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國立高雄大學應用經濟學系

碩士論文

家庭結構對孩童身高之影響

The Effect of Family Structure on Children's Height

研究生：鄭曉如撰

指導教授：耿紹勛博士

中華民國一百零八年六月

I

家庭結構對孩童身高之影響

指導教授：耿紹勛博士


學生：鄭曉如


摘要

本研究探討家庭結構對孩童身高之影響，孩童身高除了使用身高原始值外，更依據

世界衛生組織（WHO）公布之 18 歲以下孩童身高的平均值與標準差進行標準化的身高

為被解釋變數。研究模型使用迴歸模型，並在總樣本外將樣本依孩童年齡分群，以 3 歲

以下、3-6 歲、6-12 歲、12-18 歲樣本，探討家庭結構是否對不同年齡層孩童產生不同的

影響。研究結果顯示整體而言，單親爸爸家庭的孩童身高會顯著低於雙親家庭孩童 0.21至 0.22 個標準差，單親媽媽家庭孩童身高顯著高於雙親家庭孩童 2.96 至 3.04 公分、

0.59 至 0.61 個標準差，此外，隔代教養家庭孩童的身高則與雙親家庭孩童沒有顯著差

異。以分群資料來看，3 歲以下、12-18 歲樣本中單親爸爸家庭孩童身高顯著低於雙親

家庭孩童，在所有分群樣本中單親媽媽家庭孩童身高顯著高於雙親家庭孩童，此外在 6-12 歲樣本中則發現隔代教養家庭孩童身高顯著低於雙親家庭孩童。

關鍵字：家庭結構、孩童身高、單親家庭

II

The Effect of Family Structure on Children's Height

Advisor: Dr. Shao-Hsun Keng Department of Applied Economics National University of Kaohsiung

Student: Hsiao-Ju Cheng Department of Applied Economics National University of Kaohsiung

ABSTRACT

This study explores the effect of family structure on the height of children younger than 18. The dependent variable includes original height and the z-score of height standardizedusing the World Health Organization (WHO) height-for-age table. This study also examineschildren under 3 years old, 3-6 years old, 6-12 years old and 12-18 years old, respectively.The empirical results show that children in single-father families are 0.21-0.22 standarddeviations shorter than those in the two-parent families. Children in the single-motherfamilies are 2.96-3.04 centimeters taller than children in the two-parent families. In addition,the difference in children’s height between the skipped-generation families and the two-parent families is not significant. The results from the subsamples also show that children inthe single-father families are shorter than children in the two-parent families for childrenunder 3 years old and 12-18 years old. More importantly, we find that children in the single-mother families are taller than children in the two-parent families for children from all agegroups. We also find evidence that children in the skipped-generation families aresignificantly shorter than children in the two-parent families for children between 6 to 12years old. In sum, the results indicate that family structure has a significant negative effecton children’s height.

Keywords: Family Structure, Children’s Height, Single-Parent Families

III

目錄

目錄......................................................................................................................................... III

圖目錄..................................................................................................................................... IV

表目錄....................................................................................................................................... V

第一章緒論............................................................................................................................ 1

第二章文獻回顧.................................................................................................................... 5

第三章資料來源及變數說明 ............................................................................................. 12

第一節資料庫說明與樣本篩選...................................................................................... 12 第二節變數說明.............................................................................................................. 14

第四章模型設定.................................................................................................................. 23

第五章實證分析結果 ......................................................................................................... 25

第一節總樣本（18 歲以下）......................................................................................... 25 第二節嬰幼兒時期（3 歲以下）................................................................................... 28 第三節學齡前（3-6 歲） ............................................................................................... 31 第四節國小時期（6-12 歲） ......................................................................................... 35 第五節國、高中時期（12-18 歲） ............................................................................... 38

第六章結論.......................................................................................................................... 42

參考資料.................................................................................................................................. 45

IV

圖目錄

圖 1 臺灣家庭結構百分比...................................................................................................... 3 圖 2 依「與戶長關係」變數分類樣本................................................................................ 13

V

表目錄

表 1 變數之平均數與標準差................................................................................................ 19 表 2 家庭結構對 18 歲以下孩童的 Height 及 Z-height 之影響 ......................................... 26 表 3 家庭結構對 3 歲以下孩童的 Height 及 Z-height 之影響 ........................................... 29 表 4 家庭結構對 3-6 歲孩童的 Height 及 Z-height 之影響................................................ 32 表 5 家庭結構對 6-12 歲孩童的 Height 及 Z-height 之影響.............................................. 36 表 6 家庭結構對 12-18 歲孩童的 Height 及 Z-height 之影響............................................ 39

1

第一章緒論

身高不僅顯現人們外表上的差異，許多研究也發現身高對人們生活的實質

影響，身高愈高的人，除了快樂程度較高（Sohn, 2016）以及罹患心臟病、心臟

衰竭、中風、心理疾病、肝病及胃癌而死亡的機率較低（Smith et al., 2000；

Emerging Risk Factors Collaboration, 2012）之外，身高的益酬更表現於薪資上

（Bossavie, Alderman, Giles, and Mete, 2017；Kim and Han, 2017），因此女性擇

偶時，預期身高愈高的伴侶收入較高，因而在婚姻市場中，身高愈高的男性結

婚的機率愈高（Yamamura and Tsutsui, 2016）。綜合上述，身高對人們的福祉有

長遠影響。

身高反映長期的營養累積，營養學家及經濟學家都認為身高是衡量孩童健

康與福利有效的指標（Thomas, 1994；Desai, 1992；Ayllón and Ferreira-Batista,

2015）。身高取決於基因及孩童時期的成長環境， Silventoinen（2003）研究顯

示身高的變異約有 80%來自父母基因的遺傳，而其餘的 20%則來自孩童的成長

環境，作者認為影響孩童成長的環境因素包含營養不良和疾病，另外，在開發

中國家，環境因素對身高負面的影響力較大，但在已開發國家中，人們平均的

生活品質較高，營養不良及疾病對身高的影響則不明顯。除此之外，孩童時期

家庭的背景及社會經濟狀態也是影響身高的因素，舉凡家庭的經濟狀況、規

模、兄弟姊妹數、家長的教育程度、就業狀況及家庭結構均會對身高造成影

響。根據馬斯洛的需求理論，生理需求是人類生存最基本的需求，在經濟上弱

勢的家庭可能會因為無法滿足孩童的生理需求而造成孩童營養不足，進而抑制

尚在發育階段之孩童身高的發展。因此，在固定資源的情況下，規模大、兄弟

姊妹數多的家庭中，每個家庭成員的平均資源較少，將不利於孩童身高的發展

（Desai, 1992；Gigante, Horta, Lima, Barros, and Victora, 2006；Sheppard, Garcia,

and Sear, 2015；Ayllón and Ferreira-Batista, 2015）。父母教育程度的差異會顯現

2

在養育孩童時，對於養育知識正確性及資訊來源的可靠程度之判斷，因此，

Desai（1992）、Thomas（1994）、Ayllón and Ferreira-Batista（2015）皆發現父母

的教育程度對孩童的身高有正向的影響。父母親就業為家庭帶來收入，提供良

好的生活品質，有助於孩童身高的發展。Ayllón and Ferreira-Batista（2015）之

研究中，發現母親就業有助於孩童的身高的發展。

家庭結構會藉由家長與孩童的關係、管轄的效率及家庭的功能而影響孩童

（Kumpfer, Magalhães, and Kanse, 2016），家長對孩童成長的用心程度，包含提

供與督促孩童飲食均衡、作息正常、關注孩童活動量等，皆會體現於孩童身高

的差異。雙親家庭除了有夫妻分攤照顧，陪伴兒女的時間也因此較多外，由於

雙薪家庭讓家長減緩經濟上的壓力，家庭經濟足夠完善孩童的營養需求，因而

雙親家庭更有能力栽培孩童各方面的才能。此外，雙親家庭擁有兩位家長的原

生家庭可以提供協助及經驗傳承，對於孩童的身心健康發展都會更加細心周到

（Ayllón and Ferreira-Batista, 2015）。相較於雙親家庭，單親家庭的家長在工作

之餘可能較無閒暇照顧子女，同時單親家長身為家中唯一的照顧者更是負擔家

庭身計的人，導致家長對兒女的關心減少，因而未能滿足孩童生理與心理的需

求。另外，單親家庭的家長只能從單一個家長的原生家庭取得援助，相形之

下，雙親家庭擁有父母雙方的兩個原生家庭提供的資源與協助相對較多，因此

單親家庭對於孩童的身高發展可能有負面影響。除了單親家庭外，隔代教養家

庭更是社會中的弱勢族群，在經濟上相對弱勢外，隨時代演進祖父母的教育方

式可能已不合時宜，且祖父母在體力方面也可能因無法負荷使得對孩童照顧不

周，因此生活於隔代教養家庭可能不利於孩童身高的發展。

臺灣社會風氣日漸開放且離婚現象相較於過去普遍，導致家庭結構轉變，

從中華民國統計資訊網提供的資料得知 2018 年臺灣離婚率（2.31‰），已是

1981 年（0.83‰）的 2.8 倍，當育有兒女的父母離婚後，可能會成為單親家

庭，若父母雙方皆無法負擔養育孩子的責任，則有可能將子女託付給祖父母照

3

顧形成隔代教養家庭，以上兩種情況皆使得臺灣主流的核心家庭減少。從圖 1

臺灣家庭結構百分比可以看出，核心家庭比例約從 2001 年 47%下降至 2017 年

36%，呈現下跌的趨勢，在所有的家庭結構中，核心家庭的百分比變化最為明

顯。單親家庭的比例從 2001 年 8%增加至 2017 年 10%，有微幅上升的現象，

並且單親家庭於近十年均維持在 10%的占比，而只有祖孫的隔代教養家庭之比

例幾乎沒有變化。

圖 1 臺灣家庭結構百分比

備註：資料取自行政院性別平等會—重要性別統計資料庫之人口婚姻與家庭中家庭的家庭組織

型態（單人、夫妻、單親、核心、祖孫、三代、其他），2001-2017 年單親、核心、祖孫、三代

的資料。

社會變換與婚姻狀態的改變使臺灣呈現更加多樣化的家庭結構，同時代表

臺灣孩童身處的家庭結構更多元，家庭結構的多元化也會造成孩童身高的差

異，因此在孩童的研究上應更加重視家庭結構的影響。目前國外針對家庭結構

對孩童健康與發展的相關研究相當豐富，涵蓋孩童的學校表現、健康及經濟福

祉等（Hohwü et al., 2015；Chen and Escarce, 2014；Biehl et al., 2014；Gaydosh

and Harris, 2018；Krueger, Jutte, Franzini, Elo, and Hayward, 2015；Dawson,

1991；Brown, Manning, and Stykes, 2015），國內也有翁怡婷（2014）以醫療花

0.00

10.00

20.00

30.00

40.00

50.00

60.00

2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017

（%）家庭結構百分比

單親核心祖孫三代

4

費說明孩童健康狀態的相關研究。儘管現有的文獻中，針對影響孩童身高的因

素之研究相當多元（Thomas, 1994；Silventoinen, 2003；Gigante et al., 2006；

Sheppard et al., 2015），但著重於家庭結構對孩童帶來影響之文獻為少數（Desai,

1992；Ayllón and Ferreira-Batista, 2015；Bronte-Tinkew and DeJong, 2004），關於

家庭結構對臺灣孩童身高的影響之文獻尚缺乏，因此本論文將使用臺灣的資料

以孩童身高為研究標的，研究家庭結構是否會對臺灣孩童的身高造成影響。

本研究章節安排為：第二章介紹文獻回顧，第三章介紹資料來源及變數說

明，第四章介紹模型設定，第五章敘述實證分析結果，第六章為結論。

5

第二章文獻回顧

不同的家庭結構對孩童的健康、肥胖、身高發展是許多學者們長期關注的

研究議題，因此本章節回顧家庭結構對孩童生理發展相關的研究論文。

Hohwü et al.（2015）使用丹麥 Aarhus Birth Cohort 的資料，針對 1989/8/30-

1991/9/30 期間第一次至奧胡斯大學醫院進行產前檢查的孕婦進行長期追蹤調

查，問卷首先調查孕婦懷孕期間的心理壓力與生活狀態，接著於 2001 年孩童約

9-11 歲時，針對孩童的健康進行調查，作者以肥胖為衡量健康的指標，研究懷

孕期間夫妻是否同住對出生後孩童健康的影響。實證結果顯示，相較於母親懷

孕期間與父親同住之孩童，母親懷孕期間沒有與父親同住之孩童會有顯著過

重、肥胖的風險。Biehl et al.（2014）使用 2010 年挪威 Norwegian Child Growth

Study（NCG）的資料，分析父母婚姻狀態對孩童過重及肥胖機率的影響。研究

結果顯示，相較於雙親未離異之孩童，雙親離異之孩童過重及肥胖的機率會顯

著較高。

Chen and Escarce（2014）使用美國 The Early Childhood Longitudinal

Study—Kindergarten Cohort 的資料，針對 1998-1999 年進入幼稚園就讀的學童

進行長期追蹤調查，作者以 BMI（body mass index）及肥胖為衡量健康的指

標，分析家庭結構對孩童健康的影響。實證結果顯示，不管在幼稚園或八年級

時期，單親媽媽家庭和雙親家庭之孩童在 BMI 與肥胖機率沒有顯著差異。然而

在八年級時期，相較於家中只有一個兄弟姊妹之孩童，沒有兄弟姊妹之孩童會

有顯著較高的 BMI 與肥胖機率。另外，在幼稚園及八年級時期的分析均發現，

家中有兩個（含）以上兄弟姊妹之孩童的 BMI 及肥胖機率皆顯著低於沒有兄弟

姊妹之孩童。以幼稚園至八年級 BMI 的增幅來看，擁有兩個（含）以上兄弟姊

妹的孩童之 BMI 增幅顯著小於沒有兄弟姊妹的孩童之 BMI 增幅。此外，家中

排行第二、三的孩童之 BMI 及肥胖機率與排行第一的孩童沒有顯著差異，而來

6

自低收入家庭孩童的肥胖機率會顯著高於來自高收入家庭的孩童。種族的部分

則發現，在幼稚園時期，黑人及西班牙裔孩童的肥胖機率會顯著高於白人孩

童。

翁怡婷（2014）使用臺灣 2005 年國民健康訪問調查的資料並且串聯健保資

料庫，分別以門診支出、住院支出、醫療總支出、門診次數、住院次數、住院

天數衡量孩童的健康，研究父母婚姻狀態對孩童健康的影響。分析結果顯示，

孩童門診、住院的機率不會因為父母的婚姻狀態不同而有差異，然而相較於已

婚雙親家庭的孩童，單親家庭孩童的門診支出、次數雖然顯著較少，但是住院

的支出卻顯著較高，另外，同居家庭孩童的門診支出費用顯著少於已婚雙親家

庭的孩童。此外，男性孩童住院的機率顯著高於女性孩童。相較於 10-12 歲的

孩童，1-3 歲兒童的健康狀態顯著較差，而兄弟姊妹數增加對孩童的健康有顯著

的正向影響。

Gaydosh and Harris（2018）使用美國 National Longitudinal Study of

Adolescent to Adult Health1994-2009 的資料，針對 1994-1995 年時七至十二年級

的孩童進行長期追蹤調查，作者以發炎指標高敏感度 C-反應蛋白（hige-

sensitivity C-reactive protein）、BMI、高血壓及新陳代謝併發症（Metabolic

Syndrome）為衡量健康的指標，研究子女成年之前，家庭結構變化的次數對成

年子女健康的影響。分析結果顯示，相較於孩童時期家庭結構沒有改變之成年

子女，孩童時期經歷四次（含）以上家庭結構變化的成年子女發生高血壓及新

陳代謝併發症的機率顯著較低，另外，孩童時期家庭結構變化次數愈多對成年

子女的教育程度及收入有顯著的負面影響。子女青春期的 BMI 愈高對成年後的

健康有顯著的負面影響，而父母教育程度增加會顯著減少高敏感度 C-反應蛋

白、BMI、高血壓機率及新陳代謝併發症的機率，表示父母教育程度對子女健

康有顯著的正向影響。此外，在高敏感度 C-反應蛋白、BMI 兩指標中，成年男

性顯著低於成年女性，且亞裔美國人也顯著低於非西班牙裔白人，另外，嬰兒

7

時期接受母親親自哺乳的成年子女也會顯著低於沒有接受母親親自哺乳的成年

子女。

Krueger et al.（2015）使用美國 1997-2013 年國家健康訪問調查的資料，並

以使用醫療服務的阻礙（延遲醫療服務原因，包含無法撥通醫療單位電話等五

個項目之總和、固定看診地點、所得因素無法取得處方藥、所得因素無法得到

牙醫診療）、健康服務利用（健康檢查、急診次數）、健康狀況（經常性頭痛、

自理能力、感冒、耳朵感染、連續服藥三個月以上、貧血、氣喘嚴重程度、孩

童健康狀態）、學校學習與認知的表現（翹課天數、學習障礙、注意力不足過動

症）四種面向衡量孩童健康，研究家庭結構對孩童健康的影響。

實證分析以核心家庭的孩童為基準，研究顯示造成孩童使用醫療服務的阻

礙的原因，包含同居家庭及單親媽媽家庭因為延遲醫療服務及所得因素導致，

及單親爸爸家庭因為沒有固定就醫地點而導致。此外，隔代教養家庭因為所得

因素造成孩童使用醫療服務的阻礙之機率較小。醫療服務利用的部分發現同居

家庭的孩童進入急診的次數顯著較多，而單親媽媽家庭與隔代教養家庭的孩童

不僅進入急診的次數顯著較高，執行健檢的機率更顯著較小。

孩童健康狀況的部分，同居家庭孩童的健康狀態較差，而單親媽媽家庭的

孩童經常性頭痛、沒有自理能力、感冒、耳朵感染、服藥超過三個月的機率均

較高，且氣喘的病況較嚴重。此外，隔代教養家庭的孩童除了健康狀況較差

外，沒有自理能力、服藥超過三個月的機率及氣喘的嚴重程度均較高。學校學

習與認知的表現的部分，同居家庭孩童有學習障礙的機率顯著較高，而單親媽

媽家庭之孩童除了有學習障礙的機率較高外，翹課的次數、注意力不足過動症

的機率也都較高。單親爸爸家庭孩童有注意力不足過動症的機率較高。此外，

隔代教養家庭孩童有學習障礙、注意力不足過動症的機率皆較高。

Dawson（1991）使用美國 1988 年國家健康訪問調查的資料，以兒童的身

8

體健康、學業表現、情緒及行為問題衡量孩童的福利，分析家庭結構對孩童福

利的影響。實證結果發現相較於與親生父母同住的孩童，單親媽媽及母親再婚

家庭之孩童身體健康、學業及行為表現不佳的機率顯著較高。特別的是，相較

於與親生父母同住的孩童，離婚的單親媽媽家庭和母親再婚的家庭之孩童發生

意外、受傷、中毒的比例顯著較高，表示家庭結構有改變之孩童有較高的機率

發生意外、受傷、中毒。然而，相較於與親生父母同住的孩童，未婚單親媽媽

家庭之孩童發生意外、受傷、中毒的比例沒有顯著差異。離婚單親媽媽家庭與

未婚單親媽媽家庭研究結果不同，顯示導致孩童發生意外、受傷、中毒的原因

並非單親家庭中只有一個家長而疏於對孩童的照顧。

Brown et al.（2015）認為除了家庭結構外，孩童與同父異母或同母異父的

兄弟姊妹同住的複雜家庭也會影響孩童的經濟福祉，因此使用 2008-2013 美國

Survey of Income and Program Participation 的追蹤調查資料，作者分別以家庭收

入對貧窮線的比例及家戶是否接受政府補助來衡量孩童的經濟福祉，分析家庭

結構和孩童是否與同父異母或同母異父之兄弟姊妹同住對孩童經濟福祉的影

響。分析結果發現，單親、同居、再婚家庭的家庭收入對貧窮線的比例均顯著

低於核心家庭，且家戶接受政府幫助的機率顯著高於核心家庭。相較於沒有與

同父異母或同母異父之兄弟姊妹同住的孩童，與同父異母或同母異父兄弟姊妹

同住之孩童的家庭收入對貧窮線比例顯著較低，且家戶接受政府補助的機率顯

著較高。此外，母親的年紀與父母教育程度和家庭收入對貧窮線的比例有顯著

的正相關，而家庭總人數與家庭收入對貧窮線比例則有顯著的負相關。種族差

異的部分，西班牙裔、黑人和其他種族之家庭收入對貧窮線的比例顯著低於白

人家庭，且接受政府補助的機率顯著高於白人家庭。

Sheppard et al.（2015）利用 Alfred Kinsey 等人於 1938-1963 面對面訪談美

國成年人，蒐集其兒童時期健康、家庭等狀況的資料，分析父母死亡或離婚對

孩童青春期發生年紀的影響進而影響成年後的身高。分析結果發現，青春期愈

9

晚發生的男性孩童成年後的身高愈矮，0-7 歲時經歷雙親之一死亡、父母離婚均

顯著讓男孩的青春期延後進而對身高間接產生負向影響，而其中雙親之一死亡

更會直接對身高產生顯著的負向影響。女性孩童的實證結果則與男性孩童相

反，女性孩童的青春期愈早發生成年後的身高愈矮，0-7 歲期間父親死亡會讓女

孩青春期發生的時間顯著提早進而對身高產生負面影響。此外，兄弟姊妹數增

加對男性及女性成年後的身高均有顯著的負面影響，而受測者自評成長時期的

家庭富裕程度則和身高有正相關。

Thomas（1994）使用 1986 年美國、1987-1988 年迦納、1974-1975 及 1986

年巴西三個國家的資料進行研究，由於身高為長期營養的累積，因此作者使用

身高衡量孩童的資源，並將孩童身高依美國兒童資料標準化，分析男、女孩之

間的身高是否有差異，並估計父親及母親的教育程度對孩童身高的影響。研究

結果發現，母親教育程度對女兒身高的正向影響顯著大於對兒子身高的正向影

響，而父親教育程度的效果則與母親相反，父親教育程度對兒子身高的正向影

響顯著大於對女兒身高的正向影響。此外，母親的非勞動所得與女兒的身高有

顯著的正相關。由此可知，母親對女兒的影響比較大，而父親則對兒子的影響

比較大。

Desai（1992）使用三個西非（迦納、馬里、塞內加爾）國家及三個南美

（巴西、哥倫比亞、多明尼加）國家共六國的資料，依北美孩童身高資料進行

標準化的孩童身高為衡量長期營養狀態的指標，研究不同的家庭結構對孩童營

養狀態的影響。實證結果顯示南美三個國家中，相較於已婚雙親家庭的孩童，

同居家庭的孩童標準化的身高會顯著較低，在西非國家中已婚雙親家庭和同居

家庭的孩童標準化身高則沒有顯著差異。此外，在六個國家的分析中均顯示 6

至 36 個月的孩童，年紀愈大標準化身高愈矮。在迦納、哥倫比亞、多明尼加三

國中，母親年紀小於 20 歲的孩童標準化身高會顯著於母親年紀 20-39 歲的孩

童，然而母親年紀對孩童標準化身高的影響則在馬里、塞內加爾、巴西中不顯

10

著。父母親教育程度的部分，分析結果顯示南美的三個國家中，母親是否識字

對孩童標準化身高有顯著的正向影響，然而母親識字對孩童標準化身高沒有顯

著影響。另外，在馬里、巴西、多明尼加三國中，父親若接受過中等教育，對

孩童身高有顯著的正向效果，然而父親接受中等教育對孩童標準化身高的影響

在迦納、塞內加爾、哥倫比亞中部顯著。家庭環境的部分，南美三國及迦納的

研究顯示，家中 5 歲以下孩童的數量越多，會對標準化身高有顯著的負向影響

之外。此外，在塞內加爾以外的五個國家中，發現孩童的家庭環境愈好（擁有

收音機、有永久性的屋頂、有馬桶設施等），孩童的標準化身高也會顯著較高。

Ayllón and Ferreira-Batista（2015）使用 2008-2009 年巴西 Brazilian

Household Budget Survey 的資料，以男性少於女性地區的虛擬變數和第一個子

女是女孩的虛擬變數為工具變數，並將孩童身高依 WHO 的資料標準化，分析

家庭結構對 6 至 60 個月孩童身高的影響。研究結果發現，單親媽媽家庭孩童的

標準化身高會顯著低於雙親家庭之孩童。另外，家庭中 10 歲（含）以下的兒童

個數愈多，對孩童的身高有負面的影響，顯示在兒童愈多的家庭中，平分固定

資源的成員多，因此孩童身高較矮的現象愈普遍。此外，孩童的年紀與標準化

身高有顯著的負向關係，且女童的標準化身高顯著高於男童。母親的背景變數

對孩童身高影響的部分，母親身高與 BMI 對孩童標準化身高有正面影響，且母

親生產時的年紀與孩童標準化身高呈現拋物線關係，另外，母親有就業的孩童

之標準化身高會顯著高於母親未就業的孩童。

Bronte-Tinkew and DeJong（2004）使用 1996 年牙買加 Living Standards

Measurement Study Survey 的資料，並以孩童是否矮小（標準化身高小於三個標

準差）衡量孩童的營養狀態，研究家庭結構對孩童營養的影響。作者認為家庭

結構除了直接影響孩童的營養狀態外，還可能藉由家庭資源影響孩童的營養，

因此在實證模型中加入家庭結構、家戶的人均花費和手足數目的交乘項。研究

結果發現單親和同居家庭孩童矮小的機率顯著高於核心家庭孩童。更顯示家戶

11

的人均花費不會直接影響孩童矮小的機率。此外，相較於花費最高四分之一的

家庭，花費最低四分之一家庭與兄弟姊妹數量和單親家庭的交互作用會顯著增

加孩童矮小的機率，且家庭花費第 25 至 50 百分位與兄弟姊妹數量和大家庭的

交互作用會顯著增加孩童矮小的機率。

根據本章節回顧之相關文獻，總結來說，研究結果顯示核心家庭、父母教

育程度高、家庭經濟狀況好，都會對孩童身高表現有正面的影響，對孩童身高

有負面影響的變數則包含兄弟姊妹數及家庭規模。

12

第三章資料來源及變數說明

本章節共區分為兩個部分討論，第一節介紹本研究所使用的資料庫與樣本

篩選方式，第二節討論變數之定義。

第一節資料庫說明與樣本篩選

本研究所使用資料為行政院衛生署和國家衛生研究院合作之「2001 年國民

健康訪問調查」（National Health Interview Survey, NHIS），國民健康訪問調查採

用多段分層系統抽樣（multistage stratified systematic sampling），並且各層內均

採用抽取率與單位大小成比例方式（Probability Proportional to Size, PPS）抽出

樣本戶，針對戶內人口蒐集健康狀態、健康行為、醫療服務利用等健康相關的

資料庫。資料庫依問卷類別建構而成，以 12 歲為分水嶺，區分為 12 歲以上及

12 歲以下問卷，另外區隔出 12-19 歲自填問卷和 20-65 歲生活品質問卷，以上

四種問卷填答者皆同時收錄於家戶問卷。

我們以 18 歲以下孩童為分析之樣本，由於家戶內人口的關係均依與戶長關

係為基準，為了成功將 18 歲以下孩童與照顧者背景資料串聯，本研究利用「與

戶長關係代號」變數，將與戶長關係為戶長子女、內⁄外孫之孩童進行樣本分類

與照顧者配對，並依照孩童是否與父母同住將家庭結構分為雙親、單親、隔代

教養家庭，分類流程如圖 2 所示。我們首先將孩童分為戶長子女以及戶長內⁄外

孫兩部分討論。第一部分，當孩童為戶長子女時，孩童的照顧者身分即為戶長

及戶長配偶，若父母同在家戶內即為雙親家庭，若家戶只有父親或母親則為單

親家庭。

第二部分，當孩童為戶長內⁄外孫時，孩童的父母身分為戶長之兒、媳或女

兒與女婿（定義為戶長的第二代），由於家庭成員組成較複雜，因此我們依家庭

成員組成狀況分為三類：（一）家戶內無戶長第二代或戶長第二代均未婚，表示

13

孩童未與父母同住，因此祖父母為孩童的照顧者，並定義該家戶為隔代教養家

庭、（二）家戶內只有一對（個）非未婚（可能為已婚、離婚、喪偶等目前或曾

經為已婚的狀態）戶長第二代，推論該非未婚戶長第二代為孩童之父母，因此

孩童的照顧者為父母，若家戶中有一對非未婚戶長第二代，該家戶為雙親家

庭，若家戶內有一個非未婚戶長第二代，則該家戶為單親家庭、（三）一對

（個）以上非未婚戶長第二代，孩童照顧者為父母，若家戶中有成對的非未婚

戶長第二代，該家戶定義為雙親家庭，若該家戶有一個以上同性非未婚戶長第

二代，該家戶定義為單親家庭。若該家戶同時有非未婚的成對及非成對戶長第

二代，因為我們無法判別該家戶的家庭結構，且此類觀測值僅 165 筆，樣本數

少，因此我們將其刪除仍不影響本研究的估計結果。

圖 2 依「與戶長關係」變數分類樣本

本研究根據上述樣本配對選取照顧者背景變數。當家戶為雙親家庭時，照

顧者身高、年紀、教育程度變數為父母變數之平均值，照顧者的就業狀態則為

至少父親或母親有就業，若是家戶中有一對以上戶長第二代的家庭，由於無法

確定孩童的父母，因此照顧者身高、年紀、教育程度變數為所有戶長第二代變

數之平均值，而照顧者的就業狀態則為至少一位戶長第二代有就業。當家戶為

單親家庭時，照顧者的背景變數則直接使用單親家長之資料，若是家戶中有一

個以上非未婚同性戶長第二代的家庭，無法確定孩童的家長，因此照顧者身

樣本

一、戶長的兒子、女兒

二、戶長的內∕外孫

（一）沒有戶長第二代

或戶長第二代皆為未婚

（二）唯一一對（個）

非未婚戶長第二代

（三）一對（個）以上

非未婚戶長第二代

14

高、年紀、教育程度變數為所有非未婚同性戶長第二代變數之平均值，而照顧

者的就業狀態則為至少一位非未婚同性戶長第二代有就業。此外，隔代教養家

庭部分，當（外）祖父與（外）祖母均在家戶中，照顧者身高、年紀、教育程

度變數為（外）祖父與（外）祖母變數之平均值，照顧者就業狀態為至少

（外）祖父或（外）祖母有就業，若家戶中只有（外）祖父或（外）祖母時，

照顧者的背景變數則直接使用（外）祖父或（外）祖母之資料。

經過樣本配對後，我們刪去變數中具遺失值之樣本，篩選結果樣本為 4404

筆觀測值，稱之為原始樣本。由於無法判斷父母親樣本的照顧者背景變數可能

有偏誤，為了嚴謹起見，故本研究將其刪除，形成嚴謹樣本，為 4273 筆觀測

值。

第二節變數說明

體重身高比（weight-for-height）與身高年齡比（height-for-age）都是衡量

兒童營養狀態的指標，前者衡量短期的營養狀態，而後者反應長期營養的累積

（Desai, 1992；Thomas, 1994；Ayllón and Ferreira-Batista, 2015）。本研究考慮家

庭結構對孩童之長期影響，因此選用身高衡量孩童的營養，實證模型除了使用

身高原始值為被解釋變數外，更依據世界衛生組織（WHO）公布之 18 歲以下

孩童身高的平均值與標準差進行標準化的身高為被解釋變數。

實證模型的主要解釋變數為家庭結構，此變數取決於孩童是否與父母同

住。雙親家庭包含父母結婚、同居及再婚的家庭；單親家庭包含離婚、未婚、

分居與喪偶所形成之家庭，於迴歸分析中將單親家庭分為單親爸爸家庭及單親

媽媽家庭；而隔代教養家庭則為孩童未與父母同住之家庭。此外，我們使用雙

親家庭為家庭結構之對照組。

為了充分了解影響孩童身高的因素，本文於迴歸模型中放入的控制變數歸

15

類為（一）孩童自身的健康狀態及行為，（二）照顧者背景，（三）家庭環境三

個部分：第一部分，本研究預期身高除了受孩童自身的健康狀態影響外，飲食

與運動行為也可能會影響軀幹的發育，因此孩童自身健康狀態及行為的控制變

數包含性別（以女性為對照組）、年齡（以年計算）、體重（以公斤計算）、每周

飲用牛奶或羊奶三次以上、每周食用速食三次以上、每周食用早餐次數的虛擬

變數（共分為每周四次以上、每周一至三次、幾乎不吃，並以幾乎不吃為對照

組）及健康狀態的虛擬變數（共分為健康狀態好、普通、差，並以健康狀態差

者為對照組）。由於 12 歲以下與 12-18 歲樣本分屬不同的問卷，部分與孩童健

康狀態及行為相關之變數沒有同時於兩個問卷中調查，在 12 歲以下的問卷中又

多蒐集了些許變數，包含是否有氣喘、過去一年曾患上呼吸道過敏、平均每天

看電視的總時數及平均每天玩電腦的總時數，皆與孩童的健康狀態及行為相

關，因此於 12 歲以下孩童的分析中可另外加入，成為與孩童相關的控制變數，

而在 12-18 歲問卷中多調查了平均每天坐著不太動的總時數，因此於 12-18 歲

樣本的分析中另外加入此控制變數。

第二部分，由遺傳學來看，基因是影響身高的一大因素，因此照顧者背景

的控制變數加入照顧者（父母或祖父母）的平均身高，此外，照顧者的年紀、

教育程度與就業狀態都會影響孩童身高，因此照顧者的平均年紀（以年計算）、

平均受教育年數、就業狀態（以照顧者均未就業為對照組）皆列入照顧者背景

的控制變數。

第三部分，實證模型考慮兄弟姊妹對身高的效果，可能因兄弟姊妹為競爭

關係瓜分照顧者的照料時間而對身高有負向影響，因此本研究將兄弟姊妹數列

入家庭環境的控制變數，另外，家庭規模和資源也是影響身高的因素，當家庭

規模愈大時，人均資源減少可能造成資源不足以提供孩童足夠成長的養分，因

此將家庭成員總數、家戶平均月收入的虛擬變數（共分為月收入五萬以下、五

至十萬、十至十五萬、十五萬以上，並以月收入五萬元以下為對照組）放入家

16

庭環境的控制變數，而不同的地域之間也可能存在影響身高的因素，因此於家

庭環境的控制變數中加入居住地區的虛擬變數（共分為北部、中部、南部、東

部，並以中部為對照組）。

原始樣本之變數平均數與標準差如表 1 所示。總樣本的平均身高為 135.42

公分，而平均標準化身高為 0.10。本研究另外將年齡均分成三部分討論，樣本

統計顯示 6 歲以下孩童平均身高為 97.37 公分，平均標準化身高為 0.30，6-12

歲孩童平均身高則為 134.34 公分，平均標準化身高為 0.24，而 12-18 歲孩童平

均身高為 162.58 公分，平均標準化身高為-0.17。因此可以我們發現標準化身高

與年紀呈負向關係，表示年紀愈大的臺灣孩童身高愈低於世界孩童之平均身

高。家庭結構部分，總樣本有 85%的雙親家庭、14%的單親家庭（33%單親爸

爸家庭、67%單親媽媽家庭）、1%的隔代教養家庭。雙親家庭在 6 歲以下、6-12

歲、12-18 歲樣本中的比例分別為 89%、85%、82%，雙親家庭比例與孩童年紀

呈現負向關係，而單親家庭在 6 歲以下、6-12 歲、12-18 歲樣本中的比例分別

為 10%（38%單親爸爸家庭、62%單親媽媽家庭）、14%（34%單親爸爸家庭、

66%單親媽媽家庭）、17%（29%單親爸爸家庭、71%單親媽媽家庭），單親家庭

比例則與孩童年紀呈正向關係，此外，隔代教養家庭的占比在三個年齡層中沒

有太大的差異，分別為 2%、1%、1%。

男性孩童的比例在總樣本或不同的各年齡層樣本中接近，為 51%至 53%。

孩童的平均年齡在總樣本中為 9.87 歲，6 歲以下樣本中的平均年齡為 3.36 歲，

6-12 歲樣本中的平均年齡為 9.05 歲，此外 12-18 歲平均年齡為 15.09 歲。孩童

的平均體重於總樣本中為 36.38 公斤，6 歲以下樣本中的平均體重為 15.67 公

斤，6-12 歲樣本中的平均體重為 32.53 公斤，而 12-18 歲平均體重為 54.16 公

斤。是否患有氣喘的問項只針對 12 歲以下樣本調查，無論在總樣本或是不同年

齡層的樣本中，均有 5%的臺灣孩童患有氣喘。此外，一年內曾經罹患上呼吸道

過敏的問項也只在 12 歲以下樣本中蒐集，不管在總樣本或是不同年齡層的樣本

17

中，均有 21%的孩童一年內曾經罹患上呼吸道過敏。

在總樣本中有 72%的孩童每周飲用牛⁄羊奶的超過三次，在 6 歲以下、6-12

歲、12-18 歲的樣本中，孩童每周飲用牛⁄羊奶的超過三次的比例分別為 92%、

75%、55%，顯示孩童年紀與飲用牛⁄羊奶的比例呈現負相關。無論總樣本或任

何年齡層的樣本中，孩童每周食用漢堡⁄薯條三次以上的比例均不會超過 10%。

此外，在總樣本及各年齡層中，每周食用四次以上早餐的孩童均為最多數。總

樣本中有 94%的孩童每周食用四次以上早餐，6 歲以下、6-12 歲樣本中分別有

97%、98%的孩童每周食用四次以上早餐，然而 12-18 歲樣本中孩童每周食用四

次以上早餐的比例僅有 89%。另外，在總樣本中，有 4%的孩童每周食用一至

三次早餐，6 歲以下、6-12 歲的樣本中，孩童每周食用一至三次早餐的比例分

別為 2%、1%，而 6-12 歲樣本則有 9%的孩童每周食用一至三次早餐，相較於 6

歲以下、6-12 歲樣本，6-12 歲樣本中有較高比例的孩童每周食用一至三次早

餐。孩童完全不食用早餐的比例在總樣本及各年齡層中均小於 2%。

孩童每天坐著不太動時數的問項只針對 12-18 歲樣本調查，統計結果發現

12-18 歲孩童平均每天坐著不太動的時間為 9.73 小時。孩童平均每天看電視時

數及玩電腦時數都只在 12 歲以下樣本中蒐集，結果發現在總樣本中 12 歲以下

孩童平均每天看電視 2.03 小時、玩電腦 0.42 小時，6 歲以下孩童平均每天看電

視 2.22 小時、玩電腦 0.18 小時，而 6-12 歲孩童平均每天看電視 1.95 小時、玩

電腦 0.53 小時。此外，總樣本中孩童的健康有 76%為好、22%為普通、2%為

差，與 6-12 歲孩童健康狀態分布的比例接近，然而 6 歲以下孩童的健康有 73%

為好、25%為普通、2%為差，12-18 歲孩童的健康則有 78%為好、21%為普

通、1%為差。

照顧者背景變數部分，總樣本中，照顧者的平均身高為 163.01 公分，平均

年齡為 38.67 歲。平均照顧者教育年數在總樣本中為 11.18 年，在 6 歲以下、6-

18

12 歲、12-18 歲樣本中，平均照顧者教育年數分別為 12.31、11.35、10.23 年，

孩童年紀較低的照顧者教育程度較高。以總樣本來看，至少一位照顧者就業的

比例為 95%，與各年齡層樣本中的比例接近。此外，總樣本中，平均每個孩童

有 1.31 個兄弟姊妹、平均家戶中有 4.90 個成員，6 歲以下樣本中，孩童平均有

1.21 個兄弟姊妹、平均家戶中有 5.06 個成員，6-12 歲樣本中，孩童平均有 1.52

個兄弟姊妹、平均家戶中有 4.93 個成員，而 12-18 歲樣本中，孩童平均有 1.18

個兄弟姊妹、平均家戶中有 4.75 個成員。

總樣本中有 42%樣本的家庭月收入 5 萬以下、43%樣本的家庭月收入界於

5 至 10 萬元、10%樣本的家庭月收入界於 10 至 15 萬元、5%樣本的家庭月收入

超過 15 萬元，與 6-12 歲樣本中家庭月收入分布的比例接近。6 歲以下樣本中，

則有 38%樣本的家庭月收入落在 5 萬以下、45%樣本的家庭月收入界於 5 至 10

萬元、12%樣本的家庭月收入界於 10 至 15 萬元、6%樣本的家庭月收入超過 15

萬元。而 12-18 歲樣本中，有 46%樣本的家庭月收入落在 5 萬以下、43%樣本

的家庭月收入界於 5 至 10 萬元、8%樣本的家庭月收入界於 10 至 15 萬元、3%

樣本的家庭月收入超過 15 萬元。無論總樣本或各年齡層樣本中，家庭月收入 5

萬以下及 5 至 10 萬的比例均為多數，而家庭月收入 15 萬以上的家庭為最少

數。此外，總樣本中有將近一半的樣本居住在北部地區（46%），中部、南部地

區其次（23%、27%），而東部地區人口比例最低（4%），各年齡層居住地區的

比例皆與總樣本相距不遠。

19

表 1 變數之平均數與標準差

變數變數定義總樣本 6歲以下 6-12歲 12-18歲

被解釋變數

height 孩童身高 135.42（28.45） 97.37（14.95） 134.34（12.32） 162.58（8.88）

z-height 標準化的孩童身高 0.10（1.39） 0.30（2.01） 0.24（1.20） -0.17（0.89）

解釋變數

family structure 家庭結構

two-par. 雙親家庭 0.85（0.36） 0.89（0.32） 0.85（0.36） 0.82（0.38）

single-par. 單親家庭 0.14（0.35） 0.10（0.29） 0.14（0.34） 0.17（0.38）

single-father 單親爸爸家庭 0.33（0.47） 0.38（0.49） 0.34（0.48） 0.29（0.46）

single-mother 單親媽媽家庭 0.67（0.47） 0.62（0.49） 0.66（0.48） 0.71（0.46）

skipped-gen. 隔代教養家庭 0.01（0.11） 0.02（0.13） 0.01（0.12） 0.01（0.09）

male 男性孩童的虛擬變數 0.52（0.50） 0.52（0.50） 0.53（0.50） 0.51（0.50）

age 孩童年紀（年） 9.87（4.99） 3.36（1.63） 9.05（1.76） 15.09（1.76）

age2 孩童年紀平方 122.21（97.85） 13.97（10.81） 85.01（31.91） 230.72（52.96）

20

表 1 變數之平均數與標準差（續）


weight 孩童體重（公斤） 36.38（18.44） 15.67（4.71） 32.53（10.44） 54.16（12.03）

asthma 患有氣喘 0.05（0.22） 0.05（0.21） 0.05（0.22） -

resp. allergy 一年內罹患上呼吸道過敏 0.21（0.41） 0.21（0.41） 0.21（0.41） -

milk 每周飲用牛⁄羊奶超過三次 0.72（0.45） 0.92（0.27） 0.75（0.44） 0.55（0.50）

fast food 每周食用漢堡⁄薯條超過三次 0.08（0.27） 0.05（0.23） 0.10（0.31） 0.07（0.25）

breakfast 一周吃早餐次數

breakfast >=4 四次或以上 0.94（0.23） 0.97（0.17） 0.98（0.13） 0.89（0.31）

breakfast 1-3 一到三次 0.04（0.21） 0.02（0.15） 0.01（0.11） 0.09（0.29）

no breakfast 幾乎不吃 0.01（0.10） 0.01（0.09） 0.00（0.06） 0.02（0.14）

stationary hour 平均每天坐著不太動時數 9.73（3.30） - - 9.73（3.30）

TV hour 平均每天看電視時數 2.03（1.33） 2.22（1.58） 1.95（1.20） -

computer hour 平均每天玩電腦時數 0.42（0.66） 0.18（0.40） 0.53（0.72） -

21



health status 孩童健康狀況

good 好 0.76（0.43） 0.73（0.45） 0.75（0.43） 0.78（0.41）

fair 普通 0.22（0.42） 0.25（0.43） 0.22（0.41） 0.21（0.41）

poor 差 0.02（0.14） 0.02（0.16） 0.03（0.16） 0.01（0.12）

p-height 照顧者平均身高 163.01（4.85） 164.26（4.68） 163.10（4.61） 162.05（4.99）

p-age 照顧者平均年紀 38.67（6.44） 33.49（5.79） 38.14（5.34） 42.71（4.88）

p-edu 照顧者平均教育年數 11.18（2.96） 12.31（2.49） 11.35（2.74） 10.23（3.14）

p-employment 至少一位照顧者就業 0.95（0.23） 0.95（0.23） 0.96（0.21） 0.94（0.24）

no. siblings 兄弟姊妹數 1.31（0.99） 1.21（0.99） 1.52（0.99） 1.18（0.96）

family size 家庭成員總數 4.90（2.22） 5.06（2.47） 4.93（2.40） 4.75（1.82）

income 家戶平均月收入

income <5 五萬元以下 0.42（0.49） 0.38（0.48） 0.43（0.49） 0.46（0.50）

income 5-10 五至十萬元 0.43（0.50） 0.45（0.50） 0.43（0.50） 0.43（0.49）

22



income 10-15 十至十五萬元 0.10（0.30） 0.12（0.33） 0.09（0.29） 0.08（0.28）

income >=15 十五萬元以上 0.05（0.21） 0.06（0.23） 0.05（0.22） 0.03（0.18）

area of residents 居住地區

north 北部 0.46（0.50） 0.48（0.50） 0.48（0.50） 0.44（0.50）

central 中部 0.23（0.42） 0.23（0.42） 0.23（0.42） 0.23（0.42）

south 南部 0.27（0.44） 0.25（0.44） 0.25（0.43） 0.29（0.45）

east 東部 0.04（0.19） 0.03（0.18） 0.04（0.19） 0.04（0.21）

Observations

4404 1164 1548 1692

23

第四章模型設定

本研究使用最小平方法（OLS）估計主要變數—家庭結構對孩童身高的影

響，同時加入孩童、照顧者和家庭的控制變數，然而樣本中存在相同家戶單位

的樣本，因此迴歸模型依相同家戶為單位修正叢集標準誤（clustered standard

error），在考慮相同家戶單位可能存在相關性的情況下進行分析，詳細迴歸模型

如下：

𝐻𝐻𝐻𝐻𝐻𝐻𝐻𝐻ℎ𝑡𝑡𝑖𝑖 = 𝛽𝛽0 + 𝛽𝛽1𝑠𝑠𝐻𝐻𝑠𝑠𝐻𝐻𝑠𝑠𝐻𝐻_𝑓𝑓𝑓𝑓𝑡𝑡ℎ𝐻𝐻𝑒𝑒𝑖𝑖 + 𝛽𝛽2𝑠𝑠𝐻𝐻𝑠𝑠𝐻𝐻𝑠𝑠𝐻𝐻_𝑚𝑚𝑚𝑚𝑡𝑡ℎ𝐻𝐻𝑒𝑒𝑖𝑖 + 𝛽𝛽3𝑠𝑠𝑠𝑠𝐻𝐻𝑠𝑠𝑠𝑠𝐻𝐻𝑠𝑠_𝐻𝐻𝐻𝐻𝑠𝑠.𝑖𝑖

+𝛽𝛽4𝑋𝑋 + 𝛽𝛽5𝑌𝑌 + 𝛽𝛽6𝑍𝑍 + 𝜀𝜀𝑖𝑖 （1）

其中𝐻𝐻𝐻𝐻𝐻𝐻𝐻𝐻ℎ𝑡𝑡𝑖𝑖為第 i 筆樣本的身高，定義為身高原始值及標準化身高。

𝑠𝑠𝐻𝐻𝑠𝑠𝐻𝐻𝑠𝑠𝐻𝐻_𝑓𝑓𝑓𝑓𝑡𝑡ℎ𝐻𝐻𝑒𝑒、𝑠𝑠𝐻𝐻𝑠𝑠𝐻𝐻𝑠𝑠𝐻𝐻_𝑚𝑚𝑚𝑚𝑡𝑡ℎ𝐻𝐻𝑒𝑒、𝑠𝑠𝑠𝑠𝐻𝐻𝑠𝑠𝑠𝑠𝐻𝐻𝑠𝑠_𝐻𝐻𝐻𝐻𝑠𝑠.為本研究的主要解釋變數，分別

代表單親爸爸家庭、單親媽媽家庭及隔代教養家庭，以雙親家庭為家庭結構之

對照組。

𝑋𝑋為包含孩童自身的健康狀態及行為之控制變數的矩陣，除了 18 歲以下所

有樣本皆蒐集的控制變數，包含性別、年紀、體重、每周食用牛/羊奶超過三

次、每周食用速食超過三次、每周食用早餐次數的虛擬變數、健康狀況的虛擬

變數之外，12 歲以下孩童另外加入的控制變數包含有無氣喘、過去一年內是否

有上呼吸道過敏、平均一天看電視總時數、平均一天玩電腦總時數，而 12-18

歲孩童則另外加入平均一天坐著不太動的總時數為孩童背景的控制變數。𝑌𝑌為

矩陣，代表與照顧者背景相關的控制變數，包含照顧者的平均身高、平均年

齡、平均教育程度及就業狀態。𝑍𝑍為矩陣，為家庭背景相關的控制變數，包含

兄弟姊妹數、家庭成員總數、家戶平均月收入的虛擬變數、居住地的虛擬變

數。

24

我們預期單親家庭可能會因為家長較缺乏照顧孩童的時間，而隔代教養家

庭孩童則可能因為祖父母的體力無法負荷、教育方式不合時宜，因此單親家庭

及隔代教養家庭孩童身高皆會比雙親家庭孩童矮。Russell（1993）提出氣喘與

孩童成長遲緩有關，而上呼吸道過敏包含過敏性氣喘、過敏性鼻炎等，因此，

我們預期氣喘、上呼吸道過敏對孩童身高有負面的影響。牛/羊奶富含鈣質有利

於骨骼成長，因此本研究預期飲用牛/羊奶對孩童身高有正面影響，而食用速食

過量可能造成營養不均或肥胖有礙於孩童身高發展，因此我們預期食用速食對

身高有負面影響。此外，孩童的活動量多也有助於身高發展，因此預期孩童看

電視、玩電腦、坐著不太動的總時數愈多愈不利於身高發展。孩童健康部分則

認為健康狀態好、普通的孩童身高均會比健康狀態差的孩童高。

本研究預期照顧者的身高、教育程度、就業狀態均對孩童身高有正面影

響。兄弟姊妹數多會瓜分照顧者的時間、家庭總人數多則會瓜分家中的資源，

因此我們認為兄弟姊妹數、家庭總人數均會對孩童身高有負面的影響。此外，

家庭月收入高的家庭資源相對豐富，對孩童的身高有正面影響，因此我們預期

家庭月收入 5-10 萬、10-15 萬、15 萬以上家庭的孩童身高均較月收入五萬以下

的孩童高。

本研究除了探討影響 18 歲以下孩童身高的變數外，更透過分群將樣本以年

齡區分為四個族群分別加入不同的變數，探討孩童在成長過程中，各項變數對

身高影響的效果。孩童的年紀分層約以教育環境變換為分水嶺，將成長階段區

分為幼兒時期（3 歲以下）、學齡前（3-6 歲）、國小時期（6-12 歲）及國、高中

時期（12-18 歲），代表孩童成熟度的不同。

25

第五章實證分析結果

本章節探討方程式（1）之實證結果，內容共分為五小節。迴歸分析中使用

原始身高與標準化為被解釋變數，本研究除了以 18 歲以下總樣本進行分析外，

更以年紀範圍為 3 歲以下嬰幼兒時期、3-6 歲學齡前、6-12 歲國小時期、12-18

歲國、高中時期，分別探討各年齡層內家庭結構對孩童身高的影響，依序於一

至五小節進行討論。

第一節總樣本（18 歲以下）

表 2 為使用總樣本進行迴歸分析的結果。研究結果顯示單親爸爸家庭之孩

童身高顯著低於雙親家庭孩童 0.21 至 0.22 個標準差，然而身高原始值沒有顯著

差異。單親媽媽家庭孩童的身高顯著高於雙親家庭孩童 2.96 至 3.04 公分，以標

準化身高而言，單親媽媽家庭孩童的身高顯著高於雙親家庭孩童 0.59 至 0.61 個

標準差。此外，隔代教養家庭之孩童與雙親家庭孩童身高的差異在統計上不顯

著，但是所有欄位的估計係數均為負號，符合我們的預期。

孩童自身狀態及行為控制變數的部分，分析結果顯示孩童的性別、年紀與

體重均對身高有顯著的影響。在本研究使用的兩種樣本中，男性孩童的平均身

高會顯著高於女性孩童 1.80 至 1.86 公分，然而男、女孩童的標準化身高則沒有

顯著差異，此結果顯示將臺灣孩童的身高與世界同齡同性別孩童的平均身高相

比時，臺灣男孩身高與女孩身高沒有顯著差異。孩童年紀每增加一歲，平均身

高會成長 8.12 至 8.15 公分，然而從標準化身高來看，身高則會顯著減少 0.15

至 0.16 個標準差，顯示年紀愈大的臺灣孩童，相較於世界同齡同性別孩童的平

均身高愈矮，此外，年齡和身高原始值及標準化身高皆呈現拋物線關係。特別

的是，雖然孩童的健康狀態對身高沒有顯著影響，但是變數健康狀態好、普通

在所有欄位的估計係數均為正號，符合本研究的預期，可能是因為多數孩童的

26

表 2 家庭結構對 18 歲以下孩童的 Height 及 Z-height 之影響

變數原始樣本嚴謹樣本

(1) (2) (3) (4) height z-height height z-height

single-father -0.830 -0.216* -0.797 -0.210* (0.563) (0.115) (0.564) (0.116) single-mother 2.958*** 0.590*** 3.044*** 0.608*** (0.407) (0.0741) (0.417) (0.0759) skipped-gen. -0.308 -0.0239 -0.449 -0.0669 (1.243) (0.256) (1.236) (0.254) male 1.801*** -0.0598 1.855*** -0.0572 (0.196) (0.0395) (0.197) (0.0388) age 8.146*** -0.150*** 8.119*** -0.164*** (0.112) (0.0316) (0.110) (0.0307) age2 -0.212*** -0.00334*** -0.210*** -0.00273** (0.00465) (0.00129) (0.00461) (0.00125) weight 0.407*** 0.0502*** 0.404*** 0.0497*** (0.0136) (0.00206) (0.0137) (0.00206) good 0.943 0.146 1.115 0.187 (0.755) (0.139) (0.764) (0.137) fair 0.404 0.0622 0.622 0.120 (0.781) (0.145) (0.788) (0.144) p-height 0.375*** 0.0721*** 0.377*** 0.0724*** (0.0267) (0.00544) (0.0268) (0.00543) p-age 0.0645** 0.0171*** 0.0737*** 0.0190*** (0.0265) (0.00549) (0.0268) (0.00554) p-edu 0.0593 0.0144* 0.0622 0.0124 (0.0410) (0.00802) (0.0413) (0.00792) p-employment 1.093** 0.195** 1.094** 0.200** (0.487) (0.0981) (0.490) (0.0984) no. siblings -0.0229 0.00726 0.0793 0.0332 (0.128) (0.0282) (0.151) (0.0323) family size -0.0375 -0.00985 -0.0288 -0.00895 (0.0631) (0.0151) (0.0646) (0.0141) income 5-10 -0.0691 -0.0359 -0.0134 -0.0203 (0.251) (0.0530) (0.250) (0.0521)

27

表 2 家庭結構對18歲以下孩童的Height及Z-height之影響（續）

(1) (2) (3) (4) height z-height height z-height Income 10-15 -0.0675 -0.0579 -0.108 -0.0514 (0.384) (0.0797) (0.392) (0.0785) income >=15 -0.243 -0.119 -0.323 -0.129 (0.502) (0.103) (0.515) (0.101) north 0.393 0.131** 0.354 0.122** (0.278) (0.0583) (0.278) (0.0560) south -0.190 0.0168 -0.232 0.000955 (0.324) (0.0701) (0.321) (0.0669) east 0.415 0.0528 0.319 0.0271 (0.463) (0.0923) (0.471) (0.0927) _cons -1.075 -12.74*** -2.029 -12.85*** (4.766) (0.972) (4.790) (0.972) N 4404 4404 4273 4273 adj. R2 0.954 0.206 0.955 0.216

備註：括號內為標準差。* p < 0.1, ** p < 0.05, *** p < 0.01。所有迴歸式均以相同家戶為單位修正

叢集標準誤（clustered standard error）。

健康狀態屬於好（76%）、普通（22%），僅有小部分孩童的健康狀態屬於差

（2%），因此造成孩童健康狀態差異對身高的影響在統計上不顯著。

照顧者背景變數部分，照顧者的平均身高、年紀、教育程度及就業狀態均

顯著影響孩童身高。研究結果顯示照顧者平均身高每增加一公分，孩童身高會

顯著增加 0.38 公分，以標準化身高而言，孩童身高則會顯著增加 0.07 個標準

差，從身高原始值及標準化身高的模型中均發現照顧者的平均身高與孩童身高

有正相關，且本研究的照顧者為孩童的父母或祖父母，因此顯示身高會藉由基

因遺傳給後代。在原始樣本中，照顧者教育程度每增加一年，孩童身高則會顯

著增加 0.01 個標準差，雖然照顧者平均教育程度對孩童身高的正向影響僅在欄

位（2）發現，但是在欄位（1）、（3）、（4）中，照顧者平均教育程度的估計係

數皆同為正號，與我們的預期相同。此外，至少一個照顧者就業的孩童身高會

顯著高於照顧者皆未就業之孩童 1.09 公分，從標準化身高來看，至少一個照顧

28

者就業的孩童身高會顯著高於照顧者皆未就業之孩童 0.20 個標準差，表示照顧

者就業對孩童身高有正向影響。

家庭背景相關的變數中，兄弟姊妹數對孩童身高沒有顯著影響，而家庭總

人數對孩童身高的影響雖然在統計上不顯著，但是在所有欄位的估計係數均為

負號，符合本研究對家庭總人數的預期。此外，家庭月收入對孩童身高的影響

也不顯著。我們發現居住地區對孩童身高有顯著影響，居住於北部地區的孩童

身高顯著高於居住中部地區的孩童 0.12 至 0.13 個標準差，而居住於南部及東部

地區的孩童身高則與中部地區孩童的身高無顯著差異。

第二節嬰幼兒時期（3 歲以下）

表 3 為使用 3 歲以下樣本進行迴歸估計的結果。研究結果發現單親爸爸家

庭孩童身高顯著低於雙親家庭孩童 3.17 至 3.32 公分，標準化身高的差異則在統

計上不顯著，然而估計係數均為負號，符合本研究的預期。單親媽媽家庭的孩

童身高顯著高於雙親家庭的孩童 2.67 至 3.01 公分，以標準化身高而言，單親媽

媽家庭的孩童身高會顯著高於雙親家庭的孩童 0.83 至 0.94 個標準差，與總樣本

的分析結果相同。此外，隔代教養家庭孩童與雙親家庭孩童的身高差異則在統

計上不顯著。

孩童自身狀態及行為控制變數部分，迴歸結果發現男性孩童的身高顯著高

於女性孩童 1.41 至 1.44 公分，然而男孩與女孩標準化身高的差異在統計上不顯

著。此外，3 歲以下孩童平均每年身高會成長 11.11 至 12.00 公分，然而從標準

化身高來看，孩童年紀每增加一歲，孩童的身高會顯著低於 WHO 世界同齡同

性別孩童的平均身高 2.86 至 3.35 個標準差，顯示年紀愈大的臺灣孩童，相較於

世界同齡同性別孩童的平均身高愈矮，且身高原始值及標準化身高皆與孩童年

紀呈現拋物線關係，分析結果與總樣本相似。此外，氣喘對孩童的身高沒有顯

著影響，可能是因為樣本中僅 5%的孩童患有氣喘，因此估計係數在統計上不顯

29

表 3 家庭結構對 3 歲以下孩童的 Height 及 Z-height 之影響



single-father -3.173** -0.983 -3.315** -1.040 (1.580) (0.659) (1.519) (0.638) single-mother 3.013** 0.936* 2.666** 0.830* (1.304) (0.479) (1.351) (0.500) skipped-gen. 2.570 0.671 2.025 0.477 (2.428) (0.833) (2.387) (0.819) male 1.436** 0.0128 1.413** 0.0144 (0.615) (0.219) (0.607) (0.217) age 12.00*** -2.860*** 11.11*** -3.354*** (2.402) (0.924) (2.459) (0.941) age2 -1.506** 0.360 -1.143* 0.525** (0.680) (0.255) (0.686) (0.255) weight 1.095*** 0.365*** 0.887*** 0.304*** (0.221) (0.0725) (0.183) (0.0640) asthma -1.389 -0.393 0.437 0.0919 (2.140) (0.706) (1.803) (0.641) resp. allergy -0.610 -0.188 -0.235 -0.0696 (1.110) (0.394) (0.830) (0.317) good -5.543** -1.770** -4.041** -1.297* (2.150) (0.765) (1.893) (0.696) fair -5.983*** -1.944*** -4.606** -1.472** (2.103) (0.751) (1.918) (0.701) p-height 0.254*** 0.0869*** 0.276*** 0.0939*** (0.0587) (0.0215) (0.0580) (0.0213) p-age 0.123** 0.0409* 0.124** 0.0411* (0.0598) (0.0214) (0.0603) (0.0215) p-edu 0.234* 0.0783 0.187 0.0585 (0.138) (0.0518) (0.135) (0.0511) p-employment 2.351* 0.820* 2.142 0.772 (1.289) (0.490) (1.358) (0.514) no. siblings -0.537 -0.209 -0.534 -0.195 (0.371) (0.138) (0.449) (0.165)

30

表 3 家庭結構對 3 歲以下孩童的 Height 及 Z-height 之影響（續）

(1) (2) (3) (4) height z-height height z-height family size 0.0133 0.00111 0.00341 -0.00243 (0.203) (0.0726) (0.178) (0.0664) income 5-10 -0.269 -0.0624 -0.178 -0.0257 (0.779) (0.286) (0.746) (0.276) income 10-15 -0.548 -0.263 -0.841 -0.272 (1.040) (0.391) (0.983) (0.361) income >=15 -2.020 -0.639 -1.480 -0.490 (1.325) (0.471) (1.259) (0.464) north 1.329 0.399 1.018 0.297 (0.827) (0.301) (0.807) (0.298) south 0.491 0.227 -0.0290 0.0545 (1.083) (0.400) (1.021) (0.382) east 2.696** 0.797** 2.431** 0.708* (1.130) (0.379) (1.163) (0.389) _cons 9.536 -15.76*** 8.137 -16.02*** (10.98) (4.028) (10.89) (4.005) N 470 470 444 444 adj. R2 0.602 0.169 0.612 0.163



著，而上呼吸道過敏對孩童身高雖然沒有顯著的影響，但是迴歸分析的估計係

數均為負號，符合我們的預期。特別的是，健康狀況好的孩童身高會顯著低於

健康狀態差的孩童 4.04 至 5.54 公分、1.30 至 1.77 個標準差，且健康狀態普通

的孩童身高顯著低於健康狀況差的孩童 4.61 至 5.98 公分、1.47 至 1.94 個標準

差，與預期的結果不同，可能是因為三歲以下的孩童健康狀態有 77.9%屬於

好、20.2%屬於普通，多數孩童健康狀態良好，僅有 1.9%的孩童健康狀態屬於

差，因此估計結果不準確。

照顧者背景變數的部分，研究發現照顧者的平均身高、教育程度及就業狀

態對孩童的身高有顯著的正向影響。分析結果顯示照顧者平均身高每增加一公

31

分，孩童身高會顯著增加 0.25 至 0.28 公分，以標準化身高來說，孩童身高會顯

著增加 0.09 個標準差，研究結果與總樣本的分析相同，照顧者的身高會藉由基

因對後代身高有正面影響。在欄位（1）發現照顧者平均教育程度每增加一年，

孩童身高會顯著增加 0.23 公分，雖然照顧者平均教育程度對孩童身高的影響在

欄位（2）、（3）、（4）中不顯著，然而估計係數均為正號，仍然與本研究的預期

相同，可能是因為嬰幼兒時期所有孩童的身高均快速成長，因此照顧者平均教

育程度雖對孩童身高有正面影響，但是效果不顯著。此外，在原始樣本中，至

少一位照顧者就業的孩童身高會顯著高於照顧者均未就業的孩童 2.35 公分、

0.82 個標準差，然而照顧者就業狀態的效果在嚴謹樣本的分析中不顯著，但估

計係數仍然為正號，符合我們的預期。

家庭背景相關的變數中，兄弟姊妹數對孩童身高沒有顯著影響，但是估計

係數在所有估計式中皆為負號，與我們的預期相符。此外，居住地區對孩童身

高有顯著影響，居住在東部地區的孩童身高會顯著高於居住在中部地區的孩童

2.43 至 2.70 公分，從標準化身高來看，居住在東部地區的孩童身高會顯著高於

居住在中部地區的孩童 0.71 至 0.80 個標準差。而北部地區、南部地區的孩童身

高則與中部地區的孩童無顯著差異。

第三節學齡前（3-6 歲）

表 4 為使用 3-6 歲樣本進行迴歸分析的結果。不管在原始樣本或嚴謹樣

本，研究結果均發現不同家庭結構中，孩童的身高差異在統計上不顯著，僅有

估計式（3）中發現，單親媽媽家庭的孩童身高顯著高於雙親家庭的孩童 2.15

公分。單親爸爸家庭與雙親家庭孩童的身高雖然沒有顯著差異，但是在本研究

所有模型中估計係數均為負號，與我們的預期相同。

與孩童自身狀態相關變數的部分，研究結果發現男性孩童與女性孩童之間

的身高差異在統計上不顯著。3-6 歲的孩童平均每年身高會成長 8.65 至 8.89 公

32

表 4 家庭結構對 3-6 歲孩童的 Height 及 Z-height 之影響



single-father -0.700 -0.174 -0.563 -0.142 (1.859) (0.418) (1.861) (0.419) single-mother 1.928 0.405 2.146* 0.460 (1.207) (0.279) (1.246) (0.287) skipped-gen. 0.915 0.152 0.741 0.122 (3.925) (0.907) (3.838) (0.889) male 0.554 -0.00601 0.636 0.00918 (0.468) (0.106) (0.477) (0.108) age 8.886*** -0.359 8.649*** -0.383 (2.917) (0.678) (2.935) (0.683) age2 -0.454 -0.00662 -0.418 -0.00132 (0.320) (0.0736) (0.321) (0.0739) weight 0.832*** 0.187*** 0.830*** 0.186*** (0.0804) (0.0178) (0.0824) (0.0183) asthma -1.239 -0.274 -1.470 -0.336 (1.013) (0.237) (0.996) (0.232) resp. allergy 0.923 0.213 1.045* 0.241* (0.588) (0.133) (0.610) (0.138) milk -0.820 -0.194 -0.665 -0.159 (0.932) (0.207) (0.954) (0.212) fast food 0.614 0.154 0.522 0.135 (0.810) (0.180) (0.822) (0.183) breakfast >=4 3.713 0.908 3.473 0.854 (3.977) (0.961) (3.917) (0.946) breakfast 1-3 5.669 1.339 5.852 1.382 (4.167) (1.006) (4.117) (0.993) TV hour 0.0434 0.0116 0.0131 0.00539 (0.191) (0.0442) (0.194) (0.0451) computer hour -0.518 -0.127 -0.403 -0.102 (0.634) (0.139) (0.660) (0.144) good 1.352 0.333 1.488 0.361 (0.926) (0.211) (0.974) (0.220)

33

表 4 家庭結構對 3-6 歲孩童的 Height 及 Z-height 之影響（續）

(1) (2) (3) (4) height z-height height z-height fair 2.070** 0.503** 2.289** 0.551** (0.981) (0.222) (1.020) (0.230) p-height 0.204*** 0.0467*** 0.211*** 0.0482*** (0.0721) (0.0164) (0.0722) (0.0164) p-age 0.0218 0.00485 0.0343 0.00737 (0.0685) (0.0152) (0.0707) (0.0157) p-edu 0.190 0.0460 0.186 0.0451 (0.138) (0.0312) (0.140) (0.0317) p-employment 2.392* 0.522* 2.554** 0.560* (1.231) (0.287) (1.296) (0.302) no. siblings 0.540 0.121 0.938** 0.211** (0.358) (0.0795) (0.433) (0.0957) family size -0.0508 -0.00736 -0.0483 -0.00780 (0.147) (0.0329) (0.162) (0.0364) income 5-10 -0.461 -0.102 -0.254 -0.0551 (0.626) (0.141) (0.625) (0.141) income 10-15 -0.849 -0.201 -0.916 -0.216 (0.983) (0.220) (0.998) (0.224) income >=15 -0.268 -0.0342 -0.543 -0.103 (1.303) (0.298) (1.419) (0.325) north 0.578 0.124 0.715 0.158 (0.663) (0.149) (0.681) (0.153) south -1.011 -0.232 -0.969 -0.225 (0.783) (0.176) (0.784) (0.176) east -1.024 -0.242 -1.235 -0.290 (0.957) (0.216) (1.083) (0.243) _cons 16.96 -11.64*** 14.91 -12.15*** (15.17) (3.499) (15.10) (3.483) N 694 694 660 660 adj. R2 0.518 0.191 0.541 0.207



分，然而 3-6 歲的年紀對標準化身高的影響在統計上不顯著，但估計係數仍為

負號，分析結果與總樣本及 3 歲以下嬰幼兒時期樣本一致，此外，年紀與身高

34

的拋物線關係雖然不顯著，但結果仍然與總樣本及 3 歲以下嬰幼兒時期樣本一

致。氣喘對孩童身高的影響雖然在統計上不顯著，但是在所有估計式中得出的

估計係數皆為負號，符合我們的預期，可能是因為樣本數不足才造成估計係數

不顯著。特別的是，於嚴謹樣本中，過去一年曾經罹患上呼吸道過敏的孩童身

高會顯著高於沒有過敏的孩童 1.05 公分，從標準化身高來看，曾經罹患上呼吸

道過敏的孩童之身高也顯著高於未過敏的孩童 0.24 個標準差，研究結果不符合

我們的預期，然而估計係數均僅於顯著水準為 10%時顯著。

孩童食用早餐次數對孩童身高的影響雖然在統計上不顯著，但是於本研究

所有模型中的估計係數皆為正號，說明食用早餐會對孩童身高有正向影響，與

我們的預期相同。孩童平均每天玩電腦的時數對孩童身高影響的估計係數為負

號，雖然在統計上不顯著，但仍然符合預期。雖然健康狀態好的孩童身高與健

康狀態差的孩童身高沒有顯著差異，但是估計係數皆為正號，結果與本研究預

期健康狀態好的孩童身高高於健康狀態差的孩童相同。另外，健康狀態普通的

孩童顯著高於健康狀態差的孩童 2.07 至 2.29 公分，以標準化身高而言，健康狀

態普通的孩童顯著高於健康狀態差的孩童 0.50 至 0.55 個標準差。

照顧者背景變數的部分，研究結果指出照顧者平均身高每增加一公分，孩

童身高會顯著增加 0.20 至 0.21 公分，以標準化身高而言，孩童身高會顯著多

0.05 個標準差，與上述總樣本及 3 歲以下嬰幼兒時期樣本的分析結果一致。然

而，照顧者的平均教育程對 3-6 歲孩童身高的影響在統計上不顯著，但是對孩

童身高影響的估計係數皆為正號，符合本研究對照顧者平均教育程度的預期。

此外，至少一個照顧者就業的孩童身高顯著高於照顧者均未就業的孩童 2.39 至

2.55 公分，從標準化身高來看，至少一個照顧者就業的孩童身高顯著高於照顧

者均未就業的孩童 0.52 至 0.56 個標準差，表示照顧者就業對孩童身高有正向的

影響，與總樣本及 3 歲以下嬰幼兒時期樣本的研究結果相同。

家庭背景相關變數的部分，在嚴謹樣本中，分析結果發現每增加一個兄弟

35

姊妹，孩童身高會顯著增加 0.94 公分，以標準化身高而言，孩童身高會顯著增

加 0.21 個標準差，表示兄弟姊妹數與孩童身高呈現正相關，與我們的預期不

同。家庭總人數對孩童身高影響的迴歸結果雖然不顯著，但是估計係數皆為負

號，符合本研究的預期。此外，家庭收入及居住地區對 3-6 歲孩童身高的影響

在統計上不顯著。

第四節國小時期（6-12 歲）

表 5 為使用 6-12 歲樣本進行迴歸分析的結果。研究發現單親爸爸家庭與雙

親家庭孩童身高的差異雖然在統計上不顯著，但是在所有模型中的估計係數均

為負號，結果與本研究的預期相同。單親媽媽家庭孩童會顯著高於雙親家庭的

孩童 2.50 至 2.54 公分，以標準化身高而言，單親媽媽家庭孩童會顯著高於雙親

家庭的孩童 0.42 至 0.43 個標準差。此外，在嚴謹樣本中，隔代教養家庭孩童身

高顯著低於雙親家庭孩童 2.84 公分，從標準化身高來看，隔代教養家庭孩童身

高顯著低於雙親家庭孩童 0.52 個標準差，雖然隔代教養家庭與雙親家庭孩童的

身高差異在原始樣本不顯著，但是迴歸的估計係數同為負號，符合本研究的預

期。

孩童自身的健康狀態及行為的控制變數中，顯著影響孩童身高的變數包含

孩童的性別、年紀、體重及健康狀態。由於女性發育時期較男性早，因此形成

6-12 歲國小時期女性孩童的平均身高比男性孩童高的現象，研究結果發現 6-12

歲女孩的身高顯著高於男孩 1.31 至 1.37 公分，從標準化身高來看，女孩的身高

顯著高於男孩 0.16 至 0.17 個標準差，表示與 WHO 的世界孩童平均身高相比，

臺灣男孩會顯著比女孩矮。此外，6-12 歲的孩童平均每年身高會成長 2.32 至

2.34 公分，以標準化身高而言，孩童年紀每增加一歲，孩童身高會顯著低於

WHO 的世界同齡同性別孩童平均身高 0.45 至 0.46 個標準差，顯示年齡愈大的

36




single-father -0.622 -0.122 -0.621 -0.123 (0.832) (0.137) (0.843) (0.139) single-mother 2.503*** 0.416*** 2.537*** 0.428*** (0.622) (0.102) (0.645) (0.106) skipped-gen. -2.712 -0.499 -2.837* -0.521* (1.702) (0.305) (1.686) (0.302) male -1.310*** -0.155*** -1.367*** -0.166*** (0.289) (0.0485) (0.296) (0.0497) age 2.322** -0.462** 2.335** -0.453** (1.017) (0.182) (1.046) (0.187) age2 0.0757 0.00704 0.0771 0.00688 (0.0555) (0.00974) (0.0571) (0.0100) weight 0.499*** 0.0794*** 0.493*** 0.0784*** (0.0224) (0.00366) (0.0228) (0.00373) asthma 0.596 0.109 0.635 0.117 (0.670) (0.112) (0.690) (0.115) resp. allergy -0.303 -0.0542 -0.381 -0.0642 (0.389) (0.0664) (0.398) (0.0678) milk 0.0925 0.0206 0.00661 0.00621 (0.383) (0.0639) (0.391) (0.0653) fast food -0.670 -0.101 -0.697 -0.103 (0.519) (0.0857) (0.523) (0.0864) breakfast >=4 0.626 0.00409 -0.334 -0.127 (4.335) (0.701) (5.389) (0.877) breakfast 1-3 2.471 0.304 2.829 0.382 (4.477) (0.722) (5.501) (0.892) TV hour 0.164 0.0309 0.161 0.0312 (0.153) (0.0260) (0.156) (0.0266) computer hour 0.253 0.0410 0.356 0.0560 (0.231) (0.0382) (0.237) (0.0395) good 2.709** 0.440* 2.664** 0.434* (1.321) (0.231) (1.330) (0.233)

37


(1) (2) (3) (4) height z-height height z-height fair 2.050 0.315 2.102 0.325 (1.354) (0.237) (1.366) (0.239) p-height 0.308*** 0.0516*** 0.307*** 0.0519*** (0.0412) (0.00677) (0.0415) (0.00681) p-age 0.124*** 0.0194*** 0.128*** 0.0204*** (0.0405) (0.00686) (0.0416) (0.00705) p-edu 0.0846 0.0153 0.0939 0.0169 (0.0742) (0.0123) (0.0757) (0.0126) p-employment 1.112 0.143 1.072 0.140 (0.868) (0.146) (0.875) (0.147) no. siblings 0.0791 0.00517 0.103 0.00469 (0.204) (0.0342) (0.243) (0.0410) family size -0.0685 -0.0116 -0.0726 -0.0126 (0.0869) (0.0147) (0.0969) (0.0165) income 5-10 -0.205 -0.0382 -0.227 -0.0440 (0.379) (0.0633) (0.385) (0.0644) income 10-15 -0.245 -0.0599 -0.337 -0.0808 (0.570) (0.0974) (0.596) (0.103) income >=15 -0.301 -0.0777 -0.406 -0.111 (0.699) (0.118) (0.684) (0.111) north 0.454 0.0712 0.531 0.0839 (0.409) (0.0685) (0.419) (0.0704) south -0.118 -0.0295 -0.125 -0.0348 (0.478) (0.0806) (0.490) (0.0827) east 0.553 0.0430 0.509 0.0309 (0.758) (0.125) (0.788) (0.131) _cons 30.84*** -8.620*** 31.66*** -8.615*** (9.661) (1.619) (10.42) (1.745) N 1548 1548 1494 1494 adj. R2 0.782 0.343 0.780 0.340



臺灣孩童相較於世界同儕的平均身高愈矮，研究結果與總樣本、3 歲以下嬰幼

兒時期樣本的分析結果相同。

38

上呼吸道過敏對孩童身高的影響在統計上不顯著，但是迴歸的估計係數均

為負號，研究結果符合我們的預期。每周飲用牛/羊奶三次以上的孩童身高與沒

有飲用牛/羊奶三次以上的孩童沒有顯著差異，但是估計係數為正，與我們的預

期相同。每周食用速食三次以上的孩童與沒有每周食用速食三次以上的孩童身

高沒有顯著差異，但是估計係數為負號，與本研究的預期一致。此外，健康狀

態好的孩童身高會顯著高於健康狀態差的孩童 2.66 至 2.71 公分，以標準化身高

來說，健康狀態好的孩童身高會顯著高於健康狀態差的孩童 0.43 至 0.44 個標準

差。雖然健康狀態普通的孩童與健康狀態差的孩童身高差異在統計上不顯著，

但是迴歸係數均為正號，依然符合我們的預期。食用早餐次數則對 6-12 歲孩童

身高沒有顯著影響。

照顧者的背景變數的部分，研究結果發現照顧者的平均身高每增加一公

分，孩童的身高會顯著增加 0.31 公分，從標準化身高來看，孩童的身高會顯著

增加 0.05 個標準差。此外，照顧者平均教育程度及就業狀態對孩童身高的影響

雖然在統計上不顯著，但是迴歸估計係數均為正號，與本研究對平均教育程度

及照顧者就業狀態的預期一致。家庭相關的背景變數部分，迴歸分析結果雖然

顯示家庭總人數對孩童的身高沒有顯著影響，但是估計係數均為負號，符合我

們的預期。然而家庭月收入與居住地區均對 6-12 歲國小時期的孩童身高沒有顯

著的影響。

第五節國、高中時期（12-18 歲）

表 6 為使用 12-18 歲樣本進行迴歸分析的結果。研究結果發現單親爸爸家

庭的孩童身高會顯著低於雙親家庭孩童 1.59 至 1.60 公分，以標準化身高而言，

單親爸爸家庭的孩童身高會顯著低於雙親家庭孩童 0.32 個標準差。單親媽媽家

庭的孩童身高顯著高於雙親家庭孩童 4.00 至 4.05 公分，從標準化身高來看，單

親媽媽家庭的孩童身高顯著高於雙親家庭孩童 0.60 個標準差。此外，隔代教養

39




single-father -1.594** -0.318*** -1.601** -0.319*** (0.627) (0.0855) (0.627) (0.0853) single-mother 4.002*** 0.603*** 4.048*** 0.603*** (0.508) (0.0670) (0.515) (0.0679) skipped-gen. 0.629 0.224 0.623 0.218 (1.549) (0.222) (1.553) (0.223) male 6.558*** 0.0772** 6.590*** 0.0815** (0.293) (0.0372) (0.295) (0.0375) age 15.39*** -0.676*** 15.47*** -0.649*** (1.496) (0.193) (1.508) (0.194) age2 -0.458*** 0.0155** -0.460*** 0.0146** (0.0491) (0.00636) (0.0495) (0.00641) weight 0.250*** 0.0289*** 0.249*** 0.0289*** (0.0141) (0.00176) (0.0142) (0.00177) milk -0.00525 0.00451 -0.0170 0.00322 (0.261) (0.0343) (0.262) (0.0344) fast food 0.635 0.0682 0.635 0.0645 (0.522) (0.0689) (0.527) (0.0693) breakfast >=4 0.240 -0.0345 0.222 -0.0458 (0.706) (0.105) (0.720) (0.106) breakfast 1-3 0.246 -0.0998 0.217 -0.112 (0.803) (0.114) (0.817) (0.116) stationary hour -0.0371 0.00319 -0.0338 0.00339 (0.0383) (0.00501) (0.0387) (0.00506) good -0.867 -0.171 -0.877 -0.174 (0.935) (0.111) (0.933) (0.111) fair -1.385 -0.195* -1.371 -0.195* (0.966) (0.116) (0.965) (0.116) p-height 0.531*** 0.0800*** 0.532*** 0.0800*** (0.0373) (0.00494) (0.0375) (0.00496) p-age 0.0160 0.00450 0.0176 0.00468 (0.0384) (0.00518) (0.0391) (0.00526)

40


(1) (2) (3) (4) height z-height height z-height p-edu 0.0206 0.00161 0.0216 0.00119 (0.0471) (0.00634) (0.0475) (0.00639) p-employment 0.424 0.0677 0.432 0.0658 (0.554) (0.0715) (0.557) (0.0718) no. siblings -0.139 -0.0124 -0.114 -0.00606 (0.165) (0.0223) (0.183) (0.0247) family size -0.0265 0.00801 -0.0269 0.00636 (0.0824) (0.0110) (0.0850) (0.0112) income 5-10 0.309 0.0368 0.323 0.0393 (0.307) (0.0411) (0.308) (0.0411) income 10-15 0.610 0.114* 0.657 0.125* (0.512) (0.0675) (0.518) (0.0682) income >=15 0.539 0.0949 0.590 0.0993 (0.695) (0.0905) (0.759) (0.0976) north 0.0310 -0.00156 0.00846 -0.00354 (0.340) (0.0466) (0.344) (0.0470) south -0.190 -0.00415 -0.194 -0.00160 (0.388) (0.0529) (0.390) (0.0531) east 0.00753 -0.0242 -0.0713 -0.0447 (0.647) (0.0851) (0.661) (0.0861) _cons -67.47*** -8.326*** -68.34*** -8.509*** (13.14) (1.689) (13.23) (1.699) N 1692 1692 1675 1675 adj. R2 0.666 0.421 0.664 0.423



家庭與雙親家庭的孩童身高的差異則在統計上不顯著。

孩童背景變數的部分，分析結果發現對 12-18 歲孩童身高有顯著影響的變

數包含性別、年紀及體重。研究結果顯示 12-18 歲男性孩童的身高顯著高於女

性孩童 6.56 至 6.59 公分，實證結果和 6-12 歲國小時期不同，可能是因為國、

高中時期的男性進入青春期身高快速成長，而女性身高的成長則趨於平緩，因

41

此 12-18 歲男性孩童身高高於女性孩童。以標準化身高而言，男性孩童的身高

顯著高於女性孩童 0.08 個標準差，表示與世界同齡同性別孩童的平均身高相

比，臺灣男孩的身高顯著高於女孩。此外，12-18 歲的孩童平均每年身高會成長

15.39 至 15.47 公分，從標準化身高來看，孩童年紀每增加一歲，孩童身高會顯

著減少 0.65 至 0.68 個標準差，顯示年紀愈大的臺灣孩童相較於世界孩童平均身

高愈矮，實證分析結果與總樣本、3 歲以下嬰幼兒時期、6-12 歲國小時期樣本

的研究結果相同，此外年紀與身高原始值及標準化身高皆呈現拋物線關係。在

標準化身高的估計式（2）、（4）中，孩童健康狀態普通的孩童標準化身高均顯

著低於健康狀態差的孩童 0.20 個標準差，與我們的預期結果不相同，但僅於顯

著水準 10%時顯著。此外，每周是否飲用牛/羊奶三次以上、食用漢堡/薯條三

次以上、食用早餐的次數及每天坐著不太動的時數均對 12-18 歲孩童的身高沒

有顯著影響。

照顧者背景變數的部分，對孩童身高有顯著影響的變數僅有照顧者的平均

身高。照顧者平均身高每增加一公分，孩童身高均會顯著增加 0.53 公分，以標

準化身高而言，孩童身高會顯著增加 0.08 個標準差，與前述的分析結果均一

致。雖然照顧者的平均教育程度及就業狀態對孩童的身高的影響在統計上不顯

著，但是估計係數均為正號，符合我們對照顧者教育程度及就業狀態的預期。

家庭的背景變數的部分，兄弟姊妹數對孩童身高的影響不顯著，但是估計係數

符合我們的預期為負號。此外，雖然僅於標準化身高的估計式（2）、（4）中發

現，家庭月收入 10 至 15 萬的孩童身高會顯著高於家庭月收入 5 萬以下的孩童

0.11 至 0.13 個標準差，但是家庭月收入 5 至 10 萬、10 至 15 萬、10 萬以上的

估計係數皆為正號，仍然符合本研究對家庭月收入的預期。

42

第六章結論

由於臺灣核心家庭自 2001 年起呈現下跌的趨勢，家庭結構多樣化，因此，

本研究分析家庭結構是否對孩童身高造成影響。樣本取自 2001 年國民健康訪問

調查（National Health Interview Survey, NHIS）資料，將孩童身高原始值及依世

界衛生組織（WHO）提供之世界孩童身高平均值與標準差進行標準化之標準化

身高做為被解釋變數，以最小平方法（OLS）模型進行分析，探討家庭結構對

孩童身高的影響。此外，除了總樣本外，本文依照孩童年齡將樣本分為 3 歲以

下嬰幼兒時期、3-6 歲學齡前、6-12 歲國小時期、12-18 歲國、高中時期，透過

分群探討家庭結構對不同年齡孩童身高的影響。

在總樣本、3 歲以下嬰幼兒時期、12-18 歲國、高中時期樣本中，單親爸爸

家庭孩童身高會顯著低於雙親家庭孩童，單親爸爸相較於雙親家庭，可花費於

照顧孩童的時間比較少，可能對孩童照顧較為不周，因此影響孩童身高的發

展。在總樣本及所有年紀分群的樣本中，均有發現單親媽媽家庭孩童身高顯著

高於雙親家庭孩童，此結果與我們的預期不相符。此外，隔代教養家庭孩童則

在 6-12 歲國小時期樣本中發現身高顯著低於雙親家庭孩童，可能是因為雙親家

長教育程度較祖父母高，所以飲食與營養的資訊較豐富，因此孩童身高發展較

好。

本研究發現 6-12 歲國小時期的女孩身高會顯著高於男孩，而 12-18 歲國、

高中時期則是男孩身高顯著高於女孩，表示先進入青春期的女孩在 6-12 歲的國

小時期身高發展多於男孩，然而 12-18 歲國、高中時期的男孩進入青春期後，

男孩的身高發展超越女孩。特別的是，臺灣年紀愈大的孩童身高低於世界孩童

的平均身高愈多，與 Desai（1992）、Ayllón and Ferreira-Batista（2015）的研究

結果一致，我們的結果可能是因為亞洲人身高普遍較西方人矮，且年齡愈大的

孩童身高的差距愈大。

43

由於本研究僅包含照顧者為孩童父母或祖父母之樣本，實證結果顯示照顧

者的平均身高對孩童身高有顯著的正向影響，表示身高會藉由基因遺傳給後

代。此外，我們發現照顧者的平均教育程度對孩童身高有顯著正向影響，與

Thomas（1994）、Desai（1992）的研究結果一致，然而此效果只於總樣本與 3

歲以下原始樣本的身高原始值分析中發現，可能是因為孩童依年齡分層使樣本

的照顧者年齡分佈不夠廣，年紀相近的照顧者教育程度差異不夠大，因此無法

得出照顧者平均教育程度的效果，另一種可能則是分層討論使樣本數不足，使

得照顧者平均教育程度的效果不顯著。

在總樣本、3 歲以下嬰幼兒時期、3-6 歲學齡前樣本中，均發現照顧者就業

狀態對孩童身高有顯著的正向影響，相似的結果在 Ayllón and Ferreira-Batista

（2015）的研究中也發現母親就業對孩童的身高有正向影響。在 3-6 歲學齡前

樣本中，實證分析發現兄弟姊妹數對孩童的身高有正向影響，與 Sheppard et al.

（2015）、Desai（1992）論文的研究結果不同。此外，在總樣本中發現居住於

北部的孩童身高顯著高於居住於中部的孩童，而東部地區孩童身高顯著高於中

部地區孩童僅於 3 歲以下嬰幼兒時期樣本中發現。

本研究分析採用之樣本需取得照顧者的背景資訊，受限於所有國民健康訪

問調查的資料中，僅有 2001 年國民健康訪問調查為關聯式資料庫，適用於本研

究分析，因此我們僅使用 4404 筆觀測值進行迴歸分析。由於照顧者與孩童關係

藉由與戶長關係變數推論而間接得知，因此我們可能在串聯時產生偏誤，影響

研究結果。此外，由於臺灣沒有完整孩童身高的平均數與標準差的資料，因此

本研究使用 WHO 的孩童身高資料對樣本的身高進行標準化，乃本研究之限

制。我們的樣本非追蹤調查資料，因此家庭結構改變對孩童身高的影響力無從

得知，另外，由於其他年度的國民健康訪問調查的孩童資料無法串聯照顧者的

背景變數，造成我們無法使用其他年度的資料，因此本研究也無法了解隨時代

變遷家庭結構的影響力是否改變。未來的研究可以著重於個人健康與飲食行為

44

是否會對孩童身高造成影響，並且可以加入孩童的醫療服務利用行為及心理狀

態之控制變數，將可以更深入了解影響孩童身高的因素。

45

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