中國職業聲望的影響因素研究

宋爽

在中國，權威、教育、收入依然是影響職業聲望的三大因素。其中，權威對職業聲望的影響最大，教育次之，收入最小。本文將每日工作時長作為衡量權威的要素。有管理職務的職業聲望高，日工作時間越長職業聲望越低。

在我國的職業聲望研究中，學者們運用不同的研究模型和調查數據，得出大致類似的結論，代表性的學者有陸學藝、李強、李春玲等，他們認為，影響中國職業聲望的主要因素是權威、收入和教育。其中，權威是影響力最大的因子，其次是教育，再次是收入。本文則延續前人的研究，運用多元回歸模型對影響職業聲望的因子展開定量分析。本文采用的數據來自2010年CFPS調查問卷。根據前人的經驗，擇取職業聲望分數、教育、收入、每日工作時長等4個主要變量進行分析。

提出假設

本文提出的總體假設是：教育、收入、每日工作時長對職業聲望有影響。

假設1：受教育程度越高，職業聲望越高。

假設2：收入越高，職業聲望越高。

假設3：每日工作時間越長，職業聲望越低。

數據解釋和統計模型

本文的分析數據取自2010年CPFS調查，總數N=33600，運用STATA12.0處理，剔除無效值后，觀察值數量N=386。基于研究主題是職業聲望的影響因素，根據前人研究的經驗，我擇取問卷中的四個變量——教育、收入、每日工作時長、職業聲望分數展開分析，這四個變量分別對應了理論上的教育、收入、權威和職業聲望四個概念。

自變量：edu——受教育年限，0年至22年。問卷中關于受教育程度的變量有四個，選擇edu是因為，（1）由數字表示受教育程度方便計算，（2）分類介于粗略與細致之間，不粗略也不繁瑣。

income——收入。問卷中關于收入的變量也有不少，如上個月收入、工資收入、其他各類收入、退休前收入等，選擇問卷末尾的income變量，方便運算，數字也相對集中。原始數據中，income變量的分布極不均衡，為了方便分析，將income變量取對數，使其基本滿足正態分布。

qg403——每日工作時長。我用工作時間的長短來定義權威的內涵，我認為，在真空狀態下，以8小時為界限，每日工作時間小于等于8小時的，其職業聲望較高，多于8小時的，職業聲望則較低。因此，我將qg403轉換為兩個虛擬變量：每日工作八小時以下、每日工作八小時以上。不過，這種定義和分類存在很大弊端，因為職業聲望的高低絕不可能僅僅從工作時長上做簡單的判斷，比如國家領導人、企業總裁等人群的職業聲望很高，但他們也是夜以繼日地工作，難得放松和休息。本文就暫且這樣處理了。

因變量。qg701_siops——職業聲望分數。問卷要求被訪者對幾類職業進行打分，最低13分，最高78分。

統計模型。本文運用的統計模型是多元回歸，統計公式如下：

Y=B2+A1*X1+A2*X2+……+An*XnXm

分析結果

多元回歸

Model1中，僅放入教育變量，R～squared=0.130，P>F=0，相關性顯著，系數為2.774。可知，教育與職業聲望呈正相關，受教育程度越高，職業聲望越高，證實了假設1。Model2中，僅放入收入一個變量，R～squared=0.052，P>F=0，相關性顯著，系數為2.761。可知，收入也與職業聲望呈正相關，收入越高，職業聲望越高，證實了假設1。不過，收入對職業聲望的影響力略小于教育。Model3中，僅放入每日工作八小時以上的變量，R～squared=0.149，P>F=0.017，相關性顯著，相關系數是～2.574。可以推斷，每日工作時間超過8小時的工作，其職業聲望較低，部分驗證了假設3。繼續看Model4，在Model4中，僅放入每日工作八小時以下的變量，R-squared=0.299，P>F=0.0045，相關性顯著，相關系數是3.050。可以推斷，每日工作時間低于8小時的工作，其職業聲望較高，再配以Model3的結果，可以證實假設3。

Model5中，加入教育、收入、每日工作八小時以下三個變量，R～squared=0.152，P>F=0.000，相關性顯著，教育的相關系數是2.487，收入的相關系數是1.413，每日工作八小時以下的系數是1.095。可以推演出公式：在每日工作時長小于八小時的情況下，Y1=17.257+2.487*教育+1.413*收入+1.095*工作時長。

Model5中，加入教育、收入、每日工作八小時以上三個變量，R～squared=0.149，P>F=0.000，相關性顯著，教育的相關系數是2.523，收入的相關系數是1.469，每日工作八小時以上的系數是～0.376。可以推演出公式：在每日工作時長大于八小時的情況下，Y2=17.330+2.523*教育+1.469*收入～0.376*工作時長。

由Model1至Model6的結果可初步判斷，教育、收入、每日工作時長對職業聲望具有影響力。具體來看，教育、收入、每日工作時長八小時以下與職業聲望呈正相關，每日工作時長八小時以上則與職業聲望呈反相關。我將每日工作時長定義為權威的內涵之一，認為工作時長較短的工作，擁有較高權威，因而也有較高的職業聲望；相反，一份工作時長較長的工作，權威較低，因而職業聲望也低一些。

另外，

在Modell、Model2和Model4中，對比教育和收入對職業聲望的影響力，教育的相關系數普遍大于收入的相關系數，而權威的相關系數又大于教育。因此，從權威、收入、教育對職業聲望的影響排序來看，權威>教育>收入，這一結論與陸學藝、李春玲、李強等人的研究結論基本契合。但是在Model5和Model6中，相關系數的排序則是教育，收入>權威，控制教育和收入變量，削弱了權威的影響力。

Model7和Model8是標準化了的結果，所得系數為標準化回歸系數。可得出如下方程：

在每日工作時長大于八小時的情況下，Y3=0.325*教育+0.122*收入～0.018*工作時長；

在每日工作時長小于八小時的情況下，Y4=0.321*教育+0.118*收入+0.051*工作時長。

皮爾遜相關

從表2看出，各因素之間具備相關性，其中，教育、收入、8小時以下與職業聲望呈正相關，8小時以上與職業聲望呈反相關。

表3呈現的是成對相關，在a=0.05的水平上顯著相關的系數后面用*表示。表3的結果雖然在系數上發生調整，但是依然可以從具有顯著性的系數中看出，教育、收入、8小時以下與職業聲望呈正相關，8小時以上與職業聲望呈反相關。

散點圖

從圖1看出，教育與職業聲望的擬合直線呈左下——右上分布，故而判定教育與職業聲望呈正相關關系。圖1中，各點呈階段式均勻分布，這與源數據的分類有一定關系，大部分點集中在擬合直線附近，少部分異常值距離直線較遠，可以判定，教育與職業聲望的相關性較為顯著。

從圖2看出，收入與職業聲望的擬合直線也呈左下——右上分布，不過擬合直線較短，扔可判定收入與職業聲望呈正相關關系。圖2中的各點的分布較為集中，大部分點集中在擬合直線周圍，出現少部分異常值。因而可以判定，收入與職業聲望的相關性也較為顯著。

從圖3看出，每日工作8小時以上與職業聲望的擬合直線呈左上——右下分布，可判定每日工作8小時以上與職業聲望呈負相關關系。圖3中的各點的分布集中于擬合直線的兩端，部分點集中在擬合直線周圍，也有部分異常值出現。因而可以判定，雖然每日工作8小時以上與職業聲望呈反相關，但相關性并不十分顯著。

圖4的情況與圖3類似。圖4顯示，每日工作8小時以下與職業聲望的擬合直線呈左下——右上分布，可判定每日工作8小時以下與職業聲望呈正相關關系。圖4中的各點的分布也集中于擬合直線的兩端，部分點集中在擬合直線周圍，也有部分異常值出現。因而可以判定，雖然每日工作8小時以下與職業聲望呈正相關，但相關性并不顯著。

圖5顯示的是以四個自變量為橫坐標，以因變量為縱坐標描繪的殘差圖。圖中顯示，各個點圍繞殘差等于0的直線上下隨機散布，且較為集中，說明回歸直線對原觀測值的擬合情況良好。當然，也存在一些異常值，不過數量不大。

圖6是散點圖矩陣，顯示的相關關系結果與上述圖1至圖4大體一致，在此不贅述。

在中國，權威、教育、收入依然是影響職業聲望的三大因素。其中，權威對職業聲望的影響最大，教育次之，收入最小。本文將每日工作時長作為衡量權威的要素。有管理職務的職業聲望高，日工作時間越長職業聲望越低。此次分析得出的結論與文獻回顧中國內學者得出的結論基本一致。可以推斷出，在不同時間所做的關于職業聲望的調查，其背后的影響因素存在驚人的一致性。在中國，權威、權力占據舉足輕重的地位，這與中國“官本位”的傳統有著密不可分的關系。