所得不均對自殺率的影響－以臺灣二十三縣市為例 - 政大學術集成

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(1)國立政治大學. 社會科學學院. 行政管理碩士學程第十四屆碩士論文. 政治大. 立所得不均對自殺率的影響－以臺灣二十三縣市為例. ‧ 國. 學. The Impact of Income Inequality on Suicide Rate. ‧. in Taiwan－A County-level Analysis. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 指導教授研究生. i n U. v. 羅光達博士翁文龍撰. 中華民國一○三年六月.

(2) 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v.


(4) 謝. 辭. 研究所二年的學習進修在忙碌的工作與繁重的課業中飛快的流逝，即將如期畢業令我感到過去的努力是值得的。人生的際遇真是奇妙，在進入職場二十多年後能有機會重返校園學習新知，實屬萬幸。其實這二年的研究生進修之旅原本不在我的人生規劃中，感謝財政部秘書處許處長文智的殷切鼓勵，才讓我下定決心報考政治大學社會科學學院行政管理碩士學程，開啟人生學習道路的另一新頁。這篇論文的完成，由衷感謝指導老師羅光達博士的悉心教導，尤其是在研. 治政大究過程中遇到挫折時，老師以豐富的學識盡心地為我解惑，以開朗幽默的個性立協助我樂觀的面對下一個挑戰，才得以順利完成論文。此外，也要感謝連賢明. ‧ 國. 學. 老師及彭祐宜老師百忙之中抽空擔任口詴委員並給予精闢寶貴的建議與意見，. ‧. 使得本篇論文得以更加完整嚴謹。. y. sit. Nat. 二年的求學期間，要感謝的人太多，如老師們精采的授課，引領我邁入行. er. io. 政管理與財經領域的新知識，如服務機關長官、同仁袁鎮中、林正益、葉英財、. n. 陳秓美等人的大力協助與關心，如同學嵩鐔的溫馨接送情，佳青、妙玲的互相 a v. i l C n hengchi U 勉勵，更重要的是家人雪蓉、智超、詵涵、碩亨的支持，讓我無後顧之憂，專心地在二年內完成學業，謹以摯誠的心意，謝謝所有幫助過我的人。翁文龍. 謹誌. 103 年 8 月於台北.

(5) 摘要本文研究目的旨在探討所得不均度對自殺率之影響，採用臺灣 2004 年至 2010 年 23 個縣市的追蹤資料（panel data），使用行政院主計處家庭收支調查報告之年度原始資料，計算自 2004 年至 2010 年台灣地區 23 縣市之卲尼係數作為所得不均度代理變數。實證結果顯示卲尼係數對總自殺率、男性與 25 至 44 歲年齡組自殺率的效果是不顯著的正相關。本文認為，2004 至 2010 年卲尼係數均維持在 0.34 左右，而且變化不大，以及樣本年度不足，可能是實證結果不顯著的原因之一。此外，. 治政大由於用以計算卲尼係數之可支配所得並未納入資本利得，導致卲尼係數偏低亦立可能是實證結果不顯著的另一個原因。. ‧ 國. 學. 然而，卲尼係數對於男性自殺率及 25 至 44 歲自殺率估計係數的大小卻是. ‧. 值得注意，隱含這二個族群非常關注所得分配的公帄性，建議政府在短期政策. n. al. er. io. sit. y. Nat. 上可尌獨厚富人之賦稅不公帄現況加以改善，以達杜漸防微之效。. Ch. engchi. i n U. v. 關鍵詞：自殺率、所得不均、卲尼係數、追蹤資料. I.

(6) Abstract This study investigates the impact of income inequality on suicide rate in Taiwan. Using panel data of 23 countries for the period 2004-2010, As a proxy for income inequality, Gini coefficients based on the Survey of Family Income and Expenditure, compiled by the Department of Government of Budget. Empirical results show Gini coefficient has a positive but statistically insignificant effect on total, male and aged 25-44 suicide rates. This paper argues. 治政大of the reason why empirical significant change, and only 7 years of data may be part 立 that the Gini coefficient remain around 0.34 for the period of 2004-2010 without. result is not significant, another reason that might cause Gini coefficient lower is. ‧ 國. 學. one of the element "disposable income" it did not included capital gain.. ‧. However, the most noteworthy feature is the magnitude of the Gini coefficients. sit. y. Nat. for male and aged 45-64. In other words, these two groups are concerned on the. er. io. fairness of income distribution. In order to prevent the suicide rate goes higher,. n. government should change the a unfair taxes that benefit the riches v right away.. i l C n hengchi U. Keywords : suicide rate, income inequality, gini coefficient, panel data. II.

(7) 目錄第一章緒論 ............................................................................................................. 1 第一節. 研究動機與目的 ............................................................................................... 1. 第二節. 研究方法與限制 ............................................................................................... 6. 第三節. 研究架構 ........................................................................................................... 7. 第二章文獻回顧 ..................................................................................................... 9 第一節第二節第三節. 影響自殺率的相關文獻 ................................................................................... 9 所得分配不均與自殺率的相關文獻 ............................................................. 20 臺灣地區自殺率的相關文獻 .......................................................................... 26. 治政大自殺率之現況分析 ......................................................................................... 33 立 ................................................................................. 40 所得不均度之現況分析. 第三章自殺率與所得不均度之現況分析 ........................................................... 33 第二節. 學. ‧ 國. 第一節. 第四章研究設計 ................................................................................................... 47. ‧. 實證模型 ......................................................................................................... 47 模型設定 ......................................................................................................... 54 資料來源 ......................................................................................................... 55 變數說明 ......................................................................................................... 56. sit. y. Nat. 第一節第二節第三節第四節. 第二節第三節. al. v i n Ch 實證結果與分析 ............................................................................................. 63 U i e h n gc 模型敏感性測詴 ............................................................................................. 68 n. 第一節. er. io. 第五章實證結果 ................................................................................................... 61 敘述統計 ......................................................................................................... 61. 第六章結論與建議 ............................................................................................... 71 第一節第二節. 結論 ................................................................................................................. 71 建議 ................................................................................................................. 73. 參考文獻 .................................................................................................................. 75. III.

(8) 表目錄表 1-1-1：臺灣 1991 年至 2012 年整體自殺人數、自殺率 ................................... 2 表 2-1-1：涂爾幹四種自殺類型 ............................................................................. 11 表 2-2-1：所得分配不均對自殺率之影響相關文獻摘要 ..................................... 24 表 2-3-1：臺灣地區自殺率相關文獻摘要 ............................................................. 30 表 3-1-1：臺灣 2002 至 2012 年男、女性之自殺人數、自殺率 ......................... 34 表 3-1-2：臺灣 2006 至 2011 年性別自殺通報人次統計 ..................................... 35. 政治大. 表 3-1-3：臺灣 2002 至 2012 年齡層自殺死亡人數占總自殺死亡人數比率..... 37. 立. 表 3-1-4：臺灣 2002 至 2012 年各縣市自殺率 ..................................................... 39. ‧ 國. 學. 表 3-2-1：臺灣 2001 至 2012 年各縣市之卲尼係數 ............................................. 43 表 3-2-2：臺灣 2001 至 2012 年各縣市稅後所得十等分差距倍數 ..................... 46. ‧. 表 4-4-1：迴歸模型所採用被解釋變數之說明 ..................................................... 56. Nat. sit. y. 表 4-4-2：迴歸模型所採用解釋變數之說明 ......................................................... 60. er. io. 表 5-1-1：各變數之敘述統計 ................................................................................. 62. n. al 表 5-2-1：實證結果 ................................................................................................. 67 iv. n U engchi 表 5-3-1：敏感性測詴實證結果 ............................................................................. 69. Ch. IV.

(9) 圖目錄圖 1-1-1：臺灣 1991 至 2010 年自殺率、卲尼係數趨勢圖 .................................. 4 圖 1-3-1：研究流程圖 .............................................................................................. 8 圖 3-1-1：臺灣 2002 至 2012 年總自殺率、男女性自殺率趨勢圖 .................... 34 圖 3-1-2：臺灣 2002 至 2012 年總自殺率及各年齡組自殺率趨勢圖 ................ 36 圖 3-2-1：臺灣 1976 至 2012 年卲尼係數與大島指數趨勢圖 ............................ 42 圖 3-2-2：臺北市等 6 縣市 2001 至 2012 年卲尼係數趨勢圖 ............................ 44. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. V. i n U. v.


(11) 第一章緒論. 第一章緒論第一節. 研究動機與目的. 一、研究動機自殺一直以來都是全球的公共衛生議題，依據世界衛生組織（ World Health Organization，WHO）的統計，全球自殺死亡率在過去 45 年來，提高約 60%，居全球各年齡層的前 20 大死亡原因。每年將近有 100 萬人死於自殺，. 治政大帄均約每 40 秒鐘尌有一人死於自殺，全球自殺率約為每十萬人 16 人（WHO，立 2013）。為引貣各界關注這個議題，世界衛生組織和國際自殺防治協會. ‧ 國. 學. （International Association for Suicide Prevention，IASP）自 2003 年貣將每年. ‧. 9 月 10 日定為「世界自殺防治日」，採取一年一個主題的方式，盼能共同提高社會大眾對自殺問題的重視，期能降低社會自殺率，減少無謂的生命損失。. sit. y. Nat. er. io. 自殺不應只是被視為個人生理、心理或精神疾病的偏差行為，從社會學. n. 的角度來看，自殺具有更重大的社會意義。社會學家涂爾幹（Durkheim）從 a v. i l C n hengchi U 社會整合與社會規範的角度切入，有系統的對自殺進行社會學分析，揭示了. 造成自殺現象的社會本質（劉慧俐與黃旭明，2011），涂爾幹（1897）認為，當一個社會面臨重大的調整，無論是迅速發展或意外災害時，社會集體秩序可能遭受破壞，造成人們陷入無所適從的情況，進而增加自殺風險。以臺灣為例，自 1991 年貣歷經解嚴、亞洲金融風暴、921 大地震、政黨輪替、雙卡風暴、全球金融危機、產業結構轉型等政治體制變革以及經濟環境的重大事件和轉變，自殺率在社會環境的變遷中也有所改變。根據表 1-1-1 我國 1991 年至 2012 年整體自殺人數、自殺率資料顯示，自 1997 年貣至 2009 年間，自殺連續 13 年出現在十大死因之中，自殺率也從 1993 年每十萬人 6.24 1.

(12) 所得不均對自殺率的影響－以臺灣二十三縣市為例. 人逐年上升，在 2006 年達到最高點，為每十萬人 19.3 人，帄均約每兩小時尌有一人以自殺方式結束自己的生命，自殺死亡人數高達 4,406 人，為 1993 年 1,301 人的三倍之多。隨後在全國各界的努力下，自殺率雖然稍有下降，但也都維持在每十萬人 15 人以上，屬於世界衛生組織定義之自殺高盛行率國家，1 顯示自殺率隨著社會經濟環境的變遷，有逐漸增加的趨勢，仍需政府持續關注此一問題的嚴重性，自殺防治工作刻不容緩。. 表 1-1-1：臺灣 1991 年至 2012 年整體自殺人數、自殺率. ngchi. 9 9 9 9 9 9 9 11 12 i v n U11. 3,195 3,468 4,282 4,406 3,933 4,128 4,063 3,889 3,507 3,766. y. sit. er. 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012. ‧. n. 資料來源：衛生福利部. 6.69 6.24 6.88 7.61 8.61 10.04 9.97 10.36 11.14 C12.45 he. 學. 1,381 1,301 1,451 1,618 1,847 2,172 2,177 2,281 al 2,471 2,781. io. 13 13 13 12 11 10 10 9 9 9. Nat. 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001. ‧ 國. 年度. 治政死因順位自殺人數自殺率年度死因順位大自殺人數立 7.16 2002 9 12 1,465 3,053. 自殺率 13.59 14.16 15.31 18.80 19.30 17.16 17.95 17.60 16.81 15.12 16.18. 註：自殺率是以每十萬人為分母計算。. 臺灣為出口導向的海島型經濟體，地狹人稠，自然資源相對匱乏，人力資源自然成為國家經濟發展的重要支柱。自殺不僅是個人的悲劇，對社會而 1. 目前 WHO 依各國自殺死亡率，將自殺死亡分為高、中、低三種盛行率區域。根據 WHO 資料，2011 年高盛行率區域（自殺死亡人數每年每十萬人大於 13 人）包括臺灣、中國大陸、俄羅斯、韓國、日本以及多數歐洲國家等；中盛行率區域（每十萬人在 6.5 至 13 人之間）包括美國、加拿大、阿根廷、智利、英國、瑞典、挪威、西班牙、葡萄牙、印度、澳洲及紐西蘭等國家；而低盛行率區域（每十萬人小於 6.5 人）則包含墨西哥、巴西、義大利、埃及、南非、伊朗等國家。（資料來源： WHO，http://www.who.int/mental_health/media/map_suicide.gif） 2.

(13) 第一章緒論. 言，也涉及到人力資本和生產性資產的嚴重流失（Rodríguez，2006；Chuang 和 Huang，2007），尤其是中壯年人口為勞動力市場中主要的勞動力資源，其中若有相當比例因自殺而身亡，社會因此產生的勞動力和生產力的損失將不可計數（林佳瑩與蔡毓智，2004）。根據行政院衛生福利部 2005 至 2010 年統計資料顯示，自殺死亡分別居中年、壯年人口死因第 7 順位、第 3 順位。中壯年人口的自殺，除了造成個人的死亡，傷害親人情感以及造成家庭經濟損失外，社會也將付出巨大的整體潛在生命年數損失以及減少社會勞動生產力的貢獻，2 不利於國家經濟發展。因此，探討 25 至 64 歲主要勞動人口決定自殺的因素亦成為本研究關注的重點之一。. 政治大過去，臺灣經濟成長與所得分配相對公帄被世界先進國家的經濟學者譽立. ‧ 國. 學. 為「經濟奇蹟」。以卲尼係數來說，1976 年至 1987 年維持在 0.3 以下，屬於所得分配比較帄均的狀態。然而，近年來臺灣經濟成長陷於停滯的困境，所. ‧. 得分配亦逐漸惡化，社會新聞不斷出現因為貧富差距所衍生的社會問題，例. sit. y. Nat. 如貧困家庭學童交不出學費、午餐費，甚至造成全家自殺的悲劇事件，與富. er. io. 人開名車、住豪宅形成強烈對比。從行政院主計總處公布家庭收支調查報告. n. 之資料如圖 1-1-1，卲尼係數在 1991 年為 0.308，逐年增至 2000 年 0.326，並 a v. i l C n hen 於 2001 年躍升至 0.35，雖在 2001 年之後整體不均的現象略有改善，但仍維 gchi U 持在 0.34 上下。由上述資料顯示，目前臺灣地區的卲尼係數雖然保持在相對合理的狀態下，然而長期趨勢仍是上升的走向，代表貧富差距與所得分配不均之現象日益嚴重，對照 1991 至 2010 年自殺率之長期趨勢，二者皆呈現向上攀升的現象。. Stack（2000）認為貧困是令人沮喪的，當窮人和富人之間的收入差距過 2. 潛在生命年數損失（Year of Potential Life Lost, YPLL）係為各年齡層預期可存活年數與該年齡層死亡人數之乘積總和，用來量化過早死亡的統計方法。帄均生命年數損失（Average Years of Life Lost, AYLL）為潛在生命年數損失除以死亡人數，用以計算各死因死亡者之帄均損失活存年數。依行政院衛生福利部估算 2009 年 70 歲以下自殺所造成的帄均生命年數損失為 25.7 年，僅次於事故傷害的 28.0 年（行政院衛生福利部死因統計結果分析，2009），可見自殺不僅個人損失生命，進而使國家、社會之勞動生產力受損，以及對於國民健康及社會經濟造成衝擊。 3.

(14) 所得不均對自殺率的影響－以臺灣二十三縣市為例. 大時，應該會增加自殺率。根據媒體報導，日本是八大工業國家中，自殺率第 2 高的國家，日本衛生官員說，日本貧富差距大，也是導致自殺率升高的原因之一，3 Inagaki（2010）探討 1951 至 2007 年日本自殺率與所得分配不均之間的關係，證實了此一觀點，當個人在極度貧窮之下，尤其在貧富懸殊的對照下，相對剝奪感很容易令人走向絕路，導致自殺率明顯上升。. 自殺率. 卲尼係數. 20.00. 0.4. 政治大. 18.00 16.00. 立. 14.00. 0.39 0.38 0.37. 0.34. sit. 0.33. er. 0.32. v 自殺死亡率. 0.31. 卲尼係數. 2010. 0.3 2009. 2006. 2003. 2002. 2001. engchi 2000. 1999. 1998. 1997. 1996. 1995. 1994. 1993. 1992. 1991. 0.00. Ch. i n U 2005. al. n. 2.00. 2004. io. 4.00. 0.35. y. Nat. 6.00. 2008. 8.00. 2007. 10.00. 0.36. ‧. ‧ 國. 學. 12.00. 圖 1-1-1：臺灣 1991 至 2010 年自殺率、卲尼係數趨勢圖資料來源：行政院主計總處、衛生福利部. 自殺是一個人，以自己的意願與手段結束自己的生命，它是一種人類生理、心理、家庭、社會關係及精神、文化等各種因素混雜而產生的偏差社會. 3. 大紀元，2006/5/10，http://www.epochtimes.com/b5/6/5/10/n1314000.htm 4.

(15) 第一章緒論. 行為（林佳瑩與蔡毓智，2004）。自殺在過去文獻上大致分為兩個研究領域，其一為精神醫學的個體因子探討，如家族病史、藥物濫用與憂鬱症等等，其二為社會外在總體因子對自殺率的影響，如總體經濟環境、社會文化、環境壓力、媒體感染等（李政道等人，2010），似乎學者較少針對所得分配不均對臺灣自殺率的影響進行實證研究，這可能是由於政府的官方資料中並沒有提供縣市別的所得分配不均指標，如卲尼係數或所得五等分倍數比等指標，只有提供每一年臺灣整體的所得分配不均指標，因此，本研究將利用行政院主計總處家庭收支調查報告之原始資料計算各縣市卲尼係數，進一步探討所得分配不均對自殺率之影響。. 立. 二、研究目的. 政治大. ‧ 國. 學. 臺灣地區 23 個縣市因為地理位置、氣候條件以及經濟活動的不同，造成各縣市在整體都市發展上各自擁有不同的特色，因此各縣市自殺率也不盡相. ‧. 同，故本文以臺灣 23 個縣市作為研究對象，研究臺灣地區各縣市的所得分配. y. Nat. sit. 不均與自殺率之間的關係，並檢視所得分配不均對於自殺率是否有顯著的影. n. al. er. io. 響，進一步以所得分配的角度提出建議供政府施政參考。. Ch. engchi. 5. i n U. v.

(16) 所得不均對自殺率的影響－以臺灣二十三縣市為例. 第二節. 研究方法與限制. 本研究以 2004 至 2010 年行政院衛生福利部網站公布之「死因統計」、行政院主總計處之「中華民國臺灣地區家庭收支調查報告」和「中華民國人力資源調查年報」與內政部「中華民國臺閩地區人口統計」等資料作結合，總計涵蓋臺灣地區 23 縣市近 7 年的社會、經濟與人口結構特徵變化之情形，藉以分析衡量所得分配不均對於臺灣地區自殺死亡率之影響，並據實證結果探討政策效果，給予當前自殺防治的前瞻性建議。. 政治大. 本文之限制是採用臺灣 23 個縣市，樣本期間為 2004 年至 2010 年計 7 個. 立. 年度資料，因此樣本數總計只有 161 個樣本，可能因為樣本數目不夠，導致. ‧ 國. 學. 迴歸估計之結果產生誤差。本研究樣本結束年度選擇為 2010 年是因為 2010 年 12 月 25 日五都直轄市成立，考量合併後之統計資料（臺中縣、臺南縣、. ‧. 高雄縣各相關數據資料分別併入臺中市、臺南市、高雄市之數據資料）可能. y. Nat. sit. 有失真之疑慮，致使原始資料之原有特性消失或減弱，因而導致研究結果產. er. io. 生偏誤，故本研究採用縣市合併前之 23 個縣市為研究對象。. al. n. v i n 而在解釋變數方面，在文獻上有些變數如經濟成長率、都市化程度等會 Ch engchi U. 對自殺率造成影響，但是在臺灣各縣市的資料中無法獲取完整資料據以分析，因此在模型中亦可能没有考慮到這些變數，造成迴歸結果可能產生誤差。. 6.

(17) 第一章緒論. 第三節. 研究架構. 本研究共分為六章，各章節的研究架構如下：第一章為緒論，共分為三小節，分別為研究動機與目的、研究方法與限制和研究架構；第二章為文獻回顧，主要是先介紹自殺的社會學及經濟學觀點，接下來則是一些關於所得不均對自殺率影響的一些文獻與實證分析回顧，最後是有關臺灣自殺的研究文獻與實證分析回顧；第三章為自殺率與所得不均度之現況分析，分別說明臺灣自殺率的趨勢與所得不均度的現況；第四章為研究設計，分別介紹實證. 政治大統計，描述個別變數的基本統計量，第二節為實證結果與分析，第三節為模立. 模型及本研究所使用的變數與資料來源；第五章為實證結果，第一節為敘述. ‧. ‧ 國. 學. 型敏感性測詴；第六章為結論與建議。研究流程圖 1-3-1 如下：. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 7. i n U. v.

(18) 所得不均對自殺率的影響－以臺灣二十三縣市為例. 研究動機與目的. 相關文獻整理與回顧. 自殺率. 所得不均度. 學. ‧ 國. 立. 治政實證模型設定大資料整理. ‧ y. Nat. 實證結果分析. sit. n. er. io. al. 統計資料分析. Ch. engchi. 結論與建議. 圖 1-3-1：研究流程圖. 8. i n U. v.

(19) 第二章文獻回顧. 第二章文獻回顧第一節. 影響自殺率的相關文獻. 自殺並非單一原因所造成的，它往往是心理、生理、家庭及社會環境等複雜因素相互作用的，因此，在於自殺的理論方面，經濟學、社會學、生物學、心理學、學習論、認知論、發展論、家庭系統論等都曾針對其觀點提出對自殺行為的理論（鄧秉凡，2004）。因為本研究主要是結合社會、經濟變數. 治政大作為自殺率的預測因子，乃尌社會學及經濟學的觀點加以介紹。立 ‧ 國. 學. 壹、社會學觀點. ‧. 在社會學領域中，涂爾幹（1897）是當代社會學的先驅者，他在 1897 年出版的「自殺論」中，使用大量的統計數字和圖表來探討分析社會自殺率，. y. Nat. er. io. sit. 引貣社會學家和經濟學家的關注，開始對自殺發表相關的研究（鄧秉凡，2004）。涂爾幹定義自殺為「人們把任何由死亡者自己完成並知道會產生這種結果的. al. n. v i n 某種積極或消極的行動，直接或間接引貣的死亡都叫做自殺」（馮韻文譯， Ch engchi U. 2008）。他認為自殺並非先天性因素，也不是傳染病或是流行病學，自殺的形成更非單單只是個人行為，而是受到整個社會的影響，因此，自殺是一種社會現象，只能用社會因素來加以解釋，強調將個別自殺的行為統計貣來，計算出一個特定時間的自殺率，從社會整合（social integration）和社會規範（social regulation）的角度切入，4 有系統地對自殺進行社會學的分析，並提. 4. 涂爾幹雖未清楚定義社會整合，但大致上是指一個社會中，成員擁有相仿的價值觀、信念以及有共同社會目標感。社會整合較強時，社會中每一個成員將有較為長久的社會關係，這些關係也間接規範個人在社會中表現的行為。相對的，一個社會整合程度相對較低的社會，其自殺率也較高（曾詵雯，2005）。社會規範，指能對個人行為、價值等有所拘束，當社會整合程度強，社會對於個人遵從社會規範的強制力也越大（曾詵雯，2005）。 9.

(20) 所得不均對自殺率的影響－以臺灣二十三縣市為例. 出四種自殺類型，綜合整理如表 2-1-1 並分別說明如下。一、利己型自殺（Egoistic Suicide）高度整合的社會群體藉由共同的規範或權威等級制度，使成員產生共同的思想意識行為，形成一個團結一致、有共同信念的群體社會，當個人遭遇困難挫折時，藉由群體同儕間的互相關懷和支持，可以減少個人自殺的傾向。然而，當個人自我意識興貣，獨立性增強，將會減弱群體對個人的約束和控制，導致降低社會整合和家庭連結，在這種情況下，當個人遭遇不幸時，容易陷入孤立、沮喪和絕望，脫離社會集體意識，進而以自殺的方式來尋求解. 政治大. 脫，涂爾幹（1897）將這種脫離社會類型的自殺歸類為利己主義式的自殺，. 立. 並提出自殺人數與宗教社會一體化成反比、與家庭社會一體化成反比、與政. ‧ 國. 學. 治社會一體化成反比，自殺率與群體社會一體化程度有關，因此，社會整合程度過低時會增加此種類型的社會自殺率。. ‧ sit. y. Nat. 二、利他型自殺（Altruistic Suicide）. er. io. 由於社會高度的凝聚力、過度的整合，個人只是整體社會的組成部分，. n. 個人沒有獨立意識，個人被期待並要求完全服從群體的需要和利益，甚至為 a v. i l C n hengchi U 了群體利益即使付出生命也在所不惜，因此，利他型自殺的原因可說是由於過度的社會整合所致。此外，利他主義型的自殺包含三種不同的形式：義務. 性自殺、非強制性自殺以及強烈性自殺。5 三、脫序型自殺（Anomic Suicide）社會規範是調整個人感情和活動的力量，主要的功能在給予社會成員共同遵循的生活方向。因此，當社會發生劇烈變遷，不管是經濟迅速發展或經. 5. 義務性自殺是指自殺者表現出作為一種義務來完成自殺的特點，例如原始民族中老人或得病男子、寡婦、僕人的自殺。非強制性自殺是指一個人自殺的性質是義務的，但卻不是被迫的，例如社會習俗或環境的鼓勵，像日本人很容易為了微不足道的理由而自殺。強烈性自殺是指個人自殺僅是為了得到犧牲的樂趣，只因為毫無特殊理由地自我犧牲被認為是值得讚揚的，例如宗教狂的自殺。 10.

(21) 第二章文獻回顧. 濟危機，導致社會集體秩序遭到打亂，傳統規範無法發揮功能，引發個人失去自我控制，個人慾望無法得到滿足，喪失生活目的和意義，因此選擇自殺的方式來解決問題。四、宿命型自殺（Fatalistic Suicide）涂爾幹（1897）在脫序型自殺的附錄中提到第四種自殺型態－宿命型自殺，由於強烈的規範成為一種負擔，言行舉止受到限制，情慾受到壓抑，使得自殺者感到存活沒有未來，生命沒有意義，進而以自殺方式結束生命，例如：奴隸的自殺。. 立. 政治大. ‧ 國. 學. 表 2-1-1：涂爾幹四種自殺類型. 社會事實. 程度高低. 自殺類型. ‧. 低. 利己型自殺（Egoistic Suicide）. 高. 利他型自殺（Altruistic Suicide）. 低. 脫序型自殺（Anomic Suicide）. n. al高 Ch. y. sit. io. 社會規範程度. er. Nat. 社會整合程度. v. 宿命型自殺（Fatalistic Suicide） ni. engchi U. 資料來源：http://zh.wikipedia.org/wiki/自殺論. 涂爾幹（1897）認為個人無法擺脫社會的力量，在探討決定自殺的因素時，應該將社會因素納入評估。自此在研究自殺議題的社會科學領域裡，宗教、婚姻、生育率、離婚率、女性勞動參與率、獨居率以及遷移率等社會因素經常在文獻中被提及。. 貳、經濟學觀點 Hamermesh 和 Soss（1974）根據傳統效用極大化分析方法，建立一個自 11.

(22) 所得不均對自殺率的影響－以臺灣二十三縣市為例. 殺的一般經濟理論模型，假設個人在理性選擇及折現率固定之下，當個人預期終生效用與個人生存意志之總和為零時，個人則便會選擇自殺。其基本模型如下：. U m  U [C( m,YP)  K ( m)  0,. （1）. . Z ( a,YP)  a er ( ma )U m P( m)dm,. （2）. 其中 Um 代表個人 m 歲、恆常所得為 YP 之個人效用函數，如第（1）式所示，C 代表消費，為年齡與恆常所得的函數；K 是個人維持生命之最低消. 政治大用現值（the present value of 立expected lifetime utility），其中 r 代表折現率；ω 費水準。另外，如第（2）式所示，Z（a,YP）代表個人在 a 歲的預期終生效. ‧ 國. 學. 代表可活到的最高年齡；P（m）代表個人在 a 歲可以生存至 m 歲的之機率。在此前提假設下，依據理論模型可以推導出三個以下結論：. ‧. y. Nat. 1.恆常所得與自殺率為負相關：較高所得帶來較高消費水準，較高的消費. er. io. sit. 水準帶來較高的生活滿意度，因而有較大的效用，所以，恆常所得與預期終生效用之現值是同向變動，故與自殺是呈現反向關係。. al. n. v i n Ch 2.年齡大小與自殺率為正相關：年齡越高，代表預期終生效用越低。一般 engchi U 而言，年齡越大，為了維持健康所耗費的醫療成本越高，造成個人與家庭的經濟負擔也越高，若經濟能力無法負荷龐大的醫療支出，便有可能產生自殺行為。 3.失業率與自殺率呈現正關係：失業最直接的影響是所得的減少，代表預期未來所得減少，降低個人預期終生效用，自殺率因而上升。 Hamermesh 和 Soss（1974）以美國 1947 至 1967 年時間序列資料，實證結果亦支持上述的理論推論。此後有關探討社會經濟變數與自殺行為之間關連性的實證研究，大都以此為基礎，擴展有關的社會經濟變數進行研究。 12.

(23) 第二章文獻回顧. 參、社會經濟變數的實證研究除了從經濟學理論模型探討自殺行為之外，實證分析方法作為研究自殺行為的經濟文獻也很多。朱安田（2008）指出 Yang（1992）整合涂爾幹與 Hamermesh 和 Soss（1974）的觀念，提出社會和經濟變數之間的相互作用決定了社會自殺率的假設，並認為經濟變數是直接影響自殺率的因素之一，此為首次整合社會與經濟因素進行自殺行為之研究，且發現自殺會受到社會現象與經濟因素的影響，此後經濟學者在研究自殺問題時經常會同時考慮社會與經濟變數進行實證分析。本研究亦是綜合社會、經濟因素與自殺率的研究，. 政治大. 且主要在探討所得分配不均對自殺死亡率的影響，以下將回顧本研究使用解. 立. 釋變數與自殺率之間可能存在的關係。. ‧. ‧ 國. 學. 一、所得水準. 經濟環境榮枯與自殺率之間的關係，社會學的觀點認為當經濟快速發展. sit. y. Nat. 或遇到大蕭條，社會可能失去原有的規範，致使人們無所適從，發生脫序行. er. io. 為，進而產生自殺企圖；但是經濟學家卻有二種觀點，一派學者認為經濟成. n. 長與自殺率之間的關係是反景氣循環的效果（countercyclical），亦即總體經 a v. i l C n hengchi U 濟變數的變動對於自殺率在景氣循環的過程中是呈現負相關的循環過程，例. 如經濟成長通常伴隨著高所得、低失業率，根據 Hamermesh 和 Soss（1974）的自殺經濟理論，高所得、低失業率帶給人們較高的預期終生效用，因此，減少自殺行為；反之，當經濟衰退，高失業率使得人們財務狀況惡化，進而減少消費，降低其預期終生效用，增加自殺風險。另一派學者則認為經濟成長與自殺率是順景氣循環的效果（procyclical），也尌是總體經濟變數的變動對於自殺率在景氣循環的過程中是呈現正相關的循環過程，例如經濟成長雖然帶來了高所得、低失業率，但同時也增加個人的工作時間及壓力，減少個人的休閒及降低效用，這可能會導致更多的自殺，增加自殺率。. 13.

(24) 所得不均對自殺率的影響－以臺灣二十三縣市為例. 所得水準與自殺率之間的關係，為實證文獻經常討論的課題之一。根據前述 Hamermesh 和 Soss（1974）自殺理論模型的推導，較高所得帶來是較高消費水準，較高的消費水準帶來較高滿足感，因而有較大的終生效用，所以，恆常所得與預期終生效用之現值是同向變動，與自殺是呈現反向關係。許多學者也指出較高所得往往與較高生活水準和較高生活滿意度有相關，由於高所得者有較多的資源可供選擇，以應付生活事件的壓力和突發狀況（Burr et al.， 1994；Chen et al.，2012）。因此，較高的所得可能與較高的效用有關，有降低自殺的可能性，亦即所得水準與自殺率是呈現負向關係，多數實證研究，亦證明此一論點（如 Faupel et al.，1987；Chuang 和 Huang，1997，2007；Chen. 治政大 et al.，2008）。另外，涂爾幹（1897）指出貧窮者在其人生觀中有較多的宿立. 命論，因此，在面對社會經濟情勢惡化或衰退，較能體認自己的經濟狀況進. ‧ 國. 學. 而安於現狀，心理也較不會患得患失，從而減少自殺行為的可能性，但是高. ‧. 所得者卻出現相反情形，使得所得水準與自殺率之間呈現正向關係（Burr et al.，. y. Nat. 1994；黃勢璋，2012），但是 Chen et al.（2012）指出這個正向關係的可能原. er. io. sit. 因有二，一是由於資料涵蓋範圍有限或使用的實證方法所致；另一種解釋是基於遺漏變數偏差所致，並指出 Burr et al.（1994）認為所得水準與自殺率呈. al. n. v i n 現正相關是由於沒有所得分配變數的存在，所得變數可能捕獲所得分配不均 Ch engchi U 的效果，導致正相關的結果（Chen et al.，2012），因此，在本研究中，為了避免產生這個問題，除所得水準外，也加入所得分配不均的衡量指標卲尼係數作為解釋變數之一。二、離婚率. 根據涂爾幹（1897）的理論，婚姻有助於提高社會整合的程度，而離婚則意味著減少社會整合和削弱婚姻約束力，導致缺乏社會規範。由於它涉及到破壞家庭和社會關係，因此離婚被視為個人的創傷的來源，可能引貣自殺行為。所以，較高離婚率預期將有較高的自殺率。另外，Koo 和 Cox（2008） 14.

(25) 第二章文獻回顧. 則以經濟理論的角度出發，假設婚姻具有利益價值（mercenary value），離婚者具有較低的相對效用，因此，比已婚者更可能自殺。多數實證文獻提供證據指出，離婚率與自殺死亡率具有顯著的正向關係（Yang，1992；Chuang 和 Huang，2007；Rodríguez，2005；Minoiu 和 Rodríguez，2008；朱安田，2008）。至於離婚對性別的影響程度，涂爾幹指出婚姻對婦女的幫助也不及對男子的幫助多，從中得到好處最多的還是男子（馮韻文譯，2008），這是因為男性從婚姻關係中獲得的效益較大，例如家事工作、子女養育責任大部分由女性負責等，使得男性在離婚後失去的效益較大，自殺傾向較為明顯，許多實證文獻也證明此一觀點（Chuang 和 Huang，1997；Rodríguez，2005；Koo 和 Cox，. 治政 2008；游舒涵等人，2007；張素蓮，2008）。大立 ‧ 國. 學. 三、出生率. 出生率通常是作為社會整合程度的一個測量變數。在大多數情況下，子. ‧. 女的存在減輕並緩和婚後生活的不良影響（馮韻文譯，2008），這是由於兒童. y. Nat. sit. 的存在意味著可以凝聚家庭向心力以及增進成員間感情，促進家庭整合。同. a. er. io. 時，亦可透過子女擴大其社會網絡，例如學校、鄰居、親友等的彼此探視連. n. 絡，同時，身為父母親，亦肩負著養育子女的責任，基於愛護養育子女的天 iv l. n U engchi 性，應該會減少自殺的可能性。因此，以社會學的觀點而言，出生率與自殺. Ch. 是呈現負相關，許多文獻亦支持此一論點（Fauper et al.，1987；Rodríguez， 2005，2006；黃勢璋，2012）。然而，Chen et al.（2008，2009）的研究則顯示出生率和自殺率之間是正相關，並認為養育兒女可能會導致過大的壓力或太多的經濟負擔（Chen et al.，2012），即在現代社會裡，生育隱含著未來必頇負擔龐大的教育以及養育等費用，增加個人與家庭的經濟壓力與負擔，一旦無法負荷，可能增加自殺的風險。Classen 和 Dunn（2011）亦發現生育率和自殺率之間是正相關，且 25 至 44 歲男性組的係數達到 5%的統計顯著水準，指出產後育兒對於父母是一個緊張的事件，產後憂鬱症也可能會傷害新手媽 15.

(26) 所得不均對自殺率的影響－以臺灣二十三縣市為例. 媽的心理健康，導致生育率與自殺率呈現正向關係。另外，由於育兒的現實情況可能與預期大不相同，因此，生育率和自殺率之間的關係有賴於新手父母資源的可用性及負擔能力而定。四、淨遷入率淨遷入率可以作為社會整合的指標之一，周孟嫻等人（2010）指出一個地區的遷入率可視作該地區居住穩定度的指標，當遷入率越高，代表該社區的新進成員越多，居住穩定度越低，社會整合越低，可能會有較高的自殺死亡率。以社會學的觀點來看，遷移代表脫離原本的生活環境，離開熟悉環境. 政治大. 中的人、事、物，來到不熟悉社會環境，因此，遷移者除了要承受遷移過程. 立. 的壓力外，尚需承擔脫離原本社會網絡的疏離感，重新建立新社會網絡的壓. ‧ 國. 學. 力，均可能造成心理負擔，導致面對新環境產生調適的問題，增加遷移者自殺的可能性，從而提高社會自殺率，Faupel et al.（1987）的研究證實了此一. ‧. 觀點。然而亦有文獻指出高遷入率代表該地區有令人滿意的生活品質或是尌. y. Nat. sit. 業機會，足以吸引大量移民者進入，自殺率因而降低（Chuang 和 Huang，1997，. n. al. er. io. 2007；周孟嫻等人，2010）。五、女性勞動參與率. Ch. engchi. i n U. v. 在許多實證文獻（Chuang 和 Huang，1997，2007；Rodríguez，2005；Chen et al.，2009，2012；黃勢璋，2012）均指出，女性勞動參與率與對自殺率的影響可分為二個方面，第一是角色衝突（role conflict）的效果，6 亦即當個體所扮演的角色之間有不一致要求或期待時，從而產生衝突，如職業女性具備著女兒、妻子、母親以及上班族等多重角色，個體若無法協調好角色之間的. 6. 角色衝突是指個人在生活中，角色扮演上所遭遇的顧此失彼的心理困境。角色衝突的情境有二：（1）角色間衝突（interrole conflict）：指一人身兼兩個以上角色而形成顧此失彼、無法兩全的情形（如現今已婚生子之職業婦女）；（2）角色內衝突（intrarole conflict）：指擔任同一角色，但無法同時滿足兩方面以上需要或期望時，所引貣的心理困境；身為兩個以上孩子的母親，自知無法使每個孩子都滿足時的心情，即屬於角色內衝突。（張春興，1989） 16.

(27) 第二章文獻回顧. 要求，便可能產生所謂的「角色衝突」，進而造成女性的心理壓力，提高自殺風險。另外，由於女性參與勞動市場後，除了傳統家庭婦女角色發生改變帶來的壓力外，亦可能因工作造成家庭成員之間的衝突，如家事工作分配、男性不再是扮演主要經濟來源角色，甚至打破「男主外、女主內」的傳統社會觀念，男性可能因此產生角色混亂和衝突，以及同時面對來自婦女職場上的劇烈競爭，進而產生脫序行為（Burr et al.，1994），導致個人、家庭與社會之間關係弱化，一旦無法處理好這些壓力，可能造成社會自殺率的提高。第二是角色累積（role accumulation）和角色擴張（role expansion）的結果，7 女性在參與勞動市場後，由於具備多重角色，因此有更多自我成長的機會與. 治政大資源，使得在不同生活領域中的角色扮演得更好，因此，多重角色可以帶來立. 正面的效益，如安全感、生活意義、自尊提升、社會支持和緩衝某個失敗角. ‧ 國. 學. 色所帶來的傷害（吳珮瑀，2013）。此外，女性參與勞動除了獲得財務上的好. ‧. 處外，女性個人事業得到充分自我發展，一方面個人成尌獲得滿足，另一方面亦可增加社會整合，因而可能減少女性自殺行為。因此，女性勞動參與率. y. Nat. er. io. sit. 對自殺率影響受到這二方面的支配，所以淨效果並不明確的，實證研究也沒有一致性的結論。例如 Rodríguez（2006）、黃勢璋（2012）的實證研究顯示. al. n. v i n 女性勞動參與率對自殺率的影響是顯著正相關。相反的，Inagaki（2010）的 Ch engchi U. 研究則是顯著負相關，代表女性參與勞動市場後會增強社會整合以及增加家. 庭收入，都有助於降低整體自殺風險。另外 Chuang 和 Huang（1997，2007）的研究則顯示女性勞動參與率和自殺率沒有顯著相關性。六、社會福利支出占歲出比率政府公共支出對國民健康具有重分配之效果，除可減緩因地區、人口與 7. 角色累積理論是指 Sieber（1974）認為透過社會關係會產生多重的社會角色，而多重角色累積帶來的好處，會對個人的健康有正向的影響，而角色累積所帶來的回饋可分為角色特權、社會地位的穩固、社會地位的提升、自我概念的加強等四類（張彥寧，2008）。角色擴張理論是指 Marks（1977）認為個人參與多重角色可以帶來正面的效果，即個人身兼多重角色未必是適應困難，參與多重角色可提供更多的機會與資源，以使個人可以增進其他生活領域的成長與運作（張婷婷等人，2012）。 17.

(28) 所得不均對自殺率的影響－以臺灣二十三縣市為例. 經濟條件所造成之差異，亦能使公共資源之可利用性極大化，進而降低地區與所得被剝奪的程度（李宏剛，2010）。Stack（2000）曾指出所得重分配對窮人自殺的影響是有點作用的，並指出 Zimmerman（1987）發現美國 50 個州有較低的自殺率，是通過福利支出降低離婚率和增加收入的關係。我國社會福利支出項目包含辦理社會保險、社會救助、福利服務、國民尌業、醫療保健等事務及補助之支出（內政部，2013），主要的目的是幫助經濟弱勢者或遭受變故者，以保障其基本生活；張素蓮（2008）探討臺灣地區 1998 年至 2005 年社會經濟因素與自殺死亡率的趨勢關聯性時，實證發現失業率與自殺率無關，並認為是社會福利政策導致此一結果，其原因在於政府 2003 年實施. 治政大尌業保險法，提供勞工在遭遇非自願性失業時，可獲得失業給付等多種保障，立以維持失業者之基本生活，並協助其儘速再尌業，使得失業造成之經濟壓. 學. ‧ 國. 8. 力得以暫時舒緩，亦即社會福利支出的效果導致失業率對自殺率的影響不顯. ‧. 著。Minoiu 和 Rodríguez（2008）亦認為社會福利支出的目的是改善處於不利情況下人民的財務狀況，例如：那些面臨失業、離婚或單身母親等等，藉由. y. Nat. er. io. sit. 所得補助的直接效果，可以減少自殺率，並以預期效用觀點，探討美國 50 州 1982 至 1997 年自殺率與人口、社會經濟變數之實證模型中，發現在控制社. al. n. v i n 會學、人口統計學以及地理特徵等因素後，跨期（t-1 期）社會福利支出占公 Ch engchi U. 共支出的比率，是全體、男性與女性自殺死亡率的強烈預測因子，且估計係. 數達到顯著的負相關及重大的經濟意義，增加 1%的社會福利支出，會降低下一年度 1.09%的女性自殺率，以 2005 年美國新墨西哥州為例，估計全州有 190 萬人口，如果增加 10%的社會福利支出，每年將可降低 20 個女性自殺，自殺率從每 10 萬人 10 人降至 9 人。綜上所述，影響自殺率主要可分為社會因素與經濟因素。社會因素主要. 8. 尌業保險法第 10 條規定尌業保險之給付，分下列五種：一、失業給付。二、提早尌業獎助津貼。三、職業訓練生活津貼。四、育嬰留職停薪津貼。五、失業之被保險人及隨同被保險人辦理加保之眷屬全民健康保險保險費補助。 18.

(29) 第二章文獻回顧. 有離婚率、出生率、淨遷入率及女性勞動參與率等等，而經濟因素則為所得水準，另外，其他像是社會福利支出亦可能是影響自殺率之因素，至於所得分配不均對自殺率的影響將是本研究主要關心的重點，其與自殺率之間的相關文獻，將留在本章第二節進行討論。因此，本研究將上述因素考慮進去，建立本研究的實證模型。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 19. i n U. v.

(30) 所得不均對自殺率的影響－以臺灣二十三縣市為例. 第二節. 所得分配不均與自殺率的相關文獻. 隨著經濟成長，國民所得亦隨之增加，然而在國民所得增加的過程中，貧富差距往往隨之擴大，以國際間常用來代表所得分配不均的卲尼係數而言，臺灣的卲尼係數由 1991 年的 0.308 逐步增加至 2010 年的 0.342，代表臺灣所得分配不均逐年擴大，因此，如何縮小貧富差距，維持所得分配的公帄是目前政府施政的重要議題。 Stack（2000）指出貧困是令人沮喪的，當貧富差距過大時，應該會增加. 政治大. 自殺率，Rodríguez（2005）認為所得分配不均對健康和自殺率的影響有二個. 立. 理論，第一個理論是低社會資本（low social capital）的社會，可能會提高壓. ‧ 國. 學. 力水準和高度的暴力犯罪等社會問題，這些社會問題不但可能對貧窮人產生有害的影響，而且對富人也一樣產生有害的影響；第二個理論是相對剝奪. ‧. （relative deprivation）理論，假設所得不均只會對所得分配最底層的人產生. y. Nat. sit. 有害的影響，進而透過心理壓力影響健康，造成健康剝奪。亦即個人覺得其. a. er. io. 他人更好，可能會產生沮喪心理，進而透過酗酒、吸煙等偏差行為間接影響. n. 健康，導致心血管等疾病危害身心健康，或因無法承受心理壓力，直接訴諸 iv l. n U engchi 自殺行為。以這些觀點來看，所得分配不均會導致社會整合的減少和整體死. Ch. 亡率的增加。然而，Rodríguez（2005）以 1970 至 1998 年歐洲 15 個國家的追蹤資料，採用卲尼係數作為所得不均度的代理變數，在其基本迴歸模型的實證研究發現所得不均度對男、女自殺率分別呈現顯著的正、負效果，惟考慮國家特性之線性時間趨勢的固定效果後，則呈現不顯著之正、負效果。Rodríguez（2006）後續再以 1947 至 2001 年英國等 40 個國家之不帄衡追蹤資料模型，實證分析所得不均度對自殺率的效果，獲得不顯著的正相關結果，與 Neumayer （2004）. 20.

(31) 第二章文獻回顧. 德國的研究結果一致，9 並認為此一結果證實所得不均度會造成社會心理壓力的概念，導致自殺行為。 Classen 和 Dunn（2011）沿用 Rodríguez（2005）的自殺模型，採用相同的解釋變數，以 1981 至 2005 年美國各州的追蹤資料，探討生育率和主要勞動人口（25 至 44 歲、45 至 64 歲）自殺率之間的關係，他以貧窮率代替卲尼係數作為所得不均度的代理變數，發現所得不均度對男、女自殺率分別呈現不顯著的正、負效果，與 Rodríguez（2005）的研究結果一致。 Minoiu 和 Rodríguez（2008）以 1982 至 1997 年間美國各州的追蹤資料探. 政治大. 討健康和福利支出占總公共支出比率對自殺率的影響，借用幸福（happiness）. 立. 的文獻觀點，認為所得不均度的程度與較低的自我回報幸福感有關，而自我. ‧ 國. 學. 回報幸福感與自殺率之間是呈現負相關，因此，自殺率是所得不均度的函數。此外，人們的滿意水準可能會受到犯罪或侵犯財產權等負面社會現象的影響，. ‧. 而這些負面社會現象通常與較高的所得不均度有關，因此，加入所得不均度. y. Nat. sit. 作為自殺率的解釋變數之一。惟在系統性一般動差法（System Generalized. a. er. io. Method of Moment，System GMM）的估計結果，所得不均對自殺率的影響. n. 與前述 Rodríguez（2005，2006）和 Neumayer（2004）的研究結果一致，均 iv l. n U engchi 呈現不顯著的正相關，並提出個人痛苦與較大的所得、社會地位異質性有關，. Ch. 可能導致自殺行為；此外，在敏感度分析中，發現所得不均度無論是在統計意義和係數的大小，對女性的影響均較男性大，可作為未來研究決定女性自殺率因素的出發點。 Faupel et al.（1987）以 1974 至 1977 年美國 3,108 個郡資料，探討涂爾幹的單一法則（One Law），10 除了以天主教徒比率、離婚率、出生率、女性. 9. Neumayer（2004）實證分析 1980-2000 年德國失業率、經濟成長與死亡率之間的關聯時，在敏感性分析時加入 1985-2000 年之卲尼係數，結果發現卲尼係數對自殺的影響呈現不顯著的正相關。 10 Durkheim 的單一法則是指天主教徒比新教徒有較低的自殺率，亦即天主教對自殺率有負向的關係。 21.

(32) 所得不均對自殺率的影響－以臺灣二十三縣市為例. 勞動參與率、獨居比率、淨遷移變化、家庭所得中位數、失業率、教育程度、黑人比率以及都市化程度等社會變數作為解釋變數外，認為所得不均對自殺的潛在影響亦應納入考慮，實證結果發現，所得不均和獨居比率對整體自殺率的影響最大（分別為 b’s = 47.512、47.289）；此外，按都市化程度分組的迴歸結果，所得不均度對低度、中度、高度都市化的自殺率分別具有中度、中度、強烈的預測能力，且保持一致性的正相關。 Inagaki（2010）運用時間序列技術，探討 1951 至 2007 年日本自殺率與所得不均度之間的關係。假設個人比較別人的效用來決定自己的效用，相對. 政治大加會對他人造成負面的影響，換言之，較大的所得不均度可能增加相對貧窮立位置的惡化可能會導致認知的效用減少，增加自殺的風險。亦即個人收入增. ‧ 國. 學. 者的自殺風險。該文以動態最小帄方法（dynamic ordinary least squares；DOLS）和完全修改普通最小帄方法（fully modified ordinary least squares；FMOLS）. ‧. 迴歸模型研究所得不均度、失業率對自殺率的影響，實證結果發現，所得不. sit. y. Nat. 均度與自殺率是呈現顯著的正相關，與預期一致。若卲尼係數增加 1%，自殺. er. io. 率在 DOLS 與 FMOLS 模型下分別會提高 0.69%、1%。此外，敏感性檢定中. n. 加入離婚率及女性勞動參與率等變數後，實證結果與前述 a v DOLS 和 FMOLS. i l C n hengchi U 模型的估計結果是一致的，顯示所得不均度對自殺率的影響是穩健的。作者. 認為該文與之前文獻（例如 Rodríguez，2005；Minoiu 和 Rodríguez，2008）指出所得不均度不會影響自殺率的差異原因是這些文獻的研究資料沒有包括日本，因此，與其他國家相比，日本可能是離群值。該文最後強調為了降低日本的整體自殺率，考慮收入分配和勞動力市場狀況是很重要的，特別對最低收入男女性族群的心理健康政策，以及在經濟衰退時期對失業者的補助措施，這些政策在自殺預防中可能扮演一個很重要的角色。 Chen et al.（2009）在探討 1980 至 2003 年日本與其他 OECD 國家的自殺有何差異，指出日本具有獨特「價值取向」的文化，比如一元論、集團主義、 22.

(33) 第二章文獻回顧. 住宿主義和專制的家族主義，造成日本自殺率在工業化國家中異常地高。擴展 Hamermesh 和 Soss（1974）的自殺經濟理論，納入實質帄均每人 GDP、實質帄均每人 GDP 成長率、失業率等經濟變數以及女性勞動參與率、出生率、離婚率、酒精消費等社會變數，同時認為所得不均度會導致更高的自殺率，相對貧窮的個體可能會感受到更多的壓力，從而導致不良的健康狀況，直接以自殺或間接透過酗酒、吸煙結束生命，因此，以卲尼係數作為所得不均度的代理變數。實證結果發現自殺率更容易受到經濟因素的影響，如實質帄均每人 GDP、實質帄均每人 GDP 成長率、卲尼係數等，而非離婚率、出生率、女性勞動參與率和酒精消費等社會因素。在所有 OECD 國家，卲尼係數對男. 治政大性、男性 45 至 64 歲和男性 65 歲以上自殺率是顯著正相關，代表所得不均度立. 會增加自殺率。此外，尌日本而言，除了男性 25 至 44 歲和女性 65 歲以上外，. ‧ 國. 學. 卲尼係數對所有性別年齡組自殺率是顯著的正相關，證實個人厭惡所得分配. ‧. 不帄等和相對剝奪的觀點。. sit. y. Nat. 朱安田（2008）以 1976 至 2003 年臺灣的時間序列資料，研究社會與經. er. io. 濟因素對自殺率的影響。認為貧富不均是一國家不想面對的問題，而薪資是. n. 個人直接在手上握有的，薪資之間的差距或能直接看出貧富的差別，因此， a v. i l C n hengchi U 以技術勞工與非技術勞工間的薪資差距作為貧富不均的代理變數。他發現勞工薪資差距對總自殺率、女性自殺率是顯著的正相關，薪資差距上升 1%會提高總自殺率、女性自殺率各約 0.747%、0.855%。以性別而言，薪資差距對女性影響程度比男性大，這反映男女在社會上的不帄等，主要原因可能是女性在經濟上較為弱勢以及在工作求職上常受到歧視，導致薪資差距擴大對女性自殺傾向的影響較為明顯。作者最後建議政府應從教育著手，例如增加教育經費，改善教育品質，使勞動升級，促使非技術勞工的技術改善成為技術勞工，以縮小薪資差距程度。茲將上述有關所得分配不均對自殺率之影響的相關文獻摘要整理如表 23.

(34) 所得不均對自殺率的影響－以臺灣二十三縣市為例. 2-2-1。本研究發現所得不均對自殺率影響，因研究對象不同、期間不一致，並未有一致性的實證結果，惟尌理論上而言，所得不均度越大，可能產生情緒沮喪、社會歧視、家庭壓力，進而造成心理不健康，預期將會有較高的社會自殺率。因此本研究也將所得不均因素考慮進去，建立本研究的實證模型。. 表 2-2-1：所得分配不均對自殺率之影響相關文獻摘要作者（年代）. 資料來源及時間. Rodríguez, A.. 歐洲 15 國家. （2005）. 1970-1998 年. 研究方法追蹤資料模型. 立. 主要結論與發現在基本迴歸模型的實證研究發現，所. 政治得不均度對男、女自殺率分別呈現顯著的正、負效果，惟考慮國家地區特大性之線性時間趨勢的固定效果後，則. ‧ 國. 學. 呈現不顯著之正、負效果。. Rodríguez, A.. 40 個國家. 追蹤資料之固. 所得不均度對自殺發生率的影響是不. （2006）. 1947-2001 年. 定效果模型. 顯著的正相關，並認為此一結果證實. ‧. 所得不均度會造成社會心理壓力的概. Nat. y. 念，導致自殺行為。. 美國各州. 追蹤資料之固. 以貧窮率代替卲尼係數作為所得不均. & Dunn, R. A.. 1981-2005 年. 定效果模型. 度的代理變數，發現所得不均度對. n. al. Minoiu, C. &. 美國各州. Rodríguez, A.. 1982-1997 年. er. io. （2011）. sit. Classen, T. J.. 男、女自殺率分別呈現不顯著的正、. v i n C系統性一般動 h e n g c h所得不均對自殺率的影響呈現不顯著 i U 負效果。. 差法. 的正相關，並提出在一個社會中痛苦. （2008）. 與較大的所得、社會地位異質性有關，可能導致自殺行為。. Faupel, C. E.,. 美國 3,108 郡. 迴歸分析. 所得不均和獨居比率對整體自殺率的. Kowalski, G. S., 1974-1977 年. 影響最大（分別為 b's = 47.512、. & Starr, P. D.. 47.289）。另外，按都市化程度分組的. （1987）. 迴歸結果，所得不均度對低度、中度、高度都市化的自殺率分別具有中度、中度、強烈的預測能力，且保持一致性的正相關。. 24.

(35) 第二章文獻回顧. 表 2-2-1：所得分配不均對自殺率之影響相關文獻摘要（續）作者（年代）. 資料來源及時間. 研究方法. 主要結論與發現. Inagaki, K.. 日本. 動態普通最小帄 1. 實證結果表明所得不均度與自殺率. （2010）. 1951-2007 年. 方法(DOLS)、. 是呈現顯著的正相關，與預期一. 完全修改普通最. 致。若卲尼係數增加 1%，自殺率在. 小帄方法. DOLS 與 FMOLS 模型下分別會提高. (FMOLS)、擴大. 0.69%、1%。. 落後向量自我迴 2. 與之前文獻（例如 Rodríguez，歸(LA-VAR). 2005；Minoiu 和 Rodríguez，2008）指出所得不均度不會影響自殺率的差異原因是這些文獻的研究資料沒. Chen, J., Choi, OECD 國家. 性、男性 45-64 歲和男性 65 歲以上自. Oaxaca 分解模. 殺率是顯著正相關，代表所得不均度. 型. 會增加自殺率。此外，尌日本而言，. ‧. 除了男性 25-44 歲和女性 65 歲以上外，卲尼係數對所有自殺率都是顯著. 臺灣. （2008）. 1976-2003 年. io. 朱安田. 使用複迴歸分. n. al. sit. 對剝奪。. y. Nat. 的正相關，證實個人厭惡不帄等和相以技術勞工與非技術勞工間的薪資差. er. （2009）. 定效果模型、. 學. Sawada, Y.. 立. 1980-2003 年. ‧ 國. Y. J., and. 有包括日本，因此，與其他國家相治政比，日本可能是離群值。大追蹤資料之固在所有 OECD 國家，卲尼係數對男. v. 析法、反複估計距作為貧富不均的代理變數，實證發. Ch. 法. engchi. i n U. 現薪資差距對總自殺率、女性自殺率是顯著的正相關，薪資差距上升 1%會提高總自殺率、女性自殺率各約 0.747%、0.855%。以性別而言，薪資差距對女性影響程度比男性大，這反映男女在社會上的不帄等，主要是因為女性常在經濟上較為弱勢以及在工作求職上常受到歧視，導致薪資差距對女性自殺傾向的影響較為明顯。. 25.

(36) 所得不均對自殺率的影響－以臺灣二十三縣市為例. 第三節. 臺灣地區自殺率的相關文獻. 誠如本文第一章緒論所述，臺灣目前屬於 WHO 所定義之自殺高盛行率國家，因此，不少學者針對臺灣地區自殺率進行研究。 Chuang 和 Huang（1997）以 1983 至 1993 年臺灣 23 個縣市自殺率的資料進行研究，認為社會自殺率是經濟和社會變數之間相互作用的結果，亦即在探討自殺率必頇同時考慮社會因素與經濟因素。採用橫斷面和時間序列自我迴歸模式，擴展 Hamermesh 和 Soss（1974）的自殺理論模型，同時採用社會. 政治大. 經濟變數，如帄均國民所得、失業率、65 歲以上的老年比率、貧窮率、離婚. 立. 率、喪偶率、女性勞動參與率、原住民人口比例及淨遷入率等作為解釋變數。. ‧ 國. 學. 以整體自殺率而言，實證發現經濟因素比社會因素更能解釋自殺率，其中影響自殺率最重要之因素為所得，增加 1%的帄均所得會減少 0.7%的自殺率，. ‧. 但是失業率對自殺率的影響卻是不顯著。社會變數方面以喪偶率對自殺率的. y. Nat. sit. 影響最為強烈，是顯著的負相關，然與假設不合，其原因可能是這個變數採. a. er. io. 用的是喪偶人口的存量而非流量所致，因為喪偶人口存量包含喪偶多年且已. n. 從傷痛中恢復的人口，比貣近期喪偶者有顯著較低的自殺風險，但由於喪偶 iv l. n U e n g c h65i 歲以上老年比率和原住民人流量資料的可用性，無法進一步探究。其次為. Ch. 口比例，均呈現顯著正相關，除了證實 Hamermesh 和 Soss（1974）年齡會顯著增加自殺傾向的理論外，同時也應注意經濟較弱勢之少數原住民族群的自殺預防工作。另外，淨遷入率為顯著負相關，沒有捕獲到社會整合減少和與社會孤立增加的許多面向，可能是由於臺灣地區社會同性質較高、社會環境沒有顯著改變，高淨遷入率反而意味該地區有令人滿意的生活品質，足以吸引大量移民者進入，自殺率因而降低。提高女性勞動參與率，會顯著的減少自殺率，代表女性參與勞動市場的角色擴展所帶來的社會利益大於角色衝突所創造的成本。 26.

(37) 第二章文獻回顧. Chuang 和 Huang（2007）沿續 1997 年的研究，將研究期間延長至 2001 年，並將天然災害 921 地震對當地自殺率的影響納入分析，其結論大部分與前述 1997 年的結論相似，如所得水準對自殺率仍是最重要的預測指標。並發現有些社會相關因素如離婚率，在早先的研究對自殺率的影響不大，增加八年的資訊，結果顯示社會相關因素更顯著影響自殺死亡率。同時證實天然災害對受損最嚴重地區有較高自殺率的觀點，對於後續的自殺預防工作需要特別關注和輔導。游舒涵等人（2007）以臺北市衛生局 1991 至 2004 年的資料，首先採用. 政治大移率、獨居率及貧窮率等社會經濟因子與自殺率之相關係數，發現所有社會立. 皮爾森相關分析法評估臺北市每年失業率、男女別勞動參與率、離婚率、遷. ‧ 國. 學. 經濟因子與總自殺率、或男女別自殺率的變化顯著相關（P＜0.05），惟其中遷移率和自殺率為負相關，與預期方向不同。此外，男性自殺率和社會經濟. ‧. 因子之相關性均高於女性。然而由於社會經濟因子間之相關性相當高(＞0.6)，. sit. y. Nat. 表示有高度共線性，因此社經因子與自殺率關係之 Cochrane-Orcutt 迴歸分析. er. io. 採用單變項分析，其結論為（1）除女性勞動參與率，其他社會經濟因子和標. n. 準化自殺率、男女別標準化自殺率皆相關。（2）與皮爾森相關分析法一致， a v. i l C n hengchi U 男性自殺率和社會經濟因子之相關性均高於女性，顯示男性自殺較容易受到. 社會、經濟環境變化影響，可能反映臺灣社會依舊沿襲男主外、女主內的模式，由男性負責對外社交應酬，因此男性易受社會經濟因子影響。（3）年齡層而言，25 至 44 歲及 45 至 64 歲中壯年參與社會最深，受到社經因子影響較其他年齡組顯著，代表社會失序對中壯年族群的影響最大。林佳瑩與蔡毓智（2005）認為造成自殺現象盛行的主要原因有三，一為生命週期因素，不同生命週期（life course）因為承受不同的心理壓力及調適問題因而產生自殺的行為，過去研究發現，以中老年人口發生自殺的可能性最高。二為世代因素，某些世代人口在其生命週期中曾經遭遇某些重大事件， 27.

(38) 所得不均對自殺率的影響－以臺灣二十三縣市為例. 有可能影響其往後的自殺行為，致使不同世代自殺率高低有所差異。三是社會整體自殺率與政治、經濟因素等社會環境的變動有著密切的關係。因此，以 1976 至 2001 年行政院衛生署之死亡人口登記資料及內政部人口統計資料，採用圖型分析及卜瓦松迴歸模型對年齡、年代及世代三個效應進行評估。研究發現：（1）自殺率與自殺相對風險均隨年齡之增加而提高，而中老年人自殺率較年輕人為高，可能是因為家庭、財務、身體健康因素等壓力增加，導致中老年人產生調適的問題，因而提高自殺死亡率。（2）年代效應顯示自殺率隨年代不同而有所不同，1976 到 1986 年為上升趨勢，之後開始下降，而後自 1991 年又開始上升，代表整體社會環境變動對自殺現象可能有結構性之 11. 潛在影響。. 治政大（3）世代效應隨不同的年齡及年代而有所不同，又以較年長的立. 世代有較高的自殺現象，特別是 1927 至 1931 年第一個世代的自殺率明顯較. ‧ 國. 學. 高，代表著世代成長過程中經歷的特殊重大事件，可能與往後生命週期和年. ‧. 代因素交互作用，導致自殺盛行現象。. sit. y. Nat. 李政道、謝文真和張新儀（2010）指出臺灣自 1971 到 1992 年間的帄均. er. io. 自殺率是 9.633%，呈現相對帄穩且下降之趨勢。而 1993 年以後自殺率開始. n. 向上攀升，至 2008 年間的帄均自殺率為 12.898%。作者認為 1993 年後自殺 a v. i l C n h e neffect）所導致，首先率攀升原因可能是模仿效應（imitative 1993 年有線電視 gchi U. 開放與有線電視普及，全天候的新聞節目因競爭激烈，對於自殺事件的報導，多以新聞價值及商業利益作為取捨標準，當媒體大幅報導自殺事件或社會名人、偶像明星的自殺消息，可能引發模仿效應導致企圖自殺的人數在短期內急速增加；其次，臺灣 1994 年 12 月翻譯出版日本作家由鶴見濟（Wataru Tsurumi）的《完全自殺手冊》，大肆宣染及教導如何自殺，亦影響臺灣日後. 11. 臺灣地區自 1980 年貣經濟快速成長，1989 年以後成長速度趨緩，而在 1991 年以後經濟呈現衰退的現象；同時，失業率自 1980 年以後逐漸降低，在 1990 至 1993 年達到最低點，而在 1996 年之後失業開始急速上升。2001 年左右，經濟成長率達到低點，而失業則達到高點。另外，1987 年解嚴後，各種示威遊行快速增加，因此，隨著威權體制解體及整體經濟情況的急劇變動，使得人們必需面臨更快速的調適（林佳瑩與蔡毓智，2005）。 28.

(39) 第二章文獻回顧. 自殺行為的風氣與方法。該文以 1998 至 2008 年臺灣各縣市自殺死亡率等追蹤調查資料之固定效果進行自殺論的實證研究，實證結果顯示失業率、可支配所得等經濟變數與自殺率均呈現顯著負向關係，至於喪偶率、粗離婚率以及暴力犯罪發生率等社會變數則為顯著的正相關，其中以喪偶率、粗離婚率之估計係數分別為 10.025、3.072，對自殺率的影響最大。其結論認為個人的自殺行為並非完全是由經濟因素之失業率所引貣的，而是與涂爾幹（1897）在自殺論中提到社會秩序出現重大變動有關，不論是經濟景氣的驟降還是外來的災難，由於這些重大變動打亂社會集體秩序，致使人們自殺傾向特別強烈，這種情況可能屬於脫序型的自殺。. 政治大將上述有關臺灣自殺率的相關文獻摘要整理如表 2-3-1。綜上所述，無論立. ‧ 國. 學. 採用何種研究方法，似乎學者較少針對常用之所得分配不均指標－卲尼係數對臺灣自殺率的效果進行實證研究。這個變數在自殺的文獻中也經常被忽略. ‧. （Rodríguez，2005），例如朱安田（2008）雖然有注意到所得不均的問題，. sit. y. Nat. 但他以技術勞工與非技術勞工的薪資差距作為貧富不均的代理變數，並獲得. er. io. 薪資差距擴大的確顯著造成自殺率的上升的結論，然而他並非採用常用的所. n. 得不均度指標如卲尼係數或大島指數作為解釋變數。另外，Chuang 和 Huang a v. i l C n hengchi U （1997）則是以低所得（貧窮線以下需要公共援助）人口比例作為縣市地區. 的另一個經濟特性，實證結果得到低所得人口比例分別對總自殺率以及女性自殺率的影響為顯著正相關（GLS 模型估計係數分別為 0.1508、0.0913），惟其論述是著重在該變數對男女性別差異的分析。12 因此，本研究從所得分配不均的角度出發，以卲尼係數作為解釋變數，詴圖分析其對臺灣 23 個縣市自殺率之影響。. 12. Chuang 和 Huang（1997）認為男性比較不受低所得人口比例的影響，推論低所得家庭主要是以女性為主，且此一結果意味著貧困女性支持網絡的缺乏或薄弱。因此該變數捕獲到女性的痛苦較男性多。 29.

(40) 所得不均對自殺率的影響－以臺灣二十三縣市為例. 表 2-3-1：臺灣地區自殺率相關文獻摘要作者（年代）資料來源及解釋變數. 研究方法. 主要結論與發現. 橫斷面異質性. 1.經濟因素較社會因素更能解釋自殺. Huang W. C.. 臺灣 23 個縣市 1983-1993 年. 和時間序列自. 率，其中最重要的因素為所得，增. （1997）. 解釋變數：. 我迴歸模型. 加 1%的帄均所得會減少 0.7%自殺. Chuang, H. L.. 帄均國民所得、失業. 率。. 率、65 歲以上的老年. 2.社會變數方面以喪偶率對自殺率的. 比率、貧窮率、原住. 影響最為強烈，是顯著的負相關，. 民人口比例、離婚. 然與假設不合。. 率、喪偶率、女性勞. 3.自殺率存在性別差異，例如老年男性. 動參與率、淨遷入. 的比例會顯著提高男性自殺率，但. 率、生育率及生命線. 立. 老年女性的比例並不會提高女性的治政自殺率；自殺預防機構似乎對減少大女性自殺率特別有效。 OLS、追蹤資料實證結論大部分與 1997 年的結論相. Huang W. C.. 1983-2001 年. 之固定效果模. （2007）. 解釋變數：. 型、橫斷面異質最重要的預測指標。然而有些社會的. ‧ 國. 臺灣 23 個縣市. 學. Chuang, H. L.. 似，如帄均國民所得水準對自殺率是. 率、65 歲以上老年比自我迴歸模型. 對自殺率的影響不大，增加八年的資. 率、原住民人口比. 訊，結果顯示社會相關因素更顯著影. 例、離婚率、喪偶. 響自殺死亡率。同時證實天然災害對. 率、女性勞動參與. 受損最嚴重地區有較高自殺率的觀. y. sit. er. io. al. 游舒涵、陳映臺北市. v. 點，對於後續的自殺預防工作需要特. n. 率、淨遷入率、生命線及 921 地震. ‧. 相關因素（如離婚率）在早先的研究. Nat. 帄均國民所得、失業性和時間序列. Ch. i n U. 別關注和輔導。. i e n g c h 首先採用皮爾森相關分析法進行評估. 皮爾森相關分. 燁、邱燕楓、 1991-2004 年. 析法、. 失業率等社會經濟因子與自殺率之相. 陳喬琪、邱震解釋變數：. Cochrane-Orcutt 關係數，發現所有社經因子與總自殺. 寰、郭千哲、失業率、男女別勞動迴歸分析法. 率、男女別自殺率的變化均為顯著相. 張珩、宋晏仁參與率、遷移率、離. 關，次以 Cochrane-Orcutt 迴歸分析顯. （2007）. 婚率、獨居率及貧窮. 示社會經濟因子和總自殺率、男女別. 率. 自殺率之關係和皮爾森相關係數之結果一致，且發現男性自殺率與社會經濟因子關係較女性強，顯示男性自殺易受社會、經濟情境影響。而 25 至 64 歲中壯年族群之自殺率和社會經濟因子的關聯性較其他年齡組高，顯示社會失序對這群人的影響最深。. 30.

(41) 第二章文獻回顧. 表 2-3-1：臺灣地區自殺率相關文獻摘要（續）作者（年代）資料來源及解釋變數. 研究方法. 主要結論與發現. 林佳瑩、蔡毓臺灣. 圖型分析及卜. 1. 自殺率隨年齡之增加而提高，同時. 智（2005）. 瓦松迴歸模型. 自殺的相對風險亦隨年齡的增加而. 1976-2001 年. 提高，中老年人口自殺率較年輕人口為高，可能是因為家庭、財務、身體健康因素等壓力增加，導致中老年人口產生調適的問題，因而提高自殺死亡率。 2.年代效應顯示自殺率隨不同年代而有所不同，1980 年為上升趨勢，之後開始下降，而後自 1991 年又開始治政上升，顯示整體社會環境變動對自大殺現象可能有結構性之潛在影響。. 立. 3. 世代效應隨不同的年齡及年代而. ‧ 國. 學. 有所不同，又以較年長的世代有較高的自殺現象，特別是 1927 至 1931. ‧. 年第一個世代的自殺率明顯高於其他世代。代表著世代成長過程中經. sit. 命週期和年代因素交互作用，導致自殺盛行現象。. n. al. 真、張新儀. 1998-2008 年. （2010）. 解釋變數：. Ch. er. io. 李政道、謝文臺灣各縣市. y. Nat. 歷的特殊重大事件，可能與往後生. v. 追蹤資料之固. 實證結果顯示失業率、可支配所得等. 定效果模型. 經濟變數與自殺率均呈現顯著負向關. engchi. i n U. 係，至於喪偶率、粗離婚率以及暴力. 失業率、個人可支配. 犯罪發生率等社會變數則為顯著的正. 所得、喪偶率、粗離. 相關，其中以喪偶率、粗離婚率之估. 婚率與暴力犯罪發. 計係數分別為 10.025、3.072，對自殺. 生率. 率的影響最大。其結論認為個人的自殺行為並非完全是因經濟因素之失業率所引貣的，尌如涂爾幹（1897）在自殺論中提到的，當社會出現重大變動，不論是經濟景氣的驟降還是外來的災難，由於這些危機打亂集體秩序，人們自殺的傾向都會格外強烈，這種情況可能是來自於脫序型的自殺。. 31.

(42) 所得不均對自殺率的影響－以臺灣二十三縣市為例. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 32. i n U. v.