台灣代表性官僚分析：以2008台灣政府文官意見調查為例

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(1)台灣代表性官僚分析：以 2008 台灣政府文官意見調查為例. Representative Bureaucracy in Taiwan: A Case Study of the TGBS. 蔡秀涓東吳大學政治學系副教授1 Hsiu - Chuan Tsai Associate Professor, Department of Political Science, Soochow University. 林宗憲東吳大學政治學系研究生 Tsung - Hsien Lin Graduate Student, Department of Political Science, Soochow University. 1. 本文聯絡作者 [email protected] 1.

(2) Representative Bureaucracy in Taiwan: A Case Study of the TGBS. Hsiu - Chuan Tsai Associate Professor, Department of Political Science, Soochow University. Tsung - Hsien Lin Graduate Student, Department of Political Science, Soochow University. Abstract. One very important function of representative bureaucracy is to answer the question, ―Why does the social background of public administrators matter?‖, as posed by J. Dlan and D. H. Rosenbloom in their book Representative Bureaucracy‖ in 2005. One answer to this question was provided by J. Donald Kinglsey—though he was writing in 1941. Kingsley submitted, ―…bureaucracies, to be democratic, must be representative of the groups they serve.‖ Over the past four decades, research into representative bureaucracy in western academia has made important progress in measuring passive representation and highlighting the positive linkage of passive and active representation. In Taiwan, most studies in this area have focused on demographic variables such as race and gender. These studies have demonstrated that the passive representation of indigenous peoples and females in bureaucracies is insufficient. Although these studies have illuminated the concept of passive representation in both theoretical and pragmatic ways, very little is still known about the relation between bureaucratic representation and the 2.

(3) democratic governance of Taiwan. This paper employs the theory of representative bureaucracy to compare the demographic variables of bureaucrats and the populace of Taiwan. We choose gender, education, paternal birthplace, political party identification as variables. Using data from the 2008 Taiwan Government Bureaucrats Survey (2008 TGBS), and the Taiwan Social Change Survey 2008, Phase 5, wave 4, this paper finds that the demographic structure of Taiwanese bureaucrats and the Taiwanese public are significantly inconsistent. This study reveals that: 1). public personnel policies of the authoritarian. government established by the Kuomintang (KMT) from 1945-1986 in Taiwan yielded a bureaucracy in which passive representation was not compatible with the nation’s demographics; 2) a demographically diverse public sector workforce in Taiwan that reflects the interests of all social groups may lead to better democratic governance; and 3) more studies of the linkage of passive and active representation in different policy fields in Taiwan should be promoted.. Key words: representative bureaucracy, bureaucrat, democratic governance, democracy, authoritarian, TGBS, social change, gender, paternal birthplace, political party identification. 3.

(4) 台灣代表性官僚分析：以 2008 台灣政府文官意見調查為例. 蔡秀涓東吳大學政治學系副教授林宗憲東吳大學政治學系研究生. 摘要本文以代表性官僚理論（representative bureaucracy）為分析架構，以「2008 台灣政府文官調查」（TGBS），以及「2008 台灣社會變遷基本調查第五期第四次」兩項資料庫，分別做為台灣文官與社會人口之代表，分析台灣文官在性別、年齡、自己與父親教育程度、父母親籍貫、政黨與藍綠政治立場認同等幾項重要人口變項之社會代表性，並討論研究相關研究發現與台灣民主治理之關係。研究發現，台灣文官在以上各變項的消極代表性，都與總體社會人口結構呈現顯著差異。具體而言呈現：女性代表性不足；文官教育程度非常明顯高於社會人口的學歷分佈（文官父親亦同）；年齡層高於社會大眾；外省籍文官在政府部門呈現高度代表，其餘族群則代表性不足，尤其以原住民族為甚；整體文官呈現國民黨認同較高與泛藍特質。本文結論與相關研究一致顯示，台灣文官之所以呈現以上特色，與威權統治時期諸多人事政策有關，這些人事政策雖然隨著民主化已逐步調整，但已造成台灣文官代表性與其服務對象之口結構有明顯差異，這種現象對於台灣民主治理潛藏挑戰因子。因此，本文最後建議，人事主管機關應該更加地注意此一現象及產生之影響，並且應採取更積極的多樣化人事甄補政策與相關機制，以使台灣文官消極代表性與社會人口結構差異不再持續擴大進而逐漸縮小。此外，學界亦應進一步探討台灣文官消極代表性與積極代表性之間的關係。關鍵字：代表性官僚、民主政治、民主治理、威權體制、性別、年齡、籍貫、政黨認同、2008 台灣政府文官調查、台灣社會變遷調查 4.

(5) ―…bureaucracies, to be democratic, must be representative of the groups the serve.‖(Kingsley, 1944:305). ―…Can public bureaucracies be representative institutions? That is, can they represent the public, or portions of it, in terms of policy preferences or interest, ideologies, characteristics such as race, ethnicity, gender, and social class, or other dimensions?‖ (Dolan and Rosenbloom, 2003:3). 壹、文官與民主治理. 當代國家發展最鮮明的兩項全球化趨勢，分別是屬於被視為政治學領域核心議題的民主政治，以及公共行政領域焦點議題的行政改革。民主政治理論的發展，主要是以民權為主的民主理論（各種代議政治議題）、民主相關制度（例如憲政選擇、政黨、國會、選舉…等），或是與民主相關的議題與行為（例如人權、投票行為、政治傳播、政治文化…等）。行政改革的發展，則始自 1887 年 Wilson 於「行政的研究」一文指出，政府內部管理之效率、效能，以及管理技術的發展，應為政府運作與文官主要的工作價值（Wilson, 1887）。此後，不僅與 Wilson 同屬傳統時期的學者亦都信奉此價值（Goodnow, 1900; Weber, 1947）。即使 1970 年代新公共行政學派為傳統以重視效率和效能為主的公共行政理論與研究，注入社會公平新元素，但仍未否認效率、效能、績效等以政府內部管理運作為主軸的價值，仍是公共行政研究的重要核心（Frederickson,1971）。至於始自 1980 年代引領各國政府改革思潮的公共管理學派，其焦點更是以績效及管理技能為主。即便二十世紀末開始，部分公共行政學者提出新公共服務的概念（Denhardt & Denhardt, 2000; 2003），嘗試以「公民」作為公共行政的核心（例如社群主義、公民社會、公民資格等），但就總體公共行政核心議題而言，與效率、效能、管理主義等有關之議題，仍是公共行政. 5.

(6) 的最主流論述之一。上述以專業、效率、效能、績效等價值為主的政府運作及文官核心價值，對照當代國家民主政治發展，強調政府治理應能回應社會各類公民的公共利益，並且應積極提昇各類公民參與，以利於在各政策領域充分回應社會代表性，彰顯真正的「主權在民」之公共服務價值觀，二者並不一致。對於政府與文官於治理過程與行政運作據以為圭臬的效率、效能、績效與管理等價值觀，與民主政治體制所信仰的民主及公民代表性價值觀，二者不一致的現象，以及對政府治理與民主政治發展造成的影響，自二十世紀中期開始引發學界與實務界的關注。誠如 Putnam（1973）所言：「對於誰治理這個複雜的當代社會，我們究竟能有多少懷疑呢？答案是公共官僚！絕大部分的事物，都是由常任文官所處理，並且負責大多數的公共政策。從字義而言，當代的政治系統，基本上就是「官僚的」 --各種官方與正式的規則，形塑其特徵等。常任文官於決策過程中扮演策略性角色，更是理所當然。所以政治學的中心課題是：官僚對於變遷中的社會需求與政治需求，應如何負責？為何需要負責？」。由於當代政府行政運作制度與政策主體以文官為主，因此文官對於民主政治發展的成敗與頹危，具有不可忽視的關連性。是以，以官僚為主要研究對象，探究官僚體系（例如管理制度、價值觀、行為態度…等）對政府運作及民主發展影響為研究焦點，以尋求官僚體系應如何成為鑲嵌至民主政治，成為民主治理助力的相關研究，就成為以接軌民主政治和公共行政，做為主要論述主軸的民主治理相關研究關懷的重心（Waldo, 1952; March & Olsen, 1995; Wamsley & Wolf, 1996; Denhardt & Dnehardt, 2000;2001; 2007）。以文官和民主治理關連性為主的相關研究議題，例如代表性官僚（Kingsley, 1944; Mossher, 1968; Krislov, 1974; Dolan and Rosenbloom, 2003）、官僚的中立問題（Asmerom & Reis, 1996）、官僚對民主治理重要議題的看法與行為（Aberbach et al., 1981; Gregory, 1991; Peters, 2000; Huang et al., 2005; Chen et al., 2006; PUMA, 2005），以及官僚體系與管理制度對民主轉型的影響等（Saarnit, 2005）， 6.

(7) 不僅成為各國學者關切的重心，也都成為民主治理與跨國比較研究的重要議題。儘管國外相關研究日趨成熟，但是，台灣自 1987 年解嚴進入民主時代的這二十餘年，無論是實務界或學術社群，均長期缺乏以台灣民主治理為主軸，以各級文官相關看法為研究主題的大規模實證研究。因此，對於民主治理系絡中的台灣文官，在民主治理相關重要議題上的看法與行為，尚未能有一基礎地了解，更遑論得以評價台灣文官對台灣民主治理之功能與意義。因此，一項主要經費由國科會所補助，以民主治理為主軸的「2008 台灣政府文官意見調查」（2008 Taiwan Government Bureaucracy Survey; TGBS）於焉誕生，2此項研究即是嘗試對於台灣文官之民主治理重要議題基本看法，以面訪方式首度進行台灣各級文官的大規模實證調查。本文作者除了參與此項計畫之外，並以此調查之資料庫進行台灣文官對公共服務重要價值之看法，研究結果發現，我國文官在 17 項公共服務價值中，對於「民主」以及被視為民主治理重要指標之「公開」兩項價值，分別給予排名第 9 與第 13，但卻將專業視為最優先價值。此文進而指出，台灣文官未將「民主」與民主衍伸概念「公開」此兩項基本民主治理價值視為重要價值，但卻有高度專業主義傾向，潛藏對未來台灣民主治理的風險。此種風險來自長久以來，公共行政學界即頗為關注的「民主」與「專業」有可能兩難之困境，尤其是當政府管理者（尤其是主政者）與文官均具有威權性格，而公民社會又無法扮演制衡力量，以致於產生所謂的「專業」凌駕「民主」時，就有可能造成台灣民主治理的危機。（蔡秀涓，2009）。本文作者對於以上研究結果進一步思考，台灣文官之所以未對民主及相關價值視為公共服務的優先價值，是否與余致力（2002）研究發現，台灣文官籍貫的消極代表性外省籍比例較高，政黨消極代表性亦呈現高度國民黨化有關。因為國 2. 該計畫係 2008-2009 國科會所補助的「台灣民主治理機制鞏固之研究之子計劃一：權力轉換與文官中立：態度、可信承諾、與政務/事務人員關係」。計劃主持人為政治大學公共行政學系陳敦源副教授，協同主持人為政治大學公共行政學系黃東益副教授，計劃編號： NSC-96-2414-H-004-037-SS2。主要執行過程中，在研究議題與問卷題目設計的過程，還包括政治大學公共行政系詹中原教授、蕭乃沂助理教授，以及東吳大學政治系蔡秀涓副教授的參與。 7.

(8) 民黨在台灣政治發展與民主歷程中，有相當長一段時間係扮演壓制與延宕民主化的主力。此外，再根據施能傑（2009）研究也發現，以我國文官年齡結構而言，顯示目前的文官菁英主要是在戒嚴時期（1949～1987）和威權體制時期（1949 ～2000）接受教育與進入政府部門服務。以上相關三篇相關研究發現與關連性顯示，台灣文官在個人屬性的特徵（例如性別、種族或籍貫、教育程度、政黨認同…等），可能對於民主相關價值、公共服務相關價值與行政行為均有影響。尤其是，誠如 Kingsley 所言：「若欲民主，官僚必須能代表其服務團體」（ bureaucracies, to be democratic, must be representative of the groups the serve）（1944:305）。換言之，以台灣民主政治與民主治理永續而言，台灣文官必須能代表社會大眾在政府運作中參與。以代表性官僚理論（representative bureaucracy）而言，文官如何能代表其服務的團體？就是必須具備代表性，也就是在消極代表性方面（ passive representation），文官在相關屬性的特徵分佈必須和社會大眾的特徵分佈；而在積極代表性方面（active representation），文官必須在相關的行政行為與決策，確實反應其代表對象的需求與利益。觀察國內相關研究發現，除了余致力（2002）研究台灣首次政黨輪替對文官體系的衝擊與影響時，對於當時的中央政府行政部門文官的組成背景，曾以代表性官僚為架構進行瞭解之外，3其餘相關研究甚為罕見，而以全國文官為對象者，更是未見。為了瞭解我國總體文官的組成背景與社會大眾之特徵分佈是否有差異？本文以代表性官僚理論為基礎，以「2008 台灣政府文官意見調查」及「台灣社會變遷基本調查第五期第四次」（2008 年）作為分析資料來源，期能對台灣文官代表性提供梗概形貌，並探討相關研究發現對於理論與實務的意涵。. 3. 余致力（2002）進行此篇研究時，由於並無總體文官籍貫與黨籍分佈之總體資料，因此係依據台灣政經結構發展據以推論。基本上其他相關研究也都礙於無法取得總體文官詳細的背景資料，因此資料來源與分析推論的困難度都很高。有關於台灣文官總體背景資料較為詳細深入的調查，一直到「2008 台灣政府文官調查」完成後，台灣學界才有一個對文官多項背景資料較為詳細可信的資料庫。 8.

(9) 貳、代表性官僚理論與實證研究一、代表性官僚理論內涵與衡量方法. （一）理論內涵代表性官僚（representative bureaucracy）此一名詞，一般認為是來自於 J. Donald Kingsley 在 1944 年出版 Representative Bureaucracy: An Interpretation of the British Civil Service一書標題（Krislov, 1974: 10）。Kingsley 之所以提出代表性官僚的概念，主要是源於對 Weber 理想官僚型模中，認為文官是專業且去個人化的（impersonal），因此可以非常獨立客觀，而且不參雜個人價值偏好地從事行政行為。Kingsley 對此論點提出挑戰，不同於 Weber 認為文官是沒有人性且如同小齒輪一般，他認為文官整體能夠具有一個特殊觀點、一套價值觀及整體的文化（Dolan and Rosenbloom, 2003: 4）。同時，Kingsley 更進一步主張，「民主國家無法忍受將任何大量的公民排除於其事務的完全參與外。」，因此，「若要民主，官僚必須在其服務團體中具備代表性。」（Kingsley,1944）。換言之，一個民主國家必須要讓所有公民都有公共事務的參與權，並且在行政文官的組成結構上，要符合與社會人口結構比例的代表性如果官僚組成，能夠與總體社會人口結構一致，如此將可提昇對各類公民的責任性與回應性。而所謂的代表性官僚，即意指：「政府中由不同社會背景與身份團體（groups）所組成的文官，比例近似於每個團體在全體人口之比例。」（Starling, 2005:189 引自翁興利、陳文學：2008：6）。由於代表性官僚提出時的社會背景，時值英國、美國與其他國家，都相繼處在必須兼顧一個能夠被尊重的官僚結構與能吸引菁英的行政結構，但又必須藉由官僚妥善處理因社會分化，而受到重視的諸多社會代表性問題的時代，例如種族、性別、少數（minority）等問題（Krislov, 1974）。但當時總體社會發展，專業主義的高張，再加上技術和社會複雜性日益增加，此種趨勢使民眾對文官的依 9.

(10) 賴日增，但也因為官僚的專業而產生「專業主義凌駕民主」的現象與風險，因而造成官僚悖離民主的現象。此種現象引發後繼學者開始思考官僚與民主的關係，其中，又以 Mosher （1968）提出以下幾個相當啟人省思的問題，更進一步促成代表性官僚理論，成為公共行政與民主治理重要的理論之一。Mosher 提出：「文官的組成如何在某種程度上與民主共存？」，「如何能夠確保一個高度分化（highly differentiated）的公務人員能夠做到為全體人民利益行動？成為全體人民的工具？」，「如何讓既非透過選票亦非透過指派任命的常任文官能夠符合“民治”政府的原則？」等問題，並指出文官的組成及其作為，都必須要能夠具備代表性，並為全體人民利益著想。此外，Mosher 更進一步地將代表性區分為兩類，一類為積極代表性，另一類為消極代表性。消極代表性指的是文官的人口背景特徵，例如種族、性別、教育、宗教、社會階級、黨派、宗教等，應該反映整體社會的人口背景特徵。也就是文官在各屬性的組成比例，應該與社會大眾中的比例相當。而積極代表性則是指文官必須反映出社會各類人員的偏好與意見，確實反映出代表對象的需求，並以專業知識與實際行動爭取代表對象的利益（Meier, 1993: 393; Dolan and Rosenbloom, 2003: 19-20; 余致力，2007：65；孫煒，2010：116）。4 繼 Mosher 之後，Krislov 可謂對於代表性官僚，又注入系絡環境的重要性，並繼而引發後續大量的經驗研究。他認為無論公共政策的構想何等恢弘、規劃如何縝密，政府行動還是需要社會的支持才能達成治理的目標，而獲得社會支持的最佳方法之一，就是將社會成員直接納入政府之中，藉以溝通和行銷政策，代表性官僚適足以成為此想法的最佳具體作法（1974：81;引自孫煒，2010：117）。正如 Selden（1997）於歸納分析代表性官僚理論與實證經驗相關文獻後所指出的，由於代表性官僚理論對民主政治至少具有：1.每一位公民有平等接近權力. 4. 有關於消極代表性與積極代表性更深入的內涵，以及學界對積極代表性之相關討論，可參考孫煒（2010：116-17）。 10.

(11) 的象徵性功能；2.政策規劃時更多元表達社會意見與偏好的功能；3.標的團體較容易參與決策，有助政策執行的功能；以及 4.更廣泛甄補與開發人力的功能，因此，代表性官僚理論迄今，無論是理論發展、實證經驗或是實務運用，在國外學術界與實務界都已相當成熟。. （二）衡量方法. 代表性官僚理論歷經 1944 年由 Kingsley 提出概念，Mosher（1968）加以分類，Krislov（1974）進一步彰顯其環境系絡重要性，這三十年主要是以概念與理論發展，以及實務運用（例如平等就業機會、公民權等）為主要重點，有關於代表性官僚的衡量，以及消極性代表與積極性代表關連性衡量等，更為具體的討論並不多（Nachmias & Rosenbloom; 1973:590）。Nachmias 與 Rosenbloom（1973）有關於官僚代表性與整合性衡量的文獻，算是代表性官僚實證研究的先驅之一。爾後，諸多經驗研究則相繼出現。有關於代表性官僚的衡量，由於積極代表性的衡量不易，因此，主要是以消極性代表衡量佔經驗研究的大宗。Selden 於整體消極代表性官僚衡量相關研究後指出，常見的衡量方法有以下幾種（1997:46-51; 翁興利、陳文學，2008：8）。 1.. 少數族群文官百分比法（Percentage of Minority Civil Servants）：這是檢測某一特殊類型的文官占機關總人數的百分比。. 2.. 變異數評量法（Measure of Variation, MV）：這是估計一個機關中，不同類型間人員的總體代表程度，MV 值在 0～1 之間，MV 值越趨近於 1，就代表該組織的消極代表性越公平。. 3.. 代表性指數法（Representation Index)：這是衡量組織內某類型團體占組織總人數之百分比，除以全國人口某類型占全國人口的百分比。代表指數等於 1 時，表示充分與最佳代表。若該值大於 1 則表示該組織特定類型團體過度代表。如果指數小於 1，就表示有代表不足的現象。 11.

(12) 二、實證研究. （一）國外部分代表性官僚理論發展迄今已有六十餘年，誠如前述 Nachmias 與 Rosenbloom（1973）所言，在前三十年主要研究重點都在概念與理論的完備化。但觀察代表性官僚理論的實證研究可以發現，自 1970 年開始，大量的經驗研究陸續出現，Selden(1997)於觀察美國學術界在 1970～1990 代表性官僚實證研究後指出，在 1990 年之前，消極代表性的衡量，尤其是少數族群與女性，在行政部門中的雇用情形以及影響因素，是主要研究重點。但自 1990 年以降，積極代表性的研究，以及消極代表性與積極代表性關連性的實證研究成為新興議題，這類衡量主要是透過衡量政策產出與政策結果進行觀測。Selden（1997）此項發現，與余致力（2002）分析國外代表性官僚相關文獻種類的發現一致。本文於以上兩項有關實證研究類別與趨勢基礎上，進一步檢閱 2000 年以後的代表性官僚實證研究，發現大多數的研究都是以探討消極代表性與積極代表性關連性為焦點。以人口特性而言，性別與種族仍為最多數（Dolan, 2000 & 2002; Brudney et al., 2000; Meier & Bohte; 2001; Saidel & Loscocco, 2005; Meier & Nicholson-Columbia, 2006; Bradbury & Kellough, 2007; Wilkins & Williams, 2008）。這些研究均一致指出，消極代表性與積極代表性具有明顯正向關係。例如 Dolan（2000）研究發現顯示，美國聯邦高級文官中，女性對於與婦女、家庭有關政策的倡議與支持，明顯高於男性，也較樂意拔擢女性擔任機關中的高階主管。Bradbury 與 Kellough （2007）長時期對於地方政府的觀察也發現，非裔的行政人員遠較白人更加支持相關政策。而 Meier & Nicholson-Columbia（2006）則發現，女性官越多的警局，性侵犯案件的報案率與破案率，都明顯高於男警官較多的警局。這些研究發現，基本上與過去研究結果相當一致。 12.

(13) 進一步分析政府層次與政策領域則發現，以州政府為研究對象者（Brudney et al., 2000; Meier & Bohte; 2001; Saidel & Loscocco, 2005; Bradbury & Kellough, 2007），似乎多於以聯邦政府為分析層次者（Dolan, 2000 & 2002; Brudney et al., 2000），這有可能是過去以聯邦政府為研究已有一定累積，而各州政府的相關研究則因為美國州數與差異甚大，仍有很多議題值得研究。值得注意的是，相關研究結果雖然都相當支持消極代表性與積極代表性具有關連性，但 Brudney 等人（2000）、Meier & Bohte（2001）、Dolan（2002）、Saidel 與 Loscocco（2005）、Wilkins 與 Williams（2008）、Saidel 與 Loscocco（2005）等研究，也都進一步分別發現，組織角色、自由裁量權、組織社會化、機關業務性質，以及組織相關制度等系絡因素，是決定消極代表性能否導致積極代表性的中介因素。這些研究發現不僅更加釐清消極代表性與積極代表性之關係，也顯示國外有關代表性官僚的理論與實證研究更加周延與細致化。相較於國外代表性官僚理論與實證研究的豐富與深度，國內相關研究則屬尚在起步階段，觀察相關研究發現有幾項特點。首先，我國以代表性官僚為主題的相關實證研究並不多。其中，余致力（2002 & 2007）、林嘉誠（2006）、顧慕晴與盧姵婕（2008）、翁興利與陳文學（2008），以及孫煒（2010）等文獻，算是研究焦點或相關論述以代表性官僚理論為主者。而施正鋒（2004）、邱育錚與徐永明（2004）、黃煥榮（2007），以及施能傑（2009）等文獻，雖然並未指明以代表性官僚為討論重點，但是，文中均隱含代表性官僚之概念。其次，我國實證研究仍以消極代表性之種族、性別、與年齡（世代）為主要觀察重點。多數文獻是以政府文官的原住民族代表性為研究焦點（施正鋒，2004；顧慕晴、盧姵婕，2008；翁興利、陳文學，2008）。以性別為主的研究，則有余致力（2006）與黃煥榮（2007）；蔡秀涓（2004）與施能傑（2009）則是討論世代與年齡對政府人力資源管理的影響。以代表性行政機關之設置為研究重點者，則以孫煒（2010）最具代表性。另外，討論我國文官代表性與民主治理關係者，自 2000 年台灣首次政黨輪 13.

(14) 替後相繼出現。其中，余致力（2002）算是較早也最完整的一篇。在這篇文獻中，雖然作者是以 2000 年台灣首次政黨輪替對文官體系的衝擊與影響為研究主題，但卻是以表性官僚理論為分析架構。因此，文中對於代表性官僚理論介紹、國外相關研究的類別、中央機關文官在性別、學歷、籍貫、黨籍等消極代表性之描述與意涵討論，以及相關政策建議，俱是非常詳盡。本文研究發現中央機關文官組成，呈現性別消極代表性不足、外省籍比例與總體社會籍貫分佈有顯著差異，外省籍比例較高、政黨消極代表性呈現泛藍特質等現象。邱育錚與徐永明（2004）的作品，則是在分析 1995～2003 年間，行政院主管個人背景在 2000 年政黨輪替前後的變化，研究發現，政黨輪替後，女性政務人員較大幅增加，而常任文官部分則有外省籍比例略降，以及世代交替的現象以民主政治轉型與台灣文官考試制度之關係為討論焦點者，則有林嘉誠（2006）。這篇文獻旨在討論過去在國民黨一黨獨大的威權統治時代，文官制度多在支持威權政權的穩固，例如分區定額擇優錄取、甲等特考、軍人轉文職政策等，本文結論指出隨著台灣民主政治轉型，未來代表性文官甄補政策應逐漸重視，公務人力才能回應人民變動且多元之需求。與本文研究主題類似者，還有蔡秀涓（2008）以台灣民主轉型前後文官甄補制度轉型正義分析一文。此外，施能傑於探討政府文官年齡結構時也指出，以我國文官年齡結構而言，顯示目前的文官菁英主要是在戒嚴時期（1949～1987）和威權體制時期（1949 ～2000）接受教育與進入政府部門服務。這樣的文官年齡結構，在目前台灣行政體系因民主化，必須加入更多民主行政要求的開放性與課責性時代（例如人權意識與行動、審議民主、公民參政、資訊公開、顧客為尊…等），可能會因為這些文官個人成長時與擔任公職時經歷的台灣政治仍屬威權統治，因而對於民主治理相關價值難以積極擁抱（2009：18），施能傑此項研究發現對照蔡秀涓（2009）的研究發現，二者呈現相關性。總結以上國內外代表性官僚相關實證研究概況可知，我國目前大多數有關代表性衡量之相關研究，仍以消極代表性為研究重點，討論消極代表性與積極代表 14.

(15) 性之相關文獻似乎未見。但由於台灣歷經從威權體制轉型至民主體制的過程，因此，自 2000 年之後，探討代表性官僚與民主轉型，以及與民主治理關係的相關實證研究，則相繼呈現。. 參、分析資料來源. 本文研究目的，在於探究我國文官是否具備社會代表性，因此必須瞭解文官之背景，與社會人口之背景結構是否一致。因此，本文用來分析我國文官官僚代表性程度的分析資料，主要來自於以全國文官為母體的「2008 台灣政府文官意見調查」，以及以全國 18 歲以上人口為母體的「台灣社會變遷基本調查第五期第四次（2008 年）大傳組」兩項資料。以下僅對於這兩項調查之相關內容加以說明。. 一、「2008 台灣文官意見調查」調查對象、抽樣、施測、母體一致性檢定. 「2008 台灣文官意見調查」此項調查的目的，5在於瞭解台灣文官對民主治理基本價值與相關議題之看法。由於此項調查的主題，為台灣學界與實務界首次進行的研究，因此，為了獲得較全面性與更具信度的研究結果，本項調查採面訪方式進行。6 這項調查主要調查對象，是以涵蓋全國約 95％公務人員之行政院暨所屬機關中，適用「公務人員任用法」之一般行政機關公務人員為主。基於警察機關人員之特殊性，因此加以排除。以 2007 年底本項研究進行抽樣時，「全國公務人力. 5. 本項調查原係 2008-2009 國科會所補助的「台灣民主治理機制鞏固之研究之子計劃一：權力轉換與文官中立：態度、可信承諾、與政務/事務人員關係」。計劃主持人為政治大學公共行政學系陳敦源教授，協同主持人為政治大學公共行政學系黃東益教授，計劃編號： NSC-96-2414-H-004-037-SS2。主要執行過程中，在研究議題與問卷題目貢獻的過程，還包括政治大學公共行政系詹中原教授、蕭乃沂教授，以及本文作者的參與。 6 由於「2008 台灣文官意見調查」共計有九大面向 97 題，因此礙於篇幅所限，本項調查之源起、研究架構、具體研究面向、問卷設計與調查過程及相關討論未於本文說明。但有興趣之讀者，請參考蕭乃沂、黃東益、陳敦源、呂佳瑩(2008)、陳敦源、呂佳瑩(2008)、黃東益、施佳良、謝忠安(2008)、蕭乃沂、陳敦源、蘇偉業(2008)、蔡秀涓、王千文(2008)、張智凱、高培智、詹中原(2008) 等文獻。 15.

(16) 資料庫」為抽樣基礎，符合本研究之公務人力母體共計有 130,559，依照 Edwards 等人（Edwards, et al., 1997:63）抽樣理論，母體在 100,000 以上者，以 99%信心水準，正負誤差 3％而言，所需有效樣本數為 1,809 份。基於使有效樣本數高於最低有效樣本數，以使本研究更具信效度之考量，因此，本項調查決定抽出 2000 人。本調查基於我國文官體系最重要兩項特徵，分別是受訪者的服務機關層級為中央或地方，以及官等為簡任（簡派）或薦任（薦派）或委任（委派）兩個項目分層，遂採分層隨機抽樣方式分配受訪樣本。中央應抽人員與地方應抽人員比例約為 52.5％：47.5％；官等比例應為簡任 6.2％、薦任 54.9％、委任 38.9％，抽樣結果請見表 1。7. 表1. 台灣文官意見調查母體服務機關與官等分配母體預定有效樣本數. 簡任簡派薦任薦派委任委派簡任簡派薦任薦派委任委派中央政府. 6843 5.2％. 38747 29.7％. 22962 17.6％. 105 5.2％. 594 29.7％. 352 17.6％. 地方政府. 1226 09.％. 32973 25.3％. 27808 21.3％. 19 09.％. 505 25.3％. 426 21.3％. 8069 71720 50770 124 6.2％ 54.9％ 38.9％ 6.2％資料來源：本文依蕭乃沂等（2008：15）重新整理。. 1099 54.9％. 778 38.9％. 總計. 為了使「2008 台灣文官意見調查」此項堪稱國內學界，首次以民主治理為主題，以全國各級公務人員為對象，並且在調查方式上亦屬首次以面訪方式進行的大規模調查，得以更加周延。因此，此項調查研究於正式問卷進行施測之前先經過非本研究團隊之專家學者共計十餘人三場的專家討論，以盡可能使問卷之效度達到一定水準以上；此外，亦事先依照正式樣本分配之服務機關與官等比例，於 2007 年 12 月底先抽取 51 位受訪者進行前測並據以進行最後的問卷題目修正意見。正式問卷則於 2008 年 1 月 24 日至 3 月 14 日進行正式的面訪調查，最後 7. 本調查抽樣時，於考量訪問失敗可能性之後，參考洪永泰(2004)所提出的膨脹樣本(或稱擴充樣本)的概念，事先將總抽樣人數按比例膨脹為預定樣本有效樣本數 2000 人的 4 倍，並以其比例於各層次中抽出對應樣本數而組成所有受訪樣本（引自蕭乃沂等，2008；陳敦源、呂佳瑩，2008）。. 16.

(17) 成功樣本為 1962 人，已超過 99%信心水準，正負誤差 3％之條件下，所需有效樣本數 1,809 份之條件。此項調查成功樣本與母體一致性，經蕭乃沂等人（2008: 17-18）進行一致性檢定後發現，所有成功樣本和母體，在中央與地方政府層級與官等，這兩項最重要特徵的卡方一致性檢定中，8接受虛無假設，亦即成功樣本與母體在政府層級與官等的結構一致。此外，成功樣本的性別與年齡，與母體結構也具有一致性。這些檢定結果不僅顯示本項調查樣本具母體代表性，也顯示本研究以之做為台灣文官代表性分析具有可靠性。. 二、「社會變遷基本調查第五期第四卷：大傳組」調查對象、抽樣、施測、母體一致性檢定. 為了探究我國文官與社會大眾在相關個人背景上比例分布之異同情形，本文採用「台灣社會變遷基本調查計畫：第五期第四次」調查中，9大眾傳播組進行調查後所得的部分受訪者個人背景資料，10本項調查採面訪方式進行。本項調查之主要調查對象主要係以台灣地區年滿 18 歲及以上之中華民國國民為研究母體，11以台灣地區戶籍資料檔為抽樣名冊（sampling frame），利用分層等機率三階段抽樣法（probability proportional to size，PPS）抽出受訪對象。此項調查計畫原本預計完成總樣本數為 4000 人（大傳組 2000 人、全球化組. 8. 所有成功樣本係指原始成功樣本加上替代成功樣本，本研究將以所有成功樣本進行統計分析，在此就不再對原始成功樣本以及替代成功樣本多做贅述。 9 「台灣社會變遷基本調查計畫：第五期第四次」，計畫編號：NSC97-2420-H001-001-B1，計畫主持人為中央研究院社會學研究所兼調查研究專題中心執行長張苙雲研究員，協同主持人為中央研究院人文社會科學研究中心兼調查專題研究中心廖培珊助研究員、政治大學廣告學系張卿卿教授以及台北大學社會學系蔡明璋教授。第五期第四次調查（簡稱五期四次）分兩個主題進行，第一個主題為「大眾傳播」（簡稱「大傳組」），第二個主題為「全球化與文化」（簡稱「全球化組」）。 10 由於大傳組與全球化組在施測時間上是一致的情形，且大傳組在個人背景問題中，有詢問到受訪者政黨認同之相關題組，因此，本研究將採用大傳組所提供之資料作為分析標的。大傳組由張卿卿教授（政治大學廣告學系教授）擔任問卷設計小組召集人，參與的成員包括：王嵩音（中正大學傳播學系教授）、郭貞（政治大學廣告學系教授）、陳憶寧（政治大學廣告學系副教授）、張郁敏（政治大學廣告學系助理教授）、羅文輝（政治大學新聞學系教授）、蘇蘅（政治大學新聞學系教授）。 11 18 歲及以上之中華民國國民為 78 年 12 月 31 日以前出生者即成為可被抽樣之受訪者。 17.

(18) 2000 人），而為了避免受到其他因素之干擾而使預計完成數無法達成，於是採用膨脹樣本方式來估算每一村里所需抽取之人數，最終預計每組抽出 4604 人。「大傳組」面訪調查之前測時間自 2008 年 4 月 12 日開始至 4 月 28 日止。期望成功樣本數為 153 人，實際成功樣本數則為 166 人。前測結束後，召開訪員會議，討論相關問題以及問卷內容之增修建議。正式問卷於 6 月中修訂完成。正式施測執行期間自 2008 年 7 月 20 日開始至 2008 年 8 月 24 日止，實際成功樣本數為 1980 份樣本，完訪率為 43%，訪問結果如下表 2。表2. 台灣社會變遷基本調查計畫：第五期第四次問卷訪問結果大傳組抽出樣本數. 4604 人. 期望完成份數. 2000 人. 實際完成份數. 1980 人. 失敗樣本數. 2624 人. 完訪率. 43%. 資料來源：作者依張苙雲、廖培珊（2009：13）整理而成。. 之後，對成功樣本進行代表性檢定，結果顯示成功樣本在「年齡」、「教育程度」及「地區層別」上的結構明顯與母體不一致，為了使成功樣本能與母體結構更符合，以避免造成分析資料時推論的偏差，因此，對成功樣本進行加權，而成功樣本經加權處理之後，12成功樣本在「性別」、「年齡」、「教育程度」及「地區層別」的分佈上，都與母體分佈沒有差異。13加權前與加權後之成功樣本請參見附錄一與附錄二。三、本文資料分析策略. 本文對於「2008 台灣政府文官意見調查」，以及以「台灣社會變遷基本調查 12. 加權方法採用多變數反覆加權法(raking)。若想要將樣本結果通則化推論到母體，就會希望樣本中所有的觀察值具有相等的代表性，避免樣本出現過度抽樣或低度抽樣的情形，亦即由於希望樣本中某一類別的個案被選取機會大於其他類別的個案，此時就會產生加權的需要（Miller, Acton, Fullerton and Maltby 著；莊文忠譯，2007：126-127）。 13 此部分資料來源來自「社會變遷基本調查第五期第四次：全球化組」資料庫中之加權說明檔。 18.

(19) 第五期第四次：大傳組」兩項資料之分析，主要是選取較為重要，而且是兩項調查均共同有的受訪者背景資料。於此二項變數選取原則下，本文用以分析的六項變數，分別為：受訪者的性別、年齡、14受訪者及其父親教育程度、受訪者父母親籍貫、政黨認同，以及藍綠認同等六項。由於這兩項調查在受訪者年齡與教育程度之原始選項相當繁複，為了使資料之分析與判讀更簡明清晰，本文將年齡再重新編碼分為 20 歲以下、20-29 歲、 30-39 歲、40-49 歲、50-59 歲、60 歲以上等六類。而對於教育程度此變數，則將受訪者本身教育程度區分為國中以下、高中職、專科、大學、碩士以上五類，而將受訪者父親教育程度區分為國小以下、國中、高中職、專科、大學以上等五類。政黨部分則是將原始分類的國民黨、新黨、親民黨重新編碼為泛國民黨，民進黨與台聯檔編碼為泛民進黨。至於籍貫、政黨認同，以及藍綠認同等三個項目，則是依據兩項調查資料原始分類進行分析。此外，由於本研究係將「台灣社會變遷基本調查第五期第四次」視為社會人口母體，將「2008 台灣文官意見調查」做為樣本，檢視後者與前者之結構是否一致。因此為了探討這兩項資料在比例上是否具備代表性。本研究先將社會變遷基本調查之資料進行加權，再以加權之結果對文官調查進行無母數卡方檢定分析。15. 肆、研究結果一、受訪者性別部分研究發現，台灣文官女性代表性，一直有低度代表的現象（余致力，. 14. 受訪者父母親教育程度之分析，由於社會變遷基本調查此項資料僅調查受訪者父親，因此本文也僅能就受訪者父親教育程度進行分析。 15 在無母數檢定中，以卡方所進行的檢定稱為適合度檢定（test of goodness-of fit）。適合度檢定之目的在於檢定單一類別變數之母體分配是否與已知的母體分配一致。這種適合度檢定，會比較各類別中的觀察次數（樣本數）和期望次數（期望值），以檢定是否所有類別都包含相同的數值比例，或各類別都包含使用者指定的數值比例。若檢定結果呈現出顯著程度小於 0.05，我們就可以拒絕虛無假設，表示使用變數之分配情形與已知母體分配情形是不一致的，反之亦然。適合度檢定可以 SPSS 中的無母數檢定方法(Nonparametric tests)中的 chi-square 進行檢定（Agresti and Finlay. 2009: 507-508）。 19.

(20) 2007；黃煥榮，2000 & 2007）。從表 3 也的確發現，在社會變遷基本調查中，受訪者男性與女性的比例大致相同，分別為 50.1％與 49.9％，這與一般社會上對男女比例之看法一致。但是，文官的男女性別比例，則為 56.3％與 43.7％，女性文官的比例相較於男性文官的比例低了許多，兩者之間有將近十三個百分比的差距。顯示政府部門中，男性比例高於女性比例甚多。為了確定台灣文官與社會大眾，在性別此變項的差異是否達到統計上的顯著水準，本文進一步對性別進行卡方檢定（表 4），結果發現能夠具有統計上的顯著性。亦即男、女性在文官調查中的比例，與社會變遷基本調查的比例並不一致，而且若以性別的代表性指數來看，則男性為 1.124，女性為 0.876，文官的男性代表性顯著高於女性代表性，呈現男性過度代表的現象。. 表3. 2008 台灣文官調查與社會變遷基本調查受訪者性別比例. 2008 文官意見調查. 社會變遷基本調查大傳組. 代表性指數16. 男性. 1105(56.3). 992(50.1). 1.124. 女性. 857(43.7). 988(49.9). 0.876. 總和. 1962(100.0). 1980(100.0). 資料來源：本研究。說明：括號內為百分比。. 表4. 2008 台灣文官調查與社會變遷基本調查受訪者性別代表性卡方檢定. 性別. 樣本數. 期望值. 男性. 1105. 983.0. 女性. 857. 979.0. 卡方值. P值. 30.364. 0.000***. 資料來源：本研究。. 二、受訪者年齡有關台灣文官年齡此一變項的社會代表性程度，根據表 5 可以發現，文官的年齡最多是以 40～49 歲為主，占 38.8％，其次則為 30～39，占 27.4％，從 30. 16. 代表性指數法（Representation Index）為樣本比例除以母體比例所得之結果，大於 1 為過度代表，小於 1 為低度代表（Selden, 1997），詳細敘述請參見本文頁 8。 20.

(21) 歲到 59 歲，占了將近九成的比例。但在社會變遷基本調查中的年齡分布，則呈現各年齡層比例相近的現象，各年齡組別並無甚大差異。經由表 6 則進一步發現，台灣文官年齡結構明顯與總體社會人口之年齡分佈，具有統計上顯著差異。若以性別的代表性指數來看，則文官各年齡層代表性分別為性為 0.203、1.356、 1.830、1.381 以及 0.266，文官在 30 歲到 59 歲之間，顯然有過度代表的情況。. 表5. 2008 台灣文官調查與社會變遷基本調查受訪者年齡比例 2008 文官意見調查. 社會變遷基本調查大傳組. 代表性指數. 18~29歲. 88(4.5). 440(22.2). 0.203. 30~39歲. 536(27.4). 400(20.2). 1.356. 40~49歲. 759(38.8). 420(21.2). 1.830. 50~59歲. 476(24.3). 348(17.6). 1.381. 60歲以上. 97(5.0). 372(18.8). 0.266. 總和. 1956(100.0). 1980(100.0). 資料來源：本研究。說明：括號內為百分比。. 表6. 2008 台灣文官調查與社會變遷基本調查受訪者年齡代表性卡方檢定. 年齡. 樣本數. 期望值. 18~29歲. 88. 434.2. 30~39歲. 536. 395.1. 40~49歲. 759. 414.7. 50~59歲. 476. 344.3. 60歲以上. 97. 367.7. 卡方值. P值. 861.952. 0.000. 資料來源：本研究。. 三、教育程度（一）受訪者教育程度從表 7 觀之，社會變遷基本調查受訪者教育程度，國中以下有 33.6％，高中職有 30.2％，二者比例佔約將近六成四，而專科與大學以上僅有 43.5％。但是文官調查中，高中職以下的比例僅佔 7.4％，但專科有 27.8％，大學以上則有 64.2. 21.

(22) ％。換言之，整體社會教育程度專科以上僅有四成三五，但文官教育程度專科以上卻高達九成八，無論是在專科、大學或是碩士以上都高出一般社會大眾比例甚多，二者比例差異甚大，而此顯著差異也的確獲得統計檢定之支持（表 8）。若以教育程度代表性指數來看，則文官各教育程度類別分別為 0.009、0.235、2.260、 2.259 以及 4.44，文官在專科、大學以及碩士以上學歷部分，明顯有過度代表的情形出現. 表7. 2008 台灣文官調查與社會變遷基本調查受訪者教育程度比例 2008 文官意見調查. 社會變遷基本調查大傳組. 代表性指數. 國中以下. 5(0.3). 665(33.6). 0.009. 高中職. 138(7.1). 598(30.2). 0.235. 專科. 544(27.8). 244(12.3). 2.260. 大學. 836(42.7). 375(18.9). 2.259. 碩士以上. 434(22.2). 98(5.0). 4.44. 總和. 1957(100.0). 1980(100.0). 資料來源：本研究。說明：括號內為百分比。. 表 8 2008 台灣文官調查與社會變遷基本調查受訪者教育程度比例卡方檢定受訪者教育程度. 樣本數. 國中以下. 期望值. 5. 657.6. 高中職. 138. 591.0. 專科. 544. 240.7. 大學. 836. 369.9. 碩士以上. 434. 97.9. 卡方值. P值. 3119.188. 0.000. 資料來源：本研究。. （二）受訪者父親教育程度上述有關受訪者教育程度比例分析顯示，文官的教育程度非常明顯高於一般社會大眾。本文為了瞭解從社會流動而言，是否是因為這些文官的父親本身教育程度即高於一般人，因此其子女的教育程度也會高於一般社會大眾的教育程度。觀察受訪者父親教育程度在兩筆資料中的分布情形發現（表 9），在社會變遷基 22.

(23) 本調查中，受訪者父親的教育程度有將近九成的比例集中於高中職以下，專科與大學以上有 10％。而文官調查受訪者父親教育程度，在高中職以下雖然也有近八成的比例，但其在專科及大學以上的比例則有兩成左右，略高於社會變遷基本調查中所呈現出來的比例。經過差異性檢定後發現，就比例而言二者差異雖然不大，但也有達到統計上的顯著差異（表 10），顯示台灣文官父親的教育程度，明顯高於一般大眾父親的教育程度。若以受訪者父親的教育程度代表性指數來看，則各類別分別為 0.709、1.046、1.5、1.921 以及 2，可見父親的教育程度在國中以上就出現了過度代表的情況，但在國小以下則是出現代表不足的情形。表 9 2008 台灣文官調查與社會變遷基本調查受訪者父親教育程度比例 2008 文官意見調查. 社會變遷基本調查大傳組. 代表性指數. 國小以下. 831(42.9). 1133(60.5). 0.709. 國中. 305(15.8). 283(15.1). 1.046. 高中職. 418(21.6). 270(14.4). 1.5. 專科. 141(7.3). 72(3.8). 1.921. 大學以上. 240(12.4). 116(6.2). 2. 總和. 1935(100.0). 1874(100.0). 資料來源：本研究。說明：括號內為百分比。. 表 10. 2008 台灣文官調查與社會變遷基本調查受訪者父親教育程度卡方檢定. 受訪者父親教育程度. 樣本數. 期望值. 國小以下. 831. 1170.7. 國中. 305. 292.2. 高中職. 418. 278.6. 專科. 141. 73.5. 大學以上. 240. 120.0. 卡方值. P值. 350.819. 0.000. 資料來源：本研究。. 四、籍貫（一）受訪者父親余致力（2002）依據台灣政經結構發展的歷史因素推斷，台灣文官外省籍代 23.

(24) 表性應該會顯著高於其他省籍之代表性（2002：17），而邱育錚、徐永明（2004）也有類似發現。此現象在本文中獲得實證資料的證實，從表 11 可知，在文官調查中，受訪者父親的省籍有將近七成的比例集中於台灣閩南人，有兩成左右的比例分布於大陸各省市人中，而在社會變遷基本調查的父親省籍資料中，可以發現台灣閩南人的比例略高於文官調查中的比例，大陸各省市人所占的比例則少了文官調查中大陸各省市人比例將近十個百分點。台灣文官在籍貫此背景結構與一般社會大眾結構之差異，也達到統計上的顯著水準。若以父親籍貫代表性指數來看，文官外省籍代表指數為 0.899、客家籍為 0.872、台灣省籍則為 1.906，原住民為 0.773，顯然，父親為大陸各省市人的文官在比例上有出現過度代表的情形。表 11 2008 台灣文官調查與社會變遷基本調查受訪者父親省籍比例 2008 文官意見調查. 社會變遷基本調查大傳組. 代表性指數. 台灣閩南人. 1326(67.9). 1489(75.5). 0.899. 台灣客家人. 200(10.2). 231(11.7). 0.872. 大陸各省市人. 394(20.2). 209(10.6). 1.906. 原住民. 33(1.7). 43(2.2). 0.773. 總和. 1953(100.0). 1972(100.0). 資料來源：本研究。說明：括號內為百分比。. 表 12 2008 台灣文官調查與社會變遷基本調查受訪者父親省籍卡方檢定受訪者父親省籍. 樣本數. 期望值. 台灣閩南人. 1326. 1474.5. 台灣客家人. 200. 228.5. 大陸各省市人. 394. 207.0. 原住民. 33. 43.0. 卡方值. P值. 189.710. 0.000. 資料來源：本研究。. （二）受訪者母親. 從表 13 與 14 也可以發現，台灣文官母親的籍貫代表性，也是呈現與台灣父 24.

(25) 親籍貫一致的情形。台灣文官母親省籍為大陸各省市的比例，明顯略高社會總體人口結構之比例。從受訪者母親籍貫代表性指數可以看出，文官外省籍代表指數為 0.965、客家籍為 0.983、台灣省籍則為 1.722、原住民為 0.64，如同受訪者父親為大陸各省市人的文官一樣，受訪者母親為大陸各省市人者，在比例上有出現過度代表的情形。. 表 13 2008 台灣文官調查與社會變遷基本調查受訪者母親省籍比例 2008 文官意見調查. 社會變遷基本調查大傳組. 代表性指數. 台灣閩南人. 1511(77.5). 1578(80.3). 0.965. 台灣客家人. 227(11.6). 232(11.8). 0.983. 大陸各省市人. 181(9.3). 107(5.4). 1.722. 原住民. 31(1.6). 50(2.5). 0.64. 總和. 1950(100.0). 1966(100.0). 資料來源：本研究。說明：括號內為百分比。. 表 14. 2008 台灣文官調查與社會變遷基本調查受訪者母親省籍比例卡方檢定. 受訪者母親省籍. 樣本數. 期望值. 台灣閩南人. 1511. 1565.9. 台灣客家人. 227. 230.1. 大陸各省市人. 181. 105.3. 原住民. 31. 48.8. 卡方值. P值. 62.847. 0.000. 資料來源：本研究。. 五、政黨認同. 無論是社會刻板印象或是相關研究均顯示（蕭全政，1994；余致力，2002；林嘉誠，2006；蔡秀涓，2008）台灣文官政黨認同應該是以國民黨占多數。根據表 15 顯示，在有具體表態政黨認同的受訪者中，回答其政黨認同為國民黨者之比例遠高於民進黨，二者比例為 82.8％比 17.2％。此比例亦高過於總體社會對兩. 25.

(26) 大政黨認同之 63.2％：36.38，而且此差異具有統計上顯著的意義。17 以政黨認同比例指數而言，台灣文官國民黨代表性指數為 1.310，民進黨則為 0.467，可見文官屬於國民黨認同者，在比例上有過度代表之情形，反之，在民進黨認同之文官則出現代表不足的情況。表 15 2008 台灣文官調查與社會變遷基本調查受訪者政黨認同比例 2008 文官意見調查. 社會變遷基本調查大傳組. 代表性指數. 國民黨. 403(82.8). 426(63.2). 1.310. 民進黨. 84(17.2). 248(36.8). 0.467. 總和. 487(100.0). 674(100.0). 資料來源：本研究。說明：括號內為百分比。. 表 16 2008 台灣文官調查與社會變遷基本調查受訪者政黨認同比例卡方檢定政黨認同. 樣本數. 期望值. 國民黨. 403. 307.8. 民進黨. 84. 179.2. 卡方值. P值. 80.043. 0.000. 資料來源：本研究。. （六）藍綠立場. 在台灣與政黨認同概念類似的另一概念，為所謂的藍綠政治立場。從表 17 與表 18 進一步觀察受訪者傾向泛藍或泛綠情形也發現，台灣文官自認為屬於泛藍政治立場者，不僅明顯高於具泛綠立場傾向者；而且與總體社會人口之藍綠政治立場結構相較，明顯失衡。從藍綠立場代表性指數可以瞭解，泛藍受訪者之代表性指數為 1.203，泛綠受訪者之代表性指數則為 0.660，顯然，泛藍受訪者呈現出過度代表的情況，而泛綠受訪者則是屬於代表不足的情形。. 17. 本部分主要想探究我國文官與社會大眾在政黨認同上之差異，故本文乃以國人最為熟悉的國民黨、民進黨兩大黨為主要分析考量，當然，沒有意見之受訪者比例占了相當大的部分，但本文為了能夠清楚描述國、民兩黨的差異，故在此不對無意見者做進一步的分析與說明。 26.

(27) 表 17. 2008 台灣文官調查與社會變遷基本調查受訪者藍綠立場比例 2008 文官意見調查. 社會變遷基本調查大傳組. 代表性指數. 泛藍. 548(75.4). 555(62.7). 1.203. 泛綠. 179(24.6). 330(37.3). 0.660. 總和. 727(100.0). 885(100.0). 資料來源：本研究。說明：括號內為百分比。. 表 18. 2008 台灣文官調查與社會變遷基本調查受訪者藍綠立場比例卡方檢定. 政黨傾向. 樣本數. 期望值. 泛藍. 548. 455.8. 泛綠. 179. 271.2. 卡方值. P值. 49.966. 0.000. 資料來源：本研究。. 伍、研究發現與討論. 本文嘗試以代表性官僚理論為基礎，瞭解我國總體文官的組成背景與社會大眾之特徵分佈是否有差異此問題，藉由對分別足以代表台灣總體文官的「2008 台灣政府文官意見調查」，以及足以推論至總體社會人口的「2008 台灣社會變遷基本調查第五期第四次」兩項資料，進行性別、年齡、受訪者及其父親教育程度、受訪者父母省籍、政黨認同與藍綠立場等，相關的人口統計變項，依據所計算出來的代表性指數，判斷文官在該項變數的代表性程度，並將之彙整成表 19，總體研究發現，台灣文官消極代表性結構與社會人口結構明顯不一致，以下逐項加以說明。. 27.

(28) 表 19. 性別. 年齡. 受訪者教育程度. 受訪者父親教育程度. 受訪者父親省籍. 受訪者母親省籍. 政黨認同藍綠立場. 台灣文官人口統計變項代表性指數與代表程度總結表代表性指數. 代表程度. 男性. 1.124. +. 女性. 0.876. -. 18~29歲. 0.203. -. 30~39歲. 1.356. +. 40~49歲. 1.830. +. 50~59歲. 1.381. +. 60歲以上. 0.266. -. 國中以下. 0.009. -. 高中職. 0.235. -. 專科. 2.260. +. 大學. 2.259. +. 碩士以上. 4.44. +. 國小以下. 0.709. -. 國中. 1.046. +. 高中職. 1.5. +. 專科. 1.921. +. 大學以上. 2. +. 台灣閩南人. 0.899. -. 台灣客家人. 0.872. -. 大陸各省市人. 1.906. +. 原住民. 0.773. -. 台灣閩南人. 0.965. -. 台灣客家人. 0.983. -. 大陸各省市人. 1.722. +. 原住民. 0.64. -. 國民黨. 1.310. +. 民進黨. 0.467. -. 泛藍. 1.203. +. 泛綠. 0.660 備註：代表程度（＋）意指過度代表，（-）意指低度代表資料來源：本研究。. 28. -.

(29) 一、性別. 以性別而言，我國公務體系的女性經過十餘年兩性平權價值的倡議，從 1996 年至 2005 年中央機關女性比例均呈現持續成長（余致力，2007：79），雖然與過去相較，在整體數量上有所成長，在部分主管職位的比例也有增加。但是，仍是呈現代表不足的現象，這與國去相關研究呈現一致的結果。之所以如此，黃煥榮（2007）指出歷史文化與社會系絡因素、政治系絡因素、威權體制下對軍人採取的優惠措施，以及諸多特種考試對性別的限制等因素，均是造成我國文官體系中，女性代表不足的原因，而且文官體系女性代表不足的現象，在簡、薦、委三個官等均有類似情形（施能傑，2009：5）。根據國外相關研究發現，文官消極代表性的確會影響積極代表性，尤其是在性別更是如此（Dolan,2000; Meier & Nicholson-Columbia, 2006）。據此，如果要使我國與家庭、婦女以及傳統上女性較為關心的社會福利政策能更加落實，則政府機關積極排除造成女性文官代表不足之因素，並施以有助於文官男女性別代表性社會一致的人事政策，就是政府當局應該努力的方向。. 二、年齡. 在年齡此人口特徵項目最值得注意的現象，就是文官在 30～39、40～49，以及 50～59 三個主要年齡層的代表性，都明顯高於台灣社會人口，尤其是 40～ 60 歲這兩個年齡層更是明顯，這個現象顯示，我國文官年齡不僅高於社會平均年齡，更值得關切的是，負有決策責任的簡任高階文官，在該年的平均年齡為 52.65 歲，而負責部分政策草擬與主要執行公權力的薦任人員平均年齡也有 43.31 歲（引自施能傑，2009：5）。儘管較高的年齡某種意義代表更多的經驗與更圓熟的智慧，但是，不同世代也會因為生長背景與生活經驗的差異，對於某些議題有類似且頗為穩定的看法、 29.

(30) 態度與價值觀，而且形成與其他世代明顯差異（Jurkiewicz, 2000; Smola & Sutton, 2002）。以我國文官年齡結構而言，顯示目前的文官菁英，主要是在戒嚴時期（1949 ～1987）和威權體制時期（1949～2000）出生、接受教育與進入政府部門服務（劉義周，1994；陳金貴，1998；施能傑，2009）。誠如上述世代相關研究對於世代差異的證實，施能傑對台灣文官年齡結構之觀察：「在目前台灣行政體系因民主化，必須加入更多民主行政要求的開放性與課責性時代（例如人權意識與行動、審議民主、公民參政、資訊公開、顧客為尊… 等），可能會因為這些文官個人成長時與擔任公職時經歷的台灣政治仍屬威權統治，因而對於民主治理相關價值難以積極擁抱。」（2009：18），以及蔡秀涓（2009）的研究發現，本文認為政府主管機關應對台灣文官高層年齡過度代表之現象，以及對民主治理之影響有所關切。. 三、教育程度. 長期以來，我國人事主管機關相當重視且引以為重要成就的，就是我國公務人員具有大學學歷以上者達八成以上，從本文台灣文官教育程度代表性指數也可以知道，我國文官學歷不僅明顯與一般社會大眾有極為明顯的差異，特別是在碩士以上的代表性指數，更是高達 4.44，顯示我國文官總體呈現高學歷的現象。而且根據銓敘統計顯示（2008 & 2009），2009 年較 2008 年增加 1.37%，2008 年又較 2007 年增加 1.62%，台灣文官高學歷現象呈現逐年增加的趨勢。再對照這些文官父親之學歷也發現，具高中職以上學歷者也明顯比社會人口之學歷結構高出許多。換言之，從社會階級觀點而言，我國文官有為數不少堪稱均屬於父子（女）兩代均屬較高學歷的社會菁英。依據 Weber 理想官僚型模論點，當官僚體系人員越專業，組織的效率就會越好。再從人力資本理論而言，高學歷相當程度代表高人力素質與高度專業，因此，台灣文官高學歷現象所隱含的高度專業，基本上對於政府效能與政務推動， 30.

(31) 應當具有相當重要的功能。然而，當整個文官體系平均學歷與整體社會結構差異過大，而且呈現過高學歷、高度專業甚至具有菁英性格時，就應當注意長久以來民主行政一直相當關切的議題--「民主」與「專業」之兩難。尤其是對照前述蔡秀涓年研究發現，我國文官在 17 項公共服務價值中，對於「民主」以及被視為民主治理重要指標之「公開」兩項價值，分別給予排名第 9 與第 13，但卻將專業視為最優先價值（2009）。顯示我國文官不僅在消極代表性呈現高學歷現象，而且在自我定位也出現成熟民主國家少見，但開發中國家常見以高度專業主義為主的「技術官僚」類型（Gregory, 1991），此種現象著實潛藏對台灣民主治理可能會陷入上述「民主」與「專業」兩難與衝突的困境。尤其是當政府管理者（尤其是主政者）與文官均具有威權與菁英性格，而公民社會又無法扮演制衡力量，以致於產生所謂的「專業」凌駕「民主」時，就有可能造成台灣民主治理的危機。. 四、籍貫. 長期以來由於學界缺乏總體文官總體籍貫相關資料，因此雖然根據台灣政經結構發展分析，足以推論台灣文官之外省籍代表性應高於總體人口之外省籍比例（余致力，2002：17）。然而，台灣文官外省籍代表性究竟高於總體社會結構多少？則一直缺乏實證資料。從本文表 19 台灣文官父親與母親籍貫可以瞭解，台灣文官外省籍代表性籍貫性指數高達 1.906，換言之，高於總體人口結構相近兩倍，而在這些文官中，父親與母親籍貫均屬於大陸各省市又占絕大多數。由於外省籍過度代表，也造成閩南人、客家人與原住民代表不足的現象，其中，尤其是原住民族的代表比例又是最低。嚴震生（2002）從社會學觀點指出，國民政府在遷台初期就有相高比例的外省人擔任公務員，而根據社會學的研究，原生家庭父母親的職業對子女有相當大的影響，再加上外省人缺乏深厚的民間人脈，在商界比較缺乏競爭力。因此有較 31.

(32) 多的外省人進入文官體系服務，應是十分自然的現象（引自余致力，2002：18）。儘管嚴震生（2002）上述論點，可以解釋台灣文官外省籍比例，明顯高於社會人口外省籍比例部分原因。但是，本文認為我國威權體制時期部分人事甄補政策對於造成台灣文官外省籍代表性偏高之影響，亦是不容忽略。首先，自 1950 年實施，直至 1992 年憲法增修條文第 14 條第 3 項，才明訂廢止的憲法第 85 條，有關按省區分別規定名額，所謂的全國高普考試「分區定額政策」，應該相當具解釋力。因為國民政府來台之後，中國大陸各省人民隨同者人數不一，但計算各省區錄取名額之各省人口，卻仍是依照 1940 年當時中國大陸各省人口數計算，以致於泛台灣省籍（含客家與原住民）僅有八個名額。雖然自 1952 年起，依照主管機關說法，為減低對台籍應考人不利，一律採取定額比例之兩倍錄取，而且此一政策也進行部分調整，自 1950～1968 年舉辦台灣省公務人員高普考試，以增加台籍應考人錄取機會（林嘉誠，2006：4; 李震洲，2008：60）。但長達四十年的「分區定額政策」總體政策特質與結果，仍然導致台灣文官迄今，外省籍過度代表而其他籍貫文官代表不足的現象。此外，源自於威權時期統治者對軍人之信賴與倚重，因此刻意建制的文官體制黨政軍一體化，例如退除役軍人轉任公務人員考試、國軍上校以上軍官外職停役轉任公務人員檢覈、轉任公職年資併計等，因此被諸多論者視為是不具社會公平性的軍轉文職優惠軍人的政策，以及造成前述性別與外省籍代表性偏差，以及嚴重破壞國家文官考試制度尊嚴與信譽的重要原因（蔡良文，1994；王作榮，1999；林嘉誠，2006；黃煥榮，2007；汪平雲，2008；蔡秀涓，2008）。威權時期統治者對軍人之偏好，可以從蔡良文（1994：87）引述蔣介石以下這段話獲得瞭解：「過去各級政府多由文職人員擔任，他們都沒有受過嚴格的軍事訓練，他們所受的教育多半是散漫的、遲鈍的、既不知組織又不守紀律，到了機關工作，還是以舊式衙門的習慣來做事，無論計畫、管理、考核訓練，都比不上我們受過軍事訓練的人員來得敏捷而有效率，…這些隊員（指轉 32.

(33) 業軍官）都是最難得幹部，比任何大學畢業出來的學生還要寶貴，他們一個人將來訓練轉業之後，真要使他們能當作一千個人來用，甚至他們將來發生的效能比一萬個人還來得大。」。五、政黨認同與藍綠立場長期以來，學術界由於缺乏較為可信的文官政黨認同，以及藍綠政治立場偏好的總體資料，因此較難精確的判斷此一變項在我國官僚體系的影響。但是誠如余致力所指出的：「回顧我國近代威權統治的發展歷史，實不難推估整個文官體系呈現泛藍的特質」（2002：18）。本文在 2008 台灣政府文官調查（TGBS），以及台灣社會變遷基本調查第五期第四次兩項時政資料庫基礎下，首次對台灣文官之政黨認同與藍綠政治立場，得以有一初步的實證基礎作為瞭解。儘管從 2008 台灣政府文官調查有關國民黨與民進黨政黨認同調查，選擇不偏向任何政黨者約有七成。而藍綠政治立場之調查選擇其他者有將近四成八，顯示多數受訪文官自認為是中間立場（或不願表態者）居多（本文附錄三）。但是從表 19 還是可以大致瞭解，在具體表態的文官中，自認為是國民黨籍的文官，約為自認為是民進黨籍文官的三倍（代表性指數分別為 1.310：0.467）。而具體表態者超過五成，因而更有助於吾人瞭解文官藍綠政治立場傾向此題項，自認為是泛藍者也約是泛綠者的兩倍（1.203：0.660）。本文此項研究發現，進一步為過去因缺乏總體資料，而僅能以台灣政治發展歷史推論，我國文官體系應具國民黨化與泛藍特色之先驅文獻，提供更清楚的證據基礎（蕭全政，1994；施能傑 1996；余致力，2002）。分析台灣文官體系整體呈現明顯泛藍特質，主要與威權體制黨政軍一元化的人事政策有關。此一論述，透過蕭全政對於威權時期導致台灣文官體系，呈現明顯泛藍原因之深刻觀察，可以獲得相當全面的瞭解：「在強調威權支配與黨政軍一體化領導下，過去的威權體制非常強 33.

(34) 調對文官系統進行意識型態上的控制與形塑。因此，文官考試時，三民主義或國父思想是必考科目；文官晉用時，當事人必須通過忠誠調查；而學校、行政機關、公營事業與均對都普設黨務機構和人二室，除強化黨組織外，並進行平日言行考察，以為考績，升遷的依據；其中，高級文官的升遷更須經歷革命實踐研究院的講習訓練。文官系統因而隱含黨意及其意識形態與權力鞏固上的偏差；其忠誠調查，忠誠特質與效忠對象，亦因黨派利益的扭曲而偏離國家忠誠的範圍，徹底破壞行政中立和功績制的基本原則。文官系統更甚而經常在各種選舉中被動員於支持特定黨派。除此之外，為了加強整個行政體系的順服與控制，威權政府刻意混同政務官與事務官間分際。威權政府一方面將常任文官的升遷管道接往政務官系統，鼓勵常任文官接受黨派指揮，而將事務官政務官化；另方面，透過「政務官退職酬勞金給予條例」及年資採計，強化政務官對黨派的順服及工具化，而使政務官常任文官化。這些措施使政務官因工具化而不能勇於任事、負責，更使文官體制精髓的行政中立難有立足之地；其負面作用直逼檢審交流之於司法獨立的惡性影響。此外，在混同政務官與事務官情況下，甲等特考更是火上加油，而被一般批評為因人設科，專為權貴子弟進行黑官漂白，以迅速取得政務官任用資歷的惡制。」（1994：8-9；引自余致力，2002：18）。值得注意的是，尤其是在高階文官部分，在後續的升遷，例如中央的司處長及常務次長等之人事案件，亦均呈現國民黨高度介入的現象，尤其是常務次長人選更需經國民黨中常會核定（賴維堯，1992；施能傑，1996：126），導致威權體制時期，高級文官呈現高度政黨化的現象。此種台灣文官體系在政黨認同與藍綠立場消極代表性比例，呈現遠高於社會大眾人口中，具國民黨籍與泛藍立場者之現象（尤其是在負決策責任之高階文官部分更是如此），是否會影響這些文官在積極代表性之表現，以及對台灣民主治 34.

(35) 理之影響，值得學術社群與實證界加以持續關注。. 伍、結論. 從本文上述對於我國文官在性別、年齡、教育程度、籍貫、政黨認同，以及藍綠政治立場等幾項人口統計變項，為何與台灣總體社會人口於這些變項之結構，呈現相當差異之相關分析可以發現，本文對於台灣文官在這些變項之消極代表性發現，與過去相關研究呈現一致的結論。再就原因探討結果則可瞭解，18台灣文官在以上變項之消極代表性與總體社會結構不同，其中一項歷史因素，就是台灣在威權體制時期，統治者透過一些足以持續鞏固其政權的人事政策，造成文官甄補系統性偏差。尤其是軍轉文的相關政策，以及有利於黨政軍一元化統治的國民黨化甄補升遷系統，不僅造成台灣文官呈現泛藍特質，也形成對性別、籍貫代表性之影響。此一現象響再加上我國文官在年齡分佈上高於所服務之對象，而在教育程度上又明顯高於社會人口之教育結構，並具有專業菁英之特質。種種這些台灣文官消極代表性所呈現的現象，根據前述相關討論可知，均相當程度潛藏著對台灣民主治理的隱憂。儘管目前由於國內相關研究不足，難以推斷與證明，我國文官體系消極代表性不足，必然已經或是將來會影響這些文官在相關政策領域、政策內容與行政行為的積極代表性表現。再加上本文基本上相當樂觀地認為，威權體制時期具偏差性的那些人事政策與影響遺緒，會隨著台灣民主化時間拉長，以及一些有利民主治理之政策浮現，例如分區定額政策之廢止、軍轉文職相關政策部分調整、原住民族特考、身心障礙者特考與行政中立法之通過等，理應當會逐漸消逝。此外，部分研究也指出經過 2008 年台灣首次政黨輪替，由於民進黨政府採取的一些人. 18. 基本上，對於實證分析結果，以及原因探討，不同的論者根據不同分析架構與觀點，會有不同的解讀。本文所提出之觀察與原因分析，亦僅是各種可能觀點之一。因此，本文誠摯歡迎對此議題有興趣者，或是有不同解讀者，能給予本文意見分享與回饋。 35.

(36) 事政策與調整，女性、年輕化、本土化以及降低泛藍色彩等，均已對我國文官代表性與社會失衡現象有所稍緩（余致力，2002；邱育錚、徐永明，2004）。然而，若對照台灣民主化已逾二十年，台灣文官各項消極代表性仍與總體社會有如此明顯差異，姑且不論台灣文官是否會因為消極代表性與社會結構有差異，而必然不具積極代表性。本文基於對台灣民主治理能更加鞏固之期待；以及考量文官體系組成，應顧及社會觀感兩項因素，仍建議政府當局與人事主管機關，應該認真思考採取更多與更廣泛，能有效提昇文官社會代表性之多樣化人力政策（diverse workforce）。此外，本文也建議基於對台灣代表性官僚理論與實務之更加瞭解，學術社群與實務界應該可以投入更多，對於消極代表性與積極代表性二者關係之相關研究，尤其是以不同政策領域為焦點之相關探討。此舉不僅有助於釐清社會大眾，對於台灣文官在特質與服務對象有明顯差異情形下，能否客觀中立的捍衛公共利益之疑慮；亦可與國際上代表性官僚相關研究接軌，累積更多代表性官僚理論在民主治理與新興民主國家實證經驗，俾利於此理論更加完備。. 36.

(37) 參考書目一、中文 Miller, Robert L., Ciaran Acton, Deirdre A. Fullerton and John Maltby 著；莊文忠譯（2007）。SPSS 在社會科學的應用。台北：五南出版社。王作榮（1999）。文官制度與考選政策，收錄於考試院編，「1999 年考銓精選輯 1」： 89-111。台北市：考試院。余致力（2002）。台灣行政學研究的新課題：政黨輪替對文官體系的衝擊與影響。張金鑑教授百齡誕辰紀念會暨學術研討會論文集，台北：中國行政學會。余致力（2007）。性別差異對公共管理者任用之影響：代表性文官體系的理論省思與實證探索。國家菁英季刊，3（7）：61-84。李震洲（2008）。廢除分區定額錄取與取消列考三民主義的歷史省思－從轉型正義角度加以觀察。國家菁英季刊，4（2）：53-70。汪平雲（2008）。國民黨黨產、黨國體制與轉型正義-「有轉型而無正義」的台灣民主化。載於徐永明編：轉型，要不要正義？新興民主國家與台灣的經驗對話：147-158。台北市：台灣智庫。林嘉誠（2006）：政治體制轉型與國家文官考試。國家菁英季刊，2（1）：1-19 邱育琤、徐永明。「新」政府，「舊」官僚？：中央政黨輪替與行政菁英的流動。公共行政學報，12：1-40。施正鋒（2004）：行政體系中的原住民—由「優惠待遇」到「積極行動」。考銓季刊，40：47-61。施能傑（1996）。我國文官甄補政策的回顧與檢討。國立政治大學學報，73： 111-144。施能傑（2009）。公務人力年齡結構分析及對人力資源管理的意涵。文官制度季刊，1（3）：1-24。洪永泰（2004）。原始樣本、替代樣本、與追蹤樣本的比較：「2001 年台灣選舉. 37.