劉翠花 丁述磊

摘 要 使用CLDS（2014）數(shù)據(jù)，定量檢驗了非正規(guī)就業(yè)對居民工作滿意度的影響，然后按照性別和受教育年限將全樣本分為五組分樣本，進(jìn)一步分析非正規(guī)就業(yè)對異質(zhì)性群體工作滿意度的影響是否存在差異。研究發(fā)現(xiàn)：非正規(guī)就業(yè)是影響居民工作滿意度的重要因素，如果居民從事非正規(guī)就業(yè)，則會顯著降低他們的工作滿意度。周工作時間延長對居民工作滿意度具有顯著負(fù)向效應(yīng)，工作環(huán)境越好，晉升機(jī)會越大，收入越高以及黨員身份和健康的身體可以顯著增加居民工作滿意度。此外，如果企業(yè)能夠為居民提供醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險，則對居民工作滿意度的提升具有顯著的促增作用。分樣本顯示，非正規(guī)就業(yè)對男性居民以及受教育年限小于10年的居民工作滿意度損失最大。因此，為了提升居民工作滿意度，促進(jìn)社會和諧安寧，政府應(yīng)該努力促進(jìn)勞動力市場正規(guī)化，使從事非正規(guī)就業(yè)的勞動者走向正規(guī)崗位。

關(guān)鍵詞 非正規(guī)就業(yè)；工作滿意度；有序Probit模型

[中圖分類號]F244 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼] A [文章編號]1673-0461（2018）11-0070-10

一、引 言

非正規(guī)就業(yè)是當(dāng)今各國勞動力市場中普遍存在的一種就業(yè)形式。國企下崗員工、進(jìn)城勞務(wù)的農(nóng)民工、自由職業(yè)者等體制外人員是我國非正規(guī)就業(yè)者的主要構(gòu)成來源，與正規(guī)就業(yè)者相比，非正規(guī)就業(yè)者由于沒有登記注冊、過于分散、納入國家體制通常比較困難，因而成為政府管制的薄弱環(huán)節(jié)。在此情形下，非正規(guī)就業(yè)者通常會遇到勞動強度大、福利待遇低劣、社會保障缺乏等問題，不可避免的會對其工作滿意度產(chǎn)生嚴(yán)重影響?；诖耍疚纳钊肟疾炝朔钦?guī)就業(yè)對居民工作滿意度的影響程度，并在有效控制了內(nèi)生性問題的前提下，探討了以性別和受教育年限分樣本的群體異質(zhì)性效應(yīng)，以期為提升非正規(guī)就業(yè)者的工作滿意度并不斷促進(jìn)勞動力市場的正規(guī)化提出合理化建議。

關(guān)于工作滿意度的研究，國內(nèi)外許多學(xué)者分別從定義、維度、影響因素等不同側(cè)重點開展進(jìn)行。Spector（1964）認(rèn)為工作滿意度從本質(zhì)上來講可以看作一種直接心理綜合體驗，來自員工對于自身工作所處環(huán)境的方方面面[1]。Judge等（2001）、Lemmergaard和Lauridsen（2008）等學(xué)者將工作滿意度界定為員工對于自身工作所有方面產(chǎn)生的主觀情感表達(dá)或者內(nèi)在滿意度體驗，比如對工作環(huán)境、工資水平、人際關(guān)系等各方面的認(rèn)知評價和內(nèi)在情感體會[2-3]。關(guān)于維度的相關(guān)研究，概括來講可以分為是否滿意的一元維度理論和多元維度理論，George和Jones（1996）認(rèn)為在多元維度理論中又可包括工作本身、與領(lǐng)導(dǎo)同事關(guān)系、薪酬福利、對組織的滿意度等幾個方面[4]。在此維度基礎(chǔ)上，Mackenzie等（1998）認(rèn)為多元維度還涉及發(fā)展機(jī)會、工作環(huán)境、意想不到的獎勵及好處等方面[5]。盧嘉和時勘（2005）、冉斌（2011）等國內(nèi)學(xué)者認(rèn)為工資水平、工作環(huán)境、合作團(tuán)體、規(guī)章制度以及公司管理等共同構(gòu)成了工作滿意度的五個維度[6-7]。從影響因素來看，個人層面、工作層面、組織層面是影響工作滿意度的三個層面主要因素。在個人層面中，Solinger等（2008）指出人際關(guān)系和諧程度、工作投入程度及態(tài)度、受教育年限水平、性別等因素都會對工作滿意度產(chǎn)生顯著影響[8]。在工作層面中，周麗超（2014）指出工作自主權(quán)、工作壓力程度以及工作環(huán)境都會對工作滿意度造成顯著影響，尤其是適度的工作壓力、友好的工作氛圍能夠有利提高職工的工作滿意程度[9]。在組織層面中，趙君（2013）研究指出薪酬福利、組織氛圍、組織公平和組織信任等會顯著影響員工工作滿意度，充分的組織信任與完善的薪酬福利體系會促使員工工作滿意度得到顯著提升[10]。

鄭春榮（2013）、李瓊（2015）研究指出非正規(guī)就業(yè)者由于沒有正規(guī)勞動合同的保障，往往面臨著薪酬福利較低、社會保障制度障礙、工作環(huán)境惡劣等一系列問題[11-12]，而以上的缺失及問題則會對他們的工作滿意度造成一定負(fù)面影響。如Buddelmeyer等（2015）通過實證分析澳大利亞住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，指出相比正規(guī)就業(yè)人員，非正規(guī)就業(yè)人員的工作滿意度水平顯著更低[13]。對于薪酬福利， Soest（1995）、Heckman 和Hotz（1986）、常進(jìn)雄和王丹楓（2010）等學(xué)者認(rèn)為正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)兩種就業(yè)形式之間存在較為明顯的工資差異，前者的工資水平要明顯高于后者[14-16]。王慶芳和郭金興（2017）進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)尤其是有雇工的非正規(guī)雇傭者、無雇工的非正規(guī)自雇者與正規(guī)就業(yè)者的工資收入差距越來越大，特別是處于非正規(guī)就業(yè)形式的勞動者生存境況不容樂觀，而且有愈發(fā)困難的態(tài)勢[17]。對于社會保障，燕曉飛（2009）指出非正規(guī)就業(yè)者當(dāng)前面臨的社會保障問題主要有：制度障礙、相關(guān)法律缺陷以及相關(guān)道德觀念缺失等突出問題[18]。張國英（2012）、任海霞（2016）研究發(fā)現(xiàn)非正規(guī)就業(yè)者的養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險的參保率和繳費率都明顯低于正規(guī)就業(yè)者，而且他們享有的住房、教育等社會救助非常缺乏[19-20]。對于就業(yè)穩(wěn)定性和工作環(huán)境，許春淑（2011）、王桂新和胡健（2015）研究指出農(nóng)民工等非正規(guī)就業(yè)群體由于缺乏勞動合同保障權(quán)益，他們的就業(yè)穩(wěn)定性較差，加班加點超長時間工作已成為常態(tài)，而且經(jīng)常面臨比較臟亂、惡劣的工作環(huán)境，生活質(zhì)量水平較為低下等困境[21-22]。

事實上，以上非正規(guī)就業(yè)者面臨的種種問題會對其工作滿意度造成重要影響。如Dolan等（2008）認(rèn)為非正規(guī)就業(yè)的工作穩(wěn)定性、晉升可能性以及工作的自由靈活性要明顯低于正規(guī)就業(yè)，因此也就導(dǎo)致了前者的工作滿意度要更低[23]。姚植夫和張譯文（2012）采用西北四個省份的調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)要想明顯提高新生代農(nóng)民工的工作滿意度水平可以確保勞動強度適中、工作環(huán)境安全、社會保障完好等有效舉措[24]。王茜和羅進(jìn)化（2014）構(gòu)建以工時滿意度為因變量、以工作時間為核心解釋變量的半?yún)?shù)模型，證實加班導(dǎo)致的工時延長顯著降低了員工的工時滿意度[25]。顧夢蛟和程名望（2013）認(rèn)為工作環(huán)境是影響居民就業(yè)滿意度最為顯著的因素，工作環(huán)境越差，居民就業(yè)滿意度越低[26]。明娟和曾湘泉（2015）實證研究指出工作轉(zhuǎn)換頻率過高會明顯降低農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量水平，頻繁的工作轉(zhuǎn)換會增加農(nóng)民工的工作時間而收入水平卻沒有明顯提高，同時對他們的養(yǎng)老保險繳納和簽訂長期或固定勞動合同產(chǎn)生了不利影響[27]。

綜上所述，已有文獻(xiàn)多是從居民工作滿意度的某些影響因素入手研究，但是基于就業(yè)視角，利用中國微觀調(diào)查數(shù)據(jù)考察非正規(guī)就業(yè)對居民工作滿意度影響的文獻(xiàn)研究相對較少?？紤]到從事非正規(guī)就業(yè)會對居民工作滿意度造成一定的負(fù)面影響，但是到底影響程度有多大？是否存在區(qū)分性別和區(qū)分受教育年限的群體異質(zhì)性效應(yīng)？因此，為了對相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行補充，本文基于CLDS（2014）數(shù)據(jù)，利用有序Probit模型分析非正規(guī)就業(yè)對居民工作滿意度的影響，并按照性別和受教育年限進(jìn)行分樣本回歸以考察群體異質(zhì)性效應(yīng)，并為中國勞動力市場正規(guī)化的合理性提供實證支持。

二、概念界定與理論分析

（一）概念界定

國際勞工組織（ILO， 1972）最早提出非正規(guī)就業(yè)的相關(guān)概念，即主要是指在非正規(guī)部門就業(yè)的一種就業(yè)形式[28]。這里的非正規(guī)部門特指不在國家正規(guī)法律管制范圍之內(nèi)的一些小規(guī)模企業(yè)、自雇經(jīng)營的個體商戶等，與國家管理體制內(nèi)的正規(guī)部門相區(qū)別。隨著后續(xù)界定范圍的不斷擴(kuò)大，非正規(guī)就業(yè)將正規(guī)部門中進(jìn)行的非正規(guī)就業(yè)形式也納入到該范圍之內(nèi)，而不只是包括前面提到的非正規(guī)部門企業(yè)和家庭部門中的就業(yè)形式。國際勞工組織（ILO，2003）又對非正規(guī)就業(yè)進(jìn)行了重新評定，指出非正規(guī)就業(yè)不能只考慮勞動者所處的企業(yè)類型，而應(yīng)該將勞動者就業(yè)的身份特質(zhì)也納入進(jìn)來，兩者相綜合進(jìn)行評定，這也為其他各國界定提供了最為基本的框架[29]。

鑒于此，常進(jìn)雄和王丹楓（2010）、薛進(jìn)軍和高文書（2012）等國內(nèi)學(xué)者綜合考慮到我國勞動力市場的實際特點將非正規(guī)就業(yè)界定為：與傳統(tǒng)的就業(yè)形式相區(qū)分，主要存在于非正規(guī)部門和正規(guī)部門之中，不僅僅包含各種非正規(guī)部門里的就業(yè)形式，而且還包含存在于正規(guī)部門中的臨時勞動者、非全日制勞動者、勞務(wù)派遣工作者以及項目生產(chǎn)外包人員等，即“正規(guī)部門里的非正規(guī)就業(yè)”[16，30]。其中非正規(guī)部門主要有：其一，通過個人、家庭或者合伙創(chuàng)辦的為社會群眾提供商品和服務(wù)的小微型經(jīng)營單位，如雇傭人數(shù)少于七人的個人獨資企業(yè)、個體單位戶以及家庭手工業(yè)戶等形式；其二，通過居民社區(qū)、企業(yè)、或非政府社團(tuán)為依托，主要是以制造工作崗位和獲得一定收入為最終目標(biāo)的自營性公益組織；其三，其他自負(fù)盈虧的獨立勞動者?；诖耍疚膶⒎钦?guī)就業(yè)定義為：無雇工的個體經(jīng)營者、臨時勞動工、領(lǐng)取薪酬的家政服務(wù)人員以及國企事業(yè)單位中的短期勞動者、非全日制勞動者和派遣就業(yè)人員。

（二）理論分析

在研究非正規(guī)就業(yè)的相關(guān)理論研究中，主要是基于勞動市場二元分割理論進(jìn)行分析。如楊凡（2015）曾經(jīng)研究指出由我國典型的非正規(guī)就業(yè)形式主要是由于城鄉(xiāng)差異和所有制體制分割造成的二元勞動力市場分割造成的[31]。針對我國勞動力市場的實際情況來說，勞動力之所以不能在就業(yè)市場上自由靈活流動主要是受到一些制度性和歧視性等障礙的影響，由此也就導(dǎo)致了主要和次要兩個層級勞動力市場的形成。Doeringer 和Piore（1971）認(rèn)為勞動者如果處于主要勞動力市場中則通常會享有較高的工資福利、較為穩(wěn)定的工作崗位、良好的工作條件、規(guī)章制度較為管理規(guī)范以及較大的發(fā)展機(jī)會等優(yōu)勢；但是如果勞動者處于次要勞動力市場中則通常會面臨較低的工資福利、極其不穩(wěn)定的工作崗位、較差工作條件、管理不到位及發(fā)展空間較小等劣勢[32]。通過前面文獻(xiàn)梳理可知，非正規(guī)就業(yè)者主要是由沒有雇工的個體經(jīng)營者、臨時勞動者、非全日制勞動者和短期勞務(wù)派遣人員等組成，這些群體由于受戶籍制度、性別歧視、流動性障礙、工作經(jīng)歷和受教育水平等因素限制，往往更多的聚集在次要勞動力市場中，而且由于缺乏正規(guī)勞動合同的保障導(dǎo)致薪資水平較低、就業(yè)不穩(wěn)定以及缺乏必要的社會保障，這些都是降低其工作滿意度的重要原因。

我國由計劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌是形成勞動力市場體制分割的主要原因，具體而言，體制內(nèi)勞動力市場主要是由國企、事業(yè)單位等國有部門構(gòu)成，以正規(guī)就業(yè)為主要就業(yè)形式。其工資決定機(jī)制更多是考量政府的相關(guān)政策與制度，即政府控制下的行政工資制度是目前很多國有部門的工資制定標(biāo)準(zhǔn)，市場化程度較低。相對應(yīng)地，體制外勞動力市場主要是由非國企事業(yè)單位職工、無雇工的個體經(jīng)營者、臨時勞動者以及農(nóng)民工等人員組成，同時也是非正規(guī)就業(yè)的典型形式。胡學(xué)勤（2011）指出該市場的工資決定基本是依據(jù)市場的競爭調(diào)節(jié)發(fā)揮作用，通過勞動生產(chǎn)率反映出來[33]。尹志超和甘犁（2009）曾研究指出，除貨幣性工資外，國有部門員工的醫(yī)療、住房、社會保險等非貨幣性工資水平要顯著高于非國有部門，從而國有部門的工資溢價現(xiàn)象明顯[34]。對于工資差異的因素，除了勞動者的人力資本稟賦特征差異外，鑒于勞動力市場體制分割造成的歧視工資差異也是正規(guī)和非正規(guī)就業(yè)工資差異的重要原因。即由于勞動力被分割處于不同的就業(yè)市場上，雖然人力資本相同卻由于工資決定機(jī)制差異而被賦予不同的工資水平，因此會產(chǎn)生同質(zhì)異價的問題，使得人力資本對工資的作用有所弱化。鑒于此，處于體制外勞動力市場上的非正規(guī)就業(yè)者的工資水平要明顯更低，而工資水平的高低又與工作滿意度之間存在較大的同向變動關(guān)系，據(jù)此傳導(dǎo)分析，非正規(guī)就業(yè)的工作滿意度會相對較低。

三、模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）實證模型

本文的被解釋變量為工作滿意度（Satisfaction），該變量定義為有序離散變量。CLDS（2014）調(diào)查問卷中關(guān)于工作滿意度的問題為：“總的來說，您的工作滿意度如何？”。本文將該問題對應(yīng)選項賦值如下：用1表示“非常不滿意”、用2表示“不太滿意”、用3表示“一般”、用4表示“比較滿意”、用5表示“非常滿意”，代表工作滿意度依次增強。因此，本文采用有序 Probit模型來探究非正規(guī)就業(yè)是如何影響居民的工作滿意度。

該模型假定存在一個能夠代表工作滿意度（Satisfaction），但又不能直接觀測的潛在變量（Satisfaction*），本文假定潛在變量（Satisfaction*）由公式（1）決定：

（二）變量描述

非正規(guī)就業(yè)為核心解釋變量?？紤]到居民工作滿意度還受到其他控制因素的影響，因此本文同時引入性別變量、年齡變量、戶籍狀況變量、受教育年限變量、政治面貌變量、婚姻狀況變量、健康狀況變量、周工作時間變量、工作環(huán)境變量、晉升機(jī)會變量、個人年收入變量、醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險變量。在數(shù)據(jù)賦值方面，本文用1代表“非正規(guī)就業(yè)”，用0代表“正規(guī)就業(yè)”；關(guān)于性別變量，用1代表“男性”，用0代表“女性”；關(guān)于戶籍狀況變量，用1代表“城鎮(zhèn)戶籍居民”，用0代表“非城鎮(zhèn)戶籍居民”；關(guān)于受教育年限變量，用6年表示“小學(xué)”，9年表示“初中”，12年表示“高中”，16年表示“大學(xué)”，19年表示“研究生及以上”；關(guān)于政治面貌變量，用1表示“中共黨員”，用0表示“非黨員”；關(guān)于婚姻狀況變量，用1表示“已婚和同居”，用0表示“其他”；關(guān)于健康狀況、工作環(huán)境和晉升機(jī)會變量，用1表示“非常不滿意”，用2表示“不太滿意”，用3表示“一般”，用4表示“比較滿意”，用5表示“非常滿意”；關(guān)于醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險變量，用1表示“企業(yè)提供醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險”，用0表示“不提供”。以上所有變量的描述性統(tǒng)計分析見表1。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文進(jìn)行實證分析采用的數(shù)據(jù)來自2014年中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)，即CLDS（2014）。該數(shù)據(jù)調(diào)查對象分別有村居、家庭和勞動力個體三種，本文選取的數(shù)據(jù)是針對勞動力個體的數(shù)據(jù)。CLDS采用的多階段、多層次且與勞動力規(guī)模成比例的概率抽樣法，并包括了教育、工作、健康、勞動力遷移以及市場經(jīng)濟(jì)活動等眾多內(nèi)容，對于我國勞動力現(xiàn)狀情況可以較好的體現(xiàn)。本文的研究對象為年齡在18～65歲以及工作時間在0～112小時之間的居民，剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本之后，本文最終得到了2 530個有效微觀樣本。該有效樣本涉及了全國包括自治區(qū)和直轄市在內(nèi)的28個省份，具有較為理想的代表性。

四、實證分析

（一）非正規(guī)就業(yè)與居民工作滿意度：有序Probit結(jié)果

本文采用有序 Probit方法對全樣本進(jìn)行回歸分析，同時也匯報了當(dāng)取各個解釋變量的均值時非正規(guī)就業(yè)對居民工作滿意度的邊際影響結(jié)果，具體回歸結(jié)果見表2。

由表2得出以下結(jié)論：

第一，在其他變量不變的情況下，居民從事非正規(guī)就業(yè)會對其工作滿意度造成負(fù)面影響，且在1%水平上顯著，這表明非正規(guī)就業(yè)是會顯著降低居民工作滿意度的重要負(fù)向因素。從具體的邊際效果來看，如果居民的就業(yè)形式是非正規(guī)就業(yè)，那么會對其評價為“非常不滿意”和“不太滿意”的工作滿意度概率會分別提升2.0個和3.9個百分點，而對其工作滿意度評價為“一般”“比較滿意”以及“非常滿意”的概率會分別降低3.8個、4.6個和1.3個百分點。因此，為了提高居民工作滿意度，降低非正規(guī)就業(yè)對居民工作滿意度的損失，勞動力市場正規(guī)化是有必要的。

第二，個人特征變量顯示，性別和戶籍狀況對居民工作滿意度具有負(fù)向效應(yīng)，進(jìn)而表明與女性居民和農(nóng)村居民相比，男性和城鎮(zhèn)戶籍的居民工作滿意程度會相對更低。一個可能的解釋是男性居民和城鎮(zhèn)居民工作壓力更大，預(yù)期實現(xiàn)程度相對較低，致使他們的工作滿意度低于女性居民和農(nóng)村居民。但是由于性別和戶籍狀況變量系數(shù)在統(tǒng)計意義上不顯著，所以這一結(jié)果也可能會隨著樣本的變化而發(fā)生改變。通過回歸結(jié)果還可以反映出，年齡因素、受教育年限越長、政治面貌為黨員、婚姻和健康變量均會對居民工作滿意度產(chǎn)生積極促進(jìn)作用，而且除了婚姻狀況變量不顯著之外，其他變量都在統(tǒng)計意義上顯著。這意味著隨著居民年齡和受教育年限的增加會在一定程度上提升居民工作滿意度；中共黨員的工作滿意度高于非黨員居民；已婚者和身體健康的居民工作滿意度高于未婚者和身體不太健康的居民。一個可能的解釋是隨著年齡增加，居民的工作熟練程度越來越強；隨著受教育年限的增加以及成為黨員的政治身份會明顯增加居民自身的人力資本稟賦優(yōu)勢從而更有可能獲件條件更好的工作崗位；已婚擁有配偶和身體健康的居民生活會更加幸福進(jìn)而對他們的工作滿意度也會產(chǎn)生正面促進(jìn)效應(yīng)。

第三，工作特征變量顯示，周工作時間對居民工作滿意度的影響在5%統(tǒng)計意義上顯著為負(fù)，表明工作時間延長會顯著降低居民的工作滿意度，這與王茜和羅進(jìn)化（2014）研究結(jié)果是一致的。此外，工作環(huán)境變量、晉升機(jī)會變量以及年收入水平變量會對居民工作滿意度產(chǎn)生積極正向影響，并且在1%水平上顯著，這表明工作環(huán)境越好，晉升機(jī)會越大并且收入越高可以顯著增加居民工作滿意度，其中年收入對數(shù)變量的系數(shù)大于工作環(huán)境和晉升機(jī)會變量的系數(shù)，揭示了居民年收入是影響他們工作滿意度最為重要的因素，因此，增加居民收入水平對其工作滿意度的提升具有顯著的促增作用。此外，如果企業(yè)能夠為居民提供醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險，這也能顯著增加居民工作滿意度，這主要是由于如果企業(yè)能夠給居民提供醫(yī)療、養(yǎng)老保險那么在一定程度上可以減少居民的預(yù)防性儲蓄量并有效刺激消費水平，提升了居民的生活幸福感，從而正面促進(jìn)了他們的工作滿意度水平。

（二）異質(zhì)性的非正規(guī)就業(yè)與居民工作滿意度：有序Probit結(jié)果

前文的分析是將所有的樣本放在一起進(jìn)行的有序Probit回歸分析，得到的結(jié)論是非正規(guī)就業(yè)對居民工作滿意度的一個平均效應(yīng)，但沒有針對不同性別以及不同受教育年限等異質(zhì)性群體進(jìn)行區(qū)別分析。然而，非正規(guī)就業(yè)對異質(zhì)性群體工作滿意度影響可能不同，因此，本文分別按照性別和受教育年限將全樣本分為男性樣本和女性樣本；受教育時間小于10年的樣本、受教育時間在10年到12年之間的樣本以及受教育時間大于12年的樣本，總共有5個分樣本，深入考察非正規(guī)就業(yè)對不同異質(zhì)性群體間工作滿意度的影響是否存在明顯的差異。具體回歸結(jié)果見表3。

由表3得出以下結(jié)論：

第一，無論是男性還是女性，受教育年限小于10年、還是10～12年或者大于12年的居民，非正規(guī)就業(yè)都顯著降低了居民工作滿意度。性別分樣本的有序Probit回歸結(jié)果表明，與女性居民相比較，男性居民從事非正規(guī)就業(yè)會對其工作滿意度的損失情況更嚴(yán)重。受教育年限分樣本結(jié)果表明，與其他受教育年限群體相比較，從事非正規(guī)就業(yè)會對接受教育年限低于10年居民的工作滿意度的負(fù)面影響程度最嚴(yán)重，而對接受教育年限為高中即10年至12年居民的工作滿意度負(fù)面影響程度最輕微。造成這種結(jié)果最可能的原因是，通常而言與女性居民相對比，男性居民的工資收入是一個家庭中最主要的經(jīng)濟(jì)收入來源，因此他們往往會比女性更加努力的工作，其內(nèi)心承擔(dān)的工作壓力負(fù)擔(dān)會更重，從而在一定程度上會降低他們對工作滿意度的主觀評判。受教育年限低于10年的居民從事的非正規(guī)就業(yè)一般是社會最底層的工作，不僅工作環(huán)境差、工資水平低而且還缺乏社會保障，他們的工作滿意度一般來說是最低的。而受教育年限大于12年的居民一般是對未來預(yù)期較高，如果他們從事非正規(guī)就業(yè)會顯著降低他們的預(yù)期實現(xiàn)程度，從而降低了他們的工作滿意度。對于受教育年限在10～12年之間的居民來說，他們內(nèi)在的預(yù)期目標(biāo)相對較低，而且其收入狀況相比較而言較為良好，生活壓力相對較小，綜合影響之下導(dǎo)致該群體對自身工作滿意度的評價相對會更高。

第二，對于個人特征變量和工作特征變量，除了城鎮(zhèn)戶籍對受教育年限大于12年的居民工作滿意度有正向效應(yīng)之外，分樣本回歸結(jié)果和全樣本回歸結(jié)果基本一致，即性別和戶籍狀況對居民工作滿意度具有負(fù)向效應(yīng)，而年齡變量、受教育年限變量、政治面貌變量、婚姻狀況變量和健康狀況變量均會對居民工作滿意度產(chǎn)生正向促進(jìn)作用。周工作時間延長會顯著降低居民工作滿意度，而工作環(huán)境越好，晉升機(jī)會越大并且收入越高可以顯著增加居民工作滿意度，此外，如果企業(yè)能夠為居民提供醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險，那么對居民工作滿意度的提升具有顯著的促增作用。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.工具變量法

前面表2的回歸結(jié)果顯示，從事非正規(guī)就業(yè)會顯著降低居民的工作滿意度水平。但是值得注意的是，非正規(guī)就業(yè)和居民工作滿意度之間可能存在不容忽視的內(nèi)生性問題，即工作滿意度越低的居民從事非正規(guī)就業(yè)的可能性越大，從事非正規(guī)就業(yè)又會對其工作滿意度水平造成一定的負(fù)面影響，兩者之間存在互相影響的可能，從而導(dǎo)致估計結(jié)果是有偏的。對此，解決內(nèi)生性問題的一個有效辦法是尋找工具變量，本文將省級養(yǎng)老保險覆蓋率作為非正規(guī)就業(yè)的工具變量，主要原因是養(yǎng)老保險覆蓋率越高的地方，勞動力市場中勞動保護(hù)執(zhí)行情況往往越好，從而勞動者從事非正規(guī)就業(yè)的可能性越小，而省級養(yǎng)老保險覆蓋率是一個地方政府政策執(zhí)行的外在變量，與居民自身工作滿意度的主觀內(nèi)在評價無關(guān)，即滿足工具變量的基本要求。本文過度識別檢驗的P值為0.714，故接受原假設(shè)，認(rèn)為養(yǎng)老保險覆蓋率為外生的。同時第一階段回歸的F統(tǒng)計量為102.265，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了經(jīng)驗切割點10，這表明養(yǎng)老保險覆蓋率不是非正規(guī)就業(yè)的弱工具變量。表4匯報了全樣本和異質(zhì)性的非正規(guī)就業(yè)對居民工作滿意度影響的工具變量有序Probit結(jié)果。

由表4顯示，全樣本中以省級養(yǎng)老覆蓋率作為工具變量控制內(nèi)生性后，第二階段回歸中非正規(guī)就業(yè)變量系數(shù)在5%統(tǒng)計意義上顯著為負(fù)值，這表明非正規(guī)就業(yè)是影響居民工作滿意度的重要負(fù)面因素，與前面表2的結(jié)論相一致。分樣本異質(zhì)性工具變量回歸結(jié)果顯示，在控制內(nèi)生性及其他變量不變的情況下，非正規(guī)就業(yè)對不同性別和不同受教育年限的居民工作滿意度影響都在統(tǒng)計意義上顯著為負(fù)，進(jìn)一步證實了如果居民從事非正規(guī)就業(yè)，那么他們的工作滿意度顯著低于正規(guī)就業(yè)居民的工作滿意度，具體回歸系數(shù)大小與前面表3結(jié)果相一致。此外，個人特征變量和工作特征變量的回歸系數(shù)符號與表2、表3結(jié)果也是一致的，本文不再詳細(xì)敘述?？傊瑸榱瞬粩嗵嵘袊w居民的工作滿意度，政府應(yīng)該努力促使勞動力市場走向正規(guī)化，讓從事非正規(guī)就業(yè)的居民走向正規(guī)崗位，努力改善其薪酬福利水平和工作條件，完善醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險等社會保障機(jī)制，以有效維護(hù)勞動者的合法權(quán)益。

2.傾向得分匹配法

考慮到樣本可能由于“自選擇偏差”而引起內(nèi)生性問題，為了得到更穩(wěn)健的回歸結(jié)果：即非正規(guī)就業(yè)對居民工作滿意度的影響作用是否具有一致，穩(wěn)定的效果，本文分別對全樣本、分性別、分受教育年限樣本，使用Rosembaum 和Rubin（1985）提出的傾向得分匹配法（PSM）[35]重新估計非正規(guī)就業(yè)與居民工作滿意度之間的關(guān)系。傾向得分匹配的思想假定：如果從事正規(guī)就業(yè)和非正規(guī)就業(yè)兩種群體的差異能夠被一組共同影響的因素（協(xié)變量 X，如年齡、戶籍、政治面貌等）完美解釋，那么我們就可以用這些共同的因素進(jìn)行分層匹配，使得每一層內(nèi)由兩種群體：正規(guī)就業(yè)者和非正規(guī)就業(yè)者，兩者唯一的不同在于他們是否從事非正規(guī)就業(yè)，然后考察這兩種群體的工作滿意度差異。我們將從事非正規(guī)就業(yè)者視為處理組，將正規(guī)就業(yè)者視為控制組，在可觀測特征條件下，用傾向得分把是否從事非正規(guī)就業(yè)視為一種概率，以此概率作為分層匹配的基礎(chǔ)，可以得到較好的ATT（處理組效應(yīng)）。利用Stata軟件進(jìn)行傾向得分匹配時，需要檢驗從事非正規(guī)就業(yè)和正規(guī)就業(yè)兩種群體之間的其他控制變量（協(xié)變量）間平衡性，平衡性檢驗結(jié)果顯示，匹配前從事非正規(guī)就業(yè)和正規(guī)就業(yè)的兩組群體在個人特征變量方面存在顯著差異，但匹配后的大部分變量的偏誤比例都將至6%以下，除了周工作時間和工作環(huán)境的偏誤比例處于6%～9%之間，但這些變量的偏誤比例均在75%以上。T檢驗的概率值顯示，以上匹配變量均不能在10%的顯著性水平下拒絕匹配后處理組（非正規(guī)就業(yè)者）與控制組（正規(guī)就業(yè)者）無顯著差異的原假設(shè)，即匹配結(jié)果通過了平衡性檢驗。本文采取卡尺內(nèi)最近鄰匹配、核匹配、局部線性回歸匹配三種方法進(jìn)行檢驗，這幾種方法本質(zhì)上相同的，這里采用多種方法是為確保檢驗結(jié)果更為可靠穩(wěn)健，若通過不同方法得到的ATT結(jié)果在方向與顯著性上都相同，則表明結(jié)果相對可靠。具體全樣本及分樣本傾向得分匹配的ATT處理效應(yīng)見表5。

由表5可知，通過PSM法控制匹配一系列可觀測變量的差異之后，得到全樣本的ATT處理組效應(yīng)是在5%水平上顯著為負(fù)的，即從事非正規(guī)就業(yè)會顯著降低其工作滿意度，而且三種匹配方法得到的處理結(jié)果差異不大，表明結(jié)果是穩(wěn)健的。分性別樣本的ATT處理效應(yīng)顯示，男性從事非正規(guī)就業(yè)對工作滿意度的負(fù)面影響程度要高于女性非正規(guī)就業(yè)者，與前面表3結(jié)果相一致；受教育年限分樣本的ATT處理效應(yīng)顯示，在匹配消除了控制組和處理組樣本誤差之后，從事非正規(guī)就業(yè)對受教育年限小于10年的工作滿意度造成的負(fù)面影響最大且在1%水平上顯著，對受教育年限處于10～12年群體的工作滿意度造成的負(fù)面影響最小且在5%水平上顯著，一個可能的原因是與各層群體的預(yù)期目標(biāo)及心理壓力存在差異有關(guān)。此外，以上在修正選擇性偏差和內(nèi)生性問題之后得到的ATT處理效應(yīng)的結(jié)果不因匹配方法不同而改變，表明處理結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論及建議

本文通過采用CLDS（2014）數(shù)據(jù)，實證檢驗分析了非正規(guī)就業(yè)對居民工作滿意度的影響效應(yīng)，然后按照性別和受教育年限將全樣本分為男性樣本、女性樣本、受教育年限小于10年、10到12年之間以及大于12年，共計5個分樣本，深入考察影響結(jié)果是否存在群體異質(zhì)性差異，最后采用工具變量法和PSM傾向得分匹配法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，本文研究發(fā)現(xiàn)以下三條結(jié)論：

第一，非正規(guī)就業(yè)是影響居民工作滿意度的重要負(fù)面因素。全樣本回歸結(jié)果顯示，如果居民從事非正規(guī)就業(yè)會顯著降低其工作滿意度，且在1%水平上顯著為負(fù)。以養(yǎng)老保險覆蓋率作為工具變量以及運用傾向得分匹配法控制內(nèi)生性后的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果顯示，無論是全樣本還是分樣本，非正規(guī)就業(yè)對居民工作滿意度的影響結(jié)果均顯著為負(fù)，即控制其他變量不變的條件下，非正規(guī)就業(yè)者的工作滿意度要顯著低于正規(guī)就業(yè)者。

第二，非正規(guī)就業(yè)對于性別和受教育年限具有顯著的群體異質(zhì)性效應(yīng)。分樣本回歸結(jié)果顯示，非正規(guī)就業(yè)對于男性居民工作滿意度的損失大于女性居民，這可能與男性居民工作壓力更大，若從事非正規(guī)就業(yè)對于其預(yù)期實現(xiàn)程度相對較低有關(guān)；非正規(guī)就業(yè)對于受教育年限小于10年的居民工作滿意度損失程度最大，而對于受教育年限為10～12年的居民工作滿意度損失程度最小，一個可能的解釋是不同受教育程度居民的相對收入水平、預(yù)期目標(biāo)及生活壓力存在差異有關(guān)。

第三，從個人特征看，性別和戶籍狀況對居民工作滿意度具有負(fù)向影響；而居民的年齡、受教育程度、政治面貌、婚姻和健康狀況均對其工作滿意度具有積極正向影響。從工作特征變量來看，周工作時間延長會顯著降低居民工作滿意度，而工作環(huán)境越好，晉升機(jī)會越大并且收入越高可以顯著增加居民工作滿意度，此外，如果企業(yè)能夠為居民提供醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險，那么可以有效顯著提升居民的工作滿意程度。

因此，為了提升居民工作滿意度，降低非正規(guī)就業(yè)給居民工作滿意度帶來的損失，我們應(yīng)該做到以下幾個方面：首先，中央和地方政府要制定合理的規(guī)章制度，并努力消除城鄉(xiāng)戶籍障礙、部門體制障礙、性別歧視障礙等一系列影響勞動者平等就業(yè)的制度障礙和就業(yè)困難，積極促進(jìn)勞動力市場各部門合理規(guī)范化，減少用工市場中非正規(guī)就業(yè)者的數(shù)量和規(guī)模，并協(xié)助他們踏入正規(guī)就業(yè)崗位；其次，用人單位應(yīng)更加重視改善勞動者的工作條件，完善養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險等社會保障機(jī)制，增加工作的安全性與規(guī)范性，限制非法超長時間工作，切實保障職工的休息權(quán)，消除用工的差別待遇，實行同工同酬同保障；最后，勞動者應(yīng)該積極接受學(xué)校教育并不斷提升知識水平，培養(yǎng)樂觀向上的人生態(tài)度和積極進(jìn)取的思維方式，塑造終身學(xué)習(xí)能力以持續(xù)增強自身人力資本稟賦，憑借豐富的就業(yè)競爭資本獲得在正規(guī)部門崗位勞動的機(jī)會。最通過采取以上措施，不斷提升整體居民工作滿意度，促進(jìn)社會和諧安寧，增強社會凝聚力，使得整體社會經(jīng)濟(jì)能夠持續(xù)健康發(fā)展。

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