第二章 文獻回顧
第三節 工作貧窮之研究現況
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第三節 工作貧窮之研究現況
壹、加拿大
在加拿大，西元 2001 年有將近 100 萬的個人逐漸步向工作貧窮，其中有兒 童的工作者占有三分之一，而有 64.2%的工作貧窮者是工作全年全職制 (full-time and year -round)，然而，他們可能工作時數不合規範，即他們的工時不是相對較
「低」，就是非常「高」。Fortin and Fleury (2004) 定義工作貧窮者為「18 至 64 歲的個人一年有薪工作時數至少達 910 小時，而該個人並非全職學生，且其家戶 所得低於稅後家庭最低收入標準 LICO-IAT」，而定義工作貧窮家庭為「所有經 濟家戶中，其中至少有一位成員為工作貧窮者」。7並使用 SLID 來進行橫斷面分 析，結果顯示工作貧窮者平均工作相對較高的工時，卻領取較低的工資。他們的 教育程度比其他工作者還要低，其婚姻狀況通常是分居、離婚、寡婦，而工作型
態大都是自僱工作或在小企業上班。8他們的就業並不穩定，且家庭成員僅依賴
單一工作者維持生計，若家庭中有更多孩童成員，則他們落入工作貧窮的機會也 較非工作貧窮家庭高。住在貧窮家庭的小孩相較於非住在貧窮家庭的小孩，發生 慢性疾病及喪失身心發展能力的機率亦較高，且有視力、聽力、言語、活動性等 問題。此外，貧窮家庭的小孩之認識力和在校成績較低，而退學的可能性亦較高。
他們也較可能有進入社會的障礙、精神及品行障礙，更可能具有反社會及攻擊性 的行為。而持續經歷貧窮的小孩較經歷短期偶發性貧窮的小孩面臨更大的風險 (Kornberger et al., 2001)。
貳、美國
7 稅後家庭最低收入標準 (Low Income Cut-Off－Income After Tax, LICO-IAT) (Fortin and Fleury, 2004)。
8 加拿大統計局之勞動及收入動態調查 (Statistics Canada’s Survey of Labour and Income Dynami- cs, SLID) (Fortin and Fleury, 2004)。
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Levitan et al. (1993) 認為造成工作貧窮者貧困的原因是較複雜的，由於不適 當的職業將無法提供全年或全職的工作、或是由於支付他們太低的工資所致。工 作貧窮的定性研究指出，某些勞動者失去相對高報酬的工作後，便容易落入貧窮，
主要原因為被裁員或公司倒閉而慘遭失業 (Schwartz and Volgy, 1992; Craypo, 1994)。這些勞動者被迫勉強接受較低的工資、福利少的工作，而從未以相對高 薪資被雇用的工作者，更無法逃脫低工資就業的經歷 (Levitan et al., 1993;
Craypo, 1994; Schwartz and Volgy, 1992)。缺乏技能和學歷的人，在一定程度上被 解釋為這些勞動者無法找到薪資更豐厚的工作。對於技能不熟練的勞動者則更難 找到高薪資就業的機會 (Burtless, 1995)。
Charles Murray 於 1987 年曾言：「任何有意願努力工作的美國人都能獲得得 體的生活嗎？」。答案似乎是否定的。雖然工作顯然可以減少落於貧窮的機率 (Schiller, 1994; Murray, 1987)，但是它不是萬能藥。即使他們一年工作 52 星期，
每週 40 小時，大部分有工作的窮人仍持續貧困，但在相同的工作時數下，也有 人能夠脫離貧窮，不過，每五人中就有兩個人不是無工作能力者，就是年老的工 作者，或是無法尋找到全職或全年制的工作者。假設有足夠的就業機會可供選擇，
只有 19%至 28%的工作貧窮者可能藉由全職全年工作來脫離貧困。因此，增加 工作時間不是解決貧窮的方法，即使誘導這些工作者投入更多的工作努力，工作 貧窮也不會消失。相反的，大多數的工作貧窮者之所以貧窮，不是因為他們選擇 工作的時間太少，而是因為他們的工資太低，或他們工作的地點無法提供全職全 年制的職缺 (Kim, 1998)。
Danziger and Gottschalk (1986) 使用 CPS (Current Population Survey) 的資料，
以敘述統計的方式描述 1967 年至 1984 年工作貧窮者的變動狀況。結果顯示大多 數的貧窮家庭戶長不被期望會去工作，因為他們不是年齡超過 65 歲，就是無工 作能力、學生、扶養未滿 6 歲兒童的婦女。大約有 25%的戶長是從事低收入的工
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作，而約有 60%的家戶仍然無法脫離貧窮。儘管他們工作再努力，貧窮家庭仍然 貧困，主要的原因是他們的年收入過低，這反映每週的收入亦過低，且找不到全 年的工作。
參、英國
根據
Peña-Casas and Latta (2010) 的研究報告指出 2007 年英國 18 歲以上的
就業人口面臨在職貧窮 (in-work poverty) 率的風險是 8%。於性別方面，英國的 男性和女性面臨在職貧窮率的風險是 8%，而 EU15 與 EU25 的女性平均面臨在 職貧窮率的風險為 7%，男性則平均為 8%至 9%。9但是某些族群面對較大的在職 貧窮率之風險，低教育程度者為 16%，單親扶養無謀生能力的子女者為 21%，目前工作時間未滿一年之就業者為 26%，自僱工作者為 17%。這些比率與歐盟 的平均比率相似，但是目前工作時間未滿一年之就業者的在職貧窮風險機率卻比 EU15 與 EU25 高出 11%，可能的原因是由於英國勞動市場盛行短期非典型就業 (atypical employment)，導致低薪資高就業的不安全感。在英國有一異常的趨勢，
在受僱個體的在職貧窮風險中，年輕男性 (11%) 可能較 25-34 歲 (8%) 及其更 年長的男性 (7%) 面對較高的風險；而較年長的女性 (10%) 可能較 25-34 歲 (7%) 及其更年輕的男性 (9%) 面對較高的風險，但這個趨勢在其他歐盟國家是 不明顯的。
Cooke and Lawton (2008) 的一項 Institute for Public Policy Research (IPPR) 研究報告中，發現 2008 年英國有小孩家庭所面臨在職貧窮率的風險是無小孩家 庭的兩倍，而單親家庭所面臨在職貧窮率的風險是雙親家庭的兩倍。以 18-21 歲
9 EU15 係指英國 (the United Kingdom)、法國 (France)、荷蘭 (Holland)、比利時 (Belgium)、聯 邦德國 (Federal Republic of Germany)、義大利 (Italy)、盧森堡 (Luxembourg)、丹麥 (Denmark)、
愛爾蘭 (Ireland)、希臘 (Greece)、葡萄牙 (Portugal)、西班牙 (Spain)、奧地利 (Austria)、瑞典 (Sweden)、芬蘭 (Finland)共十五個會員國；EU25 係指除 EU15 外，再新增捷克 (Czechoslovakia)、
馬爾他 (Malta)、賽普勒斯 (Cyprus)、波蘭 (Poland)、匈牙利 (Hungary)、斯洛伐克(Slovakia)、
斯洛文尼亞 (Slovenia)、愛沙尼亞 (Estonia)、拉脫維亞 (Latvia)、立陶宛 (Lithuania)十個會員國，
共二十五個會員國。
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為戶長的工作家庭約有 35%是貧困的，而其中的 25%工作貧窮家戶至少一名是 有缺陷的人。以少數民族為戶長的家庭所面臨在職貧窮率的風險是以白人為戶長 的家庭之兩倍。從 1998 年到 2008 年，英國在職貧窮家庭數目已從 200 萬增加到 260 萬，可見英國工作家庭貧困的比率是增加的。
肆、西班牙
García-Espejo and Ibáñez (2006)
發現在存在依賴親屬方面，有14%受撫養子
女的家庭是生活在貧窮線以下的工薪階層家戶，尤其是單親家庭、家戶成員中超 過兩個成人且扶養超過一個小孩的家庭，其比率分別為 14%及 23%。另一方面，當勞動強度增加，則貧窮家戶中靠工資維生的人將會減少的機率。10而在職業類 型方面，靠體力勞動的工作者，特別是農業技術工人、非技術工人及在服務行業 就職的工作者有較高的機率成為工作貧窮者。在教育程度方面，低教育水平的工 作者最有可能是工作貧窮者，其比率為 16%，而中教育水平及高教育水平的工作 者成為工作貧窮者的比率分別為
11%和 5%。在經濟活動部門方面，高比例的貧
窮家庭、低收入、農、漁業部門，三者之間是互相關聯的，亦即低收入戶及農漁 業部門的工作者之家庭通常是貧窮的。在國內旅館、餐飲業、清潔服務等行業別 中就業的個人也都有高比例成為工作貧窮者的情況，他們的主要特徵是臨時工作 及輪班制度。在其他方面，貧窮家庭、低工資與在小型公司就業，三者之間的關 聯程度是強烈的，亦即低工資者及在小型公司就業的工作者之家庭通常是貧窮的。此外，「低所得」和「臨時工作」是影響貧窮分佈的其他變數，例如，持有長期 就業合約的工作者僅有 5%被視為工作貧窮者，卻有 12%的臨時工人被認為是工 作貧窮者。
10 EU-SILC (European Union Statistics on Income and Living Conditions) 定義家戶的勞動強度 (Work intensity) 為「16-64 歲的家戶成員在一年當中參與勞動市場活動的時數」及「當他們全 職工作時，潛在參與勞動市場活動的月數」之間的比率。當勞動強度指數值為 0，表示家戶中 沒有人就業，即失業的家庭；當指數值為 1，表示所有就業年齡的家庭成員全年皆工作；當指 數值為介於 0 和 1 之間，表示僅有一家庭成員工作一整年，或一家庭成員工作未滿一年。
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伍、孟加拉共和國
Sharif (1993) 認為在貧困的農業中，非自願性失業主要來自於長久以來以低 工資率被僱用的工作者，他們有工作卻仍賺取較低所得而致經濟窮困，而被認定 為工作貧窮者。這些工作貧窮者會從事低生產性的自僱就業活動，以補充他們工 資所得的不足。作者使用孟加拉共和國的三個村莊資料，以 OLS 估計出人均家 庭消費、食品和營養攝取函數對於經濟貧困提供了強而有力的證據。當工作貧窮 可以阻礙雇主故意降低工資的行為時，自僱就業活動將提供一個得以維持工作貧 窮者目前工資率水平的機會。
陸、日本
工作貧窮在日本的定義是模糊不清的。有些人將工作貧窮認定為低工資的工 作者，有些人將工作貧窮認定為其所得於貧窮線以下的工作者，其中貧窮線係指 公共補助標準。Iwai and Murakami (2007) 使用 Employment Status Survey 的個體 資料，同時考慮家戶所得和工作狀態來評估以個人為基礎的工作貧窮者，發現工 作貧窮者失業的比率是 12%，證實自 1992 年起，此比例會上升主要是因為年輕 族群所致。而 RENGO-RIALS (2006) 使用 Employment Status Survey 的資料，估 計在個人基礎上的工作貧窮者，以單人家戶的最低生活費 (1,863,000 日元) 衡量 的工作貧窮比率為 28.5%，而以標準 3 人家戶的最低生活費 (2,947,000 日元) 衡 量的工作貧窮比率為 47.1%。另外，有 8.2%的正式僱員、90.8%的兼職工人、84.3%
的臨時工人被認定為以個人為基礎的工作貧窮者；若以家庭為單位，則有 29.2%
的長期僱員、98.3%的兼職工人、96.3%的臨時工人被認定為其所賺取之工資低 於公共補助標準下的工作貧窮者。
柒、臺灣
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在國內方面，羅婉云 (2007) 利用華人動態資料庫，使用邏輯特模型發現在 27 至 64 歲且一年工作達 27 週的主要勞動力人口中，其工作貧窮率為 14%。對 大多數的工作者而言，工資水準與工作貧窮之間有顯著的關聯性。貧窮對女性的 影響比男性大，特別是結合了年齡及家庭結構的影響後，發現 36 歲以上單親女 性工作者的工作貧窮風險非常高。於家庭型態方面，單親家戶工作者脫貧可能性 比其它家戶低。另外，貧窮現象並未在臺灣青年工作者身上發生，顯示在職業選 擇與貧窮之間的關係出現了新的趨勢。投入小型創業成為許多青年流行的職業選
在國內方面，羅婉云 (2007) 利用華人動態資料庫，使用邏輯特模型發現在 27 至 64 歲且一年工作達 27 週的主要勞動力人口中，其工作貧窮率為 14%。對 大多數的工作者而言，工資水準與工作貧窮之間有顯著的關聯性。貧窮對女性的 影響比男性大，特別是結合了年齡及家庭結構的影響後，發現 36 歲以上單親女 性工作者的工作貧窮風險非常高。於家庭型態方面，單親家戶工作者脫貧可能性 比其它家戶低。另外，貧窮現象並未在臺灣青年工作者身上發生，顯示在職業選 擇與貧窮之間的關係出現了新的趨勢。投入小型創業成為許多青年流行的職業選