自殺的經濟分析 - 政大學術集成

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(1)國立政治大學財政學系博士論文指導教授：陳國樑博士. 自殺的經濟分析. 研究生：黃勢璋撰中華民國一〇一年七月.

(2) 謝. 辭. 五年的財政博士班生涯，即將在此畫下句點。這篇博士論文能夠順利呈現給大家，首要感謝我的指導教授—陳國樑老師，在學術專業總讓我感到望塵莫及，對於論文格式的嚴謹更讓我了解到做事細膩的重要。尤其在論文寫作期間，從觀念的溝通、導正，到研究方向題目確定、章節架構安排以及分析方法運用等，老師總是不厭其煩的細心指導，讓我能夠一步步地把博士論文確實完成。此外，與老師討論小孩教養的各種議題，尤其是老師談到女兒 Emma 所顯露出的開心燦爛笑容，更讓我體會到老師散發出. 政治大參考意見，讓我在最需要幫助的時候能夠得到鼓勵與一雙溫暖的手。恩師立的慈愛與滿足。而日常生活雜七雜八的事情，也多虧國樑老師願意提供我. ‧ 國. 學. 的協助與付出，我畢生難忘、銘記在心。. 其次，我要感謝博士論文口試委員—徐偉初老師、李文福老師、翁永. ‧. 和老師、連賢明老師以及羅光達老師，在三次口試的過程中，細心耐心地. y. Nat. 聽我報告，並提出許多寶貴意見，讓這篇論文得以更臻完善與周延。此外，. io. sit. 也要感謝引領我發現財政租稅領域之美，讓我得以一窺現實租稅改革的挑. n. al. er. 戰—曾巨威老師，以及其他對我曾伸出經濟援手，與我分享許多研究與學. i n U. v. 習的心得和經驗，包括：朱澤民老師、林其昂老師、林忠正老師、周德宇. Ch. engchi. 老師、吳文傑老師、羅德城老師、林馨怡老師、韓幸紋學姊以及北商財稅系的師生等。我也不會忘記「那些年，我們一起談笑風生」的仲林、揚仁、竹君、韻旻、鈴宜、慧華、浩菱與香吟，以及所有曾經接觸過的學長姊與學弟妹，感謝您們充實我的博士生涯。最後，我要感謝家人的支持，讓我在社會上工作打拼三年之後，仍願意尊重我選擇博士求學的道路。尤其感謝媽媽為這個家的付出與辛勞，感謝爸爸無為而治的態度讓我了解努力向上的重要，並且感謝勢霖 (弟弟 ) 隨時解決家中的需要，岳父岳母對我的期待與關心，以及兆年 (小舅子) 在博士求學的相互鼓勵。當然，一定要將最滿滿的謝意送給我最親愛的依樵 (太太)，以及最可愛的兒子柏睿 (牛牛)；謝謝你們每天給我豐富的愛，讓 i.

(3) 我隨時感覺到幸福與美滿，我才有持續下去的動力，沒有後顧之憂、專心讀書與研究，並且克服種種的困難與挑戰，才能在最後順利完成這篇論文，取得博士學位。. 謹將此榮耀與所有我愛及愛我的人一同分享。  祝福大家. 平安. 黃勢璋. 政治大國立政治大學財政系. 立. 民國 101 年 7 月 6 日. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. . 謹致於. Ch. engchi. 所有文責與錯誤之處由作者自負。 ii. i n U. v.

(4) 摘. 要. 自殺議題已成為各國政府非常重視且亟欲解決的問題之一。觀察日本近 20 年的自殺率的變化，發現兩種在文獻上未曾被討論的特殊現象。第一，日本自殺率在 1998 年出現幅度高達 34.21%的大幅跳躍增加，本文將此跳躍現象稱為自殺的位移性 (displacement)。第二，自殺率在 1998 年出現大幅跳躍上升之後，縱使後來經濟情勢好轉，自殺率卻未曾再明顯回跌至 1997 年以前的較低自殺率，本文將此現象稱為自殺的持續性 (persistence)。不論是位移或持續性效果，目前的經濟相關理論的文獻，在. 政治大殊現象提出適當解釋。立本文第三章將針對自殺的位移與持續性做深入討. 社會經濟變數沒有相對應巨幅變化的情況下，並無法針對上述自殺率的特. ‧ 國. 學. 論。. 另外，儘管世界各國的自殺率高低及趨勢存在差異，但從不同性別的. ‧. 自殺率角度切入，卻存在相當一致的現象，就是男性自殺率都明顯高於女. y. Nat. 性自殺率。既有的經濟相關理論文獻，就自殺率在性別差異的情況，並無. er. io. 現象做詳細分析。. sit. 相關理論模型解釋此一現象。本文第四章將針對男女性別在自殺率的差異. al. n. v i n C h 34 個國家的自殺率資料，首先根據實證第三章根據 OECD 與臺灣共 engchi U 檢定方法證實位移與持續性等特殊現象，並非僅存在於日本而已，有 9 個國家的自殺率具有位移與持續性現象。在理論模型分析方面，本文提出自殺的社會風俗模型，用來說明自殺率的位移與持續性現象。模型結果發現，自殺率在理論上可能存在多重均衡解。在社會自殺率很低的情形下，以自殺作為解決問題所必須承受的社會壓力與心理成本越大，此時的個人自殺機率與社會自殺率將維持在一個相對“好”的低自殺率均衡水準。相反地，若一般社會、經濟情況發生惡化，許多人透過自殺尋求解脫，使得社會自殺率出現明顯增加，此時以自殺解決問題逐漸成為一種被默許的社會氛圍時，欲尋求自殺必須承受的社會壓力與心理成本會大大降低。自殺率甚至會出現以跳躍上升的方式，迅速移往一個相對“壞”的高自殺率均衡水準。 iii.

(5) 此時，如果社會經濟變數沒有出現巨幅改善，均衡自殺率將無法回到原先相對“好”的低水準而持續維持在相對“壞”的高水準，如同日本自殺率在 1989 至 2009 年間所呈現的位移及持續性現象。第四章則透過經濟理論模型提出，預期壽命、天生基因以及風險趨避程度，是導致各國自殺率具有性別差異的主要因素。因為，預期壽命越高所帶來個人的預期終生效用現值越大，自殺行為或自殺率越低；使得各國女性預期壽命皆大於男性的情況下，得到男性自殺率高於女性之結果。心理醫學、生物學發現的性別天生基因不同，導致自殺率產生明顯差異的說法，也透過經濟理論模型進一步呈現。而工作選擇的風險趨避程度越低所伴隨工作所得變異性越大，導致個人落入貧窮的機會大增，自殺行為或自. 政治大. 殺率提高；使得文獻發現女性風險趨避程度高於男性的結論，得到現實生. 立. 活中男性自殺率高於女性的結果。在實證分析方面，根據從 OECD 成員國. 學. ‧ 國. 與臺灣共 34 個選樣國家資料，透過結合橫斷面與時間序列的統計資料，檢驗預期壽命與自殺率之間的關係是否與理論模型的結果相一致。結果發. ‧. 現，不論在哪一種 Panel Data 模型下，預期壽命與自殺率之間確實呈現顯. n. al. er. io. sit. y. Nat. 著的負向關係，表示整體國家的預期壽命增加將使得社會自殺率降低。. i n U. v. 關鍵字：自殺、社會風俗、自殺的位移性、自殺的持續性、多重均衡、自殺性別差異. Ch. engchi. iv.

(6) 目. 錄. 頁次. 目錄. v. 表目. viii. 圖目. ix. 第一章. 緒論. 立. 政治大. 1.2. 從經濟學觀點看自殺議題. 1.3. 研究目的. 自殺的社會風俗模型. 1.3.2. 自殺的性別差異. y. sit. io. al. n. 第二章 2.1. 文獻回顧. 自殺的經濟理論文獻. 3 6 7 9 16. er. 本文架構. 1. ‧. 1.3.1. Nat. 1.4. ‧ 國. 前言. 學. 1.1. 1. Ch. engchi. i n U. v. 17 17. 2.1.1. 預期效用學派. 17. 2.1.2. 實質選擇權學派. 18. 2.2. 自殺的實證分析文獻. 20. 2.3. 社會風俗理論模型. 23. 第三章 3.1. 自殺的社會風俗模型. 26. 自殺的位移與持續性現象 3.1.1. 26. 資料來源. 26 v.

(7) 26. 3.1.3. 檢定方法：持續性效果. 28. 3.1.4. 敘述統計量. 29. 3.1.5. 檢定結果：位移效果. 31. 3.1.6. 檢定結果：持續性效果. 34. 理論模型 3.2.1. 自殺的社會風俗模型. 38. 3.2.2. 均衡與動態調整. 40. 圖解說明. 政治大均衡自殺率之分析：以老化程度為例立. 3.3.2. ‧ 國. 學. 位移與持續性效果之檢定. 3.4.2. 男性自殺率之圖解狀況. 3.4.3. 女性自殺率之圖解狀況. io. n. al. y. Nat. 3.4.1. ‧. 理論模型之應用：性別年齡層與自殺率—以日本為例. 小結. 第四章. 4.2. 45 48. 自殺對策對均衡自殺率之影響. 3.3.4. 4.1. 42. 均衡自殺率之分析：以恆常所得為例. 3.3.3. 3.5. 42. 原始情況. 3.3.1. 3.4. 38. sit. 3.3. 檢定方法：位移效果. er. 3.2. 3.1.2. Ch. engchi. 自殺的性別差異. i n U. v. 51 53 53 54 57 58. 60. 理論模型. 60. 4.1.1. 預期壽命對自殺率之影響. 60. 4.1.2. 天生基因對自殺率之影響. 62. 4.1.3. 風險趨避程度對自殺率之影響. 63. 資料與迴歸模型. 66. 4.2.1. 資料來源. 66. 4.2.2. 敘述統計. 66 vi.

(8) 4.3. 4.2.3. 追蹤資料迴歸模型. 68. 4.2.4. 模型檢測方法. 69. 4.2.5. 自殺率與預期壽命之迴歸分析. 70. 4.2.6. 自殺率性別差異與預期壽命之迴歸分析. 73. 小結. 第五章. 75. 結論. 77. 參考文獻. 80. 政治大附錄2：各國歷年不同性別之自殺率趨勢立. 附錄1：具位移效果之各國自殺率趨勢與結構轉變點. 90 92. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. vii. i n U. v.

(9) 表. 目頁次. 表1. 各國男女自殺率現況. 11. 表2. OECD 國家與臺灣自殺率之選樣區間. 27. 表3. 自殺率之敘述統計量. 30. 表4. Quandt-Andrews 檢定結果. 32. 表5. 選樣國家自殺率之位移現象. 33. 表6. 各國自殺率單根檢定. 35. 表7. 位移前後持續性之單根檢定. 36. 表9. 治政選樣國家之持續性現象大立日本男性自殺率之位移現象. 表10. 日本女性自殺率之位移現象. 表11. 日本青年男性與中年世代男性之自殺率單根檢定. 表12. 自殺性別差異之基本統計量（1980–2009年）. 表13. Panel Data 模型選擇之檢定結果. 表14. 自殺率與預期壽命之迴歸分析結果. 表15. 自殺率性別差異與預期壽命之迴歸分析結果. n. engchi. viii. v. y. 55. 70. sit i n U. 54. 67. er. io. Ch. 54. ‧. Nat. al. 37. 學. ‧ 國. 表8. 71 74.

(10) 圖. 目頁次 2. 圖2. 日本自殺率趨勢圖（1989-2009年）. 8. 圖3. OECD 性別平均自殺率趨勢圖（1989-2009年）. 14. 圖4. 臺灣性別自殺率趨勢圖（1989-2009年）. 14. 圖5. 自殺的社會風俗模型之原始狀況. 44. 圖6. 社會老化程度上升對均衡自殺率之影響. 45. 圖7. 社會老化程度上升至上臨界值對均衡自殺率影響. 46. 圖10. 社會老化程度與均衡自殺率之變化動態路徑. 48. 圖11. 社會恆常所得下降對均衡自殺率之影響. 49. 圖12. 社會恆常所得下降至下臨界值對均衡自殺率影響. 圖13. 社會恆常所得上升至上臨界值對均衡自殺率影響. 50. 圖14. 社會恆常所得與均衡自殺率之變化動態路徑. 51. 圖15. 不同年齡層日本男性自殺率趨勢圖 (1989–2009）. ‧. ‧ 國. Nat. io. er. 圖8. 學. 圖9. 政治大社會老化程度降回原始值對均衡自殺率影響立社會老化程度下降至下臨界值對均衡自殺率影響. y. 臺灣自殺率趨勢圖（1989-2009年）. sit. 圖1. al. 47 47. 49. 56. 圖17. 不同年齡層日本女性自殺率趨勢圖 (1989–2009）. 58. 圖18. 社會恆常所得下降對不同年齡女性自殺率影響. 58. 圖16. n. v i n Ch 社會恆常所得下降對不同年齡男性自殺率影響 engchi U. ix. 56.

(11) 第一章. 緒論. 1.1. 前言人從出生的那一刻起，面對生活的點點滴滴，自然地在“活著”的基本前提追求自己的人生目標，而追求的人生目標有很多，包括提高自己個人的效用程度、開心感受、社會地位與經濟成就等。但是，不斷追求生活品質與物質享受的人生目標，即使目前生活水準相較過去有明顯進步，但社會卻仍存在不少人選擇“自殺”來結束生命。此舉嚴重地和人類求生存的天性與意志背道而馳。. 政治大布的資料顯示，過去 50 年全球的平均自殺率上升 60%之多；其中，平均立每天約有 3,000 人自殺，換算成單位時間之後則可發現，平均每小時約有根據 WHO (World Health Organization，世界衛生組織) 在 2007 年公. ‧ 國. 學. 125 人自殺、平均每分鐘更達到 2 個人自殺的水準，甚至平均每 3 秒鐘就有 1 個人有自殺意圖。自殺不僅是影響個人生命的單一事件而已，受到影. ‧. 響的周遭親友，至少達到六個人以上；若自殺事件發生在學校或工作場合，. sit. y. Nat. 影響人數更超過數百人之多 (WHO, 2009)。 1 因此，自殺行為除了對個人. io. al. n. 成本。. er. 及親友造成無法彌補的遺憾之外，對社會國家的影響也會產生極大的外部. Ch. engchi. i n U. v. 此外，根據我國行政院衛生署公布的自殺率趨勢發現 (如圖 1 所示)，近二十年來臺灣的自殺率從 1989 年每 10 萬人約 6 至 7 人自殺的相對低水準，逐年上升至 2009 年的 17 至 18 人自殺的相對高水準，成長幅度高達 1.57 倍。這些統計數據使得國內自殺率的警示已經明顯地亮起紅燈，除了名列我國前十大主要死因外，臺灣更已成為 WHO 所定義的高自殺盛行國家 (吳若寧與鄭雅文, 2008)。 2 有鑒於自殺議題是目前各國政府，尤其是已開發國家相當關心且亟欲. 1 2. 為了提昇世界各國對自殺議題的重視，WHO 將每年 9 月 10 日訂定為世界自殺防治日。根據行政院衛生署公布的資料顯示，自殺在 1997 年之後皆名列國人的前十大死因；但在 2010 年則退出前十大死因而名列第 11 位。另外，根據 WHO 制定的國際標準，自殺率在每 10 萬人低於 6.5 人屬於低盛行區域，若介於 6.5–13 人則屬中盛行區域，若超過 13 人則屬高盛行區域。 1.

(12) 20. 自殺率. 16. 12. 8. 4 1989. 1993. 1997. 2001. 2005. 2009. 時間. 資料來源：臺灣衛生署。. 圖1. 臺灣自殺率趨勢圖 (1989 – 2009 年). 政治大解決的重要議題，影響自殺行為的可能動機及因素非常複雜，包涵的層面立也相當廣泛。此外，從身旁的親朋好友，到其他不同年齡、不同性別、甚. ‧ 國. 學. 至是不同國籍且毫無關連的人，也都可能受到個人自殺的行為影響。因此，. ‧. 國內外的政府官員與專家學者，至今仍持續進行相關研究，探討自殺發生的可能原因，希冀提出有效的預防方法與對策，避免自殺悲劇持續上演。. y. Nat. sit. 最早開始研究自殺議題的領域，多從心理醫學或精神病學的角度，認. n. al. er. io. 為自殺是由於個人不理性，甚至是天生基因或人格特質所導致 (Mann,. i n U. v. 2004；Mann et al., 2005)。但即便如此，經濟因素對自殺行為也扮演相當. Ch. engchi. 重要的角色。當個人心理出現不健康的壓力、沮喪、憂鬱，甚至罹患精神疾病時，相較於其他心理健康的人容易走向自殺一途。 3 若個人罹患精神疾病的嚴重程度越高，未來選擇自殺的機率也隨之提高 (Kisch et al., 2005； Wong et al., 2005)。當心理不健康程度越高，對於個人工作效能也會產生負面影響，造成工作壓力上升，使得心理不健康的症狀越來越嚴重，造成一連串的惡性循環 (Strazdins et al., 2004)。 4 當心理不健康程度越嚴重，工作能力及績效表現下降速度越快時，除了直接地導致經濟報酬減少，也 3. 4. 根據「精神疾病診斷統計手冊」 (Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders，DSM-IV) 所做的憂鬱情緒描述，憂鬱症狀除了會導致活動力、注意力降低，也會使得罹患憂鬱症患者新事物的欣喜感減少 (孔繁鐘，1997)。自殺率也可視為一國人民的憂鬱指標，如果一個國家人民的生活幸福感程度能夠提昇，該國人民的自殺率將可望降低 (Reseland et al., 2006)。 2.

(13) 會間接地受到社會群體的剝奪，例如：專職被強迫轉任兼職的工作，甚至失業而無法取得固定收入，使得心理不健康程度又更加嚴重，形成嚴重的惡性循環，最後可能將淪落至社會最底層而成為經濟弱勢者，甚至以自殺的方式結束生命。因此，個人如果在心理不健康惡化的過程中，能夠適時得到經濟方面的援助，將有助於改善心理健康惡化的情況 (Liu et al.,2002；蔡鵑如, 2012)。在社會科學方面的自殺議題研究，最早跳脫從醫學研究角度看自殺議題，並且提出系統性結果的貢獻是社會學者 Émile Durkheim。 Durkheim (1897) 以社會學的專業角度，透過《自殺論》(Le Suicide) 以具體量化的資料，提出分析討論並為自殺歸納，並且根據 1862 至 1890 年歐洲各國人. 政治大. 口的資料發現，男性、老年人、軍職人員、單身鰥寡或離婚者的自殺現象，. 立. 相較於女性、年輕人、一般民眾或有配偶者要來得高；另外，夏季與都市. 學. ‧ 國. 等環境下的自殺現象也明顯比冬季與鄉村環境要來得高。有別於傳統心理醫學對自殺的研究結果，Durkheim (1897) 提出一個非常重要結論就是，. ‧. 自殺並非只是單純的個人行為，同時也受到社會因素的影響。自此之後，. sit. y. Nat. Durkheim 為社會學研究自殺議題開啟了關鍵大門。. n. al. er. io. 1.2. 從經濟學觀點看自殺議題. i n U. v. 相較於社會學研究自殺議題，經濟學的起步甚晚，直到 20 世紀中後. Ch. engchi. 期才開始以經濟學的理性思維，針對自殺議題進行分析。最早運用理論模型探討自殺的經濟文獻是，Daniel S. Hamermesh 以及 Neal M. Soss 於 1974 年，從預期效用的角度，在 Journal of Political Economy 發表第一篇研究自殺的經濟理論模型 (An Economic Theory of Suicide)。「理性個人」的假設在傳統經濟分析中扮演不可或缺的重要角色，例如：理性的生產者，必然在有限的成本預算下追求利潤極大；理性的消費者，則必然在有限的所得預算下追求效用極大。不論是在就業、消費、投資、貿易、公共支出與教育選擇等，許多社會、經濟或政策的議題上，經濟學家多能提供理性思維及深入討論。在自殺議題的研究上，經濟學在自殺方面的探討也相當廣泛，有別於傳統心理醫學與社會學的研究角度，認 3.

(14) 為自殺是一種理性選擇 (rational choice) 的決策，包括個人是否選擇自殺，或以哪種方式實現自殺 (如：割腕、臥軌、跳樓、燒木炭、喝農藥或製作毒氣) 或是哪個時點實施自殺等 (如：現在或未來)。 5 本質上，經濟學關心自殺議題的討論與其他經濟議題相似。 6 目前，使用經濟理論模型研究自殺議題的文獻，可以分為兩大分支，第一個是 Hamermesh and Soss (1974) 的預期效用極大化模型，第二個則是 Dixit and Pindyck (1994) 的實質選擇權模型。這兩篇探討個人對於自殺選擇的經濟理論文獻，都是從個體經濟觀點出發，也都是影響後續經濟學家研究自殺議題的重要啟蒙文獻。. 政治大傳統經濟學分析個人追求效用極大的架構，假設個人是理性選擇的情況下，立 Hamermesh-Soss 模型是第一篇以經濟理論研究自殺議題的文獻。根據. 當預期終生效用期望現值低於自殺門檻數值 (threshold value) 時，個人將. ‧ 國. 學. 不再“歹活”且選擇自殺。因此，Hamermesh-Soss 模型研究結果發現，影響預期終生效用折現值的負向因素將與自殺率呈現正向關係，如同個人的. ‧. 年齡越大，使得預期終生效用折現值越低、自殺機率越高。另外，影響預. Nat. sit. y. 期終生效用折現值的正向因素將與自殺率呈現負向關係，如同個人的恆常. n. al. er. io. 所得越大，使得預期終生效用折現值越低，自殺機率越低。. i n U. v. 除了從終身預期效用的經濟模型分析自殺外，Dixit and Pindyck (1994). Ch. engchi. 則是從實質選擇權理論出發，在個人投資決策選擇具獨占性、未來所得報酬具不確定性、以及決策決定後的不可逆等三項特性下，理性的人會考慮是否應該等待未來可能發生的利益，而對現階段的投資選擇進行評估。7 因此，個人自殺的選擇就如同投資決策的評估，如果準備自殺者已處於極端劣勢，且未來確實毫無獲得正向報酬或目標的機會時，個人將沒有繼續苟. 5. 6 7. 在自殺時點的選擇方面，決定自殺的人，若發現幾天後的自殺可讓家屬領到為數不少的理賠金給付，則個人延緩自殺的機率將大大提高。有關自殺研究的相關文獻，請參閱本文第二章。自殺者選擇做出自殺的決策，很可能是自殺者對生命意義或定義出現問題。但是，根據目前分析自殺的經濟理論模型來看，Hamermesh and Soss (1974) 強調個人效用極大化，故自殺者即使對生命定義出現問題，但是只要自殺對個人的效用最大，自殺便可能產生；另外，根據 Dixit and Pindyck (1994) 的實質選擇權模型來說，即使自殺者對生命定義出現問題，但是在彼此不瞭解等資訊不對稱的情況下，只要個人無法對未來有任何正向預期時，自殺決策將因而產生。 4.

(15) 活的未來價值，自殺決策將可能是個人最好的選擇。但是，如果準備自殺者對於未來報酬或目標能有絲毫的正向期盼時，個人將會選擇繼續活著以等待可能實現的未來價值。除了從經濟理論模型探討自殺行為之外，實證分析方法作為研究自殺的經濟文獻也不少，主要探討社會經濟變數與自殺行為之間的關連性。尤其，經濟衰退所產生的高失業率，除了伴隨工作壓力增加外，也導致社會成本提高，例如：國民健康與社會經濟衰退等；因此，實證文獻在失業率與自殺率得到一致性的正向關係。然而，許多探討自殺議題的實證文獻，在個人生活特徵、經濟就業狀況、所得報酬情形、結婚生育與教育等社會經濟變數與自殺率之間的關係討論卻仍尚未得到一致性研究結果；造成不. 政治大. 一致關係的可能因素，包括：國家資料、區間變數、實證模型或計量方法. 立. 等資料特性不同。但即便如此，目前的實證結果仍是各國政府解決自殺問. 學. ‧ 國. 題的重要參考依據。. 自殺議題除了與經濟學的關係密切外，與財政學的相關程度也相當密. ‧. 切，這可以透過資源配置的公平面以及制度契約的效率面來說明。從公平. Nat. sit. y. 的角度來看，社會多數人認為自殺者的心理罹患嚴重的精神疾病，而將自. er. io. 殺或嘗試自殺的人視為不理性行為者；這使得社會常常忽略自殺者或潛在. al. 自殺者的需要，甚至產生社會資源配置不均現象，導致自殺議題雖能透過. n. v i n Ch 報章雜誌得到民眾矚目，但卻無法確實受到政府社會福利或社會救助等政 engchi U 策的關切，甚至無法得到較多實際的社會關懷。而社會資源分配不均所衍生嚴重的貧富差距問題，也確實與自殺之間產生顯著的關連性。另一方面，從效率的角度來看，我國政府至今在自殺防治的作法有限。目前主要的自殺防治是透過各縣市政府，設置自殺防治專線作為主要的預防措施。除了顯示我國在自殺防治的資源不足且單調外，目前也尚未立法通過的自殺防治相關法案；臺灣從 2002 年開始步入 WHO 定義的高自殺率國家，自殺防治的作法至今卻沒有任何更積極的作為與改善。此外，外部成本導致自殺人數過高，資訊不對稱影響資源配置不均，以及政府政策或制度設計不良所誘使的個人決策扭曲等，也都可能會成為民眾選擇自殺的 5.

(16) 誘因，甚至造成“制度或政策殺人”的現象出現。以下分別從政策制度及私人契約的角度，提出三個實際的例子作說明。首先，在政府政策制度方面，根據 2007 年經濟學人雜誌 (Economist) 報導，印度南部若干省份的地方政府，為了降低該地人民的自殺率，逕行對自殺死亡的農夫提出給予債務清償的協助，並且輔助該自殺農夫的家庭獲得遺孤補助；但很不幸地，在原先立意良善的政策施行後不久，當地自殺率並無達到原先地方政府的下降預期，反而出乎意料地迅速上升。其次，在私人企業契約方面，臺灣民營企業市值之首的鴻海集團，2010 年在中國深圳的富士康廠區，接連發生一共 13 起的員工連續自殺事件。當時，許多媒體與報章雜誌推測，公司撫卹金可能是造成連續自殺事件的一個主要. 政治大. 導火線，誘使自殺員工為了讓家人獲取大額撫卹而出現「一跳飽全家」的. 立. 想法與作法。 8 最後，根據 Chen et al. (2008) 從生命保險角度分析自殺現. 學. ‧ 國. 象發現，儘管生命保險明定契約生效後之一定期間內 (一般為二年) 的自殺死亡給付是不予理賠，但逆選擇與道德危機的問題仍存在生命保險中。. ‧. 9. 根據 2005 年日本每日新聞 (Mainichi Shinbun) 的報導，日本一間大型保. y. Nat. 險公司因自殺所給付的理賠金額，從 1995 至 2005 年成長了 50 個百分點，. n. al. er. io. 1.3. 研究目的. sit. 單是 2005 一年的自殺給付金額就達到該年全部給付金額的一成左右。. Ch. engchi. i n U. v. 經濟學相較於醫學與社會學探討自殺議題的起步甚晚，直到二十世紀末才開始從理性選擇的角度切入，至今近四十年的時間也吸引許多經濟學家相繼投入自殺的相關研究，在自殺防治的議題上扮演相當重要的角色。對於本文主要二項研究課題，首先是針對第三章在日本自殺率趨勢發現的位移與持續現象，其次則是第四章在各國男女自殺率出現性別差異的一致性現象，本節將提出理論模型與實證方法的簡單介紹。. 8. 9. 富士康員工自殺案件，從 2010 年累計至 2011 年 7 月止，一年半的時間總共發生 17 起自殺墜樓，其中造成 15 人死亡 (今日新聞網, 2011/07/19)。即使生命保險在契約內明定自殺免責期，但對於免責期後的自殺案件，仍須負起相當之理賠金額，導致吸引相當程度的欲自殺者投保，進而產生且存在逆選擇的問題；另外，投保生命保險的一般要保人或被保人，在已知自殺理賠金的相關規範之後，很可能在免責期之後出現自殺的現象，導致生命保險出現道德危機。 6.

(17) 1.3.1. 自殺的社會風俗模型日本，過去曾為全球的第二大經濟體，是一個非常關心且重視自殺議題，並將自殺防治與因應層次拉高到法律層級的國家。10 日本每年在自殺防治投入大量經費，在自殺議題的研究成果或政策工具，成為日本及其他國家施政的重要參考依據。但即便如此，日本卻仍被戲稱為“自殺國度”，甚至高自殺率也成為一種特殊標籤。根據圖 2，日本自 1989 至 2009 近 20 年的自殺率資料顯示，在 1989 至 1997 年間的平均自殺率處在每十萬人有 14.56 人的水準。但是，1998 年自殺率出現明顯大幅跳升後，卻在 1998 至 2009 年間的平均自殺率上升至每十萬人有 19.41 人的情況，前後段的平均自殺率變動幅度高達 33.31%。. 政治大圖 2 的日本自殺率趨勢具有二點特殊現象。首先，在其他的社會經濟立. 變數沒有產生突發且大幅的改變下，相較於 1997 年，1998 年自殺率出現. ‧ 國. 學. 明顯跳升 34.21% 的幅度；對於這種跳躍現象，本文稱為位移效果 (displacement effect)。11 其次，日本自殺率在 1998 年出現大幅度的位移之. ‧. 後，直到 2009 年都穩定維持在每十萬人 18 至 19 人的水準；對於這種穩. sit. y. Nat. 定維持在某一區間的現象，本文稱為持續性效果 (persistence effect)。12 這. al. er. io. 兩種現象已經引起日本政府與學界的注意，也讓本文欲探究出現在日本的自殺率特殊現象，是否在其他國家的自殺資料出現 (Chen et al., 2009)。另. n. v i n Ch 外，是否可以透過經濟理論模型及計量檢定方法，檢驗自殺率在位移與持 engchi U 10. 11. 12. 日本將自殺防治與因應的層次拉高到法律層級，反觀臺灣至今卻仍無一部專門有關自殺防治的法律，目前的防治體系僅建立在「精神衛生法」，而自殺通報責任更是缺乏法源依據，導致臺灣出現社工人員通報自殺個案，卻被反控洩漏隱私而要求民事賠償 (聯合報, 2010/06/07)。過去在財政學討論位移效果的文獻，最早是 1961 年的 Peacock and Wiseman 認為，政府公共支出會以階梯、位移的方式增加，而非以單調遞增方式成長的公共經濟文獻。根據英國政府的公共支出成長狀態則發現，當國家遭逢全國性的不幸事件、嚴重的公共事務，或長期社會問題無法解決之問題時，人民會願意以多繳稅方式提供政府有更大的能力解決問題，導致中央政府的公共支出規模，常因此而更加擴張 (徐偉初等, 2008)。其他探討持續性現象的研究也常稱為慣性現象 (inertia)。例如：物體若非受到其他力量改變其運動狀態，否則都將一直處於靜止或等速的直線運動狀態，稱為慣性定律。在管理學方面，當組織運作一段期間後，成員偏好原先習慣的運作模式；當組織調整速度不及外在環境變動，或妨礙組織創新與發展時，則稱為組織慣性 (Hannan and Freeman, 1984)。另外，在經濟學方面，政府公共支出在增加之後，就不在回到原來低水位的預算水準，如藥品成本上升導致多數國家的醫療保健支出不斷上升的問題等，則稱為慣性支出 (Okunade and Suraratdecha, 2006)。勞動經濟學則將持續性現象稱為磁滯現象 (hysteresis)，如：失業率一旦上升之後就無法回到原來較低的水準 (Alogoskoufis and Manning, 1988；Barro, 1988)。 7.

(18) 21. 自殺率. 19. 17. 15. 13 1989. 1993. 1997. 2001. 2005. 2009. 時間. 資料來源： OECD Database。. 圖2. 日本自殺率趨勢圖 (1989 – 2009 年). 政治大續性現象就是本文第一個研究主題的主要研究目的。立. ‧ 國. 學. 首先，在實證檢驗分析方面，對於日本自殺率趨勢在圖 2 所呈現的位移與持續性現象，本文針對 OECD 成員國 (The Organization for. ‧. Economic Cooperation，經濟合作開發組織) 與臺灣的自殺率資料，檢測. y. Nat. 34 個國家的自殺率是否存在如日本自殺率的特殊現象。除了參考 Hansen. sit. (2001) 提出的「Quandt–Andrews」檢定方法，作為判斷自殺率資料是否. al. n. 存在持續性現象。. er. io. 存在位移效果之外，也運用一般性的單根檢定法，作為衡量自殺率是否. Ch. engchi. i n U. v. 另外，在理論模型基礎方面，不論是從 Hamermesh and Soss (1974) 的效用極大化模型結果，還是從 Dixit and Pindyck (1994) 的實質選擇權理論方式來看，除非在社會經濟變數出現顯著且突發性地改變，例如：老化程度、薪資所得、折現率等因素出現大幅度地波動，否則目前兩大研究自殺的經濟理論支派並無法妥善合理解釋。因此，本文在 HamermeshSoss 模型架構下，結合社會學認為自殺會受到個人及社會環境影響的概念，從社會態度或氛圍的角度，提出一個解釋自殺率產生位移與持續性現象的社會風俗模型 (social norms model)。在兩種研究自殺議題的社會科學領域裡，經濟學從個人裡性行為出發，而社會學則是從社會因素來探討，似乎完全找不到對於自殺研究的 8.

(19) 共識。本文與傳統模型的最大不同之處在於，結合經濟學與社會學研究自殺議題的精神，將社會態度氛圍的概念納入經濟理論模型而認為，影響個人自殺的因素將不僅只有個人的經濟條件，社會整體自殺率或自殺人數也扮演相當重要的角色。在傳統民風純樸的社會中，自殺常被視為一種抗壓不足或逃避責任而為人所不齒的行為。假設個人決定自殺與否，除了考慮自己的效用外，社會同儕對於自殺行為所給予的心理壓力也是影響自殺的重要因素。因為，自殺本來就是一種違反人類先天本性或後天社會化的行為，不遵守社會道德或行為規範，除了個人內心良知會有不安的情況外，也會受到社會上其他遵守此社會道德規範的人譴責，甚至對自殺者的身旁親友指指點點。如果社會遵守此道德規範的其他成員. 政治大. 越多，欲求自殺的人所需承受的社會壓力所帶來的心理成本越大。. 立. 因此，在傳統民風純樸的社會中，想自殺的人會因為別人的看法而. 學. ‧ 國. 產生無形的社會心理壓力，使得社會整體自殺率或自殺人數相對較少。但是，隨著民風改變所導致的心理壓力式微，當社會對自殺行為的態度，. ‧. 由不以為然轉為習以為常時，社會整體自殺率或自殺人數是否成為影響. y. Nat. 個人自殺決定的關鍵，就成為本文亟欲探討的研究焦點。根據自殺的社. io. sit. 會風俗模型結果發現，如果社會遵守道德規範的人越多，準備自殺所需. n. al. er. 承受的社會壓力與心理成本越大，此時的個人自殺機率與社會自殺率將會在一個相對“好”的低水準。. Ch. engchi. i n U. v. 相反地，若社會經濟變數發生惡化，使得自殺率出現增加，加上社會多數同儕認為自殺並不是什麼大不了的事，而出現自殺是一種無所謂的社會態度氛圍時，個人對自殺決定與否的壓力會大大降低，使得個人較容易輕率決定自殺，此時的個人自殺機率與社會自殺率在突破臨界值後，迅速移往一個相對“壞”的高水準；此時，儘管社會經濟變數好轉，但是自殺率將無法回到原先相對“好”的低水準，如同日本自殺率呈現的位移及持續性現象。 1.3.2. 自殺的性別差異儘管世界各國的自殺率高低不同，但若依性別區分的自殺死亡率，則 9.

(20) 存在一種普遍的共同現象，亦即男性自殺率明顯地高於女性自殺率；男性自殺率平均約為女性自殺率的 3 至 4 倍 (Hawton, 2000；Moller, 2003； Värnik, et al., 2009)。根據表 1 具有性別自殺率的 86 個國家資料顯示，兩性自殺率差距倍數最小的是 2001 年塔吉克的 1.26 倍，而差距倍數最大的則是 2006 年巴拿馬的 13 倍；兩性自殺率平均差距倍數為 3.90 倍。另外，在 OECD 成員國資料方面，兩性自殺率差距倍數最小的是 2010 年南韓的 1.97 倍，而差距倍數最大的則是 2009 年斯洛伐克的 10.42 倍；兩性自殺率平均差距為 3.76 倍。另外，從圖 3 的 OECD 成員國性別平均自殺率趨勢也發現，1989 年男性與女性的平均自殺率分別為 22.33 人與 7.39 人，兩性自殺率差距約為 3.02. 政治大. 倍；到了 2009 年，男性與女性的平均自殺率稍降至 20.88 人與 5.91 人，. 立. 但是兩性自殺率的差距卻上升至 3.53 倍。至於臺灣的性別自殺率，由圖 4. 學. ‧ 國. 根據我國行政院衛生署公布的資料發現，1989 年男性與女性的自殺率分別為 9.5 人與 6.1 人，差距倍數僅為 1.56 倍；到了 2009 年，男性與女性的自. ‧. 殺率上升至 24.1 人與 11.0 人，差距倍數擴大到 2.19 倍。. Nat. sit. y. 兩性在越來越平等的社會趨勢下，面對相同外在環境與條件，男性與. al. er. io. 女性在自殺率卻存在明顯差異。從表 1 發現，不論是經濟發展相對較高的 OECD 成員國成員國，還是其他發展中國家，儘管整體自殺率的高低略有. n. v i n Ch 不同，但兩性自殺率卻皆呈現男性高於女性的一致性現象。影響性別在自 engchi U 殺產生差異的因素是否存在，世界各國的自殺率是否長期發生性別差異的現象，以及性別差異產生的缺口是否逐漸縮小或擴大，都是本文第四章討論的主要重點。因此，本文第二個研究主題試圖從經濟理論角度，透過計量模型方法，探討自殺率在性別差異的可能影響因素。過去文獻尚未有針對自殺率的性別差異提出經濟理論模型探討，甚至沒有針對個人可以存活的預期壽命多加討論。 13 因此，本文首先根據 Hamermesh-Soss 模型的理論架構，假設個人對於未來預期壽命有較高之預. 13. 預期壽命，是不同群體中衡量單一生命存活的平均長度統計量，是國際上評價各國人口的生存品質和健康水平的重要指標之一，對於人壽保險及養老保險的費用計算影響很大。本文使用的預期壽命則是指 0 歲的年齡組人口的平均生存年數。 10.

(21) 表1. 男性自殺率. 女性自殺率. 男女自殺率差距(倍). 整體自殺率. 取樣年份. 政治大. 法國. 24.70. 8.50. 2.91. 16.30. 2007. 烏拉圭. 26.00. 6.30. 4.13. 15.80. 2004. 23. 南非. 25.30. 5.60. 4.52. 15.40. 2005. 男性自殺率. 女性自殺率. 男女自殺率差距(倍). 整體自殺率. 取樣年份. 排名. 2009. 21. 2010. 22. 2006. 1. 立陶宛. 61.30. 10.40. 5.89. 34.10. 2. 南韓. 41.40. 21.00. 1.97. 31.20. 3. 蓋亞那. 39.00. 13.40. 2.91. 26.40. 4. 哈薩克. 43.00. 9.40. 4.57. 5. 白俄羅斯. 6. 日本. 36.50. 14.30. 7. 匈牙利. 40.00. 10.60. 8. 俄羅斯. 9. 拉脫維亞. 10. 中國. 11. 斯洛維尼亞. 12. 斯里蘭卡. 13. 烏克蘭. 37.80. 7.00. 5.40. 14. 芬蘭. 29.00. 10.00. 2.90. 15. 愛沙尼亞. 20.60. 7.30. 2.82. 16. 瑞士. 24.80. 11.40. 2.18. 17. 克羅埃西亞. 28.90. 7.50. 3.85. 17.80. 18. 臺灣. 24.10. 11.00. 2.19. 17.61. 2009. 19. 比利時. 26.50. 9.30. 2.85. 17.60. 20. 摩爾多瓦. 30.10. 5.60. 5.38. 17.40. 立. 2008. 24. 奧地利. 23.80. 7.10. 3.35. 15.20. 2009. 2010. 25. 波蘭. 26.40. 4.10. 6.44. 14.90. 2008. 2.55. 24.60. 2010. 26. 香港. 19.00. 10.70. 1.78. 14.60. 2009. 3.77. 24.60. 2009. 27. 蘇利南. 23.90. 4.80. 4.98. 14.40. 2005. 23.50. 2010. 28. 捷克. 23.90. 4.40. 5.43. 14.00. 2009. 22.90. 2009. 29. 塞席爾. 13.20. 1998. 22.23. 2010. 30. 紐西蘭. ‧ 國. 9.40. 3.68. n. a.. Nat. 34.60. 4.88. n. a.. 20.30. 6.50. 3.12. 13.20. 2008. 18.70. 6.80. 2.75. 12.70. 2008. 19.00. 5.50. 3.45. 12.30. 2008. 18.80. 6.20. 3.03. 12.30. 2008. 2009. 31. 瑞典. 1996. 32. 古巴. 21.20. 2009. 33. 保加利亞. 19.30. 2009. 34. 羅馬尼亞. 21.00. 3.50. 6.00. 12.00. 2009. 2008. 35. 挪威. C h2007 36 丹麥 U i e 2009 n g c37h 愛爾蘭. 17.30. 6.50. 2.66. 11.90. 2009. 17.50. 6.40. 2.73. 11.90. 2006. 19.00. 4.70. 4.04. 11.80. 2009. 38. 加拿大. 17.30. 5.40. 3.20. 11.30. 2004. 2009. 39. 冰島. 17.90. 4.50. 3.98. 11.30. 2009. 2008. 40. 智利. 18.20. 4.20. 4.33. 11.10. 2007. io. 21.90 21.60. n. al. 18.10. 18.00. 11. y. n. a.. 8.20. ‧. 40.00. 學. 25.60 25.30. n. a.. n. a.. 國家或地區. sit. 國家或地區. er. 排名. 各國男女自殺率現況. v ni.

(22) 表1. 國家或地區. 女性自殺率. 男女自殺率差距(倍). 整體自殺率. 取樣年份. 排名. 2005. 61. 4.50. 3.93. 11.00. 13.00. 7.80. 1.67. 10.50. 43. 新加坡. 12.90. 7.70. 1.68. 10.30. 44. 斯洛伐克. 19.80. 1.90. 10.42. 10.30. 45. 澳大利亞. 14.90. 4.50. 3.31. 9.70. 46. 德國. 15.10. 4.40. 3.43. 9.50. 47. 吉爾吉斯. 14.10. 3.60. 3.92. 48. 土庫曼. 13.80. 3.50. 49. 荷蘭. 12.00. 5.00. 50. 哥斯大黎加. 13.20. 51. 馬其頓. 52. 葡萄牙. 53. 女性自殺率. 男女自殺率差距(倍). 整體自殺率. 取樣年份. 尼加拉瓜. 11.10. 3.30. 3.36. 7.20. 2005. 2009. 62. 厄瓜多. 9.10. 4.50. 2.02. 6.80. 2006. 2006. 63. 薩爾瓦多. 10.20. 3.70. 2.76. 6.80. 2006. 2009. 64. 英國. 10.90. 3.00. 3.63. 6.90. 2009. 2009. 65. 模里西斯. 11.80. 1.90. 6.21. 6.80. 2008. 2009. 66. 義大利. 10.00. 2.80. 3.57. 6.30. 2007. 8.80. 2009. 67. 格瑞那達. 9.80. 1.90. 5.16. 5.90. 2005. 3.94. 8.60. 1998. 68. 以色列. 9.90. 2.10. 4.71. 5.80. 2007. 2.40. 8.50. 2009. 69. 巴拿馬. 10.40. 0.80. 13.00. 5.70. 2006. 2.50. 5.28. 8.00. 2006. 70. 哥倫比亞. 7.80. 2.10. 3.71. 4.90. 2005. 12.60. 3.90. 3.23. 8.00. 2009. 71. 烏茲別克. 7.00. 2.30. 3.04. 4.70. 2005. 13.20. 3.40. 3.88. 7.90. 2008. 72. 巴西. 7.30. 1.90. 3.84. 4.60. 2005. 阿根廷. 12.70. 3.40. 3.74. 7.90. 2005. 73. 巴拉圭. 5.50. 2.70. 2.04. 4.10. 2004. 54. 辛巴威. 10.60. 5.20. 2.04. 1990. 74. 阿爾巴尼亞. 4.70. 3.30. 1.42. 4.00. 2008. 55. 盧森堡. 13.20. 2.90. 4.55. 1.30. 5.23. 4.00. 2008. 56. 泰國. 12.00. 3.80. 3.16. a 7.80 l. 6.80 5.36. 2.50. 2.14. 3.94. 2008. 57. 聖露西亞. 10.40. 5.00. 2.08. 7.70. 6.10. 1.40. 4.36. 3.80. 2005. 58. 西班牙. 11.90. 3.40. 3.50. 7.60. 5.90. 1.30. 4.54. 3.60. 2009. 59. 貝里斯. 13.40. 1.60. 8.38. 7.60. 2001. 79. 希臘. 6.10. 1.00. 6.10. 3.50. 2009. 60. 波多黎各. 13.20. 2.00. 6.60. 7.40. 2005. 80. 馬爾他. 5.90. 1.00. 5.90. 3.40. 2008. ‧ 國. 立. Nat. io. 7.90. n. 7.80. 政治大. sit. 17.70. 印度. er. 美國. 42. 男性自殺率. 學. 41. 國家或地區. ‧. 男性自殺率. y. 排名. 各國男女自殺率現況 (續). v 76 土耳其i n C h2002 U 2002 e n g c77h i 委內瑞拉 2008 78 賽普勒斯 2008. 75. 12. 墨西哥.

(23) 表1. 排名. 國家或地區. 各國男女自殺率現況 (完). 男性自殺率. 女性自殺率. 男女自殺率差距(倍). 整體自殺率. 取樣年份. 排名. 1988. 90. 4.90. 0.50. 9.80. 3.10. 塔吉克. 2.90. 2.30. 1.26. 2.60. 83. 亞美尼亞. 3.90. 1.00. 3.90. 2.40. 84. 瓜地馬拉. 3.60. 1.10. 3.27. 2.30. 85. 喬治亞. 3.40. 1.10. 3.09. 2.20. 86. 菲律賓. 2.50. 1.70. 1.47. 87. 科威特. 2.50. 1.40. 88. 巴基斯坦. 89. 多明尼加. 2.60. 0.60. 整體自殺率. 取樣年份. 約旦. n. a.. 1.10. 2009. 巴哈馬. n. a.. 1.00. 2002. 2006. 92. 秘魯. 1.83. 0.90. 2000. 2006. 93. 巴貝多. 0.70. 2001. 2001. 94. 亞塞拜然. 3.33. 0.60. 2007. 2.10. 1993. 95. 馬爾地夫. 0.30. 2005. 1.79. 2.00. 2002. 96. 伊朗. 0.20. 1991. 2.00. 2008. 97. 牙買加. n. a.. 0.10. 1990. 4.33. 1.60. 2004. 98. 敘利亞. n. a.. 0.10. 1985. 立. 政治大. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 13. i n U. 1.10. 0.60. 1.00. 0.30. n. a.. 資料來源：維基百科（http://zh.wikipedia.org/wiki/各國自殺率列表）。說明：(n. a.) 表示無該區間資料。. 男女自殺率差距(倍). 91. ‧ 國. n. a.. 女性自殺率. 2001. n. a. 0.30. ‧. 巴林. 82. 學. 81. 男性自殺率. 國家或地區. v. 0.10. 3.00.

(24) 24. 自殺率. 20 16 12 8 4 1989. 1993. 1997. 2001. 2005. 2009. 時間男性自殺率. 女性自殺率. 資料來源： OECD Database。. 圖3. 政治大. OECD 成員國性別平均自殺率趨勢圖 (1989 – 2009 年). 立. ‧ 國. 學. 28. ‧. 16. y. Nat. io. 4. al. n. 1989. sit. 10. 1993. 1997. Ch. 2001 時間. U i e h n c g 資料來源：臺灣衛生署。圖4. 男性自殺率. er. 自殺率. 22. v ni. 2005. 2009. 女性自殺率. 臺灣性別自殺率趨勢圖 (1989 – 2009 年). 期時，個人預期終生效用期望現值必會隨之上升，使得低於自殺門檻的機會降低，自殺機率亦隨之下降。也就是說，本文有別於傳統分析自殺的經濟理論模型，首先將預期壽命視為外生變數，探討預期壽命是否對自殺率產生影響；同時討論男性預期壽命低於女性預期壽命的情況下，是否將造成男性自殺率高於女性自殺率。 14. 14. 另外，醫學相關報導也指出，在兩性生活型態的差異上，多數男性相較於女性有著較多不良 14.

(25) 其次，最早從心裡醫學探討自殺的相關研究則是認為，男女雙方天生在基因與特性上就存在差異，這也可能是影響不同性別在自殺率呈現差異的主要因素。例如：男性天生暴力傾向與自我傷害的致命能力較女性高 (McIntosh, 2002)。 15 因此，本文在 Hamermesh-Soss 模型的理論架構下，針對不同性別在自殺門檻存在天生基因不同，亦即女性基因優於男性的前提假設下，探討對於性別自殺率產生差異的影響。從所得方面來看，不論是傳統或父權社會皆認為，男性必須扮演承擔家庭經濟支柱的角色。在相同生產力的前提下，女性的風險趨避程度確實比男性高；在面對未來不確定的工作與工資時，女性也較容易選擇就業性質相對安全、穩定性高、挑戰性低、離職與失業機會低的工作，使得女性. 政治大. 相對於男性在工資區間上相對穩定，工資變動程度相對較低 (Bonin et al.,. 立. 2007；Pfeifer, 2011)。因此，男性的風險趨避程度低於女性，表示男性的. 學. ‧ 國. 工資差異程度較女性大，成為低所得者的機會也較女性為高；如此一來，男女性別在風險區避程度的不同，就是本文探討自殺率在性別產生差異的. ‧. 研究目的。16 也就是說，在風險趨避特性與工資變異程度呈現反向關係的. sit. y. Nat. 特性下，探討不同的風險趨避是否造成自殺率在性別之間產生影響。. al. er. io. 最後，根據 OECD 成員國及臺灣共 34 個國家所公布的資料，結合橫斷面與時間序列的統計資料，透過綜橫資料 (panel data) 計量方法，作為. n. v i n Ch 檢驗自殺率是否受到預期壽命的影響。結果發現，除了固定效果模型是最 engchi U 適合的 Panel Data 分析方法之外，預期壽命與自殺率之間所呈現的顯著負向關係也符合理論模型的結論，表示預期壽命越高將使得預期終生效用現. 值上升，造成低於自殺門檻的機率降低，自殺機率亦隨之下降；同時，預期壽命對於女性自殺率的抑制效果要大於男性自殺率，使得男女性別的自. 15. 16. 且高危險的健康習慣，如抽菸、喝酒、熬夜、賭博等，導致男性較女性容易罹患高風險性的疾病，男性的預期壽命也易較女性的預期壽命低 (林培正，1994)。 Kaplan & Klein (1989) 認為，男性相較於女性容易接觸槍枝或身處肢體鬥歐、血腥暴力等情況，使得致命性的自我傷害、毀滅能力與自殺機率較女性為高。多數男性在面臨就業市場的選擇時，偏好尋求高薪以達到傳統社會或父權心態的期盼，卻也隱含工資變異程度較高的工作。此時，若面臨失業或身陷長期間失業，而導致收入產生不穩定時，男性就容易造成經濟與心理雙重壓力，甚至出現快速累積，進而產生自我了斷的意念，甚至做出自殘、自殺等行為。因此，失業或工作就業不穩定的情況都可能是影響男性自殺率的主要原因之一 (Hawton, 1998；Platt and Hawton, 2000；Koo and Cox, 2008)。 15.

(26) 殺率差異呈現顯著的正向關係。 1.4. 本文架構本文的分析結構如下。第一章為緒論，除了在自殺與經濟、自殺與財政之間關係的介紹之外，並說明本文的研究動機、目的與架構。第二章是對於目前的經濟理論與實證文獻做一簡單回顧，並將過去探討社會風俗模型的文獻做一介紹，除能了解過去從經濟學探討自殺的相關文獻結果外，也可以知道本文在自殺的經濟分析中所使用的分析方法。第三章部分，首先以 OECD 成員國與臺灣的自殺率資料，探討自殺率是否具有位移效果以及持續性現象。其次，以 Hamermesh-Soss 模型架構，. 政治大. 結合社會風俗因素建立自殺選擇模型，以作為日本自殺率的位移與持續性. 立. 現象的解釋。因為，個人自殺的決定，除了滿足極大化效用之外，社會態. ‧ 國. 學. 度氛圍對於自殺所給予的心理壓力，也是影響自殺的重要因素。最後則運用圖解方式來說明，在社會態度氛圍的影響下，不同社會經濟變數與自殺. ‧. 之間的調整過程；同時，透過日本不同性別與年齡層的自殺率資料，檢驗是否與整體自殺率一樣存在位移及持續性現象。. sit. y. Nat. io. er. 此外，世界各國的自殺率儘管高低不同，但卻存在一種共通的男性自殺率高於女性自殺率的一致性現象。因此，第四章部分也是將 Hamermesh-. n. al. Ch. i n U. v. Soss 模型的效用極大化作為探討自殺性別差異的理論架構，在不同性別的. engchi. 預期壽命、天生基因以及風險趨避程度等外生變數差異下，解釋自殺率在不同性別產生差異的可能原因。另外，資料區間則選自 OECD 成員國及臺灣共 34 個國家，從 1980 年至 2009 年共 30 年的社會經濟數據，提供基本統計量以及 Panel Data 迴歸模型方法發現，預期壽命確實對自殺率產生負向影響，對於男女性別的自殺率差異則是呈現顯著的正向關係。第五章為本文之結論。. 16.

(27) 第二章. 文獻回顧. 本章將針對自殺議題既有的經濟理論與實證分析的文獻，以及第三章使用到的社會風俗模型，做一簡單的整理與介紹。 2.1. 自殺的經濟理論文獻 2.1.1. 預期效用學派 Hamermesh and Soss (1974) 是首開以經濟理論模型從事研究自殺議題的重要先河。17 根據傳統效用極大化分析方法，在理性選擇及折現率固定的假設下，當個人的預期終生效用折現值低於自殺門檻時，表示個人再. 政治大人效用函數如第(1)式所示；其中， C 與 K 分別表示消費及生活最低支出水立準。另外，個人在 a 歲的預期終生效用現值 (the present value of expected 也不想“歹活”而決定選擇自殺。在基本架構中， m 歲且恆常所得 YP 的個. 18. w. (2). io. sit. a. Nat. Z (a, YP)   e r ( ma )U m P(m)dm ,. (1). y. U m  U [C ( m , YP )  K ( m )]  0 ,. ‧. ‧ 國. 學. lifetime utility) 如第(2)式所示：. n. al. er. 其中， w 表示個人最長可活到的年紀、 r 表示折現率、 P (m) 則是在 a 歲下持. Ch. i n U. v. 續活到 m 歲的機率。另外，假設個人生存意志臨界值服從常態分配，亦即. engchi.  ~ N (0,  ) 。若個人預期終生效用現值與生存意志臨界值加總為 0，表示 2. 將會選擇自殺、結束生命，如第(3)式所示。第(3)式經過整理後得到， a 歲且恆常所得 YP 的個人自殺機率如第(4)式： 19 Z ( a, YP )    0 ,. (3). S ( a )  F [  Z ( a, YP )] .. (4). 根據第 (4)式的比較靜態分析結果發現，年齡與自殺之間呈現單調的 17. 18. 19. 在 Hamermesh-Soss 模型提出第一篇自殺的經濟理論模型之前，Holtmann and Ridker (1965) 根據 1959 年美國的 25-64 歲男性資料發現，自殺將產生人力資本損失達 7.4 億美元。為了維持醫療健康的費用與年齡呈現正相關，假設 K   0 ，表示年齡與生活最低支出水準呈現正向關係。根據第(4)式得知，自殺者是在常態分配的左尾，表示群體中求生意志較為薄弱者。 17.

(28) (monotonic) 正向關係，表示個人的年齡越大，預期終生效用現值越低，自殺機率就越高 ( S / a  0 )。恆常所得與自殺之間則是呈現反向關係，若個人的恆常所得越大，預期終生效用現值越高，使得自殺機率越低 ( S / YP  0 )；自殺與恆常所得之間的關係，則是隨著恆常所得的增加而加速遞減 (  2 S / YP 2  0 )。為了驗證這樣的理論結果，Hamermesh-Soss 模型根據美國 1947 年至 1967 年的資料發現，年齡、失業率及經濟惡化程度等變數與自殺率之間確實呈現顯著的正向關係；在恆常所得與自殺之間的結果方面，除了青年人之外，其他各年齡層則皆呈現顯著的反向關係，符合 Hamermesh-Soss 模型的經濟結果。. 政治大. 延續預期效用學派架構，Koo and Cox (2008) 研究結果認為，影響個人預期終生效用現值的是相對所得而非恆常所得。相對所得是人力資本的. 立. 增函數，表示人力資本越高伴隨相對所得越大；而人力資本是失業狀況的. ‧ 國. 學. 減函數，表示遭遇失業就等於失去在工作中學習 (on-the-job training) 的機會，人力資本出現跌價損失且造成相對所得下降。因此，有關 a 歲、相. ‧. 對所得 RY 及人力資本 h 的個人預期終生效用現值函數，如第(5)式所示：. Nat w. sit. y. Z (a, RY (h))   e r ( ma )U m [C (m, RY (h))  K (m)]P(m)dm .. (5). io. er. a. 在其他變數定義及討論方式皆與 Hamermesh-Soss 模型相同的情況下，. n. al. Ch. i n U. v. Koo and Cox (2008) 的結果發現，失業將造成人力資本跌價損失，使得現. engchi. 在與未來的相對所得下降，造成個人自殺的機率提高；並且透過日本 1950 至 2003 年的資料得知，失業率與自殺率之間確實呈現顯著的正向關係，以中壯年世代的影響最為嚴重，此與 Hamermesh-Soss 模型所得到的年齡與自殺之間存在單調正相關的結論不同。20 這是因為中壯年世代在失業之後，新工作技能或技術的壓力相對於其他世代最大，也是所有世代人力資本跌價損失最為嚴重的一群。 2.1.2. 實質選擇權學派另一個運用經濟理論模型探討自殺現象的學派，就是 Dixit and 20. 失業除了使人力資本產生跌價、相對所得下降之外，也容易導致婚姻解離，造成自殺的機率上升。 18.

(29) Pindyck (1994) 透過實質選擇權作為探討自殺議題的架構。模型假設未來在個人投資決策選擇具獨占性、未來所得報酬具不確定性、以及決策決定後的不可逆等三項特性下，理性投資者會考慮是否應該等待未來的可能利益，對現階段的專案選擇進行評估，決定是否進行投資，作為探討投資延遲對資產淨現值的影響。在二期模型下，假設第一期決定投資的成本與收益分別為 I 及 P0，第二期將有機率 q 能獲得正報酬 (1  u ) P0 ，乘數為 (1  u ) ，但有機率 (1  q ) 得到較低的報酬 (1  d ) P0 ，乘數為 (1  d ) ； u 與 d 皆為正數。在折現率為 r 的情況下，第一期執行投資決策的淨現值，以及第一期選擇等待且第二期確實執行投資決策並獲取正向報酬的淨現值，分別為第 (6) 式及第(7)式：. 立. (1  r ). 0. 0. 學. NPV . 1 (1  r ). ‧ 國. NPV   I  P0  q . 政治1大 (1  u ) P  (1  q )  (1  d ) P ,. q [  I  (1  u ) P0 ] . (1  r ). (6). (7). ‧. 在第 (6)式與第 (7)式相等情況下，得到第一期投資選擇的收益臨界值. sit er. (1  r )  q I, (1  r )  (1  q )(1  d ). io. P0* . y. Nat. (critical price)，如第(8)式所示：. al. (8). n. v i n Ch 模型結果發現，影響第一期是否進行投資的因素，除了第二期正報酬乘數 engchi U (1  u ) 不會影響收益臨界值之外，投資成本 I 、第二期正報酬機率 q 越大或. 折現率 r 越小，將導致收益臨界值越大而造成投資遞延；若正報酬機率 q 越小，第二期負報酬機率 (1  q ) 、乘數 (1  d ) 或折現率 r 越大，則收益臨界值越小而越可能導致理性投資者進行投資。將自殺選擇置於上述投資決策的討論就可發現，如果準備自殺者已處於極端劣勢，且未來確實毫無獲得正向報酬機會，個人將無苟活的未來價值，使得決定自殺將是最好的選擇；如同第(8)式的收益臨界值，若第二期正報酬機率 q 下降，第二期負報酬機率 (1  q )、乘數 (1  d ) 或折現率 r 上升，個人將無苟活的未來價值而將選擇自殺。但是，如果準備自殺者對於未來 19.

(30) 報酬有正向期盼，繼續活著、遞延自殺以等待可能實現的未來價值將是最符合的個人利益；如同第(8)式的收益臨界值，若在第二期正報酬機率 q 上升，第二期負報酬機率 (1  q ) 、乘數 (1  d ) 或折現率 r 下降，個人將選擇自殺遞延以等待未來價值。延續實質選擇權理論架構，在不確定因素的概念下，Culter et al. (2001) 在三期的模型架構且假設效用函數皆服從隨機漫步 (random walk) 的分析結果發現，不同世代選擇自殺的條件不同；隨機變數或折現率越大，表示越年輕的世代效用變動越大，使得其自殺率上升。並且，根據美國在 1996 年針對 12 歲到 18 歲學生的企圖自殺資料也發現與 Koo and Cox (2008) 相. 治政的例子，當自殺者在身亡後，使親朋好友頓大. 同的結果，亦即自殺與年齡之間並非單調正向關係。另外，Culter et al. (2001) 也提出自殺傳染 (contagion). 立. 時陷入極度哀痛與壓力中，將可能促使自殺模仿的行為出現，如同 David. ‧ 國. 學. (1974) 所提出的「維特效應」(the Werther effect)。 21,22 然而，目前尚未有相關的經濟理論或實證文獻，針對自殺傳染提出進一步的模型討論。. ‧. 有關自殺議題的經濟理論分析，預期效用學派與實質選擇權學派最大. Nat. sit. y. 不同點在於不確定因素。Hamermesh-Soss 模型假設恆常所得穩定不變，並. al. er. io. 無針對恆常所得的變異程度做任何討論。 23 但是，在不確定的因素下，恆. v i n Ch 考慮工資所得不確定性，在實質選擇權的概念下，透 engchi U. n. 常所得可能發生改變，而所得不確定性機率的大小也可能影響自殺的決定。因此，Suzuki (2008). 過 Hamermesh-Soss 模型架構發現，工資所得分配差異程度越大，風險趨避者的預期效用越低，表示所得差異越大將越容易決定自殺；工資所得不確定性程度越高、工資瞬時降低為零的機率越大或預期工資成長率越低，個人走向自殺的可能性越高。 2.2. 自殺的實證分析文獻 21. 22. 23. 自殺傳染就像是一種社會現象的流行傳染病，也就是說當某一個人自殺後會促使其他人自殺的現象。通常，若是在一段短期間發生自殺群聚的現象，即可視為是一種自殺傳染的情況。德國文學家歌德 (Goethe) 在 1774 年創作的『少年維特的煩惱』發行後不久，社會上出現許多年輕的男孩也利用和書中維特相同手法自殺。David 在 1974 年就以「維特效應」，形容經由媒體方式而受到傳染的自殺模仿行為，亦即一些內心痛苦的人，透過媒體報導別人自殺身亡的消息後，就啟發自我了斷的念頭，進而仿效自殺者的行為。 Suzuki (2008) 認為，變異數或標準差皆可作為所得不確定性的代理變數。 20.

(31) 經濟學探討自殺議題的實證文獻方面，目前多著重在探討社會經濟變數與自殺率的相關性。在就業狀況方面，失業率與自殺率存在一致性的正向關係；也就是說，許多文獻都發現失業率增加將使自殺率上升 (Burr et al., 1994；Chen et al., 2012；Chuang and Huang, 2003；Koo and Cox, 2008)。根據 Williams et al. (2011) 的研究報告指出，失業率的提高將使工作壓力增加，導致國民健康的成本上升。經濟狀況與工作壓力確實對個人心理健康造成影響，包括：焦慮、沮喪、自卑、憂鬱、抑鬱、自我厭惡以及互動緊張等，容易導致個人自殺機率提高。尤其在金融危機或經濟惡化期間，個人或企業的破產確實使自殺率明顯增加 (Watanabe et al., 2006)。 24 實證文獻上，除了失業率與自殺率之間皆呈現正向關係之外，其他社. 政治大. 會經濟或人口統計等變數與自殺率之間的關係，至今尚未得到一致性的結. 立. 果。在經濟環境方面，Gingberg (1966) 認為自殺與經濟環境呈現正向關係，. 學. ‧ 國. 亦即經濟蕭條使自殺率降低，經濟擴張則讓自殺率提高。雖然經濟不景氣可能會造成失業與所得降低，但也伴隨休閒的機會成本降低；此時，若加. ‧. 上周遭親友也同樣遭遇失業，對失業者較不會產生丟臉的心理壓力，而較. y. Nat. 願意增加休閒、提昇健康，使失業者的工作壓力下降，導致企圖自殺的人. io. sit. 數或比率下降 (Clark, 2003)。另一方面的文獻則認為，自殺與經濟環境之. n. al. er. 間存在的是負相關，表示經濟繁榮將使自殺率下降，而經濟不景氣則易使. i n U. v. 人產生心理壓力，導致自殺的人數或比率提高 (Henry and Short, 1954；. Ch. Ogburn and Thomas, 1922)。. engchi. 在所得水準與自殺率之間的探討上，許多文獻則認為兩者存在顯著的負向關係，亦即所得水準越低伴隨自殺率上升 (Chuang and Huang, 2003； Daly and Wilson, 2006；Faupel et al., 1987；Hamermesh and Soss, 1974； Huang, 1996；Kimenyi and Shughart, 1986；Klick and Markowitz, 2006； Minoiu and Rodríguez, 2008)。例如，Chen et al. (2008) 透過不同年齡層的資料，提出所得與自殺率存在顯著負相關的結論；其中，負向關係最為明顯的是 45–64 歲的男性中年世代以及 65 歲以上的女性老年世代。而在討. 24. 儘管如此，政府設立各地區的自殺防治機構，則有助於降低自殺的發生機率 (Chuang and Huang, 2003；李明濱等, 2005；江弘基等, 2006)。 21.

(32) 論兩性對於所得與自殺之間負向效果的強度方面，Neumayer (2003) 認為男性受的影響較大，而 Rodríguez (2006) 則認為女性受的影響較大。但也有學者認為，高所得者的生活花費高且開銷壓力大，所以所得水準與自殺率之間是呈現正向關係。例如，Durkheim (1897) 認為，面對任何社會經濟的惡化或衰退，貧窮者較能體認自己的經濟狀況而接受現狀，心理也較不會患得患失；但是富有者卻出現相反情況，使得所得水準與自殺率之間存在正向關係 (Burr et al., 1994；Freeman, 1998；Jungeilges and Kirchgassner, 2002；Lester, 1995；Rodríguez, 2005；Simpson and Conklin, 1989)。這些討論與 Esterlin (1974) 提出所得高低、快樂程度與個人福利之間，並非必然存在正相關的結論相互呼應。. 政治大除了所得、經濟環境與自殺率關係的文獻討論之外，另外也有文獻是立. 對所得分配與自殺率的關係做討論。25 Stack (2000) 就是將吉尼係數 (gini. ‧ 國. 學. index) 作為所得不均度的代理變數；結果發現，所得不均度越高，相對被剝奪的受害者面對的生活與經濟壓力較大，導致個人的生活與健康受到影. ‧. 響，甚至透過酒精或香煙的慢性自我傷害之後，最終走向自殺。但是，. Nat. sit. n. al. er. io. 的影響並不顯著。. y. Neumayer (2004) 及 Leigh and Jencks (2007) 則認為所得不均度對自殺率. i n U. v. 在人口統計資料方面，多數文獻認為，女性勞動參與程度越高，越容. Ch. engchi. 易造成傳統家庭角色產生衝突 (role conflict)，產生個人、家庭與社會之間關係弱化，造成社會整體自殺率因而提高 (Chen et al., 2008；Klick and Markowitz, 2006；Neumayer, 2003)。相反地，Pampel (1998) 則認為，女性的勞動參與程度越高，將有助於個人、家庭與社會之間關係強化，讓傳統家庭角色出現累積 (role accumulation) 的現象，使得社會整體的自殺率因而下降。另外，Chen et al. (2008) 與 Lester (1995) 則認為，生育在現代社會裡，隱含未來必須負擔龐大教育及養育等費用，易使個人與家庭產生經濟壓力與負擔，導致社會自殺率提高；但也文獻認為生育率與自殺率是呈現顯著負相關 (Durkheim, 1897；Fauper et al., 1987；Neumayer, 2003)。 25. 在所得與自殺率之間的討論上，作為所得的代理變數包括：每人 GDP、每人所得、經濟成長率、所得成長率或中位數家庭所得等。 22.

(33) 在離婚率與自殺率的討論方面，多數文獻認為兩者具有顯著正向關係 (Burr et al., 1994；Freeman, 1998；Helliwell, 2007)。至於離婚對性別的影響程度，多數文獻發現男性受到離婚的影響最大，受到刺激而自殺的影響較為明顯。因為，男性在婚姻關係中獲得的效益較大，例如多數家庭由女性負責家事工作等，使得男性在離婚後失去的效益及受到的影響較大 (Chen et al., 2008；Neumayer, 2003；Watanabe et al., 2006)。在探討年齡與自殺率關係方面，普遍認為年長者在健康與經濟方面較容易發生問題，尤其是在獨居或親友死亡的情況下，自殺機率較容易上升 (Simpson and Conklin, 1989)。如同 Hamermesh-Soss 模型得到年齡與自殺呈現單調正向關係的理論結果。另一方面，年紀越輕的人越容易受到家庭. 政治大. 關係好壞的影響，尤其是如果父母婚姻長期處於失和，而出現明顯虐待、. 立. 暴力或生命傷害等情事時，年輕人就越可能選擇自殺，使得年齡與自殺率. 學. ‧ 國. 呈現負向關係 (Mäkinen, 1997；Faupel et al., 1987)。如同 Culter et al. (2001) 與 Koo and Cox (2008) 得到某些年齡層的自殺率較高之研究結果。. ‧. 2.3. 社會風俗理論模型. y. Nat. sit. 近年來，有關人類心理壓力或心理成本的討論，已成為經濟議題不可. n. al. er. io. 或缺的一環，而將這種觀點融入經濟學的關鍵人物就是 George Akerlof。. i n U. v. Akerlof (1980) 認為在雇主給薪具有社會壓力的情況下，針對失業議題的. Ch. engchi. 效率工資理論 (efficiency wage theory) 提出社會風俗模型。理性者注重的不只是金錢報償或物質享受，人際互動下的面子與尊嚴也會做一併考量；而這個考量卻是源自於社會普遍存在的社會道德或行為規範 (a code of behavior or a code of honor)，非利潤動機的社會尊嚴、地位或名聲才是發生非自願性失業的主要原因。 26 若社會普遍認為，市場工資必須高於勞工的機會成本，則給付一般水準工資給勞工的廠商，將受到認同此理念的社會大眾指責，導致企業廠商. 26. Akerlof 認為考量 Durkheim 社會觀點下的經濟分析，比較能夠貼近社會生活的現實情況。除了社會風俗模型之外，其他五種討論效率工資理論的模型分別為：標準效率工資 (standard efficiency wage model)、偷懶模型 (shirking model)、反淘汰模型 (adverse selection model)、投桃報李模型 (gift exchange model) 及異動成本模型 (turnover costmodel)。 23.

(34) 將為了尊嚴、面子問題，願意支付勞工高於機會成本的工資，使得非自願性失業問題產生。另外，因為不遵守社會道德或行為規範，除了個人內心良知可能有不安的情況發生外，也會受到其他遵守此社會道德規範的人所譴責，甚至也會對其身旁親友指指點點。如果社會遵守此道德規範的成員越多，想要違反社會道德或行為規範的人，勢必也須面對更大的社會壓力，其所承受的心理壓力或成本也就越大。以下舉二個社會風俗的實際案例供讀者參考。首先是 Gneezy and Rustichini (2000) 針對以色列海法地區幼稚園所做的實驗發現，原先接小孩會遲到的家長，在不處任何罰款時，遲到家長數量非常少；但是，當幼稚園決定對遲到家長處以小額罰款的政策後，遲到家長的人數顯著地比原. 政治大. 先沒罰款時的遲到家長數量增加，甚至出現遲到人數大幅度跳躍的現象。. 立. 接下來，幼稚園為了避免施以罰款卻導致遲到家長數量提高而將遲到罰款. 學. ‧ 國. 的政策取消後，遲到家長數量並無回到原來不罰款前的低水準，反而持續維持在跳躍後的高水準。第二個有關社會風俗的案例則是林忠正與黃璀娟. ‧. (2009) 的黑人與白人的種族歧視。傳統上，由於黑人的薪資較白人低，在. y. Nat. 工作效率與能力差不多的情況下，雇用黑人對雇主應該較為划算；但是，. io. sit. 如果社會充斥著種族歧視，加上企業主是白人的情況下，聘用黑人在白人. n. al. er. 社群中將可能受到社會指責。此時，雇主可能考量尊嚴與面子而放棄雇用. i n U. v. 黑人，導致種族歧視的問題在白人社會持續產生惡性循環。. Ch. engchi. Lin and Yang (2006) 於是利用社會風俗理論提出一個經濟模型，將 Gneezy and Rustichini (2000) 的幼稚園實施罰款政策的前後現象，在「準時不遲到」是一種社會規範或道德，探討遲到家長越多 (越少)，遲到所承受的心理壓力越小 (越大)，作為探討幼稚園遲到家長的均衡結果。有關決定遲到與否的效用函數，如第(9)式所示： U  m  vt  C ,. (9). 其中， m 表示所得價值， v 表示遲到帶來的時間價值， C 表示決定遲到與否的心理壓力或心理成本。若家長準時不遲到 t  0，則心理壓力成本 C  0 ；若家長決定遲到 t  1 ，則心理壓力成本 C  0 。同時，為了探討社會風俗造 24.

(35) 成家長遲到與否的心理壓力影響，假設家長承擔的心理壓力成本為.   c ( f , x ) ，如(10)式所示： C    c( f , x) ; c f . c c  0 ; cx  0, f x. (10).  是反映不同背景的家長，天生對遲到的心理壓力；假設  是介於[0,1] 之間的均等分配 (uniform distribution)，  越低的遲到家長心理壓力成本越小，.  越高的遲到家長心理壓力成本越大。 c ( f , x ) 則是作為刻劃家長遲到所必須承擔社會風俗所帶來的精神壓力成本；假設 cx  0 表示社會遲到人數或遲到比例 x 越多所受到的精神壓力成本越低，c f  0 則表示因遲到所繳交的. 政治大. 罰款 f 越多所受到的精神壓力成本越低。. 立. 根據 (9) 式與 (10) 式在極大化效用的情況下，可以得到準時與遲到決策. ‧ 國. v f , c( f , x). ‧. ˆ . 學. 毫無差異的邊際家長型態 ˆ ，如 (11) 式所示：. (11). sit. y. Nat. 利用比較靜態分析以及圖解的方式，得到 Gneezy and Rustichini (2000) 的. io. er. 研究結果。在處以小額罰款的懲罰下，家長會將罰款視為市場價格，只要付出此費用便可以公然遲到，這樣買賣交易的心態讓接小孩遲到的家長數. al. n. v i n 量明顯提高，以致於當遲到的家長人數變多之後，遲到所造成的社會道德 Ch engchi U 心理壓力逐漸變小。所以，在取消罰款之後，遲到的家長就再也不會回復. 到原先未罰款時的水準，如同「遲到」被商品化之後，就永遠被視為一種商品。類似上述社會行為的經濟應用範圍很廣，但社會風俗應用在自殺相關議題的討論卻尚未有任何的討論。因此，本文第三章將透過 Hamermesh-. Soss 模型架構，加入社會態度或氛圍的概念，提出自殺的社會風俗模型，作為自殺率產生位移效果的一個解釋。 27. 27. 後續應用社會風俗模型探討社會經濟議題的文獻，包括：Booth (1985)、Lindbeck et al. (1999)、 Naylor (1989)、林忠正與黃璀娟 (2009)、林莉旻 (2009) 以及周德宇與林忠正 (2008)等。 25.

(36) 第三章. 自殺的社會風俗模型. 本章首先於第一節根據 OECD 成員國與臺灣的自殺率資料，提供敘述統計量並根據檢定方法探討各國自殺率是否具有位移與持續性現象。第二節以 Hamermesh and Soss (1974) 的效用極大化模型為架構，從社會風俗角度分析個人的自殺決定，除了受到極大化效用的影響外，社會態度氛圍對於自殺行為所形成的心理壓力也是影響自殺的重要因素。第三節則運用圖解方式說明，在社會態度氛圍下，不同的社會經濟變數對自殺行為的影響。最後，第四節則是運用日本不同性別、不同年齡層的自殺率資料，檢驗是否存在位移及持續性現象。 3.1. 政治大. 自殺的位移與持續性現象. 立. 3.1.1. 資料來源. ‧ 國. 學. 為分析 OECD 成員國與臺灣的自殺資料是否存在位移與持續性現象，本文將 1960 至 2009 年共 50 個年度資料，分為 1989 至 2009 年的 20 年短. ‧. 期區間、 1975 至 2009 年的 35 年中期區間、以及 1960 至 2009 年的 50 年. sit. y. Nat. 長期區間。 28 短期區間具有自殺率資料的國家共有 34 個；中期區間具有. io. al. er. 自殺率資料的國家，除了智利、捷克、愛沙尼亞、韓國、墨西哥、斯洛伐克、斯洛文尼亞及土耳其外，則共有 27 個；長期區間具有自殺率資料的. n. v i n 國家，除了智利、捷克、愛沙尼亞、以色列、韓國、墨西哥、斯洛伐克、 Ch engchi U 斯洛文尼亞、臺灣及土耳其之外，則共有 23 個。詳請參考表 2 。. 3.1.2. 檢定方法：位移效果一般可以作為解釋位移效果的實證應用方法有三種，第一種是探討結構性轉變或結構性斷裂的 Chow 檢定 (Diamond, 1977 ； Diamond and Tait,. 1988；Henrekson, 1994；Kozumi and Hasegawa, 2000；Nomura, 1995)。29 第二種是以政策變動、制度改變或受外在衝擊影響的時間點，在迴歸方程式. 28 29. 由於土耳其在 OECD 資料庫並無自殺率資料，故本章有關位移與持續性之檢定將不予納入。日本政府的公共支出規模，也確實在戰後期間以及石油危機期間，出現位移效果 (Kozumi and Hasegawa, 2000；Nomura, 1995)，但 Henrekson (1994) 在同樣為石油危機發生期間的瑞典公共支出資料中，並無得到相同具有顯著性的發現。 26.