台灣夫妻教育配對之初探：
以2000年社會變遷調查樣本為例
張國偉(南華社研所研究生)
一、前言及動機：
台灣地區的婚配型式一直以來均是強調「門當戶對」與「男高女低」（李美玲，1986；蔡淑鈴，1994；1996；2002），「門當戶對」是指男女之社會地位相接近者結婚，「男高女低」則是指女性傾向於嫁給社會地位比自己高的男性。在許多社會裡，包括台灣，婦女不論受何種教育，都有尋求往上配對的現象，例如男性身體要高於女性，年紀要大於女性，男性必須有較高教育程度及收入[1]。
戰後幾十年來，台灣地區教育機會增加、職業結構轉型，使得整體女性教育程度快速提升，勞動參與程度逐年提高，工作薪資與男性的差距也在逐漸縮小當中。根據行政院主計處（2003）[2]的資料顯示：我國男/女性高等教育[3]粗在學率從民國65年分別為19.31﹪與11.91﹪，到了民國91年時，分別升至80.7﹪與86.3﹪，顯示女性的平均教育程度已超越男性。表一＆圖一：發現整體高等教育受教率快速增加，顯示台灣地區高等教育人口在短短不到30年增加約4倍。自1992年起，女性高等教育人數比率已超越男性人數高等教育人數比率，且有逐漸擴大趨勢。此趨勢未來將對兩性婚姻配對習慣造成一些衝擊。因此，我們將針對2000年，台灣社會變遷調查4期1次資料之樣本中，挑出已婚兩性樣本並觀察分析，針對夫妻配對之教育程度作描述性統計分析及卡方檢定，並嘗試解釋出生世代別之「男高女低」婚姻配對形式趨勢。
表一、1976-2002年，台灣地區教育機會（Opportunity
of Education）。（單位：％）
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粗在學率 |
義務教育（6-14歲） |
初等教育（6-11歲） |
中等教育（12-17歲） 男性
女性 |
高等教育（18-21歲） 男性
女性 |
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1976 |
69.7 |
97.1 |
100.7 |
77.6 |
69.3 |
19.3 |
11.9 |
|
1981 |
72.5 |
100.0 |
101.1 |
82.6 |
82.5 |
20.8 |
16.6 |
|
1986 |
78.3 |
100.0 |
99.6 |
90.9 |
93.6 |
26.7 |
23.6 |
|
1991 |
83.7 |
100.7 |
101.0 |
93.6 |
97.3 |
38.1 |
37.7 |
|
1996 |
84.8 |
101.0 |
101.1 |
94.1 |
97.6 |
45.7 |
49.8 |
|
2002 |
95.1 |
99.6 |
100.0 |
98.3 |
100.4 |
80.7 |
86.3 |
資料來源：教育部「中華民國教育統計指標」。整理自「社會指標統計
民國九十一年」。
圖一、
其計算方法如（註一）。
二、資料與變項說明：
（一）、資料
資料係採用2000年，社會變遷基本調查第四期一次的調查資料，只採取樣本基本背景變項作婚姻配對形式趨勢觀察。
調查主題：四期一次的社會變遷基本調查是第一個進行第四波調查的計畫。為一綜合調查，因此各個領域相關的題目並不多，但是由於範圍廣，乃提供了社會變遷各重要面向頗具變遷意義之資料。
抽樣說明：1.根據內政部臺灣地區人口統計資料計算出臺灣各鄉鎮市區在調查當年二十（含）歲以上的人口數（本次調查中，兩主題問卷的樣本年齡不設上限）。2.將臺灣全省各鄉鎮市依其發展特性歸類成新興鄉鎮、山地鄉鎮、綜合性市鎮、坡地鄉鎮、偏遠鄉鎮與服務鄉鎮等七類，再加上臺北市、高雄市和省轄市，合計十個等級。3.彙集各鄉鎮市區人口資料以統計出各等級區域二十（含）歲以上的人口總數。4.計算各等級地區二十（含）歲以上人口數的比例。5.按照各等級地區二十（含）歲以上人口比例，算出各等級地區所應抽出之樣本數。6.依各等級分別進行獨立抽樣，以鄉鎮市區為第一抽出單位 ( primary selection unit, PSU )，以村里為第二抽出單位，個人為最後抽出單位。唯為使臺北市和高雄市之調查地區平均分布，將不以「區」為第一抽出單位，乃打破區界直接以里為第一抽出單位。7.各階段各單位的抽樣，採抽取率與單位大小成比率 ( PPS ) 方式來決定。8.依據以上的抽樣原則，抽出台北市、高雄市、省轄市及其他鄉鎮的若干村里做調查1。
（二）、變項：
變項採用「性別」、「婚姻狀況」、「教育狀況」、「配偶教育狀況」等四項作描述統計及卡方檢定。
1、性別變項：重新編碼，將男性編1，女性編0，利於作交叉表分類觀察。
2、婚姻狀況：重新編碼，已婚者編1，未婚者0，其餘當作遺漏值。以利選出已婚樣本進行婚姻配對觀察。
3、教育狀況分類較為複雜，01)無02)自修03)小學04)國(初)中05)初職06)高中普通科07)高中職業科08)高職09)士官學校10)五專11)二專12)三專13)軍警專修班14)軍警專科班15)空中行專16)日據時期短期大學17)軍警官學校18)大學19)研究所20)其他等20類別，因此，為方便觀察，重新編碼成四類，甲、小學及以下（即上列中之01、02、03編成1）；乙、國初中（即上列中04、05編成2）；丙、高中職及五專（包含06-16編成3）；丁、大學及研究所（即18、19編成4），而20則因為數目極小將其捨去，以免成為干擾變項。
4.配偶教育狀況編碼同上步驟。
三、分析結果：
誠如邱皓政（2002：7-28）所言：統計分析是初學者的夢魘，但卻是統計分析師的仙女棒，當研究者辛苦獲得量化資料整理完備之後，便須依照數據形式，選用適當的統計分析方法來進行分析檢定。如果得到有意義的顯著結果，表示研究者的心血沒有白費，如果結果不如預期，又沒有適當的補救措施，也就宣告了白忙一場的噩耗。
因此選擇一套正確的統計方法是進行資料分析的首要工作，區分類別的變項（類別變項）與強調程度的測量（連續變項），各有不同的統計分析策略，從卡方、t檢定到變異數分析，類別變項有較大的發揮空間，尤其是從一些背景變項、人口變項的處理，多使用平均數差異檢定技術，其中又以變異數分析家族為最龐大，用途最廣。而線性關係的檢測量是量化研究者的最愛，但受到統計假設的限定最多，分析技術上也越趨複雜，從相關、迴歸到路徑分析，研究者追求因果關係證據的同時，也須熟悉了解分析的原理與限制，才不至於誤用統計工具，也誤解了統計結果。
因此，此篇研究議題作為統計方法練習，及統計軟體之應用，為寫作之主要用意。一方面加強統計觀念及軟體熟悉，另一方面，借著大型調查資料庫樣本，企圖尋找台灣地區婚姻配對型式常態，以驗證「男高女低」之婚配觀念及習慣存在。
（一）、樣本描述：
總樣本數為1960位，已婚者佔1590位，已婚者中，男性佔993位，女性佔967位，從兩性已婚比例觀察，兩者相差不大。另外，社會變遷調查問卷有一好處，即詢問配偶之教育程度，換句話說，不只是樣本教育資料，我們亦可得知配偶教育程度。如此，我們得到是配對樣本資料，也就是1950對婚姻樣本分配，對於推論整體台灣母體婚姻配對有極高信（效）度。此為婚姻配對率之樣本數。
社會及行為科學研究當中，類別資料是最為普遍使用，其中又以人口或背景變項常以類別資料的形式處理，類別資料除了以次數分配表及列聯表的呈現，更可以進一步以卡方考驗（chi-square
test）進行推論統計檢定，因卡方考驗以細格次數做交叉分析比較，且因為列聯表中的細格不是次數便是百分比，因此卡方考驗又稱為百分比考驗，檢驗原理在於樣本觀察到的次數（或百分比）與理論或母群體的次數（或百分比）之間是否有顯著的差異。
此處，為清楚看出性別分類世代樣本已婚率趨勢，將樣本作從新編碼動作分為四類出生世代。1、民國前3年至39年出生世代。2、40年代出生世代。3、50年代出生世代。4、60年代出生世代。此表，發現大部分人普遍已婚而第一出生世代（以
I
示之）中，有16位未婚者；第二世代（以 II 示之）有33位未婚；III、有89位未婚；IV、有232未婚。且每世代中男性未婚數（率）高於女性。此表提供訊息有限，無法加以推論何種因素構成此趨勢，但此趨勢與戶口普查趨勢指出兩性未婚率逐漸提高，但主要以年輕世代未婚率高為主要，且與男性未婚比女性較高等訊息雷同，因此未婚比率增高之潛在因素是值得後續研究深入討論。
卡方所檢定的是樣本觀察次數（或百分比）與理論或母群體次數（百分比）的差異性，即取觀察值與期望值相比較。兩者差異越小，考驗結果越不容易達到顯著水準；兩者差異越大，考驗結果可能達到顯著水準。如下表，III，IV世代之卡方檢定P值＜.05，也即所謂樣本與母體期望差異大，可推論未婚與已婚差異甚高。因此可知50年代以前，由樣本推論大部分人皆已婚；而50年代以後出生者可能仍有許多未婚者。
將教育程度作重新編碼動作，分為四類（以甲、乙、丙、丁示之）以利於交叉分析，觀察教育配對趨勢。遺漏值表示未婚，所以配偶教育程度問項跳答，而電腦以遺漏處理之。
女性樣本中，甲學歷共有356位，乙學歷共有112位，丙學歷共有265位，丁學歷共有49位，男性中，甲佔229位，乙佔133位，丙佔280位，丁佔99位。配對趨勢中，「門當戶對」[4]配對共有732對，比例高達93.6％（
卡方所檢定的考驗結果達到顯著水準。如上表，兩性之婚姻配對趨勢卡方檢定P值＜.05，達極度顯著，因此，我們得知夫妻配對偏好，在教育程度上選擇配偶有極大關聯性。
四、結論及建議：
研究台灣地區結婚率的變化，主要目的在於了解婚姻市場背後影響因素，猶如經濟市場中對於勞參率之研究，理性一點來說，婚姻市場似乎有一隻看不見的黑手在背後影響著整體婚姻市場改變。
而我們認為婚姻配對型式之普遍化趨勢代表著台灣地區民眾對於配偶選擇之選擇性偏好，而這或許是那隻看不見的黑手。因此，了解婚配趨勢對於結婚率的影響是研究者本身想要研究及分析議題。但此篇研究心得，我們只能看到台灣婚姻配對趨勢之表面模式，「門當戶對」配對率極高，不管是男性樣本或女性樣本的婚配皆有此傾向，但無法看到整體結構影響婚姻市場（如，年齡別人口結構變化、兩性教育擴張變化等），因此，後續研究中我們將利用經濟計量模型建構出，人口結構變動效果以及人口教育程度結構變動效果對於結婚率之影響。
參考文獻：
邱皓政（2002），「量化研究與統計分析-SPSS中文視窗版資料分析範例解析」。
李美玲（1986），「夫妻年齡及教育程度差異對生育控制之影響」，人口學刊，9：61-77。
李美玲（1994），
「二十世紀以來台灣人口婚姻狀況的變遷」，人口學刊，16：1-15。台北：台大人口研究中心。
蔡淑鈴，（1994）「台灣之婚姻配對模式」，人文及社會科學集刊，6（2）：335-371
Shu-Ling Tasi. 2002.“Gender Expectations：Family Norms of Higher Education for Boys and Girls in Taiwan”Paper presented at the ISA-RC28 Meeting held at Berkeley, August, 4-16. Xie, Yu.（http://ucdata.berkeley.edu/RC28/Abstracts2.html）
Shu-Ling
Tsai.（1996）.“The
Relative Importance of Ethnicity and Education in Taiwan’s
Changing Marriage Market.”
Humanities and Social Sciences,
Vol.6, No.3,301-313
【附註】
註一：指標計算式
|
分子 |
學生數
(不含幼稚生) ×100 |
國中小
(含 補校、特殊 學校)
學生 數×100 |
國中小
(含 補校、特殊 學校)
學生 數×100 |
國高中職(含補校、特 殊學校、延教班)及五 專前三年學生數×100 |
大專(含空大、專科補校)以上 扣除五專前三年學生數×100 |
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分母 |
6-21歲年底人口數 |
6-14歲年底人口數 |
6-11歲年底人口數 |
12-17歲年底人口數 |
18-21歲年底人口數 |
資料來源：社會指標統計（民91）。網址：http://www.dgbasey.gov.tw/dgbas03/bs8/look/xls/year.xls。