許雲翔
國立中央大學法律與政府研究所教授
成之約
國立政治大學勞工研究所教授
《摘要》
本研究以勞工保險行政資料串連戶政資料，分析中高齡勞動者就業穩定性的影響因素。分析發現中高齡女性的就業穩定低於男性，愈容易有多次離退的風險，有偶（及喪偶）、家內是否同住未成年、65歲以上高齡者等，亦即「三明治族」所代表的高老幼撫養人口比狀態均為影響就業穩定性因素，女性勞動者確實容易因為照顧而有頻繁進出勞動市場的可能。建議促進中高齡者及高齡者性別友善之就業，並促使企業採納照顧不離職等積極作法。
關鍵字：家庭照顧、就業穩定、行政資料
壹、前言
人口高齡化使中高齡者的勞動參與成為重要議題，然年齡在45至64歲區間的這群勞動者，同時也是上有高堂下有子女的三明治族群，身負沉重家庭責任。儘管相較於年輕族群，中高齡者在雇主眼中有穩定性高的印象，但調查亦指出家庭責任確實是造成照顧離職的原因之一。1一旦失業，中高齡離職者的工作資歷及家庭負擔更構成難以重回勞動市場的因素（張晉芬、李亦慧，2000）。
另外在性別上，實證研究發現對於因生育而做出離職選擇的婦女，身負家庭成員照顧責任者，再重回職場的可能性明顯偏低（薛承泰，2000）。也就是說，臺灣中高齡婦女就業可能受到家庭生命週期的影響，家庭經濟理性的考量重於婦女個人薪資效益的考量。在長期照顧上，婦女若是薪資低於僱用家事勞動者所需支付的成本，相當容易做出不如離開職場，退回家庭接起照顧工作的選擇。林淑慧及馬財專（2015）調查研究發現，一旦婦女在職涯的起始階段即做出此種選擇，45歲以後重返職場的可能性相當低。在此基礎之上，林明仁等人（2021）進一步以行政資料驗證關於中高齡婦女勞動參與行為的推論，發現相較於男性，中高齡婦女的勞動參與率偏低；即便使用長期照顧服務，已婚女性的勞動參與率相較於同齡已婚男性低15%。
然而個人可能反覆進出勞動市場，僅以單一時點的勞參率作為推論基礎仍有所不足，特別考慮到長期照顧是家庭內持續性行為，以期間內就業穩定的概念進行評估較為適宜。本研究與林明仁等人（2021）採用同一期間（2016年至2019年）的勞保資料進行分析，不同之處在於本研究串連戶籍資料，取得同戶中是否有65歲以上家人等資訊，判斷該戶勞動者是否有長期照顧需求，相對的，林明仁等人係以財稅資料「長照扣除額」欄位作為判斷依據。再者，本研究係採用研究期間內「就業穩定」作為依變數，林明仁等人則採用單一時點的勞參率。
由於學者對於就業穩定的期間有不同看法，本研究係以轉換職業次數（加退保）作為就業穩定的判斷依據，進行邏輯斯模型分析。選擇邏輯斯模型的原因係考慮到研究樣本特性，資料來源為全部勞保資料與戶籍資料的串接結果，實為全母體，並不是樣本，若干推論統計方法在適用時解釋上有困難，邏輯斯模型所帶有的條件機率概念，亦即當特定因素存在時，勞動者就業不穩定的可能性是多少，可能是在解釋上較為適合的選擇。
貳、研究資料與方法
行政資料已成為開放資料趨勢下政策分析的重要資料來源（曾旭正，2016），然運用行政資料因屬原始蒐集之目的外利用，且資料亦涉及民眾個資，相關去辨識及資料處理需依循一定程序。本研究係接受勞動部勞動及職業安全衛生研究所委託研究，研究過程需至該所串接原始資料，再進行統計分析，研究者僅能攜出最後的統計分析結果，原始資料均留存該所資料庫。在串接部分，研究串連行政資料的勞保及戶籍檔欄位，分析家戶因素對中高齡勞動者就業穩定之影響。選擇勞保資料庫的考量，在於工作人口的投保與退保分別代表進入與退出勞動市場，其間的變化即可在個人層次上測量一段時間內的就業穩定狀態；而若以個人身分證號與戶籍檔進行串接，即可瞭解該名投保者的基本人口資料及家中扶養人口狀態。資料來源分述如下：戶役政資料檔，2事業單位檔，3勞就保單位被保險人檔，4勞退單位提繳對象檔，5勞保老年一次給付檔，6以及勞保老年年金檔，7透過「個人註記代碼」欄位確認2019年仍存活之對象，藉此排除死亡人口，做為資料庫之人口基準；並透過前述之「年齡」欄位，以2019年12月為準，15歲以上未滿18歲判斷為未成年者、超過65歲則為超高齡者，可判斷同戶是否有未成年或超高齡者（如表1之變項）。調查日（2020年12月31日）勞保串連戶籍資料的筆數為20,950,096人，15歲以上勞動者為11,971,274人，在排除調查期間死亡者後存留11,927,911人，如表2。其中具有離調查日最近一次投保資料的45歲以上勞動者為4,702,347人，比例為39.28%，與相近期間勞動部調查數字相較，2020年45歲以上中高齡及高齡勞動力人數為479.5萬人，兩者差距約為9.3萬，約1.9%，為可接受的範圍，在此可確認行政資料整理結果大致無誤。
作為模型依變數就業穩定，係按就業服務法實務認定「穩定就業」為六個月，因而在資料期間若有超過6次以上的加退保記錄即視為「不穩定」，研究依此定義就業穩定為前述勞動者三年內加退保次數小於或等於6次。在此定義下之就業穩定為二元變數，因此本研究將使用邏輯斯迴歸模型（logit model），分析家戶及個人因素對中高齡者及高齡者就業穩定性的影響。邏輯斯迴歸模型的設定如下：
P（Y=1）=Λ（x^’ β）=exp（x^’ β）／（1+exp（x^’ β） ）
其中，Y表示就業穩定度；x為一個由家戶及個人因素組成的向量。由於邏輯斯迴歸模型為非線性模型，因此估計係數只有正負符號有意義（亦即估計係數若為正值即代表該解釋變數的增加會提高員工就業穩定的機率，反之亦然），其數值則不具有個別解釋變數的邊際效果（marginal effect）的意涵。有鑑於此，在邏輯斯迴歸模型的設定下，個別解釋變數的邊際效果為：
∂P（Y=1）／∂x=Λ^’ β
個別解釋變數的邊際效果所代表的意涵為：當解釋變數增加一單位時，員工就業穩定機率將會因此而變動多少，其解釋變數包含家戶因素，如家庭成員數、家庭型態、婚姻狀況、是否有子女、是否有超高齡長者、居住區域等，及社會保險制度因素，包含累積投保年資對就業穩定的影響。而由於戶籍檔婚姻註記有缺漏值，就業與婚姻狀況交叉分析總比數降為8,606,180人（如表3），亦影響最後進入模型的樣本數（10,695,473人），模型結果如表4。
表1 變項及操作性定義
| 變項 | 操作性定義 |
|---|---|
| 依變項 | |
| 就業穩定 | 資料三年期間有超過6次以上的加退保記錄，若是=0，否=1 |
| 自變項 | |
| 教育程度 | 國小=1，國中=2，高中職=3，專科=4，大學=5，碩士=6，博士=7 |
| 性別 | 男=1，女=0 |
| 家戶成員數 | 戶籍檔資料 |
| 婚姻狀態 | 未婚=1，有偶=2，離婚=3，喪偶=4，婚姻關係消滅=5 |
| 未成年人數 | 同戶15歲以上未滿18歲人數 |
| 超過65歲長者人數 | 同戶65歲以上長者人數 |
表2 敘述統計：就業穩定按年齡組別（單位：人，%）
| 年齡組 | 不穩定 （0，三年加退保次數大於 等於 6 次） | 穩定 （1，三年加退保次數少於 6 次） | 全部 | ||
|---|---|---|---|---|---|
| 15-44 歲年齡組 | 341,999 | 81.96% | 6,899,851 | 59.94% | 7,241,850 |
| 45-49 歲年齡組 | 24,469 | 5.86% | 1,211,828 | 10.53% | 1,236,297 |
| 50-54 歲年齡組 | 19,304 | 4.63% | 1,171,622 | 10.18% | 1,190,926 |
| 55-59 歲年齡組 | 15,114 | 3.62% | 1,086,921 | 9.44% | 1,102,035 |
| 60-64 歲年齡組 | 9,937 | 2.38% | 754,470 | 6.55% | 764,407 |
| 65 歲以上年齡組 | 6,438 | 1.54% | 385,958 | 3.35% | 392,396 |
| 全部 | 417,261 | 100% | 11,510,650 | 100% | 11,927,911 |
表3 敘述統計：就業穩定按婚姻狀態（單位：人）
| 婚姻狀態 | 不穩定 （0，三年加退保次數大 於等於6次） | 穩定 （1，三年加退保次數少 於6次） | 全部 |
|---|---|---|---|
| 未婚 | 948,303 | 1,780,296 | 2,728,599 |
| 有偶 | 1,015,905 | 3,871,110 | 4,887,015 |
| 離婚 | 190,632 | 588,473 | 779,105 |
| 喪偶 | 38,400 | 171,927 | 210,327 |
| 婚姻關係消滅 | 304 | 830 | 1,134 |
| 全部 | 2,193,544 | 6,412,636 | 8,606,180 |
表4 模型結果
| 樣本數=10,695,473 | |
| 依變數：就業穩定 | |
| 估計係數 | |
| 人口特性 | |
|---|---|
| 教育程度（與小學畢業相較） | |
| 國中畢業 | -.2018835*** |
| 高中畢業 | -.1430851*** |
| 高職畢業 | -.264005*** |
| 大學畢業 | -.0290504 |
| 碩士畢業 | .0287933 |
| 博士畢業 | -1.306509 |
| 年齡組（與15-44歲年齡組相較） | |
| 45-49歲年齡組 | -.053183*** |
| 50-54歲年齡組 | -.1108177*** |
| 55-59歲年齡組 | -.2244769*** |
| 60-65歲年齡組 | -.6520178*** |
| 65歲以上年齡組 | -1.398188*** |
| 性別（與男性相較） | -.1096975*** |
| 投保年資（月） | -.0008237*** |
| 家戶成員數 | .0003285 |
| 婚姻狀態（與未婚相較） | |
| 有偶 | .7043112*** |
| 離婚 | -.1016436*** |
| 喪偶 | .5741344*** |
| 未成年人數 | .2874237*** |
| 超過65歲長者人數 | .0097149*** |
| Log likelihood | -1622034.8 |
| LR chi2（36） | 204666.31 |
| Prob > chi2 | 0.0000 |
資料來源：作者自製。
參、研究發現與政策建議
一、中高齡就業穩定高於年輕勞動者
與年輕年齡組的勞動人口相較，愈高的年齡組別，頻繁進出勞動市場的（6次以上）可能性愈低：相較於15-34歲年齡組，45-49歲年齡組發生就業穩定的勝算值為前者的1.05倍，50-54歲為1.12倍，55-59歲為1.25倍，60-64歲為1.92倍，增加至65歲以上則為4.05倍，此與傳統中高齡就業穩定較高的印象相符。
二、中高齡女性就業穩定低於男性
模型顯示女性的就業穩定低於男性，亦即愈有發生6次以上離退的風險，男性發生就業穩定的勝算值為前者的1.12倍，此一結果具統計顯著性，此部分與林明仁等人（2021）在女性部分的研究結果接近。
三、有偶者就業穩定偏低
模型顯示與未婚者相較，離婚者就業穩定度較高，後者就業穩定的勝算值為前者的1.11倍；相反的，有偶者就業穩定度偏低，與未婚者相較，前者就業穩定的勝算值僅為後者的一半左右（0.49），喪偶者的數值亦接近（0.57），此兩部分結果具統計顯著性。
四、高撫養比狀態對就業穩定影響
模型顯示家中同住未成年及高齡長者人數愈多，亦即處於「三明治族」狀態時，其就業不穩定的風險愈高，此一結果具統計顯著性。與家中沒有15歲以上，未滿15歲未成年人的勞動者相較，家中同住每增加一人，其就業穩定的勝算值為前者的0.75倍；與家中沒有65歲以上同住長者的勞動者相較，家中同住每增加一人，其就業穩定的勝算值為前者的0.99倍。
上述兩項發現與與林明仁等人（2021）在已婚女性的研究結果亦接近，其以相同期間的行政資料分析，發現即便使用長照服務，已婚女性的勞動參與率，相較於同齡已婚男性低了15%。該研究係分析研究期間內（2016年至2019年）有無參與勞動，本研究係期間內的勞動市場進出狀況，分析同住家人之勞動參與行為，發現有偶或喪偶的中高齡女性，相較於男性更為頻繁進出勞動市場，若家中同住有未成年人，其不穩定的可能愈高。此一研究發現與林明仁等人的差異，除了在依變數的不同（就業穩定與勞參率），可能亦在解釋變數之上，亦即「長照扣除額」與「同住65歲以上家人」。已婚男性相較於已婚女性，更容易取得長照扣除額，因而財稅資料此一欄位的運用上，或許需要考量性別上的差異，而其對勞参率性別差異的解釋上需要更為謹慎。
五、教育程度影響就業穩定
模型顯示教育程度愈高者，其就業穩定性愈高，然此一結果係在高職程度以下的勞動者與小學畢業相較時，方具統計顯著性。
數據分析發現中高齡女性的就業穩定低於男性，亦即愈容易有多次離退的風險，有偶（及喪偶）、家內是否同住未成年、65歲以上高齡者等，亦均為影響就業穩定性因素，均肯認女性勞動者確實容易因為照顧家人而離退，依此提出下列政策建議：
（一）促進中高齡者及高齡者性別友善之就業
以上發現均支持中高齡及高齡者促進就業政策，需有性別友善的考量，包含補助雇主留任家有急需照顧家人的作法。職場友善與否亦是勞動者工作的重要變數，有鑑於此，一旦中高齡者在勞動市場上受到不友善的對待，或勞動市場缺乏彈性使其留任機會降低，這些人便選擇離開勞動市場。
（二）擴充長期照顧喘息服務及鼓勵企業推動彈性工作
家庭照顧明顯構成中高齡與高齡女性勞動者，能否持續參與勞動的重要考量。長照服務法已將喘息服務（家庭照顧者支持服務）入法，現行已為法定服務項目，目前喘息服務為衛生福利部長照給付及支付制度之補助項目，經費由長照基金支應，建議應常態化以減少勞工在照顧者休假期間需親自照顧家人的壓力，中期調整為既定政策。另外，老年化下家庭照顧成員的需求，亦需從協助企業完善人力資源管理措施著手，建議鼓勵或補助企業推動針對中高齡與高齡者的彈性工作。
參考文獻
林明仁、項振緯、陳冠銘（2021）。長照需求對女性勞動力供給之影響〔論文發表〕。2021APEC健康婦女、健康經濟體研究獎，9月24日，紐西蘭。
林淑慧、馬財專（2015）。提升中高齡婦女勞動參與政策之可行性研究。行政院性別平等會。檢索日期2024年3月20日，取自https://gec.ey.gov.tw/File/85DF5EC2BA8FF027/ 3d3da2b4-b995-4466-a342-4a2c26877a14?A=C
曾旭正（2016）。開放政府之現況與展望。國土及公共治理季刊，4（4），8-17。
張晉芬、李亦慧（2000）。臺灣中高齡離職者的勞動參與和再就業：對臺汽與中石化的事件史分析。 臺灣社會學，（1），113-147。
薛承泰（2000）。臺灣地區已婚婦女再就業時機的初步分析。人口學刊，（21），77-99。
* 本研究係改寫自勞動部勞動及職業安全衛生研究所委託研究「活化我國中高齡及高齡者人力運用資料蒐整與分析」報告（IOSH-110-0043），研究過程需至該所串接原始資料，再進行統計分析，研究者僅能攜出最後的統計分析結 果，原始資料均留存該所資料庫。
1 根據中華民國家庭照顧者關懷總會調查，在家庭照顧者中近六成是40歲至60歲間尚具勞動力的人口，亦有許多中高階主管，上班族在工作與長期照顧「蠟燭兩頭燒」，影響其就業穩定，亟需進一步的支持。參見中華民國家庭照顧者關懷總會，https://www.familycare.org.tw/service/11300。
2 資料期間為2019年整年度資料，共1個資料檔，包含20,979,418筆資料。因資料檔限制，本次分析採用之戶役政資料檔僅包含15歲以上分析對象；而檔案中包含部分死亡人口，亦以「個人註記代碼」欄位為判斷依據。
3 為2021年1月分之最新檔，共1個資料檔，包含1,838,187筆資料，可獲取勞就保相關資料對應工作單位之行業別及公司地址。
4 資料期間從2016年1月至2019年12月，以月為單位，共48個資料檔，包含516,259,745筆資料，用以判別勞工之加退保情形。本檔有完整勞工保險投保資料，然而需以投保級距推算薪資，並有新臺幣4萬5,800元的上限，未能反映真實薪資，故薪資以「勞退單位提繳對象檔」為主要參考數據，「勞就保單位被保險人檔」作為輔助資料。
5 資料期間從2016年1月至2019年12月，以月為單位，共計48個檔案，包含314,745,640筆資料，主要採用「最後提繳工資」欄位，依照退保當時的薪資做為薪資判斷主要依據。
6 資料期間從1965年4月至2019年12月，共1個檔案檔，包含3,713,154筆資料。勞工退休時若選擇一次領取退休金，則資料會記錄於此檔，若非選擇一次領取，則資料會登錄在「勞保老年年金檔」當中。主要採用「退休日期」欄位，然而兩檔之中會有資料不全的紀錄，這類資料即使有退休日期但仍不參考。
7 資料期間從2016年7月至2019年12月，共1個檔案，包含49,230,502筆資料。勞工退休時若選擇按月或年領取退休金，則資料會記錄於此檔，反之則登錄於「勞保老年一次給付檔」當中。主要採用「退休日期」欄位，然而兩檔之中會有資料不全的紀錄，這類資料即使有退休日期但仍不參考。