非正規(guī)就業(yè)勞動(dòng)者就業(yè)滿(mǎn)意度的性別差異

吳傳琦，尹振宇，張志強(qiáng)

(1.清華大學(xué) 社會(huì)科學(xué)學(xué)院，北京 100084；2.龍?jiān)?北京)風(fēng)電工程技術(shù)有限公司，北京 100034；3.中國(guó)出口信用保險(xiǎn)公司博士后科研工作站，北京 100033)

隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)多元化發(fā)展，非正規(guī)就業(yè)逐漸成為近年來(lái)的重要就業(yè)方式。非正規(guī)就業(yè)是伴隨著中國(guó)改革開(kāi)放的進(jìn)程而發(fā)展起來(lái)的，非正規(guī)就業(yè)的存在，一方面體現(xiàn)了就業(yè)方式的多樣性和靈活性，解決了諸多就業(yè)問(wèn)題，另一方面也反映出了在中國(guó)這一人口大國(guó)正規(guī)就業(yè)“就業(yè)難”的問(wèn)題?，F(xiàn)階段中國(guó)非正規(guī)就業(yè)存在缺乏勞動(dòng)保障、增長(zhǎng)速度快、勞動(dòng)報(bào)酬較低、群體異質(zhì)性明顯等特點(diǎn)。就業(yè)作為第一民生，就業(yè)滿(mǎn)意度自然是評(píng)價(jià)微觀(guān)個(gè)體就業(yè)的重要指標(biāo)之一。隨著非正規(guī)就業(yè)逐漸成為社會(huì)的一種重要就業(yè)方式，其對(duì)于就業(yè)者的就業(yè)滿(mǎn)意度是否產(chǎn)生一定影響？這種影響與正規(guī)就業(yè)有著怎樣的差異？這其中的性別差異又是如何？這些問(wèn)題值得探討。

一、文獻(xiàn)綜述

隨著社會(huì)發(fā)展，就業(yè)方式逐漸開(kāi)始發(fā)生變化，國(guó)際勞工組織在1972年提出非正規(guī)就業(yè)的概念[1]，意味著非正規(guī)就業(yè)成為就業(yè)的一種新形式。近年來(lái)，中國(guó)總體就業(yè)人數(shù)與登記就業(yè)人數(shù)差距逐步擴(kuò)大，這中間有兩層原因，一是由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展復(fù)雜化等帶來(lái)的統(tǒng)計(jì)性誤差，另一方面則是由于勞動(dòng)力市場(chǎng)多樣化發(fā)展和嚴(yán)峻的就業(yè)形勢(shì)所形成的非正規(guī)就業(yè)所致[2]。非正規(guī)就業(yè)者體現(xiàn)為規(guī)模大、勞動(dòng)條件較差、勞動(dòng)關(guān)系不穩(wěn)定、福利水平較低的特點(diǎn)[3]，其可能是導(dǎo)致收入分配擴(kuò)大的重要原因之一[4]。從群體異質(zhì)性的角度看，女性勞動(dòng)力和農(nóng)民工群體參與非正規(guī)就業(yè)的可能性更大，并且女性非正規(guī)就業(yè)者收入更低，職業(yè)隔離和就業(yè)性別歧視可能會(huì)解釋這一現(xiàn)象[5-7]。因此，對(duì)于非正規(guī)就業(yè)會(huì)引起勞動(dòng)者就業(yè)滿(mǎn)意度如何變化成為就業(yè)領(lǐng)域研究的一大熱點(diǎn)。

就業(yè)滿(mǎn)意度是近些年來(lái)新興的研究話(huà)題和領(lǐng)域，并且隨著經(jīng)濟(jì)現(xiàn)代化發(fā)展和社會(huì)就業(yè)形式的多樣化，就業(yè)滿(mǎn)意度逐漸成為學(xué)界研究的熱點(diǎn)問(wèn)題。國(guó)外關(guān)于就業(yè)滿(mǎn)意度的研究要早于國(guó)內(nèi)，早期的研究主要是從人力資源管理角度展開(kāi)的。相關(guān)研究在20世紀(jì)70年代便逐步開(kāi)始，國(guó)外學(xué)者討論了就業(yè)滿(mǎn)意度的內(nèi)涵和產(chǎn)生原因[8]，認(rèn)為就業(yè)滿(mǎn)意度與勞動(dòng)力個(gè)人的績(jī)效、組織承諾甚至是工作失誤有關(guān)[9-10]，因此，勞動(dòng)者和顧客的交流、工作靈活性等便成為提升就業(yè)滿(mǎn)意度的有效方式[11-12]。

梳理國(guó)內(nèi)有關(guān)就業(yè)滿(mǎn)意度的文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，近五年是研究的高峰期，并且體現(xiàn)出逐年增加的趨勢(shì)。個(gè)人因素、工作因素是影響到就業(yè)滿(mǎn)意度評(píng)價(jià)的主要因素，因此，從個(gè)人特征出發(fā)研究不同群體就業(yè)滿(mǎn)意度及其異質(zhì)性是近些年來(lái)有關(guān)研究的熱點(diǎn)所在。對(duì)于老一代農(nóng)民工來(lái)講，工資水平成為影響其城鎮(zhèn)就業(yè)滿(mǎn)意度的主要因素之一，這一點(diǎn)在年齡較大勞動(dòng)力、女性勞動(dòng)力中尤為凸顯[13]，可以看出，物質(zhì)因素比精神因素更多地影響到了農(nóng)民工的就業(yè)滿(mǎn)意度[14]；同樣是農(nóng)民工，新生代農(nóng)民工更加注重工作晉升和工作漲薪機(jī)會(huì)等，對(duì)工資的期待沒(méi)有那么強(qiáng)烈[15]；對(duì)于畢業(yè)大學(xué)生來(lái)講，一份穩(wěn)定的工作和有保障的薪金是提升其就業(yè)滿(mǎn)意度的主要影響因素，這種穩(wěn)定體現(xiàn)在雇用形式和社會(huì)保障方面，這也正是人們通常所提到的正規(guī)就業(yè)[16-17]。

關(guān)于非正規(guī)就業(yè)對(duì)就業(yè)滿(mǎn)意度影響的研究是伴隨多元化就業(yè)形式一同出現(xiàn)的。從理論上講，非正規(guī)就業(yè)對(duì)于就業(yè)滿(mǎn)意度會(huì)產(chǎn)生一定的負(fù)面影響[18]。有關(guān)發(fā)展中國(guó)家非正規(guī)就業(yè)及其對(duì)勞動(dòng)力就業(yè)滿(mǎn)意度影響的研究表明，非正規(guī)就業(yè)的確降低了勞動(dòng)力對(duì)自身就業(yè)滿(mǎn)意度的評(píng)價(jià)指數(shù)，這種效應(yīng)在女性、老年人和大學(xué)生就業(yè)群體中體現(xiàn)得尤為明顯[19]；在發(fā)展中國(guó)家，由于社會(huì)發(fā)展階段等宏觀(guān)因素的限制，就業(yè)問(wèn)題普遍存在，就業(yè)者的就業(yè)滿(mǎn)意度較低并不一定是由非正規(guī)就業(yè)本身決定的，工作態(tài)度、工作選擇等微觀(guān)因素也會(huì)對(duì)就業(yè)滿(mǎn)意度產(chǎn)生一定的影響[20]；然而，非正規(guī)就業(yè)并不一定會(huì)造成就業(yè)滿(mǎn)意度的必然降低，在收入不變的情況下，男性非正規(guī)就業(yè)者的就業(yè)滿(mǎn)意度要高于正規(guī)就業(yè)者，而對(duì)于女性來(lái)講，情況卻相反[21]。非正規(guī)就業(yè)是影響勞動(dòng)者就業(yè)滿(mǎn)意度的重要因素，并且會(huì)顯著降低其就業(yè)熱滿(mǎn)意度，這種效應(yīng)尤其體現(xiàn)在男性勞動(dòng)力和受教育年限較低的群體中[22]；由于養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的再分配功能較弱，所以會(huì)使得非正規(guī)就業(yè)者等弱勢(shì)群體陷入相對(duì)貧困，進(jìn)而降低其繳費(fèi)積極性和就業(yè)滿(mǎn)意度[23]；總體而言，非正規(guī)就業(yè)者對(duì)自身薪酬的滿(mǎn)意度并不高，對(duì)就業(yè)狀況感到較不滿(mǎn)意[24]；而對(duì)于特定行業(yè)來(lái)講，社會(huì)態(tài)度和收入水平是影響旅游業(yè)非正規(guī)就業(yè)滿(mǎn)意度的主要來(lái)源[25]。值得一提的是，非正規(guī)就業(yè)還通過(guò)降低就業(yè)滿(mǎn)意度進(jìn)而降低了居民的主觀(guān)幸福感和社會(huì)公平認(rèn)知[26-29]，因此，非正規(guī)就業(yè)所帶來(lái)的多重影響效果值得進(jìn)一步關(guān)注。

結(jié)合已有研究，傳統(tǒng)的正規(guī)就業(yè)勞動(dòng)條件和福利水平一般較好，因此理論上對(duì)就業(yè)滿(mǎn)意度會(huì)產(chǎn)生正向影響，而非正規(guī)就業(yè)兼有用工靈活、易于簽約以及勞動(dòng)條件相對(duì)較差的雙重屬性，因此，對(duì)于非正規(guī)就業(yè)及其就業(yè)滿(mǎn)意度的研究更具針對(duì)性。從性別視角探討非正規(guī)就業(yè)對(duì)就業(yè)滿(mǎn)意度的影響，不僅可以細(xì)化對(duì)就業(yè)滿(mǎn)意度和性別差異的理論研究，而且對(duì)于非正規(guī)就業(yè)勞動(dòng)力市場(chǎng)的發(fā)育和改善以及就業(yè)性別歧視等具有一定的啟示作用，豐富和細(xì)化男女勞動(dòng)力非正規(guī)就業(yè)所帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)績(jī)效和心理效應(yīng)研究，具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

綜上所述，國(guó)內(nèi)外有關(guān)就業(yè)滿(mǎn)意度以及非正規(guī)就業(yè)對(duì)其影響的研究較為完善，大概歷經(jīng)了從理論研究到實(shí)證分析的過(guò)程，并且隨著勞動(dòng)力市場(chǎng)的逐漸成熟化，關(guān)于就業(yè)滿(mǎn)意度的研究呈現(xiàn)近年來(lái)增多的趨勢(shì)。從現(xiàn)有的文獻(xiàn)來(lái)看，有關(guān)非正規(guī)就業(yè)對(duì)勞動(dòng)者就業(yè)滿(mǎn)意度細(xì)分的研究并不多，本文從性別比較的角度，利用微觀(guān)數(shù)據(jù)和計(jì)量方法支撐，探討非正規(guī)就業(yè)對(duì)勞動(dòng)者就業(yè)滿(mǎn)意度的異質(zhì)性影響，并提出建議和討論。

二、概念界定與影響機(jī)制

(一)概念界定

非正規(guī)就業(yè)是指在非正規(guī)部門(mén)的就業(yè)，是一種伴隨經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展所產(chǎn)生的新型就業(yè)方式。國(guó)際勞工組織最早提出非正規(guī)就業(yè)的概念[1]。國(guó)際上通常將非正規(guī)就業(yè)視為一類(lèi)生產(chǎn)單位，具有組織水平低、勞動(dòng)關(guān)系靈活、保障水平低、生產(chǎn)規(guī)模小等特征。由此，各個(gè)國(guó)家以國(guó)際勞工組織(ILO)做出的非正規(guī)就業(yè)標(biāo)準(zhǔn)為基礎(chǔ)，根據(jù)其不同的社會(huì)發(fā)展階段對(duì)非正規(guī)就業(yè)有著不同的界定和研究?；谥袊?guó)國(guó)情和現(xiàn)狀，不同學(xué)者對(duì)于非正規(guī)就業(yè)的界定不盡相同，蔡昉和王美艷(2004)認(rèn)為，一般來(lái)講，沒(méi)有進(jìn)行工商登記、不參加社會(huì)保險(xiǎn)以及勞動(dòng)關(guān)系不規(guī)范的工作就業(yè)形式都可以被稱(chēng)之為非正規(guī)就業(yè)[2]；胡鞍鋼和趙黎(2006)基于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和產(chǎn)業(yè)部門(mén)升級(jí)的背景，認(rèn)為城鎮(zhèn)非正規(guī)就業(yè)應(yīng)包含城鎮(zhèn)就業(yè)中的私企人員、個(gè)體經(jīng)濟(jì)人員以及以農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力為主的未納入統(tǒng)計(jì)的就業(yè)人員[30]；吳要武和蔡昉(2006)列出九種非正規(guī)就業(yè)者的特征，詳細(xì)探討了非正規(guī)就業(yè)的界定和劃分問(wèn)題[3]?；诖?，本文將非正規(guī)就業(yè)者界定為企事業(yè)單位臨時(shí)工作人員、短期工作人員、無(wú)雇傭工的個(gè)體經(jīng)營(yíng)者、非全日制勞動(dòng)人員以及其他已經(jīng)形成事實(shí)勞動(dòng)關(guān)系且未簽訂勞工合同或無(wú)有關(guān)社會(huì)保障的就業(yè)人員。

(二)影響機(jī)制

勞動(dòng)力市場(chǎng)的分割或分層是多重就業(yè)形式和雇傭方式的來(lái)源之一。在中國(guó)，城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)加劇了這一效應(yīng)，非正規(guī)就業(yè)的形成原因之一便是城鄉(xiāng)勞動(dòng)力市場(chǎng)的差異和分割[31]。隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)多元化發(fā)展，中國(guó)的就業(yè)逐漸由城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)發(fā)展成為包含鄉(xiāng)村非農(nóng)就業(yè)的“三元結(jié)構(gòu)”，甚至是包含城鎮(zhèn)非正規(guī)就業(yè)的“四元結(jié)構(gòu)”[32]。另外，就業(yè)歧視、壟斷經(jīng)濟(jì)等也在某種層面上導(dǎo)致勞動(dòng)力市場(chǎng)的分割，進(jìn)而成為促成非正規(guī)就業(yè)的因素之一[22]。

由于勞動(dòng)力市場(chǎng)的分割，產(chǎn)生了一級(jí)勞動(dòng)力市場(chǎng)和二級(jí)勞動(dòng)力市場(chǎng)，大量的非正規(guī)就業(yè)部門(mén)和就業(yè)人員都被擠占到了二級(jí)勞動(dòng)力市場(chǎng)當(dāng)中，進(jìn)而產(chǎn)生了工資收入、福利保障、雇傭關(guān)系等各方面的差異，而這種差異的存在自然會(huì)對(duì)勞動(dòng)力就業(yè)滿(mǎn)意度產(chǎn)生影響，這種影響由于男女勞動(dòng)力對(duì)就業(yè)的期望等原因而體現(xiàn)出一定性別差異。據(jù)此傳導(dǎo)機(jī)制，本文提出如下假設(shè)：第一，非正規(guī)就業(yè)會(huì)對(duì)勞動(dòng)者就業(yè)滿(mǎn)意度產(chǎn)生一定的負(fù)面影響；第二，在不同的勞動(dòng)力組別中，非正規(guī)就業(yè)對(duì)就業(yè)滿(mǎn)意度的負(fù)面效應(yīng)存在異質(zhì)性；第三，勞動(dòng)者就業(yè)滿(mǎn)意度還會(huì)受到其他因素影響且存在性別差異。關(guān)于非正規(guī)就業(yè)與勞動(dòng)者就業(yè)滿(mǎn)意度的影響機(jī)制分析如圖1所示。

圖1 非正規(guī)就業(yè)與勞動(dòng)者就業(yè)滿(mǎn)意度的影響機(jī)制

三、數(shù)據(jù)與模型

(一)模型建構(gòu)

結(jié)合文獻(xiàn)研究和機(jī)制分析，為研究非正規(guī)就業(yè)對(duì)就業(yè)滿(mǎn)意度的影響，本文設(shè)立以下基本回歸模型：

satisfaction=c0+ρ·Informal+φn·Xn+μ

(1)

基本回歸模型(1)中，satisfaction為被解釋變量就業(yè)滿(mǎn)意度，在本文中可進(jìn)一步分為工資滿(mǎn)意度、工時(shí)滿(mǎn)意度、工作環(huán)境滿(mǎn)意度和綜合工作滿(mǎn)意度，核心解釋變量Informal代表是否為非正規(guī)就業(yè)，Xn為其他控制變量，共有n個(gè)，ρ為非正規(guī)就業(yè)變量系數(shù)，φn為n個(gè)控制變量系數(shù)向量，c0為常數(shù)項(xiàng)，μ為誤差項(xiàng)。

模型(1)在回歸分析中納入的是全樣本，為進(jìn)一步體現(xiàn)非正規(guī)就業(yè)對(duì)勞動(dòng)者就業(yè)滿(mǎn)意度的性別差異，將模型(1)進(jìn)一步分解為性別差異計(jì)量模型，分別對(duì)男女勞動(dòng)力進(jìn)行分組回歸，以體現(xiàn)其中的性別差異并加強(qiáng)實(shí)證分析的穩(wěn)健性。根據(jù)文獻(xiàn)研究和理論分析，年齡、受教育程度、婚姻狀況、工資水平等皆會(huì)對(duì)就業(yè)滿(mǎn)意度產(chǎn)生異質(zhì)性影響，因此，在回歸模型中應(yīng)選取合適的控制變量對(duì)男女勞動(dòng)力樣本進(jìn)行控制，以加強(qiáng)實(shí)證分析的準(zhǔn)確性和針對(duì)性?；跀?shù)據(jù)可得性，對(duì)男性勞動(dòng)力建立以下計(jì)量模型：

satisfaction=α0+α1informal+α2age+α3marriage+α4household+α5edu+α6lnincome+

α7worktime+α8health+α9party+α10feature+ε1

(2)

同樣地，對(duì)女性勞動(dòng)力建立以下計(jì)量模型：

satisfaction=β0+β1informal+β2age+β3marriage+β4household+β5edu+β6lnincome+

β7worktime+β8health+β9party+β10feature+ε2

(3)

計(jì)量模型(2)和模型(3)中變量相同，但由于男女勞動(dòng)力分樣本回歸時(shí)系數(shù)不同，因此拆分為兩個(gè)模型。兩式中，satisfaction為綜合工作滿(mǎn)意度，informal為是否為非正規(guī)就業(yè)，age為勞動(dòng)力調(diào)查年齡，marriage為婚姻狀況，household為戶(hù)籍狀況，edu為受教育程度，lnincome為自然對(duì)數(shù)調(diào)查年收入，worktime為周工作時(shí)長(zhǎng)，health為健康狀況，party為是否為共產(chǎn)黨員，feature為勞動(dòng)力相貌評(píng)分，αi(i=1，2，...，10)為男性勞動(dòng)力模型解釋變量系數(shù)，βi(i=1，2，...，10)為女性勞動(dòng)力模型解釋變量系數(shù)，α0、ε1分別為男性勞動(dòng)力模型常數(shù)項(xiàng)和誤差項(xiàng)，β0、ε2分別為女性勞動(dòng)力模型常數(shù)項(xiàng)和誤差項(xiàng)。

模型設(shè)立和數(shù)據(jù)處理使用計(jì)算機(jī)軟件stata13.1。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用北京大學(xué)中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2016年數(shù)據(jù)。CFPS旨在通過(guò)跟蹤收集個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層面的數(shù)據(jù)，反映中國(guó)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變遷，為學(xué)術(shù)研究和公共政策分析提供數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。CFPS重點(diǎn)關(guān)注中國(guó)居民的經(jīng)濟(jì)與非經(jīng)濟(jì)福利，以及包括經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、教育成果、家庭關(guān)系與家庭動(dòng)態(tài)、人口遷移、健康等在內(nèi)的諸多研究主題，是一項(xiàng)全國(guó)性、大規(guī)模、多學(xué)科的社會(huì)跟蹤調(diào)查項(xiàng)目。根據(jù)本文研究的需要，首先排出未就業(yè)人員樣本，然后剔除不合邏輯的樣本和缺漏值，總共擁有新樣本6 206個(gè)，其中，男性勞動(dòng)力樣本3 573個(gè)，女性勞動(dòng)力樣本2 633個(gè)。

(三)變量選取與描述性統(tǒng)計(jì)

被解釋變量。本文選取勞動(dòng)者就業(yè)滿(mǎn)意度為被解釋變量。在CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)的指標(biāo)中，選取工作滿(mǎn)意度作為相應(yīng)指標(biāo)，工作滿(mǎn)意度具體分為工資收入滿(mǎn)意度、工作時(shí)間滿(mǎn)意度、工作環(huán)境滿(mǎn)意度和整體工作滿(mǎn)意度。因此，在全樣本回歸時(shí)，選取可代表工作滿(mǎn)意度的四個(gè)指標(biāo)作為被解釋變量，在分樣本回歸時(shí)，利用整體工作滿(mǎn)意度作為勞動(dòng)者工作滿(mǎn)意度的代替指標(biāo)。被解釋變量均為離散賦值變量。

核心解釋變量。本文選取勞動(dòng)者是否為非正規(guī)就業(yè)為核心解釋變量。借鑒吳要武和蔡昉(2006)[3]等對(duì)中國(guó)非正規(guī)就業(yè)的界定，本文定義沒(méi)有正式勞工合同以及養(yǎng)老保險(xiǎn)的就業(yè)者為非正規(guī)就業(yè)者，其他就業(yè)者為正規(guī)就業(yè)者。進(jìn)行數(shù)據(jù)篩查時(shí)發(fā)現(xiàn)，男性勞動(dòng)力非正規(guī)就業(yè)比例占38.9%，而女性勞動(dòng)力非正規(guī)就業(yè)比例達(dá)到45.0%，這與許多學(xué)者測(cè)算的數(shù)據(jù)相仿。變量為二元賦值變量。

控制變量。影響勞動(dòng)力或非正規(guī)就業(yè)者就業(yè)滿(mǎn)意度的因素眾多，本文選取個(gè)人基本特征、人力資本稟賦和工作特征三類(lèi)因素作為控制變量。具體地，個(gè)人基本特征包括年齡、婚姻狀況、戶(hù)籍狀況、是否加入中國(guó)共產(chǎn)黨，人力資本稟賦包括受教育程度、健康狀況、相貌評(píng)分，工作特征包括年收入、周工作時(shí)長(zhǎng)。其中，年齡、年收入和周工作時(shí)長(zhǎng)為連續(xù)變量，其余控制變量為離散變量。

各變量的賦值情況和描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

表1 變量賦值情況及描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析

(一)統(tǒng)計(jì)分析

非正規(guī)就業(yè)成為一種新型就業(yè)方式，一定程度上緩解了勞動(dòng)力市場(chǎng)中的就業(yè)難問(wèn)題，但其就業(yè)滿(mǎn)意度有待研究。在回歸分析之前，本文先針對(duì)男女勞動(dòng)力的非正規(guī)就業(yè)滿(mǎn)意度進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析。在描述性統(tǒng)計(jì)分析時(shí)采用問(wèn)卷中原始的五分賦值變量，各樣本描述性統(tǒng)計(jì)如圖2所示。

圖2 勞動(dòng)力就業(yè)方式總體和分性別的滿(mǎn)意度

從圖2中可以看出，不論是總體還是分性別勞動(dòng)力，非正規(guī)就業(yè)的總體就業(yè)滿(mǎn)意度要低于正規(guī)就業(yè)滿(mǎn)意度。其中，女性勞動(dòng)力的滿(mǎn)意度差別最大，前文提到女性非正規(guī)就業(yè)比例要高于男性，這可能是這種現(xiàn)象的一種原因。性別對(duì)比發(fā)現(xiàn)，無(wú)論哪種就業(yè)方式，女性勞動(dòng)力的就業(yè)滿(mǎn)意度均高于男性，這種差距尤其體現(xiàn)在正規(guī)就業(yè)中，雖然非正規(guī)就業(yè)的滿(mǎn)意度較低，但男女相差并不大。

(二)回歸分析

本文首先針對(duì)全樣本使用Probit回歸進(jìn)行實(shí)證分析，探討非正規(guī)就業(yè)對(duì)就業(yè)整體滿(mǎn)意度、工作時(shí)間滿(mǎn)意度、工資水平滿(mǎn)意度以及工作環(huán)境滿(mǎn)意度的影響，回歸結(jié)果如表2所示。

表2 全樣本Probit回歸結(jié)果

通過(guò)表2的全樣本回歸結(jié)果可以看出，在控制其他條件不變的情況下，參與非正規(guī)就業(yè)對(duì)于勞動(dòng)力四種就業(yè)滿(mǎn)意度皆有顯著影響，并且影響效果相仿。總體來(lái)看，非正規(guī)就業(yè)對(duì)就業(yè)滿(mǎn)意度產(chǎn)生了負(fù)向影響，這也一定程度上印證了本文的假設(shè)。這背后的原因可能是非正規(guī)就業(yè)工資水平較低、社會(huì)保障不健全、組織水平較低等。不難發(fā)現(xiàn)，非正規(guī)就業(yè)者對(duì)于工作環(huán)境的總體評(píng)價(jià)不高，他們可能承受著與正規(guī)就業(yè)者相比更為艱難的就業(yè)和工作環(huán)境。良好的工作環(huán)境不僅關(guān)系到勞動(dòng)力個(gè)人的工作效率，也影響著非正規(guī)就業(yè)的整體就業(yè)環(huán)境，如何改善非正規(guī)就業(yè)者的工作環(huán)境值得關(guān)注。除非正規(guī)就業(yè)這一核心解釋變量外，其他控制變量對(duì)就業(yè)滿(mǎn)意度產(chǎn)生了異質(zhì)性影響。隨著年齡的增加，就業(yè)滿(mǎn)意度體現(xiàn)為增加的趨勢(shì)，受教育程度、工資水平與就業(yè)滿(mǎn)意度的關(guān)系亦是如此，而相貌評(píng)分越高的勞動(dòng)力反而就業(yè)滿(mǎn)意度越低，這其中的原因值得進(jìn)一步探析。

考慮到非正規(guī)就業(yè)對(duì)分性別勞動(dòng)力就業(yè)滿(mǎn)意度的影響有所差異，并且男女勞動(dòng)力的其他控制因素也會(huì)對(duì)其就業(yè)滿(mǎn)意度產(chǎn)生不同影響，因此本文進(jìn)行分樣本回歸分析，探討非正規(guī)就業(yè)對(duì)勞動(dòng)力就業(yè)滿(mǎn)意度的異質(zhì)性影響。在全樣本回歸結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，非正規(guī)就業(yè)以及各解釋變量對(duì)四種就業(yè)滿(mǎn)意度的影響效果相仿，因此，在分樣本回歸中，采用綜合就業(yè)滿(mǎn)意度代替其他三個(gè)指標(biāo)，作為唯一的被解釋變量。

進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，非正規(guī)就業(yè)與就業(yè)滿(mǎn)意度之間存在相互影響和互為因果的關(guān)系。由于非正規(guī)就業(yè)會(huì)造成就業(yè)滿(mǎn)意度的降低，進(jìn)而，勞動(dòng)力在就業(yè)之前，會(huì)認(rèn)真考慮是否選擇非正規(guī)就業(yè)，因此，變量存在由于雙向因果關(guān)系而產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題。目前解決模型內(nèi)生性問(wèn)題的有效辦法之一是工具變量法[33-34]，因此，本文在分樣本回歸時(shí)，考慮選取合適的工具變量進(jìn)行二階段Ⅳ Probit回歸分析。合格的工具變量應(yīng)滿(mǎn)足外生性和相關(guān)性?xún)蓚€(gè)原則，即工具變量應(yīng)與內(nèi)生解釋變量相關(guān)，同時(shí)對(duì)被解釋變量來(lái)講，應(yīng)是外生的。目前，采用行業(yè)或地區(qū)相關(guān)指標(biāo)的均值、政府政策、外生情形、消費(fèi)投資行為等作為工具變量的情況居多[35-37]。因此，本文選取以省級(jí)為單位的養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率作為工具變量。這是因?yàn)轲B(yǎng)老保險(xiǎn)是居民基本社會(huì)保障的一種，是正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)的區(qū)別之一，因而與解釋變量非正規(guī)就業(yè)具有一定關(guān)聯(lián)，而以省級(jí)為單位的養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率作為一種社會(huì)政策，不受居民主觀(guān)滿(mǎn)意度的影響，因此從理論上推斷符合工具變量的選取標(biāo)準(zhǔn)。經(jīng)過(guò)估計(jì)，模型測(cè)算的Wald統(tǒng)計(jì)量的估計(jì)值均拒絕10%水平下的臨界值，因此不存在弱工具變量的問(wèn)題。從Hansen J統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)結(jié)果P值來(lái)看，各個(gè)樣本分組工具變量均不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題，進(jìn)一步從實(shí)證分析角度說(shuō)明了工具變量的選擇具有一定合理性。對(duì)分樣本的基礎(chǔ)模型進(jìn)行回歸分析后，分析結(jié)果如表3所示(1)限于篇幅，表3僅展示了核心解釋變量的回歸結(jié)果。。

表3 分樣本Probit與Ⅳ Probit回歸結(jié)果

分樣本回歸后，各變量和系數(shù)與總樣本的回歸結(jié)果大致相同，加入工具變量后，系數(shù)大小和正負(fù)基本與分樣本Probit回歸結(jié)果相同，這也證實(shí)了模型選擇的合理性和實(shí)證分析的可靠性，本文重點(diǎn)關(guān)注和解釋表3的分樣本Ⅳ Probit回歸結(jié)果。從表3的回歸結(jié)果中可以得出以下結(jié)論：

第一，非正規(guī)就業(yè)顯著降低了勞動(dòng)力綜合就業(yè)滿(mǎn)意度且存在一定性別差異。對(duì)比分析可以看出，在控制其他條件不變的情況下，非正規(guī)就業(yè)對(duì)男女勞動(dòng)力就業(yè)滿(mǎn)意度均產(chǎn)生了負(fù)向影響，對(duì)女性勞動(dòng)力就業(yè)滿(mǎn)意度的影響比男性更加顯著。這說(shuō)明非正規(guī)就業(yè)對(duì)女性就業(yè)滿(mǎn)意度的“擠出效應(yīng)”更大。非正規(guī)就業(yè)伴隨著勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)育和轉(zhuǎn)型產(chǎn)生，是解決當(dāng)今社會(huì)就業(yè)難題的一大渠道，然而，非正規(guī)就業(yè)的產(chǎn)生也反映出就業(yè)市場(chǎng)中的問(wèn)題，例如雇主性別歧視、保障不健全。正是由于非正規(guī)就業(yè)的種種特點(diǎn)，導(dǎo)致了女性勞動(dòng)力在就業(yè)市場(chǎng)中更加不占優(yōu)勢(shì)，加之生育政策的全面調(diào)整，非正規(guī)就業(yè)不僅沒(méi)有提升反而降低了女性勞動(dòng)力的就業(yè)滿(mǎn)意度。相比較而言，男性勞動(dòng)力的非正規(guī)就業(yè)同樣顯著降低了就業(yè)滿(mǎn)意度，這說(shuō)明雖然非正規(guī)就業(yè)已經(jīng)成為一種新型就業(yè)方式，并且很大程度上解決了勞動(dòng)力“就業(yè)難”的問(wèn)題，但是其中存在的問(wèn)題不容小覷。如何提升綜合就業(yè)滿(mǎn)意度值得深入思考。

第二，工作指標(biāo)、人力資本對(duì)男女就業(yè)滿(mǎn)意度產(chǎn)生了異質(zhì)性影響。除非正規(guī)就業(yè)外，工作指標(biāo)、人力資本等控制變量對(duì)男女勞動(dòng)力的就業(yè)滿(mǎn)意度產(chǎn)生了一定的影響。工資對(duì)就業(yè)滿(mǎn)意度產(chǎn)生了顯著的正向影響，并且男性勞動(dòng)力的影響系數(shù)高于女性勞動(dòng)力，而工作時(shí)間則對(duì)就業(yè)滿(mǎn)意度產(chǎn)生了負(fù)向效應(yīng)，這在一定程度上驗(yàn)證了“男主外女主內(nèi)”的傳統(tǒng)觀(guān)念，男性獲得更高的工資時(shí)，他們的獲得感要更強(qiáng)。值得一提的是，在人力資本稟賦控制變量中，受教育程度顯著影響了男性勞動(dòng)力的就業(yè)滿(mǎn)意度，對(duì)女性的影響則不明顯，女性獲得高人力資本投資后，反而沒(méi)有獲得更高水平的就業(yè)滿(mǎn)意度，這可能是由于女性對(duì)自身要求和預(yù)期偏高所致，也可能從側(cè)面體現(xiàn)了就業(yè)市場(chǎng)中性別不平等問(wèn)題。

總之，政府應(yīng)從勞動(dòng)力市場(chǎng)角度出發(fā)，努力創(chuàng)造良好的就業(yè)環(huán)境，減少就業(yè)壁壘和職業(yè)隔離，而勞動(dòng)力也應(yīng)從自身角度出發(fā)，獲取更多專(zhuān)業(yè)知識(shí)和技能，以適應(yīng)當(dāng)今社會(huì)的就業(yè)浪潮。

(三)進(jìn)一步分析與穩(wěn)健型檢驗(yàn)

通過(guò)全樣本和分樣本回歸分析可以得出，非正規(guī)就業(yè)的確在不同程度上降低了勞動(dòng)力的就業(yè)滿(mǎn)意度。然而，考慮到城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、戶(hù)籍制度所帶來(lái)的非正規(guī)就業(yè)的城鄉(xiāng)差異較大，并且農(nóng)民工群體是非正規(guī)就業(yè)群體中的重要組成部分，本文在性別差異的基礎(chǔ)之上，繼續(xù)將樣本分解為農(nóng)業(yè)戶(hù)口和非農(nóng)戶(hù)口，進(jìn)一步探究非正規(guī)就業(yè)對(duì)就業(yè)滿(mǎn)意度影響的城鄉(xiāng)異質(zhì)性，以加強(qiáng)實(shí)證分析的穩(wěn)健性。非正規(guī)就業(yè)對(duì)勞動(dòng)力的就業(yè)滿(mǎn)意度影響的城鄉(xiāng)性別差異回歸結(jié)果見(jiàn)表4。進(jìn)一步分析的結(jié)果只將核心解釋變量是否參與非正規(guī)就業(yè)結(jié)果展示出來(lái)。

表4 城鄉(xiāng)性別差異Ⅳ Probit回歸結(jié)果

通過(guò)表4可以看出，分城鄉(xiāng)樣本與之前樣本的回歸分析結(jié)果相仿。具體地，非正規(guī)就業(yè)使得每個(gè)樣本群體的就業(yè)滿(mǎn)意度有不同程度的下降，這一點(diǎn)與前文得出的結(jié)論相對(duì)應(yīng)。不論男性勞動(dòng)力還是女性勞動(dòng)力，非正規(guī)就業(yè)使得農(nóng)業(yè)戶(hù)口群體的就業(yè)滿(mǎn)意度相對(duì)更低，相對(duì)非農(nóng)戶(hù)口，貼有“農(nóng)業(yè)戶(hù)口”和“女性勞動(dòng)力”雙重“標(biāo)簽”的女性農(nóng)業(yè)戶(hù)口勞動(dòng)力，成為勞動(dòng)力市場(chǎng)中明顯的弱勢(shì)群體，非正規(guī)就業(yè)以及其他因素對(duì)其帶來(lái)的就業(yè)滿(mǎn)意度下降效應(yīng)尤為明顯。政府應(yīng)針對(duì)這部分群體實(shí)施就業(yè)保障，其就業(yè)質(zhì)量等問(wèn)題值得持續(xù)關(guān)注。

前文實(shí)證分析得出，非正規(guī)就業(yè)在不同程度上影響了勞動(dòng)力的就業(yè)滿(mǎn)意度，尤其對(duì)于女性農(nóng)業(yè)戶(hù)口勞動(dòng)力來(lái)講，非正規(guī)就業(yè)顯著降低了其就業(yè)滿(mǎn)意度。然而，進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，就業(yè)滿(mǎn)意度較低的群體由于其非認(rèn)知能力、人力資本等原因，這部分群體更可能反向選擇非正規(guī)就業(yè)，這也自然導(dǎo)致了非正規(guī)就業(yè)與就業(yè)滿(mǎn)意度的“雙向選擇”問(wèn)題，為了減弱由“自選擇偏誤”引起的內(nèi)生性問(wèn)題，本文使用傾向得分匹配法(PSM)再次進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)(2)該方法于20世紀(jì)80年代提出，后被廣泛運(yùn)用于經(jīng)濟(jì)學(xué)、管理學(xué)、社會(huì)學(xué)等研究當(dāng)中。。該方法假定由正規(guī)就業(yè)和非正規(guī)就業(yè)組成的兩組群體當(dāng)中，這兩組群體的個(gè)體差異能被一組共同因素所解釋?zhuān)蔷涂梢允褂眠@些共同影響因素進(jìn)行分層匹配，控制住其他影響因素的情形下，使得每一層級(jí)內(nèi)的非正規(guī)就業(yè)者和正規(guī)就業(yè)者唯一的不同是是否為非正規(guī)就業(yè)，然后進(jìn)一步考察二者就業(yè)滿(mǎn)意度的差異。本文將非正規(guī)就業(yè)視為實(shí)驗(yàn)組，將正規(guī)就業(yè)視為控制組，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)，進(jìn)而得到較好的ATT效應(yīng)(即實(shí)驗(yàn)組影響系數(shù))。通過(guò)估計(jì)，各組別及變量的匹配結(jié)果均通過(guò)了平衡性檢驗(yàn)(3)t檢驗(yàn)概率值顯示，匹配變量均不能在10%顯著性水平下拒絕實(shí)驗(yàn)組與控制組無(wú)顯著差異的原假設(shè)。本文未將平衡性檢驗(yàn)結(jié)果輸出表格，感興趣的讀者可單獨(dú)向作者索取。。本文采取最近鄰匹配與核匹配方式進(jìn)行檢驗(yàn)，全樣本以及分樣本PSM的ATT效應(yīng)如表5所示(4)本文以0.25個(gè)對(duì)數(shù)發(fā)生比log[(1-p)/p]的標(biāo)準(zhǔn)差為半徑進(jìn)行1∶1的最近鄰匹配，以?xún)?nèi)核為基礎(chǔ)的kernel匹配中使用默認(rèn)的核函數(shù)與帶寬。。

表5 各樣本傾向得分匹配ATT處理效應(yīng)

通過(guò)表5的傾向得分匹配ATT處理效應(yīng)可以看出，在全樣本、城鄉(xiāng)性別分樣本的不同樣本組別中，非正規(guī)就業(yè)均顯著降低了勞動(dòng)力的就業(yè)滿(mǎn)意度，與前文的實(shí)證結(jié)果相似。非正規(guī)就業(yè)對(duì)農(nóng)業(yè)戶(hù)口女性勞動(dòng)力就業(yè)滿(mǎn)意度的“懲罰效應(yīng)”最明顯，就業(yè)弱勢(shì)群體的就業(yè)質(zhì)量值得持續(xù)關(guān)注?？傮w而言，城鄉(xiāng)分樣本回歸、傾向得分匹配ATT結(jié)果與前文得出的結(jié)論基本相符，這進(jìn)一步增加了實(shí)證分析的可靠性和穩(wěn)健性。

(四)模型檢驗(yàn)

本文采用Probit方法進(jìn)行回歸分析，在使用BP檢驗(yàn)對(duì)異方差進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，所有樣本的回歸模型均接受原假設(shè)，說(shuō)明模型較好地避免了異方差問(wèn)題。針對(duì)可能存在的變量多重共線(xiàn)性問(wèn)題，本文采取了方差膨脹因子VIF測(cè)量法，結(jié)果顯示，全樣本以及分樣本VIF值均遠(yuǎn)小于10，因此判定不存在變量多重共線(xiàn)性問(wèn)題，數(shù)據(jù)處理和實(shí)證分析具有一定準(zhǔn)確性和合理性(5)本文未將模型檢驗(yàn)內(nèi)容展示出，有興趣的讀者可向作者索取。。

五、結(jié)論與討論

本文基于CFPS 2016年數(shù)據(jù)，利用Probit回歸等計(jì)量方法，以非正規(guī)就業(yè)為切入點(diǎn)，從性別差異角度探討非正規(guī)就業(yè)對(duì)勞動(dòng)者就業(yè)滿(mǎn)意度的異質(zhì)性影響。通過(guò)實(shí)證研究，主要得出以下結(jié)論：第一，非正規(guī)就業(yè)顯著影響勞動(dòng)者的就業(yè)滿(mǎn)意度。通過(guò)全樣本回歸可以發(fā)現(xiàn)，非正規(guī)就業(yè)顯著降低了勞動(dòng)者的工資水平滿(mǎn)意度、工作時(shí)間滿(mǎn)意度、工作環(huán)境滿(mǎn)意度以及綜合就業(yè)滿(mǎn)意度，非正規(guī)就業(yè)的就業(yè)滿(mǎn)意度“擠出效應(yīng)”明顯。第二，非正規(guī)就業(yè)降低了勞動(dòng)者就業(yè)滿(mǎn)意度且存在性別差異。分樣本回歸結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，非正規(guī)就業(yè)更為顯著地降低了女性勞動(dòng)力的就業(yè)滿(mǎn)意度，這種效應(yīng)比男性勞動(dòng)力高出38.5%，這說(shuō)明勞動(dòng)力通過(guò)非正規(guī)就業(yè)解決自身就業(yè)問(wèn)題并不能夠提升其就業(yè)滿(mǎn)意度，尤其是對(duì)于女性勞動(dòng)力而言，就業(yè)性別歧視、職業(yè)隔離等問(wèn)題值得持續(xù)關(guān)注。第三，農(nóng)村女性勞動(dòng)力的非正規(guī)就業(yè)滿(mǎn)意度“擠出效應(yīng)”最明顯。農(nóng)業(yè)戶(hù)口和女性群體的“雙重標(biāo)簽”使得這部分群體成為勞動(dòng)力市場(chǎng)中的弱勢(shì)群體，其就業(yè)質(zhì)量值得持續(xù)關(guān)注。第四，工作指標(biāo)、人力資本稟賦對(duì)就業(yè)滿(mǎn)意度產(chǎn)生了一定影響。工資提升和工作時(shí)間降低能夠顯著提升男女勞動(dòng)力的就業(yè)滿(mǎn)意度，受教育年限、相貌對(duì)男性就業(yè)滿(mǎn)意度產(chǎn)生了顯著的影響。工具變量的使用和穩(wěn)健性檢驗(yàn)提升了實(shí)證分析的可靠性。由此，勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)育和轉(zhuǎn)型促成的非正規(guī)就業(yè)的整體“經(jīng)濟(jì)績(jī)效”和個(gè)人“社會(huì)績(jī)效”值得進(jìn)一步關(guān)注。

結(jié)合實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，本文提出以下建議與討論：

第一，關(guān)于非正規(guī)就業(yè)的滿(mǎn)意度“擠出效應(yīng)”及其性別差異的討論。非正規(guī)就業(yè)是降低勞動(dòng)力就業(yè)滿(mǎn)意度的重要因素，這種效應(yīng)對(duì)女性而言更加明顯。非正規(guī)就業(yè)的就業(yè)滿(mǎn)意度“擠出效應(yīng)”從側(cè)面反映出勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)育過(guò)程中的若干問(wèn)題。正是由于非正規(guī)就業(yè)的保障不健全、組織水平較低等種種特點(diǎn)，就業(yè)性別歧視、職業(yè)隔離的存在成為普遍現(xiàn)象，而生育政策的調(diào)整使得女性勞動(dòng)力在非正規(guī)就業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中更為弱勢(shì)。針對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)不健全的現(xiàn)狀，政府應(yīng)主動(dòng)促進(jìn)就業(yè)，創(chuàng)造公平的就業(yè)環(huán)境，破除勞動(dòng)力流動(dòng)壁壘，積極促進(jìn)戶(hù)籍制度改革，鼓勵(lì)非正規(guī)就業(yè)的“正規(guī)化”轉(zhuǎn)型，努力減少就業(yè)性別歧視，促進(jìn)女性再就業(yè)和自身發(fā)展；在就業(yè)方式多樣化的今天，勞動(dòng)力自身也應(yīng)掌握有關(guān)技能，以適應(yīng)就業(yè)市場(chǎng)的發(fā)展大潮，進(jìn)而提升綜合就業(yè)滿(mǎn)意度。

第二，關(guān)于非正規(guī)就業(yè)性別差異及未來(lái)發(fā)展方向的討論。從就業(yè)方式來(lái)看，非正規(guī)就業(yè)是正規(guī)就業(yè)的一種重要補(bǔ)充，能夠保證勞動(dòng)力市場(chǎng)中的大量勞動(dòng)力獲得就業(yè)崗位，有關(guān)宏觀(guān)數(shù)據(jù)表明，全球約有20億勞動(dòng)者屬非正規(guī)就業(yè)，占全球就業(yè)總?cè)丝诘谋戎爻^(guò)61%，而微觀(guān)數(shù)據(jù)調(diào)查顯示，中國(guó)的非正規(guī)就業(yè)也占將近五成(6)數(shù)據(jù)來(lái)自中華人民共和國(guó)財(cái)政部官網(wǎng)國(guó)際財(cái)經(jīng)中心，原始數(shù)據(jù)由2018年4月30日ILO發(fā)布。。在就業(yè)市場(chǎng)中，男女勞動(dòng)力同處競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系，目前來(lái)看，女性勞動(dòng)力不論在正規(guī)就業(yè)崗位還是非正規(guī)就業(yè)崗位，都會(huì)受到一定排擠。因此，如何提升女性勞動(dòng)力就業(yè)質(zhì)量，保證女性勞動(dòng)力合理的勞動(dòng)供給值得思考。隨著信息革命的不斷深化，以及互聯(lián)網(wǎng)、人工智能等新興技術(shù)的普及，未來(lái)非正規(guī)就業(yè)將會(huì)成為重要的就業(yè)方式，因此，非正規(guī)就業(yè)滿(mǎn)意度及其性別差異值得持續(xù)關(guān)注。

第三，關(guān)于局限性和進(jìn)一步研究的討論。本文研究非正規(guī)就業(yè)對(duì)就業(yè)滿(mǎn)意度的影響及其性別差異，但研究具有局限性，數(shù)據(jù)和方法有待豐富，非正規(guī)就業(yè)中不同職業(yè)就業(yè)滿(mǎn)意度的差異有待考查。隨著大數(shù)據(jù)等科學(xué)技術(shù)的持續(xù)發(fā)展，能否對(duì)女性非正規(guī)就業(yè)提供就業(yè)契機(jī)，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營(yíng)、電商等典型非正規(guī)就業(yè)群體值得深入研究。