1、非正规就业对居民工作满意度的影响来自中国劳动力动态调查数据的经验分析 刘翠花 丁述磊 东北财经大学经济学院 摘 要： 使用 CLDS (2014) 数据, 定量检验了非正规就业对居民工作满意度的影响, 然后按照性别和受教育年限将全样本分为五组分样本, 进一步分析非正规就业对异质性群体工作满意度的影响是否存在差异。研究发现:非正规就业是影响居民工作满意度的重要因素, 如果居民从事非正规就业, 则会显著降低他们的工作满意度。周工作时间延长对居民工作满意度具有显著负向效应, 工作环境越好, 晋升机会越大, 收入越高以及党员身份和健康的身体可以显著增加居民工作满意度。此外, 如果企业能够为居民提供医疗
2、保险和养老保险, 则对居民工作满意度的提升具有显著的促增作用。分样本显示, 非正规就业对男性居民以及受教育年限小于 10 年的居民工作满意度损失最大。因此, 为了提升居民工作满意度, 促进社会和谐安宁, 政府应该努力促进劳动力市场正规化, 使从事非正规就业的劳动者走向正规岗位。关键词： 非正规就业; 工作满意度; 有序 Probit 模型; 作者简介：刘翠花 (1991-) , 女, 山东莱芜人, 东北财经大学经济学院博士研究生, 研究方向:劳动经济学;作者简介：丁述磊 (1991-) , 东北财经大学经济学院博士研究生, 研究方向:劳动经济学。基金：国家社会科学基金项目大学毕业生就业质量与政
3、策研究 (14BSH107) 一、引言非正规就业是当今各国劳动力市场中普遍存在的一种就业形式。国企下岗员工、进城劳务的农民工、自由职业者等体制外人员是我国非正规就业者的主要构成来源, 与正规就业者相比, 非正规就业者由于没有登记注册、过于分散、纳入国家体制通常比较困难, 因而成为政府管制的薄弱环节。在此情形下, 非正规就业者通常会遇到劳动强度大、福利待遇低劣、社会保障缺乏等问题, 不可避免的会对其工作满意度产生严重影响。基于此, 本文深入考察了非正规就业对居民工作满意度的影响程度, 并在有效控制了内生性问题的前提下, 探讨了以性别和受教育年限分样本的群体异质性效应, 以期为提升非正规就业者的工
4、作满意度并不断促进劳动力市场的正规化提出合理化建议。关于工作满意度的研究, 国内外许多学者分别从定义、维度、影响因素等不同侧重点开展进行。Spector (1964) 认为工作满意度从本质上来讲可以看作一种直接心理综合体验, 来自员工对于自身工作所处环境的方方面面1。Judge 等 (2001) 、Lemmergaard 和 Lauridsen (2008) 等学者将工作满意度界定为员工对于自身工作所有方面产生的主观情感表达或者内在满意度体验, 比如对工作环境、工资水平、人际关系等各方面的认知评价和内在情感体会2-3。关于维度的相关研究, 概括来讲可以分为是否满意的一元维度理论和多元维度理论,
5、 George 和 Jones (1996) 认为在多元维度理论中又可包括工作本身、与领导同事关系、薪酬福利、对组织的满意度等几个方面4。在此维度基础上, Mackenzie 等 (1998) 认为多元维度还涉及发展机会、工作环境、意想不到的奖励及好处等方面5。卢嘉和时勘 (2005) 、冉斌 (2011) 等国内学者认为工资水平、工作环境、合作团体、规章制度以及公司管理等共同构成了工作满意度的五个维度6-7。从影响因素来看, 个人层面、工作层面、组织层面是影响工作满意度的三个层面主要因素。在个人层面中, Solinger 等 (2008) 指出人际关系和谐程度、工作投入程度及态度、受教育年限
6、水平、性别等因素都会对工作满意度产生显著影响8。在工作层面中, 周丽超 (2014) 指出工作自主权、工作压力程度以及工作环境都会对工作满意度造成显著影响, 尤其是适度的工作压力、友好的工作氛围能够有利提高职工的工作满意程度9。在组织层面中, 赵君 (2013) 研究指出薪酬福利、组织氛围、组织公平和组织信任等会显著影响员工工作满意度, 充分的组织信任与完善的薪酬福利体系会促使员工工作满意度得到显著提升10。郑春荣 (2013) 、李琼 (2015) 研究指出非正规就业者由于没有正规劳动合同的保障, 往往面临着薪酬福利较低、社会保障制度障碍、工作环境恶劣等一系列问题11-12, 而以上的缺失及
7、问题则会对他们的工作满意度造成一定负面影响。如 Buddelmeyer 等 (2015) 通过实证分析澳大利亚住户调查数据, 指出相比正规就业人员, 非正规就业人员的工作满意度水平显著更低13。对于薪酬福利, Soest (1995) 、Heckman 和 Hotz (1986) 、常进雄和王丹枫 (2010) 等学者认为正规就业与非正规就业两种就业形式之间存在较为明显的工资差异, 前者的工资水平要明显高于后者14-16。王庆芳和郭金兴 (2017) 进一步分析发现尤其是有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规自雇者与正规就业者的工资收入差距越来越大, 特别是处于非正规就业形式的劳动者生存境况不容
8、乐观, 而且有愈发困难的态势17。对于社会保障, 燕晓飞 (2009) 指出非正规就业者当前面临的社会保障问题主要有:制度障碍、相关法律缺陷以及相关道德观念缺失等突出问题18。张国英 (2012) 、任海霞 (2016) 研究发现非正规就业者的养老保险和医疗保险的参保率和缴费率都明显低于正规就业者, 而且他们享有的住房、教育等社会救助非常缺乏19-20。对于就业稳定性和工作环境, 许春淑 (2011) 、王桂新和胡健 (2015) 研究指出农民工等非正规就业群体由于缺乏劳动合同保障权益, 他们的就业稳定性较差, 加班加点超长时间工作已成为常态, 而且经常面临比较脏乱、恶劣的工作环境, 生活质量
9、水平较为低下等困境21-22。事实上, 以上非正规就业者面临的种种问题会对其工作满意度造成重要影响。如 Dolan 等 (2008) 认为非正规就业的工作稳定性、晋升可能性以及工作的自由灵活性要明显低于正规就业, 因此也就导致了前者的工作满意度要更低23。姚植夫和张译文 (2012) 采用西北四个省份的调查数据, 研究发现要想明显提高新生代农民工的工作满意度水平可以确保劳动强度适中、工作环境安全、社会保障完好等有效举措24。王茜和罗进化 (2014) 构建以工时满意度为因变量、以工作时间为核心解释变量的半参数模型, 证实加班导致的工时延长显著降低了员工的工时满意度25。顾梦蛟和程名望 (201
10、3) 认为工作环境是影响居民就业满意度最为显著的因素, 工作环境越差, 居民就业满意度越低26。明娟和曾湘泉 (2015) 实证研究指出工作转换频率过高会明显降低农民工就业质量水平, 频繁的工作转换会增加农民工的工作时间而收入水平却没有明显提高, 同时对他们的养老保险缴纳和签订长期或固定劳动合同产生了不利影响27。综上所述, 已有文献多是从居民工作满意度的某些影响因素入手研究, 但是基于就业视角, 利用中国微观调查数据考察非正规就业对居民工作满意度影响的文献研究相对较少。考虑到从事非正规就业会对居民工作满意度造成一定的负面影响, 但是到底影响程度有多大?是否存在区分性别和区分受教育年限的群体异
11、质性效应?因此, 为了对相关文献进行补充, 本文基于 CLDS (2014) 数据, 利用有序 Probit 模型分析非正规就业对居民工作满意度的影响, 并按照性别和受教育年限进行分样本回归以考察群体异质性效应, 并为中国劳动力市场正规化的合理性提供实证支持。二、概念界定与理论分析(一) 概念界定国际劳工组织 (ILO, 1972) 最早提出非正规就业的相关概念, 即主要是指在非正规部门就业的一种就业形式28。这里的非正规部门特指不在国家正规法律管制范围之内的一些小规模企业、自雇经营的个体商户等, 与国家管理体制内的正规部门相区别。随着后续界定范围的不断扩大, 非正规就业将正规部门中进行的非正
12、规就业形式也纳入到该范围之内, 而不只是包括前面提到的非正规部门企业和家庭部门中的就业形式。国际劳工组织 (ILO, 2003) 又对非正规就业进行了重新评定, 指出非正规就业不能只考虑劳动者所处的企业类型, 而应该将劳动者就业的身份特质也纳入进来, 两者相综合进行评定, 这也为其他各国界定提供了最为基本的框架29。鉴于此, 常进雄和王丹枫 (2010) 、薛进军和高文书 (2012) 等国内学者综合考虑到我国劳动力市场的实际特点将非正规就业界定为:与传统的就业形式相区分, 主要存在于非正规部门和正规部门之中, 不仅仅包含各种非正规部门里的就业形式, 而且还包含存在于正规部门中的临时劳动者、非
13、全日制劳动者、劳务派遣工作者以及项目生产外包人员等, 即“正规部门里的非正规就业”16,30。其中非正规部门主要有:其一, 通过个人、家庭或者合伙创办的为社会群众提供商品和服务的小微型经营单位, 如雇佣人数少于七人的个人独资企业、个体单位户以及家庭手工业户等形式。其二, 通过居民社区、企业、或非政府社团为依托, 主要是以制造工作岗位和获得一定收入为最终目标的自营性公益组织。其三, 其他自负盈亏的独立劳动者。基于此, 本文将非正规就业定义为:无雇工的个体经营者、临时劳动工、领取薪酬的家政服务人员以及国企事业单位中的短期劳动者、非全日制劳动者和派遣就业人员。(二) 理论分析在研究非正规就业的相关理
14、论研究中, 主要是基于劳动市场二元分割理论进行分析。如杨凡 (2015) 曾经研究指出由我国典型的非正规就业形式主要是由于城乡差异和所有制体制分割造成的二元劳动力市场分割造成的31。针对我国劳动力市场的实际情况来说, 劳动力之所以不能在就业市场上自由灵活流动主要是受到一些制度性和歧视性等障碍的影响, 由此也就导致了主要和次要两个层级劳动力市场的形成。Doeringer 和 Piore (1971) 认为劳动者如果处于主要劳动力市场中则通常会享有较高的工资福利、较为稳定的工作岗位、良好的工作条件、规章制度较为管理规范以及较大的发展机会等优势;但是如果劳动者处于次要劳动力市场中则通常会面临较低的工
15、资福利、极其不稳定的工作岗位、较差工作条件、管理不到位及发展空间较小等劣势32。通过前面文献梳理可知, 非正规就业者主要是由没有雇工的个体经营者、临时劳动者、非全日制劳动者和短期劳务派遣人员等组成, 这些群体由于受户籍制度、性别歧视、流动性障碍、工作经历和受教育水平等因素限制, 往往更多的聚集在次要劳动力市场中, 而且由于缺乏正规劳动合同的保障导致薪资水平较低、就业不稳定以及缺乏必要的社会保障, 这些都是降低其工作满意度的重要原因。我国由计划经济向市场经济转轨是形成劳动力市场体制分割的主要原因, 具体而言, 体制内劳动力市场主要是由国企、事业单位等国有部门构成, 以正规就业为主要就业形式。其工
16、资决定机制更多是考量政府的相关政策与制度, 即政府控制下的行政工资制度是目前很多国有部门的工资制定标准, 市场化程度较低。相对应地, 体制外劳动力市场主要是由非国企事业单位职工、无雇工的个体经营者、临时劳动者以及农民工等人员组成, 同时也是非正规就业的典型形式。胡学勤 (2011) 指出该市场的工资决定基本是依据市场的竞争调节发挥作用, 通过劳动生产率反映出来33。尹志超和甘犁 (2009) 曾研究指出, 除货币性工资外, 国有部门员工的医疗、住房、社会保险等非货币性工资水平要显著高于非国有部门, 从而国有部门的工资溢价现象明显34。对于工资差异的因素, 除了劳动者的人力资本禀赋特征差异外,
17、鉴于劳动力市场体制分割造成的歧视工资差异也是正规和非正规就业工资差异的重要原因。即由于劳动力被分割处于不同的就业市场上, 虽然人力资本相同却由于工资决定机制差异而被赋予不同的工资水平, 因此会产生同质异价的问题, 使得人力资本对工资的作用有所弱化。鉴于此, 处于体制外劳动力市场上的非正规就业者的工资水平要明显更低, 而工资水平的高低又与工作满意度之间存在较大的同向变动关系, 据此传导分析, 非正规就业的工作满意度会相对较低。三、模型、变量与数据(一) 实证模型本文的被解释变量为工作满意度 (Satisfaction) , 该变量定义为有序离散变量。CLDS (2014) 调查问卷中关于工作满意
18、度的问题为:“总的来说, 您的工作满意度如何?”。本文将该问题对应选项赋值如下:用 1 表示“非常不满意”、用 2 表示“不太满意”、用 3 表示“一般”、用 4 表示“比较满意”、用 5 表示“非常满意”, 代表工作满意度依次增强。因此, 本文采用有序 Probit 模型来探究非正规就业是如何影响居民的工作满意度。该模型假定存在一个能够代表工作满意度 (Satisfaction) , 但又不能直接观测的潜在变量 (Satisfaction*) , 本文假定潜在变量 (Satisfaction*) 由下公式 (1) 决定:其中, Inform al 代表非正规就业是本文的核心解释变量, 是非正
19、规就业对应的回归系数;X i表示其他影响居民工作满意度的控制变量矩阵 (如性别、健康状况、周工作时间和晋升机会等) , 是控制变量矩阵对应的回归系数矩阵; i代表随机扰动项。同时, 设 1 2 3 4, 并定义:如果随机扰动项 i服从标准正态分布, 则本文可以得到居民工作满意度的条件概率分布, 具体表示如下式 (3) :其中 () 为标准正态分布的分布函数, f (X) = iInformali+X i i。在有序 Pr obit 模型中, 如果随机扰动项与解释变量相互独立, 那么采用极大似然法对参数进行估计, 将会得到一致估计量。(二) 变量描述非正规就业为核心解释变量。考虑到居民工作满意度
20、还受到其他控制因素的影响, 因此本文同时引入性别变量、年龄变量、户籍状况变量、受教育年限变量、政治面貌变量、婚姻状况变量、健康状况变量、周工作时间变量、工作环境变量、晋升机会变量、个人年收入变量、医疗保险和养老保险变量。在数据赋值方面, 本文用 1 代表非正规就业, 用 0 代表正规就业;关于性别变量, 用 1 代表男性, 用 0 代表女性;关于户籍状况变量, 用 1 代表城镇户籍居民, 用 0 代表非城镇户籍居民;关于受教育年限变量, 用 6 年表示小学, 9 年表示初中, 12 年表示高中, 16 年表示大学, 19 年表示研究生及以上;关于政治面貌变量, 用 1 表示中共党员, 用 0
21、表示非党员;关于婚姻状况变量, 用 1 表示已婚和同居, 用 0表示其他;关于健康状况、工作环境和晋升机会变量, 用 1 表示非常不满意, 用 2 表示不太满意, 用 3 表示一般, 用 4 表示比较满意, 用 5 表示非常满意;关于医疗保险和养老保险变量, 用 1 表示企业提供医疗保险和养老保险, 用 0 表示不提供。以上所有变量的描述性统计分析见表 1。(三) 数据来源本文进行实证分析采用的数据来自 2014 年中国劳动力动态调查数据, 即 CLDS (2014) 。该数据调查对象分别有村居、家庭和劳动力个体三种, 本文选取的数据是针对劳动力个体的数据。CLDS 采用的多阶段、多层次且与劳
22、动力规模成比例的概率抽样法, 并包括了教育、工作、健康、劳动力迁移以及市场经济活动等众多内容, 对于我国劳动力现状情况可以较好的体现。本文的研究对象为年龄在 1865 岁以及工作时间在 0112 小时之间的居民, 剔除数据缺失的样本之后, 本文最终得到了 2 530 个有效微观样本。该有效样本涉及了全国包括自治区和直辖市在内的 28 个省份, 具有较为理想的代表性。表 1 相关变量的描述性统计分析 下载原表 表 1 相关变量的描述性统计分析 下载原表 四、实证分析(一) 非正规就业与居民工作满意度:有序 Probit 结果本文采用有序 Probit 方法对全样本进行回归分析, 同时也汇报了当取各个解释变量的均值时非正规就业对居民工作满意度的边际影响结果, 具体回归结果见表 2。表 2 非正规就业与居民工作满意度:有序 Probit 结果 下载原表
