自雇者與受雇者主觀幸福感差異研究

雷陽陽

摘 要：本文基于2012年中山大學中國勞動力動態調查（CLDS）數據，運用二元Logistic回歸方法，對自雇者與受雇者主觀幸福感差異及影響因素進行了分析。結果發現，自雇者與受雇者在主觀幸福感上存在顯著差異，與自雇者相比，受雇者的主觀幸福感更高。影響勞動者主觀幸福感的因素有人口學因素、經濟因素、社會因素、身心健康因素；自雇者主觀幸福感受工作滿意度狀況影響，而受雇者更多受教育程度和健康狀況影響。勞動者的主觀幸福感具有很強的工具理性邏輯傾向。

關鍵詞：自雇者；受雇者；主觀幸福感

中圖分類號： F224 文獻標識碼： A 文章編號： 1673-1069（2016）22-137-2

1 問題提出與文獻綜述

改革開放以來，我國經濟迅速發展，人民生活水平不斷提高。國家統計局的統計數據顯示，1978年，中國GDP和人均GDP為3650.2億元和382元，到2014年GDP增加到636138.7億元和人均GDP46629元，較1978年分別增長174.28倍和122.07倍。隨著人們消費水平的提高，人們的關注焦點逐漸從物資財富層面轉移到精神層面。其中，2012年中央電視臺推出了《走基層百姓心聲》特別調查節目：“你幸福嗎？”。這一簡單問句引發了當代中國人對幸福的深入思考?！澳阈腋幔?” 成為人們日益關注的問題，并已進入許多學者的研究視野，開始探求什么是幸福，影響人們幸福的因素又有哪些（邢占軍，2011；劉軍強、熊謀林、蘇陽，2012）。

2 數據來源與方法

2.1 數據來源

本文使用來自中山大學社會科學調查中心開展的“中國勞動力動態調查”（CLDS）數據展開實證研究。CLDS樣本覆蓋中國29個省市（除港澳臺、西藏、海南外），調查對象為樣本家庭戶中的全部勞動力（年齡15 至64歲的家庭成員）。在抽樣方法上，采用多階段、多層次與勞動力規模成比例的概率抽樣方法。本文采用2012年首次全國調查的數據，勞動力個體問卷16253份。根據研究需要，剔除缺失值和異常值最后形成有效樣本共4980個，其中自雇勞動者808人，占16.2%；受雇勞動者4172人，占83.8%。

2.2 變量設置

因變量：主觀幸福感主要是指人們對其生活質量所做的情感性和認知性的整體評價，決定人們是否幸福的不是實際發生了什么，而是人們對于實際情況在情緒上做出的反應。由于幸福感是一種主觀感受，沒有客觀標準，所以其測量較為困難，現在通常采用的測量方法是自陳量表法。在問卷中通過詢問被訪者“總體而言，您覺得自己所過的生活感覺是怎么樣的呢？”這個問題，要求被訪者在“非常不幸福、不幸福、一般、幸福、非常幸?！敝凶龀鲞x擇。盡管這種主觀幸福度的測量很簡單，但研究表明這一指標具有心理測量學的充分性，有充分的效度和信度。為了便于研究，將因變量主觀幸福感定義為二維分類變量，把“非常不幸福、不幸福、一般”賦值為0，“幸福、非常幸?！辟x值為1。

本研究參考以往的研究成果，將可能影響勞動者主觀幸福感狀況的各類因素作為自變量。其中，自變量包括人口學因素（性別、年齡、年齡的平方和受教育程度）；經濟因素（收入、工作滿意度、行業）：為了便于研究，對工作滿意度的評價分為不滿意、一般和滿意，分別用代碼1、2、3代替；社會因素（社會信任度）：回答選項為：1.非常不同意、2.不同意、3.同意、4.非常同意。我們把非常不同意和不同意編碼為0，同意和非常同意編碼為1；身心健康因素（自評健康狀況、心理因素、宗教信仰）：把自評健康從非常不健康到非常健康，賦值為1到5；心理因素從不影響、一般到影響，分別賦值為1、2、3；有宗教信仰為1，沒有宗教信仰為0，定義為二分類變量。

2.3 描述性統計

從表2可知，自雇者的年齡均值大于受雇者的年齡均值，高出3.29歲；從收入水平看，自雇者年收入低于自雇者，少于0.13萬元；從受教育程度看，自雇者小學及以下學歷人數比例明顯高于受雇者，而本科及以上學歷人數比例卻遠低于受雇者，自雇者的總體受教育水平較低；在行業、社會信任度、健康狀況等方面，自雇者和受雇者的差異詳見表2。

2.4 分析模型

因為本研究的因變量主觀幸福感為二分變量，所以采用二分類變量的Logistic回歸模型來分析其影響因素。其估計模型為：

Ln[P/（1-P）]=b0+biXi+μ

其中，P表示主觀幸福感的概率，Xi表示影響主觀幸福感因素的變量。bi為回歸系數，表示在控制其他變量的情況下，X每改變一個單位，主觀幸福感狀況是與主觀幸福感狀況否的優勢比將會平均改變exp（bi）個單位。

3 結果與討論

自雇者和受雇者主觀幸福感比較

LR檢驗結果表明，兩個群體在主觀幸福感上存在顯著差別。自雇者選擇“不幸福”的比例比受雇者高出5.4個百分點。在選擇“幸?！眲趧诱咧校芄驼吒哂谧怨驼??？梢姡怨驼弑仁芄驼叩闹饔^幸福感更弱。

全樣本模型中，在控制了影響勞動者主觀幸福感的變量之后，發現就業身份對勞動者主觀幸福感具有顯著影響。以主觀幸福感“否”為參照組，受雇者主觀幸福感的程度比自雇者高14.5%。加入多變量后同樣表明受雇者比自雇者主觀幸福感要高。除就業身份外，經濟因素、社會因素和身心健康因素對勞動者主觀幸福感有顯著的影響。另外，在人口學因素中，性別和受教育程度對勞動者主觀幸福感具有顯著影響，而年齡卻沒有影響。男性勞動者的主觀幸福感要低于女性；受教育程度越高，勞動者的主觀幸福感越高，二者呈正相關關系。

4 結論與啟示

自雇者和受雇者比較研究表明，受雇者主觀幸福感的平均水平高于自雇者。導致這一結果的主要因素包括如下幾方面。一是教育的作用。受教育水平是人最重要的人力資本，也是獲得收入的主要原動力，尤其在發展中國家；受雇者在本科及以上的受教育比例明顯高于自雇者，這就為受雇者的主觀幸福感打下一個良好的物質基礎。二是健康水平。我們的模型結果表明，健康與否是受雇者主觀幸福感的重要來源。所以，較高的健康水平使較多的受雇者感到幸福。三是社會因素。受雇者的社會資本大都是弱關系，而自雇者的社會資本大都是強關系，社會信任越好，社會資本的質量不斷提高，主觀幸福感就會提升。同時，我們也發現自雇者的工作滿意度對主觀幸福感的影響明顯高于受雇者。由于自雇者工作形式的多樣化和時間的靈活性，主觀幸福感更強。這表明，為了提高受雇者的主觀幸福感，可以創新工作方式、優化辦公環境、辦公條件、實行彈性工作制等，從而提高受雇者的工作舒適度及工作靈活性。

另外，研究發現無論自雇者還是受雇者主觀幸福感具有極強的工具理性傾向（邊燕杰，肖陽，2014）。其中表現在：教育程度較高者大大高于教育程度較低者，收入較高者大大高于收入水平較低者，壟斷行業者大大高于競爭性行業者。這些影響的本質是資源滿足欲望而致主觀幸福，符合工具理性邏輯。因此，我們應加強教育的公平性，提高就業水平和就業質量，從而提高勞動者的主觀幸福感。

參 考 文 獻

[1] 邢占軍.我國居民收入與幸福感關系的研究[J].社會學研究，2011，01：196-219+245-246.

[2] 劉軍強，熊謀林，蘇陽.經濟增長時期的國民幸福感——基于CGSS數據的追蹤研究[J].中國社會科學，2012，12：82-102+207-208.

[3] 邊燕杰，肖陽.中英居民主觀幸福感比較研究[J].社會學研究，2014，02：22-42+242.