性別對公務人員陞遷發展之影響：一項運用人事資料庫的縱貫性研究

‧文官制度‧

第十四卷第一期

民

111年5月頁65-108

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性別對公務人員陞遷發展之影響：

一項運用人事資料庫的縱貫性研究

陳敦源

、簡鈺珒

、李仲彬

張鎧如

、陳玉豐

、林錦鈺

《摘要》

性別因素是否左右了高階公務人員的陞遷？從

2018 年考試院統計

資料來看，女性投入公務機關的比例逐年上升，觀察各官等之性別比

例，女性在委任和薦任官等的占比接近六成，但在簡任官等卻只有

34.6%，顯示在女性高階職務上的占比偏低。

本文希望藉由臺灣公務體系累積多年的人力資料庫，嘗試驗證性

別因素對陞遷的影響力。本文結合全國公務人力資料庫和銓敘業務資

料庫，整理成一份橫跨

1988 年至 2012 年的縱貫性資料（longitudinal

data），從資料庫中篩選出以同等條件（相當於高考第 6 職等資格）進

入公務體系之人員共

50,354 人作為分析對象，觀察這群人進入公職後

陞任簡任第

10 職等的情形。

本文以存活分析（

survival analysis）模型進行分析，控制個人能力

投稿日期：

110 年 4 月 11 日。

政治大學公共行政學系教授（通訊作者），e-mail: [email protected]。

政治大學公共行政學系博士，e-mail: [email protected]。

臺北大學公共行政暨政策學系副教授，e-mail: [email protected]。

政治大學公共行政學系副教授，e-mail: [email protected]。

財政部統計處副處長，e-mail: [email protected]。

經濟部統計處科長，e-mail: [email protected]。

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變數和機關變數之後，觀察「性別」是否為影響公務人力陞遷之顯著

因素，並比較不同時期進入公職者的差異。研究發現，陞遷發展的性

別差異確實存在，男性陞遷至高階職位的數量多、速度快，最明顯的

是發生在第二時期進入公職的那些公務同仁（也就是他們進入公職第

13 年至第 20 年之間）。至於第三時期進入公職者，性別因素的影響是

消退還是強化，仍有待未來研究持續觀察。

[關鍵詞]：陞遷、公務人員、性別、存活分析、性別統計

壹、前言

「性別」議題，尤其是女性在政府中所扮演的角色，早期是因民主制度中的代

表性因素而開始獲得重視，而後也慢慢地因為一些管理上的議題而在實務上與理論

上佔有重要地位。

1995 年聯合國第 4 屆婦女大會發表北京宣言及行動綱領（the

Beijing Declaration and Platform for Action），提出性別主流化觀點。在行動上，相

對於過去爭取權利以法律政策的修改或廢除為主要策略，主流化焦點則由「平等對

待」轉移至「平等影響」（轉引自楊婉瑩，

2004）。這股推動性別平等的風潮也影

響我國。行政院在

1997 年成立「行政院婦女權益促進委員會」，再於 2012 年 1 月

1 日於行政院院本部下設專責的性別平等處（賴韻琳、莊靜雯，2012），期能發揮

政策規劃及資源整合的功能。

2011 年行政院函頒的性別平等政策綱領，內容包含三

大基本理念、七大核心議題，其中「權力、決策與影響力」篇強調將選舉中的婦女

保障名額改為性別比例原則，以提高女性職位陞遷和決策參與。

自 1999 年行政院

參閱行政院性別平等會網頁三大基本理念分別為：「性別平等是保障社會公平正義的核心

價值」、「婦女權益的提升是促進性別平等的首要任務」、「性別主流化是實現施政以人
為本的有效途徑」。七大核心議題，包括「權力、決策與影響力」、「就業、經濟與福
利」、「教育、文化與媒體」、「人身安全與司法」、「健康、醫療與照顧」、「人口、
婚姻與家庭」及「環境、能源與科技」（

2021 年 8 月 10 日，取自：https://gec.ey.gov.tw/

Page/FD420B6572C922EA）。

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要求各機關應建立性別統計，藉由數字適切反應出不同性別在各個政策上的處境與

狀況，提供政策規劃之參考。

在組織管理上，性別議題也帶出了相當多的討論，例如近年來隨著家庭型態的

轉變與高等教育的普及，女性的勞動力已經從家庭轉往社會，女性不僅是家庭和社

會的成員，進入職場後也成為組織中的一員，女性的多重角色，考驗著女性如何在

家庭與工作中取得平衡，同時這樣的轉變也衝擊了家庭、組織和社會的運作方式，

在此情況之下，多元化管理（

diversity management）、多元導師制度（multiple

mentoring）、職涯發展等組織管理理論漸獲重視（Agócs & Burr, 1996; Baruch, 2006;

Chesler & Chesler, 2002; Cox & Blake, 1991）。Baruch（2006）強調性別議題已經從

組織外的家庭社會變遷貫穿到組織內的管理模式，認為組織運作應該從「命令

-控制

轉變為「支持

-發展」的觀點，當代管理者必須認識到女性在工作、家庭和社會的多

重角色，營造支持女性在工作與家庭的平衡的工作環境（

Golden, 2014）。總之，

上述這些性別觀點相關的討論，不僅實務上是一種重視女性在職場中表現的趨勢，

呼籲必須營造女性友善職場和支持系統，更指出學術上持續探討性別議題的重要

性。

比較可惜的是，女性議題發展迄今，實際上政府的性別組成是否已滿足此一代

表性的要求？尤其是在升遷議題上，女性在組織內部的升遷狀況是否有別於男性？

許多研究都顯示並不樂觀，例如

Mihail（2006）、Ng 與 Burke（2005）即指出，女

性在組織高階職位代表性，有明顯過低的問題。而在我國，依據

2018 年考試院的性

別統計指標顯示（如表

1），高階職位的簡任（派）人員，女性僅有 34.6%；較為

中低階的薦任（派）和委任（派）職位，則多以女性為主，接近

6 成，似乎也呈現

出男（職位）高，女（職位）較低的結構。

表 1：行政機關公務人員之性別比率

男性

女性

合計

簡任（派）

65.4% 34.6% 100%

薦任（派）

42.1% 57.9% 100%

委任（派）

42.8% 57.2% 100%

資料來源：摘自

2018 年考試院性別統計指標。

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表

1 是一個整體的加總數據，無從得知性別因素的趨勢變化，若另依據 2014 年

至

2018 年銓敘部之性別統計來看幾年的變化（如表 2），女性占整體公務人力的比

率從

2014 年 56.0% 上升到 2018 年 56.6%，女性簡任（派）的比率，從 2014 年的

30.2%上升到 2018 年的 34.6%，雖然都略有上升，但幅度都非常小，且整體結果仍

明顯低於男性，實在無法有足夠的論證來說明性別議題在我國公務體系當中已經得

到平衡，也說明進一步深入探討影響此性別結構產生之因素的重要性。

表 2：女性公務人員近 5 年之比率

單位：人數

年別

總計

簡任（派）

薦任（派）

委任（派）

人數

男性

比率

女性

比率

人數

男性

比率

女性

比率

人數

男性

比率

女性

比率

人數

男性

比率

女性

比率

2014 184,349 440. 56.0 8,549 69.8 30.2 116,623 43.4 56.6 59,177 41.6 58.4

2015 185,616 43.6 56.4 8,800 68.7 31.3 118,477 42.8 57.2 58,339 41.6 58.4

2016 186,429 43.4 56.6 8,826 67.5 32.5 121,086 42.4 57.6 56,517 41.7 58.3

2017 185,531 43.1 56.9 8,954 66.4 33.6 12,2187 42.0 58.0 54,390 41.8 58.2

2018 193,067 43.4 56.6 9,391 65.4 34.6 127,723 42.1 57.9 55,953 42.8 57.2

資料來源：摘自

2018 年考試院性別統計指標。

雖然表

1 與表 2 提供我們不同性別在公部門狀態的大致輪廓，但畢竟還是一個

集體層次的數據（

aggregate data），無法討論個體層次的差異，而學術研究上的個

體層次分析，雖然也已經有相當不錯的累積，例如蔡秀涓、黃煥榮（

2005）和黃煥

榮、方凱弘（

2013），在理論上提供了清楚的框架，也帶入了很多我國情境的討

論，具有相當程度的參考價值，但比較可惜的是，他們的研究對象都為行政院所屬

各機關之中高階公務人員，也都採取問卷調查方式進行資料收集，屬橫斷面的資料

（

cross sectional data），造成研究結果在資料的限制之下，僅能看出調查當時性別

因素對於陞遷結果的影響，無法長期觀察男女在陞遷發展上有沒有差別，此外，在

沒有控制能力或組織變數時，性別因素是否可能被誇大

?這些問題都需要進一步的

實證檢驗才有辦法回答，而問卷調查又可能存在抽樣誤差問題，如果能透過更完整

的、客觀資料的輔助，相信更能準確地檢視性別的影響力。

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本文認為，唯有透過精準的實證資料來了解目前的狀況，才能提出有效的政策

建議。依此，為了與上述研究相互補，提供現有研究之外，另一個了解性別議題在

我國公務體系中所扮演角色的觀察，本研究將以陞遷狀況為主要的依變數，透過公

務人事資料庫中

50,354 筆公務人員個體層次的客觀統計資料，進行縱貫性分析

（

longitudinal analysis），回答以下問題：性別對公務同仁陞遷的影響為何？不同時

期會不會有不同的影響效果？本文以下的章節安排如下，第貳部份是文獻回顧，第

參部份是研究方法與架構，第肆部份是發現與討論，第伍部份是結語與建議。

貳、文獻回顧

本節有三個部分，首先是指出傳統觀點下的陞遷制度，其次是論述性別議題的

重要性，這部分會從民主的代表性官僚與組織多元化管理兩個角度切入。第三小節

目的是找出可能影響陞遷的因素，尤其是影響女性公務員陞遷的可能障礙。第四小

節則是檢閱目前我國相關研究的狀況，藉此帶出本文與現有文獻的區別。

一、傳統觀點下的陞遷制度

陞遷制度對個人發展而言，涉及個人工作成就感與滿足感，就組織管理而言，

陞遷制度乃是人力資源管理中激勵員工的重要管理措施，不僅提供員工晉陞的機

會，取得比較高的地位，增加薪資所得，提高個人的責任感與成就感，而組織也得

以維持生存、成長與發展。

從個人層面來看，陞遷乃是激勵員工的重要工具。

Maslow（1943）提出需求層

級理論（

Hierarchy of Needs），指出個人有生理需求、安全需求、社會需求、自尊

需求和自我實現需求，陞遷即可滿足個人的自尊需求與自我實現需求。

Vroom

（

1964）提出期望理論（Expectancy Theory），指出動機因素是工具價值與價值度

的期望總和。

也就是陞遷作為一種激勵工具，取決於有無完成任務的可能性、完

成後所得到的報酬及報酬是否迫切希望，如果三個要素缺少其中一個，激勵的效果

FM=E

Σ（IV），其中 FM 為 Force of Motivation（動機因素），E 為 Effort or Behavior（對

努力的期望），

I 為 Instrumentality（工具價值），V 為 Valence（價值度）。

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就會打折。

Adams（1963）提出公平理論（Equity Theory），指出組織成員不僅關

心自己的工作投入與工作成果的比率，也關切自己與他人的比較，放在陞遷制度

上，組織成員不只關心自己的陞遷結果，也會與他人相比較。

Skinner（1971）提出

的增強理論（

Reinforcement Theory）主要奠基在三個基本觀念，第一、人是被動

的，第二、行為本身是可以觀察和測量，第三、人們行為的持續改變是來自增強的

行為或經驗，因此可以善用獎勵手段來增加某種行為重複出現的頻率，或者採取懲

罰的方式削弱不希望出現的行為。從以上激勵理論的觀點，陞遷制度的設計就必須

思考如何使個人願意對組織投入心力以提升組織績效。

實務上的陞遷必須奠基於功績的考量，美國功績制保障委員會（

U.S. Merit

Systems Protection Board）指出，陞遷最重要的是公平，也就是陞遷與否必須與個人

績效相關連，並且盡量減少個人的偏差選擇。也就是當以功績制為出發點，陞遷會

考慮哪些因素？依據「美國聯邦功績陞遷計畫：過程與結果」報告指出，

個人陞

遷與否，取決於對工作負責任的程度、工作達成率、對單位的忠誠度、在單位任職

的時間、對主管忠誠的程度、在政府部門任職的時間，前兩者尤其重要。至於主管

決定陞任人選會考慮那些因素？依照重要性排序依序是：是否符合技術門檻、發展

潛能、對工作的認知、對工作成果的直接觀察、從績效面談所觀察的結果、教育程

度、在現職工作的時間多長、與工作夥伴的合作氣氛、表現出來的忠誠度、在單位

任職的時間，以及大學在學成績。這些因素正是美國聯邦政府評估陞任人選適切與

否的重要指標。

公務人員陞遷法於

2000 年 5 月 17 日公布，建立我國現行公務人員陞遷制度的

基本共同規範，該法第

2 條規定，公務人員之陞遷，應本人與事適切配合之旨，考

量機關特性與職務需要，依資績並重，內陞與外補兼顧原則，採公開公平公正方

式，擇優陞任或遷調歷練，以拔擢及培育人才。也就是陞遷法制化之後，是以陞遷

序列及逐級陞遷建立晉陞的基本秩序，以評議甄審及公開甄選建立透明正義的環

境，以資績並重和彈性分配建立評比的客觀標準，以職務陞任和職務遷調貫穿人員

的任使運用（歐育誠，

2009）。同法第 7 條亦明定公務機關辦理人力陞遷時，除注

參閱美國功績制保障委員會（2021 年 9 月 14 日，取自：https://www.mspb.gov/studies/

studies/The_Federal_Merit_Promotion_Program_Process_vs_Outcome_253639.pdf#page=21&
zoom=100,78,596）。

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意個人品德操守及對國家的忠誠度，需針對擬陞任職務所需知能，就考試、學歷、

職務歷練、訓練、進修、年資、考績、獎懲及發展潛能等項目，訂定標準並評定分

數，以作為陞遷的標準。由此觀察，我國的陞遷制度期望在實務操作上能同時具備

功績制、策略性和公平性的原則。

二、性別議題的重要性：代表性官僚與多元化管理

陞遷制度除了個人面向的激勵因素之外，從組織面向的觀察還有策略性人力資

源管理的意義，這也是傳統組織管理著重於個人發展為基礎，而人力資源管理則是

以整個組織為思考對象。策略性人力資源管理，乃是因應資源有限的困境，且公部

門的人事管理具有牽一髮而動全身的特質，因此策略性人力資源管理有助於跨越不

同業務的本位思考，並使人事管理工作密切的結合機關需要與個人需求。

然而，公部門的組織目標與策略，乃是必須因應外部的環境而調整。近年我國

對於女性工作議題的保障，不論在公私部門都有很多討論。性別平等法自

2002 年 1

月

16 日公布，旨在保障性別工作權之平等，貫徹憲法消除性別歧視、促進性別地位

實質平等之精神。而對於公部門女性歧視的起因與消除女性職涯發展的障礙因素，

在國內外學界也有相當探討（黃煥榮、方凱弘、蔡志恒，

2011；Guy, 1994）。陞遷

制度從功績制的角度來看，具有引導個人成長和維繫組織公平與承諾的正向價值；

但是，從代表性的觀點來看，陞遷制度是否帶來保障弱勢的地位與發言，進而實現

社會公正的價值，則是完全不同面向的思考。甚至，若為積極維護代表性文官的價

值，對兩性中弱勢一方的優惠保護措施，以促進兩性間的實質平等及均衡發展，應

是值得考慮的作法。（黃煥榮等人，

2011：64）

從政治上的意義來看，代表性和多元化代表一個國家的合法性權威（

Brewer,

2002: 1），也強化了社會正義（Kellough, 1990）。Park（2012）指出代表性官僚就

像是社會的縮影，代表民意和偏好的匯集（

Kingsley, 1944; Kranz, 1976; Mosher,

1982），是公平和平等接近權力的象徵性符號（Gallas, 1985; Meier, 1993; Meier &

Nigro, 1976; Mosher, 1982），會強化政府的合法性權威（Caiden & Caiden, 2001;

Golembiewski, 1995; Pitkin, 1967; Stivers, 2002）。簡單來說，政府組成的越多元，對

社會的發展就越正向。

Mosher（1968）針對代表性官僚提出兩個層次的意義，分別是「消極的代表

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性」和「積極的代表性」。前者指的是官僚組織的組成，充分反映了特定團體（例

如少數族群或女性）在人口上的比例；後者指的是官僚組織在作成與特定團體相關

的政策決定時，充分反映了特定團體的利益。從消極代表性來看，滿足女性和少數

族群在高階的管理階層的代表性，對組織來說是很重要的（

Taggar, Jain, &

Gunderson, 1997）。從積極代表性來看此議題的重要性，Park（2012）研究指出女

性投入公職領域確實帶動了政策上的轉變，該研究以南韓中央政府作為研究對象，

探討女性公職人員比例對政府決策的影響，研究發現雖然女性公職人員的比例對法

案的通過與否沒有顯著的影響，但對媒體對婦女議題的報導次數和社福預算佔總預

算之比例都有正向影響。

而為了消弭對於女性和少數族群的歧視，早年美國和加拿大推動雇用衡平

（

employment equity, EE）及平權行動（affirmation action, AA），近年來則倡導多

元化管理的概念，藉此降低員工離職率（

turnover）和缺勤（absenteeism）的情形

（

Cox & Blake, 1991），幫助員工意識到個體的差異和對於與自己不同的人，有更

大的包容性（

Agócs & Burr, 1996）。但是接受成員多元性的觀念並付諸實行，管理

上的問題隨之而來。關於多元化管理的討論，主要聚焦在增加人口背景的多元性，

例如種族、族裔、性別和年齡。成員的多元化對組織的影響，利與弊兼而有之。部

份研究指出，成員多元性的組織比起成員單一性的組織，更具有創造力和解決問題

的能力；部份研究也指出成員多元性的組織會增加整合的難度，同時也會有更多員

工的不滿意和更多離職率（

Jackson, Joshi, & Erhardt, 2003）。因之，成員的多元化

對組織的影響，不可一概而論。

Cox（1993）主張有必要透過多元化管理的手段，

以提升組織多元性的潛在利益，並降低可能的風險。

Choi 與 Rainey（2010）的研究

也指出多元化管理的成效須取決於環境脈絡效應。

三、影響女性員工陞遷的因素

落實性別平等普遍是民主國家希望戮力達成的目標，但從現況來看，男性與女

性在工作職場上的機會或成就依舊不平等。女性在高階管理職位上代表性仍然偏低

（

Mihail, 2006 ）。教育程度高的女性，在陞遷率上仍然遠不及男性（ Wirth,

2001）。女性遇到工作中斷的比例偏高，感受到必須平衡工作和家庭的責任比例也

偏高，但晉升到管理階層的比例卻遠不如男性（

Reitman & Schneer, 2003）。

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究竟是哪些因素影響女性的陞遷呢？文獻上已經有許多不同的因素分類討論。

其中，最常探討女性無法進入中高階管理層的原因，主要從兩個面向切入，一是

「員工的個人特質」，另一則是「工作環境」（

Kanter, 1977; Reskin, 1993; Tharenou,

1999）。這兩種面向分別帶出兩種理論，前者是輸送帶理論（pipeline theory），後

者是「玻璃天花板」效應（

glass ceiling effect）。根據輸送帶理論的說法，陞遷只

是時間早晚的問題，有能力的人一旦條件具備了，就有陞遷機會了。而「玻璃天花

板」則是強調組織內看不見的力量，使得符合條件的女性無法取得陞遷的機會。

除了上述之外，

Michailidis、Morphitou 與 Theophylatou（2012）歸納女性職涯

發展障礙常見因素有五，分別是性別歧視、刻板印象、恐懼成功、平衡家庭與工作

的責任、缺乏成功女性作為導師。

第一、

性別歧視：根據 Wirth（2001）的研究，多數女性和男性以同樣的條件進入

職場，但是他們的職業發展往往比男性來得慢，類此對女性的歧視，往往表

現在人員進用、陞遷和待遇上，而最常聽到的解釋是，女性必須照顧家庭和

小孩，使得他們對工作的認同和承諾不如男性（

Hymowitz, 2005）。

第二、

刻板印象：Nichols（1994）指出一般社會普遍存在管理職位必須由具備男性

特質（

masculine characteristics）的人來擔任比較好。

第三、

恐懼成功：女性較缺乏自信、害怕失敗，因此往往自我設定較低的目標

（

Krambia-Kapardis, 2006）。

第四、

平衡工作與家庭角色：女性因為家庭因素所導致的工作間斷問題，對女性的

薪水和陞遷產生不利的影響（

Judiesch & Lyness, 1999; Tharenou, 1999）。家

庭照顧責任的負面刻板印象，使得一般人認為男性在高階管理工作上比較能

陞任（

Davies-Netzley, 1998）。也有研究指出女性高階經理人比男性容易是

單身，或者已婚但不生育小孩（

Chênevert & Tremblay, 2002; Kirchmeyer,

2002）。即使有更好的工作機會，但因為要離家，女性通常會選擇放棄，而

男性通常會選擇接受（

Bielby & Bielby, 1992）。亦有研究指出，在平衡家庭

和工作的角色時，女性比男性面對更大的挑戰，部分認為是因女性有親職高

牆（

maternal wall），也就是會有生育小孩的欲望，必須經歷懷孕分娩的過

程，使得相對於男性對工作的投入降低（

Swiss, 1996）。

第五、

缺乏導師、典範或社會網絡：業師的角色在女性發展中是很常被討論的議題

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（

Schor, 1997）。Swiss（1996）指出，在職場上，女性比較欠缺成功女性的

領導形象作為典範。而在經營人際網絡時，男性想到的是參加那些對事業有

幫助的聚會或維繫具有這種功能的人際關係，但是女性維繫人際網絡的目的

卻往往是出於分享想法或尋求社會支持（

Allison, 2007; Singh, Vinnicombe, &

James, 2006）。

蔡秀涓與黃煥榮（

2005：53）歸納國外研究關於女性陞遷障礙的討論，從主觀

性與客觀性及內因性與外因性分析如下（如表

3）：（1）社會心理因素：主要探討

家庭—工作衝突、婚姻與子女對陞遷的影響；（

2）人力資本因素：探討學歷、工

作經驗和年齡等因素的影響；（

3）歧視偏差：探討對性別歧視知覺和對兩性平等

態度對陞遷的影響；（

4）系統結構因素：探討組織的性別隔離、組織網絡和組織

權力的影響。

表 3：陞遷障礙理論觀點

內因性

外因性

主觀性

社會心理因素



家庭-工作衝突



婚姻與子女照顧

歧視偏差



對性別歧視知覺



對兩性平等態度

客觀性

人力資本因素



學歷



工作經驗



年齡

系統結構因素



組織的性別隔離



組織網絡



組織權力

資料來源：轉引自蔡秀涓、黃煥榮（

2005：53）。

Newman（1993）以美國佛羅里達州政府為例，探討公部門女性在生涯發展過

程上所面臨的障礙，並嘗試建立整合性的分析架構，這些障礙主要來自三項：人力

資本模式（

human capital model）、社會心理模式（social-psychological model）以及

系統模式（

systemic model）。人力資本模式是根據個人的特徵來解釋陞遷的結果，

影響因素包含良好的學歷、資歷與能力、個人選擇的自由、支援性的家庭環境、婚

姻狀況、合理的財務資源及持續的工作經驗等。社會心理模式則將各種陞遷的障礙

歸諸社會及刻板印象的因素，而系統模式則認為陞遷障礙是組織權力等相關因素運

作的結果。

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更具體的說，人力資本理論將男女之間的差距視為員工在生產力特徵變動的函

數，假定具有同等技術的人員（指教育、能力、職業地位，以及工作經驗等相似的

水準），則會得到同等的報酬。人力資本理論認為女性專注於家庭，會影響其在教

育、技術訓練及工作經驗等投資，尤其是工作經驗之累積，常受限於女性採取「職

業中斷型」之生涯路徑，結婚生子之後退出就業市場而影響其工作經驗的累積效

用；同時，由於女性為了平衡照顧家庭的需求，對於技術訓練的投資，也因擔任不

大需要專業技術的職位，而影響其技術之累積（

Morrison, 1992; Stroh, Brett, & Reilly,

1992），進而影響陞遷的可能性。

至於社會心理因素的部分，主要認為組織高層優勢團體的歧視和偏見，亦是構

成工作場合中差別待遇的一項重要原因。例如諾貝爾獎的經濟學家

Gary Becker 對

勞動市場的歧視現象提出了解釋，認為雖然女性工作者在經濟上可以完全替代代男

性工作者，但是，相關的利害關係人（包括雇主、消費者、員工等），都有歧視的

偏好。由於對於女性勞動生產力產生不確定感和偏見，這種「資訊問題」所產生的

歧視現象，又稱為「統計歧視」（

Statistical discrimination）（林忠正，1995；轉引

自蔡秀涓、黃煥榮，

2005：60）。Lange 和 Nelson（2014）指出，唯有改變男性主

導的組織文化、破除女性對工作承諾較低，以及女性投注在家庭的心力遠高於投注

在工作上的心力等看法，適度引入具備性別觀點的導師制度（

gender-informed

mentoring strategies）（Chesler & Chesler, 2002），更能有助於掃除女性在職涯發展

的阻礙。

除了上述「微觀」的分析層次之外，「系統模式」則是從組織層面進行分析，

也就是屬於「中觀」的分析層次。根據

Kanter（1977）的觀點，認為組織中男女的

差異，主要呈現在機會、權力及人數等三方面，而這三者又與非正式網絡息息相

關。例如從權力來說，組織權力可以區分為正式權力和非正式權力，前者源自於組

織成員所占有的職位，而後者則來自於組織內外人員彼此間的關係和互動行為。多

數組織非正式的關係系統不論是其根源或目前的功能，都是從男性文化與男性經驗

中發展出來的，其形態、行為準則、溝通模式，以及關係的表現方式，都是由男性

文化所主導（陳怡芬譯，

1983），當然女性的機會就會比較少一點。

本文認為，前面的因素，雖然已經談論了幾個不同層次因素對女性陞遷的影

響，但還是忽略了環境、國家或者是歷史制度因素的影響，也就是屬於「巨觀」的

‧文官制度‧

第十四卷第一期民111年5月

‧

76‧

分析層次。事實上，不同的分析層次可能是環環相扣的，如巨觀層次上的歷史制度

因素影響了中觀層次（如組織文化或組織制度）的系統模式；進而再影響在微觀層

次（如組織用人的選拔標準、文官的核心能力變動等）。以我國的情境來看，巨觀

層次的因素更不能忽略，因為臺灣過去的研究都指出當臺灣走向民主化的過程，民

主選舉因素或者是制度的變更，都會進而影響陞遷或用人制度。如陳鴻章（

2010）

的研究認為臺灣於

1990 年代初期到中期，憲法增修條文的修正，使總統獲得了行政

院高階行政官員的人事任免權，也獲得行政院高階行政官員的任命、調動，以及總

統對於高階行政官員的控制。在臺灣的第一次和第二次政黨輪替（

2000~2008 年）

也發現有全面性高階行政官員職位的更動，及其他大範圍和大規模的組織人員調動

情形發生，表示陞遷制度上的確受到許多不同歷史因素的更替影響（相關的研究可

參見胡龍騰，

2007；邱育琤、徐永明，2004a 及 2004b 等）。這跟臺灣的歷史、政

治重大變動可能有關，例如臺灣解嚴、修憲和不同的政黨輪替等。因此當運用長時

間巨量的人事資料進行分析時，即有必要將此系統性因素納入考量。

四、國內性別與陞遷的研究成果

在社會上對於性別議題的重視趨勢下，我國學術界對於不同性別在公務體系的

陞遷狀況，已有一些不錯的實證分析成果，可以作為本文很重要的參考基礎，例如

蔡秀涓與黃煥榮（

2005）、黃煥榮與方凱弘（2013）。蔡秀涓與黃煥榮（2005）分

析發現，在中央政府機關，不論是簡任或薦任職務，男性都明顯高於女性，且越往

高階職位移動，越呈現出女性代表性不足的現象，歸納其原因主要是因早年女性高

考及格率低於男性，特種考試又對女性名額有所限制，

使得在陞遷準備和培育的過

程中遇到困境。也就是說，造成女性陞遷上的不利因素，源自於過去考試制度，只

要經過時間的消化，有能力的女性在陞遷上就會被看見，這樣的說法比較貼近於前

述的輸送帶理論。此外，該研究亦發現，從陞遷阻礙的觀點來看，

整體而言，呈現

司法人員特考、國安情報人員特考、調查人員特考、關務人員特考、鐵路人員特考、公務

人員特考、郵政人員特考之部分類科需用名額中則設有男女性別限制（蔡秀涓、黃煥榮，
2005：40-41）。

「民國 94 年減去受訪者何時開始擔任現任職等」，做為計算陞遷阻礙的基準。

性別對公務人員陞遷發展之影響：一項運用人事資料庫的縱貫性研究

‧

77‧

男性陞遷阻礙大於女性的情形，不過，從陞遷速率來看，

男性和女性不論在「薦任

第

6 職等後之陞遷速率」或在「擔任簡任第 10 職等後之陞遷速率」，研究結果均顯

示不出男性與女性的陞遷差異，同時該研究也發現不論男女都是以薦任第

9 職等和

簡任第

11 職等的人數最多，這代表在行政院部會機關中，這二個階層是明顯的關

卡，由於要衝破這兩層關卡不易，因此停留在此的人數最多（蔡秀涓、黃煥榮，

2005：128）。

另外，黃煥榮與方凱弘（

2013）針對影響公務人員陞遷結果和陞遷阻礙之因素

進行分析，研究發現性別、教育程度、工作年資、工作選擇和工作目標等因素都對

陞遷結果（公務人員最終陞遷的職等）有正面影響力，其中尤以工作年資和教育程

度的影響力最為關鍵。至於在陞遷阻礙方面，工作年資對工作阻礙有顯著的正相

關，而教育程度則與工作阻礙有顯著的負相關，性別因素有影響，但不是最重要因

素。

雖然上述兩篇研究都為我國公務體系內部性別對陞遷所造成的影響，提供了相

當有參考價值的基礎，但本文認為，仍有以下幾點需要進一步補充的問題。首先，

現有研究大多是以抽樣調查、主觀問卷為分析資料，會有抽樣誤差、調查法操作化

方式（問卷題目）所致觀察誤差的可能性。第二，並非是縱貫性的分析，難以得知

同一觀察個體內，隨著時間變化之因素所導致的影響（例如考績變化對同一個人所

產生的陞遷影響）。第三，沒有帶入系統的、巨觀層次的因素，也就是比較不同時

空環境背景、不同時期進入公職者的差異。

參、研究方法與架構

本文的主要研究問題是，性別對公務同仁陞遷可能性的影響為何？考量巨觀層

次的系統因素下，不同時期會不會有不同的影響效果？而本文所使用的分析資料是

筆客觀的統計數據，不是抽樣調查，測量方式也不是主觀的問卷回答，希望透過這

樣的數據分析，能夠與其他資料所得到的分析結果相對話與互補，提升我們對性別

之影響效果的了解。本節將分成幾個部分，首先是資料來源的說明，第二個部分是

陞遷速率=（現任職等-5）/（94-擔任合格實授第六職等起始年）。

‧文官制度‧

第十四卷第一期民111年5月

‧

78‧

研究架構，第三個部分是資料分析方法。

一、資料來源

目前我國為蒐集全國公務人員人事資料，以及為了辦理各項人事業務所開發建

置的資料庫有

2 個，一個是「全國公務人力資料庫」，另一個是「銓敘業務資料

庫」，分別由行政院人事行政總處及銓敘部負責管理維護。前者從

1995 年開始收

集，主要涵蓋基本資料、現職、學歷、考試、訓練、經歷、考績、獎懲、銓審及動

態資料；後者建置於

1987 年以後，主要涵蓋機關組織編制、銓審、考績、退休、撫

卹、獎懲等資料（陳敦源等人，

2014）。

本研究之資料來源是結合前二者資料庫的公務人員資料，資料所包含的時間為

1988 年至 2012 年，

是一個橫跨

25 年的縱貫性資料（longitudinal data）。去個人識

別資訊後，原始資料共包含

154,063 位公務人員，然因為後續主要分析的焦點是

「陞遷」，因此本文參考

Reitman（2003）之研究，

認為職涯發展乃是一種時間累

積而成的結果，必須透過縱貫性資料進行分析才能精準掌握，同時必須設定一個相

同「起跑點」作為條件（

Wirth, 2001），使之更能區辨同一資格條件的公務人員在

進入公部門後陞遷發展是否有所不同。因此，本文選取資料庫中那些一開始是以薦

任（或等同）第

6 職等之資格進入公部門者為分析對象，最後篩選後的分析人數為

50,354 人。

資料起始時間為 1988 年，主要是因過去的資料登錄不完全，有系統性的登載始於 1988

年。

1980 年代起，在全球化的洗禮下，大公司在面對外部環境挑戰，經歷過瘦身（downsizing）

和重組的挑戰，連帶公司對員工的承諾也備受考驗，終身雇傭制儼然成為歷史名詞，為研
究

MBA 畢業生的職涯路徑，Reitman 與 Schneer（2003）運用三波調查資料取得縱貫性資

料進行分析，探討

MBA 畢業生在職場是否照著預期路徑發展。他們的研究控制了相同的

教育背景和收集資料的時間長度，但是也不諱言因為使用問卷調查資料，因此資料品質可
能面臨受訪者記憶不夠精確的問題，於是運用三波的問卷調查，試圖降低這些可能產生的
誤差。

性別對公務人員陞遷發展之影響：一項運用人事資料庫的縱貫性研究

‧

79‧

二、研究架構

（一）依變數

關於陞遷重要關卡的界定，蔡秀涓與黃煥榮（

2005：131）從陞遷阻礙的觀點

進行觀察，計算在不同職等停留的時間，發現薦任第

9 職等的停留時間最長，該研

究推論薦任第

9 職等是陞遷階梯中一道重要的關卡。本文認為在同一職等停留間越

長，代表下一職等的陞遷難度越高，同時也參考

Baxter 與 Wright（2000）針對玻璃

天花板現象的觀察鎖定在高階管理職務之觀點，因此以截至

2012 年「是否有晉升至

簡任第

10 職等」作為依變數。

（二）自變數

對於影響陞遷結果的探討，蔡秀涓與黃煥榮（

2005）涵蓋了性別、學歷、年

資、年齡、婚姻、幕僚單位等變數，黃煥榮與方凱弘（

2013）則是納入了教育程

度、年資和年齡等變數。關於影響陞遷之變數組成，本文主要參考上述相關文獻，

並結合我國人事法規所設定的各項條件，將自變數區分為「基本背景變數」、「能

力變數」和「機關變數」等三大區塊，研究架構見圖

1。

基本背景變數包括性別、教育程度、年齡、初任公職年；機關變數則以服務於

中央或地方機關來區別。至於能力變數的衡量則較為複雜，採用多項替代變數

（

proxy）來衡量此工作能力此概念，包含是否曾擔任薦任第 9 職等主管職、機關轉

換次數、考績等次（是否為甲等），以及是否獲頒模範公務人員等變數。其中，是

否曾任薦任第

9 職等主管職此變數，依據人事行政制度，薦任官為帶動我國整體官

僚體系行政運作的重要中堅分子，本研究認為，從薦任官最低的第

6 職等陞任到最

高第

9 職等，通常需要多年的歷練，若還能擔任主管職，意謂該公務人員具有相當

程度的工作能力，才能有機會爭取到中層主管的職務，故將此變數亦視為衡量公務

人員能力的替代變數之一。而考績等次此變數，雖然我國考績制度中有甲等

75%

比例上限之規定，受到不少批評（蘇偉業，

2013），但考量到這是目前所能取得衡

量公務人員工作能力高低的相對客觀資料，且本研究為多年期的縱貫性資料分析，

因此該變數也一併納入模型討論。

本研究同時也將機關轉換次數視為衡量公務人員能力的替代變數，一方面在制

‧文官制度‧

第十四卷第一期民111年5月

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80‧

度上，根據我國「公務人員陞遷法」第

13 條之規定，各機關對職務列等及職務相當

之所屬人員，應配合職務性質及業務需要，實施各種遷調，而調遷規定由各主管機

關定之。同時，我國亦將「職務歷練」視為各職務辦理陞任評分之必備選項（董祥

開、張鎧如、陳敦源、陳揚中，

2021），

換言之，我國制度上已將公務人員職務的

遷調視為一種重要的工作歷練，成為公務人員未來能否往上陞任的評判條件之一；

另一方面，在學理上，本文參考張鎧如、陳敦源、簡鈺珒與李仲彬（

2015）之研

究，將機關轉換次數視為公務人員工作能力面向之替代變數，其研究成果發現該變

數在統計上與公務人員職等的高低呈現顯著正向關聯性。

最後，針對是否曾獲頒機關模範公務員此變數，依據我國「公務人員品德修養

及工作績效激勵辦法」第

4 條之規定，各機關為提昇公務人員品德修養及工作績

效，應視機關特性、業務性質及發展目標採行相關的激勵措施，而選拔機關模範公

務員便是其中一項激勵措施。該辦法第

7 條規定，當公務人員其品德、工作績效、

社會參與、為民服務有傑出的表現時，有機會獲得機關的肯定被推選為該機關的模

範公務人員，因此本研究將此變數亦納入衡量公務人員工作能力高低的替代變數之

一。

（三）控制變數：「不同時期」的比較

Morgan（1998）提出觀察性別因素對收入的影響時，應該注意到不同時期的變

化，本研究考量到歷史制度因素對陞遷的影響，因此建立「時期」作為控制變數，

藉此不同「時期」間性別對陞遷的影響狀況。「時期」的區分方式，本研究以公務

人員進入公務體系作為起點，依據幾個重要的歷史進程進行分類，概分為三個時

期，分別為第一時期：

1988 年至 1991 年（李登輝總統執政前期）進入公務體系

者；第二時期：

1992 年至 1999 年（李登輝總統執政後期）進入公務體系服務者；

第三時期：

2000 年至 2003 年（陳水扁總統執政前期）進入公務體系服務者。對同

一時期而言，陞遷的競爭條件將會大致相同。

請參見行政院人事行政局 90 年 5 月 1 日九十局力字第 190655 號函。

性別對公務人員陞遷發展之影響：一項運用人事資料庫的縱貫性研究

‧

81‧

圖 1：研究架構圖

資料來源：本研究自製。

在縱貫性分析當中，變數之種類又可分為「時間相依共變數」（

time-dependent

covariates）及「時間不相依共變數」（time-independent covariates）。其中前者包括

依變數是否晉升為簡任官等，自變數則涵蓋年齡、擔任第

9 職等主管、機關轉換次

數、考績等次、模範公務人員和機關層級等變數（如圖

1 以底線標示者）；後者則

包括性別、最高教育程度、

初任公職年和時期。

三、分析方法

存活分析（

survival analysis）是用來研究或分析樣本所觀察到的某一段時間長

度之分配，一段時間長度通常是從一特定事件起始的時間原點，直到特定事件發生

最高教育程度雖然可能隨著個人職涯發展而變化，不過早年的人事資料庫並未將公務人員

的教育程度註記列為需要即時更新的資訊，通常只註記到進入公職時的最高教育程度，因
此本文將此變數歸納為「不隨時間變化的變數」。

A 基本背景變數

A1 性別
A2 最高教育程度
A3 年齡
A4 初任公職年

B 能力變數

B1 擔任第 9 職等主管職務
B2 機關轉換次數
B3 考績等次
B4 模範公務人員

C 機關變數

C1 機關層級

依變數：

是否晉升至簡任第

10 職等

進入公職的「時期」

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82‧

的時間點。例如：在醫學研究上，是從進入研究時間點到確認診斷出癌症的時間點

或手術日期，通常觀察到死亡事件為止（林建甫，

2008：1）。若應用在人事行政

領域上，翁興利（

2014）曾用以檢視公務人員傑出貢獻獎得主之陞遷與等待陞遷的

時間分布情形。本研究則採用此分析方法來探討公務人員從初任公務人員（相當於

薦任第

6 職等）的時間點至陞任簡任第 10 職等的情形。

這樣的時間資料研究者往往不能觀察到所有研究對象最後的結果及所有事件的

發生時間點，因此資料都是設限資料（

censored data）。以圖 2 說明本研究之資料型

態，

X 軸為研究資料觀察時間的起迄點，由 1988 年觀察至 2012 年，Y 軸為各公務

人員由初任公職的時間點

，至第

1 次晉陞簡任第 10 職等的時間，其中公務人員

甲、丙初任公職時間分別為

1988 年和 1994 年，也分別在時間點 1998 年（第 10 年）

及

2006 年（12 年）晉陞為簡任第 10 職等，這兩筆資料同屬於完整資料，而公務

人員乙初任公職時間與甲相同為

1988 年，但卻在 2004 年還沒晉陞簡任第 10 職等時

退休或離職

，屬於右設限資料，同樣的公務人員丁初任公職時間為 2000 年，但在

2012 年研究觀察時間終點時仍未晉陞簡任第 10 職等且仍在職，只是本研究無法得

知其未來哪一年會晉陞，因此同屬右設限資料

。

圖 2：存活分析資料定義說明圖

資料來源：本研究自製。

（一）風險函數（Hazard Function）、存活函數及對數等級檢定

（Log-Rank test）

本研究採用存活分析中的風險函數

h(t) 圖及存活函數 S(t) 來檢視不同性別、

1988

觀察時間起點

2012（年）

觀察時間迄點

甲

乙

丙

丁

1994

2000

2006

性別對公務人員陞遷發展之影響：一項運用人事資料庫的縱貫性研究

‧

83‧

不同時期進入公職者在晉陞機率上之差異，並以對數等級檢定分析其顯著性，公式

說明如下：

假設時間年為

T，在年資為第 t 年時的陞遷機率密度為：

p t =P(T=t)=

第

t 年陞遷人數

總人數

，

公務人員在年資超過第

t 年仍未陞遷的存活函數為；

S t =P T>t =

第

t 年底仍未陞遷人數

總人數

，

其中

S(0)=1，且 p(t)=S(t-1)-S(t)，而年資超過 t-1 年，且在第 t-1 年到第 t 年區間內陞

遷的機率，也就是風險函數為：

h t =P T=t|T≥t =

p(t)

S(t-1)

第

t 年內陞遷人數

第

t 年年初仍未陞遷人數

又可將存活函數改寫為：

S(t)=S(t-1) 1-h(t) 。

另本研究採用一般較常使用之對數等級檢定來比較不同性別、不同時期進入公

職者間之陞遷情形有否顯著不同，統計假設如下：

t =S

t ，兩條或多條存活曲線相同

t ≠S

t ，兩條或多條存活曲線不相同

Log-Rank 統計量=

∑ (d-E d )

Var[ ∑ (d-E d ]

d 表示不同性別或不同時期進入公職者在時間 t 時之陞遷人數，統計量近似卡方分

配。

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84‧

（二）時間相依共變數 Cox 模型（Cox Model with Time-Dependent

Covariates）

針對個別自變數（如性別或時期）與依變數（是否晉升至簡任第

10 職等）關係

之探討，用上述對數等級檢定即可。但本研究為探討影響是否晉升至簡任第

10 職等

之因素，已歸納基本背景變數、能力變數和機關變數等三大變數區塊，而將這些變

數同時考量時，就需要利用統計模型將其關係以數學方程式串連起來，而存活分析

中最常用的統計模型就是

Cox 比例風險模型（Cox Proportional Hazards Model, Cox

PHM），說明如下：

Cox 模型的數學方程式為；

log

h(t)

(t)

=β

+β

⋯+β

+ε，

其中

h(t) 為在時間點 t 時的風險函數，在本研究指的是陞遷至簡任第 10 職等的

機率，當所有自變數均為

0 時，則 log

h(t)

(t)

=0，h t ＝h

(t)，h

(t) 為模型建構中的一

個基準。取指數後風險函數可表示為：

h(t)=h

t exp β

+β

⋯+β

，

因此當

exp ∑

k=1

越大時，陞遷的機率就越大，也就是

β值為正的條件下，

自變數的值越大，陞遷的機率也越大。

本研究之自變數都是根據公務人員的人事資料長期記錄下來的，因此多數是會

隨著時間而變動的，例如：每年的考績不同、任職機關的屬性也會隨調職變動等，

這些自變數就稱為「時間相依共變數」。有些時間相依共變數，若起始值為

0，直

到事件發生後值才變為

1，此為「離散型時間相依共變數」（discrete time-dependent

covariate），例如：在得模範公務人員的年度，記錄為 1，其餘年度為 0；此外自變

數本身屬於連續型數值，且每年都會有記載，例如：獎勵、懲處分數，這類變數則

稱為「連續型時間相依共變數」（

continuous time-dependent covariate）。這些不同

種類的時間相依共變數都可以使用

Cox 比例風險模型，因此本研究使用的模型簡稱

性別對公務人員陞遷發展之影響：一項運用人事資料庫的縱貫性研究

‧

85‧

為時間相依共變數

Cox 模型（林建甫，2008：238-239）。

以下本文將以存活分析之風險函數及存活函數，檢視性別與陞遷之關係，再運

用

Cox 比例風險模型探討影響陞遷之因素，以瞭解性別上陞遷的差異和速度是否有

別。

肆、發現與討論

一、基本背景資料描述統計

本研究篩選後之總樣本數有

50,354（見表 4），其中，已陞遷至簡任官等的有

2,381 人，佔全體的 4.7%，未陞遷至簡任官等的有 47,973 人，佔全體的 95.3%。在

篩選後樣本結構上，女性有

24,480 人，佔全體的 48.6%，男性有 25,874 人，佔全體

的

51.4%。教育程度的比例最高是學士，有 44.3%，其次是碩士，有 39.3%；曾擔任

第

9 職等主管的比例僅有 12.4%。曾當選模範公務人員的僅有 3.7%。

為觀察不同時期進入公職者的陞遷差異，本文以初任公職年為基準，將樣本區

分為三個時期，第一時期（

1988-1991 年進入公職）有 5,568 人，佔全體 11.1%；第

二時期（

1992-1999 年進入公職）有 14,773 人，佔全體 29.3%；第三時期（2000-

2003 年進入公職）有 6,899 人，佔全體 13.7%。2004-2012 年初任公職者，年資均未

滿

10 年，依照人事法規推算，

尚無陞遷至簡任之可能，且實際資料也顯示沒有陞

遷者，因此界定為未達陞遷條件者，計有

23,114 人，佔全體 45.9%。

公務人員任用法第 17 條規定：「公務人員官等之晉升，應經升官等考試及格。經銓敘部

銓敘審定合格實授現任薦任第九職等職務人員，具有下列資格之一，且其以該職等職務辦
理之年終考績最近三年二年列甲等、一年列乙等以上，並已晉敘至薦任第九職等本俸最高
級後，再經晉升簡任官等訓練合格者，取得升任簡任第十職等任用資格，……。」

‧文官制度‧

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86‧

表 4：基本背景描述統計

變數

次數

百分比

陞遷至簡任官等

未陞遷至簡任官等

47973 95.3

已陞遷至簡任官等

2381 4.7

性別

女

24480 48.6

男

25874 51.4

教育程度

高中職以下

426 .8

專科

4656 9.2

學士

22303 44.3

碩士

19766 39.3

博士

820 1.6

遺漏值

2383 4.7

擔任第

9 職等主管

未曾擔任

44107 87.6

曾經擔任

6247 12.4

模範公務人員

未曾當選

48488 96.3

曾當選

1866 3.7

時期

第一時期（

1988-1991 年）

5568 11.1

第二時期（

1992-1999 年）

14773 29.3

第三時期（

2000-2003 年）

6899 13.7

未達陞遷條件者

23114 45.9

資料來源：本研究自行整理。

二、性別與陞遷之分析

關於不同性別陞遷至簡任官等之差異，截至

2012 年，女性中陞遷至簡任官等

者，僅有

3.3%，男性則有 6.1%（見表 5），顯示男性陞遷至簡任官等的比例比女性

高，其差異已達到統計上的顯著性（

=230.669，df=1，p<.001）。此一研究結果也

呼應了

LaPierre 和 Zimmerman（2012）的研究，女性獲得陞遷的比例遠比男性低。

性別對公務人員陞遷發展之影響：一項運用人事資料庫的縱貫性研究

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表 5：性別與陞遷之關係

陞遷與否

總計

未陞遷

已陞遷

性別

女

計數

23684 796

24480

橫向

96.7% 3.3%

100.0%

男

計數

24289 1585

25874

橫向

93.9% 6.1%

100.0%

總計

計數

47973 2381

50354

佔總計的百分比

95.3% 4.7%

100.0%

資料來源：本研究自行整理。

若考量資料性質，將等待陞遷的時間亦列入分析，則可採用存活分析之風險函

數

H(t) 及存活函數 S(t) 進行陞遷情形的檢視。累積存活為 1.0 時，代表此時無人陞

遷；累積存活為

0.95 時，代表已經有 5%的人陞遷。由圖 3 可發現男性與女性之當

年度陞遷機率及當年度未能陞遷之機率有明顯之不同，再依據對數等級檢定結果顯

示，已達到統計上的顯著性（

＝

69.175，df=1，p=0.000，n=50,354），代表男性

的陞遷速度遠比女性快。

圖 3：風險函數及存活函數

資料來源：本研究自行整理。

此一研究發現與蔡秀涓與黃煥榮（

2005）研究發現性別因素對陞遷無顯著影響

有別，主要的原因可能來自前者文章是以橫斷面的觀察，研究方法以問卷調查為

‧文官制度‧

第十四卷第一期民111年5月

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主，可能存在抽樣上的誤差。而本研究是以人事資料庫累積

25 年的客觀資料進行分

析，非以抽樣方式進行。

三、不同「時期」進入公職者的陞遷分析

關於進入公職的時期與陞遷至簡任官等之關係，本研究以累積存活分析圖呈現

（見圖

4），縱向座標軸是累積存活率，橫向座標軸陞遷年數（亦即年資）。如以

年資

15 年觀察，本研究發現陞遷至簡任官等的比例，第一時期比第二時期高，此亦

代表著以同樣資格進入公職，第一時期的陞遷速度較快。另從整體趨勢來看，陞遷

速度以第一時期最快、第二時期次之，第三時期最慢。關於簡任陞遷趨緩的現象，

考試院（

2016：14

）

的研究也顯示，

近年來簡任職等退休或出缺人數減少，且第

職等人數不斷增加，相對增加競爭壓力。

圖 4：時期與陞遷之關係

資料來源：本研究自行整理。

行政機關自 2012 年起簡任（包括第 10 至第 14 職等）職缺對第 9 職等所可提供缺額比例，

由

0.511 逐年下降，至 2016 年為 0.498；而簡任職缺的流動比例，由 2012 年之 0.073，逐

年下降，至

2016 年為 0.0675（考試院，2016：14）。

性別對公務人員陞遷發展之影響：一項運用人事資料庫的縱貫性研究

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四、性別、進入公職時期與陞遷至簡任官等之分析

如從不同時期進入公職者間觀察性別差異，本研究發現（見圖

5），在第一時

期（

1988-1991 年），男性有 817 位陞遷，女性有 360 位陞遷，依據對數等級檢定結

果顯示，未達統計上的顯著性（

＝

.025，df=1，p=.876，n=4,391），代表此一時

期進入公職之男性與女性，在陞遷速度上，沒有顯著的差別。不過對於上述的分析

結果，本文認為應該謹慎看待，主要是因完整資料的蒐集起自

1988 年，擷取 1988

年至

1991 年進入公職者，尚不足已代表早期公務人員的整體樣貌，在有限樣本進入

分析模型時，取樣上可能存在偏誤，無法據以推論這一時期進入公職者的陞遷不存

在性別差異。

圖 5：第一時期進入公職者（1988-1991 年）性別與陞遷之關係

資料來源：本研究自行整理。

在第二時期進入公職者（

1992-1999 年），性別對陞遷的影響最為明顯（見圖

6），男性的陞遷人數明顯多於女性，男性有 749 位陞遷，女性有 423 位陞遷，依據

對數等級檢定結果顯示，兩者的差異達到統計上的顯著性（

＝

93.827，df=1，

p<.000，n=13602），也就是平均年資在 13-20 年之間，男性與女性的陞遷速度差異

‧文官制度‧

第十四卷第一期民111年5月

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最大。對照蔡秀涓與黃煥榮（

2005：37）研究提到 1992 年女性公務人員高考及格人

數首度超越男性，男性與女性在跨入門檻接近相等，但若干年的公職發展之後發

現，男性的陞遷人數明顯高於女性，陞遷速度也比女性快。

圖 6：第二時期進入公職者（1992-1999 年）性別與陞遷之關係

資料來源：本研究自行整理。

在第三時期進入公職者（

2000 年至 2003 年），性別對陞遷的影響不大（見圖

7），其中男性有 22 位陞遷，女性有 13 位陞遷，依據對數等級檢定結果顯示，未達

統計上的顯著性（

＝

.690，df=1，p=.406，n=6866），代表此一時期進入公職者之

男性與女性，在陞遷速度上，沒有顯著的差別。不過，第三時期進入公職者的公職

時間還不夠長，仍待未來持續追蹤，亦難據此論定陞遷上的性別差異已經有明顯改

善。

性別對公務人員陞遷發展之影響：一項運用人事資料庫的縱貫性研究

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圖 7：第三時期進入公職者（2000-2003 年）性別與陞遷之關係

資料來源：本研究自行整理。

五、影響晉陞為簡任官等之因素的模型分析

（一）整體資料分析

性別因素是否影響公務人員之陞遷？在基本變數部份，除了性別因素之外，本

文尚考慮教育程度、年齡和初任公職年等因素。在能力變數部份，則以擔任薦任第

9 職等、機關轉換次數、考績等次和是否獲頒模範公務人員，作為衡量能力的替代

變數；至於機關因素，則以任職中央政府或地方政府作為區別。

依據表

6 的分析，當控制能力和組織因素之後，性別對陞遷的影響仍然達到統

計上的顯著性，男性相對於女性，陞遷的機率較高（

β=0.109）。此一迴歸分析模型

達到統計上的顯著性（

-2LL=37317.299 ， χ

＝

9329.652 ， df=13 ， p<.001 ，

n=220579）。

在其他個人基本背景變數中，教育程度越高，陞遷的機率越高，學歷為高中職

以下者對比學歷為博士者，陞遷的機率較低（

β=-3.572），同樣的情形也發生在其

‧文官制度‧

第十四卷第一期民111年5月

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他類的學歷上。年齡越大，陞遷的機率越高（

β=0.049）。初任公職年之數值越大

（代表年資越淺），陞遷的機率越低（

β=-0.077）。黃煥榮與方凱弘（2013）之研

究指出，工作年資和教育程度對於公務員的現職職等最具影響力，本文針對是否晉

升簡任職務之研究亦發現，在考慮其他變數下，教育程度和年資也有其影響力。

表 6：影響陞遷至簡任官等之迴歸分析

(s.e.) 顯著性

常數

12.476 5.197

A.基本背景變數

A1 性別（參照類：女）

.109 .048

A3 教育程度（參照類：博士）

高中職以下

-3.572 .453

***

專科

-3.094 .150

***

學士

-1.909 .082

***

碩士

-.736 .071

***

A4 年齡

.049 .006

***

A5 初任公職年

-.077 .008

***

B.能力變數

B1 曾任第 9 職等主管（參照類：未曾任）

.475 .048

***

B2 機關轉換次數

.922 .040

***

B3 考績等次（參照類：非甲等）

.466 .069

***

B6 模範公務員（參照類：未得過）

1.045 .125

***

C.機關變數

C1 機關層級（參照類：地方）

.901 .059

***

-2LL 37317.299

𝝌

9329.652

df 13

p .000

n 220579

資料來源：本研究自行整理。

性別對公務人員陞遷發展之影響：一項運用人事資料庫的縱貫性研究

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在個人能力變數部分，曾經擔任過薦任第

9 職等主管職務，陞遷的機率越高

（

β=0.475）；機關轉換次數越高，陞遷的機率越高（β=0.922）；考績等次越好，

陞遷的機率越高（

β=0.466）；曾經獲頒模範公務員的資歷，陞遷的機率越高

（

β=1.045）。在機關變數部分，任職中央相對於任職地方，陞遷的機率越高

（

β=0.901）。

綜合而言，男性、教育程度越高、年齡越大、年資越高、曾經擔任過薦任第

職等主管、機關轉換次數越多、曾經獲頒模範公務人員、任職中央等條件者，越有

機會陞遷。

（二

）

男性與女性的模型比較

關於影響陞遷至簡任官等的因素，是否男女有別？本研究分別以男性和女性為

樣本，分別進行迴歸分析，兩個模型均達統計上的顯著。根據表

7 所示，不論男性

或女性，只要教育程度越高、年紀越大、年資越深、機關轉換次數越高、考績等次

越好、曾經獲頒模範公務員、任職中央者，陞遷至簡任的機會都越高。不過，曾任

九職等主管因素，對任一性別來說，對陞遷的影響都沒有達到統計上的顯著性。

‧文官制度‧

第十四卷第一期民111年5月

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表 7：性別與陞遷之迴歸分析

變數

男性

女性

(s.e.) 顯著性

常數

12.695 7.088

***

13.138 12.642 ***

A.基本背景變數

A2 教育程度

（參照類：博士）

高中職以下

-3.552 .455

-12.111 135.618

專科

-3.184 .172

***

-2.743

.318 ***

學士

-1.959 .095

***

-1.659

.186 ***

碩士

-.810 .078

-.480

.177 **

A3 年齡

.044 .007

***

.058

.010 ***

A4 初任公職年

-.063 .010

***

-.108

.015 ***

B.能力變數

B1 曾任第 9 職等主管

（參照類：未曾任）

.628 .058

.109

.088

B2 機關轉換次數

.910 .048

***

.980

.073 ***

B3 考績等次

（參照類：非甲等）

.437 .086

***

.528

.117 ***

B6 模範公務員

（參照類：未得過）

.856 .170

***

1.311

.186 ***

C.機關變數

C1 機關層級

（參照類：地方）

.644 .069

***

1.528

.123 ***

-2LL

23177.229

11325.724

𝝌

6590.518

2806.368

.000

124488

84081

資料來源：本研究自行整理。