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家產繼承性別偏好的台灣經驗；

族群，世代，婚姻狀況與社會結構位置

王君茹

＊感謝；張晉芬老師，蔡明璋老師與林鶴玲老師對於本文提出建議、

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中文摘要

本研究主要在探討台灣社會家產繼承性別偏好的決定因素為何　以「台灣地區

社會變遷基本調查資料」的四期二次家庭組中 512個有效樣本為研究對象　探討現

今的台灣社會是否仍普遍存在著偏好兒子的家產繼承方式·除了族群的因素之外　

世代，婚姻狀況，社會結構位置對家產繼承性別偏好的影響如何·以及控制社會結

構位置的影響之後　族群對於家產繼承性別偏好的影響力是否仍顯著、利用邏輯迴

歸分析的研究結果顯示　在現今台灣社會中　家產繼承的性別偏好依然存在於家庭

中　而影響台灣社會家產繼承性別偏好的因素為；世代差異，個人婚姻狀況，社會

結構位置（原生家庭居住地，父親教育程度，父親所處行業，父親主要職業及家中

有無兄弟）等因素、至於在過去相關的研究中被視為具有重要影響力的族群因素　

在本研究中未達統計上的顯著水準、顯示族群對於台灣家庭家產繼承性別偏好的重

要性可能是一個迷思　族群對於家產繼承性別偏好的影響　可以由社會結構位置所

取代、

關鍵詞；台灣經驗，家產繼承，性別偏好，族群，社會結構位置

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一，前言

許多學者（Acker 1990·薛承泰 1996·嚴祥鸞 1998）在探討性別不平等之相關問

題時　多著重於勞動市場中的性別隔離現象及薪資與職業地位取得上的性別差異問題　

並且試圖從人力資本在性別上的不平等面加以解釋、不過　Ὁ人力資本（non-human

capital）也是一個用以探究臺灣地區兩性地位取得差異的重要面向、Becker（1997）認

為　Ὁ人力資本分為遺產的繼承與金錢或其他方面的餽贈　具有補償人力資本的性質、

在不同的社會中　女兒與兒子繼承家產的形式多有顯著差別；女兒多半以嫁妝的

形式　獲得一些耐久性的消費財　兒子則多半繼承實體的財產或不動產 （Quisumbing

1994·Davies and Zhang 1995）　而台灣社會的財產繼承方式同樣是「一種以男性為主

軸的財產流通系統」（畢恆達 1996；56）、這或許與家庭中父母對於女兒與兒子的性別

角色期待不同有關　也或許與深植於漢人家庭中的孝道及奉養觀念有密切關係（胡幼

慧 1995）　當然經濟因素的影響也不容忽視（Greenhalgh 1985）、

雖然我國民法規定女兒與兒子具有相同的財產繼承權利　但是現今台灣社會的慣

俗仍傾向於不認同現行法令的合理性、根據婦女新知的統計　台灣有 80％的女兒無法

平分到遺產（ETtoday 2002/08/24）1、此外　根據中研院於 2000年所進行的社會變遷

基本調查結果顯示；僅四成三的台灣民眾認為財產應由女兒及兒子平分　過半民眾均

不認同現行民法所規定「女兒與兒子的財產繼承權利相等」之安排（簡文吟 2002/05/06）2、由此可知　在現今風氣漸趨開放的社會裡　兩性平等觀念雖然已經被重視　卻仍然

無法被落實於家庭的資源分配之中、

因此　現今的台灣社會是否仍普遍存在著偏好兒子的家產繼承方式　是本研究所

欲探討的第一個問題、族群以及其他因素對於家產繼承性別偏好的影響情況如何　是

本研究所欲探討的第二個問題、除此之外　族群對於家產繼承性別偏好的影響力是否

會因為某些與族群有關連的因素加入而消失（即；族群本身對於台灣家庭的家產繼承

性別偏好而言　究竟是否具有獨立的影響意義）　則是本研究所欲探究的第三個問題、

為釐清這些問題　本研究在第二節針對家產繼承性別偏好的台灣經驗進行文獻回

並提出研究假設　在第三節介紹研究對象與樣本，說明使用變項與分析方法　第四

節則為資料分析與討論　最後在第五節提出研究的結論並說明研究限制、

二，家產繼承性別偏好的台灣經驗

關於這方面議題的研究　早在 1976年的時候　Williamson（1976）即以一項跨國

1 網址；http；//news.yam.com/ettoday/today_focus/news/200208/200208241233120400.html（取用日期；

2002/11/28）、2 參考網址；http；//be1.udnnews.com/2002/5/6/NEWS/OPINION/PUBLIC-FORUM/809698.shtml（取用日

期；2002/11/28）、

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研究指出　台灣社會的家庭中普遍對於兒子具有強烈偏好（preference）、之後　Greenhalgh

（1985）的研究結果顯示　台灣父母對於子女的投資策略普遍偏好投資兒子多於女兒、

而根據林忠正與林鶴玲（1993）利用八十年度第二次的「台灣地區社會意象調查」資

料　及 1991年 1月份的「台灣地區社會變遷基本調查」資料之研究結果亦顯示　台灣

的父母對子女在人力與Ὁ人力資本的投資上普遍偏好於兒子　不過他們同時指出這種

「性別偏好」的程度有族群3上的差異存在、陳祥水（1994）的田野調查研究結果也指

出　雖然台灣現行民法已規定女兒與兒子具有相同繼承權利　但仍然有不能接受「男

女平等」繼承的事實存在、

這樣的論點被 Lin（林鶴玲）（1998）的研究結果所支持　Lin分別從父母對於子女

的投資與子女對於父母的回饋這兩個角度　探討家庭資源配置策略的族群性別差異、

她指出外省族群無論在投資教育或是分配家產給子女方面　偏好兒子的程度均不及本

省 南與本省客家族群、而在林鶴玲與李香潔（1999）所做的質化研究中　也針對本

省 ，客及外省族群在家庭中的性別資源配置情形進行詳盡的分析與論▲　並指出家

產繼承性別偏好的族群差異　源於外省族群的性別角色不如本省 ，客族群僵固與傳

統之故、

上▲兩個研究的觀點均認為家產分配的性別不平等情況有族群上的差別　但 Lin

在 2001年的研究結果（Lin 2001）則指出　族群與父親的職業對於家產繼承性別偏好

的影響並不顯著、性別，年齡，家庭居住地的都市化程度，父母教育程度以及受訪者

家中兄弟姊妹人數才是決定台灣社會的家產繼承性別偏好之因素、這個結果顯示家產

繼承性別偏好上的族群差異情形　有可能是透過與族群相連結的其他因素作用而產生　

因此族群對於家中分產性別偏好的重要影響力　或許只是一個迷思、

從境況學派（the circumstantial approach）的觀點來看　族群是基於不同的歷史背

景所形成的一群人　而這群人所累積的共同生活經驗是形成族群凝聚力，整合群體利

益，建立社會網絡及形成群體意識的基礎（Scott 1990·李廣均 1996）、因此族群對於

家產繼承性別偏好的影響　可能透過了與族群有所關聯的社會結構位置而產生、故欲

探討家產繼承性別偏好的決定因素為何　除了考量族群的影響力之外　其他的因素也

必須加以考量、

（一）世代

世代的差異可反映出本省族群與外省族群在資產擁有上的境況改變情形　也能反

映出性別角色的僵固與傳統情況、林忠正等（1993）的研究指出　第一代外省族群與

本省族群相比　其資產的擁有雖不如本省族群　然而這種狀況到了第二代外省族群已

有明顯的改善、第一代外省族群之所以缺乏資產　主要的原因可能是他們在原生家庭

尚未分家時　即已遷移來台　因而尚未繼承家產、因此　隨著世代的移轉　外省族群

3 此處的族群只包含本省 南，本省客家及外省等三個漢人族群、

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在資產的擁有上將逐漸與本省族群拉近距離、

除此之外　世代的差異也反映了性別態度的轉變（林鶴玲等 1999）　雖然本省

南，客家族群在家產繼承方式上的性別偏好情況較外省族群嚴重　但是隨著世代的替

換　較年輕世代的重男輕女家產繼承情形或許會比年Ἴ的世代減少、因此隨著世代的

交替　族群之間在家產繼承上的性別差異程度應會逐漸縮小、

（二）婚姻狀況

林鶴玲（Lin 1998　2001·林鶴玲等 1999）在研究著作中均援引 Greenhalgh（1985）

的代間契約理論（Intergeneration Contract Theory）　指出女兒與兒子在原生家庭中的地

位差異　是因為父系社會的性別角色期待之嫁娶觀念所致　由此看來婚姻狀況也可能

是影響家庭中繼承實踐的因素之一、基於繼嗣，奉養及祭祀等需求　再加上父系傳承

的性別角色期待　兒子被視為是家產的合理繼承人　至於女兒則因為終究會嫁出去而

普遍被認為不應分得原生家庭中的財產、

不過陳祥水（1994）在其對於屏南農村的研究中指出　女兒並Ὁ完全沒有繼承家

產的權利、尚未出嫁的女兒其實也能分得一些土地資產　並能自由決定要與家中那位

兄弟同住　但是一旦她結婚或是去世　其所擁有的資產才全歸那名與之同住的兄弟所

有、由此可知　個人結婚與否對於家庭中家產繼承性別偏好可能具有影響　或許在女

兒尚未結婚之前仍然具有分家產的權利、

林瑋嬪（2000）針對台灣西南的萬年農村（ 籍福佬人）所進行的田野研究結果

指出　結婚儀式與傳統漢人實踐親子義務及權利的重要性一脈相承　個人在完成其本

身的婚姻之後　接下來便要擁有足以傳承父系家庭的男嗣，奉養父母並將子女養大再

為其完婚　待年老時再由子女奉養　死後由子女祭祀　這些漢人社會所重視的親屬權

利義務鞏固了父系傳承的規範、

在父系繼嗣法則運行的社會脈絡之下　基於父系繼嗣原則的從夫居習俗　結婚對

於女方而言是一種身份轉換的儀式　完婚後便表示她與原生家庭的父系祖先關係將暫

告結束　而女方的家人也將會「失去」一位家庭成員、但是對於男方的家庭而言　結

婚代表的是家庭中新添一名成員　使得男方家族的血脈得以傳承下去、由於結婚也象

徵著個人已經成年獨立（林瑋嬪 2000）　因此在父系繼嗣法則運行的台灣社會中　無論

是女兒結婚或是兒子結婚　家中的家產繼承性別偏好都較有可能採取只分給兒子的方

式、

（三）社會結構位置

社會結構位置包含了原生家庭居住地，上一代的教育程度與經濟結構位置，以及

家庭結構等概念　以下分成四個部分進行討論、

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1.原生家庭居住地

與Ὁ都會區相比　都會區的居住經驗會產生較為開放的觀念與態度（伊慶春 1997·

伊慶春，陳玉華 1998·章英華 1994·陳肇男 1996）、都市化（urbanization）反映出

都市的結構性衝擊對於人們的財產分配態度之影響效力（Lin 2001）　換言之　居住地

的都市化情況可以反映出父母在投資Ὁ人力資本於子女時的性別偏好與策略、

由於在都市化層次較 的地區　家族成員間互動 率降低　家族內部成員或個別

家戶在經濟上的結合或依賴下降　因此親友的各項社會支持與家戶經濟資源的關係　

並不如都市化層次較低的地區那麼密切（林松齡 1990）、這或許會使得居住於都會區

的父母在決定分配家產時　較不易受到家族成員或傳統觀念的牽絆、基於這樣的觀點

可推論；原生家庭居住地在都市化程度較 地區的受訪者　由於其性別態度較不傳統　

其所接受的家產繼承方式可能較居住在Ὁ都會區者公平　而家產繼承的性別偏好也較

輕微、

就族群的居住地區分佈而言　第一代外省族群相較於同年齡的本省人　有較 的

比例集中於台北， 雄等都會地區（駱明慶 2001）、因此都市化的衝擊或許也是造成

族群在家產繼承方式上產生差異的因素之一、而家產繼承性別偏好的族群差異　或許

是因為她們所接受的都市化程度不同所致、

2.父母的教育程度

伊慶春（1985）4指出　雖然父母年老時由兒子扶養的價值觀　普遍深植於國人心

中　但是隨著教育程度的提 　這樣的價值觀與偏好也會相對地減少、

這個結果顯示出 教育程度者與低教育程度者相比　較不會偏好與兒子同住　也

比較不會墨守傳統的家庭觀念、因此在家產繼承的性別偏好上　父母教育程度較 者　

家中較有可能採取較不偏好兒子的的家產繼承方式、

而在教育取得的族群差異方面　林忠正等（1993）發現外省族群的教育程度優於

本省 南及本省客家族群　教育程度在大學程度者以外省族群的比例最 （24.6％）、

由於國民政府推行了國語政策　而早期在本省 南與本省客家族群之間　國語的使用

既不普遍，也不方便　因此在教育的取得上　外省族群相對地在國語及作文方面佔較

大優勢　因而形成外省族群較優勢的升學率（駱明慶 2001）、

薛承泰（1996）的研究結果亦指出　雖然隨著世代的變遷　族群對於教育取得的

影響力降低　但是在出生於民國四十五年之前的世代（大約四十歲以上的人口群）中　

外省男性在初中畢業後升上 中的機率相對而言最 　而本省女性則相對地最低、因

此　族群間在家產繼承性別偏好上的差異表現　也有可能是因為她們教育程度不同所

4 伊慶春（1985）使用 1981年行政院主計處舉辦的「台灣地區國民對家庭生活與社會環境意向調查」作

為主要分析資料　並以 1984年內政部營建署國宅組針對基隆市，台北市，台南市， 雄市， 雄縣等

五大縣市之國宅住戶的「國宅住戶意願」資料為輔助、

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致、除了教育成就的影響之外　教育的形式也影響了性別的觀念、早期的本省 ，客

族群在日據時代接受日本教育　受到兩性分工與性別規範的教化（陳惠雯 1999）　因

此本省族群在性別觀念上或許較外省族群保守、是故族群在家產繼承性別偏好上的差

異　與其在教育程度取得方面的差異有關係、

3.父母的經濟位置

家庭（household）一方面為生產工作的主要位置（major site）　另一方面則是資源

分配情形的重要機制（important device）（Lin 1998）、而父母經濟分工的位置關係著家

庭資源的擁有狀況　因此可以視為是家庭經濟資源的反映　另外基於產業與職業類屬

所接觸的職務性質　父母的經濟位置也反映了家庭中對於傳統觀念的遵從狀況、

由於許多外省人在國民政府撤退前即為公務人員　且部分外省人基於無Ἴ久居住

台灣的打算而選擇平穩的公部Ἵ　再加上政府任用政策的偏袒，外省族群因社會資源

缺乏及語言隔 　不易在以本省人為主的民營部Ἵ發展等因素　使得國民政府遷台初

期　外省人相對地集中於公共部Ἵ或是集中於服務業　而本省 南與客家人相對地集

中於民營部Ἵ、族群間的就業部Ἵ差異情形Ὁ常明顯（林忠正等 1993·李廣均 1996）、

在職業分佈上　本省 ，客族群務農的相對比例較 （林忠正等 1993）　根據陳

祥水（1994）對於屏南農村的研究發現　屏南村民普遍不能接受女兒分家產的權利　

這個結果彰顯了務農業者家庭與性別觀念較保守的情形、林瑋嬪（2000）針對台灣西

南農村的田野研究也發現　漢人父系繼嗣運作法則的重男輕女觀念在萬年村中根深蒂

固、探究務農業者在家產繼承上重男輕女的原因　仍舊可以從經濟與家庭性別角色期

待的觀點去解釋、由於早期農業生產需要投入大量的生產力　因此務農業者家中Ὁ常

需要人力　在傳統家庭性別角色期待之下　兒子被視為是能夠提升家中經濟狀況的幫

手　但是女兒則被認為無法提供足夠生產力　只能協助家務瑣事而已、在這種情形下　

家中的田產幾乎都只會分給兒子、

自 1960年代後期開始　台灣在國際間的分工位置由原先密集發展的農業轉變成了

工業與製造業　而政府對於國家的發展策略也強調「以工業培養農業　以農業發展工

業」的目標、這樣的政策轉變使得農業部Ἵ的人口急速收縮　而農業部Ἵ剩餘的人口

與資本大批流動至製造業部Ἵ與工業部Ἵ　且人口大量往都市移動、但是行之已久的

重男輕女家產分配觀念早已根深蒂固　因此務農業者在家產繼承方式的表現上　可能

仍因固守傳統性別分工規範而偏好只分給兒子、

1960年代後期自農業部Ἵ流向工業與製造業部Ἵ的務農工作者　在職業上從原先

的農人身份轉變為藍領工人　不過根深蒂固的重男輕女觀念並未因為職業的轉換而有

所轉變、因為從事藍領工作職業者的職務性質仍然具有勞動密集性的特質　而且其工

作性質也強調遵守固定模式與規範、這可能使得藍領工作者基於職務性質及工作模式　

對於性別角色的態度較可能服從於傳統規範、因此藍領工作者的性別觀念或許也會比

較傾向於保守的觀點　而在分家產給子代時較會採取只分給兒子的方式、至於專業性

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的工作人員或是白領階級的工作者基於職業上處理的性質　其觀念可能較務農者與藍

領工作者開放　因此在分家產給子代的表現上　較可能會採取只分兒子以外的其他方

式、

族群在家產繼承性別偏好的差異表現　或許是因為族群在經濟結構位置上的差異

所致　因為原先在農業部Ἵ中所佔之相對比例較 的本省 ，客族群　在 1960年代後

期開始　轉而流動並相對集中於工業，製造業部Ἵ、而外省族群則基於政府在任用公

務員政策上的偏袒　以及因為語言使用的便利性在教育取得上的相對優勢　相對集中

於公家機關或是服務部Ἵ　從事較具專業性的工作或是擔任白領工作人員、由此可推

論；族群對於家產繼承性別偏好的影響力　或許與其在經濟位置方面的差異有關係、

父母教育程度的提升，專業性工作機會的增加　會使得經濟所得與能力明顯提 　

這不但使得父母在晚年較有能力獨立自住　讓子女與父母同住的比例下降　也使得奉

養父母的責任從兒子的權利義務　逐漸轉變為兒女共同分擔的責任（文崇一 1991·伊

慶春，陳玉華 1998）、由此可推論　若父母的所擁有的資源愈多　則愈不會依循傳統

的觀念　也較可能自給自足　不會投資資本於子女身上　而在子代的家產分配考量上　

也較有可能不採取偏好兒子的分產方式、

4.家庭結構

家庭經濟型態與家庭結構組成均是影響女性在家庭中資源分配情形的重要因素　

前者表現在不同職業的家庭型態　後者則展現在家庭親族規模對家庭性別角色形塑的

社會壓力之上（Lin 2001）　前者往往影響了後者、

Becker（1997）認為　繼承並Ὁ嚴格的由生物與文化過程等本質上的特性決定　

一部份乃是取決於家庭的控制　而在較大結構的家族中　對於家產繼承方式的決定　

其他家族成員與父母具有相同影響力　不過在核心家庭裡父母與孩子的關係比其他親

戚密切（p.250）、Lin（2001）的研究結果支持了這個論點　即；家庭結構影響了家庭

內角色規範的形成、大家庭中的人際互動和傳統社區生活的監督壓力　會形成一種確

保家庭中各個成員遵守適當社會角色的社會網絡　這種社會網絡產生一股強大的社會

壓力　形塑家庭內對於女兒與兒子資源分配之規範、因此家庭結構的大小對於家產繼

承方式產生影響　家庭結構較小的家庭　較有可能採取比較公平的分產方式、除此之

外　在 Lin（2001）的研究結果中也顯示出　兄弟姊妹的人數影響了家產分配的方式　

家中兄弟姊妹人數越多者　家中的家產繼承方式越傾向於只分給兒子的方式、

Greenhalgh（1985）認為當家庭內的資源有限時　基於經濟的考量再加上性別角色

的期待　父母親會選擇重男輕女的投資策略、因此家中有無男性繼承人　對於家庭的

家產繼承性別偏好也可能會有影響、

在家庭型態的族群差異上　由於本省 ，客族群在務農的比例上較 （林忠正等

1993）　基於對家庭生產力的需求　她們的家庭結構多為大家庭、早期客家族群傾向於

「聚族而居　數代同堂」　雖然分家是在所難免的事　且傳統客家人在分家後即各管各

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業　但是她們有著「分屋不分廳」的風俗（黃火興等 1991）　這有助於維繫客家族群

的社會關係網絡、

而 1949年前後遷台的外省族群　由於人口成分多為年輕的夫妻或是單身軍人　因

此與本省 南及客家族群相比　其家庭結構較可能為折衷或核心家庭（林鶴玲等 1998）、

在家庭結構較小的情形下　外省族群的出嫁女兒與原生家庭的聯繫較強（Lin 2001）　

即使在出嫁後仍與原生家庭的關係密切　因此父母在決定分家產時　或許比較有可能

分配給女兒、而族群在家庭結構上的差異　或許正是致使不同族群在家產繼承性別偏

好表現上產生差異之重要因素、

綜上所▲　本研究接續著前面學者（Lin 1998　2001·Williamson 1976·林瑋嬪 1990·

陳祥水 1994·林忠正等 1993·林鶴玲等 1999）的研究結果　針對所欲釐清的研究問

題　提出以下四個研究假設、

假設一；在沒有考量社會結構位置的影響之下　族群是決定家產繼承性別偏好的重要

因素·

假設二；世代是家產繼承性別偏好的重要因素　即使在加入世代的影響之後　族群的

影響仍顯著·

假設三；婚姻狀況是家產繼承性別偏好的重要因素　即使在加入婚姻狀況的影響之後　

族群的影響仍顯著·

假設四；社會結構位置是家產繼承性別偏好的重要因素　在加入社會結構位置等因素

的影響之後　族群的影響力消失·

三，研究方法

（一）研究樣本介紹

本研究所使用的資料來自「台灣地區社會變遷基本調查計畫第四期第二次」的家

庭組　該計畫於中華民國九十年七月執行（章英華主持 2001）、這個調查計畫以全台

灣地區 20到 94歲的人口為母群體　共計完成 1979份有效樣本、由於本研究並未考量

通婚家庭的問題　且主要的研究對象是漢人　因此研究對象的族群以父親籍貫為主　

並將原住民與外籍人士從樣本中排除、經過刪除不適合的樣本之後　已分家產者的總

有效樣本數為 512人（請參考表一）、在已分家產者的性別比例上　女性與男性的比例

接近 1；1　並且具有以下八個特性；

一， 南族群佔有效樣本的絕大多數·

二，年齡偏老　四十一歲以上的人佔七成·

三，已分家產者多結過婚·

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四，已分產者的原生家庭居住地多集中在Ὁ都會區·

五，已分產者的父親教育程度偏低·

六，多數已分家產者十八歲時父親所處之行業為初級產業·

七，多數已分家產者十八歲時父親主要職業為農林漁牧·

八，多數已分家產者家中有兄弟、

（二）使用變項

本研究的依變項為「家產繼承性別偏好」　其在問卷中的原題目為；「請問您家是

怎麼分家產給您們兄弟姊妹的：」、由於在台灣的社會中　家產繼承的方式普遍重男輕

女　而且有效樣本人數很少　為了彰顯女兒與兒子在繼承家產權利上的差異　「家產繼

承性別偏好」這個變項的類別　由原來的八類合併成以下兩個類別　並且使用虛擬變

項加以定義、

1. 只分給兒子；包含「只有兒子分　且由兒子均分」，「只有兒子分　但不均分」這兩

個部分·

0. 其他分法；包含「獨生子女獨分」5，「只有女兒分　且由女兒均分」，「只有女兒分　

但不均分」，「子女平均分」，「子女都分到　但兒子多　女兒少」，「其他」等六個部

分、

至於本研究所使用之自變項除了將性別採用虛擬變項的方式定義（女＝1　男＝0）

之外　還包括族群，世代，婚姻狀況，社會結構位置（原生家庭居住地，父親教育程

度，父親經濟結構位置，家庭結構）等四個部分　所有自變項均為類別變項、在過去

的父權制度下　一家之主往往指涉了父親這個角色　這意味著父親的社會地位，教育

程度甚至價值觀　均對於整個家庭的運作具有直接的影響力、因此本研究在族群方面

以父親的籍貫做為受訪者的族群　而在教育程度與經濟分工這兩個概念上　亦以父親

的教育程度及產業別，職業別為主、

1.族群

受訪者族群是本研究中最主要的自變項　以父親籍貫為依據　分為本省 南族群，

本省客家族群及外省族群三類　本研究以外省族群為對照組、

2.世代

世代主要分為 40歲以下，41至 60歲及 61歲以上等三組年齡人口群　並以 40歲

5 「獨生子女獨分」雖包含「獨子獨分」的情況　但是這情況由於家中僅有一個繼承家產者所致　因此

本研究將此種情況視為「只分給兒子」以外的分產方式、

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以下的世代做為對照組·對於世代的區隔該以多久做為畫分的基礎並無定論　而在本

研究中　61歲以上的世代指的是大約出生在 1907年至 1930年之間的年齡人口群　其

在世代分佈上類似於周婉窈（2003）所定義的「戰爭期世代」、在這段時期出生的人　

大致在成年時期經歷過日本戰敗投降及國民政府遷台時期的轉折、而 41歲至 60歲的

年齡人口群　大約出生於 1941年至 1960年之間　這段時期出生的人約莫在成年時期

經歷臨到 1960年代開始的一連串工業，經濟的成Ἴ、至於 40歲以下的年齡人口群　

則大約在 1960年至 1980年出生　由於從 1980年後政府解嚴，社會繁榮安定　因此這

段時期出生的人　成年時是處在一個經濟繁榮的社會環境之中　本研究基於這個理由　

將 40歲以下的世代做為對照組、

3.婚姻狀況

婚姻狀況包含了「未婚」與「已婚」兩個類別　用虛擬變項的方式加以定義　以

「未婚」做為對照組、

4.社會結構位置

家庭背景主要包括了「原生家庭居住地」，「父親教育程度」及「父親經濟結構位

置」及「家庭結構」這四個概念；

A.原生家庭居住地

「原生家庭居住地」以「受訪者十五歲以前居住最久之地區」這個變項加以測量　

為了顯現都市化對於家中資產擁有及家產繼承方式的影響　因此將首都台北市單獨列

出　而將 雄市與省轄市合併　最後則將台北市， 雄市與省轄市以外的縣市列為其

他縣市　共分成三部份、由於居住在Ὁ都會區的人口數最多　因此以Ὁ都會區做為對

照組、

B.父親教育程度

「教育程度」乃是以「父親教育程度」為依據　分為初等教育（國，初中以下），

中等教育（ 中， 職，專科學校）， 等教育（大專以上）三組、由於初等教育的人

數最多　因此將其做為對照組、

C.父親經濟結構位置

「經濟結構位置」這個概念能夠反映家中資產擁有情形（林忠正等 1993）　其主

要以「受訪者十八歲時父親所處之行業」與「受訪者十八歲時父親主要的職業」這兩

個變項作為測量依據、

「受訪者十八歲時父親所處之行業」包含了初級產業，次級產業，以及三級產業

這三個指標　由於初級產業人數最多　故以其做為對照組、至於「受訪者十八歲時父

親主要的職業」則分為管理或專業人員，白領工作人員，農林漁牧工作人員，藍領工

作人員等四組　基於職務性質之故　以管理或專業人員作對照組、

- 12 -

D.家庭結構

Lin（1998）在研究中發現　家中兄弟姊妹的人數對於實際分產情況的影響並不重

要、她認為女兒在兄弟姊妹人數少的情況中能分得較多家產的原因　可能是在分家時

缺乏男性競爭者所導致的結果、對此　本研究的家庭結構主要由「有無兄弟」這個變

項做測量依據　並使用虛擬變項的方式加以定義（有＝1，無＝0）、

（三）分析方法

Lin（2001）曾利用多元迴歸統計法對於性別偏好的繼承實踐（gender-biased

inheritance practices）之差異進行分析、在分析的統計模型中　雖然 Lin（2001）將受

訪者家中兄弟姊妹人數做為控制變項　而且利用逐步多元迴歸的方式針對決定財產權

的性別態度之影響因素進行分析　不過她並沒有專對決定繼承實踐的因素進行逐步的

迴歸分析　因此無法進一步得知哪一個因素是影響繼承實踐的主要因素、

此外 Lin（2001）利用多元迴歸法分析的結果只能看出影響力顯著的自變項與繼承

實踐之間的方向性　並不能比較各主要自變項的具體差異情形、而 Lin（2001）將年齡，

居住地區都市化程度，父母的教育程度及父親的職業地位視為連續變項　同樣只能看

出一個大致的方向性　無法對於各主要自變項的類別進行比較、對此　本研究利用邏

輯迴歸分析法檢證影響家產繼承性別偏好的因素為何、

四，研究發現

（一）分產原因

致使受訪者家中分配家產的原因（請參考表三）主要為父親過世（38.9％）　其次

為受訪者或兄弟姊妹結婚（21.2％）、不管是哪一個族群　分家產原因也是以這兩者為

主、這個結果顯現出父親在家庭中的重要地位　以及子代結婚對於分家的象徵意義　

而大多數的受訪者在四十歲以前（75.8％）便已分得家產6、

（二）各主要自變項與家產繼承性別偏好之間的關係

表四的結果顯示族群，性別，世代，婚姻狀況，社會結構位置（包含原生家庭居

住地，父親教育程度，父親所處之行業及職業及家中有無兄弟）皆與家產繼承性別偏

好有顯著的相關、在性別的差異上　女性受訪者與男性受訪者回答只分給兒子的相對

比例都很 　這意味著無論女性或是男性受訪者其所接受的家產繼承方式是相似的　

6 在此處本應釐清已分產者及其兄弟姊妹結婚時間與父親過世時間先後順序為何　然而受限於變遷資料

的限制　故只能知道已分產者分家產時的年齡、

- 13 -

這個結果顯示在台灣社會的家庭中　重男輕女的家產繼承性別偏好十分普遍、

而在家產繼承性別偏好的族群差異上　相對多數的本省 南族群（68％）只分給

兒子　本省客家族群回答只分給兒子的相對比例與本省 南族群接近（60.3％）　而相

對多數的外省族群則是回答其他的方式（53.1％）　從這裡可以發現本省 南族群的家

產性別偏好最明顯　其次為本省客家族群　而外省族群的家產繼承性別偏好則程度最

輕微、

至於從受訪者的世代差異來看　愈年輕的世代其家庭中的家產繼承性別偏好愈不

明顯（43.6％）　愈年Ἴ的世代則愈明顯（75.4％）、至於從受訪者的婚姻狀況來看　結

過婚的受訪者相較於從未結婚的受訪者而言　回答只分給兒子方式的相對比例較

（66.7％）、其中離婚或喪偶者的家產繼承方式是只分給兒子的相對比例最 （71.2％）　

其次是結婚或同居者（66％）　未結婚者回答其他方式的相對比例較 （62.2％）、

在社會結構位置等因素與家產繼承性別偏好之間的關係上　原生家庭居住地在其

他市鎮者只分給兒子的比例最 （68.5％）　原生家庭居住地在台北市者　偏好其他家

產繼承方式的比例最 （66.7％）、受訪者父親教育程度為初等教育者　其家庭偏好只

分給兒子方式的比例最 （66.6％）　而受訪者父親教育程度為 等教育者則最偏好於

其他的繼承方式（84.6％）、

受訪者十八歲時父親所處之行業為初級產業者　回答只分給兒子方式的比例最

（71.2％）　而父親所處之行業為三級產業者　則有較 比例回答其他的繼承方式（49％）、

受訪者十八歲時父親主要職業為農林漁牧工作人員者　相對於其他三種職業而言　回

答只分給兒子的家產繼承方式的比例最 （70.8％）　而父親主要職業為管理或專業人

員者　相對於其他三種職業而言　則有較 比例回答其他家產繼承方式（50.3％）、至

於在家庭結構方面　家中有兄弟者的家庭之家產繼承方式為只分兒子的比例最

（69.1％）、

在瞭解各主要自變項與家產繼承性別偏好的交叉分析結果後　為進一步瞭解影響

家產繼承性別偏好的重要因素為何　本研究分別針對全部樣本與 南樣本　使用二項

式邏輯迴歸分析法分析　結果如表五及表六所示、

（三）決定家產繼承性別偏好的因素

1.全部樣本

表五為決定家產繼承性別偏好之因素的邏輯迴歸分析結果　分析對象為全部樣本　

共分為四個模型、模型 A僅分析族群對家產繼承性別偏好的影響　模型 B加入了世代

差異　模型 C加入婚姻狀況　至於模型 D則再放入社會結構位置等其他控制變項、

表五的模型 A結果顯示　族群對於家產繼承性別偏好具顯著影響（p<0.05）、本省

南族群的家庭在家產繼承性別偏好的表現上　比外省族群更有可能採取只分給兒子

- 14 -

的家產繼承方式、

表五的模型 B結果顯示　加入世代差異之後　族群對於家產繼承性別偏好的影響

力依然存在　本省 南族群的家庭較外省族群的家庭更有可能採取只分給兒子的方式、

而世代差異對於家產繼承性別偏好的影響力也顯著　最年Ἴ（61歲以上）的年齡人口

群　比起最年輕的年齡人口群更有可能回答只分給兒子的家產繼承方式、因此在表五

的模型 B中　族群與世代均為影響家產繼承性別偏好的因素、

表五的模型 C結果顯示　加入婚姻狀況變項之後　族群與世代對於家產繼承性別

偏好的影響力依然顯著　本省 南族群較外省族群更有可能回答只分給兒子的方式、

最年Ἴ（61歲以上）的年齡人口群與最年輕的年齡人口群相比　更有可能回答只分給

兒子的家產繼承方式、而婚姻狀況對於家產繼承性別偏好的影響力也顯著　結過婚的

受訪者相對於從未結過婚的受訪者而言　其家中較有可能採取只分給兒子的方式、因

此在表五的模型 C中　族群，世代與婚姻狀況均為影響家產繼承性別偏好的因素、

表五的模型 D結果顯示　加入了社會結構位置（原生家庭居住地，父親教育程度，

父親所處之行業，父親主要職業，家庭結構）等控制變項之後　族群的影響力消失了　

但是世代與婚姻狀況的影響力依然穩定、最年Ἴ（61歲以上）的年齡人口群與最年輕

的年齡人口群相比　更有可能回答只分給兒子的家產繼承方式　而結過婚的受訪者相

對於從未結過婚的受訪者而言　其家中較有可能採取只分給兒子的方式、

在表五模型 D中　所有控制變項對於家產繼承性別偏好的影響力均顯著、原生家

庭居住地在台北市的受訪者　與居住在在Ὁ都會區的受訪者相比　家中更有可能採取

其他的家產繼承方式、父親教育程度為 等教育的受訪者　相較於父親是初等教育的

受訪者而言　更有可能回答接受過其他的家產繼承方式、父親處於次級與三級產業者　

相較於父親處於初級產業者而言　更可能回答接受過其他的家產繼承方式、父親主要

職業為藍領工作人員的受訪者　相較於父親為管理或專業工作人員的受訪者而言　其

家產繼承方式較有可能為只分給兒子、而家庭中有兄弟的受訪者　其家中較可能採取

只分給兒子的家產繼承方式、

為了確定族群與社會結構位置之間的關係　本研究進一步檢測族群與社會結構位

置等因素的交互作用　發現當加入族群與社會結構位置的五個互動項時　所有的互動

項對於家產繼承性別偏好之影響皆不顯著　而其他因素對於家產繼承性別偏好的影響

大致沒有改變、這個結果顯示　族群對於家產繼承性別偏好的影響　雖然因為社會結

構位置的調節而消失　但是族群和社會結構位置之間並不存在交互作用的關係、

由於在全部有效樣本中　本省 南族群所佔的人數最多、再加上全部樣本之分析

結果顯示　本省 南族群的家庭較外省族群更有可能採取只分給兒子的方式　而本省

客家族群與外省族群之間並無顯著的差異、因此本研究進一步針對影響本省 南族群

家產繼承性別偏好的因素做分析、

2. 南樣本

- 15 -

表六為決定 南族群家產繼承性別偏好的邏輯迴歸分析結果　共分成三個模型、

模型 A僅分析世代對於家產繼承性別偏好的影響　模型 B加入了婚姻狀況　而模型 C

則加入了社會結構等其他控制變項、

表六的模型 A結果顯示　世代差異對於家產繼承性別偏好具有顯著影響、相對於

最年輕的 南族群（40歲以下）　最年Ἴ的 南族群（61歲以上）家中的家產繼承性

別偏好　較有可能為只分給兒子的方式、

表六的模型 B結果顯示　加入婚姻狀況的變項之後　世代對於家產繼承性別偏好

的影響力依然存在　最年Ἴ（61歲以上）的 南族群與最年輕的 南族群相比　更有

可能回答只分給兒子的家產繼承方式、而婚姻狀況的影響力也顯著　結過婚的 南族

群與從未結過婚的 南族群相比　家中更有可能採取只分給兒子的方式、在表九的模

型 B中　世代與婚姻狀況均為影響 南族群家產繼承性別偏好的因素、

表六的模型 C結果顯示　加入了社會結構位置等其他控制變項之後　世代與婚姻

狀況的影響力仍然穩定　最年Ἴ的 南人口與最年輕的 南人口相比　其家中的家產

繼承性別偏好　更有可能為只分給兒子的方式·結過婚的 南族群與未結過婚的 南

族群相比　家中更有可能採取只分給兒子的家產繼承方式、

而在表六模型 C的控制變項中　只有原生家庭居住地，父親主要職業及家庭結構

這三個變項對於家產繼承性別偏好的影響力顯著、原生家庭居住地在台北市的 南受

訪者　與居住在在Ὁ都會區的 南受訪者相比　家中更有可能採取其他的家產繼承方

式、父親主要職業為藍領工作人員的 南受訪者　相較於父親為管理或專業工作人員

的 南受訪者而言　家中的家產繼承性別偏好更有可能為只分給兒子的方式·至於家

中有兄弟的 南受訪者家中的家產繼承性別偏好　比家中無兄弟的 南受訪者更有可

能為只分給兒子的方式、

3.討論

全部樣本的交叉分析結果顯示　雖然女性回答家中只分給兒子的比例較男性略 　

但普遍來講台灣家庭的家產繼承性別偏好均傾向於只分給兒子的方式、而外省族群，

最年輕的世代，從未結過婚者，原生家庭居住在台北市者，父親教育程度為 等教育

者，父親所處之行業為三級產業，父親主要職業為管理或專業人員者，家中無兄弟者　

家中的家產繼承性別偏好為其他分產方式的相對比例較 、

進一步以邏輯迴歸針對全部樣本分析後　結果顯示僅投入族群變項時　族群對於

家產繼承性別偏好的影響力顯著　這個結果驗證了假設一　但整體模型的解釋力僅為 1％、

加入世代變項後　族群的影響力穩定　世代的影響力也顯著　此結果驗證假設二　整

體模型的解釋力提升為 2.7％·在投入婚姻狀況之後　族群與世代的影響力穩定　婚姻

狀況的影響也顯著　此結果驗證假設三　整體模型的解釋力也提升為 3.7％、不過在全

部樣本的模型 A，B與 C中　族群在家產繼承性別偏好上的顯著差異僅顯現於本省

南與外省族群之間　本省客家與外省族群之間的差異並不顯著、

- 16 -

而在投入了社會結構位置等控制變項之後　族群對於家產繼承性別偏好的影響力

消失　不過世代與婚姻狀況的影響依然穩定　而所有控制變項的影響力均顯著、這顯

示社會結構位置的影響調節了族群對於家產繼承性別偏好之影響　此結果驗證假設四、

在僅投入家庭背景等四個變項時　整體模型的解釋力提升為 8.9％　當再投入家中有無

兄弟這個變項之後　整體模型的解釋力則大幅攀升為 15.9％　這顯現在所有控制變項

之中　以家中有無兄弟這個變項的影響力最重要、

綜上所▲　針對全部樣本之邏輯迴歸分析結果顯示　在僅投入族群，世代及婚姻

狀況三個變項時　族群，世代，婚姻狀況均為決定家中家產繼承性別偏好的因素、但

是加入了原生家庭居住地，父親教育程度，父親所處行業，父親主要職業及家中有無

兄弟這五個變項後　族群對於家產繼承性別偏好的影響便不再顯著、這顯示世代，婚

姻狀況，原生家庭居住地，父親教育程度，父親所處行業，父親主要職業及家中有無

兄弟等因素　影響了台灣家庭家產繼承的性別偏好情況、而被過去相關研究（林忠正

等 1993·Lin 1998·林鶴玲等 1999）視為對於家中投資子女的策略抉擇具重要影響的

族群因素　在控制變項加入後影響力消失　這可能是因為族群對於家中家產繼承性別

偏好的影響　乃是來自於族群本身社會結構位置的差異所致　因此族群對於家產繼承

性別偏好的影響力才會在控制變項加入後消失、

而針對 南樣本所做的邏輯迴歸分析結果則顯示　只投入世代這個變項時　世代

對於 南族群家產繼承性別偏好的影響力顯著　不過整體模型的解釋力僅為 2.7％、在

投入婚姻狀況後　世代與婚姻狀況的影響均顯著　而整體模型的解釋力提升為 3.4％、

在加進社會結構位置等控制變項後　世代與婚姻狀況的影響力仍穩定　但是控制變項

則只有原生家庭居住地，父親主要職業與家中有無兄弟這三個變項　對於家產繼承性

別偏好的影響顯著、當只投入原生家庭居住地，父親教育程度，父親所處行業與父親

主要職業等四個變項時　整體模型的解釋力只增加至 10％　而在投入家中有無兄弟之

後　整體模型的解釋力則大幅度提升為 16.8％、這個結果顯示　世代，婚姻狀況，原

生家庭居住地，父親主要職業與家中有無兄弟是決定 南族群家產繼承性別偏好的重

要因素　其中以家中有無兄弟的因素最為重要、

而對於 南族群而言　父親的教育程度與父親所處之行業則並Ὁ為決定其家產繼

承性別偏好的因素、換句話說　 南族群家中的家產繼承性別偏好表現　不會因為父

親教育程度與父親所處之行業不同而有所差異、而這也是 南樣本與全部樣本的最大

差異之處、但無論在全部樣本或是 南樣本中　世代，婚姻狀況，原生家庭居住地，

父親主要職業及家中有無兄弟均是對於家產繼承性別偏好影響顯著的因素　其中以家

中有無兄弟的影響力最大、

五，結論

在分家產的原因方面　父親過世與受訪者或其兄弟姊妹結婚是促成分家的兩個重

要原因　這顯示父親過世與家中有成員結婚都象徵著原生家庭的分化　或是新家庭的

- 17 -

衍生、

進一步探究家產繼承性別偏好的決定因素後　結果顯示　世代，婚姻狀況，社會

結構位置（原生家庭居住地，父親教育程度，父親所處行業，父親主要職業及家中有

無兄弟）均為影響台灣家庭家產繼承性別偏好表現之重要因素、在沒有考量社會結構

位置的影響時　本省 南族群相對於外省族群而言　家中較有可能採取較偏好兒子的

分產方式·而控制了社會結構位置之後　族群對於家產繼承性別偏好的影響消失、因

此　本省 南族群的家產繼承性別偏好之所以與外省族群不同　或許是這兩個族群本

身的社會結構位置之差異所致、

若分別解釋各個因素對於家產繼承性別偏好的影響　則在世代方面　年輕的世代

相對於年Ἴ的世代而言　家中的家產繼承方式會比較不偏好兒子、這似乎顯示隨著世

代的改變　台灣家庭在家產繼承方式上偏好兒子的情況會逐漸改善、而在婚姻狀況方

面　結過婚的人相較於未結過婚的人　家中較有可能採取偏好兒子的家產繼承方式、

這顯現在台灣社會中　無論女性或男性　未婚者的家庭之家產繼承性別偏好較不會那

麼明顯　婚姻狀況是一個決定家中分產方式的重要指標、

至於社會結構位置對於家產繼承性別偏好的影響　則具體顯現在原生家庭居住地，

父親教育程度，父親所處之行業，父親主要職業及家中有無兄弟等面向、首先在原生

家庭居住地與家產繼承性別偏好的關係上　就族群的居住地區分佈而言　第一代外省

族群相較於同年齡的本省人　有較 的比例集中於台北， 雄等都會地區（駱明慶

2001）、而居住在都會地區的人相對於居住在Ὁ都會區的人而言　家中雖然比較可能缺

乏土地等資產可以分給子女　不過由於住在都會區之家庭的觀念　相對地較Ὁ都會區

的家庭開放（伊慶春 1997·伊慶春，陳玉華 1998·章英華 1994·陳肇男 1996）　因

此原生家庭居住在都會區的受訪者　家中較可能採取不偏好兒子的分產方式、

在父親教育程度方面　出身於 等教育的家庭　相對於出身於初等教育程度的家

庭而言　家中的分產方式比較可能不偏好兒子、伊慶春（1985）發現教育程度較 的

父母　擁有的資源較多，較能夠自給自足　也較不會墨守老年與兒子同住或是由兒子

奉養的觀念、因此父親教育程度較 的家庭較不會偏好兒子　在分產時也相對地較可

能採取較不偏好兒子的方式　而本研究的結果支持這個說法、

至於在父親所處的行業與主要職業與家產繼承方式間的關係方面　在職業與行業

分佈上　本省 南，客家族群務農的相對比例較外省族群 （林忠正等 1993）、而無

論根據陳祥水（1994）與林瑋嬪（2000）的研究結果　或是從經濟與家庭性別角色的

觀點來看　均顯示務農業者在家產繼承的方式上較可能偏好兒子、不過　由於自 1960

年代後期開始　從農業部Ἵ流向製造業與工業部Ἵ的務農工作者　其職業身份從原先

的農人身份轉變為藍領工人　因此原先相對集中於農業部Ἵ的本省 南與客家族群　

轉而相對集中於製造業與工業部Ἵ、如第二章所▲　在 1960年代大部分的藍領工作者

是從務農工作者轉變的　再加上藍領工作者的職務性質　相對於專業或白領工作者而

言較強調遵守固定模式　故基於職務的性質加上其對於性別角色的看法較固守傳統規

- 18 -

範，性別觀念較傾向於遵從保守觀點　因此相對於管理或專業工作人員而言　藍領工

作者在家產繼承性別偏好上較可能偏好兒子、

除了世代，婚姻狀況，原生家庭居住地，父親教育程度，父親所處行業及職業之

外　在所有對於家產繼承性別偏好影響顯著的因素中　家中有無兄弟對於一個家庭在

分配家產時的性別偏好之影響最為重要、早期外省族群在流徙的情況下　人口成分多

為年輕的夫妻或是單身軍人　與早期本省 南族群相比　其家庭結構較傾向於折衷或

核心家庭　相較於家庭結構較大的本省族群　家庭內的規範壓力較小　因此比較能夠

不依循傳統規範　對於生男生女也較沒有特定偏好　且家中的家產繼承性別偏好也就

比較有可能不偏好兒子（林鶴玲等 1999）、

家中有兄弟的受訪者相對於家中無兄弟的受訪者而言　其家庭更有可能採取偏好

兒子的分產方式、這顯示即使受訪者的世代，婚姻狀況，家中經濟結構位置或是資源

擁有情況（家庭背景）一致　父系繼嗣法則的運作脈絡之下　有兄弟的家庭中　父母

仍會基於家庭性別角色期待與「效用極大化」的理性選擇　或是基於期待老年能夠得

到奉養的自利考量　較會採取只分給兒子的分產方式、雖然在只有女兒的家庭中　父

母也有可能採取招贅或是過繼兒子等重男輕女的分產方式　但是本研究受限於所使用

的資料　因此無法進一步確定、

而對於樣本人數最多的 南族群而言　只有世代，婚姻狀況，以及社會結構位置

中的原生家庭居住地，父親主要職業及家中有無兄弟對於家中家產繼承方式的影響顯

著　而最為重要的影響因素還是受訪者家中有無兄弟、至於父親教育程度及父親所處

行業則不是決定 南族群家產繼承性別偏好的因素、這個結果顯示對於 南族群言　

世代，婚姻狀況，居住地理位置以及家中有無兄弟的重要性　勝過了經濟因素的影響

力、這與 Greenhalgh（1985）7認為經濟因素是台灣地區性別化機制的主要因素的觀點

並不相同、

總而言之　本研究之研究結果較貼近林鶴玲（Lin 2001）的多元觀點、在現今台灣

社會中　家產繼承的性別偏好依然普遍存在於家庭中　雖然台灣現行之法令明文規定

女兒與兒子均具有繼承家產的權利　而且兩性平等的觀念越來越普及　但是現階段台

灣的家庭在家產繼承方式的表現上　仍然普遍重男輕女、而影響台灣家庭較偏好兒子

的家產繼承方式的原因為；世代差異，個人婚姻狀況，社會結構位置（原生家庭居住

地，父親教育程度，父親所處行業，父親主要職業及家中有無兄弟）等因素、但對於

本省 南族群而言　經濟資源擁有的因素比較不重要　反而是世代，個人婚姻狀況，

原生家庭居住地及家中有無兄弟的影響較重要、

雖然過去的相關研究（Lin 1998·林忠正等 1993·林鶴玲等 1999）　均視族群為

影響家產繼承性別偏好的重要因素　但本研究的結果並不支持這個說法、這個結果一

方面意味著族群對於台灣家庭家產繼承性別偏好的重要性可能是一個迷思；族群在分

7 Greenhalgh（1985）的研究對象為本省 南族群、

- 19 -

產方式上的差異可能源於其本身社會結構位置的差異·另一方面也意味著族群對於家

產繼承性別偏好的影響　或許可以完全由社會結構位置的影響所取代；以往族群反映

了人口地理分佈，教育成就取得，經濟結構位置的差異　但隨著時代的改變　不同族

群在這些面向上的差異可能已經逐漸減少、因此未來研究者若欲探討決定家產繼承性

別偏好的因素時　或許能夠著重在社會結構位置的差異對於分產方式的影響意義、

在研究限制方面　本研究主要面臨的限制為樣本分類與樣本人數過少這兩個問題、

首先是樣本分類的問題、本研究在探討家中資產擁有的情況及家產繼承性別偏好之初　

所指涉的資產專指土地，不動產等類屬的資產、但由於所引用的問卷資料並未確切區

分家產的類屬　因此在實際使用的變項中所指的家產乃是各種類屬的財產統稱　包含

了現金或土地資產等資產、這使得本研究除了無法確切釐清外省族群與本省 南，本

省客家族群在動產與不動產擁有情況上的差別　也無法確實探究台灣家庭在分配「不

動產」給下一代子女時的性別偏好情況為何、針對這個問題　若能在未來的研究中加

以釐清　或許能夠對於台灣社會的家產繼承方式有更清楚的瞭解　而族群的意義或許

會因而彰顯、

除了樣本資料中的家產分類問題之外　影響分產之重要生命事件的時間分析也是

本研究所面臨的另一分類限制問題、在台灣社會中　父親過世與受訪者結婚均是促成

家庭分產的重要因素　但由於研究的資料並不包含受訪者在父親過世時，自己結婚時

的年齡　因此無法進一步確認在這兩個因素之中　哪一個比較重要、換言之　本研究

既不能確定當父親健在但受訪者結婚時家中是否會分產　也無法確定相反的情形、關

於這一點　未來的研究可以著重於受訪者結婚時與父親過世時的年齡　並將這兩個時

間點和分產時的年齡作對照　以釐清哪個因素對於促成分產較為重要、

再來　是樣本人數過少的問題　其中又分成客家，外省族群樣本數不足　以及已

分家產者樣本人數過少這兩部分、在族群的樣本分佈比例上　本省客家族群與外省族

群的樣本比例Ὁ常小　這可能是致使本省客家族群無論在資產擁有情況上　或是在家

產繼承性別偏好的表現上　均與外省族群無明顯差異的原因之一、此外　族群因素對

於家產繼承性別偏好的影響　之所以會在控制了社會結構位置之後消失　也可能是因

為本省客家族群與外省族群的樣本數過少所致、因此　關於族群分佈比例的均衡，本

省客家與外省族群樣本數的數量掌握　也是未來相關研究需注意的部分、

至於已分產者有效樣本數過少的限制　則表現在本研究僅使用「家中有無兄弟」

這一變項做為測量家庭結構的概念之上、由於已分產者樣本數量本來就不多　因此經

過刪選後　符合「已分家產」且有回答「與父母同住情況」的受訪者　或符合「已分

家產」且有回答「家中有無兄弟姊妹」的受訪者　其有效的樣本數變得更少、再加上

經由統計分析之後　這兩個變項對於家產繼承性別偏好的影響效果並不顯著　因此未

將這兩個變項放入家庭結構之中、此外　本研究亦無法確實從有效樣本中得知受訪者

家中的家庭成員人數　主要原因除了問卷資料分類上的限制之外　已分產者的樣本人

數過少也是原因之一、針對這些情形　未來的研究若能維持適當的已分家產者之有效

- 20 -

樣本數　則或許能夠避免類似情形出現、

總之　性別平等觀念雖然逐漸被落實在台灣社會的各個層面　但根深蒂固的性別

觀念仍深植於家庭中、在探討台灣家庭偏好兒子的分產原因時　除了要考量到特殊的

族群差異問題，世代交替影響，婚姻狀況差異等面向　更應重視社會結構位置的影響、

本研究雖不支持「族群對於家產繼承性別偏好具有獨立影響意義」的觀點、但這並不

表示只要社會結構位置一致　則家產繼承性別偏好的表現便絕對沒有族群差異產生、

因此值得注意的是　當控制了社會結構位置等變項的影響之後　若族群間的家產繼承

性別偏好還有差異存在　那麼差異的來源可能是社會結構位置所無法取代的族群親族

壓力差異　或是各族群在社會網絡（social network）上的差別、至於實際上社會網絡

對於台灣家庭的家產繼承性別偏好之影響情況為何　則有待未來的研究進一步探究、

表一 樣本特性

次數分配（％）

總值 512（100）

受訪者性別

女 248（48.4）

男 264（51.6）

受訪者族群

本省 南 422（84.9）

本省客家 43（8.7）

外省族群 32（6.4）

- 21 -

受訪者世代

40歲 以下 117（22.9）

41至 60歲 253（49.4）

61歲 以上 142（27.7）

受訪者婚姻狀況

從未結婚 37（79.9）

結過婚 475（7.2）

受訪者原生家庭居住地

Ὁ都會區 413（81.5）

台北市 36（7.1）

雄市與省轄市 58（11.4）

受訪者父親教育程度

初等教育 407（85.2）

中等教育 58（12.1）

等教育 13（2.7）

受訪者 18歲時父親所處之行業

初級產業 306（61.3）

次級產業 95（19.0）

三級產業 98（19.6）

受訪者 18歲時父親主要職業

管理人員或專業人員 36（7.2）

白領工作人員 69（13.9）

農林漁牧工作人員 301（60.4）

藍領工作人員 92（18.5）

家中有無兄弟

有 446（97.3）

無 66（2.7）

- 22 -

表二

變項及

操作化

定義

變項 操作化定義

依變項

家產繼承性別偏好 只分給兒子＝1　其他＝0

自變項

受訪者性別 女＝1　男＝0

受訪者族群 以受訪者父親的省籍做為依據　分為；本省 南族

群，本省客家族群，外省族群

世代 以受訪者的年齡為依據　分為；40歲以下，41至

60歲及 61歲以上

婚姻狀況 已婚＝1　未婚＝0

社會結構位置

原生家庭居住地 以受訪者十五歲以前居住最久之地區表示　分為；

Ὁ都會區，台北市， 雄市與省轄市

父親教育程度 分為；初等教育（國，初中以下），中等教育（

中， 職，專科學校）， 等教育（大專以上）

父親經濟結構位置

受訪者十八歲時父親

所處之行業

包含；初級產業，次級產業，三級產業

受訪者十八歲時父親

主要的職業

分為；管理或專業人員，白領工作人員，農林漁牧

工作人員，藍領工作人員

家中有無兄弟 受訪者有兄弟＝1　受訪者無兄弟＝0

- 23 -

表三 受訪者族群與分家產原因之交叉分析

次數分配

（％）

受訪者族群

本省 南族群 本省客家族群 外省族群

分家產原因

父親退休 36（7.3） 34（8.2） 2（4.7） 0（0.0）

父親過世 191（38.9） 152（36.5） 22（51.2） 17（53.1）

母親過世 35（7.1） 28（6.7） 3（7.0） 4（12.5）

受訪者或兄弟姊妹結婚 104（21.2） 90（21.6） 8（18.6） 6（18.8）

受訪者或兄弟姊妹創業 26（5.3） 24（5.8） 1（2.3） 1（2.3）

受訪者或兄弟姊妹離家 16（3.3） 15（3.6） 0（0.0） 1（3.1）

其他原因 83（16.9） 73（17.6） 7（16.3） 3（9.4）

總值 491（100） 416（100） 43（100） 32（100）

- 24 -

表四 主要自變項與家產繼承性別偏好之交叉分析結果

次數分配（％） 家產繼承性別偏好（％） c2 test 顯著性

總值

512

只分給兒子

64.7

其他

35.4

受訪者性別

女 248（48.4） 68.6 31.5 3.2*

男 264（51.6） 61.0 39.0

受訪者族群 6.6**

本省 南 422（84.9） 68.0 32.0

本省客家 43（8.7） 60.5 39.5

外省族群 32（6.4） 46.9 53.1

受訪者世代 11.1***

40歲 以下 117（22.9） 56.4 43.6

41至 60歲 253（49.4） 62.5 37.6

61歲 以上 142（27.7） 75.4 24.7

- 25 -

受訪者婚姻狀況

從未結婚 37（7.2） 37.8 62.2 12.5***

結過婚 475（92.8） 66.7 33.3

受訪者原生家庭居住地 19.7***

Ὁ都會區 413（81.5） 68.5 31.5

台北市 36（7.1） 33.3 66.7

雄市與省轄市 58（11.4） 56.9 43.1

受訪者父親教育程度 15.8***

初等教育 407（85.2） 66.6 33.4

中等教育 58（12.1） 56.9 43.1

等教育 13（2.7） 15.4 84.6

受訪者 18歲時父親所處之行

業

14.7***

初級產業 306（61.3） 71.2 28.8

次級產業 95（19.0） 60.0 40.0

三級產業 98（19.6） 51.0 49.0

受訪者 18歲時父親主要職業 18.0***

管理人員或專業人員 36（7.2） 41.7 50.3

白領工作人員 69（13.9） 52.2 47.8

農林漁牧工作人員 301（60.4） 70.8 29.2

藍領工作人員 92（18.5） 64.1 35.9

受訪者的家中有無兄弟 29.4***

有 446（97.3） 69.1 30.9

無 66（2.7） 34.9 65.2

*； p<0.10 **； p<0.05 ***； p<0.01

- 26 -

表五 決定家產繼承性別偏好之邏輯迴歸分析（全部樣本）

家產繼承性別偏好（只分給兒子=1　其他=0）

A. 族群差異 B. A＋世代 C.B+婚姻狀況 D. C+社會結構位置

變項名稱 迴歸

係數

標準誤 迴歸

係數

標準誤 迴歸

係數

標準誤 迴歸

係數

標準誤 勝算比

- 27 -

受訪者族群

（外省族群=0）

本省 南 0.879** 0.369 0.782** 0.374 0.819** 0.376 -0.046 0.508 0.955

本省客家 0.550 0.472 0.500 0.477 0.559 0.481 -0.313 0.617 0.731

受訪者世代

（40歲以下=0）

41至 60歲 0.259 0.234 0.073 0.250 -0.049 0.289 0.952

61歲 以上 0.869*** 0.280 0.679** 0.301 0.904** 0.367 2.469

婚姻狀況

（從未結過婚=0）

結過婚 0.966** 0.386 1.144** 0.463 3.139

受訪者原生家庭居住地（Ὁ都會區=0）

台北市 -1.178** 0.504 0.308

雄市與省轄市 -0.507 0.345 0.602

受訪者父親教育程度

（初等教育=0）

中等教育 0.572 0.378 1.772

等教育 -1.491* 0.900 0.225

受訪者十八歲時父親所處之行業（初級產業=0）

次級產業 -2.185* 1.184 0.113

三級產業 -2.117* 1.187 0.120

受訪者十八歲時父親主要職業（管理或專業人

員=0）

白領工作人員 0.234 0.548 1.264

農林漁牧工作人員 -0.985 1.236 0.373

藍領工作人員 0.977* 0.518 2.658

家中有無兄弟

- 28 -

（無兄弟=0）

有兄弟 2.087*** 0.348 8.064

Constant -0.125 -0.390 -1.178 -0.980

Log Likelihood -315.483 -310.084 -306.891 -244.946

Pseudo- R2 0.010 0.027 0.037 0.159

N 497 497 497 452

*； p<0.10 **； p<0.05 ***； p<0.01

表六 決定家產繼承性別偏好之邏輯迴歸分析（ 南樣本）

家產繼承性別偏好（只分給兒子=1　其他=0）

A.世代 B.A+婚姻狀況 C.B+社會結構位置

變項名稱 迴歸

係數

標準誤 迴歸

係數

標準誤 迴歸

係數

標準誤 勝算比

- 29 -

受訪者世代

（40歲以下=0）

41至 60歲 0.265 0.259 0.030 0.278 -0.086 0.321 0.918

61歲 以上 0.911*** 0.305 0.682** 0.320 0.904** 0.396 2.470

婚姻狀況

（從未結過婚=0）

結過婚 1.159*** 0.427 1.385*** 0.507 3.993

受訪者原生家庭居住地（Ὁ都會區=0）

台北市 -1.943** 0.641 0.143

雄市與省轄市 -0.518 0.374 0.596

受訪者父親教育程度

（初等教育=0）

中等教育 0.709 0.433 2.031

等教育 -0.537 1.083 0.585

受訪者十八歲時父親所處之行業（初級產業=0）

次級產業 -1.925 1.206 0.146

三級產業 -1.755 1.224 0.173

受訪者十八歲時父親主要職業（管理或專業人

員=0）

白領工作人員 -0.100 0.628 0.905

農林漁牧工作人員 -0.746 1.282 0.474

藍領工作人員 1.000* 0.578 2.718

家中有無兄弟

（無兄弟=0）

有兄弟 2.020*** 0.369 7.536

Constant -0.390 -0.517 -1.367

- 30 -

Log Likelihood -310.084 -255.603 -204.464

Pseudo- R2 0.027 0.034 0.168

N 497 422 387

*； p<0.10 **； p<0.05 ***； p<0.01

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