原漢通婚家庭中雙裔子女的族群從屬：子代性別與數量的影響＊

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原漢通婚家庭中雙裔子女的族群從屬：

子代性別與數量的影響 ^＊

劉千嘉章英華**

高雄醫學大學

醫學社會學與社會工作學系副教授暨高雄醫學大學附設醫院臨床醫學研究部兼任研究員

中央研究院社會學研究所兼任研究員

2001 年原住民族基本法通過後，原住民母親與漢人父親的子女從母姓可取得原住民身分。本文運用2010 年人口普查資料，探討原母漢父子女的族群從屬現象。研究發現如下：（1）近半數原母漢父之子女從屬母親族群身分；（2）兒子較女兒不易從屬於母親的族群身分；（3）獨生子女較不易從屬母親族群身分；（4）手足數量越多，子女從屬原住民身分的機率越高。結言之，雖然父系原則仍影響漢父原母的子女姓氏選擇，但族群身分的福利與權利保障確實有助於從母姓的選擇。

關鍵字：原漢雙裔、原漢通婚、從母姓、人口普查

✽ 本文寫作期間受科技部研究計畫（計畫編號：MOST 106–2420–H–037–001–MY2）之經費補助，初稿曾於2017 年社會學年會宣讀，感謝陳婉琪教授提供的寶貴意見，在此一併致謝。

✽✽通訊作者，E-mail: [email protected]

收稿日期：107 年 3 月 26 日；接受刊登日期：108 年 4 月 9 日

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壹、前言

2013 年間，曾有一則報導原漢通婚子女從母姓取得原住民身分的新聞，

並以原住民身分利多的立場報導子女從母姓的現象，報導中引述地方政府戶政科的推估：「娶原住民為妻，子女改從母姓比率逾八成」（張勳騰，2013）。

此則報導並未引起太多的社會關切，但對於報導中以族群身分利多扣連至原漢雙裔子女族群身分的取得，則需更多的研究，方能進一步推敲。

今日原住民族的族群身分已不同以往。在1990 年代原住民權利運動之前，臺灣社會以山胞、蕃仔等污名標籤其族群，使原住民身分成為一種隱性的貶抑符號；但在1990 年代原運的努力下，及至 2000 年後陸續通過的族群相關權益法案之保障，原住民族的族群身分可視為一種正向認同的符碼，伴隨族群身分而來的不再是以往的族群偏見，而是相應的權益保障。若從父慣性將抵觸具原住民族群身分的優勢時，何者方是子女最佳利益？

臺灣既有的原住民族研究中，相較於民族學、語言學、族群部落史等的蓬勃發展，對於原漢通婚及其雙裔子女的探討並不多，且亦非族群研究者的關注核心。研究通婚者及其子女的論述大抵不離三類研究取徑：一類是出自法理與人權的研究，即藉法源去耙梳政策法規之變革，與其對族群整體權益及特定族別團體的影響；然由於不同時期對通婚者及其子女的族群身分有不同的規定，故此類探討法理與制度的研究中，亦會提及通婚者及其子女（鄭川如，2013; 2015；林修澈，1999；林修澈等，2001）。其二，是族群身分政治的討論，此類論述多從國家的觀點檢視族群運動策略的相關議題（趙中麒，2004；靳菱菱，2010），族群認同研究則深入個人生命事件，梳理其身分認同（謝若蘭、彭尉榕，2007；梁世武，2009）。其三，是站在人口及制度等鉅視立場，主要運用官方統計資料進行次級資料分析，探討通婚行為及歷年來原住民族群數量的增長，以族群政治的觀點檢視之（劉千嘉，2009；

劉千嘉、章英華，2014; 2017）。在第一類研究中，通婚者及其子女被視為一種制度性的果，聚焦於族群認定的法理，但對於通婚者與子女本身的特性並不關注。第二類研究雖關照到通婚與子女的主觀認同和個人行動，但多以質

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性研究為主，透過深度訪談梳理通婚者及其子女的認同策略與處境，雖有豐富的內容與生命故事，但以碩士學位論文、非學術性書籍、小說或散文式文體為多，正式出版的學術論文相對較少。第三類的研究承接了第一類研究的族群身分劃分，進一步去討論影響家庭與個人的特性，關注取得法定族群身分之個人的家庭與社會脈絡，但相較於第二類研究，缺乏細緻的個人認同意涵之討論。

本文運用次級資料關注1980 年代以降歷次原住民身分法的沿革，及臺灣從父姓的傳統性別文化觀點，聚焦於原母漢父家庭中雙裔子女的族群從屬。以下分別耙梳原住民族身分法規的沿革對於雙裔子女身分取得的影響，

及在臺灣社會中子女從父姓慣性之演變，以理解族群與父權角力下的子女身分從屬現象。

一、社會變遷下的原住民身分沿革

1905 年，官方首次對於原住民族的人口數量進行統計，一百多年來，

官方記錄的原住民人口總數成長了近五倍（劉千嘉、章英華，2017）。原住民人口數量的成長，係鑲嵌於社會的政經脈絡因素，除了與各族群的認定及正名有關之外，與官方對於原住民族身分認定方式的沿革亦有關。原住民族的身分及其在當代的總體人口成長，與族群身分政治息息相關，而族群人口的成長和族群的現聲╱身，與當代族群氛圍亦密不可分。在現行法規下，具有法定原住民身分意味著某些權益的保障。

1990 年代的原住民權利運動，凝聚了原住民族群意識，並進而促成一系列族群法規的設立與修正。2000 年原住民基本法的頒布與施行尤具時代意義，而2001 年的原住民身分法，更直接地影響了原住民族的身分取得與認定。隨著族群正名活動的推進，臺灣的法定原住民族從9 族變成 16 族，另還有近幾年的平埔族正名運動（施正鋒，2012；謝若蘭，2015）。在看似族群肯認、正本溯源的正名運動背後，亦不乏對正名運動所造成的族群內部分化的批判，其中，原住民族內優勢族群對於後續積極爭取正名的其他族群的冷漠態度，亦隱含著族群身分與資源分割的競爭關係（趙中麒，2004；靳菱菱，2006; 2010）。

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臺灣原住民族的身分取得需經由政府部門的法定認定，有嚴格的身分法規限制，而非如客家族群採客家血緣或淵源的自我認定。¹官方對於原住民族的身分界定幾經變革：原住民身分制度濫觴於1956 年頒訂之「臺灣省平地山胞認定標準」，其中明訂居住在平地行政區內但日治時期戶口調查為高山族註記者，具平地山胞的原住民身分。因此，平地原住民的婚配並不影響其本人的族群身分，婚配後，若為嫁入婚則子女從父親族群身分，入贅婚則從母親身分（原住民族委員會編，2016: 103）。1980 年所公布之「臺灣省山胞身分認定標準」同時對平地與山地原住民的身分取得與喪失有所規範。原住民女性與平地男性（泛指漢人）通婚時，喪失其原住民身分，唯婚姻關係消滅後可恢復原住民身分，原住民男性與泛漢人女性通婚則可保持其原住民身分；不過，招贅婚則剛好相反，原住民女性行招贅婚可保留族群身分，而原住民男性入贅後則喪失其族群身分。此一認定標準對通婚所生子女則無確切規範，僅對原住民女性與平地男性所生之非婚生子女有所規定²（原住民族委員會編，2016: 101–102）。

在1992 年「山胞身分認定標準」中，對通婚者及其子女的族群身分取得與喪失均有規定，通婚者可保有其原住民身分（原住民女性與非原住民男性通婚時，仍保有其原住民身分，而入贅的原住民男性亦可保有原住民身分）。至於通婚者所生之子女，則以從姓判斷族群身分：非原住民男性入贅，

其子女從母姓則可取得原住民身分；原住民女性嫁給非原住民男性，其子女在母無兄弟的狀況下，得以從母姓取得原住民身分。1992 年的法規對於通婚者子女的從姓與族群身分，均較之前的法規規範得更加明確。1994 年的

「原住民身分認定標準」與1992 年的法規相似，另新增條款，讓過去因通婚或收養致使個人喪失或未取得原住民身分者，得以申請恢復（原住民族委員會編，2016: 97–98）。

2001 年的「原住民身分法」中，明言基於身分安定原則，原住民與非原

1 依據〈客家基本法〉第 2 條，客家人的定義為：「指具有客家血緣或客家淵源，且自我認同為客家人者。」（立法院，2018）

2 其規定非婚生子女在未經認領前具原住民身分，經平地人認領則喪失其原住民身分（原住民族委員會編，2016: 102）。

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住民通婚不喪失其族群身分。婚生子女若從具原住民身分之父或母姓，或取原住民傳統姓名者，可取得原住民身分。非婚生子女亦同，即使由非原住民之父親認領，若從母姓或取傳統姓名，仍可取得原住民身分（原住民族委員會編，2016: 91–92; 101）。

自1992 年以來的身分法規，看似鬆綁了父系血統主義，但原住民族群身分的取得仍是以「姓氏綁身分」的方式進行，原母漢父的雙裔子女需以從母姓的方式取得原住民身分（鄭川如，2013; 2015），未從原住民親代姓氏的雙裔子女，則無法取得原住民身分。換言之，原父漢母的子女若從母姓、原母漢父的子女若從父姓，均無法取得原住民身分。

從歷來的身分法規沿革可發現，對於誰是原住民、誰能夠成為原住民，

在不同時期所依循的判準不一。早期的身分法規（1956、1980、1992 與 1994 年）仍是以父系血統主義為主，從母姓以取得原住民身分需在母無兄弟的前提下方屬可行。而比較不同時期的身分規範，亦不難發現變遷中的族群氛圍：

相較於之前的法規，2001 年的身分法新增了恢復身分，或以原民傳統姓名方式命名獲取身分的規定，在從母姓或從父姓的框架中又多了一些彈性。

二、子女從父姓之慣性

臺灣社會中普遍存在從父、從夫的男性家父主義思維。自1980 年代開始，婦女團體以集體的力量持續挑戰父權的法律體系，促成了修法，並建構出本土女性主義的法學理論（陳昭如，2014），其中，民法親屬編的修訂，³ 可視為撼動社會父權結構的第一步（尤美女，2005）。親屬編的修訂，使女性得以脫離父權與夫權的壓迫，展現其能動性與主體性。陳昭如（2014）從政治與法律的結構來看臺灣子女從母姓的現象，可分三個階段：⁴早期嚴格

3 民法親屬編的制訂始於 1931 年，雖已脫離封建宗法，但仍以男尊女卑為其根基；1974 年至1985 年間進行修訂，惟仍以鞏固家庭父權為其基準；而 1994 年之後的諸項變革，修法歷程與不同階段隱含的性別意識型態，尤美女（2005）分別以歧視女性、性別盲與性別平等指稱。民法親屬編自1990 年至今，歷經 16 次修法，「男女平等」為其背後一個重要的原理原則（王曉丹，2006；陳惠馨，2015; 2016）。

4 法律框架是以 1985 年第一次民法修正，鬆綁從父姓的規定為區分基礎，政治體制的框架則是以1987 年解嚴為分界（陳昭如，2014）。

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強制從父姓（1945 年至 1985 年），親屬編修訂後放寬從母姓（1985 年至 2007 年），以及協商開放時期（2007 年後）。歷經 2007 年及 2010 年兩次修法，

子女姓氏從強制從父轉變成夫妻雙方書面約定，且無需出具「原姓氏對其有不利之影響」的證明，僅需依照「子女利益」來考量（婦女新知基金會，

2016）。

陳昭如（2016: 348）也提醒，「如果父權常規（異性戀才是常態、從父姓才是常態）界定了子女利益，那麼擁有非異性戀的父母、跟媽媽姓，當然都不符合子女利益。因此，這種忽略平等價值的子女利益思考，很容易同時也支持了鑲嵌於父權中的父姓常規」。因此，儘管民法親屬編對於從母姓已鬆綁，但臺灣新生兒的戶口登記仍是以從父姓為主，從母姓的比例僅2%（陳昭如，2016）。彭渰雯與洪綾君（2011）以配對抽樣方式，調查新生兒戶口登記時的從姓現象，發現在臺灣社會中，從母姓仍非「常態」，而是對於某種特殊需求與機制的回應，如父親缺席，故非婚生子女得以從母姓；或兒子缺席，故招贅婚之子女得以從母姓，承繼母親家族香火（陳昭如，2016；彭渰雯、洪綾君，2011）。分析 2000 年普查的資料可知，在原漢通婚且僅有單一子嗣的家庭中，漢父原母的家庭僅9% 從母姓，而原父漢母的家庭亦只有近12% 從母姓（劉千嘉、章英華，2014），同樣顯示從父姓之慣性。

三、族群與父權角力下的子女身分從屬

綜上可知，原漢雙裔子女的身分具備一定程度的協商空間，而此協商過程涉及了雙方的族群想像與認知。劉千嘉與章英華（2014）⁵運用2000 年普查的資料檢視單一子女的通婚家庭中，子代族群身分從屬現象，就夫妻權力資源觀點進行討論，發現子女身分從屬與父母的權力資源並無顯著關聯，而是與其通婚類型、所在區域及感受到的族群氛圍有關。較特別的是，該研究將出生世代對應於三個時期的身分法規，並未發現雙裔子代從屬原住民的現象有隨世代增加的趨勢。該文以雙裔子女從屬於原住民身分作為研究標的，

5 本文稍後的討論，多根據劉千嘉與章英華 2014 年之論文，為行文便利，夾註或以「劉與章

（2014）」呈現。

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雖有區分原妻漢夫或原夫漢妻的通婚類型，但將不同類型通婚家庭的子女一同討論時，對子代欲從母姓以取得原住民身分的行為，及其背後需面對的父權社會壓力，較少著墨。

在原住民身分法規鬆綁以及大社會環境從父慣性解套的趨勢下，原漢通婚家庭的雙裔子女在族群身分取得的過程中，預期仍受族群與性別的雙重影響，而家庭場域的決策亦牽涉到各個家庭內的互動情境。原母漢父與原父漢母的子女，姓氏從屬的邏輯並不相同，前者需以從母姓方式取得原住民身分。對子女而言，原住民的族群身分意味著相應的優惠與保障，但大社會對原住民族的刻板印象與因族群保障而生的社會偏見亦應一併考量在內。現今從母姓取得原住民身分的雙裔子女在比例與數量上，尚無確切官方數據，僅能自成長中的原住民族人口進行間接推估（劉千嘉、章英華，2014）。

彭渰雯與洪綾君（2011）探討臺灣民眾從母姓的現象時，提及族群身分的重要影響，其假設母親為原住民時，新生兒較可能從母姓。調查樣本中共 57 名新生兒的母親為原住民，有 46 名從母姓（彭渰雯、洪綾君，2011）。

依此數值計算，高達八成的原母漢父子女從母姓，此與前述提及之戶政單位的觀察一致（張勳騰，2013），但和劉與章（2014）運用次級資料所推估的 9.0% 有極大的落差。由於劉與章（2014）的討論是以單一子女的通婚家庭為主，考量單一子女繼承的壓力，若將多子女的家庭納入計算，預期原母漢父子女從母姓的比例應較單一子女家庭為高。此兩者的落差是來自估計群體的差異、不同時期資料的差別，抑或是來自個人意願與社會氛圍的變化，則需進一步探究。

四、研究議題與假設

承上，劉與章（2014）的研究為雙裔子女的族群從屬現象提出一個結構性的分析框架，該文分別從世代、通婚類型、區域社群、親代教育程度與家庭內夫妻權力位階等面向，檢視通婚家庭中單一子嗣雙裔子女的身分從屬現象，除了父母權力位階的影響較不明顯之外，其他因素皆會影響子女的身分從屬。然劉與章（2014）的研究係將不同類型的通婚家庭放在一起討論，但原父漢母與原母漢父的家庭動力不同，宜分開檢視之。此外，該文並未進行

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子女性別的觀察，鑑於臺灣社會中的父系規範對於不同性別子女的作用不一，故本文亦將子代的性別及數量納入考量，作為主要觀察議題。另一方面，

該文雖以子女世代來看1990 年後原住民權利運動及新世紀制度法規修改的影響，但所運用的乃是2000 年的資料，無法觀察到 2001 年「原住民身分法」

通過後的世代。再則，原住民身分綁語言認證等升學優惠策略等，於1998 年「原住民教育法」通過族語條款以來，升學優惠的效果預計於2000 年後就讀中學暨以上的學子身上才能陸續看到，故透過2000 年後的資料可以更清楚地觀察當外部制度環境改變後，對雙裔子女族群從屬所造成的影響。

綜上，本文統整過去既有研究的發現，運用新一年度的普查資料，進行更深入的討論。在研究對象的選擇上，過去的研究皆已指出，原父漢母通婚家庭的雙裔子女以從父慣性取得原住民身分仍為大宗；相較之下，原母漢父的子女需從其母親的姓氏方能取得原住民身分，雙裔子女的族群從屬現象在原母漢父家庭中更顯挑戰性。是故，本文針對原母漢父的雙裔子女作探討，

並提出四項假設，檢視其於不同情境下的族群從屬行為。

本文主要聚焦於原母漢父的雙裔子女，以劉與章（2014）所觀察到的區域社群、親代教育程度、家庭內相對資源地位等為脈絡要素，特別側重於身分制度沿革、族群身分的升學優惠效果等制度性因素，和子代的性別與數量的影響，觀察在1990 年代前半「原住民認定標準」頒布及 2001 年「原住民身分法」通過後，原母漢父的雙裔子女族群從屬的現象。所提出的假設與概念意涵，分述如下。

從身分法規的沿革可看出，不同時期的身分法規對於雙裔子女取得族群身分的規範逐漸從嚴格變得有彈性，故對比於1990 年代以前嚴格的身分法規，1990 年及 2000 年後歷次的法規修改，不等程度地增加了雙裔子女的身分從屬彈性，故預期越晚近的出生世代，受到法規更具彈性的影響，其從屬族群身分的傾向越高。故本文提出假設一：越晚出生的世代，原母漢父的雙裔子女從屬於母親族群身分的傾向越高。

關於原漢雙裔子代的特性，本文主要從子代的性別與數量進行觀察。在漢人父權社會中，子女從父姓是基於宗祧承繼的立場，故男性子嗣的重要性大於女性。兒子為家族香火繼承人，從早期招贅婚、抽豬母稅的婚姻慣俗可

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知；無兒子的家庭由女兒招贅夫入門，並約定子女從母姓以承繼女方父親家族之香火。鑑此，基於香火原則，提出假設二：相較於女兒，兒子不易從屬母親的族群身分。

在單一子嗣家庭中則無關乎子代的性別，在從父慣性下，獨生子或獨生女都不易從母姓，蓋不論是從父慣性或香火原則，獨生子或獨生女都有傳承宗祧之重責大任，故不易從母姓，因此提出假設三：相較於獨生子（女），

非獨生子（女）的雙裔子代從屬母親族群身分的傾向較高；相較於獨生女，

獨生子從屬母親族群身分的傾向較低。

然而，在香火原則下亦存有不等程度的彈性，如當父親家族的香火得以延續、後繼有人時，子女的姓氏與族群身分預期將有相對較大的選擇空間，

換言之，在子代的數量增加、傳宗接代的需求已被滿足的狀況下，子代的姓氏與族群身分的彈性則可能增加，此為子代的「數量原則」。故可預期多子女的家庭中，子女從屬母親族群姓氏或族群身分的可能性較高，因此提出假設四：子代數量越多，雙裔子女從屬母親族群身分的傾向越高；兒子數量越多，雙裔子女從屬母親族群身分的傾向越高。

上述假設二至四是從子女的性別與數量進行觀察，假設三與四為互補性的假設，觀察獨生子女的效應，便是間接地觀察了子女數量的效應，反之亦然。

貳、研究設計

一、資料說明

本研究運用2010 年人口普查資料，聚焦於原母漢父的雙裔子女，檢視族群身分從屬的情形。在資料處理的過程中，先以戶長及其配偶進行夫妻配對，篩選出原漢通婚的家庭，再進行戶內親子配對，以檢視子代族群身分從屬於父親或母親。

由於2010 年的普查僅進行 16% 的調查，再以戶籍登記資料為母體進行權數（擴大數）的計算，而雙裔子女的身分從屬係受到家庭的影響，故運用家戶權數進行資料的加權以分析家庭的影響，若是進行子代特性的影響分

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析，則以個人擴大數進行加權。⁶以下就資料處理方式、運用變項及資料限制進行說明。

欲了解原漢通婚子代的族群從屬情形，需同時具備親代與子代的資訊。

由於人口普查對象為現住人口，普查員至家戶進行戶內全體人口的調查，故可同時取得家戶內成員的基本資訊。2010 年的普查並未直接調查原住民族群資訊，而是輔以公務登記資料，進行事後的資料串連。本文係以原漢通婚家庭中的子代為研究對象，以家戶為單位產製聚集資料（aggregated data），資料處理經過兩階段的配對，先進行親代的配對，⁷再進行親子配對。運用父母的成對資料（paired data）判別其婚配類型與婚配特質，分析子女數量與性別資訊，而後以親子配對資料，比對親代與子代的族群資訊，檢視子代族群身分從屬狀態。

考量不同身分法規的歷史分期，與臺灣家庭生命週期的發展（子女結婚後通常會離開父母居住），本文聚焦於較年輕的雙裔子代，以1980 年後出生的原母漢父雙裔子代為分析對象，共28,720 人。

二、變項說明

㈠雙裔子女的出生世代

從前述的原住民身分法規的沿革可知，相較於1980 年代以前，1980 年代後的法規對於原漢通婚的原住民女性及原母漢父的雙裔子女，在族群身分的取得上更具彈性。是故，有關雙裔子女的世代分類，考量不同時期的身分

6 2010 年的普查資料共提供宅、戶與人三種不同層次的擴大數，用以評估不同的研究主體。

以人口普查資料進行相關研究時，所運用的擴大數則視主題及分析單位有所不同，若涉及家庭、家戶層次的研究，需以家戶擴大數進行加權推估，若是個人層次的分析，則運用個人擴大數加以推估。由於子代的從屬是在家庭的脈絡下考量與盤算各項條件的結果，故以家戶權數進行推估較為合適。

7 劉千嘉與章英華（2012）指出，以人口普查資料進行的成對樣本媒合，除戶長與配偶外，

若再包含其他親屬關係則可使資料更為完整。本文依循相同流程進行配對樣本的媒合，樣本資料同樣有以下侷限：其一，僅能找出同住在一個家戶的人口，當夫妻不住在同一家戶便不在其列；其二，以「與戶長之親屬關係」來尋找婚配之人口，當家戶內同一親屬關係的婚配人口在一對以上時，考量無法精確地判定其配偶關係，僅能捨棄同一親屬關係超過兩人之家戶。

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法規變化，本文以1990 年及 2000 年為界，將出生世代分為：1980 年至 1989 年出生、1990 年至 1999 年出生，及 2000 年後出生三個世代。

檢視此三個世代出生與求學時的環境，1979 年前出生的原母漢父子女無法取得原住民身分；1980 年至 1989 年出生的子女，在出生時若原母漢父的婚姻非為招贅婚，則不可能取得原住民身分，而當此世代進入中學時期，可適用於1990 年代的新法規，以改變姓氏的方式取得原住民身分；1990 年後出生的世代，原母漢父的子女若從母姓，即可取得原住民身分；2000 年後出生的世代則可藉由從母姓或恢復傳統姓名的方式取得原住民身分。

㈡親代相對位置

雙裔子代的身分從屬若從家庭決策的觀點來看，亦可視為家庭角力的結果。家庭決策視行動者所持有的資源而定，為能比較單一子女與多子女族群從屬的差異，本文參考劉與章（2014）對於親代資源地位的操作定義，自教育程度、養家狀態及工作與否等三個面向進行通婚親代資源位置的綜合評估。若父親教育程度高於母親，則為父親優勢，反之則為母親優勢，若雙親教育程度相等則為均勢；若父親養家則家計負責狀態為父親優勢，母親養家則為母親優勢，若皆非家計負責人則為雙親均勢；若是僅父親有工作則工作狀態為父親優勢，僅母親有工作則為母親優勢，若雙方都無工作或雙方都有工作，則為雙親均勢。

在親代的資源位階上，若父親於此三面向中所具有的優勢程度高於母親

（三面向優勢、兩面向優勢及一面向均勢、一面向優勢及兩面向均勢）則為父親優勢，反之則為母親優勢；若雙親各有一面向優勢而第三面向均勢，或三面向皆均勢，則為雙親均勢。親代相對位置可從性別觀點進行觀察，分為父親優勢、父母均勢、母親優勢，亦可從族群觀點進行觀察，分為原住民親代優勢、族群均勢、漢人親代優勢，端看分析脈絡為何，親代相對位置乃名目尺度的類別變項。

㈢親代教育程度

原住民親代的教育程度可視為族群意識覺知程度的概念性指標，Xie and

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Goyette（1997）曾提出覺知假設（awareness hypothesis），認為教育程度與族群認同呈正向關聯，即弱勢族群的教育程度越高，族群意識的覺知程度越高、族群認同感越強。故本文觀察原住民親代的教育程度，將其分為國小及以下、國（初）中、高中（職）與大專及以上。

㈣雙裔子女身分從屬

雙裔子女身分從屬為本文之依變項，可依其族群身分分為具原住民身分與非原住民。在不同通婚家庭中，成為或非為原住民的動力不同：原父漢母的雙裔子女若是原住民，多數是出於從父姓的慣性，若非為原住民，則是以從母姓的方式，放棄其原住民身分；而原母漢父的雙裔子女出於從父姓的慣性，非為原住民，若是選擇從母姓或恢復傳統姓名，則具有原住民身分。本文主要關注於原母漢父雙裔子女的身分從屬，故依變項乃二分的類別變項：

「1」為從母、具原住民身分，「0」為非從母、不具原住民身分。

三、研究方法

本文運用次級資料，分析影響原母漢父雙裔子女從母族群的因素。依變項為雙裔子代的族群身分，族群身分可分為是否從母族群身分，若從母族群身分即為原住民，若未從母族群身分即為漢人。運用二元邏輯斯回歸（binary logistic regression），以檢視各類解釋變項Xi對原母漢父雙裔子女從母族群身分的影響：

P(Y)=1+e^−(b⁰^+b¹^X1¹^+b²^X²^+...+bⁿ^Xⁿ⁾ （1）

P(Y)：雙裔子代從母族群的發生機率；再以雙裔子代從母族群的機率與 未從母族群機率的比值進行比較，其從母族群身分的「勝算」（odds）為：

P(Y)/1−P(Y)；將勝算值取自然對數 ln 即得：

ln P(Y) =logit1−P(Y)

(

P(Y)

)

=b0+b1X1+b2X2+...+bnXn （2）

Xi：為影響原母漢父子代從屬母親族群身分的解釋要素，i=1...7。本文參

(13)

考劉與章（2014）的研究，放入兩大類的解釋變數，一類為結構與制度性因素，X1至X3分別為家戶區域屬性、原住民親代教育程度、親代資源位階，一類為子代特性，X4至X7為子代之出生世代、就學及教育程度、性別與數量。

bi：即解釋變項（Xi）對雙裔子女從母族群身分勝算的改變量。

由於本文係以子代的個體資料進行分析，同一家戶的子代將共享親代及家戶特性（如親代相對位置、親代教育程度、手足數量等），故將產生同一家戶子代間彼此誤差項（error term）相關的現象，鑑此，本文借用貫時性資料常用以調校誤差項的Huber 校正法進行估計（Bramati and Croux, 2007; Hoechle, 2007），所得到的標準誤為穩健標準誤（robust standard error, RSE），以減低同一家戶內子代間誤差項相關的影響。

參、原漢通婚家庭及其子女族群從屬

本節分別簡述通婚家庭的親代與子代特性，除分析原母漢父的家庭與子代外，亦同時呈現原父漢母的家庭，以為參照比較之對象。2010 年的普查資料中，30 歲以下的雙裔子女共 49,203 人，分屬 25,219 個家戶，其中，20,483 人為原父漢母，28,720 人為原母漢父。

一、通婚親代之特性與概況

表1 為 30 歲以下雙裔子代所屬通婚家庭的特性，通婚家庭的男性以 1960 至1969 年出生者為多，次為 1970 年後出生者，再次為 1950 至 1959 年出生者，以1949 年前出生者比例最少。比較不同出生世代的婚配傾向，1949 年前出生的男性，漢人娶原住民的比例高出原住民娶漢人75.8%，兩者的差距隨世代縮小，1950 年至 1959 年出生世代漢人娶原住民的比例高出原住民娶漢人31.0%，1960 年至 1969 年出生世代兩者差距 15.0%，至 1970 年以後的出生世代，兩者的差距已減至11.0%（見表 1）。

通婚家庭的女性的組成以1970 年後出生者為多，次為 1960 至 1969 年，

再次為1950 至 1959 年，同樣以 1949 年前出生者最少。從其婚配傾向可發現，1949 年前出生的原住民嫁給漢人的比例，較同世代的漢人嫁給原住民的

(14)

表1：原漢通婚家庭之親代特質 ^{（單位：戶）}

親代世代與教育程度總計百分比婚配類型（%）

合計原父漢母原母漢父

合計（戶數） 25,219 100.0 100.0 40.3 59.7

父親出生世代

　　1949 年前 1,014 4.0 100.0 12.1 87.9

　　1950–1959 年 5,095 20.2 100.0 34.5 65.5 　　1960–1969 年 10,715 42.5 100.0 42.5 57.5 　　1970 年後 8,395 33.3 100.0 44.5 55.5 母親出生世代

　　1949 年前 200 0.8 100.0 16.0 84.0

　　1950–1959 年 3,019 12.0 100.0 29.3 70.8 　　1960–1969 年 9,493 37.6 100.0 37.6 62.4 　　1970 年後 12,507 49.6 100.0 45.5 54.6 父親教育程度

　　國小及以下 2,514 10.0 100.0 37.7 62.3

　　國（初）中 6,469 25.7 100.0 41.9 58.1

　　高中（職） 10,461 41.5 100.0 39.4 60.6

　　大專及以上 5,775 22.9 100.0 41.5 58.5

母親教育程度

　　國小及以下 2,583 10.2 100.0 28.2 71.8

　　國（初）中 6,848 27.2 100.0 37.0 63.0

　　高中（職） 10,820 42.9 100.0 43.3 56.7

　　大專及以上 4,968 19.7 100.0 44.7 55.3

資料來源：99 年人口及住宅普查資料（行政院主計總處，2012）。

比例高出68.0%，兩者的差距同樣隨著世代拉近，1950 年至 1959 年出生世代原住民嫁給漢人的比例高出漢人嫁給原住民41.5%，1960 年至 1969 年出生世代兩者差距24.8%，至 1970 年後的出生世代，兩者的差距已減至 9.1%

（見表1）。

通婚的男性以高中（職）為多，次為國（初）中，再次為大專及以上，

國小及以下者比例最低。在教育別的通婚傾向上，國小及以下教育程度的男性，漢人娶原住民的比例高出原住民娶漢人24.6%，國（初）中教育程度的

(15)

漢人娶原住民的比例高出原住民娶漢人16.2%，高中（職）教育程度的漢人娶原住民的比例高出原住民娶漢人21.2%，至大專及以上教育程度兩者差距縮小為17.0%。通婚女性同樣以高中（職）為多，次為國（初）中，再次為大專及以上，國小及以下者比例最低。其中，國小及以下教育程度的女性，

原住民嫁給漢人的比例高出漢人嫁給原住民43.6%，國（初）中教育程度的原住民嫁給漢人的比例高出漢人嫁給原住民26.0%，高中（職）教育程度的原住民嫁給漢人的比例高出漢人嫁給原住民13.4%，至大專及以上教育程度兩者差距縮小為10.6%（見表 1）。

表2 則為通婚親代雙方的資源狀態，從教育程度來看，皆是以父母教育均勢的情形為多：原父漢母家庭中，父親具優勢與母親具優勢的比例極相

表2：通婚家庭夫妻資源組成：按通婚類型分 ^{（單位：戶）}

親代資源組成總計通婚類型差距

（A−B）

原父漢母（A）原母漢父（B）

合計（戶數） 25,219 10,170 15,049

教育程度（%）

　　父親優勢 25.7 22.3 28.0 −5.7

　　雙親均勢 53.3 53.3 53.2 0.1

　　母親優勢 21.0 24.4 18.8 5.6

家計負責狀態（%）

　　父親優勢 83.5 86.5 81.4 5.0

　　雙親均勢 3.2 1.9 4.1 −2.2

　　母親優勢 13.4 11.7 14.5 −2.89

工作狀態（%）

　　父親優勢 28.2 33.2 24.8 8.4

　　雙親均勢 66.3 62.6 68.8 −6.2

　　母親優勢 5.6 4.2 6.4 −2.2

相對資源（%）

　　父親優勢 74.1 73.6 74.4 −0.8

　　雙親均勢 18.6 20.3 17.5 2.8

　　母親優勢 7.3 6.1 8.1 −2.0

資料來源：同表1。

(16)

近，但原母漢父家庭中，父親具優勢的比例（28.0%）較母親具優勢的比例

（18.8%）高。在家計負責狀況上，通婚家庭絕大多數為父親養家的狀態，

高達83.5% 為父親優勢的家庭：原父漢母的家庭中，父親養家的比例更高

（86.5%），而原母漢父的家庭父親養家的比例為 81.4%，其母親養家的比例

（14.5%）比原父漢母（11.7%）高了 2.8%。在工作狀態上，多數的通婚家庭為雙親均勢的狀態，約66.3% 父親與母親皆有工作，兩種通婚家庭皆然，但僅一方工作的情形則因通婚類型而有差異：僅父親工作的比例，原父漢母家庭高於原母漢父家庭8.4%，顯示原母漢父的家庭中，母親有工作的情形較原父漢母的家庭普遍。相對資源則從教育程度、家計負責狀態與工作狀態三個面向綜合來看，多數的通婚家庭是以父親具優勢的比例為高，次為雙親均勢家庭；原父漢母的家庭中父親具優勢的比例（73.6%）稍低於原母漢父

（74.4%），而原母漢父的家庭中母親具優勢的比例（8.1%）稍高於原父漢母

（6.1%）（見表 2）。

二、通婚家庭中雙裔子女概況及其族群身分從屬

以上是通婚家庭內部的動態狀態，本節則從原漢雙裔子代來觀察其族群從屬情形。表3 為原漢通婚家庭中雙裔子女的概況，雙裔子女以原母漢父的家庭為多（58.4%），出生世代以 1990 至 1999 年出生者為多（44.3%），次為 2000 年後出生者（37.6%），1980 至 1989 年出生者約 18.1%；在性別上，以男性21.7% 為多（見表 3）。

親代的族群意識與族群認同感亦可能會影響子代的族群身分取得。表4 呈現原住民親代的教育程度，發現國小及以下教育程度的原住民父親，子女從父族群的比例86.2% 較低，次為高中（職）教育程度的 89.3%，再次為大專及以上的91.1%，國（初）中教育程度的原住民父親，子女從父族群的比例

（92.2%）最高，各級教育程度的差異並不大；原母漢父的家庭中，以國（初）

中教育程度的原住民母親，子女從母族群身分的比例（52.9%）最高，次為高中（職）教育程度的48.7%，再次為國小及以下的 46.1%，母親若為大專及以上教育程度，子女從母族群的比例為35.7%，反而最低。再看區域在子代身分從屬上的差異，原父漢母的子代若在原鄉，從父族群的比例（90.5%）

(17)

表3：原漢通婚家庭雙裔子女的特性　^{（單位：人）}

子代特性人數百分比

合計（人數） 49,203 100.0

通婚家庭

　　原父漢母 20,483 41.6

　　原母漢父 28,720 58.4

出生世代

　　1980–1989 年 8,924 18.1 　　1990–1999 年 21,794 44.3

　　2000 年後 18,485 37.6

性別

　　男性 10,682 21.7

　　女性 9,801 19.9

表4：雙裔子女族群身分從屬情形：按通婚家庭類型與親代屬性分^{（單位：人）}

親代屬性

通婚家庭類型

總計

原父漢母

子女族群身分（%）總計

原母漢父子女族群身分（%）

漢人原住民漢人原住民

總計 20,483 9.7 90.3 28,720 52.3 47.7

親代相對資源

　　原住民優勢 15,276 9.4 90.6 2,322 49.1 51.0 　　族群均勢 4,093 11.1 88.9 4,989 51.2 48.8 　　漢人優勢 1,114 9.4 90.6 21,409 52.9 47.1 原住民親代教育程度

　　國小及以下 1,886 13.8 86.2 3,147 53.9 46.1 　　國（初）中 6,173 7.8 92.2 9,271 47.1 52.9 　　高中（職） 7,832 10.7 89.3 11,838 51.3 48.7 　　大專及以上 4,592 8.9 91.1 4,464 64.3 35.7 原鄉屬性

　　原鄉 4,308 9.5 90.5 5,551 25.4 74.6

　　非原鄉 16,175 9.8 90.2 23,169 58.7 41.3 資料來源：同表1。

(18)

較非原鄉（90.2%）稍高，區域間的差異不大；原母漢父的子代若在原鄉，

從母族群身分的比例（74.6%）較高，在非原鄉（41.3%）則相對較低，顯示區域屬性對原母漢父的子代的身分從屬有較明顯的影響（見表4）。

高達47.7% 的原母漢父之子代從母姓取得原住民身分，是否可說明 2000 年後的相關法令與保障，使原母漢父的雙裔子代得以突破父姓原則的包圍？

本文預期出生世代可反映出制度沿革的差異，從子代的出生世代來看，原父漢母的子代從父族群身分以1990 至 1999 年出生世代為最高（91.4%），1980 至1989 年次高（91.3%），2000 年後的出生世代反而最低（88.9%）；而原母漢父的子代以1990 至 1999 年出生世代從母族群身分的比例最高（55.8%），次為2000 年後出生世代（42.1%），而以1980 至1989 年出生世代最低（39.5%）

（見表5）。由此可知，在原母漢父的家庭中，子代族群身分的從屬確實呈現不同出生世代的差異，但未如預期呈現越晚近世代從屬原住民身分的比例越高的現象。原母漢父子代從屬母親族群身分的高峰是在1990 至 1999 年出生者，2000 年後的出生世代從母族群比例反而較低，顯示族群從屬除制度性因素外，尚有其他的考量，並不因身分認定相關法規變得寬鬆，便有更多的雙裔子代從屬原住民族群身分。

而在父權社會的香火承繼觀念下，最重要的是男性子嗣對於父系血脈的延續，兒子背負了傳承父系家族香火的重任，彭渰雯與洪綾君（2011）指出臺灣目前從母姓的動力之一，便是母親無兄弟的狀況。進一步檢視子代性別、是否為獨生子女對族群從屬的影響：原父漢母的家庭中，兒子從父族群身分的比例約92.0%，女兒則為 88.4%；獨生子女從父原住民身分的比例為 90.9%，若是獨生子，比例為 91.6%，獨生女略低，為 90.1%。原母漢父家庭中，兒子從母族群身分的比例約43.9%，女兒為 52.0%，若是獨生子女，從母原住民身分的比例為43.9%，獨生子為 39.5%，獨生女則為 48.4%（見表 5）。

從表5 可看出，在原母漢父家庭中，兒子從父姓的執著依然強烈，但因姓氏綁族群的考量，雖有較多子代從母姓，兒子仍比女兒少了8.1%；而為獨生子女時，不論是原母漢父或原父漢母，女兒在族群從屬上都較兒子有彈性，此或許與傳承香火觀念有關：越是執著於延續香火的父母，對子女的性別與姓氏越為執著，故或許可反推，獨生女的父母較不在意是否有兒子，意

(19)

表5：通婚家庭雙裔子女從屬族群身分：按子代特性分 ^{（單位：人）}

子代特性總計

原父漢母

出生世代

　　1980–1989 年 2,672 8.7 91.3 6,252 60.5 39.5 　　1990–1999 年 8,739 8.6 91.4 13,055 44.3 55.8 　　2000 年後 9,072 11.1 88.9 9,413 57.9 42.1 性別

　　兒子 10,682 8.0 92.0 15,124 56.1 43.9 　　女兒 9,801 11.6 88.4 13,596 48.0 52.0 獨生子女

　　不分性別 4,269 9.1 90.9 5,191 56.1 43.9 　　獨生子 2,263 8.4 91.6 2,648 60.5 39.5 　　獨生女 2,006 9.9 90.1 2,543 51.6 48.4 資料來源：同表1。

味著也較不執著於繼承宗祧的觀念，故對獨生女兒的姓氏及族群抱持較為彈性的態度。

承上，因為姓氏綁族群，使得通婚家庭的子代欲取得族群身分時，需面對子女從姓的父系認定慣性，透過前面的分析也發現，兒子確實較女兒在姓氏選擇上有更多的約束，然則，在通婚家庭中，當子女數量越多或兒子數量越多時，對於兒子從父姓的執著是否會因此鬆綁呢？⁸由表6 可知：子女數量對於原父漢母的子代身分從屬並沒有太大的影響，子女從父原住民身分的比例在89.6% 至 90.9% 之間；但在原母漢父家庭中，子女數越多，子代從母族群身分的比例會越高，僅一名子女時有43.9% 從母原住民身分，兩名子女時為 42.7% 稍低，三名子女時增加到 54.9%，有四名以上子女更增加至 56.5%，原母漢父的子代從屬因子女數量而有較明顯的差異。若進一步檢視

8 本文分析的是通婚家庭中與父母同住的子女，而隨著個人生命階段的轉換，相較於兒童與青少年階段，成年後子女與父母同住的比例逐漸降低，故可預期本文所觀察到的通婚家庭子女數將少於實際上通婚家庭的子女。進一步分析普查資料中已婚有子女的戶長，其平均子女數量如下：非原住民平均子女數為2.4 人，原住民為 2.6 人，而通婚家庭中同住之子女數，原父漢母為2.2 人，原母漢父為 2.3 人，皆低於原住民平均子女數。

(20)

表6：通婚家庭雙裔子女從屬族群身分：按婚配類型與子女數分^{（單位：人）}

家庭屬性

通婚家庭類型

總計

原父漢母

總計 20,483 9.7 90.3 28,720 52.3 47.7

子女數

　　1 人 4,269 9.1 90.9 5,191 56.1 43.9

　　2 人 9,874 9.8 90.2 12,660 57.3 42.7 　　3 人 4,414 10.4 89.6 7,424 45.1 54.9 　　4 人以上 1,926 9.2 90.8 3,445 43.5 56.5 兒子數量

　　無兒子 4,712 15.5 84.6 5,830 48.9 51.2 　　1 人 9,562 8.5 91.5 12,730 53.8 46.2 　　2 人 4,505 8.9 91.1 8,214 52.1 47.9 　　3 人以上 1,704 7.8 92.2 1,946 52.9 47.1 資料來源：同表1。

兒子數量的影響，僅有女兒（沒有兒子）的原父漢母家庭，其子代（女兒）

從屬原住民身分的比例為84.6%，一至兩名兒子的家庭，子代從屬原住民身分的比例分別為91.5% 與 91.1%，有三名以上兒子的家庭，子代從屬原住民身分的比例則有92.2%；僅有女兒的原母漢父家庭，子代（女兒）從母原住民身分的比例為51.2%，有一個兒子的家庭，兒子從母姓的比例為 46.2%，

兩個兒子的家庭，子代從母原住民身分的比例為47.9%，三個兒子以上的家庭，子代從母原住民身分的比例則成長至47.1%（見表 6）。

綜合而言，以整體原漢通婚家庭中的雙裔子女進行比較，不同類型通婚家庭子代族群身分的從屬有相異的表現。原父漢母的家庭，子代基本上仍是因從父系族群的慣性而從父姓，此與臺灣社會的父系繼承與父系家庭的傳統一致。很不同的是，原母漢父的家庭子代從母族群的比例達47.7%，顯示此類通婚家庭中的子代族群從屬很可能受不同的社會趨力牽引，需進一步檢視之。下文以原母漢父的雙裔子代為研究對象，檢視影響其子女族群從屬的要素。

(21)

肆、影響原母漢父雙裔子女從屬原住民族的要素分析

本文研究之標的為子女特性對族群身分從屬的影響，此係奠基於劉與章

（2014）對通婚家庭單一子女的研究。本文運用最近一期的人口普查資料，

檢視原住民身分法通過近十年後，原漢通婚家庭中雙裔子女的族群身分從屬現象，將劉與章（2014）所著重的結構要素予以控制後，檢驗雙裔子代的世代與組成特性（性別與數量）對族群從屬的影響。

在模型建構上，本文參考劉與章（2014）的結構性要素，包括家庭權力位階、原住民親代及區域性要素，一同納入模型控制。而後，依據本文所提出的四項假設，放入子代特性以檢驗子代組成對其族群從屬的影響。模型1 至模型10 依序加入子代的出生世代、性別、是否為獨生子女、獨生子女與性別的互動項、子代數量、子代數量與性別的互動項，並列出標準化估計值以檢視各變項的相對影響性，以勝算比分析其在各面向上的相對影響方向。

表7 的模型 1 僅先控制諸項結構性要素。在區域屬性上，原鄉家庭從母族群姓氏的可能性較高，若住在原鄉，子代從母姓的勝算比是住在非原鄉的 3.8 倍。原住民母親教育程度方面，國（初）中教育程度的母親，子女從母姓的勝算比高出國小及以下者88%，高中（職）者高出 71%，大專及以上教育程度的母親，子女從母族群的勝算比則較國小及以下者略少了1%。由此可知原住民母親教育程度並非線性效果，國（初）中教育程度的母親，子代從母族群的可能性最高，次為高中（職），再次為國小及以下，大專及以上教育程度者為最低。在親代資源位階上，相較於父母均勢家庭，原住民母親優勢家庭中，子代從母族群身分的勝算比低了25%，漢人父親優勢家庭則低了7%，顯示親代資源位階的效果，以父母均勢家庭的子女從母族群身分的可能性最高，次為漢人父親優勢家庭，原住民母親優勢的家庭從母族群身分的可能性最低。

模型2 再加入子代出生世代的效果。當加入子代出生世代的考量後，親代教育程度的影響發生有趣的改變，其影響方向雖然並無不同，但顯著程度

(22)

表7：影響原母漢父雙裔子女從母原住民身分的二元邏輯斯模型：世代效果

變　　項

M1：基本模型

（結構因素）

M2：世代效果

（結構因素+世代）

標準化

估計值勝算比標準化

估計值勝算比

區域屬性（ref: 非原鄉）

　　原鄉 0.78*** 3.83 0.84*** 4.28

母親教育程度（ref: 國小及以下）

　　國（初）中 0.42*** 1.88 0.19 1.33

　　高中（職） 0.37*** 1.71 0.05 1.08

　　大專及以上 −0.00 0.99 −0.26^# 0.62

親代資源位階（ref: 均勢）

　　母親優勢 −0.13 0.75 −0.01 0.98

　　父親優勢 −0.05 0.93 −0.16 0.78

出生世代（ref: 2000 年後）

　　1990–1999 年 0.35*** 1.42

　　1980–1989 年 −0.18^# 0.83

AIC 41905 36675

概度比 41905 36657

N 28720 28720

表格說明：^#表P<0.1，*表 P<0.05，**表 P<0.01，***表 P<0.001。

卻有不同。相較於模型1 中母親為國（初）中及高中（職）教育程度的正向顯著效果，模型2 僅大專及以上教育程度有顯著負向效果；相較於國小及以下教育程度的母親，若為大專及以上教育程度，子女從母族群的勝算比低了 38%。在子代出生世代的效果上，出生世代與從母族群姓氏的關係並非線性：

相較於2000 年後的出生世代，1990 年至 1999 年出生世代的子代，從母族群身分的勝算比反而高出42%，而 1980 年至 1989 年出生世代則低了 17%；子代出生世代與其從母姓的可能性以1980 至 1989 年出生世代最低，1990 至 1999 年出生世代最高，2000 年後的出生世代較 1990 至 1999 年出生世代為低，故假設一僅部分成立，2000 年後的出生世代並非從母族群可能性最高的世代，而是以1990 至 1999 年出生世代為最高（見表 7）。

(23)

本研究借鏡於劉與章（2014）對單一子女家庭子代身分從屬的研究，控制區域、親代教育程度及家庭內部相對資源權力的結構要素，模型2 同時考量結構要素與世代要素，和劉與章（2014）的研究較為相近，但本文發現此三項要素對於多子女家庭的影響並不如單一子女的家庭顯著，蓋劉與章

（2014）是將原父漢母與原母漢父的子代合併討論，將通婚類型視為變項進行分析，而本文僅觀察原母漢父之子女，故變項的影響方向略有不同。若同樣比較原母漢父的子女，區域與親代教育程度的效果是相近的，但在親代相對資源位階與子代出生世代上的影響則略有不同：劉與章（2014）的研究顯示原住民親代具優勢的家庭，子代較易從屬原住民身分，本文則發現母親優勢的子女從母姓的可能性高於父親優勢，但較均勢家庭從母原住民身分的可能性為低；劉與章（2014）的研究中，1990 年後出生的世代從親代族群身分的可能性大於1989 年前出生的世代，本研究卻發現從母族群身分與世代間呈現非線性的效果。

表8 為香火原則的檢驗，模型 3 中加入了子代的性別，檢視在繼承香火的考量下，子代性別的影響。兒子較女兒更不易從母原住民族群身分，兒子從母族群身分的勝算比較女兒低了28%，基於子女性別的假設二獲得支持。

模型4 則再加入獨生子女的考量，發現兒子的影響性依舊存在，獨生子女較非獨生子女更不易從母族群身分，其勝算比低了10%，但是否為獨生子女對於子代從母族群身分的影響並不顯著。模型5 進一步探討獨生子女的性別，

若為獨生子，其從母族群的可能性低了11%，但效果依舊不顯著（見表 8），

故假設三對於獨生子女及獨生子的假設，並未能受到資料支持。

表9 則用以檢視子女數量原則的假設。當考量子代的數量時，預測子代數量越多，從母姓、從母族群身分的可能性越高。如模型6 所示，當子女數越多時，子代從母族群的可能性越高，每多一名子女，從母原住民身分的勝算比增加11%，但子女數量的影響並不顯著。然而，在模型 7 中加入子女數量的平方以檢驗子女數量的影響時，發現模型7 的解釋力較模型 6 更佳

（AIC 更小），子女數量的影響呈現先上升後下降的倒 U 型，為正向顯著作用，每增加一名子女，其從母族群的勝算比多了56%；但子女數平方則為負向顯著，當子女數增加到一定程度時，子女數量的正向增強作用即會減弱。

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表8：影響原母漢父雙裔子女從母原住民身分的二元邏輯斯模型：香火原則

變　　項

M3：香火原則

（兒子）

M4：香火原則

（兒子+獨生子女）

M5：香火原則

（兒子+獨生子女 +獨生子）

標準化

估計值勝算比標準化

估計值勝算比

區域屬性（ref: 非原鄉）

　　原鄉 0.83*** 4.25 0.83*** 4.27 0.84*** 4.28 母親教育程度（ref: 國小及以下）

　　國（初）中 0.18 1.31 0.18 1.31 0.18 1.31

　　高中（職） 0.04 1.06 0.04 1.06 0.04 1.06

　　大專及以上 −0.28* 0.59 −0.27* 0.60 −0.27* 0.60 親代資源位階（ref: 均勢）

　　母親優勢 −0.01 0.98 −0.01 0.98 −0.01 0.98

　　父親優勢 −0.17^# 0.77 −0.17^# 0.77 −0.17^# 0.77 出生世代（ref: 2000 年後）

　　1990–1999 年 0.35*** 1.62 0.34*** 1.61 0.34*** 1.61 　　1980–1989 年 −0.18^# 0.74 −0.18^# 0.74 −0.18^# 0.74 子代特性

　　兒子 −0.24*** 0.72 −0.24*** 0.72 −0.23** 0.73

　　獨生子女 −0.06 0.90 −0.02 0.96

　　獨生子 −0.05 0.89

AIC 36501 36493 36492

概度比 36481 36471 36468

N 28720 28720 28720

表格說明：同表7。

從模型7 可發現，子女數量的影響確實存在，但是呈現非線性的作用，不能僅考量其線性的效果（見表9）。

再考量兒子數量的影響，模型8 中加入了兒子數量後，模型解釋力上升，

但兒子的效果卻是負向顯著的，意味著當兒子數量增加時，反而不利於其從屬母親族群身分，每增加一名兒子，其從母族群的勝算比降低了22%，但子女數量及子女數量的平方依舊呈現倒U 型的顯著影響。這意味著子女數量的

原漢通婚家庭中雙裔子女的族群從屬： 子代性別與數量的影響＊