1、家庭型态与夫妻决策权力1家庭型態與夫妻決策權力盧惠芬 摘要經過半世紀的工業化，雖然核心家庭已成為台灣地區最主要的家庭型態，但子女婚後與父母尤其是男方父母同住一段時間的情形仍相當普遍。而婚姻權力的探討源自西方，因此多假設夫妻權力的拉鋸是在一個私密隔絕的空間中進行。本研究探討在不同家庭型態中，夫妻各自擁有的資源對於個人決策權力的影響。實證分析採用華人家庭動態資料庫1999RI 與2000RI 資料，將家庭型態分成與夫方父母同住、與妻方父母同住，及小家庭三類。結果發現，與己方父母同住對己方的決策權力有加分的作用。此結果支持組織資源的論點。而資源的作用在與夫方父母同住及小家庭中也呈現顯著差異。與妻方父
2、母同住的家庭由於樣本數太少，未能做進一步的分析。 慈濟大學社會工作學系2綜觀現代社會中夫妻權力關係的文獻，從1950 年代的結構功能論、1960 年代的交換論，到1980 年代的女性主義觀點，工業化社會中夫妻權力關係（maritalpower）的研究，已累積了相當成果。但是，這些西方發展出來的理論，多假設夫妻權力的拉鋸是在一個獨立且隔絕（independent and isolated）的核心家庭中進行，忽略了不同家庭型態可能有的差異性。根據現代化理論，隨著一個社會工業化程度的提高，其家庭結構也將核心化（Smelser 1963; Goode 1963, 1964; Parsons 1943）
3、。但是，這個西方在現代化過程中的經驗，在亞洲並未完全複製。包括日本、台灣、南韓、新加坡等亞洲工業化或新興工業化國家，在二次世界大戰後快速的工業化過程中，雖然核心家庭的比重竄升，但並未完全如古德（Goode 1963）所預言的家庭結構核心化。父母與已婚子女（尤其是兒子）同住的情況依舊普遍。例如，65 歲以上的日本老人有60%與成年子女同住（Kumagai 1995）；新加坡和南韓60 歲以上老人與子女同住的更高達四分之三（WHO 1984）。在台灣，1999 年65 歲以上老人有73與子女同住（內政部2000）。簡言之，大家庭仍是東亞工業化社會主要的家庭型態之一。而雖然早在1980年，McDon
4、ald 在Journal of Marriage and the Family 每十年一次的回顧專文中，就呼籲研究者多著力於大家庭中夫妻的權力關係，但至今這個領域的研究仍寥寥可數。本研究探討家庭結構對夫妻決策權力的影響，希望能增進對這個重要但長久被忽略的議題的瞭解。文獻回顧婚姻權力（marital power） 指的是夫妻間的權力關係。婚姻生活是很私密、複雜、繁瑣，又絲絲縷縷，千頭萬緒的，尤其是夫妻間的權力互動更見微妙。如何測量婚姻權力，一直是研究上的一大挑戰。Olson 和Cromwell （1975）認為權力有三個面向：權力基礎、權力過程與權力結果。夫妻各自擁有的資源可以視為權力的基礎1，
5、最後權力狀況是權力結果，但在結果之前還有一段權力過程，也就是協商（negotiating process）或討價還價過程（bargaining process）。目前絕大多數的文獻集中在探討資源對結果的影響，而權力結果最常見的指標則是家務分工與家庭決策，也就是Doing and Deciding（Adams 1986）。本研究即以家庭決策權力對家中重要決定具有拍板定案（final say）的權力作為為婚姻權力的測量，探討不同家庭類型的夫妻決策權力模式及影響因素。家庭類型雖然學界有不同分類，但一般以組成份子可分為核心家庭、主幹家1 另一系列的研究則將權力基礎分為鎮壓（coercive）、酬賞（r
6、eward）、正當性（legitimate）、專家（expert）、參考（referent）與資訊（informational）的權力（French and Raven 1975）。3庭、聯合家庭與擴展家庭。核心家庭是由一對夫妻及其未婚子女組成，也就是俗稱的小家庭；主幹家庭是父母與一位已婚子女同住，是直系親屬的組合；聯合家庭為已婚手足同住，為旁系血親的組合，擴展家庭則為父母與兩位以上的已婚子女同住，集主幹與聯合家庭之大成。本研究中，家庭型態依夫妻是否與父母同住大分為兩類，未與父母同住的為小家庭或核心家庭；與父母同住的則通稱大家庭或擴展家庭，包括上述分類的主幹與擴展家庭，但不包括聯合家庭。而因為
7、與夫方父母或妻方父母同住，對夫妻權力關係的影響不一（Warner1986; Lu 2000），所以在分析家庭型態與夫妻權力時，又將擴展家庭細分為父系（patrilocal）大家庭與母系（matrilocal）大家庭。但在分析各家庭結構中影響夫妻權力配置的因素時，因母系大家庭的樣本數太少，所以僅就核心家庭與父系大家庭進行比較。為避免累贅，文中若沒有特別註明母系大家庭，大家庭就是指父系大家庭。根據現代化理論，工商業興起後，人們離開農村，大家庭解體，隨著一個社會的現代化程度，家庭結構也走向核心化（Smelser 1963; Goode 1963, 1964; Parsons1943）。而且，核心家庭
8、也是現代社會最有效率、最能發揮功能的家庭單位。過去半個世紀以來，台灣經歷快速的工業化過程，家庭結構也產生重大變化。1963年核心家庭佔台灣總戶數的54（謝高橋1980），到1991 年五分之三的家戶是核心家庭（齊力1995）。整個來看，1980 年代是個分水嶺，在這之前核心家庭比例不斷攀升，80 年代增幅趨緩，至90 年代甚至開始些微下滑。從1990 年和2000年的人口普查資料來看，2000 年底核心家庭佔台閩地區家庭總戶數的55，是最主要的家戶型態，但比十年前降低了9.4 個百分點。雖然小家庭比例成長，但從另一個角度來看，大部分的老人仍是跟子女同住。在1990 年，大約三分之二的65 歲以
9、上老人，跟子女住在一起（蕭新煌1991；詹火生1989）。台灣家庭是否邁向核心化，也引起了現代化理論與人口結構論兩種主張的論戰。前者（例如徐良熙與林忠正1984, 1989）以核心家庭的增加為依據，認為台灣正循歐美國家的腳步，逐漸核心戶；後者（例如陳寬政、王德睦與陳文玲1986）則以老人與子女同住的比例居高不下為依據，認為核心家庭的增加是人口結構的反映，因為戰後嬰兒潮的一代，子女人數太多，而父母只有一對，跟一位子女同住後，其他已婚子女只能成為小家庭。不論台灣的家庭結構是否會如歐美的核心化，從現有資料來看，台灣現在以小家庭居多，但大家庭（以主幹家庭為主）仍佔有相當重要性（伊慶春與呂玉瑕1996）
10、。此外，值得注意的是，家戶型態比例的計算包括所有已婚與未婚者，也包含了有父母及沒父母可同住者。如果單就已婚又有父母者來看，大家庭的比例就會升高。例如，1986 年20-39 歲的已婚婦女、丈夫父母中至少有一人在，484跟公婆同住（Thornton et al. 1994）。至於跟女方家人同住的比例，從2 次世界大戰結束、台灣工業化以後，都一直維持在5%以內，沒有什麼變化（Western, Sun,Chang and Freedman 1990; Lee and Sun 1995）。工業化以後，年輕女性接受教育、投入就業市場，男女平等觀念興起，整個社會大環境有利於夫妻平等，或是說比較現代的夫妻關
11、係。但如果這對夫妻跟父母，公婆同住，家庭裡的小環境卻是比較傳統的。當大環境跟小環境不一致的時候，夫妻權力到底會怎樣變化？以下文獻分析，將先回顧解釋夫妻權力最重要的理論資源交換論，然後討論台灣的本土研究發現，最後根據文獻，提出本研究的假設。資源交換論從1960 年Blood 和Wolfe 提出之後，一直到現在，資源交換論都是分析婚姻權力最主要的理論架構。它認為在現代社會，夫妻的權力關係已不再取決於傳統的父權文化（patriarchy），而是決定於配偶雙方擁有的相對資源。換句話說，一個人可以用他/她擁有的資源，跟配偶進行交換，取得婚姻中的權力。在他們於底特律進行的實證研究中，受訪者針對八項家庭決策
12、，如丈夫職業的選擇、買何種車子、妻子是否應出外就業等，回答主要由誰做決定。結果顯示，擁有較多社經資源較高收入、教育、社會地位的一方，就能在夫妻權力的拉鋸中取得上風。Blood 和Wolfe 的資源交換假設提出後，雖然在不少實證研究中得到支持，但也有許多實證資料只部分支持這個理論，顯示此理論還有待進一步的補充或修正。之後學者提出的論點主要有兩大方向，一是關於資源內涵，另一則是文化脈絡。資源內涵方面，相對於Blood 和Wolfe 的客觀社經資源，Heer（1963）提出感情資源，主張在客觀教育、收入、社會地位等有形資源之外，無形的感情也是一項獲取權力的利器。依循相對的概念，但建立在最不感興趣的原
13、則（principle of least interest）上，夫妻中哪一方對這段關係相對不在乎，就能以此取得權力槓桿上的優勢；相對的，越是在乎的一方就輸得越多。除了社經與感情兩個主要的資源外，跟本研究最相關的是組織資源。Warner 等人（1986）認為，同住的家人是一種組織資源，所以跟男方家人住，先生就佔優勢；反之，跟女方家人住，太太就佔上風。道理在於一個人，無論是男性或女性，如果婚後持續跟自己的家人同住，他對配偶的依賴性就相對較低；譬如感情不必完全寄託在配偶身上，日常生活所需也能從其他同住家人處得5到滿足。比較了122 個非工業化社會，Warner 等發現，妻子在以核心家庭為主的社會比在
14、以擴展家庭為主的社會有權力；在以母系傳承的社會比父系傳承的社會有權力。雖然非工業化社會中家族的力量與工業化社會不可同日而語，Warner等人的研究仍深具參考價值。Rodman （1970）則將資源交換理論置於文化脈絡之中，認為資源的作用視文化脈絡而定。經過跨國比較，Rodman 將各國依社會規範從平權到父權光譜的位置，劃分為平權(egalitarian)、修正的父權（modified patriarchal），以及完全父權（fully patriarchal）三類。他發現，在以男女平權為規範的社會，丈夫的資源與在家中的權力成正相關，正如Blood 和Wolfe 提出的傳統資源交換理論所預測。但
15、在修正的父權社會，丈夫的資源卻與權力呈現負相關。Rodman 認為，這會因為此類社會的規範正從父權轉向平權，其中社經地位較高者受平權新思潮的影響較大，較願意賦予妻子權力。至於完全父權的社會，則不論丈夫的資源多寡，都擁有絕對的權力優勢。根據Rodman的論點，Bur（r 1973）進一步提出規範資源論（normative resourcetheory），主張以社經資源換婚姻取權力的模式只適用於以男女平權為規範的地方，而影響平權觀念最重要的因素則為教育。Rodman、Burr 及其後許多學者也都認為，所謂文化脈絡，並不以國家或社會為界，一個社會中不同的階層、族群或地域等，只要具有不同的性別規範，資
16、源對夫妻婚姻權力的影響就有所差異。以此而論，資源交換理論在擴展家庭的適用性就值得進一步探究。以台灣而言，大環境是工業化社會，以男女平權為主流規範。但大家庭又是一個較傳統的環境，而且傳統孝道也仍然是一項主流價值（Tsai and Yi 1995; Lu 2000）。資源在擴展家庭是不是也轉換成權力的籌碼？在進行實證分析前，以下先回顧台灣有關的文獻。台灣的相關研究家庭決策的模式一向是台灣家庭研究的主要考察目標（伊慶春與呂玉瑕1996）。有關文獻也一如西方，大多以資源交換論為理論架構，進行實證研究。基本上，研究發現支持資源交換假設，擁有較多社經資源的女性比社經資源少的女性，享有較高的決策權力。此外，
17、另一共通的結論是夫妻共同決策為最普遍採用的方式，而且這種平權模式在都市家庭、年輕一輩與較高教育程度者中更為明顯（伊慶春與呂玉瑕1996）。族群背景也是一個重要影響因素，一般認為外省人因戰亂倉促撤退來台，大部分沒有父母同來，傳統文化規範的束縛較少，因此夫妻較平等。外省婦女能享有的決策權於是比閩南與客家婦女高（陳玉華、伊慶春與呂玉瑕2000）。6檢視性別觀念的影響，也是最近的研究重點之一（Xu and Lai 2002；Chu, Chung,Wang and Yu 2001）。一般來說，性別角色態度越現代，尤其是丈夫的性別觀念越現代，越傾向於夫妻共同或妻子決策（Xu and Lai 2002；陳玉
18、華、伊慶春與呂玉瑕2000）。尤其值得一提的是朱敬一等人（Chu, Chung, Wang and Yu 2001）以華人家庭動態資料庫的資料，比較資源理論在傳統與非傳統家庭的適用情況。以購買高價格消費品(如冷氣、電視、成套家俱)的決策為例，他們發現在非傳統家庭中資源可以作為換取家庭決策權力的籌碼，但在傳統家庭（夫妻經相親結婚，以及太太在婚後辭職）中卻無此作用。此發現充分支持Rodman 等人的論點資源的作用視文化脈絡而定，對社會中不同性別規範的群體效果便不相同。資源在小家庭、父系大家庭，與母系大家庭中的作用又會有什麼不同？這方面的文獻付諸闕如。事實上，在有關夫妻權力的文獻中，家庭結構甚少成為
19、探討的重點，大部分只將其當作控制變項（如Xu and Lai 2002 或陳玉華、伊慶春與呂玉瑕2000），而非以其為主體，分析、比較各家庭型態的差異。雖然一般認為，核心家庭比較傾向夫妻共同決定的平權模式，也獲得部分實證資料支持（如Xu and Lai 2002），但也有不少研究顯示家庭類型對夫妻權力沒有顯著影響（如陳玉華、伊慶春與呂玉瑕2000）。若討論擴展家庭中的家人關係，婆媳交鋒似乎比夫妻拔河更受關注。今日的婆媳關係當然已與傳統不同。隨著年輕一代的婚姻自主，夫妻在婚前就建立了親密的情感連結，現代妻子（媳婦）的教育成就與經濟能力也提升了其在婆媳關係中的地位。不過，大家庭中婆媳結構位置對立的
20、本質依舊，兩個女人還是同樣要競爭同一個男人的感情和一個屋簷下的主婦地位。盧惠芬（2000）的質化研究發現，以往大家庭裡父母親，尤其是父親，具有家長的權力，現在社會的大家庭，丈夫（兒子）則取而代之，成為家中最具權力者。以資源理論的說法，拜工業化之賜，他在社經資源上優於父母；而與自己父母同住又使他在感情資源上優於妻子。相對的，大家庭裡的妻子（媳婦）在情感資源處於結構上的弱勢，也造成了她在權力上的不利地位。孔祥明（1999）針對婆媳關係的質化研究也得到類似結論，她以天秤兩端比擬婆媳，而丈夫（兒子）則是樞紐，在兩端所放的份量就決定了婆媳關係中誰是比較佔優勢的一方，而丈夫（婆婆之子）放在母親及妻子兩邊情
21、感的多寡變成了媳婦可以和婆婆互相競爭的寶貴資源了。綜合以上文獻，本研究提出三個假設。受限於母系大家庭的樣本數太少（詳樣本說明），影響夫妻權力因素的分析僅就父系大家庭與核心家庭進行，因此以7下假設三中的擴展家庭，專指父系的大家庭。假設一、夫妻的決策權力會受家庭結構影響。因為組織資源的作用，妻子的決策權力在母系大家庭最高，小家庭次之，父系大家庭最低。假設二、在核心家庭中，夫妻相對的社經資源是決定婚姻權力的主要因素。受男女平權主流規範的影響，夫妻中收入較多、教育較高，或原生家庭資源較豐的一方，就擁有較大的家庭決策權。假設三、在擴展家庭中，情感資源才是影響夫妻權力的主要因素。雖然主流的社會規範是男女平
22、權，但擴展家庭氛圍較為傳統，在父權文化下，相對社經資源無力成為妻子的權力籌碼，夫妻情感好才能提高她在家中的權力。研究設計資料來源本研究使用的資料來自華人家庭動態資料庫於1999 年2 月與2000 年2月台灣地區的兩次抽樣調查，其中問卷RI1999 共訪問994 份35 歲至45 歲年齡層有效樣本， 問卷RI2000 共有45 歲至65 歲年齡層有效樣本1959 份。這項計畫係由朱敬一院士主持，參與此項問眷設計與擬題的人員有朱敬一、章英華、朱瑞玲、蔡淑玲、鍾經樊、簡錦漢、于若蓉及胡克威等。整個研究的抽樣方法與訪問過程可參考計畫之執行報告（章英華2001）。樣本特性本研究探討家庭型態對夫妻權力的
23、影響，因此在受訪者中先過濾掉單身、離婚與喪偶共486 人，僅留下已婚樣本2467 人。按居住型態，將已婚樣本分成核心家庭（沒有跟夫方或妻方的父母同住者），父系擴展家庭（跟夫方父母中的一位或兩位同住者），以及母系擴展家庭（跟妻方父母中的一位或兩位同住者）三類屬。在此分類中，受訪者沒有跟自己父母或配偶父母同住就屬於核心家庭，但他如果跟已婚子女同住，則其實是擴展家庭中的公婆或岳父母。同樣的，屬於擴展家庭的受訪者若有已婚子女同住，則為三代夫妻的中間一代。為了確定研究中的夫妻，為單純核心家庭或是擴展家戶中的兒子、媳婦（或女兒、女婿），研究中又排除掉與已婚子女同住的樣本。8最後納入分析的樣本1976 人，
24、其中居住在核心家庭的佔76.8，父系擴展家庭20.7，母系擴展家庭2.5。擴展家庭戶的比例較預期低，原因應是一般昏後與父母同住的機率隨生命歷程成U 字形（齊力1990）：很多夫妻剛結婚時先與父母同住一段時間，節約儲蓄為未來購屋獨立居住做準備。等有能力買房子或下一代出生原有空間不敷使用時，再搬出父母家，形成小家庭；待父母年事漸高，需人照顧，或父母中有一人辭世時，又接父母同住，成為大家庭（齊力1990）。而華人家庭動態資料庫的樣本年齡層在35 歲至65 歲之間，剛好排除了U 字兩邊最頂端的人口。樣本中，男性972 人，女性1004 人。平均年紀47 歲。教育程度以小學畢業最多，佔了34.4，其次為
25、高中職畢業，佔24。族群分佈上，原住民佔2，閩南人75，客家人12.3，外省人8.7。變項測量依變項：依變項是家中重要事項的決策權力，華人家庭動態資料庫中就五項家庭決策，包括家用支出的分配、儲蓄投資保險等、買房子和搬家的事情、子女管教問題，以及買高價格消費品(例如冷氣、電視、成套家俱)，詢問受訪者這些事在家中是誰的意見最重要？本研究將五項決策都與家庭型態進行列聯表分析，但在迴歸分析中，則僅以第二項儲蓄投資保險的決策為例。最重要的決策者選項包括受訪者自己、配偶、夫妻共同決定、自己父母和配偶父母。依受訪者性別，重新編碼為丈夫、妻子、夫妻共同、丈夫父母和丈夫父母，做為列聯表分析之用。迴歸分析時，則去
26、除掉夫妻以外的人為主要決定者的樣本。父母為主要決策者的比例都很低（如儲蓄投資保險的決策中， 1917個樣本裡只有11個是夫方或妻方父母）所以去掉這部分樣本，對分析結果的影響微乎其微。接著，再將變項重新編碼成次序尺度，主要是丈夫決定編碼1，夫妻共同決定編碼2，妻子決定編碼為3。數值越高，代表妻子的擁有決策權力越大。自變項：變項包括夫妻相對社經資源及情感資源。說明如下：夫妻相對社經資源：夫妻相對社經資源包括雙方的收入、教育程度與原生家庭的資源多寡。代表資源差異的變數，都是以丈夫資源減去妻子資源後，再編碼成次序尺度。以相對收入來說，為太太收入（無工作者視為收入0 元）減掉先生收入，然後依收入差距，重
27、新編碼為妻多於夫，妻子月收入多於丈夫5千元（含）以上，編碼1；夫妻相當，夫妻收入差異在5 千元以內，編碼2；夫多於妻，丈夫月入多於妻子5 千元（含）以上、但差距未達5 萬，編碼3；及9夫遠多於妻，丈夫月入較妻子高出5 萬以上。數值越高，代表丈夫收入領先妻子越多。教育差異則先將夫、妻的教育程度分為無、小學到高中及高中以上三類，然後以妻子教育減掉先生教育，妻高於夫編碼1；夫妻一樣編碼2；夫高於妻編碼3。與收入差異一樣，也是數值越高，代表丈夫教育領先妻子越多。原生家庭的資源差異以嫁妝和聘金的價值差距為指標。嫁聘差異將結婚時的嫁妝與聘金先依序編碼為無、5 萬元以內、超過5 萬（含）、未滿10萬元，及1
28、0 萬元以上，然後嫁、聘相減，嫁妝高於聘金編碼1；聘金、嫁妝相當編碼2；聘金高於嫁妝編碼3。數值越高，代表丈夫原生家庭資源優勢越強。感情資源：感情資源有兩個變項測量。一是夫妻認識交往方式；另一是受訪者對其與配偶感情的主觀評估。前者問卷題目為請問您與您的(先生/太太)是如何認識結婚的？。選項包括(1)在學校認識、(2)在工作場所認識、(3)在其它地方認識、(4)經親友介紹認識、(5)經親友安排相親，及(6)經家人安排相親。重新編碼後， 1自己認識，包括原選項的(1)至(3)； 2 為親友介紹，為原選項的(4)； 3相親，包括原選項的(5)至(6)。數值越小代表夫妻的情感基礎越強。另一指標原題目為
29、您與您家人的感情如果可以用數字表示：1代表感情非常不好，5代表感情非常好，請您分別就以下的家人表示您的意見。本研究採用其中問及配偶的部分。此題原為5 分量表，將1 至3 合併為感情不好或尚可（編碼1），其餘兩項則分別標為感情好（編碼2），及感情很好（編碼3）。數值逾高代表夫妻感情逾好。控制變項：個人的現代化程度會影響夫妻權力，因此社經地位、教育、都市程度等為控制變項。因夫妻的收入、教育有高度相關，為避免共線性(colinearity)的問題，只選擇先生的收入、年齡為控制變項。教育方面，因為先生教育具有資源與平權觀念的吸收雙重效果，為避免產生混淆，以妻子教育為控制變項。都市化程度則以受訪訪者居住
30、地的人口密度分為三級；族群背景以夫與妻的父親出生地為認定標準，依夫妻配對分成四種類型：夫妻皆為閩南人、皆為漢人、皆為外省人，及其他。其他為不同族群結婚，也包括25 對雙方皆為原住民的夫妻。有關變項的描述詳表四。分析方法分析方法上，先以列聯表分析家庭型態與決策模式的關係。接著，以儲蓄10投資保險的決策為例，採用次序邏輯迴歸模型（ordianl logistic regression model），檢視家庭型態的影響，並估計丈夫決定、夫妻共同決定，及妻子決定編碼在三類家庭的機率，以驗證假設一。最後，將影響夫妻權力的因素做為自變項，對大家庭與小家庭個別進行分析，比較其差異，以驗證假設二與三。採用次序邏輯迴歸模型（ordianl logistic regression model）係因本研究的依變項決策權力為次序變項。當依變項為次序尺度，常見採用多項邏輯迴歸模型（multinominal logit model），進行兩兩相比，但如此會損失次序變項中的大小排序訊息。也有些研究將次序變項，視為等距，直接採用線性迴歸分析，不過次序尺度的數值選項距離之間並不等值，例如將本研究的依變項編碼改成1、4、6，則迴歸分析的結果就改變。次序邏輯迴歸模型則無此問題，不論如何編碼，只要是按次序，
