非正規就業對居民工作滿意度的影響

劉翠花 丁述磊

摘 要 使用CLDS（2014）數據，定量檢驗了非正規就業對居民工作滿意度的影響，然后按照性別和受教育年限將全樣本分為五組分樣本，進一步分析非正規就業對異質性群體工作滿意度的影響是否存在差異。研究發現：非正規就業是影響居民工作滿意度的重要因素，如果居民從事非正規就業，則會顯著降低他們的工作滿意度。周工作時間延長對居民工作滿意度具有顯著負向效應，工作環境越好，晉升機會越大，收入越高以及黨員身份和健康的身體可以顯著增加居民工作滿意度。此外，如果企業能夠為居民提供醫療保險和養老保險，則對居民工作滿意度的提升具有顯著的促增作用。分樣本顯示，非正規就業對男性居民以及受教育年限小于10年的居民工作滿意度損失最大。因此，為了提升居民工作滿意度，促進社會和諧安寧，政府應該努力促進勞動力市場正規化，使從事非正規就業的勞動者走向正規崗位。

關鍵詞 非正規就業；工作滿意度；有序Probit模型

[中圖分類號]F244 [文獻標識碼] A [文章編號]1673-0461（2018）11-0070-10

一、引 言

非正規就業是當今各國勞動力市場中普遍存在的一種就業形式。國企下崗員工、進城勞務的農民工、自由職業者等體制外人員是我國非正規就業者的主要構成來源，與正規就業者相比，非正規就業者由于沒有登記注冊、過于分散、納入國家體制通常比較困難，因而成為政府管制的薄弱環節。在此情形下，非正規就業者通常會遇到勞動強度大、福利待遇低劣、社會保障缺乏等問題，不可避免的會對其工作滿意度產生嚴重影響。基于此，本文深入考察了非正規就業對居民工作滿意度的影響程度，并在有效控制了內生性問題的前提下，探討了以性別和受教育年限分樣本的群體異質性效應，以期為提升非正規就業者的工作滿意度并不斷促進勞動力市場的正規化提出合理化建議。

關于工作滿意度的研究，國內外許多學者分別從定義、維度、影響因素等不同側重點開展進行。Spector（1964）認為工作滿意度從本質上來講可以看作一種直接心理綜合體驗，來自員工對于自身工作所處環境的方方面面[1]。Judge等（2001）、Lemmergaard和Lauridsen（2008）等學者將工作滿意度界定為員工對于自身工作所有方面產生的主觀情感表達或者內在滿意度體驗，比如對工作環境、工資水平、人際關系等各方面的認知評價和內在情感體會[2-3]。關于維度的相關研究，概括來講可以分為是否滿意的一元維度理論和多元維度理論，George和Jones（1996）認為在多元維度理論中又可包括工作本身、與領導同事關系、薪酬福利、對組織的滿意度等幾個方面[4]。在此維度基礎上，Mackenzie等（1998）認為多元維度還涉及發展機會、工作環境、意想不到的獎勵及好處等方面[5]。盧嘉和時勘（2005）、冉斌（2011）等國內學者認為工資水平、工作環境、合作團體、規章制度以及公司管理等共同構成了工作滿意度的五個維度[6-7]。從影響因素來看，個人層面、工作層面、組織層面是影響工作滿意度的三個層面主要因素。在個人層面中，Solinger等（2008）指出人際關系和諧程度、工作投入程度及態度、受教育年限水平、性別等因素都會對工作滿意度產生顯著影響[8]。在工作層面中，周麗超（2014）指出工作自主權、工作壓力程度以及工作環境都會對工作滿意度造成顯著影響，尤其是適度的工作壓力、友好的工作氛圍能夠有利提高職工的工作滿意程度[9]。在組織層面中，趙君（2013）研究指出薪酬福利、組織氛圍、組織公平和組織信任等會顯著影響員工工作滿意度，充分的組織信任與完善的薪酬福利體系會促使員工工作滿意度得到顯著提升[10]。

鄭春榮（2013）、李瓊（2015）研究指出非正規就業者由于沒有正規勞動合同的保障，往往面臨著薪酬福利較低、社會保障制度障礙、工作環境惡劣等一系列問題[11-12]，而以上的缺失及問題則會對他們的工作滿意度造成一定負面影響。如Buddelmeyer等（2015）通過實證分析澳大利亞住戶調查數據，指出相比正規就業人員，非正規就業人員的工作滿意度水平顯著更低[13]。對于薪酬福利， Soest（1995）、Heckman 和Hotz（1986）、常進雄和王丹楓（2010）等學者認為正規就業與非正規就業兩種就業形式之間存在較為明顯的工資差異，前者的工資水平要明顯高于后者[14-16]。王慶芳和郭金興（2017）進一步分析發現尤其是有雇工的非正規雇傭者、無雇工的非正規自雇者與正規就業者的工資收入差距越來越大，特別是處于非正規就業形式的勞動者生存境況不容樂觀，而且有愈發困難的態勢[17]。對于社會保障，燕曉飛（2009）指出非正規就業者當前面臨的社會保障問題主要有：制度障礙、相關法律缺陷以及相關道德觀念缺失等突出問題[18]。張國英（2012）、任海霞（2016）研究發現非正規就業者的養老保險和醫療保險的參保率和繳費率都明顯低于正規就業者，而且他們享有的住房、教育等社會救助非常缺乏[19-20]。對于就業穩定性和工作環境，許春淑（2011）、王桂新和胡健（2015）研究指出農民工等非正規就業群體由于缺乏勞動合同保障權益，他們的就業穩定性較差，加班加點超長時間工作已成為常態，而且經常面臨比較臟亂、惡劣的工作環境，生活質量水平較為低下等困境[21-22]。

事實上，以上非正規就業者面臨的種種問題會對其工作滿意度造成重要影響。如Dolan等（2008）認為非正規就業的工作穩定性、晉升可能性以及工作的自由靈活性要明顯低于正規就業，因此也就導致了前者的工作滿意度要更低[23]。姚植夫和張譯文（2012）采用西北四個省份的調查數據，研究發現要想明顯提高新生代農民工的工作滿意度水平可以確保勞動強度適中、工作環境安全、社會保障完好等有效舉措[24]。王茜和羅進化（2014）構建以工時滿意度為因變量、以工作時間為核心解釋變量的半參數模型，證實加班導致的工時延長顯著降低了員工的工時滿意度[25]。顧夢蛟和程名望（2013）認為工作環境是影響居民就業滿意度最為顯著的因素，工作環境越差，居民就業滿意度越低[26]。明娟和曾湘泉（2015）實證研究指出工作轉換頻率過高會明顯降低農民工就業質量水平，頻繁的工作轉換會增加農民工的工作時間而收入水平卻沒有明顯提高，同時對他們的養老保險繳納和簽訂長期或固定勞動合同產生了不利影響[27]。

綜上所述，已有文獻多是從居民工作滿意度的某些影響因素入手研究，但是基于就業視角，利用中國微觀調查數據考察非正規就業對居民工作滿意度影響的文獻研究相對較少。考慮到從事非正規就業會對居民工作滿意度造成一定的負面影響，但是到底影響程度有多大？是否存在區分性別和區分受教育年限的群體異質性效應？因此，為了對相關文獻進行補充，本文基于CLDS（2014）數據，利用有序Probit模型分析非正規就業對居民工作滿意度的影響，并按照性別和受教育年限進行分樣本回歸以考察群體異質性效應，并為中國勞動力市場正規化的合理性提供實證支持。

二、概念界定與理論分析

（一）概念界定

國際勞工組織（ILO， 1972）最早提出非正規就業的相關概念，即主要是指在非正規部門就業的一種就業形式[28]。這里的非正規部門特指不在國家正規法律管制范圍之內的一些小規模企業、自雇經營的個體商戶等，與國家管理體制內的正規部門相區別。隨著后續界定范圍的不斷擴大，非正規就業將正規部門中進行的非正規就業形式也納入到該范圍之內，而不只是包括前面提到的非正規部門企業和家庭部門中的就業形式。國際勞工組織（ILO，2003）又對非正規就業進行了重新評定，指出非正規就業不能只考慮勞動者所處的企業類型，而應該將勞動者就業的身份特質也納入進來，兩者相綜合進行評定，這也為其他各國界定提供了最為基本的框架[29]。

鑒于此，常進雄和王丹楓（2010）、薛進軍和高文書（2012）等國內學者綜合考慮到我國勞動力市場的實際特點將非正規就業界定為：與傳統的就業形式相區分，主要存在于非正規部門和正規部門之中，不僅僅包含各種非正規部門里的就業形式，而且還包含存在于正規部門中的臨時勞動者、非全日制勞動者、勞務派遣工作者以及項目生產外包人員等，即“正規部門里的非正規就業”[16，30]。其中非正規部門主要有：其一，通過個人、家庭或者合伙創辦的為社會群眾提供商品和服務的小微型經營單位，如雇傭人數少于七人的個人獨資企業、個體單位戶以及家庭手工業戶等形式；其二，通過居民社區、企業、或非政府社團為依托，主要是以制造工作崗位和獲得一定收入為最終目標的自營性公益組織；其三，其他自負盈虧的獨立勞動者。基于此，本文將非正規就業定義為：無雇工的個體經營者、臨時勞動工、領取薪酬的家政服務人員以及國企事業單位中的短期勞動者、非全日制勞動者和派遣就業人員。

（二）理論分析

在研究非正規就業的相關理論研究中，主要是基于勞動市場二元分割理論進行分析。如楊凡（2015）曾經研究指出由我國典型的非正規就業形式主要是由于城鄉差異和所有制體制分割造成的二元勞動力市場分割造成的[31]。針對我國勞動力市場的實際情況來說，勞動力之所以不能在就業市場上自由靈活流動主要是受到一些制度性和歧視性等障礙的影響，由此也就導致了主要和次要兩個層級勞動力市場的形成。Doeringer 和Piore（1971）認為勞動者如果處于主要勞動力市場中則通常會享有較高的工資福利、較為穩定的工作崗位、良好的工作條件、規章制度較為管理規范以及較大的發展機會等優勢；但是如果勞動者處于次要勞動力市場中則通常會面臨較低的工資福利、極其不穩定的工作崗位、較差工作條件、管理不到位及發展空間較小等劣勢[32]。通過前面文獻梳理可知，非正規就業者主要是由沒有雇工的個體經營者、臨時勞動者、非全日制勞動者和短期勞務派遣人員等組成，這些群體由于受戶籍制度、性別歧視、流動性障礙、工作經歷和受教育水平等因素限制，往往更多的聚集在次要勞動力市場中，而且由于缺乏正規勞動合同的保障導致薪資水平較低、就業不穩定以及缺乏必要的社會保障，這些都是降低其工作滿意度的重要原因。

我國由計劃經濟向市場經濟轉軌是形成勞動力市場體制分割的主要原因，具體而言，體制內勞動力市場主要是由國企、事業單位等國有部門構成，以正規就業為主要就業形式。其工資決定機制更多是考量政府的相關政策與制度，即政府控制下的行政工資制度是目前很多國有部門的工資制定標準，市場化程度較低。相對應地，體制外勞動力市場主要是由非國企事業單位職工、無雇工的個體經營者、臨時勞動者以及農民工等人員組成，同時也是非正規就業的典型形式。胡學勤（2011）指出該市場的工資決定基本是依據市場的競爭調節發揮作用，通過勞動生產率反映出來[33]。尹志超和甘犁（2009）曾研究指出，除貨幣性工資外，國有部門員工的醫療、住房、社會保險等非貨幣性工資水平要顯著高于非國有部門，從而國有部門的工資溢價現象明顯[34]。對于工資差異的因素，除了勞動者的人力資本稟賦特征差異外，鑒于勞動力市場體制分割造成的歧視工資差異也是正規和非正規就業工資差異的重要原因。即由于勞動力被分割處于不同的就業市場上，雖然人力資本相同卻由于工資決定機制差異而被賦予不同的工資水平，因此會產生同質異價的問題，使得人力資本對工資的作用有所弱化。鑒于此，處于體制外勞動力市場上的非正規就業者的工資水平要明顯更低，而工資水平的高低又與工作滿意度之間存在較大的同向變動關系，據此傳導分析，非正規就業的工作滿意度會相對較低。

三、模型、變量與數據

（一）實證模型

本文的被解釋變量為工作滿意度（Satisfaction），該變量定義為有序離散變量。CLDS（2014）調查問卷中關于工作滿意度的問題為：“總的來說，您的工作滿意度如何？”。本文將該問題對應選項賦值如下：用1表示“非常不滿意”、用2表示“不太滿意”、用3表示“一般”、用4表示“比較滿意”、用5表示“非常滿意”，代表工作滿意度依次增強。因此，本文采用有序 Probit模型來探究非正規就業是如何影響居民的工作滿意度。

該模型假定存在一個能夠代表工作滿意度（Satisfaction），但又不能直接觀測的潛在變量（Satisfaction*），本文假定潛在變量（Satisfaction*）由公式（1）決定：

（二）變量描述

非正規就業為核心解釋變量。考慮到居民工作滿意度還受到其他控制因素的影響，因此本文同時引入性別變量、年齡變量、戶籍狀況變量、受教育年限變量、政治面貌變量、婚姻狀況變量、健康狀況變量、周工作時間變量、工作環境變量、晉升機會變量、個人年收入變量、醫療保險和養老保險變量。在數據賦值方面，本文用1代表“非正規就業”，用0代表“正規就業”；關于性別變量，用1代表“男性”，用0代表“女性”；關于戶籍狀況變量，用1代表“城鎮戶籍居民”，用0代表“非城鎮戶籍居民”；關于受教育年限變量，用6年表示“小學”，9年表示“初中”，12年表示“高中”，16年表示“大學”，19年表示“研究生及以上”；關于政治面貌變量，用1表示“中共黨員”，用0表示“非黨員”；關于婚姻狀況變量，用1表示“已婚和同居”，用0表示“其他”；關于健康狀況、工作環境和晉升機會變量，用1表示“非常不滿意”，用2表示“不太滿意”，用3表示“一般”，用4表示“比較滿意”，用5表示“非常滿意”；關于醫療保險和養老保險變量，用1表示“企業提供醫療保險和養老保險”，用0表示“不提供”。以上所有變量的描述性統計分析見表1。

（三）數據來源

本文進行實證分析采用的數據來自2014年中國勞動力動態調查數據，即CLDS（2014）。該數據調查對象分別有村居、家庭和勞動力個體三種，本文選取的數據是針對勞動力個體的數據。CLDS采用的多階段、多層次且與勞動力規模成比例的概率抽樣法，并包括了教育、工作、健康、勞動力遷移以及市場經濟活動等眾多內容，對于我國勞動力現狀情況可以較好的體現。本文的研究對象為年齡在18～65歲以及工作時間在0～112小時之間的居民，剔除數據缺失的樣本之后，本文最終得到了2 530個有效微觀樣本。該有效樣本涉及了全國包括自治區和直轄市在內的28個省份，具有較為理想的代表性。

四、實證分析

（一）非正規就業與居民工作滿意度：有序Probit結果

本文采用有序 Probit方法對全樣本進行回歸分析，同時也匯報了當取各個解釋變量的均值時非正規就業對居民工作滿意度的邊際影響結果，具體回歸結果見表2。

由表2得出以下結論：

第一，在其他變量不變的情況下，居民從事非正規就業會對其工作滿意度造成負面影響，且在1%水平上顯著，這表明非正規就業是會顯著降低居民工作滿意度的重要負向因素。從具體的邊際效果來看，如果居民的就業形式是非正規就業，那么會對其評價為“非常不滿意”和“不太滿意”的工作滿意度概率會分別提升2.0個和3.9個百分點，而對其工作滿意度評價為“一般”“比較滿意”以及“非常滿意”的概率會分別降低3.8個、4.6個和1.3個百分點。因此，為了提高居民工作滿意度，降低非正規就業對居民工作滿意度的損失，勞動力市場正規化是有必要的。

第二，個人特征變量顯示，性別和戶籍狀況對居民工作滿意度具有負向效應，進而表明與女性居民和農村居民相比，男性和城鎮戶籍的居民工作滿意程度會相對更低。一個可能的解釋是男性居民和城鎮居民工作壓力更大，預期實現程度相對較低，致使他們的工作滿意度低于女性居民和農村居民。但是由于性別和戶籍狀況變量系數在統計意義上不顯著，所以這一結果也可能會隨著樣本的變化而發生改變。通過回歸結果還可以反映出，年齡因素、受教育年限越長、政治面貌為黨員、婚姻和健康變量均會對居民工作滿意度產生積極促進作用，而且除了婚姻狀況變量不顯著之外，其他變量都在統計意義上顯著。這意味著隨著居民年齡和受教育年限的增加會在一定程度上提升居民工作滿意度；中共黨員的工作滿意度高于非黨員居民；已婚者和身體健康的居民工作滿意度高于未婚者和身體不太健康的居民。一個可能的解釋是隨著年齡增加，居民的工作熟練程度越來越強；隨著受教育年限的增加以及成為黨員的政治身份會明顯增加居民自身的人力資本稟賦優勢從而更有可能獲件條件更好的工作崗位；已婚擁有配偶和身體健康的居民生活會更加幸福進而對他們的工作滿意度也會產生正面促進效應。

第三，工作特征變量顯示，周工作時間對居民工作滿意度的影響在5%統計意義上顯著為負，表明工作時間延長會顯著降低居民的工作滿意度，這與王茜和羅進化（2014）研究結果是一致的。此外，工作環境變量、晉升機會變量以及年收入水平變量會對居民工作滿意度產生積極正向影響，并且在1%水平上顯著，這表明工作環境越好，晉升機會越大并且收入越高可以顯著增加居民工作滿意度，其中年收入對數變量的系數大于工作環境和晉升機會變量的系數，揭示了居民年收入是影響他們工作滿意度最為重要的因素，因此，增加居民收入水平對其工作滿意度的提升具有顯著的促增作用。此外，如果企業能夠為居民提供醫療保險和養老保險，這也能顯著增加居民工作滿意度，這主要是由于如果企業能夠給居民提供醫療、養老保險那么在一定程度上可以減少居民的預防性儲蓄量并有效刺激消費水平，提升了居民的生活幸福感，從而正面促進了他們的工作滿意度水平。

（二）異質性的非正規就業與居民工作滿意度：有序Probit結果

前文的分析是將所有的樣本放在一起進行的有序Probit回歸分析，得到的結論是非正規就業對居民工作滿意度的一個平均效應，但沒有針對不同性別以及不同受教育年限等異質性群體進行區別分析。然而，非正規就業對異質性群體工作滿意度影響可能不同，因此，本文分別按照性別和受教育年限將全樣本分為男性樣本和女性樣本；受教育時間小于10年的樣本、受教育時間在10年到12年之間的樣本以及受教育時間大于12年的樣本，總共有5個分樣本，深入考察非正規就業對不同異質性群體間工作滿意度的影響是否存在明顯的差異。具體回歸結果見表3。

由表3得出以下結論：

第一，無論是男性還是女性，受教育年限小于10年、還是10～12年或者大于12年的居民，非正規就業都顯著降低了居民工作滿意度。性別分樣本的有序Probit回歸結果表明，與女性居民相比較，男性居民從事非正規就業會對其工作滿意度的損失情況更嚴重。受教育年限分樣本結果表明，與其他受教育年限群體相比較，從事非正規就業會對接受教育年限低于10年居民的工作滿意度的負面影響程度最嚴重，而對接受教育年限為高中即10年至12年居民的工作滿意度負面影響程度最輕微。造成這種結果最可能的原因是，通常而言與女性居民相對比，男性居民的工資收入是一個家庭中最主要的經濟收入來源，因此他們往往會比女性更加努力的工作，其內心承擔的工作壓力負擔會更重，從而在一定程度上會降低他們對工作滿意度的主觀評判。受教育年限低于10年的居民從事的非正規就業一般是社會最底層的工作，不僅工作環境差、工資水平低而且還缺乏社會保障，他們的工作滿意度一般來說是最低的。而受教育年限大于12年的居民一般是對未來預期較高，如果他們從事非正規就業會顯著降低他們的預期實現程度，從而降低了他們的工作滿意度。對于受教育年限在10～12年之間的居民來說，他們內在的預期目標相對較低，而且其收入狀況相比較而言較為良好，生活壓力相對較小，綜合影響之下導致該群體對自身工作滿意度的評價相對會更高。

第二，對于個人特征變量和工作特征變量，除了城鎮戶籍對受教育年限大于12年的居民工作滿意度有正向效應之外，分樣本回歸結果和全樣本回歸結果基本一致，即性別和戶籍狀況對居民工作滿意度具有負向效應，而年齡變量、受教育年限變量、政治面貌變量、婚姻狀況變量和健康狀況變量均會對居民工作滿意度產生正向促進作用。周工作時間延長會顯著降低居民工作滿意度，而工作環境越好，晉升機會越大并且收入越高可以顯著增加居民工作滿意度，此外，如果企業能夠為居民提供醫療保險和養老保險，那么對居民工作滿意度的提升具有顯著的促增作用。

（三）穩健性檢驗

1.工具變量法

前面表2的回歸結果顯示，從事非正規就業會顯著降低居民的工作滿意度水平。但是值得注意的是，非正規就業和居民工作滿意度之間可能存在不容忽視的內生性問題，即工作滿意度越低的居民從事非正規就業的可能性越大，從事非正規就業又會對其工作滿意度水平造成一定的負面影響，兩者之間存在互相影響的可能，從而導致估計結果是有偏的。對此，解決內生性問題的一個有效辦法是尋找工具變量，本文將省級養老保險覆蓋率作為非正規就業的工具變量，主要原因是養老保險覆蓋率越高的地方，勞動力市場中勞動保護執行情況往往越好，從而勞動者從事非正規就業的可能性越小，而省級養老保險覆蓋率是一個地方政府政策執行的外在變量，與居民自身工作滿意度的主觀內在評價無關，即滿足工具變量的基本要求。本文過度識別檢驗的P值為0.714，故接受原假設，認為養老保險覆蓋率為外生的。同時第一階段回歸的F統計量為102.265，遠遠超過了經驗切割點10，這表明養老保險覆蓋率不是非正規就業的弱工具變量。表4匯報了全樣本和異質性的非正規就業對居民工作滿意度影響的工具變量有序Probit結果。

由表4顯示，全樣本中以省級養老覆蓋率作為工具變量控制內生性后，第二階段回歸中非正規就業變量系數在5%統計意義上顯著為負值，這表明非正規就業是影響居民工作滿意度的重要負面因素，與前面表2的結論相一致。分樣本異質性工具變量回歸結果顯示，在控制內生性及其他變量不變的情況下，非正規就業對不同性別和不同受教育年限的居民工作滿意度影響都在統計意義上顯著為負，進一步證實了如果居民從事非正規就業，那么他們的工作滿意度顯著低于正規就業居民的工作滿意度，具體回歸系數大小與前面表3結果相一致。此外，個人特征變量和工作特征變量的回歸系數符號與表2、表3結果也是一致的，本文不再詳細敘述。總之，為了不斷提升中國整體居民的工作滿意度，政府應該努力促使勞動力市場走向正規化，讓從事非正規就業的居民走向正規崗位，努力改善其薪酬福利水平和工作條件，完善醫療保險、養老保險等社會保障機制，以有效維護勞動者的合法權益。

2.傾向得分匹配法

考慮到樣本可能由于“自選擇偏差”而引起內生性問題，為了得到更穩健的回歸結果：即非正規就業對居民工作滿意度的影響作用是否具有一致，穩定的效果，本文分別對全樣本、分性別、分受教育年限樣本，使用Rosembaum 和Rubin（1985）提出的傾向得分匹配法（PSM）[35]重新估計非正規就業與居民工作滿意度之間的關系。傾向得分匹配的思想假定：如果從事正規就業和非正規就業兩種群體的差異能夠被一組共同影響的因素（協變量 X，如年齡、戶籍、政治面貌等）完美解釋，那么我們就可以用這些共同的因素進行分層匹配，使得每一層內由兩種群體：正規就業者和非正規就業者，兩者唯一的不同在于他們是否從事非正規就業，然后考察這兩種群體的工作滿意度差異。我們將從事非正規就業者視為處理組，將正規就業者視為控制組，在可觀測特征條件下，用傾向得分把是否從事非正規就業視為一種概率，以此概率作為分層匹配的基礎，可以得到較好的ATT（處理組效應）。利用Stata軟件進行傾向得分匹配時，需要檢驗從事非正規就業和正規就業兩種群體之間的其他控制變量（協變量）間平衡性，平衡性檢驗結果顯示，匹配前從事非正規就業和正規就業的兩組群體在個人特征變量方面存在顯著差異，但匹配后的大部分變量的偏誤比例都將至6%以下，除了周工作時間和工作環境的偏誤比例處于6%～9%之間，但這些變量的偏誤比例均在75%以上。T檢驗的概率值顯示，以上匹配變量均不能在10%的顯著性水平下拒絕匹配后處理組（非正規就業者）與控制組（正規就業者）無顯著差異的原假設，即匹配結果通過了平衡性檢驗。本文采取卡尺內最近鄰匹配、核匹配、局部線性回歸匹配三種方法進行檢驗，這幾種方法本質上相同的，這里采用多種方法是為確保檢驗結果更為可靠穩健，若通過不同方法得到的ATT結果在方向與顯著性上都相同，則表明結果相對可靠。具體全樣本及分樣本傾向得分匹配的ATT處理效應見表5。

由表5可知，通過PSM法控制匹配一系列可觀測變量的差異之后，得到全樣本的ATT處理組效應是在5%水平上顯著為負的，即從事非正規就業會顯著降低其工作滿意度，而且三種匹配方法得到的處理結果差異不大，表明結果是穩健的。分性別樣本的ATT處理效應顯示，男性從事非正規就業對工作滿意度的負面影響程度要高于女性非正規就業者，與前面表3結果相一致；受教育年限分樣本的ATT處理效應顯示，在匹配消除了控制組和處理組樣本誤差之后，從事非正規就業對受教育年限小于10年的工作滿意度造成的負面影響最大且在1%水平上顯著，對受教育年限處于10～12年群體的工作滿意度造成的負面影響最小且在5%水平上顯著，一個可能的原因是與各層群體的預期目標及心理壓力存在差異有關。此外，以上在修正選擇性偏差和內生性問題之后得到的ATT處理效應的結果不因匹配方法不同而改變，表明處理結果是穩健的。

五、結論及建議

本文通過采用CLDS（2014）數據，實證檢驗分析了非正規就業對居民工作滿意度的影響效應，然后按照性別和受教育年限將全樣本分為男性樣本、女性樣本、受教育年限小于10年、10到12年之間以及大于12年，共計5個分樣本，深入考察影響結果是否存在群體異質性差異，最后采用工具變量法和PSM傾向得分匹配法進行穩健性檢驗，本文研究發現以下三條結論：

第一，非正規就業是影響居民工作滿意度的重要負面因素。全樣本回歸結果顯示，如果居民從事非正規就業會顯著降低其工作滿意度，且在1%水平上顯著為負。以養老保險覆蓋率作為工具變量以及運用傾向得分匹配法控制內生性后的穩健性檢驗結果顯示，無論是全樣本還是分樣本，非正規就業對居民工作滿意度的影響結果均顯著為負，即控制其他變量不變的條件下，非正規就業者的工作滿意度要顯著低于正規就業者。

第二，非正規就業對于性別和受教育年限具有顯著的群體異質性效應。分樣本回歸結果顯示，非正規就業對于男性居民工作滿意度的損失大于女性居民，這可能與男性居民工作壓力更大，若從事非正規就業對于其預期實現程度相對較低有關；非正規就業對于受教育年限小于10年的居民工作滿意度損失程度最大，而對于受教育年限為10～12年的居民工作滿意度損失程度最小，一個可能的解釋是不同受教育程度居民的相對收入水平、預期目標及生活壓力存在差異有關。

第三，從個人特征看，性別和戶籍狀況對居民工作滿意度具有負向影響；而居民的年齡、受教育程度、政治面貌、婚姻和健康狀況均對其工作滿意度具有積極正向影響。從工作特征變量來看，周工作時間延長會顯著降低居民工作滿意度，而工作環境越好，晉升機會越大并且收入越高可以顯著增加居民工作滿意度，此外，如果企業能夠為居民提供醫療保險和養老保險，那么可以有效顯著提升居民的工作滿意程度。

因此，為了提升居民工作滿意度，降低非正規就業給居民工作滿意度帶來的損失，我們應該做到以下幾個方面：首先，中央和地方政府要制定合理的規章制度，并努力消除城鄉戶籍障礙、部門體制障礙、性別歧視障礙等一系列影響勞動者平等就業的制度障礙和就業困難，積極促進勞動力市場各部門合理規范化，減少用工市場中非正規就業者的數量和規模，并協助他們踏入正規就業崗位；其次，用人單位應更加重視改善勞動者的工作條件，完善養老保險和醫療保險等社會保障機制，增加工作的安全性與規范性，限制非法超長時間工作，切實保障職工的休息權，消除用工的差別待遇，實行同工同酬同保障；最后，勞動者應該積極接受學校教育并不斷提升知識水平，培養樂觀向上的人生態度和積極進取的思維方式，塑造終身學習能力以持續增強自身人力資本稟賦，憑借豐富的就業競爭資本獲得在正規部門崗位勞動的機會。最通過采取以上措施，不斷提升整體居民工作滿意度，促進社會和諧安寧，增強社會凝聚力，使得整體社會經濟能夠持續健康發展。

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