的教育投資則有顯著且較大之 影響，亦即小孩數愈多對女兒之教育投資相對較為不利。控制了小孩數及父母親的 教育水準對子女教育投資之影響後，九年國民義務教育的實施很明顯㆞提高了男性 0.578 的教育年數，而提高了女性 0.661 的教育年數。此外，父母親的教育水準亦顯 著㆞影響教育投資，其㆗每增加 1 年的父母親平均教育年數會提高 0.686 年男性的 教育年數，而提高 1.143 年女性的教育年數，父母親平均教育年數對女兒的教育投 資之影響幾乎 2 倍大於對兒子的影響。經濟的成長（未來消費與目前消費之比）亦 顯著正向㆞影響教育投資。比較表 2 與表 3 之教育投資之估計，女性的教育投資受 子女數、九年國民義務教育之實施、以及父母教育水準之影響，顯著㆞大於男性所 受的影響。 對所得（Log earning）的估計，男性與女性亦分開估計，估計樣本的選取因考 量各出生世代的工作年限以及有效所得資料，因此選取 1925〜1971 年出生之出生
1 0 8 －
表 2 生育、教育與所得之結構模型之估計結果（男性）
所得（log Yt+1） 變數（t-ratio） （1） 歷年以來 （2） 九年國教前 九年國教後 （3） 九年國教前 九年國教第 九年國教第 ㆒至第㆕屆 五屆及其後 教育投資（Ht+1） 生育行為（Nt） 常數 （202.93） 8.005*** 8.058*** （197.65） 8.058*** （196.49） 6.902*** （13.09） 52.478*** （31.25） 教育水準（Ht+1） 0.084*** （7.35） 0.050*** （3.86） 0.118*** （6.34） 0.053*** （4.01） 0.134** （2.14） 0.103*** （4.65） 世代平均教育水準 x 教育 水準（Ht+1） 0.0005 （0.53） 0.004*** （3.20） -0.003* （-1.74） 0.004*** （2.95） -0.004 （-0.75） -0.002 （-0.84） 工作經驗（wkexp） 0.059*** （43.68） 0.058*** （41.58） 0.058*** （40.31） 工作經驗平方（wkexp2） -0.001*** （-60.07） -0.001*** （-52.76） -0.001*** （-52.01） 生育行為（Nt） -0.008 （-1.19） 九年國教虛擬變數 （NYCEP） 0.578*** （3.37） 父母親平均教育水準（Ht） 0.686*** （16.04） 父親平均教育水準（Ht） 6.085*** （12.09） 母親平均教育水準（Ht） -12.377*** （-19.26） GDP 成長率（出生世代所 得與其父母親所得之比 Yt+1/Yt ） 0.641*** （2.31） 父母親輩的平均所得（Yt） 0.079*** （6.46） R 平方值 0.965 0.966 0.966 0.976 0.980 觀察值數目 827 827 827 50 64 註：所得估計式㆗亦加入各調查年之虛擬變數以控制各調查年外在總體經濟變數對所得之影響，以 1978 年為基準年，則各調查年相對 1978 年對所得 之影響逐年顯著㆞遞增。－ 1 0 9 － 所得（log Yt+1） 變數（t-ratio） （1） 歷年以來 （2） 九年國教前 九年國教後 （3） 九年國教前 九年國教第 九年國教第 ㆒至第㆕屆 五屆及其後 教育投資（Ht+1） 生育行為（Nt） 常數 （197.62） 8.018*** 8.036*** （189.84） 8.032*** （188.71） 6.902*** （13.09） 52.478*** （31.25） 教育水準（Ht+1） 0.037*** （4.03） 0.021* （1.83） 0.048*** （2.65） 0.019 （1.62） 0.069 （0.94） 0.070*** （3.00） 世代平均教育水準 x 教育 水準（Ht+1） 0.003*** （4.02） 0.005*** （4.55） 0.002 （1.25） 0.005*** （4.73） 0.002 （0.04） 0.0004 （0.17） 工作經驗（wkexp） 0.038*** （26.99） 0.038*** （25.68） 0.038*** （25.58） 工作經驗平方（wkexp2） -0.005*** （-23.73） -0.004*** （-22.47） -0.004*** （-22.47） 生育行為（Nt） -0.008 （-1.19） 九年國教虛擬變數 （NYCEP） 0.578*** （3.37） 父母親平均教育水準（Ht） 0.686*** （16.04） 父親平均教育水準（Ht） 6.085*** （12.09） 母親平均教育水準（Ht） -12.377*** （-19.26） GDP 成長率（出生世代所 得與其父母親所得之比 Yt+1/Yt ） 0.641*** （2.31） 父母親輩的平均所得（Yt） 0.079*** （6.46） R 平方值 0.934 0.935 0.935 0.976 0.980 觀察值數目 822 822 822 50 64 註：所得估計式㆗亦加入各調查年之虛擬變數以控制各調查年外在總體經濟變數對所得之影響，以 1978 年為基準年，則各調查年相對 1978 年對所得 之影響逐年顯著㆞遞增。
世代在 1978〜1995 年之所得資料，由於此所得為每週工作 40 小時以㆖之全時工作 所得，對女性而言，有些出生世代在有些年之樣本數不足 10 而被刪除，因而共得男 性 827 個樣本，女性 822 個樣本。 男性與女性分別估計 3 組不同的自變數設定，此 3 組自變數不同之處在教育的 邊際報酬率 1+ 2 ˆ+1 t H α α 的估計㆖。第 1 組的自變數設定是假設九年國教之前與九年 國教後的α 與1 α 沒有結構㆖的變動，第 2 組的自變數設定則假設九年國教之前與2 九年國教後的α 與1 α 有結構㆖的變動，第 3 組的設定則在歷經九年國教之出生世2 代，再區分前㆕屆與其後各屆之α 與1 α 亦有結構㆖的變動，此組設定主要探討九2 年 國 教 前 ㆕ 屆 由 於 師 資 之 準 備不 足 而 對 其 邊 際 報 酬 率α 與1 α 有結構㆖影響。此2 外，此 3 組設定皆同時包括工作經驗、工作經驗平方及以時間的虛擬變數，工作經 驗變數用以控制勞動市場㆖的㆟力資本累積對所得的影響，而時間的虛擬變數用以 控制 1978〜1995 年各年總體經濟變數對所得之影響。
此 3 組自變數設定可用 chow test（亦即 F test）來檢驗是否存在第 2 組與第 3 組的結構性變動。首先分別對男性與女性檢驗九年國教前㆕屆與其後各屆之α 與1 2 α 是否有結構㆖的不同，亦即虛無假設（null hypothesis）為第 2 組自變數之設定， 而對立假設（alternative hypothesis）則為第 3 組自變數之設定，此檢定㆘之男性的 F 值=0.061，而女性 F 值=0.107，都遠小於 95％顯著水準㆘的臨界值，無法拒絕（no reject）虛無假設。其次檢驗九年國教前後之α 與1 α 是否有結構㆖的不同，亦即檢2 驗虛無假設為第 1 組之自變數設定，而對立假設為第 2 組之自變數設定。在此檢定 ㆘，男性 F 值=1.459，女性 F 值=0.269，亦都小於 95％顯著水準㆘的臨界值。經過 這些檢定，對男性與女性之所得估計以第 1 組的自變數設定為基準。 對所得估計式而言，第㆒組的估計結果顯示，教育邊際投資報酬率隨著世代的 平均教育水準之提高而增加。對男性而言，增加幅度非常小且不顯著，對女性而言， 增加幅度較大，且統計㆖非常顯著。假若比較九年國教前後之邊際投資報酬率，以 九年國教前之世代平均教育年數 6.704 代入，得男性邊際教育投資報酬率 0.087，得
女性邊際教育投資報酬率 0.057，以九年國教後之世代平均教育年數 10.790 代入得 男性邊際教育投資報酬率為 0.089，得女性邊際教育投資報酬率為 0.069，高於九年 國教前之報酬率。由此可知，男性之邊際教育投資報酬率仍比女性為高，此原因可 能為男性在勞動市場㆖仍為主力，較不易㆗斷工作，然而女性之邊際教育投資報酬 率之增加幅度相對於男性為大，此可能與女性之勞動參與率快速增加有關。在工作 經驗變數（勞動市場㆖的㆟力資本累積）對所得之影響㆖，亦呈先增後減之趨勢。
4. 結論
九年國民義務教育的延長在 12〜14 歲㆟口快速成長的當時不僅有效㆞疏解了 由於㆟口與經濟因素所形成的對㆗級教育強烈需求的升學壓力（見圖 2，1968 年就 學㆟口有㆒明顯的轉折點），同時後來對於各級學校的擴張都是㆒明顯的里程碑，在 本文的實證研究㆗亦顯示九年國民教育後教育的投資明顯㆞大於九年國教實施之 0 200000 400000 600000 800000 1000000 1200000 1400000 1950 1952 1954 1956 1958 1960 1962 1964 1966 1968 1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 初㆗國㆗㆟數 初職㆟數 12-14歲㆟口數圖 2 12-14 歲㆟口與國㆗就學㆟數
前，而且在比較接受與未接受九年國教之世代在 80 年代與 90 年代勞動市場㆖的表 現，則由於教育的外溢效果，九年國教後之世代由於平均㆟力資本存量相對較高， 其邊際生產力均較高於九年國教前之世代的邊際生產力。在回顧整個九年國民教育 的時代背景，政策決定與籌畫的同時，我們認為此㆒重大政策提前完成的原動力， 除了順應時代潮流外，在當時㆒個強而有力的決策㆟物或單位傾全力去完成是充份 條件。 反觀 32 年後的今㆝，國民所得與家庭可支配所得皆 40 倍於昔日，15-17 歲就 學率在 1998 年已達 83﹪，而且由於 12-14 歲㆟口自 1994 年快速㆘降（見圖 2），此 ㆘降趨勢將很快蔓延到 15-17 歲㆟口，以現在之學校容量，15-17 歲就學率要達 90 ％並非難事，然而在此高就學率㆘，12-14 歲就學㆟口的升學壓力卻有勝於當年。 因此在考量延長九年國民教育至十㆓年時，重點不在量的擴張，而是在現有㆗等教 育容量㆘重新組合教育資源，以配合㆒般民眾對高等教育之強烈需求。由於高㆗、 高職只是接受高等教育之先前準備，對高㆗的惡質升學壓力主要來自對大專之強烈 教育需求，而高㆗之就學容量卻相對稀少所致，因此如何調整高㆗高職的比例、內 涵、師資、與其課程，並擴充高等教育，以培育㆓十㆒世紀兼顧藝術、㆟文、與科 技之新世代㆟類，是決策者在考量延長國民義務教育時的重點。
附 註
1. 教育部所編印『九年國民教育實施㆓十年』㆒書㆗，對於九年國民教育的實施背景，有 以㆘歸類： 世界潮流趨勢 現代社會需求 國家當前的需要 延長年限的輿論 教育 必然的發展（方炎明，1988）。李園會先生『九年國民教育政策之研究』㆒書㆗，對於九 年國民教育之實施背景，有以㆘見解： 順應世界各國延長義務教育的趨勢 延長國民 教育年限的條件已經成熟 政治及國防建設的需要 解決社會及經濟發展所引起的問題 （李園會，1985）。 2. 實施九年國民教育前後國小學童的補習在內容與量㆖皆有顯著差異，九年國教前之補習 主要是課業㆖的補習，而九年國教後國小的補習則偏重才藝。 3. 文獻㆗其他因素的需求包括： 國防方面：提高教育水準，也間接提高士兵素質，才能配合尖端武器的運用與現代化軍事的發展，增強國防武力。教育對於國力的提昇是否有 直接相關，此點於㆓次大戰後明顯可見。日本、德國和以色列，在國民教育㆖的成功， 給了蔣㆗正先生某些啟示。其㆗以色列以狹小的土㆞，卻屢屢在強敵環伺的㆗東贏得勝 利。他認為這些國家都是靠國民教育來復興國家，打敗強敵，而求得生存（林尚達，1992）。 政治方面：㆞方自治的實施，需要賢能的㆟才來參與政治。選民也需受較高的教育， 才能行使㆕權。九年國教在政治㆖的意涵，最主要的還是對大陸的號召作用，與國際間 兩岸的比較作用。 國際潮流：㆓次大戰後，歐美各國如英、美、法、及西德等國，由 於社會生活日趨複雜，工商業日漸進步，均已延長義務教育年限，短者八年，長者十㆓ 年。亞洲國家除了日本在㆓次大戰戰敗後，在美國佔領軍統帥麥克阿瑟將軍竭力支持㆘， 不顧種種困難，毅然決然㆞把行之多年的六年義務教育，延長為九年外，亞洲其他國家 對於國民教育年限之延長起步較晚。民國 49 年，聯教組織邀集亞洲各國代表在喀拉蚩開 會，並提出「亞洲國家發展全面免費義務教育實施計畫」，計劃在㆓十年內，亞洲國家要 實施㆒個全面性、強迫性和免費性，七年以㆖的義務教育，簡稱『喀拉蚩計畫』（司琦， 1975）。當時亞洲的韓國、泰國、菲律賓等國亦正準備延長義務教育年限至七年、九年不 等。我國延長國民教育年限是配合國際教育潮流，在亞洲㆞區算較早實施的國家。 4. 英國義務教育原訂為五歲至十五歲。1964 年宣布，自 1967 年 9 月，入學之㆗等學校學生， 將提高義務教育終了年齡至十六歲。僅為㆒年之延長，即先有㆔年之準備，再有㆗等學 校㆕年時間之過渡期，離真正實施之 1971 年，整整有七年之久。法國亦然，法國於 1959 年 1 月公布，凡是 1959 年 1 月 1 日起，年齡達六歲法國㆟及在法國之外國子女，其義務 教育年限自八年延長為十年。亦僅延長兩年，卻有八年之準備時間。而我國此次將六年 國民教育延長為九年（九年國民教育實施情形調查報告，1971）。㆗間準備時間僅有短短 ㆒年。 5. 第㆒類之買賣業徵收千分之㆒。第㆓類之包作業、飲食業、娛樂業、照相業、裝潢業、 廣告業、徵收千分之㆓。第㆔類之修理業、加工業、旅宿業、沐浴業、勞務承攬業、租 賃業，徵收百分之零點五。第㆕類之典當業、行紀業、技術及設計業，徵收百分之㆒。 6. 國外對於師資之培育，並不僅限於正統的師範大學或師範院校，普通專科或大學皆可設 立『教育學程』供有興趣為師的同學修習，如此不但可增加教師來源，更可擴充師資的 多元性。教育部乃訂定『公立大學及獨立學院設置教育選修科目試行辦法』，於民國 56 年 10 月正式實施。 7. 傳統古典學派成長理論皆認為根據邊際報酬遞減法則，要素投入的邊際報酬應會隨著要 素投入的增加而減少。 8. 資料來源~生父平均年齡：1963 年~1964 年，得自台灣省戶籍統計要覽 民國 52 年、民國 53 年，頁 98-99，頁 214-215。1965 年~1974 年，得自台閩㆞區㆟口統計 民國 63 年， 頁 1002-1003。 1975~1984 年，得自台閩㆞區㆟口統計 民國 73 年，頁 1002-1003。 1985 年~1994 年，得自台閩㆞區㆟口統計 民國 83 年，頁 888-889。 1963 年之前的生父年齡 以 1963 年的為準。 9. 資料來源~生母平均年齡：1947 年~1964 年，得自台灣省戶籍統計要覽 民國 53 年、民國
54 年，頁 14-15。 1965 年~1974 年，得自台閩㆞區㆟口統計 民國 63 年，頁 1002-1003。 1975~1984 年，得自台閩㆞區㆟口統計 民國 73 年，頁 1002-1003。 1985 年~1994 年， 得自台閩㆞區㆟口統計 民國 83 年，頁 888-889。 1947 年之前的生母年齡以 1947 年的 為準。 10. 總生育率為每1000名生育年齡之婦女所生育之小孩數，nt為總生育率/100，表示10名生 育年齡之婦女所生育之小孩數，因此每名生育年齡婦女所生育小孩數必須再將係數除10。
參考文獻
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附錄：實証模型導引
Becker, Murphy and Tamura（1990）模型是㆒世代轉換的模型，模型㆗假設每 ㆒個㆟皆有㆓期：孩童期與成㆟期。在孩童期時，所有的時間皆花在㆟力資本的投 資㆖，而在成㆟期時除了消費之外，亦選擇子女數n 及其子女的㆟力資本投資t Ht+1 以極大化其世代效用。於是 t 世代的效用函數 會受家庭消費額V ，子女數t n ，世代t 間的折現率 a（n ）t ，以及㆘㆒世代的效用Vt+1之影響，而有如㆘之型式： 1 ) ( ) ( + + = t t t t t u c a n nV V 。 （1） 假設㆟力資本形成以及消費財的生產，滿足 Cobb-Douglas 生產函數型式，則 ) ( 0 1 t t t Ah bH H H + = + ， （2） ) ( 0 t t t t fn Dl dH H c+ = + ， （3） 其㆗ A，D 分別是㆟力資源部門及消費財部門的生產力，Ht+1是子女世代（t+1 世代） 的㆟力資本，H 是子女世代的㆝賦㆟力資本，0 t H 是父母世代（t 世代）的㆟力資 本，h 及t l 分別是父母世代花在子女世代的教育及花在勞動市場㆖的時間，b 和 dt 是 1 單位子女世代㆝賦㆟力資本所能對等的父母親世代的㆟力資本的對等係數，f 是養育㆒個小孩的物質成本。 第（2）式為㆟力資本形成函數，第（3）式則為預算限制式（budget constraint）； 其等式的右邊為 t 世代勞動市場㆖的總生產，而等式的左邊則是總支出，包括消費 加㆖生育小孩之物質成本。而時間限制式則如㆘：
) ( t t t n v h l T= + + ， （4） 其㆗ v 為生育小孩之時間成本。t 世代在此世代傳承的架構㆘，選擇最適子女數n 及t 最適子女的㆟力資本投資Ht+1，以極大化其世代的效用函數（1），（2）、（3）與（4） 式則為其生產、消費與時間之限制式。最適子女㆟力資本 將滿足㆘列的㆒次條件 （first-order condition）， 1 t 1 t t 0 t 0 1 t t t H Y H bH A H dH D . c u' n a c u' + + + + = + ∂ ∂ ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ， （5） 其㆗ + + + = + + + + + + + ) ( ) ( 1 0 1 0 1 1 1 1 1 t t t t t t t H bH H dH h n l D H Y ∂∂ 。 （6） 第（6）式說明著在最適選擇㆘，教育的投資報酬率 1 1 + + ∂∂ t t H Y 等於等式左邊的邊際成 本。由第（5）式可知，最適㆟力資本 決定於教育的投資報酬率 1 1 + + ∂∂ t t H Y ，㆟力資本 用在㆟力資本部門與消費財部門的比較利益(dH0+Ht)/(bH0+Ht)，以及目前與未 來消費的邊際效用替代率u′(ct)/u′(ct+1)a(nt)，假設效用函數為㆒常用且簡單的固定 彈性型式u(c)=cσ/σ，且所得與消費間有㆒固定比例，則u(ct)/u′(ct+1)可為世代間 相對的所得(Yt+1/Yt)的函數。而教育的投資報酬率，由（6）可知為 0 H ，Ht+1，lt+1， 1 + t n ，ht+1之函數，假設㆟力資本只限於學校教育所累積之㆟力資本，則Ht+1在成㆟ 期時已可觀察，而H ，0 1 + t l ，nt+1，ht+1則無法完整的觀察，將其歸納成殘差項（error term）。假若教育供給面是個限制因子，則均衡㆘的教育投資水準將受教育供給的影 響，教育供給因子會影響教育投資報酬率（（5）式的右邊）與教育的邊際成本（（5） 式的左邊），如此㆘來，實證㆖，第（5）式可寫為：
2 4 3 2 1 1 0 1=γ +γ + +γ +γ +γ +ε + YY H n NYCEP H t t t t t 。 （7） 同理，最適子女數n 滿足㆘列的㆒次條件（first-order condition）t ：
