第三章 新進勞動者教育報酬的世代差異
5. 制度因素與全球化指標
在本分析中，制度性因素包括工會與最低薪資的效果。工會代表著勞動者做為 主體的薪資協商組織，工會的力量越大越能替勞動者爭取保障與權益；而最低薪資 則為政府最直接介入勞動市場薪資決定的手段，透過調整最低薪資來保障勞動者的 基本生活條件。台灣工會組織包括企業工會、產業工會及職業工會等類型，其中職 業工會因有區域排他效果加上政府對其成員加入勞健保的補助，使其變成代替特定 職業勞動者參與保險制度的代辦行政單位，與實質工會的角色與目的迥異。相較於 此，企業工會及產業工會較符合以勞動者為主體，雖然產業工會在名義上應該是整 合相同產業內部的企業工會力量，屬於層級較高的工會組織，但實際上因為對於產
-.4-.3-.2-.10.1.2.3.4.5.6.7.8
1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010 Year
Polarization Fitted values Polarization: Lower Fitted values Polarization: Upper Fitted values
All Workers
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業工人定義的限制，使產業工會的實質效果與企業工會相同，其成員人數甚至比企 業工會更少(張烽益 2012) 。在此分析中，工會的組織率是產業工會及企業工會的 工會會員組織率做為指標。
最低薪資則是在將各年度的最低薪資經過 2006 年消費物價指數(CPI)平減後的 實質最低薪資。從圖 3-8 可以發現，雖然整體而言最低薪資的保障對勞動者來說越 來越高(實線)，但在 1996 年到 2007 年之間經歷一段長達十年的停滯期，自 2007 年 之後才又陸續調整過幾次最低薪資。考量物價變化之後(虛線)，在最低薪資的停滯 階段，實際上因物價提升而使實質最低薪資保障降低，即便近年多次調整最低薪資，
實質最低薪資實際上也只是維持了 1990 年代的最低薪資水準，並沒有為勞動者帶來 更多保障。
圖 3-8 歷年最低薪資(以 2006 年物價消費指數平減)
全球化因素包括對外貿易依賴度及外資直接投資兩方面，前者說明進出口貿易 對整體經濟獲益重要性，後者則說明投資市場受外資影響的程度，對外貿易的重要 性越高及外資投資比例越高，都表示受到全球化影響的程度越深。和全球化因素相
05000100001500020000
1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010 Year
Minimum wage Minimum wage(CPI)
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較之下，台灣對中國市場的依賴是更具爭議性的議題，甚至被認為政府的傾中政策 將台灣本地的勞動市場會造成更嚴重的後果。在本分析中，中國效應的相關變數包 括對中貿易依賴度、對中投資佔對外投資比，前者是對中國進出口貿易佔整體貿易 量的百分比，後者為對中國投資佔整體對外投資的比例。制度及全球化因素皆由外 部宏觀層次資料併入，因此，部分變數缺乏完整年度的資料，在分析中採用平均值 替代，並加上缺失的虛擬變數處理(此虛擬變數的係數未呈現在研究結果中)。
四、研究方法
(一) 誰能擁有全職工作？
欲討論影響個人在勞動市場初始階段薪資的因素，首先要注意到的則是勞動參 與的樣本選擇性問題(Heckman 1979)。此議題對於處於人生中較混亂階段的青年來 說尤其重要，年輕勞動者的就業更容易受到外在環境變化而影響，特別是在 1990 年代之後，青年要在勞動市場中找到好的工作越顯困難(Fashoyin and Tiraboschi 2012)，因而，誰能夠在勞動市場中找到相對穩定的全職工作，成為第一個核心問題。
也就是說，若我們若忽略青年勞動者勞動參與的選擇性，直接根據有全職工作的人 來估計薪資，可能會造成估計偏誤，一如 Heckman 認為估算女性勞動薪資時忽略選 擇性問題會帶來的估計偏誤一樣。因此，本分析首先關注勞動者在初入勞動市場階 段的工作狀態，也就是在畢業後五年間的就業狀態—是否有全職工作，沒有全職工 作的對照組包括：兼職就業、失業(unemployment)及家庭主婦等非勞動力(not in the labor market)。
根據 Heckman 的兩階段選擇模型，第一階段必須估計勞動參與機率(也就是上 一階段個人是否失業的估計式)，計算 inverse Mill’s ratio，再加入第二階段薪資的估 計，如此一來就可以考量到工作選擇與否對薪資估計的影響。第一階段將採用估計 擁有全職工作與否的 Probit 模型來進行分析，模型如下：
Pr(𝑌 = 1| 𝑋1, 𝑋2, … , 𝑋𝑘) = 𝛽0+ 𝛽1𝑋1+ 𝛽2𝑋2 + ⋯ + 𝛽𝑘𝑋𝑘 若進一步簡化個人勞動參與機會的估計式，可由以下模型表示：
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𝑧𝑖∗= 𝜔𝑖𝛾 + 𝑢𝑖
其中，𝜔𝑖為影響是否擁有全職工作的個人特質，參考莊奕琦及賴偉文(2011)的 模型，包括性別、婚姻狀態、教育程度、居住地理位置等。透過此估計，我們可以 得到個人潛在擁有全職工作的機會𝑧𝑖∗，若超過特定門檻則表示可觀察到其參與勞動 市場，表示如下：
𝑧𝑖 = �1, if 𝑧𝑖∗ > 0 0, if 𝑧𝑖∗ ≤ 0
再者，過去對於薪資函數的估計大多立基於 Mincer 的人力資本模型( Mincer 1974)，而此模型之結果多建立在傳統 OLS 迴歸分析的基礎上，整合 Heckman 選擇 性模型的估計可以進一步將薪資方程式改寫為：
ln(𝑊𝑖) = �𝛽𝑖𝑋𝑖 + 𝜀𝑖, if 𝑧𝑖∗ > 0 𝑢𝑛𝑜𝑏𝑠𝑒𝑟𝑣𝑒𝑑, if 𝑧𝑖∗ ≤ 0
我們進而可以透過可觀察到的個人薪資加上參與勞動市場的機會來估計薪資方 程，如下：
E(ln(𝑊𝑖)|𝑊𝑖 is observed) = E(ln(𝑊𝑖)|𝑧𝑖∗ > 0)
= E(𝛽𝑖𝑋𝑖+ 𝜀𝑖|𝜔𝑖𝛾 + 𝑢𝑖 > 0) = 𝛽𝑖𝑋𝑖+ E(𝜀𝑖|𝜔𝑖𝛾 + 𝑢𝑖 > 0)
= 𝛽𝑖𝑋𝑖+ 𝛽𝜆𝜆𝑖
其中，𝜆𝑖就是 inverse Mill’s ratio (IMR)。透過第一階段對年輕勞動者獲得全職工 作的潛在機會的估計，我們可以獲得 inverse Mill’s ratio 校正勞動參與選擇性的問 題。
(二) 初入勞動者教育報酬的世代差異
根據 Heckman 的兩階段選擇模型，第一階段必須估計勞動參與機率(也就是個 人是否擁有全職工作的估計式)，計算 inverse Mill’s ratio，再加入第二階段薪資的估 計，如此一來就可以考量到工作選擇與否對薪資估計的影響。第二階段的分析以 Mincer(1974)的人力資本模型為基礎，進而考量勞動者進入勞動市場時的勞動市場
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結構樣貌對其就業機會與薪資的影響。在本研究中，我將以勞動者進入勞動市場的 年度做為「勞動市場世代」(labor market cohort)，我認為相同時間點進入勞動市場 的勞動者將共同經歷勞動市場當時的結構樣貌，形成相同勞動市場世代之勞動者的 共同經驗，而此共同經驗將形成不同於個人特性的第二層影響效果，且影響其當下 的就業機會與日後的職涯軌跡。
因此，勞動市場世代的共同經驗如何形塑勞動後果的世代差異成為本研究的核 心關懷。在本分析中，我將以勞動市場世代的結構樣貌做為多層次分析中的第二層 訊息來解釋世代差異的來源，多層次分析模型表示如下：
Level 1
𝑌𝑖𝑗 = 𝛽0𝑗+ 𝛽1𝑗𝑋1𝑖𝑗 + 𝛽2𝑗𝑋2𝑖𝑗… + 𝑟ij Level 2
𝛽0𝑗 = 𝛾00+ 𝛾01𝑊1𝑗 + 𝛾02𝑊2𝑗… + 𝑢0𝑗
𝛽1𝑗 = 𝛾10+ 𝛾11𝑊1𝑗 + 𝛾12𝑊2𝑗… + 𝑢1𝑗
其中，𝑌𝑖𝑗為依變數，在此分析為取自然對數的薪資(ln(wage))；𝑋1𝑖𝑗為本研究主 要的自變數—教育程度，區分成三類：國中及以下、高中職、大專以上，以高中職 為參照組，可以更清楚看到勞動市場結構分別對高技術勞動者及低技術勞動者的影 響。𝑋2𝑖𝑗等則為相關的控制變數，包括第一階段估計出來的 IMR 指標、工作縣市、
產業、性別、婚姻狀態、是否在大公司工作、是否跨縣市工作、工作經驗、出生年 的新生兒人數。
第二層的分析𝛽0𝑗 = 𝛾00+ 𝛾01𝑊1𝑗 + 𝛾02𝑊2𝑗… + 𝑢0𝑗 表示我們可以透過建構出 來的各勞動市場世代面臨的結構性因素指標，例如勞動市場供需結構、工作機會分 佈、制度及全球化因素等，來解釋各世代的薪資截距項，但這非本研究的研究核心，
因此僅做為控制，未在分析結果中呈現。而𝛽1𝑗 = 𝛾10+ 𝛾11𝑊1𝑗+ 𝛾12𝑊2𝑗… + 𝑢1𝑗則 是進一步檢視勞動市場的結構變化對教育報酬的影響，說明不同教育程度的勞動者 的薪資是否因世代而異，接著進一步拆解教育報酬的世代差異是由甚麼勞動市場世 代的共同經驗造成。如此一來，我們可以直接檢驗影響世代經驗落差的勞動市場供 需結構因素所造成的效果。在本分析中，除了整體勞動者的討論之外，亦討論世代 差異是否因勞動者的性別而異，但大致上兩性的趨勢和整體樣本的表現相近，僅男
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性樣本的分析結果較女性樣本更為顯著，因此，研究結果皆僅呈現整體樣本的分析 結果。
五、研究結果
(一) 誰能擁有全職工作
青年進入成年期的過程常是混亂且充滿變數的過程，做為此轉銜階段的重要判 准的青年就業狀況必然也較容易受到波動。因此，在此階段中能夠進入相對穩定的 全職有給薪工作就是一個選擇性過程，透過 Heckman 的兩階段模型估計，我們得以 排除此選擇性過程可能造成的估計偏誤。此分析透過 probit 模型估計不同特質的勞 動者獲得全職工作的機會。
表 3-2 分析結果顯示，教育程度越高的勞動者有更多機會成為勞動市場的全職 勞動者，教育作為重要的人力資本條件，對個人進入勞動市場能夠取得甚麼樣的工 作有重要的影響，全職工作相較於其他勞動機會，是勞動市場中相對條件好且穩定 的工作，可預期勞動者的教育程度越高，其進入全職勞動市場的機會也相應提升。
居住在北台灣的勞動者比其他區域的勞動者有更多成為全職勞動者的機會，其中又 以東部的勞動者的處境最糟，可見就業機會分布與發展存在區域差異。最後，男性 比女性擁有更多的機會成為全職勞動者，且婚姻對於兩性的影響不同，男性會因為 進入婚姻而提升其擔任全職工作的機會，而女性則會因為進入婚姻而傾向選擇更彈 性的非全職工作，此勞動市場的機會差異，反映了家庭的性別分工對勞動選擇的影 響，傳統的男主外、女主內的分工想像，使得婚姻讓女性留在家庭中，減少進入全 職勞動市場的機會，而男性則因進入婚姻後的家庭經濟壓力而增加成為全職勞動者 的機會。若分別看兩性的模型差異，也可以看出僅有婚姻狀態對兩性的影響有顯著 差異，婚姻會增加男性的就業機會與動機，而削減女性尋求全職工作的機會，除此 之外，其他因素的影響力則對兩性效果一致。
居住在北台灣的勞動者比其他區域的勞動者有更多成為全職勞動者的機會，其中又 以東部的勞動者的處境最糟，可見就業機會分布與發展存在區域差異。最後，男性 比女性擁有更多的機會成為全職勞動者，且婚姻對於兩性的影響不同，男性會因為 進入婚姻而提升其擔任全職工作的機會，而女性則會因為進入婚姻而傾向選擇更彈 性的非全職工作，此勞動市場的機會差異，反映了家庭的性別分工對勞動選擇的影 響，傳統的男主外、女主內的分工想像，使得婚姻讓女性留在家庭中，減少進入全 職勞動市場的機會，而男性則因進入婚姻後的家庭經濟壓力而增加成為全職勞動者 的機會。若分別看兩性的模型差異，也可以看出僅有婚姻狀態對兩性的影響有顯著 差異，婚姻會增加男性的就業機會與動機，而削減女性尋求全職工作的機會，除此 之外，其他因素的影響力則對兩性效果一致。