誰增加了工作滿意度：長期合同還是工作安全感？*

周闖,郭付銀

一、引言

工作滿意度的高低微觀上體現勞動者與工作崗位的匹配質量，宏觀上衡量勞動力市場的運行效率，如何提升勞動者的工作滿意度不僅是企業經營者關注的核心問題，也是勞動力市場政策制定者的重要考量。因此，學術界從多個維度對勞動者工作滿意度的影響因素進行了分析。就業穩定與否是勞動者工作滿意度的重要影響因素。穩定的就業不僅能為勞動者帶來穩定的收入預期，降低收入流中斷導致生活質量下降的風險，而且能夠使企業有更強的動機對勞動者進行在職培訓，滿足勞動者人力資本提升的愿望。因此，穩定的就業能夠增強勞動者的工作滿意度。

然而，何種性質的就業是穩定的？管理實踐中通常采用長期勞動合同來維持就業關系的穩定，歐美等發達國家采用的永久合同就是典型的體現。如果勞動力市場管制較強，企業面臨較高的解雇成本，當企業受到外部生產性沖擊時，會采用降低勞動者的工時而不是解雇勞動者的方式加以應對，那么長期勞動合同的簽訂通常意味著較強的就業穩定性。然而，在管制較弱的勞動力市場環境下，企業的解雇成本較低，簽訂長期勞動合同并不必然意味著穩定的就業。如果勞動力市場存在完善的社會保障系統，勞動者不必擔心短暫失業所產生的收益損失，同時促進工作搜尋匹配、增加培訓的積極勞動力市場政策能夠有效得以實施，人力資本更新的持續性使勞動者能夠在較短的時間實現再就業，那么勞動者即使與企業簽訂短期勞動合同甚至是未簽訂勞動合同，也會感覺就業是穩定的。在這種情況下，就業穩定性的內含發生了實質性的改變，主要體現為勞動者的工作安全感知。

20世紀90年代的國有企業改革打破了原有的“鐵飯碗”制度，部分國有企業冗余勞動力被排除到體制之外。與此同時，城鄉分割制度的破除使大量農村剩余勞動力到城鎮就業。在勞動力供給充裕的背景下，企業用工安排受到的管制較少，勞動者權益并未得到有效的保障。1995年，《勞動法》開始實施，明確規定企業與勞動者建立勞動關系應該簽訂勞動合同。經過十多年的探索和實踐，《勞動合同法》于2008年開始實施，進一步明確了企業和勞動者的權利和義務。然而，《勞動合同法》制定與實施的過程中爭議不斷，政界、學界以及企業界都存在修改現行《勞動合同法》的呼聲，其中的主要觀點之一是《勞動合同法》對勞動者保護過度，關于勞動合同期限方面的規定并不利于企業靈活用工。在這種情形下，分析勞動合同和工作安全感對勞動者工作滿意度的影響，現實意義將更加明顯。如果后者對工作滿意度的影響大于前者，那么政策作用的焦點應在于采用職業培訓以及鼓勵企業對勞動者進行在職培訓等積極的勞動力市場政策增強勞動者的工作安全感，從而靈活合同的采用可以在不損害勞動者福利的條件下使企業保持更強的競爭性。相反，如果長期勞動合同對勞動者工作滿意度的影響更明顯，靈活勞動合同的采用就應該在企業競爭性和勞動者福利損失之間進行權衡。

二、文獻回顧

早期關于工作滿意度的研究多與企業管理中的激勵理論相聯系，比如公平理論(Adams，1963)、期望理論(Vroom，1964)和雙因素理論(Herzberg，1966)等。Locke和Henne(1986)在對相關研究成果進行評述后，認為工作壓力、工作期望、自尊、個人價值都會對工作滿意度產生影響。Spector(1997)在其專著中詳細分析了工作滿意度的定義、測算和影響因素。此外，某些特定因素對工作滿意度的作用機理和影響以及不同群體工作滿意度影響因素的差異也受到了學者的關注，比如，Clark(1997)研究了性別對工作滿意度的影響，并分析了女性工作滿意度高于男性的原因；Nguyen等(2003)發現隨著工作控制度的上升，工作滿意度也會上升；Judge等(2008)發現核心自我評價是工作滿意度的重要影響因素；Millán等(2013)的研究表明歐洲自雇勞動者相對于被雇勞動者具有更高的工作滿意度。中國學者結合中國勞動力市場的特殊狀況，分析了某些特定因素對工作滿意度的影響，比如，家庭(錢文榮和張黎莉，2009)、企業領導風格(劉平青等，2013)、工作自主權(才國偉和劉劍雄，2013)、創業者的工作自主性(胡楓，2017)等，并且針對農民工這一群體進行了較為細致的分析(孫永正，2006；姚植夫、張譯文，2012；李超等，2016)，這些研究拓展了工作滿意度分析的范疇。

勞動合同是工作崗位的重要屬性之一，因此勞動合同對工作滿意度的影響受到了許多學者的關注。關于勞動合同對工作滿意度的直接影響，多數研究得到了短期合同或臨時合同對工作滿意度具有負向影響的結論。比如，Booth和Frand(2002)對英國勞動力市場的分析發現，相對于永久勞動合同，臨時勞動合同降低了工作滿意度；Ferrer-i-Carbonell和Van Praag(2006)對西班牙和荷蘭兩個國家中勞動合同影響工作滿意度的差異進行了比較分析，發現相對于永久合同，固定期限合同和臨時合同顯著降低了西班牙勞動者的工作滿意度。早期研究多認為勞動合同期限的長短能夠代表就業的穩定性，但隨著研究的推進，勞動合同期限與就業穩定性的聯系逐漸受到了質疑，因為在惡化的勞動力市場環境下，即使簽訂永久或長期勞動合同，企業解雇成本較高，然而企業可以采用降低工時、減少培訓等措施減少勞動者的福利，勞動者依然會感覺到失去工作的風險。因此，一些學者嘗試采用其他的指標來刻畫就業穩定性，其中工作安全性是受到最多關注的指標。

工作安全性定義為勞動者保持工作的概率，其反面是工作的不安性，定義為失業的威脅(Witte，2005)。對工作安全概念的系統研究始于20世紀80年代，盡管研究者從不同的維度對其進行了分析，但共性為兩點，即失去工作威脅的非自愿性和評價的主觀性(Sverke and Hellgren，2002)。關于工作安全性對工作滿意度的影響，Theodossiou and Vasileiou(2007)采用失去工作的主觀預期刻畫就業穩定性，研究了就業穩定性對工作滿意度的影響，發現在控制了工作滿意度和就業穩定性的內生性后，勞動者較高的就業穩定性產生了較強的工作滿意度。Origo和Pagani(2009)將工作安全感作為就業穩定性的測度，發現勞動者的工作安全感是工作滿意度的主要影響因素。Wilczynska等(2016)同樣將工作安全感作為就業穩定性，分析了其對波蘭勞動力市場中知識型工作者和常規性工作者工作滿意度影響的差異。總體來看，勞動合同類型不能完全代表就業穩定性，就業穩定性的分析需要更多地考慮工作安全感這一事實已逐漸被接受。

隨著勞動力市場程度的加深，就業穩定性成為中國勞動力市場分析的主要現實問題。已有研究對就業穩定性的界定多采用客觀度量方法，比如工作轉換頻率、工作任期和勞動合同期限等(翁杰等，2008；張艷華、沈琴琴，2013；周闖，2014)，少量的研究采用了主觀評價方法，比如黃乾(2009)對農民工就業穩定性的分析中，采用農民工對自身就業穩定性的評價測度就業穩定性。但這些研究或分析就業穩定性的影響因素，或分析就業穩定性對勞動者工資的影響，幾乎沒有涉及就業穩定性對工作滿意度影響的分析，是勞動合同類型還是工作安全感更能影響中國勞動者的工作滿意度尚無明確的答案。由于經濟結構和勞動力市場發展階段的差異，歐美發達國家的研究結論并不能完全適用于中國的勞動力市場，因此，本文采用中國勞動力市場動態調查(CLDS)2012年和2014年的數據，分析勞動合同類型和工作安全感對工作滿意度影響的程度和差異，并據此給出相應的政策啟示。

三、數據的統計描述與分析方法

(一)數據的統計描述

本文分析的數據來自中國勞動力動態調查(China labor dynamic survey，CLDS)2012年和2014年個體調查部分，調查信息不僅包括年齡、人力資本、婚姻、健康狀況、戶口性質等個人特征信息，還包含當前的工作狀況、非農工作史、求職與創業過程、社會參與與支持等工作和社會生活信息。本文將樣本限定為城鎮地區從業狀態為雇員的勞動者，對原始數據進行處理后，最終得到5992個樣本數據，其中2012年和2014年的數據樣本量分別為2319和3673。

回歸分析的因變量是勞動者的工作滿意度，評價等級分為5個級別，依次為“非常不滿意”、“不滿意”、“一般”、“滿意”和“非常滿意”。核心解釋變量是勞動合同類型和工作安全感。勞動合同類型的界定中，將勞動者與工作單位簽訂的勞動合同期限大于等于1年的勞動合同界定為長期勞動合同，其余則歸為短期勞動合同。工作安全感由勞動者對工作安全的主觀評價來界定，將評價為“一般”、“不滿意”或者“非常不滿意”的就業歸為不安全就業，而評價為“滿意”和“非常滿意”的就業歸為安全就業。

圖1給出了合同類型、工作安全感與勞動者工作滿意度的統計描述。統計結果表明，長期合同和短期合同對勞動者工作滿意度影響的差別并不明顯，安全就業勞動者的工作滿意度要明顯高于非安全就業勞動者的工作滿意度，因此，相較于勞動合同類型，工作安全感更能決定工作滿意度狀況。為進一步確定勞動合同類型和工作安全感對工作滿意度的影響程度，需要在考慮其他因素的影響后進行回歸分析。

圖1 合同類型、就業安全感知與工作滿意度

工作滿意度影響因素的研究并沒有完整的理論框架，主要從經驗的角度進行選擇。參照已有研究，除合同類型和工作安全感外，工作滿意度方程的解釋因素還包含了勞動者的人口基本特征、工作崗位特征和性格特征。人口基本特征包括年齡、性別、戶口性質、健康、婚姻和人力資本。其中，年齡為數值變量，性別、戶口性質、健康和婚姻狀況設定為虛擬變量，人力資本由學歷、是否參加過技術培訓和是否具有職業資格證書體現，設定為虛擬變量。工作崗位特征包括勞動者的收入、就業的行業、職業身份、所在企業提供的工作條件和社會保險。其中，收入包括工資性收入和其他性收入，為數值變量；結合調查數據中勞動者的行業分布，將行業劃分為制造業、建筑業、交通運輸倉儲及郵電通信、批發零售餐飲業、社會服務業和其他行業(記為行業1-行業6)六個類別，設定為虛擬變量；職業身份選取勞動者是否有直接的下屬來衡量，設定為虛擬變量；企業提供的工作條件選取是否包吃、是否包住和工作場所是否固定三個虛擬變量，企業提供的社會保險選取是否提供醫療保險和是否提供養老保險兩個虛擬變量；性格特征包括勞動者的人際關系和生活態度，其中，人際關系由與鄰居的熟悉程度體現，設為虛擬變量，如果勞動者對調查問題“您與本社區的鄰里，街坊及其他居民互相之間的熟悉程度”的回答為“比較熟悉”或“非常熟悉”，人際關系變量的取值為1；生活態度設定為三個虛擬變量，分別對應調查中的三個問題：“就算身體有點不舒服，或者有其他理由可以休息，我也會努力完成每日應該做的事”，“就算是我不喜歡的事，我也會盡全力去做”以及“就算一件事需要花好長時間才能有結果，我仍然會不斷地盡力去做”，如果勞動者的回答是“同意”或“非常同意”，則相應虛擬變量的取值為1。表1給出了各變量的統計描述。

表1 工作滿意度影響因素的統計描述

注：(1)工作滿意度評價由低至高依次賦值為1至5，戶口性質為“農村”，戶口變量取值為1，婚姻狀況為“初婚或再婚”，已婚變量取值為1，健康狀況為“非常健康”或“健康”，健康變量取值為1，勞動者參加超過5天的技術培訓，技術培訓變量取值為1，具有職業資格證書，資格證書變量取值為1，收入為原收入的自然對數；(2)表中給出的是各變量的均值。

(二)分析方法

工作滿意度影響因素的基本分析方法是建立有序Probit模型進行回歸分析，由于有序選擇模型的非線性特征，使其在變量內生性解決、聯立方程建模和面板數據分析等方面受到限制。Van Praag和Ferrer-i-Carbonell(2006)提出的POLS(Probit OLS)方法將傳統的多元線性回歸模型與有序選擇Probit模型相結合，對傳統有序選擇模型進行線性化處理，極大地拓展了有序選擇模型的應用范圍，已成為工作滿意度等有序選擇問題分析中被廣泛采用的方法*采用POLS模型處理有序選擇中變量的內生性以及面板數據分析的應用參見Origo和Pagani(2009)。，因此本文采用POLS方法進行分析。

假定勞動者i在工作中獲得的工作滿意度Yi表示為：

Yi=f(Di,Ti,Ii,Ei,Pi)

(1)

其中，Di和Ti分別表示勞動合同類型和就業安全感，Ii，Ei和Pi分別表示勞動者的人口基本特征、工作崗位特征和性格特征。工作滿意度方程可以表示為：

Yi=α0Di+α1Ti+βXi+εi

(2)

Xi包括Ii，Ei和Pi，α0、α1和β為參數，εi表示誤差項。

實際分析中，工作滿意度是有序選擇的離散變量，假設觀察到的工作滿意度選擇JSi與未觀察到的潛在連續變量Yi有關，即：

JSi=jifμj-1

(3)

式(3)表明潛在變量Yi被劃分成k個區間，在假定隨機誤差項服從正態分布的情況下，通常基于有序Probit模型估計工作滿意度方程。不同于有序Probit模型的估計方法，POLS方法將有序選擇因變量轉化成“偽”連續變量后，采用線性回歸的方法估計工作滿意度方程。

在假設潛Yi～N(0,1)在變量的情況下，利用Yi落在每個區間(μi-1,μi)的頻率p1,p2,K,pk估算μi,j=1,…,k，

pj=Φ(μj)-Φ(μj-1),j=1,2,…,k

(4)

(5)

四、實證結果分析

(一)基本模型的估計結果

表2給出了基于POLS方法得到的勞動者工作滿意度方程的估計結果*考慮到2012年和2014年的間隔較短，勞動力市場環境并沒有發生較大變化，因此作者采用了將兩年的數據合并回歸的方法，作者也進行了分年份樣本的回歸，與合并回歸所得的結果基本一致。受篇幅限制，未給出分年份樣本回歸的結果，感興趣者可向作者索取。。設定1除包含合同類型和工作安全感外，只加入勞動者的人口基本特征，設定2加入了勞動者的工作崗位特征，設定3進一步加入了勞動者的性格特征。重點關注長期合同和安全就業兩個變量的系數。三種設定下，長期合同變量的系數都是正值，但統計上并不顯著，說明長期勞動合同對工作滿意度并沒有產生顯著的正向影響。三種設定下，安全就業變量的系數都是正值，而且在1%的顯著性水平下顯著，說明工作安全感對勞動者工作滿意度具有顯著的正向影響，安全就業勞動者的工作滿意度要顯著高于非安全就業勞動者的工作滿意度。回歸結果表明如果勞動者認為他們的工作是安全的，不會因各類不確定性失去工作機會，勞動合同期限的長短并不會影響他們的工作滿意度。

表2 勞動者工作滿意度影響因素的估計結果

續表2

變量設定1設定2設定3變量設定1設定2設定3安全就業0.7769???0.7639???0.7547???行業3--0.04320.0355年齡/100.0901???0.0857???0.0673???行業4--0.04790.0558性別0.0146-0.0285-0.0247行業5--0.08380.0887戶口0.001-0.0004-0.0121行業6--0.0918?0.0819已婚-0.0018-0.0248-0.0251下屬--0.1425???0.1313???健康0.1466???0.1392???0.1252???包吃--0.0769?0.0683?初中以下------包住---0.0234-0.0146初中0.0061-0.0074-0.0159固定場所---0.0777-0.071高中-0.0109-0.0342-0.0419醫療保險---0.0041-0.0071專科0.06140.01970.004養老保險---0.0183-0.0222本科及以上0.1408?0.05530.0404人際關系----0.0920???技術培訓0.0876??0.0678?0.0698?態度1----0.1986???資格證書0.05130.04020.0415態度2-----0.0303年份0.0116-0.00120.0047態度3----0.0364收入--0.0729??0.0828??常數項-0.9897???-1.6256???-1.8410???行業1------R20.21360.22320.231

注： *、**、*** 分別表示估計系數在10%、5%和1%的顯著性水平下顯著。

從其他解釋變量的系數顯著性來看，個人基本特征中的年齡、健康狀況和技術培訓，工作崗位特征中的收入、有下屬和單位包吃，性格特征中的人際關系和生活態度對工作滿意度具有顯著的正向影響。勞動者的年齡越大，社會閱歷越豐富，與工作崗位的匹配程度越好，對工作的滿意程度越高；健康的身體狀態使勞動者能夠輕松應對各項工作事務，增加了工作滿意度。收入越高，生活水平越能得到更大的改善，從工作中獲得滿意度越高；職業技術培訓滿足了勞動者人力資本提升的愿望，使勞動者能夠獲得更好的發展，增加了勞動者的工作滿意度；有下屬的勞動者從工作中獲得了較強的職業認同感，工作滿意度較高；用人單位包吃降低了勞動者的食品支出，相當于增加了勞動者的收入，從而提高了勞動者的工作滿意度。勞動者具有較好的鄰里關系意味著勞動者更愿意與人交往，溝通能力較強，而勞動者不管遇到怎樣的困難都能努力完成每日應該做的事，意味著勞動者具有較強的自律能力，溝通能力和自律能力使勞動者能夠更加輕松應對工作中的各種任務，增加了工作滿意度。最后，設定1中的本科及以上變量對勞動者的工作滿意度具有顯著影響，但當工作崗位特征引入回歸模型后，這一變量不再顯著，說明學歷對工作滿意度的影響主要通過工作崗位特征發生作用，即教育水平影響勞動者的工作崗位特征進而影響工作滿意度。

(二)回歸結果的穩健性分析

1．回歸結果對概念界定的穩健性

對工作安全性的調查來自于被調查者的主觀評價，盡管調查的初衷是詢問被調查者的工作是否有保障，但這一問題容易使被調查者產生工作中人身是否安全的誤解，因此該變量本身可能存在度量誤差，進而使估計結果出現偏差。為進一步檢驗回歸結果對概念界定的穩健性，本文對概念的界定進行三種拓展。一是，重新界定安全就業的概念，在原有安全就業概念的基礎上，將勞動者認為在未來兩年內可能會離開現有工作崗位的工作界定為非安全就業，同時保持長期合同的概念不變；二是，重新界定長期合同的概念，將期限大于等于3年的勞動合同界定為長期合同，同時保持安全就業的概念不變；三是，對安全就業和長期合同的概念都采用新的界定方法。表3給出了三種概念拓展界定下工作滿意度方程的回歸結果。從結果中發現，長期合同和安全就業兩個變量的系數與原有概念界定下工作滿意度方程中的系數趨勢一致。

表3 拓展界定下勞動者工作滿意度的估計結果

注： *、**、*** 分別表示估計系數在10%、5%和1%的顯著性水平下顯著。

2．考慮就業類型樣本選擇偏誤的回歸結果

盡管工作滿意度方程的估計中已經盡可能多地加入了各種解釋因素，但仍存在將一些既影響合同類型和工作安全感又影響工作滿意度的因素遺漏的可能，從而使估計結果產生偏誤。為此，本文進一步采用Dubin和McFadden(1984)提出的基于多元選擇的偏差修正方法估計工作滿意度方程。該方法分為兩個階段，第一階段使用多元Logit回歸估計勞動者從事某種類型就業的概率，第二階段基于多元Logit回歸的結果生成偏差修正項，將其加入工作滿意度方程重新進行估計。

具體來看，第一階段使用多元Logit回歸估計就業類型選擇方程：

(6)

其中，k是由合同類型和工作安全感所定義的就業類型指示變量，具體分為四類：安全長期就業、安全短期就業、非安全長期就業和非安全短期就業，對應的取值分別為1至4。Pk表示勞動者選擇就業類型k的概率，Xk表示影響就業類型選擇k的解釋變量，γk表示參數。

利用式(6)計算勞動者各種就業選擇的概率，可以得到修正項：

(7)

λk捕捉到了就業類型和工作滿意度之間不可觀測的關系，將其作為控制變量加入工作滿意度方程的估計中。

續表4

變量設定1設定2設定3崗位特征否是是性格特征否否是E(ε|T=非安全短期)-0.0644-0.0471-0.0546E(ε|T=安全短期)0.16790.15590.1399 E(ε|T=非安全長期)-0.0881-0.0912-0.0673R20.21460.22410.2318

注：*、**、*** 分別表示估計系數在10%、5%和1%的顯著性水平下顯著。

樣本選擇偏差的修正中，就業類型選擇方程應包含工作滿意度方程不包含的變量，即需要與就業類型相關但不直接影響工作滿意度的工具變量。本文選擇了按年份、性別、年齡和教育分組的長期合同就業比例這一變量，將其作為就業類型選擇方程的解釋變量進行回歸，發現其對勞動者選擇非安全短期就業和安全短期就業的概率具有顯著的負向影響，但將該變量加入工作滿意度方程進行回歸，發現其對工作滿意度并沒有顯著性影響，因此將其作為工具變量是恰當的。表4給出了修正樣本選擇偏差后工作滿意度方程的估計結果。三種設定下，選擇修正項的系數都不顯著，說明回歸結果并不存在樣本選擇偏差問題。回歸系數表明，工作安全感對工作滿意度存在顯著影響，而長期勞動合同對工作滿意度影響不顯著的結論并沒有發生改變。

3.基于面板數據的回歸結果

根據CLDS跟蹤調查數據的特點，本文進一步采用面板數據模型進行分析，控制不可觀測因素對回歸結果可能產生的影響。2014年的調查數據中，部分個體是對2012年參與調查個體進行的追訪，同時又新增部分個體參與調查，此處使用的面板數據除包含同時參與2012年和2014年調查的個體數據外，還包含了2014年未追訪的2012年的調查個體以及2014年新增的調查個體，因此為非平衡面板數據。表5分別給出了三種設定下固定效應模型和隨機效應模型的回歸結果。在各種設定下，Hausman檢驗的結果都沒有拒絕隨機效應的原假設。面板數據的回歸結果依然表明勞動者的工作安全感是工作滿意度的顯著影響因素，而長期勞動合同并沒有對工作滿意度產生影響。

表5 面板數據工作滿意度方程的估計結果

注： *、**、*** 分別表示估計系數在10%、5%和1%的顯著性水平下顯著。

(三)回歸結果的戶口差異

農民工是城鄉二元體制下產生的特殊社會群體，隨著城鎮化步伐的加快，越來越多的農村勞動力離開農村進入城市生活，對比農民工和城鎮工工作滿意度影響因素的差異，發現提升農民工工作福利的措施無疑能夠為農民工的城鎮融合提供啟示。為此，本文進一步按戶口性質進行分樣本分析，探討合同類型和工作安全感對農村戶口勞動者和城鎮戶口勞動者工作滿意度影響的差異。表6給出了估計結果。長期勞動合同對城鎮戶口勞動者的工作滿意度無顯著影響，但對農村戶口勞動者的工作滿意度存在顯著的正向影響。工作安全感對城鎮戶口勞動者和農村戶口勞動者的工作滿意度都產生了正向影響，回歸系數相等性檢驗表明，工作安全感對城鎮戶口勞動者工作滿意度的影響要大于對農村戶口勞動者工作滿意度的影響。城鎮戶口勞動者勞動合同的簽訂率較高，長期勞動合同的簽訂率也較高，因此城鎮戶口勞動者更看重工作安全感所體現的就業穩定性。農村戶口勞動者勞動合同簽訂率較低，長期勞動合同的簽訂率更低，因此除注重工作安全感所體現的就業穩定性外，長期勞動合同外在約束所體現的就業穩定性也是農業戶口勞動者所看重的因素。長期勞動合同能夠提升農業戶口勞動者的工作滿意度，但從影響程度來看，其對工作滿意度的正向影響遠低于就業安全感對工作滿意度的影響。

表6 農村戶口勞動者和城鎮戶口勞動者工作滿意度的估計結果

注：*、**、***分別表示估計系數在10%、5%和1%的顯著性水平下顯著。

(四)勞動合同類型對工作安全感的影響

基本模型以及穩健性分析結果都表明，長期合同對工作滿意度并沒有直接的影響，但長期合同是否會通過影響工作安全感而間接影響工作滿意度呢？盡管理論上勞動合同期限的長短和工作安全與否并不存在必然的聯系，然而現實情況是，如果長期合同能夠增強勞動者的工作安全感，那么長期合同的采用就依然能夠增加勞動者的福利。為此，本文進一步構建工作安全感影響因素的回歸模型，一方面能夠確定長期合同對工作安全感是否存在顯著的影響，另一方面能夠確定其他影響工作安全感的因素，從而有針對性地提出增加勞動者工作安全感的建議。由于本文分析中的工作安全感設定為二分變量，因此采用Probit模型進行分析。回歸模型中，將工作安全感的影響因素分為三類：個人因素、企業因素和宏觀就業環境因素。表4給出了回歸結果，其中結果1除長期合同變量外，只包含個人因素，結果2引入企業因素，結果3進一步引入體現宏觀就業環境的區/縣就業率情況。

結果表明，長期合同對工作安全感不存在顯著性的影響，說明長期合同沒有通過影響工作安全感而間接影響工作滿意度，也證實了勞動合同期限長短與工作安全與否不存在必然聯系的結論。從工作安全感的其他關鍵影響因素來看，學歷越高的勞動者，其工作安全感越高，參加技術培訓也能增加勞動者的工作安全感(盡管在統計上不顯著)，說明提高勞動者人力資本水平是增加工作安全感的主要途徑。企業因素方面，收入、有下屬、包住和醫療保險對勞動者的工作安全感有顯著的正向影響，包吃和養老保險對工作安全感的正向影響不顯著，說明除收入外，提供合理的就業層次提升機會和完善的福利保障能夠提升勞動者的就業安全感。就業率對勞動者的工作安全感有顯著的正向影響，說明宏觀就業環境的改善能夠增強勞動者的就業安全感。

表7 工作安全感影響因素的回歸結果

注：就業率由區/縣中就業人數除以勞動力總數得到；表中給出的是邊際效應的估計結果；*、**、***分別表示估計系數在10%、5%和1%的顯著性水平下顯著。

五、結論及現實意義

勞動者將就業穩定作為衡量就業質量的重要因素，企業為降低勞動力的選擇成本并實現人力資本投資的順利回收，也傾向于選擇穩定的就業關系。勞動者更看重以長期勞動合同簽訂外在約束所體現的就業穩定性，還是以工作安全感主觀評價所體現的就業穩定性，對這一問題的回答具有較強的現實意義。本文依據中國勞動力動態追蹤調查2012年和2014的數據，采用POLS方法分析了長期勞動合同和工作安全感對工作滿意度的影響。研究結果表明，勞動者的工作安全感顯著影響工作滿意度，而長期勞動合同對工作滿意度并沒有顯著影響。按戶口性質的分樣本分析結果表明，長期勞動合同和工作安全感對農村戶口勞動者的工作滿意度都具有正向影響，但前者對工作滿意度的影響遠小于后者，長期勞動合同并沒有對城鎮戶口勞動者的工作滿意度產生顯著影響，工作安全感對城鎮戶口勞動者工作滿意度的正向影響要大于對農業戶口勞動者工作滿意度的影響。

由于長期勞動合同不影響城鎮戶口勞動者的工作滿意度，對農業戶口勞動者工作滿意度的影響也遠小于工作安全感的影響，因此，勞動合同更應側重于權益保障功能，使勞動者各項權益的實現具有法律依據，但可以適當增強靈活性，放松企業雇傭勞動者服務期限的規定。企業為增強市場競爭力而采用更加靈活的用工安排時，應通過各種措施增加勞動者工作安全的認知，提高勞動者的工作滿意度，從而提升生產效率。由于人力資本的提高、就業層次的提升以及就業福利的改善能夠增加勞動者的工作安全感，因此，企業應為勞動者提供更多的在職培訓機會，滿足其人力資本投資的愿望，降低勞動者因工作轉換出現人力資本不足的可能性；應構建合理的內部選拔機制，為勞動者提供更廣闊的發展空間，滿足勞動者就業層次提升的意愿；應為勞動者提升除收入外更加完善的福利條件，增強勞動者對企業的認同感。從勞動力市場制度環境的角度看，如果旨在增加勞動力市場靈活性的政策能和增強勞動者工作安全感的政策并存，勞動力市場的靈活性就可以在增加勞動者就業福利的情形下得以實現。由于就業環境的改善能夠增加勞動者的工作安全感，因此，政府應加大職業培訓的力度和準度，通過多層次、多形式的就業和再就業職業培訓，提高勞動力的技能，降低失業勞動者的就業等待期；應改善公共就業服務的效率，促進企業和勞動力實現更加有效的匹配，降低勞動力市場的摩擦；應加快戶籍改革和社會保障改革進程，盡快實現社會保障跨地區、跨城鄉的接續和轉移，減少勞動者工作流動所產生的經濟損失。通過多種措施營造工作更加安全的勞動力市場環境，增加勞動者的福利。

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