台灣家戶組成的過去與未來
董麗美
南華大學社會所研究生
壹、研究背景與目的
台灣地區1920年死亡率開始下跌，當時出生率仍維持高水準不變，死亡率與出生率差距逐漸拉大，人口乃大幅成長（Tu，
Edward Jowching 1985）；1950年後，生育率開始快速下跌，人口成長乃趨於和緩；到了1984年，人口淨繁殖率低於替換水準，埋下了人口老化的因子。台灣於短短七十年間即完成歐美國家歷時二百年的人口轉型，不僅造成人口快速老化的必然結果（陳寬政、王德睦與陳文玲
1986；涂肇慶與陳寬政 1988；Ryder 1988；Preston 1986），同時也帶來家戶結構的快速變遷。日據時期死亡率降低促使戰後家庭核心化，戰後生育率降低則將使得二十世紀晚期的折衷家庭比例上漲，而迨生育率低於替換水準世代步入老年時，將因為沒有足夠的子女可供同居，而使得核心家庭的比例再次上漲。
家庭型態的變化除了受到人口變遷因素影響外，也受家庭內成員互動結果影響。七○年代到九○年代近二十年間，台灣地區家戶核心化的趨勢除了前述生育率變化的影響外，傳統價值觀念不再根深抵固地深植人心，也是關鍵因素之ㄧ。資料顯示子女與父母同居意願已發生轉變，已婚兄弟同住的比例也急遽下降（齊力1990）。不僅子女與父母的同居意願降低，父母期望老年與子女同住的比例也同樣下降，這對核心家戶比例的上升將有推波助瀾的效果（Chen
Chao-Nan 1994，1996，1999）。
人口老化面臨的主要難題為老年生活照謢。迄今「養兒防老」仍是台灣最主要的養老制度，但此一制度將因前述變遷而面臨挑戰：首先是隨著生育率的快速下跌，未來的老年人將沒有足夠的子女作為養老的資源；其次是父母與子女之間的同居意願產生變化，有子女的老年人也未必能夠從家庭中取得適當的照顧。在人口變遷與承歡膝下價值觀的變化下，更加速台灣家戶核心化的過程；而少子化與兩性平權化的趨勢，將使獨居老人與單親家庭增加（章英華 1994；楊靜利 1999），奉養態度恐怕又會跟著轉變。種種變遷顯示傳統家庭養老制度將逐漸不敷所需，政府應亟早妥善規劃老年生活照謢制度以彌補家庭功能的不足。既然政府的政策在於彌補家庭功能的不足，則掌握未來的家戶組成變遷乃是刻不容緩的工作。
本研究將探討台灣過去以來的家戶組成變遷，同時使用曾毅的多維家戶推計模型與Profamy推計軟體，以2000年普查人口為基礎，進行未來的家戶推計，以描繪台灣長期的家戶組成變遷歷程，並分析其變遷的原因與造成的影響。
貳、人口變遷與家戶組成變遷
影響家戶組成變遷的原因可分為兩大類：一是社會經濟變遷所帶來的主觀同居意願改變；二是人口變遷所帶來的客觀同居條件改變。前者乃是在後者所劃定的範圍內對家戶組成產生作用，因此在檢視家戶組成時必須以後者為討論起點（林益厚 1988）。人口變項包括生育率、死亡率、結婚率與離婚率等，由於台灣地區的死亡率已降至相當低的水準，預估其對於家戶組成變遷的影響不大，而歷年來結婚率與離婚率快速變化，將與生育率一樣可被視為影響台灣地區家戶組成變遷的主要因素。人口因素劃定家庭變遷的範圍，範圍之內的影響則由同居意願所左右。隨著社會經濟條件的改變，傳統價值觀念不再深植人心，子女與父母同居意願已漸漸產生變化。本章首先從家戶組成的歷史探討說明過去的家庭樣貌，其次討論人口變遷如何影響家庭變遷，最後則說明代間同居意願的變化趨勢。
一、家戶組成之歷史探討
有關家庭形成與解組的綜合性研究發展於1970年代前後，包括家庭人口學與家庭經濟學。過去學者對於家庭型態轉變的探討主要有四個論點，分別為結構功能論、歷史學觀點、人類學與人口學理論（Bernardes 1997）。結構功能論者認為工業化的發展促成大家庭轉變為小家庭，因為小家庭的形式最適合資本主義的運作（Goode 1982；徐良熙與林忠正 1984）；但歷史學家Peter Laslett 等人（Laslett and Wall 1975） 反對此論點，認為這是倒因為果的說法，他們指出十六世紀以來，西歐的家户規模都維持著小家庭型態，他們更認為小家庭才是造成西歐社會工業化發展的主因；人類學家 Malinowski（1930）、Murdock（1949）實地訪查澳洲原住民家庭類型的結果，也發現所謂的大家庭實是許多小家庭相鄰而居，因為昔日交通不便，選擇鄰近地點居住以便建立互助、安全的網絡，贊同小家庭普遍存在的觀點；人口學家Thomas Burch（1967）則藉由生育率、死亡率、初婚年齡等人口變遷資料，進行家户規模的模擬分析，從平均家戶規模導引出小家庭盛行、出現大家庭的可能性微乎其為的結論，具體地推翻功能論的觀點。
Thomas Burch（Burch 1970）更依據英國人口統計學年鑑的普查報告指出，實際上家庭規模大於六人以上的家庭數量極少。其限制原因主要有三：一是經濟因素，Lang（1946）說明大規模家庭只會出現在物產豐饒的社會，因為只有在擁有自己的土地、房子和財貨時才可能組成一個大家庭。二是心理因素，Hsu（1943）強調維持大家庭所面臨的社會心理癥結難以克服，認為大部分的人沒有能力技巧去維持一個婆媳或妯娌（大嫂、弟媳）關係，所以很難產生大家庭。三是人口結構因素，Collver（1963）與Levy（1965）指出高死亡率似乎難以維持大家庭的存在。
除此之外，國內也有不少學者進行家戶規模的研究。1980年賴澤涵與陳寬政（1980）以歷史學與人口學的觀點，指出中國歷史上因高死亡率、經濟壓力、統治者施壓與家庭內部和諧等問題，而阻礙大家庭型態的存在；然而，大部分人還是誤以為大家庭應為主要的家庭型態，其原因可能是誤把理想形式當成普遍形式，或受通俗小說與社會習俗的影響，導致大家庭盛行的錯誤訊息。清朝時期的台灣則因為移民的墾荒特色與後來的海禁政策，造成台灣家庭結構的混亂，直到日據時期，才有比較穩定的資料可供驗證，顯示台灣家庭人數維持在五、六人之間（賴澤涵與陳寬政1979），也再次論證大家庭不普遍存在的事實。所以從歷史脈絡與人口數據上，可推斷我國家庭傳統制度應為折衷家庭，折衷家庭不是由大家庭瓦解而來，亦不是大家庭到小家庭的過渡階段，而是一個成長的極限。以下我們進一步說明人口結構如何限制家庭結構的發展，爾後再說明反映經濟限制因素與心理因素的代間同居意願。
二、人口變遷對家戶組成變遷的影響
近一個世紀來，台灣人口組成經歷了劇烈地變化，由於人口是家庭組成的元素，其發展與變遷將直接改變家庭結構，連帶影響社會經濟制度，更是許多公私部門規劃制訂策略的基礎，從鉅觀層面的社會制度、經濟組織、政治策略、藝術文化，到微觀角度的家庭關係、個人觀念等，皆與人口數量及年齡結構相互關連。
（一）、出生率與死亡率變遷對家戶組成的影響
由時間序列來觀察人口結構變化，可得知1920年以前台灣在高出生率與高死亡率的相互平衡下，人口緩慢成長；1920年以後，因公共衛生、灌溉系統與稻米品種的改良，傳染性疾病獲得有效控制，造成死亡率下跌，人口大幅成長（陳紹馨 1979；王德睦與陳文玲 1986；Barclay 1954）。當時死亡率的下跌主要是嬰幼兒死亡率降低所造成，王德睦（1988；1989）認為嬰幼兒死亡率下跌會透過「保險作用」、「補償作用」與「間距作用」等促成生育率下跌，故迨至1950年，生育率的下跌緩和了人口增加的速度；1986年以後，過低的生育率造成人口的淨繁殖率低於替換水準，即一個女人一生中生不到一個女兒，導致人口負成長的潛在趨勢，因而年輕人口比例的持續下降且老年人口比例逐漸上升，造成人口老化的現象，此乃是人口轉型的必然結果（陳寬政、王德睦與陳文玲 1986；涂肇慶與陳寬政 1988；Ryder 1988；Preston 1989）。
台灣在短短七十年間就完成了歐美國家歷時二百年的人口轉型，從高出生率、高死亡率轉變為低出生率、低死亡率的人口狀態。此一快速的人口變遷影響當時各種家戶組成的變化。舉例來說，1920年死亡率下降使得存活的子女數大增，父母僅擇其子女之一同住，其餘子女乃自行組成核心家戶，因此核心家戶的比例持續至1985年以前都呈現上漲的趨勢；但光復後生育率下跌的結果使得1985年以後核心家戶的比例下跌；而當生育率低於替換水準後，出生的嬰兒於2010年步入婚育年齡，核心家戶將因父母無足夠子女可供同住而上升（王德睦與陳寬政 1996；楊靜利與曾毅，2000）。在下一節「代間同居意願的變化」討論中，我們將借用一些簡單的數據說明此一影響機制。
除了生育率與死亡率的影響之外，人口變遷的其他變化率，如：結婚率、離婚率等，也會使得家戶組成產生變化。台灣地區的死亡率已降到相當低的水準，對於家戶組成變遷的影響預估不大，反而是結婚率與離婚率的變化，將與生育率同樣，可被視為影響台灣地區家戶組成變遷的主要因素。
（二）、婚姻率變遷對家戶組成的影響
1900年代的普查資料顯示，未滿20歲的女性就有47%的人已婚，20-24歲中有92%的女人已婚，到了30歲女性未婚的比例已經不到1%，顯示當時的女性大部分早婚且結婚；到了1970年代， 15-19歲的女性只有7%的人已婚，20-24歲只有一半的人已婚，25-29歲已婚的女性達91%，35歲以上女性的已婚率達到98%，40-44歲女性的未婚比例均不到2%，顯示結婚年齡普遍延後，但已婚率還是維持在相當高的水準（李美玲1994）；九○年代至2003年，未滿20歲的女性已婚率繼續下降1%，20-24歲的已婚比例只有12%，到了25-29歲才有將近44%的人已婚，40-44歲卻有超過8%的女性未婚（內政部2004），雖然相較歐美地區最終未婚水準仍低，卻也顯示出的可觀的變化（楊靜利與劉一龍2002）。綜合而言，二十世紀初期人們的婚姻型態主要是普遍早婚且結婚，到了二十世紀晚期，結婚年齡明顯延遲，且各年齡別已婚率均明顯下滑。
比較喪偶比例與離婚比例的消長，我們可以發現二十世紀初期各年齡層的喪偶率普遍高於離婚率，顯示死亡率高且離婚率低的現象；但到了八○年代，49歲以下的男性與低年齡層的女性，其離婚率均已高於喪偶率。薛承泰（1996）曾以1990年人口普查資料分析單親家庭的產生原因，指出離婚單親的比例（58%）遠高於喪偶單親的比例（38%），反映死亡率的大幅度下降與1980年以來離婚率明顯攀高的現象，換句話說，在婚姻解組的影響因素中，離婚的影響已高於死亡率，迥異於二十世紀初期的傳統婚姻模式（李美玲1994）。晚近幾年，各年齡別的未婚率與離婚率仍然持續攀升，再加上晚婚、低生育率、與無子女比例也明顯增長，未來個人的家庭生命歷程勢必愈來愈多樣化，例如單親家戶增加與獨居老人比例大量上升。
三、代間同居意願的變化
除了人口結構變遷之外，另一個影響三代家戶比例的主要原因為代間同居傾向（propensity for co-residence）。與子女同住的首要條件為擁有子女，沒有子女者不可能有同住的機會；但擁有子女者也未必能與子女同住，還必須考量兩代的同居意願。楊靜利（1999）曾從封閉人口的假設條件下，配合生育率下降趨勢，設定數據描繪子女數量與同居傾向對老年人居住安排的影響，對於此一機制提出相當簡要的說明。
1.子女數量4.8個：假設有100對父母，每對平均子女數為4.8，子女各半，子女全部結婚，組成240對年輕夫妻，如果年輕夫妻與父母同住的機率為0.75，則有180對的年輕夫妻與100對父母同住；若父母最多只與2位已婚子女同住，則有100%的最高比率與已婚子女同住，其中80戸為擴大家戶（父母與二位已婚子女共組），20戸為折衷家戶（父母與一位已婚子女共組）；假若年輕夫妻與父母同住的機率為0.25，則有60%的最高比率與已婚子女同住，其中60戸為折衷家戶，40戸為父母兩人共組的核心家戶。
2.子女數量2.4個：子女各半，全部結婚後有120對年輕夫妻，假設與父母同住的機率為0.75，則有90對的年輕夫妻與100對父母同住；若年輕夫妻與父母同住的機率為0.25，將有30戸為折衷家戶，70戸為父母兩人共組的核心家戶。
3.子女數量1.6個：子女各半，全部結婚後有80對年輕夫妻，與父母同住的機率為0.75，則有60對折衷家戶；若同住的機率為0.25，只有20戸為折衷家戶，將有80戸為老年核心家戶。即使父母皆與一位已婚子女同住，也將有20戶的老年夫妻家戶。
我們可以彙整以上的例子如表一，並將其概念描繪如圖一：當子女數與同居傾向皆高時，擴大家戸盛行；子女數很少時，要視同居傾向高低決定老人居住安排是為折衷或是核心家庭，但當無足夠子女可供同住時，將有許多獨居或只與配偶同居的老年核心家户產生。
台灣目前雖然仍以折衷家戶為主要居住型態，但由各種調查資料顯示父母與子女同住的傾向有下降的趨勢，例如1986年的主計處調查，65歲以上的老年父母與子女同住的比率為70.2%，1996年為64.5%（主計處1997）。另外，齊力（1990）根據生育力（KAP）調查資料，指出近二十年來新婚夫妻與父母的同居意願也逐漸降低；異於社會學家與人口學者的研究途徑，Yeh Kuang-Hui（2002）從心理微觀因素檢視代間關係與中國傳統孝道對居住安排的影響力量，發現未來子女與父母同住的傳統義務不再具有強烈的拘束力。換句話說，各種研究證據顯示出兩代同居意願已逐漸轉變，不僅子女與父母的同居意願降低，父母期望老年與子女同住的比例也同樣下降，愈來愈多比例的老人傾向於獨居或僅與配偶同住，這對核心家戶比例的上升將有正面的影響。然而，兩代的同居傾向必須是在「兩代並存且有子女」的情況下才可能成立，而當生育率低於替換水準的年輪人口步入婚育年齡時，即使代間同居意願高，仍無法抑制老年無子女共居的家戶比例（Chang Ming-cheng 1991；黃時遵1994；王德睦與陳寬政 1996；楊靜利與曾毅 2000）。
參、家戶推計方法
本章首先討論家戶組成的各種模擬方法，其次介紹所選定的模型，最後則說明資料來源與各種參數設定，包括生育率、死亡率、結婚率、離婚率、以及代間同居意願等變項。
一、家戶推計方法回顧
家户內部組成的複雜性似乎是家庭人口學在人口學領域中發展緩慢的原因，更是人口學面臨的困難問題，而目前家户組成預測模型主要有個體模擬（microsimulation）、總體模擬（macrosimulation）與戶長率（headship-rate）三種方法。
個體模擬（microsimulation）是根據每一個體的生育、婚姻、遷徙、離家與死亡等人口變化進行模擬，再呈現出總體家戶的特徵與分配狀況，主要優點為可以精細地呈現出個體與個別家戶的差異與分佈（Hammel 1976; Smith1987）；然而，其對個體的分類較為詳細，樣本必須夠大且具有代表性，再加上人口普查只能蒐集到一些簡單的資料，無法滿足模擬所需的全部變項，必須事先進行個別變項的模擬後才能繼續完成，因此，個體模擬方法的缺點為必須花費相當高的時間成本與設備。
戶長率（headship-rate）是較被廣泛使用的模擬方法，利用人口事件中的年齡、性別、婚姻狀態及其所佔的人口數等變項估計出戶長率（Abraham Akkerman 2005），但卻也隱含著一些內在的限制。由於戶長的定義依文化、時間而有不同，無共定的規則，且與人口變項的關係不明確，無法結合生育率、結婚率、離婚率與死亡率等人口基本變項，因此模型不容易建立（Mason and Racelis 1992; Spicer 1992）。
總體模擬（macrosimulation）並無戶長率方法的上述限制。儘管總體模擬沒有個體模擬擁有那麼精細豐富的訊息，但卻可以充分利用人口普查包含的所有人口資訊，不再受限於樣本個數的大小，只需個人電腦即可進行總體模擬預測分析，相較於個體模擬多了便利性。但此優點並非意味著個體模擬就不好，而是兩種方法各有利弊，如能結合兩者取其優點，將臻於完美。
動態家戶組成模型（dynamic family-household models）與家庭生命表模型（family-status life-table model）為總體模擬方法的兩個主要類別，前者因為人口普查資料無法滿足所需訊息，所以發展停滯不動；後者則因為多重婚姻生命表模型（multistate marital-status life-table model）等多元人口學（multimensional demography）的建立（Willekens 1982; Willekens1987）而得以快速發展。
一般而言，標準生命表（standard life-table）只能反映某時期某地區的死亡水準，無法處理不同人口特質或生命階段的變動，而多重生命表（multistate marital-status life-table）則可解決這方面的問題。多重生命表的基礎與標準生命表（standard life-table）相似，皆考慮從存活到死亡的轉換，差異在於多重生命表還顧及了其他人口狀態的轉換（Willekens 1982; Willekens 1987），掌握隨時變動的生命週期（life cycle）。例如多重婚姻生命表（multistate marital-status life-table） ，其設定婚姻、死亡等人口事件發生率固定不變，用來估計未婚者最終將結婚（初婚）的比例、已婚者最終將離婚的比例、離婚者最終將再婚的比例、喪偶者最終將再婚的比例，同時也可用來估計未婚、有偶、喪偶與離婚等婚姻狀態的轉換，回答婚姻狀態變動的可能機率。
Bongaarts（1987）以多重婚姻生命表為起點，建立了核心家戶生命表模型（nuclear family-status life-table model），但其中子女結婚後立即與父母分居的假設並不符合亞洲等發展中國家的情況，因此曾毅（Zeng 1991）超越了Bongaarts的限制，發展出同時包括核心家庭與三代家庭的模擬方法。
1980年代，Bongaarts與曾毅的方法都是以女性為主，且設定人口變項發生率不變。此一假定愈來愈不符合實際情況，因此在1997年時，曾毅依此基礎建立包括男、女兩性、人口發生率可隨時間變化的多維家戶組成推計模型。此一模型可利用一般的調查資料進行家戶推計，同時保證家戶與人口變項的一致性（Zeng-yi 1998），不但應用簡便也更貼近實際變動情況。
二、總體模擬之模型設定
本文將使用曾毅等人（1998）所建立的多維家戶推計模型與Profamy電腦軟體（Wang 1998），以2000年人口普查為基礎來進行家戶推計，以便掌握家戶變遷的詳細內容，包括家戶型態與戶內人口的年齡分佈。此模型考量生育率、死亡率、結婚率、離婚率、再婚率、離家與返家率等人口資料，得出家戶規模、型態、數量與分佈，同時進行家戶推計與人口預測，確保兩性於結婚、離婚、再婚、子女離家發生的一致性，父母與子女間的一致性等（Zeng-yi 1998; Wang1998）。模型中個體的特性可依下列分類來區辨：年齡（x）、性別（s）、婚姻狀態（m）、是否與父母同住（k）、生育胎次（p）及同居子女數（c），詳見表二。
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表二：家庭推計模型中個體特性的人口變項 |
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人口變項 |
代碼 |
定義 |
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年齡 性別 婚姻狀態 是否與父母同住 生育胎次 同居子女數 |
x s m k p c |
x = 0，1，2，…w最高年齡 s = 1女性； 2男性 m = 1單身；2已婚；3鰥寡4離婚 k = 1與父母同住；2與父母之一同住；3未與父母同住 p = 0，1，2…p最高胎次 c = 0，1，2…p（c |
p從個體特性的組合可以導出不同的家戶型態，即以家戶參照者（Household Marker）連結個體特性與家戶類型、規模（Brass 1983），表三共歸納出三大類與12小類的家戶型態。例如，獨居家戸指處於無配偶狀態，生育子女數為0且不與父母同住的家戶類型，家戶規模為1；如果此一婦女有配偶，則為一對夫妻家戸，家戶規模為2。二代核心家戶代表有配偶狀態，生育與同居子女數均大於0且不與父母同住的家戶類型，家戶規模為2+C；處於無配偶狀態者為二代單親家戶，家戶規模為1+C。三代家戶表示有配偶狀態，生育與同居子女數均大於0且與父母任何之一同住的家戶類型，家戶規模為2+2+C或1+2+C；無配偶者為三代單親家戶，家戶規模為2+1+C或1+1+C。其詳細家戶類型、規模與計算公式列在表三。
曾毅（1998）曾使用此模型，以1990年中國大陸人口普查千分之一的抽樣資料進行驗證，模擬結果只與實際值相差1.3%，雖然顯示出此模型具有相當高的精確度，但卻得計算大量的狀態轉移率，為了克服此一困境，Profamy軟體採用Bongaarts（1987）與曾毅（1988）的家庭生命表計算方式，首先估算出單歲年齡組前半年的生育事件，其次計算死亡率、遷移率、與父母同住變化率、婚姻狀態變化率、子女離家或死亡造成的同住子女數變化等人口變項在單歲年齡組的年中計算。最後再計算單歲年齡組後半年的生育事件。其中前半年的生育決定於年初的婚姻與子女數，後半年則決定於年中的婚姻狀態與新增加的子女數。這樣就可以依性別、年齡別計算出處於各種婚姻狀態、生育子女數、與父母或子女同住的人數變化，進而推估出各種家戶變化。本模擬包括八項假設條件：
1. 馬可夫假設（Markovian assumption）：單歲年齡組的狀態轉變取決於年初的狀態，無關乎處於此狀態的時間長短。例如生育受年初的年齡、性別與婚姻狀態的影響。
2. 同質性假設（Homogeneity assumption）：處於相同特徵的人，擁有同樣的狀態轉換率。
3. 生育發生在一整年，而婚姻、離家、遷移與死亡等均發生在年中。
4. 父母只與一個已婚子女及其配偶、甚至多個未婚子女同住，但不會與兩個以上的已婚子女同住。
5. 雙胎次以上的生育視為多次生育。
6. 假設各事件之間的相互獨立性。例如離家、生育與死亡相互獨立；離家、返家與父母死亡及婚姻狀態變化相互獨立。
7.
一對夫妻離婚時有偶數個子女時，則各自擁有半數的子女同住；如為奇數時，則母親多一個子女同住。再婚者同住子女數為再婚當年兩人各自同住子女數之總合。
8. 再婚者同住子女數為再婚當年兩人各自同住子女數之總合。
