黎 蓉， 金 江

(1. 武漢大學 數(shù)學與統(tǒng)計學院， 湖北 武漢 430072； 2. 中山大學 國際商學院， 廣東 廣州 510275)

一、 引言

工作作為我們收入的主要來源， 并且是滿足精神追求和社會交往需要的基礎(chǔ)， 在影響主觀幸福感(Subjective Well-Being)的因素中可能是最為重要的。當前， 對工作與主觀幸福感的研究主要關(guān)注如下兩個問題： 一是鑒于工作在我們?nèi)粘Ｉ钪械闹匾匚唬?我們應當如何衡量工作滿意度水平？二是如果我們將工作滿意度視為決定人們幸福的一個重要因素。那么， 工作滿意度對主觀幸福感產(chǎn)生的效應如何？

從已有研究來看， 在對兩者的關(guān)系進行分析時， 形成了三類不同的模型： 溢出模型(spillover model)、 補償模型(compensation model)和分割模型(segmentation model)。[1]溢出模型意味著更高的工作滿意度水平導致更高的主觀幸福感水平， 反之亦然。而補償模型卻表明更高的主觀幸福感水平能夠彌補較低的工作滿意度水平， 反之亦然。分割模型則支持兩者之間并不存在因果關(guān)系的觀點。盡管溢出模型和補償模型表明工作滿意度和主觀幸福感之間存在某種聯(lián)系， 一些學者也使用不同的樣本對此進行了探討并取得了一定的結(jié)果， 如文獻。[2-5]然而， 正如這些研究所表明， 主觀幸福感與工作滿意度之間的關(guān)系仍無一致的結(jié)論。

基于以上認識， 本文結(jié)合武漢市城鎮(zhèn)居民2007年的主觀幸福感調(diào)查數(shù)據(jù)， 重新探討兩者之間的關(guān)系。此外， 作為在運籌學中得到廣泛應用的一種方法， 本文還首次采用層次分析法(Analytic Hierarchy Process， AHP)對武漢市城鎮(zhèn)居民的工作滿意度水平進行測算。這一方法結(jié)合定量和定性分析的思路， 并在充分利用調(diào)查問卷信息的基礎(chǔ)上確定不同個體的工作滿意度水平。

從本文的研究結(jié)果來看， 溢出模型更適合用來描述工作滿意度與主觀幸福感之間的關(guān)系， 工作滿意度對主觀幸福感有顯著的正效應。但是， 如果根據(jù)年齡對群體進行劃分， 工作滿意度對主觀幸福感的正外溢效應將隨著年齡的不同而具有不同的強度。具體而言， 在年齡更大的群體中， 工作滿意度對主觀幸福感的正外溢效應更弱。這一結(jié)論說明， 如果在分析過程中忽略其他因素的影響， 可能并不能揭示兩者之間的真實關(guān)系。

二、 數(shù)據(jù)來源和實證模型

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源于2007年針對武漢市城鎮(zhèn)居民主觀幸福感狀況所作的調(diào)查。*2007年澳大利亞莫納什大學(Monash University)經(jīng)濟系選擇了中國六個城市(包括成都、 大連、 撫順、 阜新、 武漢和福州)進行了主觀幸福感狀況的調(diào)查， 其中針對武漢的調(diào)查在武漢大學經(jīng)濟與管理學院的組織下展開， 本文使用的數(shù)據(jù)即來源于這一調(diào)查。調(diào)查問卷包括三部分： 第一部分為工作滿意度調(diào)查， 第二部分為主觀幸福感調(diào)查， 第三部分是關(guān)于受訪者人口統(tǒng)計學方面的信息。根據(jù)Frey & Stutzer[6]37-39提出的評價主觀幸福感數(shù)據(jù)的四個標準(可靠性、 有效性、 一貫性和國家間可比性)， 在舍棄違反這些標準和具有缺失值的問卷后， 得到有效問卷621份。

主觀幸福感數(shù)據(jù)來源于如下問題的答案：

就最近一段時間而言， 您認為您的生活幸福嗎？您會打幾分？

這一問題的答案對應著0-10之間、 代表11個不同等級的評價分數(shù)， 其中0代表“非常不滿意”， 10代表“非常滿意”。而針對工作滿意度的調(diào)查是多問題調(diào)查， 即所謂的“工作要素總和評分法”(summation score)。*與之相對的是“單一整體評估法”(single global rating)， 即在調(diào)查過程中設(shè)定一個單一的問題獲取衡量工作滿意度水平的數(shù)據(jù)。我們設(shè)置了36個問題， 這些問題涵蓋了評價工作滿意度所包含的各個不同層面的因素， 例如薪水和福利待遇、 職業(yè)發(fā)展前景等， 每一問題對應的答案分別包括“非常不同意”、 “不同意”、 “不太同意”、 “比較同意”、 “同意”和“非常同意”六個不同的選項。由于在對工作滿意度與主觀幸福感之間的關(guān)系進行分析之前， 首先需要獲取每一個體的工作滿意度數(shù)據(jù)， 因此， 本文接下來將首先運用層次分析法測算不同個體的工作滿意度水平。

(二)實證模型及變量說明

根據(jù)下一部分測算所得到的工作滿意度水平數(shù)據(jù)， 筆者計算了工作滿意度與主觀幸福感之間的相關(guān)系數(shù)(為0.92)， 表明兩者之間存在著較大的相關(guān)性。因此， 運用分割模型探討兩者的關(guān)系不是一種有效的手段， 因此， 接下來的分析將基于兩者存在內(nèi)在聯(lián)系這一前提。

具體而言， 本文使用的實證模型如下：

(1)

其中inc表示個體的月收入水平， 由于在調(diào)查問卷中只包含分組情形下的收入數(shù)據(jù)， 因此， 仿照Smyth 等人*Smyth et al. Environmental Surroundings and Personal Well-Being in Urban China. Department of Economics， Monash University， Working Paper No. 124， 2009.的處理方式， 筆者對收入數(shù)據(jù)進行了重新定義。如果某一個體的月收入水平處于500以下收入組， 則將其收入賦值為1， 501-1000元收入組則賦值為2， ……， 5001元以上收入組賦值為5。JS為工作滿意度水平， health表示健康狀況， 在模型中我們將其定義為一個0-1變量， 即在計算出整個樣本的健康水平均值后， 將高于這一均值的個體對應的健康水平定為1， 小于均值的健康水平則定為0。X是表征個體人口統(tǒng)計學特征的控制變量， 主要包括性別、 婚姻、 年齡(以及年齡的平方)以及受教育水平(受教育水平的衡量指標是受教育年限)等， 其中性別和婚姻是0-1變量， 參照組選擇分別為女性和未婚。

此外， 必須指出的是， 溢出模型和補償模型不僅確定了生活滿意度與主觀幸福感之間的影響效應， 同時還表明兩者之間是一種雙向影響關(guān)系。而從本文的實證模型來看， 我們僅僅關(guān)注工作滿意度對主觀幸福感的單向影響關(guān)系。盡管這一處理方式并不會對最后的分析結(jié)果產(chǎn)生影響， 但是， 在以后的研究中仍需重新審視這一問題， 將兩者的雙向影響關(guān)系納入模型中。

三、 工作滿意度的測算

層次分析法在20世紀70年代由美國運籌學家Satty提出。[7]作為一種定量和定性分析相結(jié)合的多目標決策方法， 該方法可以將復雜的決策問題轉(zhuǎn)化成較為簡單的問題進行分析。一般而言， 在運用層次分析法對某一復雜問題建模時， 首先需要確定不同因素之間的因果關(guān)系和所屬關(guān)系， 在此基礎(chǔ)上構(gòu)造分析所需的遞階層次模型(Hierarchy Model)。在該模型下， 根據(jù)各不同因素所處層次不同， 可將其劃分為目標層(最高層)、 準則層(中間層)和方案措施層(子準則層或最低層)。

在構(gòu)建遞階層次模型的過程中， 本文結(jié)合已有研究將36個問題劃分為如下5個維度： 薪水和福利待遇； 同事關(guān)系； 領(lǐng)導能力； 工作環(huán)境； 工作體驗。這5個維度構(gòu)成了模型的準則層。為了確定包含在每一維度下的子準則， 我們首先計算了每一準則層所包含的各因素的均值， 并在此基礎(chǔ)上確定了每一準則層的加權(quán)平均值， 將其作為最后選擇各評價因素的臨界值， 即如果某一因素的均值大于該準則層的加權(quán)平均值， 則將其作為最后的評價指標。據(jù)此， 我們便建立了對工作滿意度進行評價的遞階層次結(jié)構(gòu)示意圖， 如表1和圖1所示。

表1 武漢市城鎮(zhèn)居民工作滿意度評價因素及子因素

圖1 武漢市城鎮(zhèn)居民工作滿意度評價的遞階層次結(jié)構(gòu)示意圖

必須指出的是， 在運用層次分析法進行建模分析的過程中， 每一維度和因素對總體目標的影響權(quán)重是通過所謂的兩兩比較矩陣決定的。由于在調(diào)查問卷中沒有專門設(shè)定針對各維度以及各具體影響因素權(quán)重的問題， 因此， 并不能采用這一方法確定最后的權(quán)重。為了解決這一問題， 遵循蓋洛普公司的Q12測評法， 本文對每一維度及其所包含因素的權(quán)重進行平均賦值。由于在準則層包含5個維度， 故對每一維度賦予權(quán)重1/5。在薪水和福利待遇這一維度僅包含3個子因素(薪水的公平性、 滿意度和加薪的可能性)， 故每一因素的權(quán)重為1/3， 其他維度所包含的各因素的權(quán)重確定與此類似。盡管通過平均賦值確定權(quán)重會產(chǎn)生一定的誤差[8]， 但是， 根據(jù)Q12測評法在實際中得到廣泛運用的現(xiàn)實來看， 采用這一方法仍不失為一種可行的選擇。

根據(jù)以上處理方法， 每一維度所包含的因素對工作滿意度的影響權(quán)重也可以相應確定下來。例如， 薪水和福利待遇維度所包含的各因素對工作滿意度的影響權(quán)重為1/5×1/3=1/15。一旦確定了各影響因素的權(quán)重， 就可以根據(jù)個體對具體問題選擇的答案確定其工作滿意度水平了。

四、 模型的估計結(jié)果

由于在主觀幸福感的研究中， 主要涉及的是微觀數(shù)據(jù)， 因此， 有必要就對微觀數(shù)據(jù)進行分析時涉及的一些問題做出說明。一般而言， 在對微觀數(shù)據(jù)進行分析時， 可以采用OLS回歸方法或Ordered回歸方法。對于這兩種方法在主觀幸福感研究中的應用， Ferrer-i-Carbonell & Frijters(2004)[9]指出， 無論采用OLS回歸方法還是采用Orderd回歸方法， 最后的估計結(jié)果并沒有明顯的差異?；诖?， 本文將使用OLS回歸方法進行分析。事實上， 在當前針對中國居民主觀幸福感研究的文獻中， 不少研究者也是采用OLS回歸方法， 如Smyth*Smyth et al. Environmental Surroundings and Personal Well-Being in Urban China. Department of Economics， Monash University， Working Paper No. 124， 2009.和Knight J、 Gunatilake*Knight J， Gunatilaka R. Great expectations? The subjective well-being of rural urban migrants in China. Department of Economics， University of Oxford， Discussion Paper No. 332. 2007.等人。

表2給出了采用OLS方法對工作滿意度和主觀幸福感水平進行估計的結(jié)果， 其中第2列和第3列分別對應著只包含工作滿意度一個解釋變量和根據(jù)(1)式進行估計時所得到的結(jié)果。

表2 工作滿意度對主觀幸福感的影響

注： *， **和***分別表示在10%、 5%和1%的水平下顯著。

從兩種情形下模型的估計結(jié)果來看， 除了教育程度這一變量外， 其他變量至少在10%的水平下顯著。對應兩種不同情形下的估計結(jié)果， 工作滿意度對主觀幸福感均存在顯著的正外溢效應(均在1%的水平下顯著)， 僅僅在影響強度上存在差異， 這說明在對其他變量進行控制后， 工作滿意度對主觀幸福感產(chǎn)生的效應將減弱。結(jié)合本文的樣本來看， 這表明溢出模型更適合描述兩者之間的關(guān)系。此外， 從其他變量來看， 月收入水平對主觀幸福感有顯著的正影響， 表明收入越高的群體， 其主觀幸福感水平也越高。由于在估計過程中， 我們選擇了健康狀況低于均值和未婚群體作為參照對象， 因此， 這兩個變量的正的參數(shù)估計值意味著健康水平更高的群體和未婚群體， 其主觀幸福感水平也更高。

在主觀幸福感的研究文獻中， 一般表明年齡與主觀幸福感之間存在一種U型關(guān)系。[11]由于年齡的平方估計系數(shù)為0.004， 因此本文的結(jié)論與此保持一致， 意味著隨著年齡的增長， 人們的主觀幸福感水平開始越來越低， 在到達某一拐點(本文為37.6歲)后， 才開始逐漸上升。這一點在我國大部分農(nóng)民工身上得到了極好的印證。文獻[5]指出， 當前我國的農(nóng)民工“大多數(shù)傾向于40歲前返回家鄉(xiāng)發(fā)展”，[5]一旦他們返回家鄉(xiāng)， 他們的主觀幸福感水平往往出現(xiàn)較大的改善。[11]而從工作滿意度與年齡的關(guān)系來看， 對兩者進行回歸的結(jié)果表明， 隨著年齡的增長， 個體的工作滿意度水平逐漸下降。[注]當我們用工作滿意度對年齡進行回歸時， 發(fā)現(xiàn)年齡的估計系數(shù)為-0. 013， 且在5%的水平上顯著。如果考慮到年齡對工作滿意度的這種影響， 那么， 兩者共同作用對主觀幸福感產(chǎn)生的效應自然值得我們關(guān)注。為了對這一問題進行分析， 我們在(1)式中加入了年齡與工作滿意度的交叉項。同時， 為了更好的分析年齡和工作滿意度共同作用對主觀幸福感產(chǎn)生的效應， 還從模型中剔除了年齡的平方項， 具體估計結(jié)果對應表2的模型3。

當在模型中加入了年齡與工作滿意度的交叉項后， 工作滿意度對主觀幸福感的影響效應為1.363-0.024×年齡。這一結(jié)果表明， 隨著年齡的增加， 工作滿意度對主觀幸福感產(chǎn)生的正效應也逐步下降， 具體而言， 年齡每增加一歲， 工作滿意度對主觀幸福感的影響效應將下降0.024。根據(jù)估計結(jié)果我們還可以發(fā)現(xiàn)， 當年齡為56.8歲左右時， 工作滿意度對主觀幸福感的影響效應將為0。

從人的整個生命周期來看， 當人們處于青、 壯年時期時， 一方面由于工作報酬作為收入的主要來源對于他們而言具有極大的重要性， 另一方面工作在這一時期人們的生活中也占據(jù)著重要的地位， 因此， 工作滿意度自然對個體的主觀幸福感水平具有較大的影響。但是， 隨著年歲的增長， 由于人們的家庭、 事業(yè)均已處在一個較為穩(wěn)定的狀態(tài)， 同時也開始逐步退出勞動力市場， 工作在人們整體生活中所扮演的角色遠不如之前重要， 人們更加關(guān)注決定主觀幸福感水平其他方面的因素(例如健康等)， 因此， 工作滿意度對年齡所產(chǎn)生的正效應也隨之降低。

五、 小結(jié)

工作滿意度與主觀幸福感的關(guān)系一直是理論界研究的一個熱點問題。然而， 正如前文所述， 盡管眾多學者對這一問題進行了頗有價值的分析和探討， 但是， 關(guān)于兩者的關(guān)系遠遠沒有形成共識。筆者認為， 其原因主要在于經(jīng)驗分析過程中不同研究者采用的樣本和實證模型所存在的差異所導致。本文基于2007年武漢市城鎮(zhèn)居民的調(diào)查樣本， 對這一問題重新進行了探討。不同于已有研究的是， 在分析過程中， 筆者首先運用層次分析法對武漢市城鎮(zhèn)居民的工作滿意度水平進行了測算， 并在此基礎(chǔ)上將年齡對工作滿意度的影響納入了分析框架中。

從本文的分析結(jié)果來看， 工作滿意度在決定我們的主觀幸福感水平時扮演著重要的角色， 對主觀幸福感有顯著的正外溢效應， 兩者之間的關(guān)系更適合用溢出模型進行描述。但是， 如果考慮到年齡對工作滿意度產(chǎn)生的影響， 工作滿意度對主觀幸福感的正外溢效應將隨著年齡而發(fā)生變化， 即工作滿意度對主觀幸福感有一種隨著年齡而減弱的正效應， 這一結(jié)論為我們提供了考察工作滿意度與主觀幸福感關(guān)系的新證據(jù)。

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