高齡者就業對年輕人的影響

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想被命令及不想做不習慣的事，由上可見高齡者的工作類型和工作特性都不同 於年輕人，有其特別的需要之處，因此若想提高高齡者就業，必須將這些因素 考量進去。

第二節 高齡者就業對年輕人的影響

關於高齡者就業一項極具爭議的議題是，高齡者是否會奪走年輕人的工作 機會，根據東洋經濟新報的報導⁹，日本從 2004 年以後高齡者（60-64 歲）的就 業率大幅上升，而年輕人的就業率則有低下的傾向，慶應大學的太田聰一教授 說，雖然日本的檢證不充分，但高齡者對青年就業的影響不可說是零，而根據 內閣府 2006 年的調查，有 39.4%的企業回答「年輕人的雇用被抑制了」。可以 說在日本高齡者就業會排擠年輕人的就業。然而根據歐洲的例子，1970 年因高 失業率苦惱的歐洲各國，以提早給付老人年金和長期給付失業保險推行高齡者 提早退休的政策，結果造成德法等國提早退休的文化，但年輕人的失業卻沒改 善。高齡者雖退休了，但熟練度不足的年輕人也無法遞補空缺，結果反而造成 財政的惡化，由歐洲的失敗例子可以看出，高齡者就業不見得會影響年輕人就 業，因為高齡者和年輕人的工作的替代性不高。

第三節 影響高齡者就業的因素

影響高齡者就業的因素主要可分個人特質、工作狀況、經濟因素、心理因 素及家庭因素，在個人特質上，Bazzoli（1985）認為經濟因素比起健康在退休中 扮演更重要的角色。陳永遠（2004）以國民健康保險局提供的「臺灣地區老人保 健與活問題長期追蹤調查系列」研究資料為依據，透過Logistic計量方法進行估計，

9 「多様化するセカンドキャリア 企業が変わる! イオンリテール 65 歳定年制 60 歳での昇 格は当たり前 企業年金含めた一体改革 (50 歳からのお金・仕事・医療) -- (70 歳まで働く!)」

『週刊東洋経済』 (6298) 77 2010-12-08

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得出年齡、教育程度會影響到工作有無的決策行為，且其為負面的影響。清家篤 和馬欣欣（2008）對男性60～69歳的就業率在1980～2004年的長期變動作分析，

發現對男性高齡者加齡效果¹⁰存在，健康對就業有正的影響。梁鍾廷（2009）以 衛生署國民健康局人口與健康調查研究中心「臺灣地區中老年身心社會生活狀況 長期追蹤調查系列研究」2003年第五次主波調查為依據，透過二元邏輯迴歸模型 檢視影響中、高齡人口勞動市場參與及退休後再就業意願的有關因素，研究發現，

影響中、高齡人口參與狀況及退休後再就業意願的因素不盡相同，而且參與狀況 及退休後再就業意願的影響因素也會因為不同年齡人口群而存在相當程度的差 異，在勞動市場參與方面，三個年齡人口群最主要和次要的影響變項均為「是否 為家計負擔者」及「工作壓力」，更居次的其他影響變項分別為「自我健康評估」、

「性別」和「教育程度」。

在工作狀況方面，清家篤和馬欣欣（2008）發現專門技術和管理職的就業率 大於現場生產職，大企業的就業率較中小企業高，而有退休經驗的人就業率較 低。

在心理因素上，Desmette and Gaillard（2008） 發現若自我分類為年老的工 人，則會對工作態度產生負面的影響，而導致提早退休等，若組織不用年齡區分 工人，則會帶來正面的工作態度。

在經濟因素方面，Stock and Wise（1990）從預期選擇價值來看，在不同的退 休計畫中，如果在55歲提早退休的預期價值大於在65歲退休的預期價值，則人們 會選擇在55歲退休，且發現社會安全保障將會抵消在65歲退休所增加的預期價值。

Gruber and Wise （1998）社會安全計畫的隱含稅率會造成勞動參與降低。

Blöndal and Scarpetta（1999）發現社會安全系統使年老男性的就業率降低，

10 指隨著年齡的增加，而造成工作機率的降低。

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Duval（2003）發現在養老保險系統和其他社會移轉方案中，繼續工作的隱含稅 率造成年老男性提早選擇退休，而在實證研究中，55-59歲年齡組中，有明確的 證據顯示社會轉移方案造成影響，而在60至64歲和65歲以上組，資格年齡似乎對 退休的決定有顯著的影響，陳永遠（2004）發現有租金、利息或股票房地產交易 所得、有子女或其他親戚之收入、有年金、養老金、退休金、撫卹金或保險金收 入者，個人的有工作機率較低。清家篤和馬欣欣（2008）則發現年金越高，就業 率越低。

在家庭因素方面，小川浩（1998）分析同居狀態對高齡者就業的影響，發現 1988-1992年間六十歲前半男性就業率的上升中，有0.66%是來自於夫妻和未獨立 孩子的同居家庭增加。范蓓怡（2008）以高齡者的就業狀態和就業意欲為軸做成 就業意欲類型，並以臺灣高雄市和高雄縣高齡者的實證調查結果，注重臺灣的傳 統觀念對於高齡者就業的影響，發現很多臺灣高齡者雖有就業意欲，卻沒就業行 動，是受到雇用環境嚴厲和傳統價值觀念的影響，親子同居別居對臺灣以家庭為 重的高齡者有很大的影響，多數臺灣高齡者認為子女奉養是當然，高齡者應含飴 弄孫，而現代化的家庭構造改變臺灣高齡者的價值意識和行動樣式由家庭轉向職 場和地域。此外她也發現同居人數越高就業率越低，非勞動所得越高就業率越 低。

至於在女性高齡者就業方面，周燕飛（2008）對高齡女性做分析，發現丈夫 的就業機率對妻子的就業機率有正面的影響，丈夫的所得與就業時間對妻子的勞 動供給影響不顯著，妻子的就業受本身年齡、健康、是否有住宅貸款及丈夫的退 休金等影響。

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第三章 研究方法

本文要探討的是，有哪些因素會影響高齡者就業，且其影響的方向和程度為 何。基於以上的假說，我們建構一個計量模型，並以迴歸結果來觀察各個因素對 於高齡者就業的影響是否如同預期。本章的第一節為假說設定，探討非勤勞所得、

與子女同住，子女的奉養金對高齡者就業的影響；在第二節，根據假說及資料型 態，解釋為何使用 Probit 模型及Ordered Probit模型作為迴歸模型；第三節則介紹 資料的來源；最後一節則介紹各變數的定義及預測方向。

第一節 假說設定

根據文獻，我們探討那些因素會對高齡者就業產生影響，並且提出以下三個 假說：

假說一：「高齡者就業與非勤勞所得可能呈正相關」

許多文獻的結論都說明高齡者就業與非勤勞所得具有明顯的關聯性，例如年 金越高，保留所得就越高，則高齡者就業的機會就會降低。本人或家庭收入越多，

就業機會會降低。而就本文認為，非勤勞所得有許多種類，依據性質的不同，不 見得都與高齡者就業呈負相關，例如，家庭內其他成員的收入，高齡者本人不見 得能動用，且可能會有家庭內其他成員有收入，自己也必須得賺錢來維持尊嚴的 激勵作用，而可能呈正相關。

假說二：「高齡者就業和與子女同住呈負相關」

范蓓怡（2008）的研究顯示，高齡者若與子女同住，則可能會為了照顧孫子 女或幫子女料理家務，而較不傾向就業，且在臺灣方面，與子女同住的高齡者若 出外就業，子女必須承受對父母不孝的外界壓力，因此會反對父母工作，然而范

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蓓怡並未進行實證研究，因此本研究希望藉由實證研究，能找出兩者間的實際關 係。

假說三：「高齡者就業與子女的奉養金呈負相關」

在中國的傳統觀念，養兒防老，許多高齡者是靠者子女的奉養金過生活，因 此有子女的奉養金，應該較不會選擇工作，在日本，由於高齡者有年金收入，且 其經濟結構中，高齡者擁有較多的財富，因此大多不需子女的奉養金，然而奉養 金畢竟會增加高齡者的收入，因此本研究認為高齡者就業與子女的奉養金呈負相 關。

第二節 實證模型設定

本研究目的是探討高齡者就業的影響因素，在臺灣模型中假設個人存在兩 種預期效用，一是選擇工作U ，另一是不工作₁ U 。此兩種效用受到個人特質，₂ 經濟因素、家庭因素等相關因素影響，一旦工作的效用滿足，高於不工作所帶 來的效用，就會選擇工作。

用

y

_i^*表示觀察不到的隱含變數(latent varivable)。

y 有兩種情況：0 或 1，i y =1 表示選擇工作，_i y =0 表示選擇不工作。 _i

y =1 if _i

y

_i^*>0

y =0 if i

y

^*_i≤0

其中

y

^*_i= ∑ ,

：解釋變數之參數，代表影響之正負向。

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：第i個解釋變數，k為解釋變數之數量，主要為控制變數。



i：第i個解釋變數之誤差項，假設其符合常態分配。

Probit 函數與標準常態機率分配有關。若 Z 為標準常態隨機變數，則其機率 密度函數為

𝑓(𝑧)

√ 𝜋𝑒𝑥𝑝 (−𝑢² ) 𝑑𝑢 Probit 函數則為

𝐹(𝑧) 𝑃𝑟𝑜𝑏[𝑍 ≤ 𝑧] ∫

√ 𝜋𝑒𝑥𝑝 (−𝑢² ) 𝑑𝑢

𝑧

−∞

當 y =1 表事件發生，_i y =0 表事件未發生。因此事件機率可以表示為 _i

𝑃𝑟𝑜𝑏(y_i ) 𝑃𝑟𝑜𝑏(

y

_i^* ) 𝑃𝑟𝑜𝑏( ) 𝑃𝑟𝑜𝑏( )

𝐹( )

∫_{−∞ √2} 𝑒𝑥𝑝 (− ₂ )𝑑

其中，𝐹( ) 與 𝑓( ) 分別為標準常態分配之累積密度函數 （C.D.F） 與機率密 度函數 （P.D.F），其函數分別為：

𝑓( ) _√2 𝑒𝑥𝑝 (− ₂ ) 𝑑

𝐹( ) 𝑃𝑟𝑜𝑏(𝑍 ) ∫_−∞^𝑧 _√2 (−₂)𝑑

𝑃𝑟𝑜𝑏( ) F( )

∫ √ 𝜋 (−𝑢² )𝑑𝑢

𝑧

−∞

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一般而言，估算此二元選擇模型(binary choice model)所採用的方法，為最大 概似估計法，每次觀測都視為對 Bernoulli 分布的一次簡單抽樣，取概似函數 (likelihood function)如下

𝐿 ∏ 𝑃

𝑀 ₌₁

∏( − 𝑃)

𝑀 ₌₀

Probit模型之基本假設包括母體樣本不用符合常態分配，殘差項必須符合常態分 配，自變數之間無共線性，樣本大小必須超過迴歸參數之個數，以便在進行估計 時有足夠的自由度等。

而在日本樣本方面，由於被解釋變數不只0和1，且為有序的，因此採用Ordered Probit模型。和Probit模型相同，

y

_i^*是不可觀測的，我們能觀測到的為

yi=0 if

y

_i^*≤

y_i=1 if 0

y

_i^*≤

yi=2 if

y

^*_i≤ ₂ yi=J if ₋ ≤

y

_i^*

對於所有正的機率，我們必定有 0 ₂ … −

而其機率分配為

𝑃𝑟𝑜𝑏 (y_i=0)= (− )

𝑃𝑟𝑜𝑏 (y_i=1)= ( − ) − (− ) 𝑃𝑟𝑜𝑏 (y_i=2)= ( ₂− ) − ( − )

𝑃𝑟𝑜𝑏 (y_i=J)=1− ( ₋ − )

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第三節 資料來源

本研究在日本方面使用的是東北大學教授吉田浩的「有關面對晚年生活的 儲蓄、財產和工作的調查」之資料，本資料為吉田教授在 2005 年 03 月 16 日

～ 2005 年 03 月 18 日間透過インフォプラント公司的會員的網路調查，所蒐 集的資料，調査的目的是了解面對晚年生活的儲蓄、財產和工作的狀況，調查

～ 2005 年 03 月 18 日間透過インフォプラント公司的會員的網路調查，所蒐 集的資料，調査的目的是了解面對晚年生活的儲蓄、財產和工作的狀況，調查

在文檔中 日本與臺灣高齡者就業影響因素 (頁 16-0)