非正規就業對城鎮勞動者主觀幸福感的影響
——基于CHIP2013數據的實證研究

(武漢大學經濟與管理學院 湖北 武漢 430072)

一、引言

改革開放以來，隨著計劃經濟向市場經濟的轉型及各種要素市場的發育，我國傳統的勞動力就業模式逐漸被新的市場化就業模式所取代，就業的保障性下降而靈活性上升，勞動力市場的非正規化程度日益加深。與正規就業者相比，非正規就業者沒有正式的雇傭關系，工作的穩定性較差且往往工資低、勞動條件差、就業風險高、職業發展機會少、社會保障水平低[1-3]。非正規就業者沒有或很少有渠道獲得均等化公共服務，且過勞情況更為嚴重，給其生活福利水平造成了很大的負面影響。主觀幸福感是個體在全面評估自己生活總體情況的基礎上所感知到的滿意程度[4]，在實現更高質量的就業，不斷提高人民群眾的幸福感成為當前中國經濟社會發展核心議題的背景下，本文使用中國家庭收入調查CHIP2013數據及有序logistic回歸方法，對非正規就業如何影響勞動者的主觀幸福感進行實證分析，為研究政府促進非正規就業正規化的必要性提供了一個新視角。

二、文獻綜述

非正規就業一般指在非正規部門的就業和正規部門的非正規就業。蔡昉和王美艷(2004)認為沒有進行工商登記，不參加社會保險，勞動關系不規范的就業形式，都可被歸入非正規就業[5]。吳要武和蔡昉(2006)從國際勞動組織推薦的統計界定標準出發，兼顧中國社會轉型過程中的特殊問題，將非正規就業者具體定義為十類人員[1]。

非正規就業者沒有正式的雇傭關系，游離于主流社會保障體制之外，其社會保險覆蓋率遠低于正規就業者[6]。此外收入較低、工作環境較差、社會經濟地位較低、過勞、未來生活預期不樂觀等諸多問題也嚴重影響著他們的生活。本文結合中國勞動力就業市場二元分割的實際，探究非正規就業對勞動者主觀幸福感的影響。

在非正規就業對主觀幸福感的具體影響方面，有如下幾種觀點：(1)非正規就業可能會降低勞動者的主觀幸福感。首先，非正規就業可能通過對勞動者的工作報酬產生不利影響進而降低其主觀幸福感[7-8]；其次，非正規就業者通常無勞動合同保障，面臨著更大的工作不穩定性和失業風險，因此產生的心理壓力會對其幸福感產生負面影響[9]；再次，就業的非正規性質導致勞動保護的相關法律制度得不到很好地貫徹實施，勞動者正當權益的缺失會對其主觀幸福感產生負面影響[10]。(2)非正規就業可能會增加勞動者的主觀幸福感。一方面是因部分勞動者更加喜歡靈活自主的工作方式，另一方面是因對于無法進入正規就業市場者而言，非正規就業為其提供了就業機會、收入、工作經驗，進而對其幸福感產生積極影響[10]。(3)非正規就業對勞動者主觀幸福感的影響不確定。雖然非正規就業者大都工資水平較低，但是具有某些特質的勞動者可以充分發揮其比較優勢，從而獲得更高的收入，這在一定程度上抵消了其他方面的幸福感損失，非正規就業對各維度滿意度的影響抵消后對總體幸福感的影響缺乏有說服力的一致結論。

勞動者就業的正規性是勞動經濟學的重點關注問題，但直接研究非正規就業對勞動者主觀幸福感影響的實證文獻卻不多。故本文使用CHIP2013數據探究非正規就業對勞動者主觀幸福感的影響，并以戶籍和就業身份為分類依據進行分樣本回歸以探究群體內部的異質性，為從主觀幸福感的角度論證勞動力就業市場正規化的必要性提供理論依據和實證支持。

三、數據與模型設定

(一)數據

本文數據來源于2014年7-8月份北京師范大學中國收入分配研究院聯合國內外專家共同完成的中國家庭收入調查項目(CHIP)第五輪全國范圍調查數據(CHIP2013)，具有樣本量充分、調查內容全面、覆蓋范圍廣的優點。在本文研究中使用CHIP2013數據的優勢在于，受訪者對幸福感的看法、經濟情況、人口特征、家庭情況、工作情況等方面都包含在其中，故CHIP2013是本研究的最佳數據來源之一。

(二)變量設置和模型設定

被解釋變量“主觀幸福感”為有序多分類變量。數值 1 ～ 5 代表幸福感依次增強。本文將核心解釋變量“非正規就業”設置為虛擬變量，是則賦值為1，否則為0。結合已有文獻對幸福感影響因素的研究，本文主要的控制變量包括：個人特征因素、經濟因素、社會因素。個人特征因素包括性別、年齡及其平方項、婚姻狀況、政治面貌、受教育水平、健康情況；經濟因素中以小時工資作為絕對收入變量，以家庭經濟情況作為相對收入變量[11]；社會因素包括醫保參保情況及周工作時間。

由于被解釋變量主觀幸福感為有序多分類變量，故本文采用有序logistic回歸方法進行實證分析，使用該方法也要求數據資料通過平行性檢驗。本文構建了如下基本模型探究非正規就業對中國城鎮勞動者主觀幸福感的影響：

Happinessi*=β0+βiInformali+λiXi+εi

其中，Happinessi*為被解釋變量主觀幸福感Happinessi的潛變量，Informali為核心解釋變量非正規就業，βi是其對應的回歸系數；Xi為控制變量，λi是其對應的回歸系數；β0為常數項，εi代表隨機擾動項。設待估參數為γi，當被解釋變量Happinessi是有序多分類變量且取值為1-5的整數時，共有4個未知分界點γ1-γ4(γ值遞增)將相鄰類別隔開，當Happinessi*<γ1時Happinessi=1；當γ1≤Happinessi*<γ2時Happinessi=2；……；當Happinessi*≥γ4時Happinessi=5。

四、實證分析

(一)總體回歸

本文首先對總體樣本進行回歸分析，由于所有方差膨脹因子值VIF<10，因此未檢測到多重共線性。在控制了地區固定效應的情況下，通過用數據資料擬合有序多分類logistic模型，得到模型擬合總體顯著性為0.000且滿足平行線假設，說明該模型及方法在此適用且具備一定的解釋力。本文也加入了省級層面的cluster以控制聚類相關而導致的偏誤問題，表1第一列是對城鎮勞動者總體樣本的回歸結果。

核心解釋變量非正規就業對主觀幸福感具有顯著的負向影響，即在控制其他因素不變的情況下，非正規就業者相對于正規就業者的幸福感水平更低且在1%的顯著性水平上顯著。正如前文所述，非正規就業者工資收入更低、無勞動合同保障、正當權益難以維護、缺少職業發展機會、面臨更多的就業歧視等因素都會降低其主觀幸福感。其他控制變量對主觀幸福感的影響與已有文獻的結論基本一致[12]。

(二)分樣本回歸

考慮到勞動者內部各群體間存在異質性，本文分別以戶籍情況和就業身份為分類指標進行分樣本回歸，結果如表1所示。

與總樣本回歸結果一致，在外來務工的農村戶籍樣本、城鎮戶籍樣本中，非正規就業對主觀幸福感都具有顯著的負向影響。農村戶籍勞動者相對于城鎮戶籍勞動者而言，非正規就業對主觀幸福感有更大程度的顯著負向影響，這是由于城鎮戶籍的勞動者具有享受各種社會保障和福利的制度性優勢，而進城務工的農村戶籍勞動者多從事以“生存經濟”為特征的低收入工作，其勞動條件、社會保障和福利、崗位安全性、社會地位較正規就業者及城鎮戶籍非正規就業者差，故非正規就業對其主觀幸福感的負面影響更大。

在雇主樣本中，非正規就業對主觀幸福感負向影響的系數絕對值較小且不顯著，而對雇員而言，非正規就業對其主觀幸福感具有更大程度且在1%的顯著性水平上顯著的負向影響。這是因為不論是否正規就業，雇主都要主導或參與制定企業經營策略，做出各項決策及承擔經營風險，是否正規就業對雇主來說在各個方面差異不大，故非正規就業對其幸福感沒有顯著的影響；而雇員的就業穩定性、工作環境與條件、薪酬福利、社會保障等各方面在很大程度上取決于就業單位和崗位，故非正規就業對其就業穩定性、薪酬待遇、社會保障等方面的影響可進一步作用于其幸福感并產生顯著的負向影響。

表1 非正規就業對主觀幸福感的影響

注：括號內數值為標準誤，***、**、*分別表示在1%、5%和10%統計意義上顯著

五、結論

近年來我國對勞動力市場的規制力度逐漸加強，政府希望通過促進非正規就業的正規化，增強就業穩定性和保障性，實現勞動者“體面就業”。本文使用CHIP2013數據對非正規就業如何影響城鎮勞動者的主觀幸福感進行實證研究，并進行分樣本回歸，得出非正規就業對城鎮勞動者的主觀幸福感具有顯著且穩健的負向影響，但該影響在城鎮與農村戶籍樣本、雇主與雇員樣本間均存在顯著差異。本文從主觀幸福感的角度論證了通過規范勞動合同和提高社會保障水平等舉措[13]，逐漸打破在二元戶籍制度基礎上形成的二元就業制度，從而推動勞動力市場正規化的必要性。但非正規就業也對收入增長起到了積極作用，且伴隨著經濟發展和勞動力市場的發育，非正規就業的一些先天不足可能會自發消失。對于政策制定者而言，這意味著在當前城市反貧困的進程中，也應當充分利用非正規就業，發展中國家在對待非正規就業問題時更需要多一些耐心。