楊勝利，謝 超

(西南民族大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，成都 610041)

就業(yè)質(zhì)量對居民幸福感的影響分析研究
——基于CGSS 2010的實(shí)證分析

楊勝利，謝 超

(西南民族大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，成都 610041)

采用2010年中國綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)(CGSS2010)，實(shí)證分析就業(yè)質(zhì)量對居民主觀幸福感的影響。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：周工作小時(shí)、工作自由度、職業(yè)收入和保險(xiǎn)合同對居民主觀幸福感影響顯著，勞動(dòng)合同對居民主觀幸福感影響不顯著。不過，除周工作小時(shí)普遍影響居民幸福感以外，其他因素對居民幸福感影響的區(qū)域性差異較大?；趯?shí)證分析的結(jié)論，從工作時(shí)間確定、勞動(dòng)用工制度、收入分配改革和社會(huì)保障服務(wù)體系的建設(shè)四個(gè)方面提出改善和提升居民幸福感的對策建議。

就業(yè)質(zhì)量；居民；幸福感；影響

一、問題的提出和文獻(xiàn)回顧

主觀幸福感是個(gè)人追求的終極目標(biāo)，其影響因素眾多。學(xué)者們從不同的學(xué)科和視角對主觀幸福感進(jìn)行了深入調(diào)查和研究。在心理學(xué)方面，一些學(xué)者從人格角度對其進(jìn)行了大量研究，如王瑞敏、鄒泓(2008),[1]陳燦銳、高艷紅、申荷永(2012)[2]等認(rèn)為，人格對主觀幸福有非常顯著的影響。在社會(huì)學(xué)方面，較多的學(xué)者從社會(huì)支持角度對不同人群進(jìn)行了大量統(tǒng)計(jì)分析和多元研究，如宋佳萌、范會(huì)勇(2013)，[3]嚴(yán)標(biāo)賓、鄭雪(2006)，[4]曹科巖、曾亞純(2008)，[5]他們發(fā)現(xiàn)社會(huì)支持與主觀幸福感表現(xiàn)出不同程度的正相關(guān)。在經(jīng)濟(jì)學(xué)方面，大多數(shù)學(xué)者是從收入角度研究主觀幸福感的，他們把收入分為絕對收入與相對收入。在絕對收入方面，有代表性的觀點(diǎn)是“Easterlin悖論”和“幸福-收入之謎”；在研究相對收入對主觀幸福感的影響方面，王鵬(2011)，[6]彭代彥、吳寶新(2008)[7]等 認(rèn)為不是絕對收入，而是相對收入對居民的主觀幸福感產(chǎn)生影響，他們認(rèn)為若相對收入較低或感覺收入分配不公平，則個(gè)人的一般幸福感也比較低。羅楚亮(2009)[8]則認(rèn)為絕對收入與相對收入對主觀幸福感均有顯著影響，但相對收入的影響更為突出。

而對就業(yè)質(zhì)量的研究早在19世紀(jì)末就已出現(xiàn)了。國外有代表性的學(xué)者有Ghai(2003)，[9]Bonnet等(2003)，[10]Anker等(2003)，[11]Bescond等(2003)[12]，他們認(rèn)為構(gòu)建衡量就業(yè)質(zhì)量指標(biāo)的維度應(yīng)該涵蓋權(quán)利、就業(yè)、社會(huì)保障以及社會(huì)對話等范圍。歐洲基金會(huì)則從4個(gè)維度去衡量就業(yè)質(zhì)量，一是職業(yè)和就業(yè)安全；二是健康和福利；三是工作和非工作的和諧；四是技能發(fā)展。國內(nèi)學(xué)者對就業(yè)質(zhì)量的研究要晚于國外，但研究成果不少。賴德勝(2011)[13]認(rèn)為，就業(yè)質(zhì)量應(yīng)該涉及就業(yè)環(huán)境、勞動(dòng)報(bào)酬、就業(yè)能力、就業(yè)狀況、社會(huì)保護(hù)和勞動(dòng)關(guān)系等6個(gè)方面。劉素華(2005)[14]把就業(yè)質(zhì)量指標(biāo)量化為勞動(dòng)報(bào)酬、工作穩(wěn)定性、職工培訓(xùn)、安全環(huán)境、心理環(huán)境等17個(gè)維度。楊河清(2007)[15]從工作條件、社會(huì)保障和勞動(dòng)關(guān)系三個(gè)方面構(gòu)建了3個(gè)一級指標(biāo)、12個(gè)二級指標(biāo)的就業(yè)質(zhì)量評價(jià)體系。史淑桃(2010)[16]則構(gòu)建了15個(gè)與就業(yè)有關(guān)的指標(biāo)去衡量就業(yè)質(zhì)量。

梳理已有研究成果，筆者發(fā)現(xiàn)國內(nèi)外學(xué)者對主觀幸福感、就業(yè)質(zhì)量分別都有廣泛的研究，但很少有人把兩者關(guān)聯(lián)起來，從就業(yè)質(zhì)量的角度來分析探討對人們的主觀幸福感的影響。本文將以此為研究視角，以中國綜合社會(huì)調(diào)查2010年的問卷調(diào)查的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，從總體和分區(qū)域(中國的東、中、西部)來分析探討就業(yè)質(zhì)量與居民主觀幸福感的關(guān)聯(lián)性，通過實(shí)證研究，來探索、發(fā)現(xiàn)就業(yè)質(zhì)量對居民主觀幸福感影響的現(xiàn)實(shí)和政策意義。這是促改革、惠民生的內(nèi)在要求，也是提升居民主觀幸福感，建設(shè)和諧的全面小康社會(huì)的有益探索。

二、數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

本文研究的數(shù)據(jù)來源于2010年的中國綜合社會(huì)調(diào)查(Chinese General Social Survey，縮寫為CGSS)，*中國綜合社會(huì)調(diào)查(Chinese General Social Survey，縮寫為CGSS)，是中國第一個(gè)全國性、綜合性、連續(xù)性的大型社會(huì)調(diào)查項(xiàng)目。該調(diào)查抽樣設(shè)計(jì)采用多階和分層概率抽樣設(shè)計(jì)，在全國一共抽取了100個(gè)縣(區(qū))，包括480個(gè)村/居委會(huì)，一共包括家庭數(shù)目11783個(gè)，覆蓋了中國的東、中、西部地區(qū)。剔除了某些變量中有缺失值和無意義值的個(gè)體之后，有效樣本數(shù)目一共為3247。

(二)研究設(shè)計(jì)

基于影響居民主觀幸福感的因素復(fù)雜多樣，既有個(gè)人層面、社會(huì)層面的因素，也有主觀層面、客觀層面的因素，因此，本文重點(diǎn)考察就業(yè)質(zhì)量方面的各因素。這樣，與就業(yè)質(zhì)量有關(guān)的變量叫做解釋變量，而就業(yè)質(zhì)量之外的其他影響因素將其視為控制變量。對主觀幸福感的測度，通過詢問問卷中的被訪者?？傊?，對居民的生活感覺如何？要求被訪者在“非常不幸福、不幸福、一般幸福、比較幸福、非常幸?！敝凶龀鲞x擇。我們將該指標(biāo)確定為被解釋變量，并分別依次賦值為1、2、3、4、5。在數(shù)據(jù)的處理時(shí)，刪掉“不知道”情況下的缺失值。為了驗(yàn)證幸福感是否會(huì)出現(xiàn)“U”型特征，我們在控制變量中加入年齡的二次方項(xiàng)。基于被解釋變量的特征，在后面的分析中，筆者將采取ordered logistic模型進(jìn)行實(shí)證分析(各變量定義詳見表1)。

表1 變量說明

表2 變量的統(tǒng)計(jì)描述

表2描述了各個(gè)變量的均值、中位數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、最小值、最大值和觀測對象的數(shù)目，各個(gè)變量統(tǒng)計(jì)描述與現(xiàn)實(shí)情況很接近，具有很高的可信度。同時(shí)我們也發(fā)現(xiàn)主觀幸福感也呈現(xiàn)中間多、兩端少的情況，其分布情況(見圖1)符合統(tǒng)計(jì)分布規(guī)律，且總體的主觀幸福感較高，有75.9%處于比較幸福的等級以上。

(三)模型構(gòu)建

1.基本思路

構(gòu)建基本模型：y=α+βxi+ε

其中，y表示觀察對象主觀幸福感變化的內(nèi)在趨勢；xi表示影響個(gè)體主觀幸福感的因素，包括年齡、婚姻、性別、宗教、教育、健康、民族、戶口、房屋、社會(huì)層次、社會(huì)信任度和社會(huì)公正度等；α為常數(shù)項(xiàng)；β為模型回歸系數(shù)；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

由于被調(diào)查者幸福感被分為5個(gè)等級，因此，可構(gòu)建4個(gè)閾值μ1,μ2,μ3,μ4。如果y<μ1，對應(yīng)等級1(很不幸福)；如果μ1μ4，則對應(yīng)等級5(非常幸福)，上述μ1,μ2,μ3,μ4均為突變臨界點(diǎn)，且滿足條件μ1<μ2<μ3<μ4。我們將該5種情形用函數(shù)表達(dá)式歸納如下：

等級1ε≤μ1-(α+βxi)

等級2μ1-(α+βxi)<ε≤μ2-(α+βxi)

等級3μ2-(α+βxi)<ε≤μ3-(α+βxi)

等級4μ3-(α+βxi)<ε≤μ4-(α+βxi)

等級5ε>μ4-(α+βxi)

若構(gòu)造ε的分布函數(shù)為F(ε)=1/[1+exp(-ε)]，則很不幸福的概率P1=F[μ1-(α+β′xi)]；比較不幸福的概率P2=F[μ2-(α+β′xi)]-F[μ1-(α+β′xi)]；一般的概率P3=F[μ3-(α+β′xi)]-F[μ2-(α+β′xi)]；比較幸福的概率P4=F[μ4-(α+β′xi)]-F[μ3-(α+β′xi)]；非常幸福的概率P5=1-F[μ4-(α+β′xi)]。

由此，我們可以得到P(y≤j)=P(y=1)+P(y=2)+…+P(y=j)=F[μj-(α+β′xi)]。其中，y表示等級，j=1,2,3,4,5。結(jié)合ε的分布函數(shù)F(ε)=1/[1+exp(-ε)]，將表達(dá)式根據(jù)需要展開，可以得到每個(gè)居民選擇不同層次幸福感的4個(gè)累計(jì)logit模型：

p1,p2,p3,p4,p5依次表示很不幸福、比較不幸福、一般、比較幸福、非常幸福的概率，且滿足p1+p2+p3+p4+p5=1，等式右端yi是反應(yīng)各類變量中截距α和閾值μi的綜合結(jié)果，對以上4個(gè)Logit函數(shù)，通過最大似然估計(jì)法構(gòu)建似然函數(shù)L，對L的yi和各個(gè)β進(jìn)行最優(yōu)化求解，能使L取值最大的各個(gè)β和yi，即為所求的參數(shù)值。

2.具體模型構(gòu)建

其中，happy是幸福指數(shù)，衡量被調(diào)查者當(dāng)前對自身幸福感的主觀評價(jià)；X表示解釋變量，包含勞動(dòng)合同、醫(yī)療保險(xiǎn)、工作小時(shí)數(shù)、職業(yè)收入、工作自由度；Z表示控制變量，包含年齡、婚姻、性別、宗教、教育、健康、戶口、房屋、社會(huì)層次、社會(huì)可信度、社會(huì)公正度等。

三、實(shí)證分析

(一)總體回歸結(jié)果

通過總體回歸，其結(jié)果如表3所示。下面分別從控制變量、解釋變量對回歸結(jié)果進(jìn)行解釋說明。

表3 總體的回歸結(jié)果

注：***、**、*表示結(jié)果在1%、5%、10%的置信水平下顯著，括號里為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)差；由于自變量各分類常數(shù)項(xiàng)對因變量產(chǎn)生的影響沒有解釋作用，這里沒有列出。

1.控制變量的說明

首先，討論各控制變量與主觀幸福感的關(guān)系。在表3中，通過對比6個(gè)模型的控制變量對主觀幸福感影響的顯著性，筆者發(fā)現(xiàn)對居民主觀幸福感有顯著影響的控制變量有：婚姻、性別、宗教、健康、[17]房屋、社會(huì)層次、社會(huì)公正、社會(huì)信任。其顯著水平不隨變量的改變而變化，具有較高的獨(dú)立性，對居民幸福感的影響具有普遍性。而年齡一次方系數(shù)為負(fù)，二次方系數(shù)為正，說明我國居民主觀幸福感在年齡結(jié)構(gòu)中呈U型特征。

通常，青年人有遠(yuǎn)大抱負(fù)，對生活期望較高；老年人對生活期望較低，其目標(biāo)更為現(xiàn)實(shí)；而中年人面對生活和工作壓力較大。因此，青年人和老年人的幸福感要高于中年人。在現(xiàn)實(shí)生活中，男性因生活與工作壓力較大，其主觀幸福感要顯著低于女性；有宗教信仰的幸福感明顯高于沒有宗教信仰的。這與表3的回歸結(jié)果基本趨同。

2.解釋變量的說明

在1～6個(gè)模型中，依次加入5個(gè)解釋變量，其回歸結(jié)果顯示：

(2)10%水平下顯著的有工作自由、職業(yè)收入兩個(gè)解釋變量。工作自由變量在加入職業(yè)收入和保險(xiǎn)合同變量后，其顯著性由5%下降至10%的水平，工作自由變量衡量方式有：4表示完全不能自主，3表示在很少程度上自主，2表示在一定程度上自主，1表示完全能自主；其回歸結(jié)果為負(fù)數(shù)。這說明其他變量加入削弱了工作自由變量的顯著性，其獨(dú)立性也受到影響，它與主觀幸福感呈負(fù)相關(guān)。而其他變量的加入對職業(yè)收入變量沒有影響，相對獨(dú)立，職業(yè)收入變量與主觀幸福感呈正相關(guān)。

(3)勞動(dòng)合同變量不顯著。勞動(dòng)合同變量在依次加入工作自由、職業(yè)收入和保險(xiǎn)合同變量后，其回歸結(jié)果的顯著性由5%水平下顯著變?yōu)椴伙@著，這說明勞動(dòng)合同變量對主觀幸福感的影響并不獨(dú)立，會(huì)受其他變量影響，不具有普遍性。

3.各變量對主觀幸福感影響的大小分析

由上述分析，我們得知：當(dāng)其他變量不變時(shí)，xi的兩個(gè)不同取值水平為a與b，其優(yōu)勢比(odds ratio)為：OR=exp{βi(b-a)}；若xi為0～1變量，則OR值為eβi，βi表示xi每增加一單位，主觀幸福感提升一個(gè)等級的發(fā)生比的對數(shù)值。比如：保險(xiǎn)合同變量與居民主觀幸福感呈正相關(guān)，在控制其他變量的情況下，保險(xiǎn)合同的簽訂情況每提升一級，居民的幸福感就要上升0.162個(gè)對數(shù)比。

(二)分區(qū)域的回歸結(jié)果

本文將中國分為東、中、西部三個(gè)區(qū)域，按不同區(qū)域，來分析研究就業(yè)質(zhì)量與居民主觀幸福感的關(guān)系。結(jié)合區(qū)域差異，將所有的控制變量和解釋變量都放入回歸方程進(jìn)行實(shí)證分析，得到東、中、西部三個(gè)區(qū)域的回歸結(jié)果(見表4)。

表4 不同區(qū)域的回歸結(jié)果

注：***、**、*表示結(jié)果在1%、5%、10%的置信水平下顯著，括號里為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)差；由于自變量各分類常數(shù)項(xiàng)對因變量產(chǎn)生的影響沒有解釋作用，這里沒有列出。

1.東部情況

東部地區(qū)的回歸結(jié)果顯示，對東部居民主觀幸福感有顯著影響的控制變量有：婚姻、健康、房屋、社會(huì)信任、社會(huì)層次和社會(huì)公正，對主觀幸福感有顯著影響的解釋變量有周工作小時(shí)、勞動(dòng)合同、工作自由。與全國總體情況比較，除宗教變量外，東部地區(qū)居民受到各控制變量影響的顯著性沒有差異，各個(gè)變量的系數(shù)大小變化不大；但解釋變量變化較大。周工作小時(shí)、勞動(dòng)合同、工作自由3個(gè)變量與居民主觀幸福感關(guān)系顯著，其系數(shù)符號與上述總體回歸結(jié)果基本一致，但系數(shù)大小卻有較大的變化。比如：東部地區(qū)勞動(dòng)合同變量比總體回歸模型，其顯著性增強(qiáng)，回歸系數(shù)增加了2倍多，這驗(yàn)證了東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，流動(dòng)人口多，就業(yè)競爭激烈，一份穩(wěn)定工作對主觀幸福感的影響很大。其次，工作自由變量的回歸系數(shù)也提升了2倍，與東部居民幸福感有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，其顯著性明顯高于中、西部。這說明東部居民工作自主空間小，加班加點(diǎn)是常態(tài)。加之人口的流動(dòng)性強(qiáng)與就業(yè)壓力大，與工作相關(guān)的因素對主觀幸福感影響顯著，而職業(yè)收入和保險(xiǎn)合同變量對東部居民主觀幸福感的影響反而變得不顯著了。

天風(fēng)證券分析師吳立也指出，短期內(nèi)12月雖需求旺季到來，豬價(jià)將出現(xiàn)小幅反彈，但難改四季度豬價(jià)震蕩回落趨勢。

2.中部情況

中部地區(qū)的回歸結(jié)果顯示，控制變量中除了性別變量外，其他控制變量較總體回歸結(jié)果的顯著性沒有多大變化。由性別控制變量的變化，我們可以推測中部地區(qū)的女性的主觀幸福感要普遍高于男性。解釋變量中，周工作小時(shí)、職業(yè)收入和保險(xiǎn)合同對居民主觀幸福感的影響顯著。周工作小時(shí)對居民主觀幸福感影響的顯著性明顯低于東部和西部，但保險(xiǎn)合同影響的顯著性卻明顯高于東部和西部，且其相應(yīng)的OR值為1.34，這說明與沒有簽訂保險(xiǎn)合同的居民相比，已簽訂的居民主觀幸福感提升概率將是原來的1.34倍。顯然，區(qū)域性差異，使中部居民更關(guān)注收入和保障因素的影響。

3.西部情況

西部地區(qū)的回歸結(jié)果顯示，控制變量對居民幸福感的影響與總體回歸結(jié)果基本一致，性別與宗教變量對居民幸福感的影響也是顯著的。解釋變量中，周工作小時(shí)、工作自由、職業(yè)收入、保險(xiǎn)合同這4個(gè)變量對居民主觀幸福感都有顯著影響，周工作小時(shí)和保險(xiǎn)合同影響的顯著性更強(qiáng)。與中部一樣，勞動(dòng)合同對居民幸福感影響不顯著，但居民普遍關(guān)注保障和收入因素的影響。而周工作小時(shí)和工作自由的影響與東部有些相似，對居民幸福感影響都是顯著的，不過，東部影響的顯著性更強(qiáng)。這與西部地區(qū)近年來激進(jìn)的發(fā)展戰(zhàn)略與快速發(fā)展的經(jīng)濟(jì)密切相關(guān)，西部居民不僅關(guān)注保障和收入，工作時(shí)間和自由也越來越成為影響居民主觀幸福感的重要因素。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

Frijters(2004)認(rèn)為，如果回歸方程設(shè)定正確，不論是將主觀幸福感視為有序變量還是連續(xù)變量，都可以通過不同的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。若將其視為連續(xù)變量，可以用OLS方法回歸，若將其視為有序變量，可以用Ordered Logit或Ordered probit方法回歸，[18]其結(jié)果除了回歸系數(shù)值不同外，邊際效應(yīng)和顯著性都應(yīng)該具有較高的一致性?；诖耍P者分別運(yùn)用OLS和Ordered probit兩種不同方法進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)(見表5)，除了回歸系數(shù)有所區(qū)別以外，其結(jié)果與上述觀點(diǎn)基本吻合。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

注：***、**、*表示結(jié)果在1%、5%、10%的置信水平下顯著，括號里為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)差。

四、結(jié)論與建議

(一)基本結(jié)論

本文采用中國綜合社會(huì)調(diào)查2010年的數(shù)據(jù)，對就業(yè)質(zhì)量與居民主觀幸福感的相關(guān)性進(jìn)行實(shí)證分析，依據(jù)分析結(jié)果，我們可以得出以下基本結(jié)論：

第一，對居民主觀幸福感有顯著影響的控制變量有：婚姻、性別、宗教、健康、房屋、社會(huì)層次、社會(huì)公正、社會(huì)信任。這些控制變量的顯著水平并不隨變量改變而變化，獨(dú)立性較強(qiáng)，對居民主觀幸福感影響具有普遍性。

第二，在解釋變量中，周工作小時(shí)、保險(xiǎn)合同、工作自由和職業(yè)收入對居民主觀幸福感的影響顯著，但周工作小時(shí)與保險(xiǎn)合同對居民主觀幸福感影響的顯著性更強(qiáng)。除周工作小時(shí)與居民主觀幸福感呈負(fù)相關(guān)之外，保險(xiǎn)合同、工作自由和職業(yè)收入3個(gè)變量均與居民主觀幸福感正相關(guān)。

第三，控制變量對居民主觀幸福感影響的區(qū)域差異小，解釋變量對居民主觀幸福感影響的區(qū)域差異較大。除周工作小時(shí)變量影響區(qū)域差異相對平滑外，[19]其他4個(gè)變量對居民主觀幸福感影響的區(qū)域性差異十分明顯。

(二)幾點(diǎn)建議

基于上述分析和實(shí)證結(jié)論，筆者對改善居民主觀幸福感有如下建議：

第一，結(jié)合東、中、西部各地區(qū)實(shí)際情況，合理、科學(xué)地確定勞動(dòng)者的工作時(shí)間，減少甚至避免加班加點(diǎn)，將工作時(shí)間制度化，構(gòu)建適宜的、和諧的、健康的工作氛圍，增強(qiáng)勞動(dòng)者的幸福感。

第二，基于東、中、西部人口流動(dòng)與用工供給需求的差異，建議因地制宜地制定和出臺勞動(dòng)用工的政策，完善勞動(dòng)用工及人才流動(dòng)機(jī)制，尤其要加強(qiáng)第三方就業(yè)協(xié)議簽訂及實(shí)施的監(jiān)管，既要保證勞動(dòng)者的供給和自由流動(dòng)，又要保障勞動(dòng)者的合法權(quán)益，從政策制定和體制機(jī)制建設(shè)的角度來提升居民主觀幸福感。

第三，建議在深化我國收入分配體制的改革過程中，充分考慮收入的區(qū)域性差異和工作自由度的影響，逐步提高勞動(dòng)者在國民收入分配中的比重，提高扶貧標(biāo)準(zhǔn)和最低工資水平，建立并完善彈性工作制度，來實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)者在收入和工作等方面的合理性與公平性。

第四，基于保障因素對居民幸福感影響的顯著性以及地區(qū)差異化明顯等特點(diǎn)，我們建議加強(qiáng)社會(huì)保障服務(wù)體系的頂層設(shè)計(jì)，同時(shí)結(jié)合東、中、西部的區(qū)域性差異，建立全國統(tǒng)籌又具有地方特色的基礎(chǔ)社保、職業(yè)年金、商業(yè)保險(xiǎn)和個(gè)人儲(chǔ)蓄相結(jié)合的多層次的社會(huì)保障服務(wù)體系，尤其要體現(xiàn)基于勞動(dòng)能力和就業(yè)質(zhì)量不同而給予差異化的扶持與幫助，讓各個(gè)層次居民的主觀幸福感都能得到改善和提高。

[1] 王瑞敏，鄒泓.流動(dòng)兒童的人格特點(diǎn)對主觀幸福感的影響[J].心理學(xué)探新,2008,(3).

[2] 陳燦銳，高艷紅，申荷永.主觀幸福感與大三人格特征相關(guān)研究的元分析[J].心理科學(xué)進(jìn)展,2010,(1).

[3] 宋佳萌，范會(huì)勇.社會(huì)支持與主觀幸福感的元分析[J].心理科學(xué)進(jìn)展,2013,(2).

[4] 嚴(yán)標(biāo)賓，鄭雪.大學(xué)生社會(huì)支持、自尊和主觀幸福感的關(guān)系研究[J].心理發(fā)展與教育，2006,(7).

[5] 曹科巖，曾亞純.大學(xué)生社會(huì)支持、心理控制源與主觀幸福感的關(guān)系[J].中國臨床心理學(xué)雜志，2008，(4).

[6] 王鵬.收入差距對中國居民主觀幸福感的影響[J].中國人口科學(xué)，2011,(3).

[7] 彭代彥，吳寶新.農(nóng)村內(nèi)部的收入差距與農(nóng)民的生活滿意度[J].世界經(jīng)濟(jì)，2008,(4).

[8] 羅楚亮.絕對收入、相對收入與主觀幸福感[J].財(cái)經(jīng)研究,2009,(11).

[9] Ghai D． Decent Work:Concept and Indicators[J]．International Labor Review，2003,142(2):113-145．

[10] Bonnet F，F(xiàn)igueiredo J B，Standing G．A Family of Decent Work Indexes[J]．International Labor Review，2003,142(2):213-238．

[11] Anker R，Chernyshev I． Measuring Decent Work with Statistical Indicators[J]．International Labor Review，2003,142(2):179-211.

[12] Bescond D，Chataignier A． Seven Indicators to Measure Decent Work: An International Comparison[J]．International Labor Review，2003,142(2):179-211．

[13] 賴德勝.中國各地區(qū)就業(yè)質(zhì)量預(yù)測與評價(jià)[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理,2011,(11).

[14] 劉素華.建立我國就業(yè)質(zhì)量化評價(jià)體系的步驟與方法[J].人口與經(jīng)濟(jì)，2005,(11).

[15] 楊河清.大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)質(zhì)量的實(shí)證分析[J].中國勞動(dòng),2007,(12).

[16] 史淑桃.高校畢業(yè)生就業(yè)質(zhì)量專業(yè)差異的比較研究[J].黑龍江高教研究,2010,(1).

[17] 胡洪曙,魯元平.收入不平等、健康與老年人主觀幸福感[J].中國軟科學(xué)，2012,(1).

[18] 達(dá)摩達(dá)爾·N·古扎拉蒂.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)基礎(chǔ)(第5版)[M].北京：中國人民大學(xué)出版社，1995 :553-560.

[19] 陳鋒.現(xiàn)代醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)方法與Stata應(yīng)用(第2版) [M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2006: 171-173.

責(zé)任編輯、校對：劉玉屏

The Influence of Employment Quality on Residents’ Sense of Happiness——Based on the Empirical Analysis of CGSS 2010

YANG Sheng-li, XIE Chao

(SchoolofEconomics,SouthwestUniversityforNationalities,Chengdu610041,China)

Using the data of Chinese General Social Survey (CGSS2010), the paper empirically analyzes the influence of employment quality on residents’ sense of happiness. Empirical research shows that working hours per week, flexibility of work, job income and insurance contract have significant influences on the subjective happiness feeling of residents, while the influence of labor contract is insignificant. However, except working hours per week, which has general influence on the sense of happiness of residents, the influences of all the other factors on residents’ sense of happiness have significant regional differences. Based on the conclusions of the empirical analysis, countermeasures and suggestions on how to improve and promote residents’ sense of happiness are given from four aspects including confirmed working hours, employment system, income distribution reform, and social security system.

Employment Quality;Residents;Sense of Happiness;Influence

2015-08-21

四川省科技項(xiàng)目“四川藏區(qū)養(yǎng)老模式及服務(wù)體系調(diào)查研究”(2014ZR0079)；西南民族大學(xué)研究生創(chuàng)新項(xiàng)目“就業(yè)質(zhì)量與居民主觀幸福感”(CX2015SZ016)

楊勝利(1970-)，男，重慶奉節(jié)人，西南民族大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授，碩士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)樨?cái)政理論與政策研究；謝超(1989-)，男，湖南常德人，西南民族大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士研究生，研究方向?yàn)樨?cái)政理論與政策研究。

F241.4

A

1674-4543(2015)06-0050-08