黎 蓉， 金 江

(1. 武漢大學(xué) 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院， 湖北 武漢 430072； 2. 中山大學(xué) 國(guó)際商學(xué)院， 廣東 廣州 510275)

一、 引言

工作作為我們收入的主要來(lái)源， 并且是滿(mǎn)足精神追求和社會(huì)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(dāng)前， 對(duì)工作與主觀幸福感的研究主要關(guān)注如下兩個(gè)問(wèn)題： 一是鑒于工作在我們?nèi)粘Ｉ钪械闹匾匚唬?我們應(yīng)當(dāng)如何衡量工作滿(mǎn)意度水平？二是如果我們將工作滿(mǎn)意度視為決定人們幸福的一個(gè)重要因素。那么， 工作滿(mǎn)意度對(duì)主觀幸福感產(chǎn)生的效應(yīng)如何？

從已有研究來(lái)看， 在對(duì)兩者的關(guān)系進(jìn)行分析時(shí)， 形成了三類(lèi)不同的模型： 溢出模型(spillover model)、 補(bǔ)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(mǎn)意度水平導(dǎo)致更高的主觀幸福感水平， 反之亦然。而補(bǔ)償模型卻表明更高的主觀幸福感水平能夠彌補(bǔ)較低的工作滿(mǎn)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(diǎn)。盡管溢出模型和補(bǔ)償模型表明工作滿(mǎn)意度和主觀幸福感之間存在某種聯(lián)系， 一些學(xué)者也使用不同的樣本對(duì)此進(jìn)行了探討并取得了一定的結(jié)果， 如文獻(xiàn)。[2-5]然而， 正如這些研究所表明， 主觀幸福感與工作滿(mǎn)意度之間的關(guān)系仍無(wú)一致的結(jié)論。

基于以上認(rèn)識(shí)， 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(yùn)籌學(xué)中得到廣泛應(yīng)用的一種方法， 本文還首次采用層次分析法(Analytic Hierarchy Process， AHP)對(duì)武漢市城鎮(zhèn)居民的工作滿(mǎn)意度水平進(jìn)行測(cè)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(wèn)卷信息的基礎(chǔ)上確定不同個(gè)體的工作滿(mǎn)意度水平。

從本文的研究結(jié)果來(lái)看， 溢出模型更適合用來(lái)描述工作滿(mǎn)意度與主觀幸福感之間的關(guān)系， 工作滿(mǎn)意度對(duì)主觀幸福感有顯著的正效應(yīng)。但是， 如果根據(jù)年齡對(duì)群體進(jìn)行劃分， 工作滿(mǎn)意度對(duì)主觀幸福感的正外溢效應(yīng)將隨著年齡的不同而具有不同的強(qiáng)度。具體而言， 在年齡更大的群體中， 工作滿(mǎn)意度對(duì)主觀幸福感的正外溢效應(yīng)更弱。這一結(jié)論說(shuō)明， 如果在分析過(guò)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(shí)關(guān)系。

二、 數(shù)據(jù)來(lái)源和實(shí)證模型

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于2007年針對(duì)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(xué)(Monash University)經(jīng)濟(jì)系選擇了中國(guó)六個(gè)城市(包括成都、 大連、 撫順、 阜新、 武漢和福州)進(jìn)行了主觀幸福感狀況的調(diào)查， 其中針對(duì)武漢的調(diào)查在武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院的組織下展開(kāi)， 本文使用的數(shù)據(jù)即來(lái)源于這一調(diào)查。調(diào)查問(wèn)卷包括三部分： 第一部分為工作滿(mǎn)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(jì)學(xué)方面的信息。根據(jù)Frey & Stutzer[6]37-39提出的評(píng)價(jià)主觀幸福感數(shù)據(jù)的四個(gè)標(biāo)準(zhǔn)(可靠性、 有效性、 一貫性和國(guó)家間可比性)， 在舍棄違反這些標(biāo)準(zhǔn)和具有缺失值的問(wèn)卷后， 得到有效問(wèn)卷621份。

主觀幸福感數(shù)據(jù)來(lái)源于如下問(wèn)題的答案：

就最近一段時(shí)間而言， 您認(rèn)為您的生活幸福嗎？您會(huì)打幾分？

這一問(wèn)題的答案對(duì)應(yīng)著0-10之間、 代表11個(gè)不同等級(jí)的評(píng)價(jià)分?jǐn)?shù)， 其中0代表“非常不滿(mǎn)意”， 10代表“非常滿(mǎn)意”。而針對(duì)工作滿(mǎn)意度的調(diào)查是多問(wèn)題調(diào)查， 即所謂的“工作要素總和評(píng)分法”(summation score)。*與之相對(duì)的是“單一整體評(píng)估法”(single global rating)， 即在調(diào)查過(guò)程中設(shè)定一個(gè)單一的問(wèn)題獲取衡量工作滿(mǎn)意度水平的數(shù)據(jù)。我們?cè)O(shè)置了36個(gè)問(wèn)題， 這些問(wèn)題涵蓋了評(píng)價(jià)工作滿(mǎn)意度所包含的各個(gè)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(wèn)題對(duì)應(yīng)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(gè)不同的選項(xiàng)。由于在對(duì)工作滿(mǎn)意度與主觀幸福感之間的關(guān)系進(jìn)行分析之前， 首先需要獲取每一個(gè)體的工作滿(mǎn)意度數(shù)據(jù)， 因此， 本文接下來(lái)將首先運(yùn)用層次分析法測(cè)算不同個(gè)體的工作滿(mǎn)意度水平。

(二)實(shí)證模型及變量說(shuō)明

根據(jù)下一部分測(cè)算所得到的工作滿(mǎn)意度水平數(shù)據(jù)， 筆者計(jì)算了工作滿(mǎn)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(yùn)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(lái)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(shí)證模型如下：

(1)

其中inc表示個(gè)體的月收入水平， 由于在調(diào)查問(wèn)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(duì)收入數(shù)據(jù)進(jìn)行了重新定義。如果某一個(gè)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(mǎn)意度水平， health表示健康狀況， 在模型中我們將其定義為一個(gè)0-1變量， 即在計(jì)算出整個(gè)樣本的健康水平均值后， 將高于這一均值的個(gè)體對(duì)應(yīng)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(gè)體人口統(tǒng)計(jì)學(xué)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(biāo)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(bǔ)償模型不僅確定了生活滿(mǎn)意度與主觀幸福感之間的影響效應(yīng)， 同時(shí)還表明兩者之間是一種雙向影響關(guān)系。而從本文的實(shí)證模型來(lái)看， 我們僅僅關(guān)注工作滿(mǎn)意度對(duì)主觀幸福感的單向影響關(guān)系。盡管這一處理方式并不會(huì)對(duì)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(wèn)題， 將兩者的雙向影響關(guān)系納入模型中。

三、 工作滿(mǎn)意度的測(cè)算

層次分析法在20世紀(jì)70年代由美國(guó)運(yùn)籌學(xué)家Satty提出。[7]作為一種定量和定性分析相結(jié)合的多目標(biāo)決策方法， 該方法可以將復(fù)雜的決策問(wèn)題轉(zhuǎn)化成較為簡(jiǎn)單的問(wèn)題進(jìn)行分析。一般而言， 在運(yùn)用層次分析法對(duì)某一復(fù)雜問(wèn)題建模時(shí)， 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(biāo)層(最高層)、 準(zhǔn)則層(中間層)和方案措施層(子準(zhǔn)則層或最低層)。

在構(gòu)建遞階層次模型的過(guò)程中， 本文結(jié)合已有研究將36個(gè)問(wèn)題劃分為如下5個(gè)維度： 薪水和福利待遇； 同事關(guān)系； 領(lǐng)導(dǎo)能力； 工作環(huán)境； 工作體驗(yàn)。這5個(gè)維度構(gòu)成了模型的準(zhǔn)則層。為了確定包含在每一維度下的子準(zhǔn)則， 我們首先計(jì)算了每一準(zhǔn)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(zhǔn)則層的加權(quán)平均值， 將其作為最后選擇各評(píng)價(jià)因素的臨界值， 即如果某一因素的均值大于該準(zhǔn)則層的加權(quán)平均值， 則將其作為最后的評(píng)價(jià)指標(biāo)。據(jù)此， 我們便建立了對(duì)工作滿(mǎn)意度進(jìn)行評(píng)價(jià)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(mǎn)意度評(píng)價(jià)因素及子因素

圖1 武漢市城鎮(zhèn)居民工作滿(mǎn)意度評(píng)價(jià)的遞階層次結(jié)構(gòu)示意圖

必須指出的是， 在運(yùn)用層次分析法進(jìn)行建模分析的過(guò)程中， 每一維度和因素對(duì)總體目標(biāo)的影響權(quán)重是通過(guò)所謂的兩兩比較矩陣決定的。由于在調(diào)查問(wèn)卷中沒(méi)有專(zhuān)門(mén)設(shè)定針對(duì)各維度以及各具體影響因素權(quán)重的問(wèn)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(wèn)題， 遵循蓋洛普公司的Q12測(cè)評(píng)法， 本文對(duì)每一維度及其所包含因素的權(quán)重進(jìn)行平均賦值。由于在準(zhǔn)則層包含5個(gè)維度， 故對(duì)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(gè)子因素(薪水的公平性、 滿(mǎn)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(lèi)似。盡管通過(guò)平均賦值確定權(quán)重會(huì)產(chǎn)生一定的誤差[8]， 但是， 根據(jù)Q12測(cè)評(píng)法在實(shí)際中得到廣泛運(yùn)用的現(xiàn)實(shí)來(lái)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(duì)工作滿(mǎn)意度的影響權(quán)重也可以相應(yīng)確定下來(lái)。例如， 薪水和福利待遇維度所包含的各因素對(duì)工作滿(mǎn)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(gè)體對(duì)具體問(wèn)題選擇的答案確定其工作滿(mǎn)意度水平了。

四、 模型的估計(jì)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(duì)微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行分析時(shí)涉及的一些問(wèn)題做出說(shuō)明。一般而言， 在對(duì)微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行分析時(shí)， 可以采用OLS回歸方法或Ordered回歸方法。對(duì)于這兩種方法在主觀幸福感研究中的應(yīng)用， Ferrer-i-Carbonell & Frijters(2004)[9]指出， 無(wú)論采用OLS回歸方法還是采用Orderd回歸方法， 最后的估計(jì)結(jié)果并沒(méi)有明顯的差異。基于此， 本文將使用OLS回歸方法進(jìn)行分析。事實(shí)上， 在當(dāng)前針對(duì)中國(guó)居民主觀幸福感研究的文獻(xiàn)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(duì)工作滿(mǎn)意度和主觀幸福感水平進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果， 其中第2列和第3列分別對(duì)應(yīng)著只包含工作滿(mǎn)意度一個(gè)解釋變量和根據(jù)(1)式進(jìn)行估計(jì)時(shí)所得到的結(jié)果。

表2 工作滿(mǎn)意度對(duì)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(jì)結(jié)果來(lái)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(duì)應(yīng)兩種不同情形下的估計(jì)結(jié)果， 工作滿(mǎn)意度對(duì)主觀幸福感均存在顯著的正外溢效應(yīng)(均在1%的水平下顯著)， 僅僅在影響強(qiáng)度上存在差異， 這說(shuō)明在對(duì)其他變量進(jìn)行控制后， 工作滿(mǎn)意度對(duì)主觀幸福感產(chǎn)生的效應(yīng)將減弱。結(jié)合本文的樣本來(lái)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(lái)看， 月收入水平對(duì)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(jì)過(guò)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(duì)象， 因此， 這兩個(gè)變量的正的參數(shù)估計(jì)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(xiàn)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(jì)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(zhǎng)， 人們的主觀幸福感水平開(kāi)始越來(lái)越低， 在到達(dá)某一拐點(diǎn)(本文為37.6歲)后， 才開(kāi)始逐漸上升。這一點(diǎn)在我國(guó)大部分農(nóng)民工身上得到了極好的印證。文獻(xiàn)[5]指出， 當(dāng)前我國(guó)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(mǎn)意度與年齡的關(guān)系來(lái)看， 對(duì)兩者進(jìn)行回歸的結(jié)果表明， 隨著年齡的增長(zhǎng)， 個(gè)體的工作滿(mǎn)意度水平逐漸下降。[注]當(dāng)我們用工作滿(mǎn)意度對(duì)年齡進(jìn)行回歸時(shí)， 發(fā)現(xiàn)年齡的估計(jì)系數(shù)為-0. 013， 且在5%的水平上顯著。如果考慮到年齡對(duì)工作滿(mǎn)意度的這種影響， 那么， 兩者共同作用對(duì)主觀幸福感產(chǎn)生的效應(yīng)自然值得我們關(guān)注。為了對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行分析， 我們?cè)?1)式中加入了年齡與工作滿(mǎn)意度的交叉項(xiàng)。同時(shí)， 為了更好的分析年齡和工作滿(mǎn)意度共同作用對(duì)主觀幸福感產(chǎn)生的效應(yīng)， 還從模型中剔除了年齡的平方項(xiàng)， 具體估計(jì)結(jié)果對(duì)應(yīng)表2的模型3。

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

從人的整個(gè)生命周期來(lái)看， 當(dāng)人們處于青、 壯年時(shí)期時(shí)， 一方面由于工作報(bào)酬作為收入的主要來(lái)源對(duì)于他們而言具有極大的重要性， 另一方面工作在這一時(shí)期人們的生活中也占據(jù)著重要的地位， 因此， 工作滿(mǎn)意度自然對(duì)個(gè)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(zhǎng)， 由于人們的家庭、 事業(yè)均已處在一個(gè)較為穩(wěn)定的狀態(tài)， 同時(shí)也開(kāi)始逐步退出勞動(dòng)力市場(chǎng)， 工作在人們整體生活中所扮演的角色遠(yuǎn)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(mǎn)意度對(duì)年齡所產(chǎn)生的正效應(yīng)也隨之降低。

五、 小結(jié)

工作滿(mǎn)意度與主觀幸福感的關(guān)系一直是理論界研究的一個(gè)熱點(diǎn)問(wèn)題。然而， 正如前文所述， 盡管眾多學(xué)者對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行了頗有價(jià)值的分析和探討， 但是， 關(guān)于兩者的關(guān)系遠(yuǎn)遠(yuǎn)沒(méi)有形成共識(shí)。筆者認(rèn)為， 其原因主要在于經(jīng)驗(yàn)分析過(guò)程中不同研究者采用的樣本和實(shí)證模型所存在的差異所導(dǎo)致。本文基于2007年武漢市城鎮(zhèn)居民的調(diào)查樣本， 對(duì)這一問(wèn)題重新進(jìn)行了探討。不同于已有研究的是， 在分析過(guò)程中， 筆者首先運(yùn)用層次分析法對(duì)武漢市城鎮(zhèn)居民的工作滿(mǎn)意度水平進(jìn)行了測(cè)算， 并在此基礎(chǔ)上將年齡對(duì)工作滿(mǎn)意度的影響納入了分析框架中。

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

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