全民健保對生育行為的影響

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國立台灣大學社會科學院經濟學系

碩士論文

Department of Economics College of Social Sciences National Taiwan University

Master Thesis

全民健保對生育行為的影響

The Effects of National Health Insurance on Fertility: Evidence from Taiwan

黃安正

An-Cheng Huang

指導教授 _: 駱明慶博士

Advisor: Ming-Ching Luoh, Ph.D.

中華民國 ₁₀₂ 年 ₆ 月

June, 2013

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謝辭

這篇論文能完成首先要感謝駱明慶老師。駱老師實際且嚴謹的教導幫助我克服了許多研究上的瓶頸_, 也讓我磨練了獨立解決問題的能力。此外_, 我也要感謝駱老師自由開放的指導風格_, 總能包容學生的諸多不足_, 並給予我最大的學習彈性。我還要感謝樊家忠老師與江淳芳老師在口試時給了我許多寶貴的建議。我有幸在碩二上學期時修習了兩位老師的課程_,也學習到了許多對本篇論文有所助益的知識。最後我還要感謝林明仁老師。若不是我在碩一下學期修習了林老師的勞動經濟學_,我也不會對台灣民眾的生育行為產生如此大的興趣_, 因而有本篇論文的誕生。

在台大經研所的這兩年裡_, 同學們的相伴是我能完成本篇論文的最大助力。感謝代榕慷慨地分享_cwtex 的編排資源_,讓我能在短時間裡順利地排板出這篇論文。

此外_, 我更要感謝政澤熱心且不求回報地教導我 _cwtex 的排板技巧_, 甚至花了好幾個晚上與我一起熬夜到近午夜 ₁₂ 時。感謝智源、璽維、本剛、柏沅、奕賢、冠瑋、奎甫、日青、詠貽、欣誼與華珊_,謝謝大家在這段日子裡給我的鼓勵與打氣。我們一起討論了許多課業上的問題_,也分享了許多酸甜苦辣刻骨銘心的回憶。能夠認識大家是我莫大的榮幸與幸運。此外_, 我還要感謝小朱、子瑜、小八、倍倍、安綾、

貽叡、雅馨與孟生_, 謝謝你們在我焦躁不安的時候耐心地聽我 _murmur 。

最後_, 我要感謝我的爸爸、媽媽與姐姐。沒有你們從小到大給我無私的愛與包容_, 讓我能在無憂無慮的環境中盡情做我自己喜歡做的事_, 就沒有本篇論文的產生。謝謝你們。

黃安正 2013 年₆ 月

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論文提要

本文藉由台灣於 ₁₉₉₅ 年 ₃ 月 ₁ 日實施全民健保所形成的自然實驗_, 運用 ₁₉₉₄ – 1995 、 1997 – 1998 共 ₄ 年的家庭收支調查資料_, 以受到全民健保影響的私部門家庭為實驗組_, 並以較不受政策影響的公部門家庭為對照組_, 使用 differences- in-differences 法估計全民健保對於生育行為的影響。實證結果顯示_, 全民健保使得家庭有子女出生的機率較以往成長了約 _23.12%, 政策效果為 _0.0243 。在母親是勞保參加者的家庭中_, 家庭有子女出生的機率更是成長了約 _34.67%, 政策效果

為 _0.0276 。但在母親不是勞保參加者的家庭中_, 全民健保對於其生育行為並沒有

影響。雖然本文的實證結果顯示了醫療保險會提高家庭的生育意願_,為了避免因實驗組與對照組的選樣偏誤所導致的估計誤差_, 本文也檢視了近₂₀ 年來台灣公、私部門家庭的生育行為_,發現被解釋變數在公、私部門家庭間並不具有相同的時間趨勢_,這也意謂著本文的實證結果可能無法排除 differences-in-differences法估計上的誤差_, 因而得到了偏誤的政策效果。總而言之_, 雖然本文的實證結果暗示了全民健保使得家庭有子女出生的機率顯著地上升_, 醫療保險與生育行為之間的因果關係仍有待後續研究更深入嚴謹的探討。

關鍵詞_: 全民健保、生育行為、差異中的差異、私部門家庭、公部門家庭

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Abstract

Taiwan implemented National Health Insurance (NHI) in March 1995. By reducing health expenditures, comprehensive health insurance can reduce household’s costs of rearing children, thereby increase household’s demand for children. This paper uses data from the 1994–1995 and 1997–1998 Survey of Family Income and Expenditure and conducts differences-in-differences estimation to investigate the impact of NHI on fertility. The results show that household’s fertility increase by about 23.12%, and the effect is about 0.0243.

In households where mom joins Labor Insurance, fertility increases by about 34.67%, and the effect is about 0.0276. However, in households where mom does not join Labor Insurance, NHI does not have any impacts on fertility. To avoid possible estimation biases, we investigate both treatment and control group’s fertility behavior from 1987 to 2007, and find out that both groups do not have common trend of the dependent varialbe used in this paper.

Therefore, though our analyses show that NHI increases fertility, the results may suffer from some serious estimation biases. The causal relationship between health insurance and fertility behavior should still be investigated carefully in the future.

Keywords: National Health Insurance, Fertility, Differences-in-Differences, Private-sector household, Public-sector household

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圖目錄

1 台灣歷年總生育率的變化. . . 2

2 回溯式推估方法 . . . 25

3 有子女出生機率 ₍觀察期間為₂ 年₎的時間趨勢 . . . 41

4 有子女出生機率 ₍觀察期間為₁ 年₎的時間趨勢 . . . 41

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表目錄

1 子女出生的判定 . . . 25

2 變數平均值_–所有樣本 . . . 31

3 實驗組與對照組「子女出生機率」的變化_–全體樣本 . . . 33

4 全民健保對家庭生育行為的影響_–全體樣本. . . 44

5 變數平均值_–母親為勞保參加者的樣本 . . . 45

6 變數平均值_–母親為非勞保參加者的樣本 . . . 46

7 實驗組與對照組「子女出生機率」的變化_–母親為勞保參加者的樣本 ₄₇ 8 實驗組與對照組「子女出生機率」的變化_–母親為非勞保參加者的樣本 ₄₇ 9 縮減勞保生育給付的影響. . . 48

10 各次假實驗實施前、後期間的設定 . . . 49

11 公部門家庭作為對照組的檢驗 . . . 50

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1 前言

藉由減少子女的醫療現金支付(out-of-pocket health expenditures), 醫療保險能降低家庭養育子女的成本_, 進而提高家庭的生育意願。本文藉由台灣政府於 ₁₉₉₅ 年₃月₁日實施全民健康保險₍以下簡稱為全民健保₎所形成的自然實驗_(natural experiment), 使用 differences-in-differences 估計法_, 估計全民健保對於生育行為的影響。

近年台灣的「少子化」現象已引起廣泛的重視。 ₂₀₁₀ 年世界各國平均總生育率為 _2.5 人_,¹ 台灣的 _0.9 人位居全世界各國的最末位。_(PRB, ₂₀₁₁₎ 再觀察圖 1歷年總生育率的走勢_{, 1985} 年總生育率首度跌破 ₂ 人_{, 1997} 年為 _1.7 人_, 於 2010 年卻首度跌破 ₁ 人_, 創下了歷年最低的 _0.9 人。由於近年總生育率迅速下降_, 自 ₂₀₁₁ 年起許多直轄市、縣₍市₎ 政府紛紛實施生育津貼政策_, 希望能藉由增加現金收入來提高總生育率。₍台中市政府主計處_, ₂₀₁₁₎ 面對「少子化」的現象_, 社會輿論多認為政府應透過人口政策促進民眾的生育意願。陳信木 ₍₂₀₁₂₎認為_, 倘若不借人口政策改善勞動環境與就業薪資_, 台灣的總生育率必然會持續惡化。陳玉華．蔡青龍 ₍₂₀₁₁₎也指出_, 經濟結構的驟變與養育成本的上升是近年台灣總生育率迅速下降的主因_,因此政府應利用公共資源協助家庭養育子女。然而另一方面_, 也有研究者關注生育步調 _(tempo) 對總生育率估計的影響_, 因而對「未

1總生育率是以某一年度的育齡_(15–49歲₎婦女的生育情況_,假設它可以代表「一個婦女」的生育歷史_,以推算婦女一生_(15–49歲₎的預期生育數目。

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0 8. 1 1 2. 1 4. 1 6. 1 8. 2 2 2. 2 4. 2 6.

1981 1984 1987 1990 1993 1996 1999 2002 2005 2008 2011

龍年龍年

龍年

圖_1: 台灣歷年總生育率的變化

註_{1 :} 資料來源_:內政部統計查詢網註_{2 :} 由作者自行繪製。

來台灣總生育率將持續下跌」的說法抱持審慎的態度。在總生育率的相關研究中_, Bongaarts and Feeney (1998)指出_, 由於總生育率會受到生育數量 _(quantum) 與生育步調的影響_,一般所估計的總生育率會低估了真實的生育行為。當生育步調停止延後或提前時_, 總生育率將可自行回升。駱明慶 ₍₂₀₀₇₎連結了總生育率與婦女的婚姻狀態_, 發現近年台灣總生育率的下降_, 主要肇因於 _20–29 歲婦女有偶比例的下降。當這些晚婚的世代步入婚姻的階段後_,她們所延緩的生育數可能會在未來的生育統計中顯現出來_, 因而使總生育率停止下降甚至回升。

諷刺地是_, 雖然政府已實施了多項生育津貼政策_, 到目前仍沒有人能回答「生育津貼能否提升台灣的總生育率_?」這個最根本的問題。為了理解現金收入、現金支付等經濟因素對生育行為的影響_,我們將眼光回顧到台灣的過往歷史上。由於醫療保險能降低子女的醫療花費_,進而降低家庭養育子女的成本而促進生育意願_,最後我們聚焦在₁₉₉₅年₃月₁日所實施的全民健保_,試圖探討醫療保險與生育行為

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的關係。我們的做法將有以下三個優點_: 第一_,全民健保的影響範圍涵蓋全體國民_, 本文的實證結果將不會受到樣本選擇偏誤 (selection bias) 的限制。第二_, 全民健保已施行多年_, 我們有足夠長的樣本期間來觀察民眾的生育行為。第三_, 由於台灣特殊的醫療保險環境_, 本文恰可將全民健保視為一場自然實驗_, 使用 differences- in-differences 法估計正確的政策效果。

全民健保前_, 透過農保、勞保與公保體系_, 大多數的就業者享有醫療保險的保護。然而在非就業者方面_,只有公部門家庭的眷屬₍父母、配偶或子女₎²可連帶受到醫療保險的涵蓋。全民健保的實施使得私部門家庭的眷屬₍特別是子女₎ 開始享有醫療保險的保障_;³ 相較之下_, 公部門家庭的子女無論在全民健保前、後皆能擁有醫療保險_, 故全民健保對於公部門家庭的子女醫療花費的影響較小。因此_, 本文認為全民健保能降低子女的醫療現金支付_, 進而降低子女的養育成本而促進家庭的生育意願。我們稱此種效果為「全民健保的直接效果」₍正向_), 它能降低「子女」相對於其他財貨的相對價格(relative price) ,因而增加家庭對「子女」的需求量。此外在全民健保實施的同時_, 勞保廢除了「分娩費」給付而僅剩下「生育補助費」這一項給付。縮減勞保生育給付對於母親不是勞保參加者之家庭的衝擊_,會較母親是勞保參加者之家庭來的強烈。生育給付金額的減少也會影響家庭的所得收入_,進一步降低家庭的生育意願_,我們稱此種效果為「縮減勞保生育給付的效果」₍負向_),它

2本文所稱之「眷屬」大多是年長已退休的父母、家庭主婦₍夫)或未成年之子女。

3由於本文欲探討子女醫療花費的影響_,我們將把討論重心放在「子女」此種眷屬的成員上。

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會使家庭的所得減少_, 因而減少家庭對「子女」的需求。

考量以上這兩種效果_,若「全民健保的直接效果」₍正向₎較「縮減勞保生育給付的效果」₍負向₎ 來得大_, 本文預測全民健保將會促進家庭的生育意願。此外_, 全民健保對母親是勞保參加者之家庭的正向影響_, 將會比母親不是勞保參加者之家庭的正向影響來的大。本文實證結果指出_,全民健保使得家庭有子女出生的機率較全民健保前成長約 _{23.12% ,}政策效果約為 _0.0243。在母親是勞保參加者的家庭中_, 子女出生機率較全民健保前更是成長了約 _{34.67% ,} 政策效果為 _{0.0276 ,} 效果更加強烈。然而另一方面_, 對於母親不是勞保參加者之家庭_, 全民健保對於其生育行為並沒有影響。

雖然本文的實證結果顯示了醫療保險會提高家庭的生育意願_,但為了避免運用 differences-in-differences 估計法時因實驗組與對照組的選樣偏誤所導致的估計誤差,(Joshua D. Angrist,2009;Meyer,1995)本文檢視了近 ₂₀年來台灣公、私部門家庭的生育行為_,發現被解釋變數在公、私部門家庭間並不具有相同的時間趨勢(commom trends) 。這暗示了在探討生育行為時_,公部門家庭可能不是私部門家庭適當的對照組_,而本文的實證結果可能並無法排除 differences-in-differences 法估計上的誤差_, 因而得到了偏誤的政策效果。總而言之_, 雖然本文的實證結果暗示了全民健保後家庭有子女出生的機率有顯著地上升_, 醫療保險與生育行為之間的因果關係仍有待後續研究更深入嚴謹的探討。

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本文共分為五章。除了本章為前言外_, 第二章將提供本文的相關背景_, 除了說明我國各種醫療保險制度的發展_,也會回顧醫療保險與生育行為的相關文獻_;第三章將會說明本文所使用的計量方法與實證資料_;第四章將解釋本文的實證結果_,分析全民健保對生育行為的影響_,並探討本文實證結果可能無法避免的偏誤。第五章為本文的結論、限制與未來研究的建議。

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2 政策背景與文獻回顧

2.1 台灣醫療保險制度的演變

全民健保前_, 台灣的醫療保險主要為公保、勞保與農保三大體系。⁴ 就業者依其職業部門的不同_,依法強制參加這三種保險的其中一項_,故多數的就業者能受到醫療保險的保障。另一方面_, 非就業者醫療保險的有無在職業部門上有相當大的差異_: 只有參加公保者其眷屬₍父母、配偶或子女₎ 也能連帶取得醫療保險。全民健保前_, 約有_54%的國民享有醫療保險的照顧_{, 1995}年₃月₁日實施全民健保後_,由於所有國民皆須參加_,以往未能受到保障的眷屬也開始有了醫療保險_,擁有醫療保險的人口比例也大幅提高至 ₁₉₉₆年 ₂月時的_92% 。_(Chiang,_1997; Peabody et al., 1995)

全民健保前_,勞工保險₍以下簡稱為勞保₎是人數最多的醫療保險體系_,在₁₉₉₂ 年 ₁₂月時_, 勞保被保險人約占全體國民的 _37% 。勞保於₁₉₅₀ 年開辦_,⁵ 至₁₉₈₈ 年時_, 其被保險人已涵蓋了受僱於 ₅ 人以上公、民營工廠、⁶公司行號、新聞文化、

公益或合作事業之勞工、交通或公用事業之員工、依法不得參加公務人員保險或

4事實上, 全民健保前台灣有多達₁₀種健康保險, 分別為公務人員保險、公務人員眷屬疾病保險、私立學校教職員保險、私立學校教職員眷屬疾病保險、退休公教人員及其眷屬疾病保險、勞工保險、農民健康保險、各級地方民意代表村里長及鄰長健康保險與低收入戶健康保險。本文將前五項統稱為「公保體系」_,將勞工保險簡稱為「勞保」_,將「農民健康保險」簡稱為「農保」。

5此時的法源為《台灣省勞工保險辦法》_,屬於地方性制度。遲至₁₉₅₈年₇月頒布《勞工保險條例》_,勞保才成為全國性制度。

6為行文方便_, 此處以「工廠」為統稱_, 實際上依勞工保險條例規定_,包含了工廠、礦場、鹽場、

農場、牧場、林場、茶場等。

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私立學校教職員保險之員工以及無一定雇主或自營作業而參加職業工會者。凡年滿 ₁₅歲以上_{, 60}歲以下_, 且就業身份符合上述條件者_, 其雇主或所屬團體依法為投保單位_, 並且須為全體的勞工投保。在保險費率上_, 勞保的費率約為被保險人當月之月投保薪資的 _{6%–8% ,} 且由被保險人負擔_{20% ,} 投保單位負擔 _{70% ,}政府負擔 _10% 。值得注意的是_, 勞保參加者其眷屬若為非就業者_, 這些眷屬並無法連帶取得醫療保險的保護。

在勞保保障範圍方面_, 至 ₁₉₉₅ 年₃ 月實施全民健保前_, 勞保可分為普通事故保險與職業災害保險兩大類_,並涵蓋生育、傷病、醫療、殘廢、失業、老年及死亡共 7種給付。全民健保後_, 普通事故保險中的醫療給付改劃歸為全民健保體系_, 職業災害保險中的醫療給付則改委託中央健保局辦理。此外_, 勞保生育給付 ₍分娩費、

生育補助費₎ 規定同時也有了改變。全民健保前_, 勞保被保險人或其配偶若有分娩或早產的情況_, 可申請「分娩費」給付_,⁷ 給付金額為被保險人平均月投保薪資 ₃₀ 日。此外_, 勞保被保險人若有分娩或早產的情況_, 還可再多申請「生育補助費」給付_,給付金額同樣是被保險人平均月投保薪資 ₃₀日。⁸ 然而在全民健保後_,勞保廢除了「分娩費」給付_, 僅剩下「生育補助費」給付。對於母親是勞保被保險人的家庭_,可領取的生育給付將由全民健保前的 ₆₀日薪資減少為全民健保後的 ₃₀日薪資。然而對於母親不是勞保被保險人的家庭_, 全民健保雖可領取 ₃₀ 日薪資_, 在全

7也就是說_,父親或母親任一方為勞保參加者即可領取「分娩費」給付。

8與前述「分娩費」給付資格不同_,只有「母親為勞保參加者」才能領取「生育補助費」給付。

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民健保後就無法再領取任何給付了。

值得注意的是_,雖然這兩類家庭的生育給付皆同樣減少了₃₀日_, 由於這₃₀日生育給付占家庭年所得的比例有顯著的差異_, 勞保縮減生育給付對這兩類家庭的影響其實並不相同。在母親不是勞保被保險人的家庭中_, 母親多半是非就業者_, 家庭收入主要來自於父親的所得_, 家庭年所得也因而較母親是勞保被保險人的家庭少了許多。⁹ 因此_, 在母親不是勞保被保險人的家庭中_,「 ₃₀ 日生育給付占家庭年所得的比例」將會比在母親是勞保被保險人之家庭來的大。也就是說_,雖然同樣減少了 ₃₀日生育給付_, 但因為母親不是勞保被保險人之家庭的年所得較少_, 減少生育給付對於家庭收入的影響程度會比較大。故勞保減少生育給付對母親不是勞保被保險人之家庭的衝擊_, 將會比母親是勞保被保險人之家庭大上許多。

公保體系的建立始於 ₁₉₅₈ 年。開辦之初_, 公保的保險對象僅限任職於政府機關之公職人員以及公立學校之教職員。隨著制度更迭_,公保體系也逐漸納入了退休人員、配偶、父母以及子女₍₁₉₆₅、₁₉₈₂、₁₉₈₉及₁₉₉₂年₎。至₁₉₉₂ 年₁₂月時_, 公保被保險人約占了全體國民的_8.2%。在保險費率上_,公保的費率約為被保險人當月之月投保薪資的 _{3%–5% ,} 且由被保險人負擔 _{35% ,} 政府負擔 _65% 。至 ₁₉₉₅ 年實施全民健保前_,公保體系共有公務人員保險、公務人員眷屬疾病保險、私立學校教職員保險、私立學校教職員眷屬疾病保險、退休公教人員及其眷屬疾病保險

9我們也可從表₅、表₆發現_, 在家庭合計年所得這一個項目上_,母親為非勞保參加者之家庭至少較母親是勞保參加者之家庭低了約₂₀萬元。

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等₅ 大類_,完整地涵蓋了公保參加者及其眷屬。也就是說_, 即使公保參加者其眷屬並非就業者_, 這些眷屬也能透過公保體系其他的保險方案取得醫療保險的保護。

台灣於 ₁₉₈₉年₇月正式開辦農民健康保險₍以下簡稱為農保_),被保險人為農會會員與年滿₁₅歲以上從事農業工作的農民。在保險費率上_, 費率為被保險人月投保金額的 _{6%–8% ,} 且由被保險人負擔 _{40% ,} 投保農會負擔 _{10% ,} 政府負擔 50% 。保障範圍方面_, 農保提供了傷害、疾病此二項醫療給付_, 以及生育、殘廢及喪葬津貼此三項現金給付。全民健保後_, 醫療給付改劃歸健保體系_, 且保險費率改為_2.25%。與勞保不同的是_,農保參加者其年長的眷屬 ₍父母₎大多能享有醫療保險的保護。舉例來說_, 若農保參加者之父母亦為農會會員_, 則這些年長的眷屬也能受到農保的涵蓋。¹⁰ 因此_, 農保幾乎涵蓋了農業部門家庭¹¹中₁₅歲以上的成員。由上可知_,「成年眷屬醫療保險的取得」在勞保與農保家庭上有所差異_, 為了避免本文使用differences-in-differences估計法難以認定全民健保的政策效果_, 在樣本篩選上_, 我們將排除農業部門的家庭_, 而專注於全民健保前公、私部門家庭間醫療保險涵蓋程度的差異_,¹² 以認定全民健保的影響。

台灣於 ₁₉₉₅ 年₃ 月實施全民健保_, 所有國民皆為被保險人。當被保險人發生

10依據農民健康保險條例_,農會法第₁₂條所定之農會會員為農民健康保險之被保險人。由於農會會員資格並無年齡上限的規定_,且農保參加者的父母往往也從事農業工作_,農保參加者的年長眷屬也很有可能是農民健康保險之被保險人。然而在勞保參加者的家庭中_,年長的眷屬大多已經不是就業者_,並無法透過勞保而取得醫療保險的保障。

11此處「農業部門家庭」指得即是家庭成員中無公保參加者_,僅有農保參加者的家庭。

12因此_,本文所指稱之私部門家庭即是指家庭成員沒有公保參加者_,只有勞保參加者的家庭。

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疾病、傷害等事故時_, 全民健保將依法提供多種醫療給付。¹³ 全民健保的保險費率隨著被保險人的投保薪資或其所依附親屬的投保薪資而定_, 最多不超過月投保薪資的 _{6% ,} 且由被保險人、投保單位與政府共同分擔。在醫療服務的供給上_, 全民健保前約有 _85% 的醫院與 _70% 的診所加入當時的醫療保險體系。全民健保後_, 加入全民健保體系的醫療院所比例增加至_96.5% 。₍陳綾珊_, ₂₀₀₅₎ 全民健保大幅提高了國民醫療需求的保障_, 尤其對私部門家庭的影響特別顯著。全民健保前_, 私部門家庭的眷屬並無法取得醫療保險的保護_;但在全民健保後_,由於所有國民皆須參加_, 私部門家庭的眷屬也開始有了醫療保險。因此_, 全民健保降低了私部門家庭整體的醫療支出_, 特別是「子女」的部分。本文認為子女醫療費用的降低會進而減少養育子女的成本_,促進家庭的生育意願_,提高家庭有子女出生的機率。相較之下_, 公部門家庭的子女無論在全民健保前、後皆能受到醫療保險的涵蓋_,故全民健保對於公部門家庭的子女養育成本影響較小。總而言之_,本文可藉由全民健保對公、私部門家庭的不同影響_, 運用 differences-in-differences 估計法_, 探討全民健保對於生育行為的影響。

2.2 文獻回顧

Malthus 於 ₁₇₉₈ 年發表了著名的《人口論》_, 試圖探討人口成長與經濟發展之間的關係。_(Maltus, _2006;Todaro and Smith,2006) 由於科學革命、啟蒙運動與工

13陳綾珊₍₂₀₀₅₎指出_,全民健保提供之醫療給付包括了醫療服務、居家照顧服務、藥事服務、預

防保健服務及精神疾病社區復健等。

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業革命的影響_,18世紀時歐洲知識分子普遍對未來抱持著樂觀的預期_, 認為社會必將持續地進步繁榮。_Malthus 首先以悲觀的觀點探討人口成長與糧食增長的衝突_, 他認為未來人口將以幾何級數增加_,但糧食只能以算數級數增加_,若人口毫無節制地增長_, 必將耗盡社會的糧食而導致生活水準低落。即使糧食生產技術有所進步_, 隨之引發的人口增長將會抵銷先前糧食增加的效果_, 導致每人所得 (income per capita)再度降低而陷入生活水準低落的陷阱。¹⁴ _Malthus 認為生育率主要決定於結婚年齡與婚後性行為的頻率。若要避免人口過度增長導致生活資源不足的窘境_, 他認為唯有透過積極抑制 (positive checks), 例如疾病、水患、戰爭與饑饉_; 或是預防抑制(preventive checks) ,例如延後結婚年齡、禁慾或墮胎等措施。_Malthus 的觀點影響深遠同時卻也遭受許多批評_, 主要是他並未考慮工業革命後技術進步導致生產規模報酬遞增的現象。舉例來說_, 雖然土地供給量是固定不變的_, 但生產技術的進步可導致土地生產力持續地上升_, 使得所得成長率高於人口成長率而免於陷入前述生活水準低落的陷阱。

工業革命使得許多西歐國家有長足的經濟發展_,然而雖然各國的文化與社經制度多有不同_, 他們的人口成長模式卻是極為類似的。為了解釋 ₁₉ 世紀以來西歐國家的人口發展經驗_, 經濟人口學 (economic demography) 逐漸發展了人口轉型理論 (democratic transition) 。人口轉型理論認為_, 現代國家的人口結構必將經歷三種階段。在經濟現代化前的第一階段中_,「高出生率與高死亡率」使得人口呈

14此即著名的馬爾薩斯陷阱(Malthusian Population Trap)

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現緩慢的成長。經濟現代化後的初期是第二階段_,此時所得提高且醫療技術已有進步_, 平均餘命 (life expentancy at birth) 逐漸提高_, 死亡率也大幅下降。由於生育行為的轉變較慢_, 第二階段的「高生育率_, 低死亡率」將使人口快速地成長。最後在第三階段中_,經濟現代化會導致晚婚與不婚的現象增加_,因而使生育率下降到約與死亡率相同的水準_, 「低生育率_, 低死亡率」將使得人口緩慢地甚至負向地成長。(Todaro and Smith, 2006)

由前可知_,傳統的人口研究多以過往趨勢 (past trend)或人口結構來預測生育率的變動。但這些理論都無法對 ₁₉₃₀年代出生率銳減與二次大戰後嬰兒潮提出令人信服的解釋。為了提供更好的知識基礎_,Becker et al.(1960)首先運用經濟學的消費者理論來分析家庭生育行為_, 創立了個體家庭生育理論(the microeconomic theory of household fertility) 。分析上_{, Becker} 亦將子女視為一種可供選擇的財貨_,¹⁵ 認為生育決策是家庭在預算限制下依照偏好做出最適選擇的結果。家庭不止會決定子女的需求量(quantity of children) , 也會決定投入在單一子女上的花費_—此即子女的品質 (quality of children)。¹⁶ 當家庭所得增加時_, 花費在子女身上的總支出也會增加_,而且這些支出的增加主要用以提高單一名子女的品質。也就是說_, 子女需求量的所得彈性與子女品質的所得彈性應皆為正值_,但後者相較前者會大上許多。此外_,當子女相較於其他財貨的價格越高_,家庭將減少子女的需求量。

15子女能給予心理上的滿足與現金流上的收入_,因此既是耐久的消費財(durable consumption goods) 也是耐久的生產財(durable production goods)。

16若該子女的花費越多_,則定義該子女的品質越高。

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最後_{, Becker} 也注意到女性的勞動參與對生育行為的影響_, 當女性工資率提高時_, 生育子女的機會成本隨之增加_,子女需求量也會減少。

個體家庭生育理論主要著重於父、母親的所得與子女的養育成本_, 而鮮少提及利率、勞動參與率、資本累積等其他總體經濟變數的動態影響。Becker and Barro

(1988)透過跨期模型分析親子世代之間的消費與生育行為。他們推導出了家庭效

用函數_, 並解釋家庭會在家庭所得限制下依據家庭效用函數做出家庭效用極大化的選擇。當父母對子女的利他程度越高時_, 子女需求量也會越高。此外_, 當家庭平均每人消費增加時_,子女需求量會降低。子女養育成本方面_,當子女的消費增加時_, 養育子女的淨成本也會提高。最後_, 當本國經濟與國際資本市場連結_, 但尚未與國際勞動市場連結時_,隨著國際實質利率的下降以及本國技術進步率的增加_,本國生育率也會隨之下降。

由上所述_, 理論文獻多認為經濟誘因的確會影響生育數量的決定。回到本文的重心_, 雖然醫療保險能降低子女的醫療現金支付_,醫療費用的降低真的會對家庭的生育行為產生影響嗎_? 在探討醫療保險與醫療需求的文獻中_, 最著名的是美國在

1974–1977 年間所舉行的 _RAND 健康保險實驗。此實驗在美國 ₆個城市隨機挑

選家庭_, 按照就醫時自費金額 (co-payment) 的不同隨機分成 ₁₄ 組_, 以便觀察這些家庭在之後 _3–5 年內的醫療行為。為了瞭解美國在二次大戰後醫療支出大幅增加的原因並估計醫療需求的價格彈性_, Manning et al. (1987)分析 _RAND 實驗_,

(21)

發現就醫自費金額的多寡與病患的醫療需求呈現顯著的相關性_, 當病患的就醫自費金額越少時_, 門診次數、住院天數等醫療需求也會增加_, 這顯示醫療行為的確會受到醫療費用的影響_, 也暗示了子女醫療費用的降低可能會影響子女的醫療需求_, 進而影響家庭的子女養育成本。為了探究子女的養育成本對家庭生育行為的影響_, Leibowitz (1990)同樣分析_RAND健康保險實驗_,發現在免付就醫自費金額的育齡婦女中_, 她們的生育數量相較於其他須負擔就醫自費金額的育齡婦女高出了約

29% , 因此他認為醫療費用的下降確會提高婦女的生育意願。然而他也指出_,這些

增加的生育數量可能是肇因於婦女調整生育時程的行為_, 而不是來自婦女一生總生育數量增加的效果。由於 _RAND 醫療保險實驗只進行 _3–5 年_, 給付額度也較當時其他醫療保險慷慨許多_,婦女可能會為了想享用這些福利而決定提前生育_,但其一生 _(15–49歲₎ 的總生育數量可能並沒有增加。

此外_, 也有許多文獻探討 ₁₉₈₀ 年代中期至 ₁₉₉₀ 年代早期美國 _Medicaid 保險資格放寬對於美國生育率的影響。_Medicaid係主要針對重大傷病患者與低收入婦女及其子女的健康保險。在_1987–1991年間_,美國各州陸續放寬了保險資格_,因此使得_Medicaid的被保險人數大幅增加_{, 15–49} 歲孕婦加入_Madicaid的比例更增加了約₂₀個百分點。由於_Medicaid保險提供了婦女在生產與幼兒醫療方面的所有現金支付(first–dollar coverage) , 如此可能會進而降低家庭的子女養育成本而提升生育率。為了瞭解 _Medicaid 對低收入婦女生育行為的影響_, Joyce et al.

(22)

(1998)分析 _1986–1992 年美國 ₁₅ 個州 _19–27 歲且教育程度在高中以下女性的生育行為_, 發現歐裔族群的生育率有約 _5% 的提昇_, 但非裔美國人的生育率並無顯著的變化。另一方面_, DeLeire et al. (2011)也分析 _Medicaid 保險資格放寬對於美國生育率的影響。他們擴大了觀察期間與觀察州數_, 運用 _1985–1996 年美國全國育齡婦女的醫療資料_,再加入了各年、各州與各州人口結構的固定效果_(fixed effects) 後_, 發現 _Medicaid健康保險資格的放寬與美國的生育率並沒有顯著的關係。除此之外,Bitler and Zavodny (2010)同樣觀察 _1982–1996 年美國的全體育

齡婦女_, 也發現 _Medicaid 健康保險資格的放寬與美國的生育率並沒有顯著的關

連。

除了探討醫療保險與生育率之間的關聯外_,也有許多研究專注於社會福利政策對生育行為的影響。Baughman and Dickert-Conlin(2003)分析美國薪資所得租稅抵減制度(Earned Income Tax Credit, EITC)對生育率的影響。自₁₉₉₁年起_, 美國許多州逐步提高了薪資所得租稅抵減的額度_, 因而增加了擁有子女之家庭所能享有的社會福利補助。舉例來說_, 對於擁有一個子女的家庭_, 租稅抵減額度將會從 _$953 提高到 _$2,312。也就是說_, 相較於沒有子女的家庭_, 擁有「第一個子女」

將帶來 _$359的邊際效益。對於原本沒有子女的女性_,如此的政策變化有可能會提高她們生育第一胎的誘因。實證結果發現_, 提高 _EITC 額度使得已婚的非歐裔美國人「擁有第一個子女」的機率顯著地上升_,顯示經濟誘因的確會影響婦女的生育

(23)

行為。Brewer et al. (2011)分析英國於₁₉₉₉年實施多項社會福利改革對於生育率的影響。 ₁₉₉₉年間英國實施了多項政策_, 因而使政府投入於單一名子女的實質花費增長了約_50%, 這些政策是用以資助收入水準較低的家庭。在這些政策中_, 規模最大的是 Working Families’s Tax Credit(WFTC), 此政策大幅提高了至少有一名子女之就業者家庭所能得到的社會福利補助。由於女性教育程度與家庭收入水準具有高度相關_, 他們使用differences-in-differences 估計法_, 並且以教育程度較低的婦女做為實驗組_, 發現已婚婦女的生育行為在政策後有大約_15%的提昇。另一方面_,由於生育的機會成本₍放棄工作機會₎較高_{, WFTC}刺激生育的正向效果將會被機會成本的負向抑制效果抵銷_, 此項政策對於未婚女性的生育行為並沒有顯著的影響。

我國也有許多文獻探討₁₉₉₅ 年實施全民健保對於民眾經濟行為的影響。

Chou et al. (2003)探討全民健保對於預防性儲蓄的影響。醫療支出的不確定性是影響經濟穩定的重要因素_, 為了面對醫療支出風險_, 人們會進行預防性儲蓄。過去文獻認為醫療保險能夠降低未來的醫療支出風險_,因而降低預防性儲蓄的動機。由於全民健保對不同職業部門的家庭有不同的影響。非公部門家庭的醫療支出風險在全民健保後大幅下降了_,但公部門家庭的醫療支出風險在全民健保前、後幾無改變。因此_,比較公部門家庭₍對照組₎與私部門家庭₍實驗組₎在全民健保前、後儲蓄行為的差異_, 可以估計出醫療保險對於預防性儲蓄的影響。他們採用 differences-

(24)

in-differences 估計法_, 發現全民健保使得家庭的儲蓄減少了約 8.6–13.7% , 顯示全民健保的確會影響預防性儲蓄。此外,Chou et al.(2011)同樣以未受到全民健保影響的公部門家庭為對照組_,探討全民健保對於新生兒健康情況的影響_,發現全民健保的實施使農業部門家庭的新生兒產後死亡率(post-neonatal mortality)顯著

地下降約 _{13% ,}但對於私部門家庭的新生兒產後死亡率並無影響。

總結以上文獻_, 雖然理論上認為家庭的子女養育成本會影響婦女的生育行為_, 但實證研究的結果其實是反應不一的。這給了我們機會來探討全民健保與生育行為間的關係_, 也讓本文期許能為此一研究主題增添些許的貢獻。

(25)

3 計量方法與實證資料

3.1 計量方法

為了克服解釋變數內生性的問題_, 本文使用經濟學近年在政策評估上已被廣泛應用的 differences-in-differences 估計法₍楊子霆．駱明慶_, _2009; Bertrand et al., 2004; Meyer, 1995)。differences-in-differences 估計法關注由外生的制度變化所產生的自然實驗。當制度變化是外生決定時_,解釋變數的變異就彷彿在隨機實驗中一樣_, 因此不會有解釋變數與誤差項(error term) 相關的內生性問題。因此_,若研究者分別觀察受到外生制度變化影響的群體₍實驗組₎ 以及不受外生制度變化影響的群體 ₍對照組_), 比較此二組的被解釋變數在制度變化前、後的變動_,將能夠獲得具有一致性(consistency)的估計式。本文以受到全民健保影響的私部門家庭為實驗組_, 並以未受到全民健保影響的公部門家庭 ₍包括公務員與國營事業員工等₎ 為對照組_, 來排除掉除了全民健保外_, 還會同時影響公、私部門家庭生育行為的其它因素。為了推估家庭的生育行為_, 本文使用「是否有子女出生」這個虛擬變數作為被解釋變數。¹⁷ 概念上_,只要此制度變化是外生的_,將私部門家庭₍實驗組₎於全民健保實施前、後子女出生機率的變動量_, 減去公部門家庭 ₍對照組₎ 於相同期間內子女出生機率的變動量_, 就能估計出全民健保對生育行為的影響。

以上的概念我們也可以用以下的數學式表示_:

17本文回溯式地推估家庭的生育行為_,細節請參閱_3.2 節。

(26)

∆birth = [E(birth|私部門家庭, 實施後,X)-E(birth|私部門家庭, 實施前,X)]

-[E(birth|公部門家庭, 實施後,X)-E(birth|公部門家庭, 實施前,X)]

(1)

E(birth|．₎ 表示給定某些條件下_, 家庭有子女出生機率的期望值_, 因為是機率_,其值的範圍在₀至₁之間。X 代表其它會影響家庭生育行為的變數。_∆birth 即私部門家庭在全民健保前、後有子女出生機率的變動量_,減去同時期公部門家庭有子女出生機率的變動量_, 而這也就是全民健保對於生育行為的影響。

以上概念我們也可用迴歸模型表示_, 其中 _∆birth 可以下式迴歸係數 β3 代表_:

birthit = β⁰+ β¹全民健保後t+ β²私部門家庭i+ β³政策效果it+ β⁴Xit+ ε^it

(2)

下標 i 表示此觀測值為樣本中的第 i 個家庭_, 下標 t 為此觀測值的資料年度。¹⁸ birthit 為此家庭是否有子女出生的虛擬變數_, 若樣本第 i 個家庭有子女出生_{, birth}it 記為 _{1 ;} 否則 birthit 記為 ₀。

18由於本文運用家庭收支調查中「₁ 歲 ₍或 ₂ 歲₎ 以下的子女個數」_, 回溯式地推估家庭過往的生育行為_,資料年度與行為時點並不相同。若此觀測值來自₁₉₉₇年家庭收支調查_,則t= 1997。

(27)

私部門家庭i 為私部門家庭的虛擬變數_, 若樣本第 i 個家庭為私部門家庭_, 私部門家庭i 記為 _{1 ,} 否則私部門家庭i 記為 ₀ 。¹⁹ 全民健保後t 為時間的虛擬變數_,若樣本第 i 個家庭的資料年度為₁₉₉₇ 或₁₉₉₈ 年_,此時是全民健保後的時期_, 全民健保後t 記為_1;若樣本第 i 個家庭的資料年度為 ₁₉₉₄ 或₁₉₉₅ 年_, 此時是全民健保前的時期_,全民健保後t記為₀。²⁰政策效果it=全民健保後t·私部門家庭i, 為全民健保後it 與私部門家庭it 的交乘項_, 也是一個虛擬變數_, 目的是衡量樣本第 i 個家庭是否有受到全民健保的影響 ₍政策效果₎。若此樣本第 i 個家庭是資料年度為 ₁₉₉₇ 或₁₉₉₈ 年的私部門家庭_, 則記為 _{1 ,} 表示此家庭受到了全民健保的影響_; 否則記為 ₀ 。

利用式 _{(2) ,} 對於公部門家庭 ₍對照組_), 全民健保前有子女出生機率的期望

值為 β0; 全民健保後此機率的期望值為β0 + β¹ 。因此_, 公部門家庭有子女出生機率的期望值在全民健保前、後的差異為 β1 。同理_, 對於私部門家庭 ₍實驗組_), 全民健保前有子女出生機率的期望值為β0 + β² ; 全民健保後此機率的期望值為 β0+ β¹+ β²+ β³ 。因此_,私部門家庭有子女出生機率期望值在全民健保前、後的差異為β1+ β³ 。我們將私部門家庭在全民健保前、後有子女出生機率期望值的變動量_,減去同時期公部門家庭有子女出生機率的變動量_, 就能得到β3 ,這是本文在 differences-in-differences 估計法中最感興趣的係數_,因為它即代表了全民健保對

19關於公、私部門家庭的認定與細節_,請參閱_3.2節。

20關於全民健保前、後的認定與細節_,請參閱_3.2節。

(28)

生育行為的影響。

除了全民健保後t 、私部門家庭i 與政策效果it 此三項_, 在 ₍₂₎ 式中我們再加入了會同時影響公、私部門家庭生育行為的其它因素_, 以作為 differences-in- differences估計法中的控制變數。James H. Stock(2007)認為_,在differences-in- differences 估計法中加入其他控制變數_, 除了能增進迴歸係數估計的效率性 _(ef-

ficiency), 並檢測此自然實驗所造成的解釋變數變異是否為外生之外_, 若此自然實

驗所造成的解釋變數變異不是外生的_, 而是在「給定某些條件」下才是外生的_, 則加入能衡量前述「某些條件」的變數作為 difference-in-differences 估計法中的控制變數_, 將能夠調整自然實驗中解釋變數變異不是外生的問題。因此_, 本文依循過往探討台灣生育率的實證研究₍張瑋珍_,_2010;陳彥仁_,_2006;Lin and Yang,2009;

Yang, 2000), 將母親是否為就業者、父母雙方的年齡、受教育年數以及家戶合計

年所得納入迴歸模型中作為控制變數。此外_, 考慮到台灣四大地理區₍北部、中部、

南部及東部₎各自特有且不隨時間更迭而改變的風俗文化_,由於這些因素可能會影響到家庭的生育行為_, 本文也分別將這些地區固定效果 (fixed effects) 加入迴歸模型中。

由於本文使用回溯式的方法_, 藉由家庭中 ₁ 歲₍或 ₂ 歲₎ 以下的子女個數_, 推估家庭於 ₁ 年 ₍或 ₂ 年₎ 前是否有生育行為_, 不同資料年度所能夠觀察到的行為期間「年數」也就不盡相同。當資料年度為 ₁₉₉₈ 年 ₍或₁₉₉₅ 年₎ 時_, 藉由家中 ₂

(29)

歲以下子女的個數_,可觀察到_1996–1997年₍或_1993–1994 年₎此₂年內家庭的生育行為。然而_,當資料年度為 ₁₉₉₇年₍或₁₉₉₄ 年₎ 時_, 藉由家中₁歲以下子女的個數_, 只能夠觀察到 _{1996 (}或 ₁₉₉₃ 年₎ 此 ₁年內家庭的生育行為。然而_, 當生育行為觀察年數越長_,本文能觀察到家庭有子女出生的機率本來也就會越高。為了避免生育行為觀察年數會干擾迴歸係數的估計_, 本文再加入「生育行為觀察年數」

作為differences-in-differences 的控制變數。

總結上述分析_, 我們在式 ₍₂₎ 的Xit 中加入了母親是否為就業者、父母雙方的年齡、父母雙方的受教育年數、家戶合計年所得、地區固定效果以及生育行為觀察年數作為 differences-in-differences 的控制變數。²¹

3.2 實證資料

本文使用 _1994–1995 年與 _1997–1998 年共 ₄ 個年度的「台灣地區家庭收支調查」資料。此調查由行政院主計處自 ₁₉₆₄ 年起辦理_, 調查對象為居住於台灣地區內_, 具有中華民國國籍之個人及其所組成之家庭。²² 此調查每年調查約 _13,000 至 15,000 個家庭_,為橫斷面資料 (cross sectional data), 調查項目包括了戶口組成、

設備及住宅概況、所得收支₍收入、非消費支出與消費支出₎等。在戶口組成上_,它詳細記錄了家庭各成員的個人特性_, 例如與經濟戶長的關係、性別、年齡、教育程度、部門別、行業別、職業別、從業身份、婚姻等。此外_, 在所得收支上_, 家庭收支

21各控制變數的設定細節請參閱_3.3節。

22不含共同事業戶人口及年內達半年在營義務役軍人。

(30)

調查也詳細記載了家庭中各所得者的分項收入與支出_, 以及無法分屬於個人的家戶收入與支出。值得注意的是_, 雖然「家庭收支調查」資料內容相當豐富_, 此調查並未記錄家庭過去一年內新出生的子女個數_, 因此本文必須以子女個數回溯式地推估家庭過往的生育行為。

由於公務人員眷屬疾病保險於 ₁₉₉₂ 年 ₇ 月開始涵蓋了子女_, 為了避免此變革的影響_, 本文設定觀察期間在全民健保前後各 ₂ 年_, 也就是 _1993–1994 年與

1996–1997 年這兩個時期。此外在這兩個時期內_,我國並無其它對於公、私部門家

庭有不同影響的全國性大型政策。再者_, 在此時期中_, 我國的總生育也都相當地平穩_, 沒有劇烈的變動。因此_, 觀察 _1993–1994 年與 _1996–1997 年這兩個時期_, 本文可以只觀察到全民健保此單一政策的影響_, 避免受到其他與全民健保同時存在且對於公、私部門家庭有不同衝擊的因素影響_, 而估計出了偏誤的政策效果。

在樣本篩選上_, 由於前述農保家庭全民健保效果難以認定的問題_, 我們排除了農業部門的家庭。本文進一步參考生育行為研究的慣例_,將樣本限制於母親年齡介

於_15–44歲之間的家庭_,以利將結果與其它研究比較。此外_,我們亦排除掉經濟戶

長與其配偶皆為非就業者的家庭_,因為在這種情況下_,我們無法藉由經濟戶長與其配偶的共同就業部門別_, 來認定此家庭為私部門家庭或公部門家庭。最後_, 本文亦排除掉了在各項控制變數上有資料遺漏問題的樣本。

為了測量家庭的生育行為_, 本文使用「是否有子女出生」這個虛擬變數作為被

(31)

解釋變數。我們使用回溯式的方法_, 藉由家庭是否有子女出生_, 以推估家庭是否有生育行為。家庭收支調查於當年 ₁₂ 月至次年 ₂ 月進行實地訪問調查_, 以₁₉₉₇年家庭收支調查為例_, 訪問調查於 ₁₉₉₇ 年 ₁₂ 月 ₁ 日至 ₁₉₉₈ 年 ₂ 月 ₂₈ 日實施。

若此時家庭至少有₁位以上_0–1歲的子女_,即可推估此子女的出生日期約為₁₉₉₆ 年₁₂ 月₂日_–1997 年₁₁月₃₀日。假設每個子女受孕至出生的間隔皆為₁₀ 個月_, 則可推估此子女的受孕日期約在 ₁₉₉₆ 年 ₂月 ₂ 日_–1997 年 ₁月 ₃₁日。因此_, 由₁₉₉₇ 年家庭收支調查資料中 _0–1 歲子女個數_, 可推估此家庭於 ₁₉₉₆ 年₂ 月 ₂ 日 _–1997 年 ₁ 月 ₃₀ 日 ₍概稱為 ₁₉₉₆ 年₎ 的生育行為。相同地_, 本文可由 1998 年家庭收支調查資料中 _0–2 歲子女個數_, 推估此家庭於 ₁₉₉₆ 年 ₂ 月 ₂ 日 –1998 年₁月₃₁日₍概稱為_1996–1997 年₎ 的生育行為。同理_,在全民健保實施前的時期_,本文可由₁₉₉₄ 年家庭收支調查資料中_0–1 歲子女個數_,推估此家庭於 1993 年₂月₂日_–1994 年₁月₃₀日₍概稱為₁₉₉₃年₎的生育行為_;並以₁₉₉₅ 年資料中 _0–2 歲子女個數_, 推估此家庭於₁₉₉₃ 年₂月₂日_–1995年₁ 月₃₀日 (概稱為 _1993–1994 年₎ 的生育行為。我們將以上回溯式的推估方式整理於表₁與圖₂之中。

我們以資料中經濟戶長²³與其配偶兩人共同的就業部門紀錄_, 來判定此家庭是否有受到全民健保的影響。若經濟戶長與其配偶至少有一方為公部門就業者₍包括公營事業及各級政府_), 由於此種家庭的子女在全民健保前、後皆能藉由公保體系

23家庭收支調查中_,經濟戶長係指戶內成員中_,收入最多且負責維持家庭主要生計者。

(32)

表_1: 子女出生的判定

使用資料年度判定規則子女出生期間生育行為觀察期間

1994 家庭中至少有一位以上 1993 年 ₁₂ 月₂ 日_– ₁₉₉₃ 年₂ 月₂ 日 _– 0 – 1歲的子女 1994 年 ₁₁ 月₃₀ 日 ₁₉₉₄ 年₁月 ₃₁ 日 1995 家庭中至少有一位以上 1993 年 ₁₂ 月₂ 日_– ₁₉₉₃ 年₂ 月₂ 日 _–

0 – 1歲的子女 1995 年 ₁₁ 月₃₀ 日 ₁₉₉₅ 年₁月 ₃₁ 日 1997 家庭中至少有一位以上 1996 年 ₁₂ 月₂ 日_– ₁₉₉₆ 年₂ 月₂ 日 _–

0 – 1歲的子女 1997 年 ₁₁ 月₃₀ 日 ₁₉₉₇ 年₁月 ₃₁ 日 1998 家庭中至少有一位以上 1996 年 ₁₂ 月₂ 日_– ₁₉₉₆ 年₂ 月₂ 日 _–

0 – 1歲的子女 1998 年 ₁₁ 月₃₀ 日 ₁₉₉₈ 年₁月 ₃₁ 日說明_: 以1997 年資料為例_, 若家庭至少有 ₁ 位以上 0 – 1歲的子女_,即可推估此子女的出生日期約為₁₉₉₆年₁₂月₂日_{– 1997}年₁₁月₃₀日。假設每個子女受孕至出生的間隔皆為₁₀個月_, 則可推估此子女的受孕日期約在 ₁₉₉₆年 ₂月 ₂ 日_{– 1997}年₁ 月₃₁日。因此_,由₁₉₉₇年家庭收支調查資料中_{0 – 1} 歲子女個數_,可推估此家庭於 ₁₉₉₆年₂ 月₂ 日 – 1997年₁月₃₀日₍概括為₁₉₉₆年₎的生育行為。

)*+,-.$ )*+,/.$

!"#$ 1993 1994 1996 1997

%&'( 1994~1995'0'123456 1997~1998'0'123456

1994 0~1789 1995 0~2789

1997 0~1789

1998 0~2789

圖_2: 回溯式推估方法

說明_: 藉由₁₉₉₄年資料_, 本文可推估此家庭於₁₉₉₃ 年這一年內的生育行為。而藉由 ₁₉₉₅ 年資料_,可推估1993 – 1994年這₂年內的生育行為。同理_,藉由₁₉₉₇年資料_,我們可推估此家庭於 ₁₉₉₆ 年這一年內的生育行為。再藉由₁₉₉₈ 年資料_, 可推估1996 – 1997 年這₂ 年內的生育行為。

(33)

享有醫療保險的保障_, 我們認定此家庭為公部門家庭₍對照組₎。若經濟戶長與其配偶皆不是公部門就業者_, 則認定此家庭為私部門家庭₍實驗組₎。

由前所述_,若樣本第i個家庭的資料年度為₁₉₉₇或₁₉₉₈年_,我們可觀察到此家庭的行為時點為₁₉₉₆年或_1996–1997年_,這是在全民健保後的時期_,全民健保後t

記為_1; 若樣本第 i 個家庭的資料年度為 ₁₉₉₄ 或 ₁₉₉₅ 年_, 我們可觀察到此家庭的行為時點為 ₁₉₉₃ 年或 _1993–1994 年_, 是在全民健保前的時期_,全民健保後t 記為₀。也就是說_,當資料年度在 ₁₉₉₇年以後時_,全民健保後it 記為_{1 ,} 否則記為₀。綜合上述_, 本文樣本為母親年齡於_15–44歲、經濟戶長與其配偶至少有一方就業中的公部門與私部門家庭。樣本數目為 _26,969 個_, 其中公部門家庭有_5,371個 (19.92%) , 私部門家庭有_21,598 個_(80.08%) 。

3.3 變數設定與敘述統計

除了實驗組虛擬變數、全民健保後虛擬變數與政策效果 ₍前述兩者的交乘項₎這三個differences-in-differences估計法必備的三個解釋變數以外_,我們更加入了母親是否為就業者、父母雙方的年齡、父母雙方的受教育年數、家戶合計年所得、地區固定效果以及生育行為觀察年數作為控制變數。除了能增進迴歸係數估計的效率性 (efficiency), 並調整自然實驗中解釋變數變異不是外生的問題之外_, 由於私部門家庭與公部門家庭的個人特性有許多不小的差異_, 我們必須加入這些變數以控制此問題。

(34)

本文觀察在全民健保前後各 ₂ 年_, 也就是 _1993–1994 年與 _1996–1997 年這兩個時期內公、私部門家庭的生育行為。由於我們使用回溯的方式推估_, 當資料年度不同_, 所衡量的父、母年齡皆不盡相同。例如_, 當資料年度為 ₁₉₉₇ 年時_, 資料中的父、母親年齡均是在₁₉₉₇年底時調查而得_, 然而當我們用 ₁₉₉₇ 年資料時_, 所能觀察到的生育行為期間是 ₁₉₉₆ 年這一年_; 當資料年度為 ₁₉₉₈ 年時_, 資料中的父、母親年齡均是在 ₁₉₉₈ 年底時調查而得的_, 然而我們所觀察的生育行為期間是

1996–1997 年這兩年。為了排除這種問題_,我們改為衡量父、母於觀察期間的起始

年 ₍₁₉₉₃ 年或 ₁₉₉₆ 年₎ 時的年齡。我們首先計算父、母各自的出生年度_, 針對全民健保後的時期_, 本文以父、母在 ₁₉₉₆ 年時的年齡作為測量值。同理_, 針對全民健保前的時期_,本文以父、母在 ₁₉₉₃ 年時的年齡作為測量值。

在生育行為觀察年數上_, 當資料年度為 ₁₉₉₇ 年 ₍或₁₉₉₄ 年₎ 時_, 可觀察到的行為期間是 ₁₉₉₆ 年 ₍或 ₁₉₉₃年₎ 這一年_, 因此生育行為觀察年數為 ₁ 年。同理_, 資料年度為 ₁₉₉₈ 年 ₍或₁₉₉₅ 年₎ 時_, 可觀察到的行為期間是 _1996–1997 年 ₍或 1993–1994年₎這兩年_,因此生育行為觀察年數為₂年。為了控制這兩種不同的觀察年數_, 本文設立「觀察年數為 ₂ 年」此虛擬變數_: 當生育行為觀察年數為 ₂ 年時_, 記為 _{1 ;} 否則記為 ₀ 。²⁴

家庭收支調查中詳細記載了各成員的教育程度_,共分成₉類。本研究將資料中的教育程度轉換為教育年數_, 轉換方式為不識字為 ₀ 年、自修為 ₃ 年、國小為 ₆

24也就是說_,資料年度為₁₉₉₅年或₁₉₉₈年時_,觀察年數為₂年此虛擬變數值為₁。

(35)

年、國中為 ₉ 年、高中高職為 ₁₂ 年、專科為 ₁₄ 年、大學為 ₁₆ 年以及研究所為 18 年。₍駱明慶_, ₂₀₀₁₎ 此外_, 家戶合計年所得以 ₂₀₀₆ 年價格計算。最後_, 本文依照資料中家庭所在縣市_, 將全台灣分為四大地理區_, 以控制各地區特有_, 且不隨時間更迭而變動的固定效果_, 例如風土民情等。²⁵

表₂列出了在全民健保前、後_, 公、私部門家庭的所有變數的平均值。我們發現私部門家庭₍實驗組₎ 在全民健保之後_, 有子女出生的機率上升了約 _{0.006 ,} 但公部門家庭 ₍對照組₎ 卻下降了約_{0.016 ,} 顯示出此兩部門在生育行為上有著不小的差異。此外_, 在全民健保前_, 公部門家庭有子女出生的機率較私部門家庭為高_; 在全民健保後_,私部門家庭有子女出生的機率反而比公部門家庭來的高。這似乎暗示著全民健保可能對生育行為有所影響。

然而_,由於本文資料特性_,我們必須再考慮「生育行為觀察年數」的效果。在全民健保前的私部門家庭中_, 觀察年數為₂年的觀測值約有_46.5%; 全民健保後_, 此比例上升至約_50.08%。此外_,在全民健保前的公部門家庭中_, 觀察年數為₂年的觀測值約有_46.16%; 全民健保後_, 比例上升至約_48.97%。因此_, 公、私部門家庭在全民健保後_, 有子女出生的家庭比例的變動_, 很有可能是因為觀察年數為₂年的觀測值比例變動不同的關係_,而不是全民健保的影響。總而言之_,由於本文資料特性_, 我們必須控制「生育行為觀察年數」此變數_, 才不會得到偏誤的因果關係。