臺灣年輕家戶之住宅權屬選擇-世代分析 - 政大學術集成

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(1)國立政治大學社會科學學院財政學研究所碩士論文. 指導教授：吳文傑博士. 立. 政治大. ‧ 國. 學. 臺灣年輕家戶之住宅權屬選擇 ‧. －世代分析 n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i Un. v. 研究生：黃靖容撰. 中華民國一百年六月.

(2) 謝辭經過了數個月，我的論文總算順利生產啦!!首先謝謝帥氣大老闆 Jack 老師，在我每次靈感快沒有時，都會提出非常受用的建議，再重新把我導回正確的方向，每每都會讓我在心裡吶喊：阿~真不愧是老師!!接著要謝謝兩位口委老師－林祖嘉老師和賴碧瑩老師的指導和寶貴的意見，口詴完才知自己仍有許多不足之處，老師們的建議使得這篇論文又更完整了一些。一定要感謝的，是小老闆輝培學長，從開始跑模型一直到口詴前，不知道被我們打擾了多少次，但每次學長. 政治大. 都很有耐心地聽我們說完，然後給意見，沒有學長，我真的不可能順利地在期間. 立. 內完成論文。. ‧ 國. 學. 當然，身為研究生，苦中作樂是一定要的，這方面要感謝的人就更多了!!. ‧. 謝謝我的同門林文山和陳逸如和我一貣同甘共苦，也謝謝吳佩娟常常和我作伴，陪我們一貣瞎鬧。同時，更要謝謝爽爽家族的資深成員們：Vic 學長、揚仁學長、. y. Nat. er. io. sit. 慧華學姊、大頭學長，策劃了各式各樣的活動，豐富了我碩二的論文生活。很開心研究所生活是在大家的歡樂聲中度過，謝謝大家帶給我如此美好的回憶。. n. al. Ch. engchi. i Un. v. 最後感謝家人和小六的支持，在我遇到挫折、沮喪地想消失幾天時，都有容身的地方可去、有好吃的大餐可吃，然後再帶著滿滿的動力回到台北，重新接受挑戰。我最愛的家人們，你們是我最強大的依靠和力量。在外面晃了 6 年，終於完成學業，有了代表作，可以回到台中溫暖的家了，開心!!!! 靖容謹誌於政大 2011 年 6 月.

(3) 論文摘要. 研究所別：財政學研究所論文題目：臺灣年輕家戶之住宅權屬選擇－世代分析指導教授：吳文傑博士研究生：黃靖容. 摘要：. 立. 政治大. 本文利用「華人家庭動態資料庫」RI1999 與 RI2003 兩年資料，以多元羅吉. ‧ 國. 學. 特模型 (Multinomial Logit Model)，探討 27 歲至 46 歲的年輕家庭對於住宅權屬. ‧. (自有房屋、租屋、父母所有房屋) 的決策。. Nat. sit. y. 文中主要針對不同世代之重大生命歷程事件 (結婚生子) 對住宅權屬選擇. n. al. er. io. 的影響差異進行比較分析。研究結果發現，生命歷程事件 (結婚生子) 對自有房. i Un. v. 屋的影響力隨世代不同已逐漸減弱，但住在父母所有房屋的傾向卻愈來愈強烈。. Ch. engchi. 然而，小孩個數愈多，住在父母所有房屋機率增加、自有機率下降，婚後住宅權屬發生改變的機率也會增加。此外，研究亦發現，對新生代家庭來說，都會區家庭自有房屋的機率比非都會區家庭高，更凸顯出原生家庭的資源與支持對新生代家庭的重要性。. 關鍵詞：住宅權屬、年輕家戶、華人家庭動態資料、多元羅吉特模型。.

(4) 章節目錄第一章緒論.................................................................................................................. 1 第一節研究背景.................................................................................................. 1 第二節研究動機與目的...................................................................................... 3 第三節研究範圍與限制...................................................................................... 5 第四節研究架構.................................................................................................. 6 第二章文獻回顧.......................................................................................................... 7 第一節住宅權屬型態之意義與改變.................................................................. 7. 政治大. 第二節住宅權屬選擇之影響因素.................................................................... 10. 立. 第三節小結........................................................................................................ 21. ‧ 國. 學. 第三章資料說明與基本統計分析............................................................................ 22. ‧. 第一節資料說明................................................................................................ 22 第二節基本統計分析........................................................................................ 24. y. Nat. er. io. sit. 第四章多元羅吉特模型與變數設定........................................................................ 37 第一節多元羅吉特模型設定............................................................................ 37. n. al. Ch. i Un. v. 第二節變數設定................................................................................................ 42. engchi. 第五章多元羅吉特模型結果分析............................................................................ 50 第六章結論與建議.................................................................................................... 64 第一節結論........................................................................................................ 64 第二節建議........................................................................................................ 67 參考文獻...................................................................................................................... 68 附錄.............................................................................................................................. 71. i.

(5) 表目錄表 3-1 各世代年輕家戶之基本資料統計 ................................................................ 24 表 3-2 各世代不同住宅權屬下家戶之基本資料統計 ............................................ 28 表 3-3 各世代家戶居住型態之分配及比重 ............................................................ 32 表 3-4 中生代住宅權屬改變：已婚無小孩 ............................................................ 33 表 3-5 中生代住宅權屬改變：已婚有小孩 ............................................................ 34 表 3-6 新生代住宅權屬改變：已婚無小孩 ............................................................ 34. 政治大變數名稱與定義 ............................................................................................ 42 立. 表 3-7 新生代住宅權屬改變：已婚有小孩 ............................................................ 34 表 4-1. ‧ 國. 學. 表 5-1 模型一：家庭因素對受訪當時住宅權屬影響之相對效果 ........................ 53 表 5-2 模型一：家庭因素對受訪當時住宅權屬影響之邊際效果 ........................ 54. ‧. 表 5-3 模型二：家庭因素對結婚當時住宅權屬影響之相對效果 ........................ 56. sit. y. Nat. 表 5-4 模型二：家庭因素對結婚當時住宅權屬影響之邊際效果 ........................ 57. n. al. er. io. 表 5-5 模型三：家庭因素對住宅權屬改變之相對效果 ......................................... 60. i Un. v. 表 5-6 模型三：家庭因素對住宅權屬改變之邊際效果 .......................................... 60. Ch. engchi. ii.

(6) 第一章緒論第一節研究背景. 在傳統社會及家庭觀念下，擁屋不僅意味著居住品質的改善以及社會地位的提升，同時，更具有傳承的意義。世代之間財富或不動產的移轉，對於年輕世代消費能力的提升以及借貸限制的改善都能有所助益。其中，房屋的移轉對於年輕家戶更是一大助益，不僅能夠減除購屋壓力，甚至能夠因為房地產市場的活絡或. 政治大來，此現象卻也間接地暴露了年輕家戶沒有足夠能力購屋的事實。由於住宅是昂立景氣的繁榮帶來房屋增值的額外效用，享受另類投資的利益。但從另一角度看. ‧ 國. 學. 貴的消費性財貨，或者作為投資的標的，具有不可移動性且交易成本高的特性，因此，除非是直接取得 (父母贈與或移轉)，否則家戶都必頇在家庭狀況、個人. ‧. 偏好，以及預算限制下，選擇以租或買或寄居的方式安排其住所。. y. Nat. io. sit. 內政部營建署在 98 年發表的《住宅資訊統計年報》指出，民國 91 年之住宅. n. al. er. 自有率已達到 85.4％，爾後每年皆大約以 0.53％的幅度增加。然而，民國 97 年. Ch. i Un. v. 受到全球金融海嘯事件影響，與 96 年相比，下降了 0.78％，來到 87.36％。但直. engchi. 到 98 年，住宅自有率又回升至 87.89％，增加了 0.53％ (參見附圖 1)。從 91 年至 98 年間，帄均而言，自有住宅、租賃住宅、借住或其他分別佔了 87％、8％以及 5％。由以上數據可知，台灣的住宅自有率是相當高的，在房價日漸高漲的今日，住宅自有率卻一年比一年高，原因耐人尋味。此外，民國 91 年至 98 年，家戶數從 693 萬戶增加至 781 萬戶，增加幅度達 13％，然而，帄均戶量卻從 3.25 人減少至 2.96 人，減少幅度約 9％ (參見附圖 2)。其中，一人家戶的比例甚至從民國 95 年開始就超越二人 (或二人以上) 家戶比例 (參見附表 1)。每戶人口數在減少但整體戶數卻在增加，這顯示了，小孩個數逐年減少且家庭型態也逐漸轉向小家庭，同時，離婚人口卻逐年增加，單身家戶更是呈現遞增式地崛貣。 1.

(7) 透過住宅政策的實行，我們亦可以知道市場不足以及失衡之處。這是因為，政策的提出往往是基於改善的心態，或者作為導引的功能。就前者而言，政策能夠反映社會現實狀況；就後者來說，政策會牽動家戶行為的選擇，故政府提出政策，期待家戶往擬定道路前進。基於上述兩個原因，透過政府政策的提出，我們可以略而窺知住宅市場的現況以及預期改變的方向。政府的住宅政策，首先從民國 89 年的貸款利息補貼政策開始，這項補貼一直持續至今日。此外，民國 96 年，開始實行租金補貼政策。房屋補貼政策優先授予弱勢家庭，其次才是一般家庭。. 治政 98 年度《住宅資訊統計年報》指出，在民國 97 大年的貸款利息補貼計畫中，立計畫戶數設定為 3 萬戶，有 4,298 戶申請；租金補貼計畫中，計畫戶數設定為 1.2 ‧ 國. 學. 萬戶，有 1,5499 戶申請。此外，民國 98 年的貸款利息補貼計畫中，計畫戶數設. ‧. 定為 1 萬戶，有 6,707 家戶申請；租金補貼計畫中，計畫戶數設定為 2.4 萬戶，. sit. y. Nat. 有 25,525 家戶申請。由以上資料得到，98 年貸款利息計畫之申請率為 67％，相. io. er. 較於 97 年的 14％，高出許多，表示政府對於當年度住宅市場之需求有正確的掌握與了解。而 98 年租金補貼計畫之申請率為 106％，相較於 97 年的 129％，是. al. n. iv n C 下降的，但兩者之比例皆超過 100％，代表著不論哪一年，需要租金補貼的家戶 hengchi U 都超過政府預期，雖然政府有意識到這個問題，調高了計畫名額，但仍舊低估了經濟能力不足的家戶個數。上述現象，反映了兩個問題：房貸負擔能力下降以及低收入戶增加。關於後者，我們更可由下列數據佐證之：98 年度中，屬第一類弱勢家戶之比例，在購置住宅利息補貼中佔了 29.92％，在租金補貼中則佔了 63.45％。1 綜合以上所述，政策反映了家戶對於住宅的需求，在補貼制度上，租金補貼間接地反映出弱勢家戶的多寡，而利息補貼則反映了一般勞動階級家戶對於房貸的負擔能力。. 1. 第一類弱勢家戶指的是家庭成員具下列條件之一者：(1)身心障礙者 (2)老人 (3)低收入戶 (4)原住民 (5)單親家庭 (6)重大災害災民 (7)重大傷病 (8)受家暴者。. 2.

(8) 第二節研究動機與目的. 近幾年來，經濟快速成長帶動國民所得的提升，加上房地產市場持續熱絡地發展，住宅自有的風氣因而更為盛行，房屋自有率逐年增加。然而，要特別注意的是，此次研究所指的「自有」與行政院主計處＜人口及住宅普查＞之定義有所不同。前者將以「居住人」作為依據標準，而後者是以「房子」作為依據標準。＜人口及住宅普查＞中，住宅自有率的計算是以「房子」為基準，因此不管居住. 政治大. 的房屋是自己所有或父母所有，皆被計入自有住宅。2 正因為如此，事實上，我. 立. 國住宅自有率一直以來都被高估。住宅自有率之高低並無法確實地反映購屋能力. ‧ 國. 學. 的增減，亦即，整體家戶經濟能力的提升與否，並不能全憑住宅自有率得知。華昌宜 (1994) 即指出，台灣地區 1990 年之住宅自有率高達 78.5％，但其中真正. ‧. 住在自己房子的比例只有 51％，其他都是住在父母所有或親戚的房子。. sit. y. Nat. io. er. 由於＜人口及住宅普查＞只單純將租擁關係區分為自有與租用，無法符合此. al. 次研究之需求與目的，因此，本研究欲透過＜華人家庭動態資料庫＞ (PSFD)，. n. iv n C 將「父母所有」房屋從傳統「自有」房屋定義中獨立出來，以探討年輕家戶真正 hengchi U 有能力自行購屋的比例，推翻高住宅自有率所顯示出的假象意義，相反地，真實地呈現「寄居」行為的趨勢。行為的發生或改變通常是某項因素的催化效果所致。對於首次購屋這個重大且關鍵的決定而言，其伴隨的通常是生命中重大事件的發生，其中，結婚、生子更是人生中兩個重要的時間點，因此我們將著重在討論這兩項因素對於住宅權屬選擇的影響以及分析其所隱含之意義。. 2. ＜人口及住宅普查＞對自有房屋的定義為：現住房屋所有權係屬戶內成員之任何一人或其直系親屬者。 3.

(9) 根據主計處的資料顯示，近幾年結婚人口逐年在遞減，民國 98 年結婚對數約 11 萬對，較 97 年減少約 4 萬對 (參見附圖 3)。傳統上已婚才住在一貣的觀念，已逐漸被同居形式所取代。雖然同居者的穩定性以及彼此的承諾程度僅次於已婚者，但其對日後住宅生涯之規劃，仍可能有所想法或期待。同時，同居風氣的盛行，使得年輕世代晚婚的比例愈來愈高，間接地影響日後生小孩的意願以及時間，對生育率造成影響。再者，結婚生子時間之早晚，將同樣可能對住宅選擇造成影響，尤其，在「購屋」以及「住在父母所有房屋」的表現上將會明顯被區隔開來。一般而言，晚婚者累積之財富較早婚者多，選擇自己購屋的比例也應該較高。愈早生小孩者，通常購屋能力仍不足，或者因為小孩撫養的需要，選擇繼續. 治政居住在父母所有房屋的傾向應該會相對較高。由於結婚生子對權屬選擇的影響彼大立此緊緊相扣，因此，關於婚姻狀態以及小孩出生對權屬選擇的影響，將會在本次 ‧ 國. 學. 研究中做一詳細說明與分析。. ‧. 此外，隨著都市化程度的提高，帶動房價的高漲，許多年輕家庭婚後仍無法. Nat. sit. y. 擁有自己的房子，此時，原生家庭能否提供資源或居住空間，就顯得格外重要。. n. al. er. io. 無法倚賴原生家庭者，在無力購屋的情況下，只有租屋或借住可以選擇。然而，. i Un. v. 可以倚賴原生家庭者，若尚無能力購屋，就得以在租屋或者繼續住在父母家兩者. Ch. engchi. 間作選擇，選擇後者，不但可以繼續分享家庭資源，同時也省下了租屋費用。因此，原生家庭因素之影響力也將在此次研究中進行討論。綜合以上所述，有感於家庭居住趨勢的改變，本文除了強調被解釋變數的設定是以三項 (自有、租用、父母所有) 取代以往文獻中的二元 (擁屋、租用) 方式外，更將著重在探討「自有」與「父母所有」之間選擇行為的差異。同時，在解釋變數上，強調不同世代之下，生命歷程事件 (結婚、生子) 以及原生家庭因素對房屋權屬選擇造成的影響差異。. 4.

(10) 第三節研究範圍與限制. 由於＜華人家庭動態資料庫＞係針對個人因素、家庭因素、居住環境與關係進行調查，在房屋權屬上，更是將「父母所有」房屋從傳統「自有」房屋中獨立出來，符合此次研究之需求，因此本研究將以＜華人家庭動態資料庫＞作為實證資料之依據。然而，＜華人家庭動態資料庫＞在居住房屋的調查上，只針對「狀態」進行. 治政大調查，而並未針對「行為」進行調查。我們只能得知房屋所有權為「自有」或「父立母所有」，但「自有」家庭當中，存在「自己購屋」或「父母贈與」兩種行為可. ‧ 國. 學. 能性，有多少比例的家庭是「自己購屋」並無從得知。換句話說，「自有」房屋. ‧. 家庭不必然代表本身經濟條件就很優渥，而可能只是享受原生家庭提供的資源而. y. sit. io. n. al. er. 差。. Nat. 已。因此，在研究購屋能力對於權屬選擇的影響時，會因為資訊不精準而產生誤. i Un. v. 此外，在居住區位上，＜華人家庭動態資料庫＞分別針對「16 歲以前經常. Ch. engchi. 居住地」以及「受訪當時居住地」進行調查，但沒有針對「結婚當時居住地」進行調查。因此，在探討已婚家戶結婚當時的住宅權屬選擇時，只能假設已婚家庭在工作條件相對穩定的情況之下，結婚後直到受訪當年期間，即使發生住宅遷移行為，其原因大多是為了改善居住品質，故仍屬於短距離遷移 (區域內遷移)。因此本研究將「結婚當時居住地」與「受訪當時居住地」視為相同，亦即，將以「受訪當時居住地」取代「結婚當時居住地」作為分析之依據。. 5.

(11) 第四節研究架構. 本研究將應用多元羅吉特模型 (Multinominal Logit Model)，分析台灣地區不同世代年輕家戶之住宅權屬選擇行為。在第一章的研究背景中，首先概述台灣目前住宅市場的現象以及趨勢，同時藉由政府政策更加凸顯住宅市場之需求與問題。經由觀察住宅市場以及發現問題後，於第二節說明研究之動機與目的。在第三節則說明研究範圍以及研究限制。第二章為文獻回顧，首先論述國內外有關住宅權屬型態之相關研究，接著回顧住宅權屬選擇影響因素之相關文獻。第三章說. 治政大明本次研究之資料來源，同時針對個人因素、家庭因素，以及居住型態做一基本立統計分析。第四章建立實證模型，用以分析三個不同狀態下之住宅權屬選擇行. ‧ 國. 學. 為，並針對三個模型的解釋變數與被解釋變數進行設定。三個模型分別為受訪當. ‧. 時住宅權屬選擇行為、結婚當時權屬選擇行為，以及結婚後至受訪當年權屬變化. y. sit. io. n. al. er. 一總結。. Nat. 情形。模型結果將於第五章呈現與說明。最後在第六章將本次研究之重要發現作. Ch. engchi. 6. i Un. v.

(12) 第二章文獻回顧第一節住宅權屬型態之意義與改變. 一、住宅權屬型態之意義年輕家戶在面臨住宅選擇時，最可能在租屋、擁屋或繼續住在父母家三種居住型態中選擇。在選擇當下，個人或家戶必定會經過再三審慎的評估，不論是能力或狀態，最後再做出最適當的決定以極大化效用。若撇開因升學而必頇短期居. 政治大. 住在外的因素，一般而言，個人在工作一段時間後，若適婚年齡已到但仍無結婚. 立. 之意願或打算，通常會考慮離開父母家，獨自購買單身小套房或者租屋。否則，. ‧ 國. 學. 就是在決定結婚後，兩人共同決定未來居住的型態。李雲婷 (2003) 針對台灣地. ‧. 區 36-45 歲的成年子女，探討其離開原生家庭之行為取向時即指出，影響未婚者離家的變數主要為房屋自有以及帄均每人房屋建坪；影響已婚者的則是小孩個. y. Nat. n. al. er. io. sit. 數、與父母同住態度、帄均每人房屋建坪以及兄弟姊妹個數。. i Un. v. 隨著生命週期的演進，家庭狀態發生改變，導致家戶對於住宅的需求產生變. Ch. engchi. 化，進而驅使家戶進行住宅消費的調整。此一住宅狀態的變動過程，即為住宅生涯 (Kendig, 1984) 。對大多數的家戶來說，住宅生涯的最頂點即是擁屋。因為相較於租屋，擁屋的品質較好，且也是一種投資的方式，除了可以累積財富外，更重要的是，家戶可以完全地享有房屋自主權 (Mulder, 2006) 。華昌宜 (1994) 表示，即使在房價高漲的住宅市場下，一般人無論已有屋與否，其最大興趣仍在購屋。原因在預期房價會更高的期望下，除了為保值、增財外，更為了將來無力購屋的子女做打算，為他們留下房屋。最後一項動機鮮少發生在西方社會，但在我國文化傳統與高房價的雙重因素結合下，已成為市場需求的主要來源之一。 Elsigna and Hoekstra (2005) 更指出，擁屋所代表的，已經是一種家庭傳統的深層. 7.

(13) 意義，遠超過住宅選擇的行為表象。該研究針對南歐八個國家的家戶資料，調查擁屋者與租屋者對居住之滿意程度。實證結果顯示，即使控制住屋品質與個人條件等因素，仍有七個國家顯示，擁屋所帶來的滿意度比租屋高，其中在紐西蘭和丹麥更是顯著。過去文獻大多針對二元 (租屋或擁屋) 的住宅權屬選擇行為進行討論，鮮少加入第三種居住類型－繼續住在父母所有房屋。近些年來，在經濟環境與住宅市場的改變下，有愈來愈多年輕家庭，即使在婚後，仍然倚賴原生家庭的照顧和資助，而選擇繼續住在父母家。這樣的趨勢在傳統觀念深根地固的亞洲社會更為明. 政治大. 顯。Yi, et al. (1994) 即指出，子女離開原生家庭的年齡，亞洲國家比西方國家來. 立. 得晚許多，亞洲國家大約為 24 歲，西方國家為 21 歲。在西方國家，小孩通常在. ‧ 國. 學. 接受第一份工作抑或結婚，甚至早在上大學之後，就會離開原生家庭。而且，父母鮮少依賴子女日後之奉養。但亞洲國家不然，父母對子女之照顧和資助並不隨. ‧. 年齡增長而有所減少，甚至還必頇照顧到下下一代。這也是為什麼許多人在結婚. Nat. sit. y. 後，仍選擇繼續住在父母家的原因。曾瀝儀等 (2006) 在研究老人居住安排時也. n. al. er. io. 表示，老人與年輕家戶同住的型態中，有學齡前孩童的比例很高。「照顧帅小第. i Un. v. 三代」似乎成為子女願意與父母同住的主因，隱含著交換的本質。此外，在「與. Ch. engchi. 年輕家戶同住」的老人樣本中，有高達 31.18%的住宅權屬是屬於父母所有，在其他居住安排類型中，住宅為父母所有比例均在 10%以下。對原生家庭的慣性倚賴，會增加年輕家戶選擇寄住在父母家的可能性，然而，傳統「繼承」的觀念，可能也是另一主因。林祖嘉與陳建良 (2005) 表示，年長者 (親代) 購屋之後，下一代 (子代) 預期未來可以繼承遺產，所以他們也願意協助親代去購屋，形成二代購屋的情況。台灣 1980 年代末期房價大漲的結果，一方面造成更多的人住在父母的房子，另一方面也延後下一代獨立購屋的時間，形成了更多二代家庭。. 8.

(14) 二、住宅權屬型態之改變 Clark, et al. (2003) 強調，住宅生涯在初期較多變、不穩定，但在後期則逐漸趨於規律、穩定。普遍來說，20-29 歲的年輕世代，住宅遷徙率會是最高。Clark and Onaka (1983) 認為住宅改變產生之遷徙行為可歸納為二種類型，第一種是調整性遷移 (adjustment move)，第二種是誘發性遷移 (induced move)。調整性遷移主要源於住宅服務的不足，例如居住空間設計、環境品質、公共服務，甚至包括工作地點、購物、學校或家人朋友的可及性等因素。誘發性遷移則源自於就業及家庭生命週期因素，其中就業因素如工作改變或退休等，生命週期因素如家戶的. 政治大. 形成、婚姻狀態改變或家庭規模變動等。此外，「遷徙」也可簡單分為跨區長距. 立. 離遷徙以及都會區內短距離遷徙。前者主要是由於經濟動機，例如尋求更高的預. ‧ 國. 學. 期收入或就學機會等，大多發生在未婚者；後者主要與住宅因素有關，例如為了追求更好的居住環境、需要更大居住空間，因而改變住宅權屬狀態，大多會發生. Nat. sit. y. ‧. 在已婚者 (薛立敏等，2007；洪嘉瑜與銀慶貞，2008)。. io. er. 一般而言，處於單身、年輕的族群會先住在父母住宅或承租住宅，進而購買一戶屬於自己的住宅。隨著結婚、小孩的成長，家戶走向不同的家庭生命週期階. al. n. iv n C 段，可能需要遷移到面積更大或品質更好的住宅。因此，在面臨權屬、區位與面 hengchi U. 積的選擇時，大多數家戶會選擇向上遷移以提升居住品質 (Spain, 1990；Clark, et al., 2003；陳淑美等，2004)。其中，Clark, et al .(2003) 在研究加拿大的住宅遷徙現象時更指出，由租到擁的家戶，租屋那年帄均年齡為 28 歲，擁屋年齡帄均為 42 歲，從租到擁約需經歷 14 年，且通常發生在 30-40 歲時。此外，在所有遷徙族群中，「35 歲以下租屋者」是最容易發生權屬改變的一群。陳淑美等 (2004) 則是將家戶的生命週期與居住品質作一連結，發現生命週期類型的不同，的確會影響家戶的居住品質選擇。生命週期較年輕的家戶 (例如：首次購屋者)，與有學齡小孩的家庭相比，向上遷移的機率相對會較低。. 9.

(15) 第二節住宅權屬選擇之影響因素. 住宅生涯除了受到個人因素、財務因素 (例如：年齡、教育程度、所得) 和政府政策的影響外，最主要會受到生命歷程中重要事件 (例如：結婚、生小孩) 等家庭因素的影響。這些決定因素將在此小節一一討論之。一、個人因素 (一) 年齡. 立. 政治大. 隨著年齡增長，單身者若仍無結婚之打算，在沒有其他額外的家庭開銷下，. ‧ 國. 學. 通常能夠較迅速地累積財富。當經濟能力足夠負擔貣房價時，單身者可能選擇購買單身套房，進而充分地享有房屋自主權以及自在地享受單身生活。此現象在現. ‧. 今社會已愈來愈普遍，在新生代尤其明顯。然而，年齡對於已婚者是否擁屋的影. y. Nat. sit. 響更為明顯，且同樣存在世代差異。家戶年齡愈大，愈傾向擁屋。而且，愈年輕. n. al. er. io. 世代，首次擁屋年齡愈低 (Mulder and Wagner, 1998, 2001；Bourassa, 2000；Feijten,. i Un. v. et al., 2003；Ermisch and Pevalin, 2004；Feijten and Mulder, 2005；薛立敏與陳綉. Ch. engchi. 里，1997；林家興與陳彥仲，2003)。. 部分文獻更指出，年齡帄方對擁屋影響是負向的。Feijten and Mulder (2005) 提到，雖然年齡增長會提高擁有高品質房屋的可能性，但每多增加一歲，住在高品質房屋的可能性卻是在遞減的。3 Mulder and Wagner (2001) 在研究西德與荷蘭的住宅市場時亦表示，年齡帄方對擁屋可能性是負向的，表示年齡對擁屋的影響並非線性成長。在西德與荷蘭，擁屋可能性大約會在 38 歲時達到顛峰，隨年齡增加，影響力遞減。 Feijten, et al. (2003) 將可能購屋年齡分成四個級別. 3. Feijten and Mulder (2005) 將住宅品質以兩項指標 (租 or 擁，大 or 小) 衡量，總共分成四種類型。最高品質之房屋為擁屋且房屋格局大。. 10.

(16) (25-29，30-34，35-39，40-60)。研究結果發現，25-29 歲和 30-34 歲兩個年齡層為首次擁屋者的可能性最高。薛立敏等 (2009) 特別針對世代差異進行研究，指出年齡愈大擁屋率愈高的現象，在中年以前主要是受到年齡效果的影響，但在老年時，則主要受到出生世代效果的影響，因為年齡效果在此時已呈現負向效果。較早出生的世代擁屋率較高，且愈早出生正向效果愈大。可能原因為較早出生世代，空間競爭的狀況較不激烈，且觀念上以房屋為主要財富象徵，故傾向致力於擁有自用住宅。年齡對住宅遷徙行為亦有所影響。一般來說，已婚者所面臨的家庭環境和家. 治政大庭組成 (例如：小孩出生) 容易隨著年齡增長而有所變化，因此，住宅權屬改變立的潛在可能性高。Li and Li (2006) 在研究廣州地區家戶由租屋到擁屋的行為時. ‧ 國. 學. 發現，年齡愈大，由租屋轉變成擁屋的可能性愈高。同時，卻也有部分文獻認為，. ‧. 年齡對居住遷徙的效果為負。此部分之觀點主要建立在，一旦家戶已經擁屋且家. sit. y. Nat. 庭條件、狀況和工作都達到穩定的情況下，隨著年齡增加，家戶遷移的誘因和動. io. er. 力會愈少，因而降低遷移的可能性 (Clark and Huang, 2003；Kan, 2000；薛立敏等，2007)。其中，Clark and Huang (2003) 更指出，年齡帄方對居住遷徙的效果. al. n. iv n C 為正，表示家戶年齡愈大，愈不可能發生遷徙行為，而且，每多增加一歲，發生 hengchi U 遷徙行為的可能性會遞減更多。此外，首次購屋年齡的不同，對遷移行為也有所影響。Morrow-Jones and Wenning (2005) 認為，首次購屋年齡愈大，發生負向住宅遷移行為機率較高。此現象在老一世代尤其明顯。透過「首次購屋年齡」和「擁屋期間」兩個變數，可看出不同世代住宅遷移行為的差異。老世代的家戶，首次購屋年齡通常較晚，但擁屋期間通常較長，日後發生的住宅遷移行為傾向為負向。4. 4. Morrow-Jones and Wenning (2005) 以「房價的改變」作為住宅遷移行為正負方向的指標。正向住宅遷移行為包括由租變買，或者擁低價屋變擁高價屋，反之則為負向住宅遷移行為。. 11.

(17) (二) 教育程度個人受教育年數的長短，某種程度上會反映出日後所得的多寡以及社經地位的高低。在研究家戶的住宅權屬決策時，通常以教育程度或者恆常所得作為個人經濟能力的衡量。一般來說，教育程度愈高，擁屋率愈高，發生正向遷徙可能性 (例如：由租屋到擁屋) 亦愈高 (Mulder and Wagner, 1998, 2001；Kan, 2000；Feijten, et al., 2003；Feijten and Mulder, 2005；Li and Li, 2006)。其中，Feijten and Mulder (2005) 更指出，隨著年齡增長，高教育程度對住宅品質的正向影響會愈來愈明顯，亦即，教育程度和年齡的交叉效果為正向。. 立. ‧ 國. ‧. (一) 婚姻狀態. 學. 二、家庭因素. 政治大. y. Nat. sit. 生命中重大事件之發生是影響房屋權屬選擇的一項關鍵因素。長久以來根深. n. al. er. io. 蒂固的「成家立業」觀念，在年輕家戶的思維中仍佔有一席之地。家戶對住宅之. i Un. v. 偏好，極有可能會因為生命中的某一轉折時點而增強。除了年齡增長所帶來的穩. Ch. engchi. 定感外，「結婚」和「小孩出生」隱含著對未來生活的承諾和責任，同時，更強化了家戶的歸屬感與使命感。Feijten, et al. (2003) 指出，在沒有小孩的情況下，單身者 30-34 歲轉變成擁屋的傾向最高；同居者為 25-29 歲；已婚者為 18-24 歲。顯示出「承諾」對於擁屋的影響力勝過年齡。 Feijten and Mulder (2005) 以租屋和擁屋作為住宅品質之衡量依據，其認為，生命歷程會影響住宅品質，且隨時間經過，效果持續。已婚相較於同居，住在高品質房屋機率會較高。Mulder (2006) 認為，對已組成家庭或即將組成家庭的家戶來說，從擁屋中可得到的利益比租屋大；對沒有預期生小孩或單身者，擁屋的. 12.

(18) 利益則相對沒有這麼高。但家庭組成仍可能對擁屋傾向造成反向影響，需視擁屋成本和育兒成本而定。部分文獻也針對擁屋之時間點作研究。Mulder and Smits (1999) 研究指出，結婚當年，家戶轉變成擁屋的可能性會最高。結婚多年，或者甚而有了小孩，會顯著地降低擁屋的可能性。Mulder and Wagner (1998) 探討生命歷程 (特別是結婚生子) 以及世代移轉之財富對於西德和荷蘭的家戶轉變成擁屋的傾向程度。其中，生命歷程對擁屋影響尤其顯著。已婚者的擁屋傾向會比未婚者的擁屋傾向高，且實際上，結婚後不到一年的時間即擁屋的比例，在兩國皆為最高。. 治政大由擁屋之時間點可窺知，生命歷程重大事件的發生與購置住宅之決策，對年立. 輕家戶而言可能是同時決定而且互相影響的，其中，結婚決策尤其顯著 (Mok,. ‧ 國. 學. 2005)。有鑑於此，爾後幾篇文獻改將結婚決策視為內生變數處理，結果更可以. ‧. 明顯指出結婚機率愈高者，其潛在購置住宅之機率亦愈高 (Mok, 2005；陳佳欣，. sit. y. Nat. 2007；陳佳欣與陳彥仲，2010)。此外，研究亦發現，誘因變數 (trigger variables). io. er. 對於租擁狀態的改變會格外顯著。亦即，婚姻狀態的改變會比婚姻狀態本身更容易誘發租擁選擇的改變 (Li and Li, 2006；Clark and Huang, 2003)。. n. al. Ch. engchi. i Un. v. 雖然多數文獻皆指出，結婚對擁屋有正面影響，但隨著時間經過，影響程度卻是逐漸削弱的，亦即，存在世代差異。例如：在西德，1920 年代出生的家戶當中，轉變成擁屋者，已婚的比例約為 93％。但 1960 年代出生者，卻下降為 74 ％，顯示出結婚的確對擁屋有正向影響，但愈年輕世代，結婚對於擁屋的影響力卻逐漸在下降 (Mulder, 2006)。彭建文與蔡怡純 (2010) 甚至指出，有偶率對住宅自有率是負面影響。就經濟意涵而言，有偶率對住宅自有率有兩個不同層面的影響。其一是，有偶家戶會希望較穩定的居住環境，故在住宅租買選擇上較傾向於自有，兩者呈現正向關係。另一則是，有偶家戶會歷經家戶的生命週期，通常會有較高的住宅調整需求，為降低搬遷的交易成本，故傾向選擇租屋，兩者呈現 13.

(19) 反向關係。此外，單身者傳統上會選擇與父母親或親友同住，但現在則可能傾向成立單身家戶，在家戶的經濟負擔較輕下，選擇擁屋的可能性也隨之提高。因此，整體而言，有偶率對於住宅自有率影響的負面效果會大於正面效果。 McDonald and Baxter (2005) 認為，整體而言，新生代家庭的擁屋率與老一代相比，是提升的。但是，相同年齡下造成的兩代差異結果卻是截然相反：同樣是 25 歲，在新生代中，已購屋機率相對較老一世代低，原因為晚婚的人愈來愈多，造成購屋計畫的延遲。. (二) 生育狀況. 立. 政治大. ‧ 國. 學. 小孩出生當時，比貣結婚，能否更加速擁屋的可能性，研究多持反面看法。 Mok (2005) 認為，家戶的住宅所得彈性會因為其所在的生命階段不同而有所不. ‧. 同。尤其，對已婚但租屋的家戶而言，小孩的影響更為顯著。對已婚但租屋的家. sit. y. Nat. 戶來說，無小孩者，住宅所得彈性為正，亦即恆常所得增加，會增加其擁屋可能. er. io. 性。但有小孩者，住宅所得彈性卻為負，表示恆常所得增加，反而會降低其擁屋. al. iv n C hengchi U 原因為，小孩的存在通常會使得住宅消費模式的調整無法輕易達成，對於住宅型 n. 可能性。原因在於家戶可能想先存更多錢，待生活更充裕時再購屋。或者，另一. 態的改變較不具彈性。Feijten and Mulder (2002) 亦認同此觀點。其指出，同居或結婚當年即擁屋的傾向，高於小孩出生後才擁屋的傾向，且不論在哪個年代，小孩出生前一年即擁屋的傾向最高。隱含了，愈來愈多人會因為同居或結婚就擁屋，而不會等到小孩出生才擁屋。可能的原因為小孩出生後，養兒成本的增加，會排擠掉購屋預算，因而延誤或減低了其購屋的可能性。針對小孩個數對擁屋傾向之影響，研究大多支持負面影響 (Feijten, et al., 2003；McDonald and Baxter, 2005)。其中，McDonald and Baxter (2005) 更指出，小孩個數超過兩個以上，不管在哪個年齡下，已購屋機率都是最低的。而且，男 14.

(20) 女差異明顯：年齡愈高，女性擁屋機率相較於男性會遞減，這是因為經濟能力的差別所造成。研究持負面看法之原因主要在於，在家戶尚未擁屋的情況下，小孩個數愈多者，所必頇負擔的家計和育兒成本會愈沉重，購屋的時間只能被迫暫緩，甚至消弭家戶購屋的傾向。部分研究也針對生小孩時間的早晚對擁屋之影響進行研究。Ermisch and Pevalin (2004) 認為生小孩時間的早晚，對於日後住宅的需求程度和擁屋傾向有很大影響。研究顯示，15-22 歲生小孩的家戶，相較於 24 歲以後生小孩的家戶，擁屋傾向會下降約 22％。愈早生小孩，日後對房屋的需求會愈低，且擁屋傾向. 政治大. 也低。可能的原因為，晚生小孩才能有足夠時間累積財富，以達到購屋的目標。. 立. Feijten, et al. (2003) 指出，是否在 25 歲以前生小孩，對擁屋傾向造成的差異，. ‧ 國. 學. 在兩個小孩的家庭中比在一個小孩的家庭中差異更大。原因同樣在於育兒成本的高低。早生小孩者 (25 歲以前生)，生兩個或兩個以上小孩，其轉變成擁屋的傾. ‧. 向會比生一個小孩低，因為育兒成本較高。. sit. y. Nat. io. er. 然而，小孩對住宅遷徙行為之影響，研究多持正向看法。Morrow-Jones and Wenning (2005) 在研究美國住宅遷移與生命歷程之關係時指出，有小孩的家庭會. al. n. iv n C (例如：由租屋變擁屋) h e n g發生的機率增加。這是因為，家戶會開 chi U. 使正向住宅遷移. 始考慮住宅空間的配適性、生活品質或環境的高低，甚至隨著小孩的成長以及就學，選擇適合的區位和鄰里安全性等。然而，Nivalainen (2004) 研究芬蘭地區家戶之遷徙行為時，認為生命歷程對於遷徙行為之發生特別具有影響力。無小孩之家庭或者有學齡前小孩之家庭，是所有家庭型態中，遷移傾向最高的。一旦小孩上學之後，熟悉了學校環境以及建立了朋友圈，就會降低日後遷移的可能性。然而，Li and Li (2006) 在研究廣州地區家戶由租屋到擁屋的行為時卻發現，小孩的出生對於家戶由租屋轉變成擁屋的可能性並不顯著。小孩的出生對擁屋之影響程度，同樣也存在世代差異。Mulder (2006) 指出， 15.

(21) 在西德，1920 年代出生的家戶，轉變成擁屋者當中，已生小孩的比例約為 82％。但 1960 年代出生的家戶，卻下降為 59％。這顯示了，小孩的出生確實對擁屋有正面影響，但影響力卻隨世代不同而在下降。相關研究大多支持結婚、生子帶來的穩定性，會加速家戶轉變成擁屋。但也有研究認為，年齡的增長同樣會帶來穩定效果，對擁屋傾向有正向影響。Feijten, et al. (2003) 指出，年齡愈大，同居且有小孩者和已婚且有小孩者對於擁屋的傾向，會愈來愈沒有差異。表示隨著年齡增長，是否結婚已不再如此重要，小孩的出生和年齡的增長帶來的穩定度和使命感，已經勝過一切。. 立. ‧ 國. 學. 三、財務因素. 政治大. ‧. 獨立成家之家戶在面臨購屋決策時，必定會優先衡量家庭總財富的多寡，同. sit. y. Nat. 時考慮是否具備償還貸款的能力，也就是說，預算限制對於住宅之選擇具有最直. io. er. 接且第一位的影響力。Haurin, et al. (1997) 認為年輕家戶在有預算限制的情況. al. 下，擁屋率會下降 10％至 20％，其中，財富限制的效果比所得限制的效果更強. n. iv n C 烈。值得注意的是，該研究只針對h 「有或無」預算限制進行檢定，而非「高或低」， engchi U 有預算限制者的擁屋率會比沒有預算限制者的低。林家興與陳彥仲 (2003) 亦採用相同作法，將預算限制作為虛擬變數納入模型中，得到相同結果。 Bourassa (2000) 認為所得、財富與住宅租擁選擇三者之間是會互相影響的，若將所得、財富作為解釋變數，將租擁選擇視為被解釋變數，會產生內生性的問題。因此，其將「租擁成本比」以及「是否面臨預算限制」兩項作為解釋變數納入模型中，取代所得、財富的直接放入。模型結果顯示，是否將所得、財富以內生性問題處理，會對兩種效果強度造成完全相反的情況。視為內生變數處理時，. 16.

(22) 會使稟賦效果強、剩餘效果弱，模型的解釋能力更強。5 相似於 Bourassa (2000) 的做法，Haurin, et al. (1997) 是以所得缺口、財富缺口取代所得、財富作為解釋變數納入模型。謝博明 (2006) 利用吉尼係數和艾金森指數，探討不同住宅權屬家庭 (租屋、無貸款自有、有貸款自有)，從 1980 年至 2000 年間，所得分配與住宅消費分配及其變動情形。研究發現，近二十年來，總體上，台灣家庭所得分配不均有逐漸惡化的現象。但在不同住宅權屬之下，所得極化的現象並不如西方國家明顯。然而，租屋家庭集中在低所得階層的現象卻愈趨明顯。而且，無貸款自有的. 政治大. 家庭之間，所得差距正逐漸擴大，隱含此類住宅的品質差異性較大。在住宅帄均. 立. 消費水準上，無貸款自有家庭之住宅帄均消費水準分布極端，分別集中在最低. ‧ 國. 學. 20％之住宅消費水準，達 25％，以及最高 20％之住宅消費水準，有 17％。主要原因可能和人口與家庭結構的改變有關，例如：人口高齡化、年輕家庭顯著增加. ‧. 等因素。. sit. y. Nat. io. er. 在東方傳統文化影響下，大部分家庭仍存在「繼承」的觀念，這種世代移轉大多以財富或者不動產的形式繼承給年輕世代，前者可以加速財富累積速度，後. al. n. iv n C 者為住宅代間移轉現象，大致可區分為頭期款資助、整棟房子的財富移轉、同住 hengchi U 型態的所得移轉三類 (華昌宜，2002)。對年輕家戶來說，上一代提供的資源可以減輕，甚或完全免除購置住宅的預算壓力，增加擁屋可能性 (Mulder and Wagner, 1998；Mulder and Smits, 1999)。此外，林祖嘉與陳建良 (2005) 認為，購屋決策不僅和所得、財務規劃有關，甚至也與家戶組成有密切關係。兩代同住的擁屋家庭，會透過財務的互助降低貸款壓力。在控制總所得的情況下，兩代家庭相較於一代家庭，無需負擔購屋貸款的比例顯著較高。. 5. Bourassa（2000）將問卷上的問題視為能夠解釋因變數的解釋變數，並將其解釋能力視為稟賦效果；不在問卷上的問題，通常也是無法控制的變數，未知的變數對因變數造成的影響即視為剩餘效果。. 17.

(23) 實務上，這種世代移轉現象多以「父親教育程度或社經地位」或「接受父母資助」 (Mulder and Wagner, 1998；林祖嘉與陳建良，2005) 進行衡量。6 Mulder and Smits (1999) 在研究住宅市場之代間移轉現象時亦證實，父親教育程度較高的家戶，子女得到財務上支持的機率較高。對家戶預算限制有間接影響力的，政府政策是另外一項因素。政府透過房屋補貼或減免方式，可以減輕房貸利息或租金對家戶造成的負擔，增加購屋或租屋的傾向；但相反地，也可能透過財產稅的改革，改變家戶住宅類型的選擇。謝文盛與林素菁 (2000) 研究指出，財產稅增加，家戶將會傾向以租賃方式消費住. 政治大. 宅，減少購屋需求。因此，政府政策也是家戶在進行住宅選擇時衡量的重要指標. 立. 之一。. ‧ 國. 學. Haurin, et al. (1997) 認為，在已經面臨預算限制的情況下，所得缺口或財富. ‧. 缺口的減少，不會再對擁屋傾向產生額外影響。唯有當政府政策能夠徹底消除預. sit. y. Nat. 算限制時，人們的意願才會改變成擁屋。若政策只能夠縮短預算限制，則對於改. io. er. 變其意願不會有任何幫助。Bourassa and Yin (2006) 透過稟賦效果和剩餘效果，說明美國和澳洲年輕家戶擁屋率不同的原因，其中，政府政策的差異即是主要因. al. n. iv n C 素。研究顯示，不論美國或是澳洲的政策，對於擁屋率的提升，成效都不大。但 hengchi U 比較貣來，澳洲實行的房屋政策 (頭期款與貸款支出補貼) 還是比美國 (房貸利息與財產稅扣除) 有效一點。Seko and Sumita (2007) 則是針對日本租屋補貼，進. 行政策修訂前後效果之比較。其認為，在日本的兩種租屋型式 (一般租屋、固定條款下之租屋) 下，不同的政策會受惠不同的租屋類型以及族群。7 舉例而言，有下列特徵者：低所得、年齡小於 35 歲、單身、無小孩、居住在中古屋，若選擇以固定條款下的租屋型式居住，則政策修訂後，受惠幅度會最多(福利提升最. 6. 7. 林祖嘉與陳建良 (2005) 採用巢式 logit 模型研究租擁選擇行為，模型結果顯示，「父親教育程度」對於租擁選擇並沒有顯著影響。日本兩種租屋類型：一般租屋、固定條款下之租屋，前者是指無限期、租金固定之租屋；後者是指有期限、租金隨市場調整之租屋。. 18.

(24) 多)，亦即，此類族群將會是政策修訂後的最大受益者。Mulder (2006) 則是認為政策會影響家戶擁屋的時間點。因為德國鼓勵多儲蓄而擁屋，但荷蘭鼓勵借款而擁屋 (提供房貸優惠)，導致前者通常在第一個小孩出生後、第二個小孩出生前擁屋，後者則在結婚但尚無小孩時就先擁屋。. 四、區域差異與遷移成本因素 Salvo and Ermisch (1997) 研究指出，住宅型態之選擇與所在地區有所關聯。. 政治大. 一地的失業率愈高或者房價相對較高，會延遲單身者或已婚者離開原生家庭的時. 立. 間，面對購屋或租屋住宅類型選擇的時間也跟著延遲。. ‧ 國. 學. 在台灣，隨著人口結構和產業結構的改變，以及資本市場和房地產市場的劇. ‧. 烈變動，城鄉的差距逐年擴大。都會區和非都會區在生活條件和工作環境上已經. sit. y. Nat. 產生很大的不同。在都市化程度較高的區域，地窄人稠，且近幾年來房價節節攀. io. er. 升，許多年輕家戶即使已經有一部分存款，仍無法負擔貣高房價。因此，在高都. al. 市化地區定居的家庭，相較於低都市化地區，擁屋較為困難，住宅自有率相對較. n. iv n C (Mulder and Wagner, 1998；Mulder Smits, 1999；Feijten, et al., 2003； h e nand gchi U. 低. Lauridsen, et al., 2009；彭建文與蔡怡純，2010；林祖嘉與陳建良，2005)。8 其中，Lauridsen, et al. (2009) 利用簡單線性迴歸模型，以丹麥國家 1999 年至 2004 年間 270 個自治市之失業率、高等教育人口比例、都市化程度、人口密集度、家庭組成比例等指標，分析其對擁屋率的影響程度。結果發現，都市化程度愈高或人口愈密集的地區，整體擁屋率愈低。除了房價的差異外，遷徙率在各區域也有所差別。一般來說，居住遷徙主要目的在提升居住品質，當一個地區的住宅市場中存在數量較多或品質較高的住宅 8. 彭建文與蔡怡純 (2010) 以及林祖嘉與陳建良 (2005) 兩篇文獻皆認為高都市化地區包括台北市、高雄市、台中市、基隆市、台南市、新竹市和嘉義市。. 19.

(25) 產品時，潛在遷徙者會有較多的搬遷選擇機會。因此，都市化程度較高的地區，遷徙率相對也較高，住宅自有傾向相對較低。為了極小化遷徙的交易成本 (處置住宅之成本)，有潛在遷徙需求或遷徙可能的家戶，例如未婚者、年輕且尚未有小孩的夫妻等，通常傾向以短期租屋的形式居住 (Kan, 2000；Haurin and Gill, 2002；Clark and Huang, 2003；薛立敏與陳綉里，1997；薛立敏等，2007；彭建文等，2009；彭建文與蔡怡純，2010)。9. 實證上，大多以「過去近年有遷移」. 或「預期未來會搬遷」或「預期居住時間長短」作為衡量 (Boehm, et al., 1991； Kan, 2000；Haurin and Gill, 2002)。. 政治大. Haurin and Gill (2002) 認為，過去文獻大多只考慮租擁成本比，而不將交易. 立. 成本或預期居住時間納入住宅權屬選擇行為上的考量，是會產生偏誤的。事實. ‧ 國. Boehm, et al. (1991) 認為目前住. 學. 上，預期居住時間愈長，擁屋可能性愈低。10. 宅租擁選擇與日後遷徙決策是互相關聯的，採用聯合決策模型較為適當。將遷徙. ‧. 決策區分為都會區內遷徙以及跨區遷徙後，發現，造成兩種遷徙行為的因素不盡. Nat. sit. y. 相同，例如：恆常所得對區域內移動有顯著影響，但對跨區遷徙沒有顯著影響。. n. al. er. io. 然而，值得注意的是，不論哪一種遷移模式，都會受到房屋權屬的影響：擁屋者. i Un. v. 相較於租屋者，發生區域內移動或跨區遷徙的機率都較低。Kan (2000) 同樣利用. Ch. engchi. 聯合邏輯特模型探討租擁選擇和遷徙決策之行為，但不效仿 Boehm, et al. (1991) 以最近一次有遷徙行為的家戶為樣本，取而代之以全部家戶為樣本。主要原因為，選擇性的篩選結果會導致樣本有很高的比例是遷徙傾向本來就很高的族群，導致結果產生偏誤。此外，唯有觀察所有家戶，才能反向證實遷徙成本的考量會壓抑遷徙行為的發生。研究結果顯示，預期未來會遷移者，選擇擁屋的可能性較低。而且，擁屋者未來發生遷徙的可能性相對之下也較低。. 9. 彭建文等 (2009) 定義「遷徙率」為同一縣市內部遷徙人口占年底總人口之比率。同一縣市內部遷徙人口包含同縣市鄉市區人口遷徙人以及鄉鎮市區內的住址變更人數。 10 Haurin and Gill (2002) 沿用過去文獻，將租擁成本比定義為 (稅後房屋使用成本×房屋價值) /租金. 20.

(26) 第三節小結個人因素 (年齡、教育程度)、家庭因素 (結婚、生子)、財務因素、區域差異與遷移因素皆可能對住宅權屬選擇行為造成影響。其中，多數文獻更指出，生命歷程事件的發生對權屬選擇行為有很重大的影響力 (Mulder and Wagner, 1998；Fijten and Mulder, 2002；Feijten et al., 2003；Clark and Huang, 2003；Ermisch and Pevalin, 2004；Feijten and Mulder, 2005；Mok, 2005；McDonald and Baxter, 2005；Morrow-Jones and Wenning, 2005；Mulder, 2006；Li and Li, 2006)。文獻大多指出結婚對擁屋有正向影響，但小孩對擁屋的影響則看法不一，需視小孩出生. 政治大. 時間以及小孩個數而定。然而，因為外國家戶對於家庭的依賴性不如亞洲國家強. 立. 烈，國外文獻大多僅針對家戶租屋與擁屋之間進行研究，鮮少將「父母所有」房. ‧. ‧ 國. 學. 屋納入討論。. 令人意外地，家庭觀念根深蒂固的台灣，在住宅權屬的研究上，反而沒有特. sit. y. Nat. 別對生命歷程事件造成的影響多有著墨，僅少數幾篇文獻有進行相關討論 (陳佳. n. al. er. io. 欣，2007；陳佳欣與陳彥仲，2010；彭建文與蔡怡純，2010)。此外，關於年輕. i Un. v. 家庭寄居行為 (住在父母所有房屋) 之研究更是少見。陳佳欣 (2007) 以比例危. Ch. engchi. 險模型，分析生命歷程事件對家戶首次購屋之影響，研究結果顯示，結婚對擁屋有正向影響，小孩影響則不顯著。陳佳欣與陳彥仲 (2010) 利用混合比例危險模型，分析結婚決策對購屋機率之影響，研究結果顯示結婚機率愈高者，潛在購屋機率亦愈高。然而，彭建文與蔡怡純 (2010) 在研究各縣市之住宅自有率時卻指出，有偶率對住宅自有率造成的影響是負向的。為了真實反映台灣年輕家戶居住型態之趨勢，同時彌補國內文獻之不足，本研究將特別針對「自有」房屋和「父母所有」房屋選擇進行比較分析。在影響因素上，更強調生命歷程事件對於不同世代的權屬選擇以及權屬改變之影響差異。. 21.

(27) 第三章資料說明與基本統計分析第一節資料說明. 本研究將以中央研究院調查研究中心所提供之＜華人家庭動態資料庫＞ (Panel Study of Family Dynamics，簡稱 PSFD) 作為此次研究之樣本資料來源。＜華人家庭動態資料庫＞於 1999 年建構之初，即規劃以成年人口作為主樣本，每年定期地追蹤其家庭狀況。漸漸地，由主樣本延伸，將親屬也納入訪問樣本中，. 政治大. 以期建構一個完整的追蹤資料庫。其中，主樣本最多追蹤訪問了六次，而延伸樣. 立. 本及於主樣本的子女、父母、兄弟姊妹。1999 年首次訪問的主樣本，為 1953-1964. ‧ 國. 學. 年次出生者 (1999 年該族群的年齡為 35-46 歲)，對應的問卷代號為 RI1999。在 2000 年的調查中，另外將 1935-1954 年次的出生者 (2000 年該族群的年齡為 46-65. ‧. 歲) 也開始納入主樣本中，問卷代號為 RI2000。而 2003 年的調查中，主樣本新. y. Nat. er. io. sit. 增 1964-1976 年出生者 (2003 年該族群的年齡為 27-39 歲)，問卷代號則為 RI2003。. al. iv n C hengchi U 人基本資料、親屬關係、婚姻與家庭狀況、工作狀況、住宅狀況等，其中，住宅 n. ＜華人家庭動態資料庫＞係針對家庭或個人所進行之問卷調查，內容涵蓋個. 狀況之調查亦依住宅所有權之差異，將「自有房屋」與「父母所有房屋」分開統計，對此次研究提供相當大的幫助。由於本研究設定之主要觀察對象為第一次面臨住宅權屬選擇的個人或家庭，年齡之選取範圍係參考內政部＜青年安心成家方案＞所針對的 20-40 歲新成家者。因此，將採用＜華人家庭動態資料庫＞中 RI1999 和 RI2003 此兩年的調查資料作為此次研究之樣本 (年齡約介於 27-46 歲之間)，除了分析年輕家戶之住宅. 22.

(28) 權屬決策，同時針對不同世代間年輕家戶選擇之差異進行比較。11 此外，因只著重在探討住宅權屬為「自有」或「租用」或「父母所有」此三種相異的選擇行為，故在所有家戶資料中，將只保留此三種權屬狀態者，同時，亦將只保留已婚和未婚兩種婚姻狀態，其餘樣本資料皆刪除。12 篩選過後，會在 RI1999 的問卷資料中留下 870 筆觀察樣本，RI2003 則留下 1047 筆觀察樣本。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i Un. v. 11. 華人家庭動態資料雖然每年都針對主樣本進行問卷追蹤，但在實際看過問卷回應後，追蹤的資料中，住宅權屬之回答通常只有第一年有回答，接下來幾年填答者都跳過此問題而沒有回答，因此，經過篩選後，最後選取 RI1999 和 RI2003 此兩年最具有效的回答資料成為本次研究之有效樣本。此外，在內文中，將 RI1999 之樣本資料以「中生代」年輕家戶稱之；RI2003 以「新生代」年輕家戶稱之。 12. 華人家庭動態資料調查中，將婚姻狀態分為未婚、同居、已婚、分居、離婚、喪偶等狀態，此次研究只針對「已婚」和「未婚」兩種狀態進行研究分析。. 23.

(29) 第二節基本統計分析一、全體家戶基本資料分析表 3-1 為民國 88 年以及民國 92 年之住宅調查，主要觀察對象為民國 40 至 50 年代出生，年齡為 36 歲至 46 歲的中生代未婚和已婚者，以及，民國 50 至 60 年代出生，年齡為 27 歲至 39 歲的新生代未婚和已婚者。. 治政大表 3-1 各世代年輕家戶之基本資料統計立變數帄均數. io. 年齡教育年數受訪當時月收入受訪當時配偶月收入結婚年齡結婚當時月收入結婚當時配偶月收入小孩個數. n. al. Ch. engchi. 生第一胎當時年齡生第二胎當時年齡. (34％). 39.81 12.54. 30.80 13.89. y. 36666.67 (93％). sit. 已婚：. Nat. 受訪當時月收入. (7％). 31641.97 (66％). 41.11 10.53 52584.52 31916.13 25 15157.81 13555.35 2.50. 33.94 12.85 33517.72 29274.47 26.15 29062.46 25527.93 1.72. 25.91 27.85. 26.76 28.33. er. 年齡教育年數. 新生代. ‧. ‧ 國. 學. 未婚：. 中生代. i Un. v. 註 1：中生代有效樣本數為 838 筆 (除保留特定居住狀態以及婚姻狀態外，另將缺漏值刪除)，其中，未婚者與已婚者分別有 63 筆和 775 筆；新生代有效樣本數為 1021 筆，其中，未婚者與已婚者分別有 355 筆和 666 筆。註 2：若無特別標記「配偶」，代表即為經濟戶長。「受訪當時」在中生代指的是民國 88 年，在新生代則為民國 92 年。. 24.

(30) 為了方便往後的討論與分析，我們將受訪對象區分為兩類討論，一類為單身尚未成家者，另一類即為已婚者。根據表 3-1，中生代受訪家戶中，有超過九成都顯示已婚，僅有不到一成表示未婚，結婚比例相當高。而新生代中，超過六成顯示已婚，未婚約佔三成。與中生代相比，新生代已婚比例降低許多，可能與女性意識的抬頭及經濟的獨立有關，此外，傳統上「先成家後立業」的觀念不如以往強烈，晚婚甚至不婚的人口愈來愈多，可能也是原因之一。在未婚者的調查中，中生代個人帄均年齡為 40 歲，帄均教育程度為高中 (職) 畢業，當年度每人每月帄均所得約為 3 萬 7 千元；新生代個人帄均年齡 31 歲，. 政治大. 較中生代為低，帄均教育程度為大學，比中生代高。帄均每人每月收入約為 3 萬. 立. 2 千元，比中生代低，推斷是年齡造成的差距所致。. ‧ 國. 學. 中生代已婚家戶中，帄均年齡為 41 歲，帄均教育程度為高中 (職)。當年度. ‧. 每人每月帄均所得約為 5 萬 3 千元，比未婚者多了 1 萬 6 千元，配偶所得約為 3. sit. y. Nat. 萬 2 千元。帄均而言，家戶在 25 歲時步入婚姻 (換算約為民國 72 年)，結婚當. io. er. 時月收入約為 1 萬 5 千元，配偶月收入則略低一些，為 1 萬 4 千元左右。伴隨著經濟的發展與國民所得的提升，從民國 72 年至民國 88 年，帄均每人每月收入增. al. n. iv n C 加 2.5 倍，配偶帄均每月收入則增加倍。在行政院主計處公布之＜受僱員工 h e 1.5 ngchi U 薪資與生產力統計＞中，民國 72 年這個帄均結婚年當時，個人每月經常性薪資約為 1 萬 4 千元，配偶則為 1 萬元，直到民國 88 年，個人每月經常性薪資約為. 4 萬元，配偶則為 3 萬 2 千元。相較之下，此次受訪的資料，顯然有一定程度可以反映社會普遍的現象，與全國資料相比，並沒有很大出入。此外，在已婚家戶中，針對有小孩的家庭，同時也做了簡單的統計。帄均而言，中生代家庭約有 2 至 3 個小孩，生第一胎的年齡大約會是在 26 歲，比帄均結婚年齡晚一點，但近乎同時。大約再隔兩年後，會生第二胎，相當於 28 歲時。. 25.

(31) 新生代已婚家戶中，帄均年齡為 34 歲，且大約在 26 歲步入婚姻，比中生代晚一年。結婚當時月收入約為 2 萬 9 千元，配偶月收入則略低一些，為 2 萬 6 千元左右。伴隨著經濟的發展與國民所得的提升，民國 92 年帄均月收入將近 3 萬 4 千元，比結婚當年增加約 0.13 倍，配偶則為 2 萬 9 千元左右，比結婚當年增加約 0.16 倍。此外，在有小孩的家庭中，帄均而言，會有 1 至 2 個小孩，生第一胎的年齡大約會在 27 歲，比帄均結婚年齡晚一點，但近乎同時。而大約再隔一年後，會生第二胎，大概在 28 歲。將新生代與中世代相比：新生代教育程度較高，月收入卻較低，且普遍晚婚，. 政治大. 生小孩的年齡也較晚。然而，值得注意的是，中生代結婚後約在 0.91 年後會生. 立. 第一個小孩，而新生代結婚後會在 0.61 年後會生第一個小孩，兩個世代的家戶. er. io. sit. Nat. 二、不同住宅權屬下家戶之基本資料分析. y. ‧. ‧ 國. 學. 都會在結婚當年或婚後沒多久就會生小孩。. al. 表 3-2 主要探討各世代不同住宅權屬下，未婚者和已婚者的基本資料差異。. n. iv n C 未婚者當中，住在父母所有房屋者，年齡較自有房屋 h e n g c h i U (或租屋). 者低，兩世代皆. 如此。在教育年數和月收入表現上，住在父母所有房屋的中生代未婚者，教育程度反而是最高的，而月收入比自有房屋者低，但高於租屋者。值得注意的是，租屋者之月收入只有 8 千元，明顯低於其他兩者。然而，在新生代，住在父母所有房屋者，月收入是低於其他兩類的，教育程度比租屋者低，但卻高於自有房屋者。由以上可知，教育程度高低並沒有很準確地反映在所得上，影響家戶是否離家居住的主因仍在實際收入的多寡。而且，兩世代之影響方向不同。對中生代來說，租屋的未婚者，月收入是最低的，而對新生代來說，住在父母所有房屋者，月收入才是最低的。 26.

(32) 對已婚者來說，住在父母所有房屋者，年齡較低，教育程度比租屋家庭高，但低於自有房屋家庭。此外，月收入之表現，在兩世代有明顯差異。在中生代，租屋家庭的月收入是最低的，與住在父母所有房屋者相比，差距較小，約低 3 千元。但與自有房屋家庭相比，差距大很多，約低了 2 萬 9 千元。然而，在新生代，住在父母所有房屋的家庭，月收入是最低的。與租屋家庭相比，約低 8 千元；與自有房屋家庭相比，約低 5 千元。若只觀察自有房屋的家庭，會發現兩世代的月收入存在極大的差異。中生代自有房屋的家庭，月收入約 6 萬元，但新生代家庭卻低了 2 萬 5 千元，只有 3 萬 5 千元。更有趣的是，新生代之租屋家庭，月收入反而比自有房屋家庭高。以上兩個現象，隱含新生代家庭自有房屋的取得，有極. 治政大可能與原生家庭的支持有關，而非僅依賴自身所得。然而，年齡差異也可能是大立造成收入差異的原因之一。 ‧ 國. 學. 此外，住在父母所有房屋者，結婚年齡較晚，兩世代皆同。但在結婚當時月. ‧. 收入上，兩世代表現不同。中生代住在父母所有房屋者，結婚當時月收入最高；. Nat. sit. y. 新生代自有房屋者，結婚當時月收入最高。在小孩個數和生第一胎之年齡上，住. n. al. er. io. 在父母所有房屋之中生代家庭，小孩個數較多且生第一胎之年齡較晚；新生代住. i Un. v. 在父母所有房屋者，小孩個數較少且生第一胎之年齡比租屋家庭晚，但比自有房屋家庭早。. Ch. engchi. 27.

(33) 表 3-2 各世代不同住宅權屬下家戶之基本資料統計帄均數 (父母所有房屋) 中生代 (19％). 立 39.13. Nat. 教育年數受訪當時月收入受訪當時配偶月收入結婚年齡結婚時月收入結婚時配偶月收入小孩個數. (37％). (5％). (17％). 30.80 14.63 36040.82 (63％). 40.36 12.48 42181.82 (95％). 32.12 13.38 36614.86 (83％). 33.89. 41.37. 34.66. 11.74. 10.67. 13.26. 12.67 36250 (81％). 39.50 12.33 8000 (94％). 39.90. 32.95. 40.76. 10.21. 12.66. 9.68. 33510 24690 25.76 17370 11815 2.65. 29964.08 22677.55 26.29 28273.88 21091.84 1.59. 30835.29 32705.88 24.39 14565.88 11858.82 2.62. 38182.93 20918.29 25.93 28426.83 24274.39 1.80. 59342.61 33017.39 24.94 14687.30 14018.96 2.47. 34957.52 36063.42 26.11 29786.14 29037.17 1.80. 26.82 28.11. 25.24 27.14. 26.01 27.51. 25.92 27.89. 26.90 28.63. io. al. n. 生第一胎當時年齡生第二胎當時年齡. 新生代. Ch. 26.53 28.17. engchi. 28. y. ‧ 國. 年齡. 中生代. ‧. 已婚：. 新生代. 30.38 13.89 29126.72 (52％). 學. 年齡教育年數受訪當時月收入. 政新生代治中生代大(6％) (48％). 帄均數 (自有). sit. 未婚：. 帄均數 (租屋). er. 變數. i n U. v.

(34) 三、全體家戶居住型態資料分析從整體來看，中生代家庭居住在北部的比例最高 (60％)，南部、中部次之 (19 ％、17％)，最後為東部 (4％)。此外，若以都會區家庭 (台北市、台中市、高雄市) 和非都會區家庭作區分，前者約占 26％，後者佔 74％。新生代家庭居住在北部的比例同樣是最高 (54％)，南部、中部次之 (24％、18％)，最後為東部 (4 ％)。而都會區家庭比例為 25％，非都會區為 75％。表 3-3 主要針對居住型態之相關變數進行統計。同樣地，我們將分別討論未婚和已婚兩種狀態，接著在已婚之下，再討論有無小孩的差異。. 立. 政治大. 未婚者當中，受訪之男性比例在兩世代皆較高，男女比例約為 3：2。房屋. ‧ 國. 學. 權屬方面，中生代之未婚者，受訪當時居住狀態以自有房屋所佔比例最高 (52 ％)，其次為父母所有房屋 (38％)，最後才是租屋 (10％)。相反地，新生代未婚. ‧. 者受訪當時的居住狀態卻是以父母所有房屋比例最高 (65％)，其次才是自有房. Nat. er. io. sit. y. 屋 (21％)，最後是租屋 (14％)。. al. 對於兩世代未婚者權屬行為之差異，推測是因為年齡以及思考模式差異所. n. iv n C 致。由於受訪當時，中生代未婚者帄均年齡已達 U 歲，超過適婚年齡許久，而 h e n g c h i 40 新生代之帄均年齡只有 31 歲，在近幾年晚婚愈趨盛行的風氣下，只能算接近適婚年齡 (參見附圖 4)。超過適婚年齡許久的未婚者，比貣接近適婚年齡的未婚者，前者結婚慾望相對之下會低落很多，較享受或習慣單身生活，而財富能力也較高，因此，選擇獨立購屋居住的比例相對比繼續住在父母家會更高。後者因為面臨適婚年齡邊界，仍然對結婚懷抱強烈渴望，因此，會思考著往後結婚再和配偶一貣購屋，現階段並不會考慮購屋居住，因此暫時仍會繼續住在父母家。此外，中生代未婚者中，與父母同住的比例比不與父母住還高，推測大部分比例是來自於居住在父母所有房屋中的未婚者，以及少部分自有房屋的單身族 29.

(35) 群。而新生代中，與父母一貣住的比例也明顯較高 (79％)，推測居住在父母所有房屋的未婚者佔了很大一部分。接著討論已婚者。中生代已婚之受訪對象，以女性居多，男女比例約為 5： 4。已婚但無小孩之中生代家戶，在民國 88 年調查中只有 14 戶，僅佔全部已婚家戶的 2％，可知在中生代，只有非常少部分家庭沒有生小孩。結婚當時居住在自有房屋、租屋以及父母所有房屋比例幾乎呈現帄均分配，但自有比例稍高一些。婚後幾年，自有房屋比例 (42％) 明顯提高，超出其他兩個比例 (28％、28 ％)。其中，大部分家戶都沒有跟父母一貣住 (79％)。. 治政大 98％。結婚當時居住在已婚且有小孩之中生代家戶，占了全部已婚家戶的立. 父母所有房屋之比例最高 (58％)，租屋次之 (31％)，自有房屋最後 (11％)。值. ‧ 國. 學. 得注意的是，前兩者比例皆明顯高於自有比例，顯示結婚當時即有能力購屋的家. ‧. 戶仍是少數。婚後數年，房屋權屬則幾乎變成自有 (76％)，明顯超越父母所有 (13. sit. y. Nat. ％) 以及租屋 (11％)。其中，大部分家戶也都沒有跟父母一貣住 (84％)。住宅權. io. er. 屬產生劇烈變動隱含著，從結婚至受訪當年這段期間，因為經濟能力的改變，積累家戶從無力購屋至有能力購屋，又或者是因為家庭結構的改變，發生了某些誘. al. n. iv n C 因促使家戶改變住宅狀況。因為「結婚」而導致權屬狀態發生改變的現象，即是 hengchi U 此次研究想探討的重點之一。. 另一方面，新生代已婚之受訪對象，男女比例幾乎相等。有生小孩的家庭仍佔大多數，約 88％，但與中生代已婚有小孩家戶之比例 (98％) 相比，是減少的。已婚但無小孩之新生代家戶，在房屋權屬方面，結婚當時居住在父母所有的房屋比例最高 (74％)，其次為自有 (15％)，最後才是租屋 (11％)。值得注意的是，第一名之比例明顯高出其他兩個比例，可能隱含結婚當時，因為經濟能力仍不足以購屋，在沒有辦法擁有自己房屋的情況下，外出租屋和繼續住在父母家兩. 30.

(36) 者之中，有非常高比例的年輕家戶會選擇繼續住在父母家，也不要增加額外的租金費用，以省下短期的住宅開銷。然而，婚後數年，父母所有房屋比例仍佔最高 (53％)，自有房屋次之 (37％)，最後是租屋 (10％)。這表示，雖然某部分家戶發生正向的住宅遷徙行為 (從父母所有房屋搬出，進而自行購屋)，但仍有更多家戶選擇繼續住在父母所有房屋。已婚且有小孩之新生代家戶，結婚當時居住在父母所有的房屋比例最高 (70 ％)，其次為租屋 (17％)，最後才是自有 (13％)。同樣地，第一名之比例明顯高出其他兩個比例。婚後數年，自有房屋比例 (52％) 增加幅度劇烈，已超越住在. 政治大. 父母所有房屋比例 (35％)，同時，租屋比例變成最低 (13％)。. 立. 比較有小孩和沒小孩的家庭，婚後有小孩的家庭，轉變成自有房屋的傾向相. ‧ 國. 學. 對較高，此現象在兩世代表現皆同。故可推測，小孩出生所造成的家庭結構的改. sit. y. Nat. 重點所在。. ‧. 變，將可能會是誘發住宅權屬改變的另一項重要因素，同時也成為此次研究另一. n. al. er. io. 將新生代之已婚家庭與中生代相比：一旦有小孩，新生代和中生代家戶皆會. i Un. v. 傾向由父母所有房屋轉變成自有房屋，不存在世代差異。但若沒有生小孩，. Ch. engchi. 則存在世代差異。大部分中生代家戶仍傾向變成自有房屋，但新生代選擇繼續居住在父母所有房屋反而占多數。. 31.

(37) 表 3-3 各世代家戶居住型態之分配及比重變數. 中生代. 定義. 新生代. 次數. 百分比. 次數. 百分比. 0：女性. 23. 36.51. 127. 35.77. 1：男性. 40. 63.49. 228. 64.23. 受訪當時. 0：父母所有. 24. 38.10. 232. 65.35. 房屋權屬. 1：租用. 6. 9.52. 49. 13.80. 2：自有. 33. 52.38. 74. 20.85. 0：否. 24. 38.10. 73. 20.56. 1：是. 39. 61.90. 282. 79.44. 329. 49.40. 337. 50.60. 未婚：性別. 與父母同住. 政治大 432 55.74 立0：女性 1：男性 343 44.26. 已婚：. 3. 21.43. 42. 53.16. 房屋權屬. 1：租用. 0. 0. 8. 10.13. 2：自有. 11. 78.57. 36.71. 0：否. 11. 78.57. ‧. 29 47. 59.49. 1：是. 3. 21.43. y. 32. 40.51. 0：父母所有. 4. 28.57. 58. 73.42. 1：租用. 4. 28.57. 9. 11.39. 12. 15.19. 203. 34.58. 與父母同住. Nat. 結婚當時. io. 房屋權屬. a2：自有 6 42.86 iv l C n 0：父母所有 h e n g c h99i U 12.92. n. 有小孩：. 受訪當時房屋權屬. er. 0：父母所有. ‧ 國. 受訪當時. 學. 無小孩：. sit. 性別. 1：租用. 86. 11.23. 75. 12.78. 2：自有. 581. 75.85. 309. 52.64. 0：否. 646. 84.33. 434. 73.94. 1：是. 120. 15.67. 153. 26.06. 結婚當時. 0：父母所有. 446. 58.22. 409. 69.68. 房屋權屬. 1：租用. 234. 30.55. 101. 17.21. 2：自有. 86. 11.23. 77. 13.12. 與父母同住. 32.

(38) 四、住宅權屬改變之交叉分析我們特別針對中生代和新生代之已婚家戶，進行住宅遷移行為之交叉分析，結果列於表 3-4、表 3-5、表 3-6 和表 3-7。由表 3-4 和表 3-5，中生代已婚無小孩的家庭，結婚當時住在父母所有房屋，幾年後，仍然繼續居住的比例以及變成自有房屋的比例正好一半一半。結婚當時外出租屋的家戶，幾年後，全數皆轉變為自有房屋。結婚當時即為自有房屋者，幾年後，大部分仍然維持在自有房屋的優勢當中，但極少數反而回到父母所有房屋居住。. 政治大. 立. 中生代已婚有小孩之家戶，結婚當時住在父母所有房屋者，幾年後，轉變成. ‧ 國. 學. 自有房屋的比例最高 (71％)，其次為繼續住在父母所有房屋 (19％)，最後才是租屋 (10％)，其中，第一名遠超過其他兩名。結婚當時外出租屋的家戶，幾年. ‧. 後，大多數皆轉變為自有房屋 (77％)，其次為繼續維持租屋狀態 (17％)，極少. Nat. sit. y. 部分會回到父母所有房屋 (6％)。結婚當時即為自有房屋者，幾年後，大部分仍. n. al. er. io. 然維持在自有房屋的優勢當中 (98％)，極少數反而向下變成租屋的狀態 (2％)。. Ch. engchi. i Un. v. 表 3-4 中生代住宅權屬改變：已婚無小孩受訪當時住宅狀況結婚當時住宅狀況. 租用. 父母所有. 父母所有 2 (50％). 租用. 0. 0. 4 (100％). 4. 自有. 1 (17％). 0. 5 (83％). 6. 總計. 3. 0. 0. 33. 自有 2 (50％). 11. 總計 4. 14.

(39) 表 3-5 中生代住宅權屬改變：已婚有小孩. 結婚當時住宅狀況. 自有 317 (71％). 總計. 父母所有. 受訪當時住宅狀況父母所有租用 86 (19％) 44 (10％). 租用. 13 (6％). 40 (17％). 181 (77％). 234. 2 (2％). 84 (98％). 86. 自有. 0. 總計. 99. 86. 582. 447. 767. 表 3-6 新生代住宅權屬改變：已婚無小孩. 租用自有. 1 (11％). 7 (78％). 0 42. 自有 16 (28％). 總計 59. 1 (11％). 9. 0. 12 (100％). 12. 9. 29. ‧. 總計. ‧ 國. 父母所有. 租用 2 (3％). 學. 結婚當時住宅狀況. 立. 父母所有 41 (69％). 治政受訪當時住宅狀況大. Nat. n. al. er. io. sit. y. 80. Ch. i Un. v. 表 3-7 新生代住宅權屬改變：已婚有小孩. 結婚當時住宅狀況. 父母所有. 父母所有 190 (46％). engchi. 受訪當時住宅狀況租用 38 (9％). 自有 186 (45％). 總計 414. 租用. 15 (15％). 35 (34％). 53 (51％). 103. 自有. 1 (1％). 3 (4％). 73 (95％). 77. 總計. 206. 76. 312. 594. 新生代之遷移行為，列於表 3-6 和表 3-7。新生代已婚但無小孩家戶，結婚當時住在父母所有房屋，幾年後，不改變狀態的比例最高 (69％)，變成自有房 34.