就業(yè)質(zhì)量視角下的城市青年幸福感研究

楊 昕

（上海社會(huì)科學(xué)院信息研究所）

一、引言

幸福感是人們對(duì)自身生活狀態(tài)滿意程度的直觀表述。自改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度世人矚目，但自2012年起，每年發(fā)布的《全球幸福指數(shù)報(bào)告》卻指出，我國(guó)的國(guó)民幸福指數(shù)并沒(méi)有隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)穩(wěn)步提升，反而在2017年到達(dá)79位的最高排名后有所下降，到2020年時(shí)排名下降至94位，幸福指數(shù)回到2013年的水平，這其中青年人的幸福指數(shù)下降尤其明顯，[1]這一結(jié)果與之前全國(guó)人大財(cái)經(jīng)委員會(huì)的城市居民幸福感調(diào)查中青年人幸福感最低的結(jié)論相互印證。[2]

幸福感與經(jīng)濟(jì)成就變化之間的背離被經(jīng)濟(jì)學(xué)家們稱為是“伊斯特林幸福悖論”，多國(guó)數(shù)據(jù)都證實(shí)了這一現(xiàn)象的存在。學(xué)者們從經(jīng)濟(jì)學(xué)、社會(huì)學(xué)、心理學(xué)等多個(gè)學(xué)科角度出發(fā)研究幸福感變化的動(dòng)力機(jī)制，發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人口結(jié)構(gòu)、個(gè)人特征等原因之外，就業(yè)狀況對(duì)幸福感的變化具有根本性的推動(dòng)作用，[3]工作，特別是高質(zhì)量的工作是幸福感的一個(gè)重要來(lái)源。

但近年來(lái)工作似乎并不總是我國(guó)青年人的幸福感來(lái)源。2020年以來(lái)與中國(guó)青年人幸福感聯(lián)系較為緊密的有兩個(gè)熱詞——“內(nèi)卷”與“躺平”。“內(nèi)卷”最初流傳于大學(xué)生群體當(dāng)中，后擴(kuò)散到青年就業(yè)群體，被認(rèn)為是競(jìng)爭(zhēng)加劇的社會(huì)環(huán)境下個(gè)體“收益努力比”不斷下降的過(guò)程，努力與回報(bào)、奮斗與提升之間的緊密聯(lián)系被打破，由此引發(fā)了群體性焦慮。之后，部分青年人以“躺平”作為躲避內(nèi)卷的手段，希望通過(guò)降低人生預(yù)期與自我達(dá)成和解，減少對(duì)學(xué)業(yè)和工作成就的追逐?？梢哉f(shuō)，內(nèi)卷造成了個(gè)體行為內(nèi)在目標(biāo)狀態(tài)和價(jià)值取向之間的落差，躺平則是對(duì)價(jià)值閾值的調(diào)整，這兩者共同對(duì)青年人的幸福感產(chǎn)生負(fù)面影響，進(jìn)而造成了一定范圍內(nèi)的消極社會(huì)氛圍。但青年時(shí)期是人的生命歷程中的關(guān)鍵時(shí)期，是接受高等教育、職業(yè)訓(xùn)練、進(jìn)入職場(chǎng)、成家立業(yè)等一系列重要事件的完成期；與此同時(shí)，青年人在全部人口中具有承上啟下的重要作用，他們的心理感受會(huì)向上和向下傳導(dǎo)。這一群體的幸福感提升對(duì)于全體國(guó)民而言都具有較為重要的意義。

在我國(guó)全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化國(guó)家的新征程上，繼續(xù)提升包括青年人在內(nèi)的全體國(guó)民的幸福感是我們不變的發(fā)展目標(biāo)。本文從就業(yè)質(zhì)量入手，對(duì)近年青年群體幸福感的影響因素進(jìn)行分析，探究就業(yè)與青年群體幸福感之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，以期為出臺(tái)相關(guān)社會(huì)政策提供參考。

二、文獻(xiàn)綜述和理論假設(shè)

（一）文獻(xiàn)綜述

幸福感是一個(gè)涉及心理學(xué)、社會(huì)學(xué)、經(jīng)濟(jì)學(xué)等跨學(xué)科的概念，包括客觀幸福感和主觀幸福感，其中客觀幸福感往往用經(jīng)濟(jì)收入或其他物質(zhì)財(cái)富等方面的指標(biāo)衡量，而主觀幸福感是個(gè)體對(duì)生活狀態(tài)在認(rèn)知和情感上的整體評(píng)價(jià)，主要通過(guò)情感滿足程度和生活滿意度等指標(biāo)來(lái)衡量。[4][5]本文的關(guān)注點(diǎn)是就業(yè)質(zhì)量對(duì)青年主觀幸福感的影響，相關(guān)方面的研究涉及幸福感的理論研究、青年群體的主觀幸福感、青年主觀幸福感的影響因素等，目前已經(jīng)有較為豐富的成果。

研究幸福感的理論大致分為五種：第一是目標(biāo)理論。該理論認(rèn)為，主觀幸福感是需要被滿足和目標(biāo)實(shí)現(xiàn)后出現(xiàn)的心理反應(yīng)，幸福與目標(biāo)設(shè)定有極大關(guān)系，目標(biāo)種類、結(jié)構(gòu)、實(shí)現(xiàn)目標(biāo)的過(guò)程、目標(biāo)達(dá)成的程度等都會(huì)通過(guò)影響人的情緒而最終影響幸福感。[6]第二是自我決定理論。該理論認(rèn)為，人的幸福感來(lái)自自主需要、認(rèn)可需要和關(guān)系需要，因此，個(gè)人的提升和成長(zhǎng)、他人的肯定與贊美，以及社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的建立與融入都可以讓人們有很大的滿足感，而這種滿足感不是經(jīng)濟(jì)收入高能夠提供的，只有這種內(nèi)源性目標(biāo)實(shí)現(xiàn)了，人們的幸福感才會(huì)提升。[7]第三是人格理論。這一理論認(rèn)為，個(gè)人的幸福感是由性格決定的，人之所以會(huì)有不同的正性情感、負(fù)性情感及生活滿意感都是人格特質(zhì)的差異，即使人們的經(jīng)歷和社會(huì)環(huán)境也會(huì)對(duì)幸福感有所影響，但最終的決定性因素仍是性格。[8][9]第四是比較理論。這一理論認(rèn)為，人的幸福感更多來(lái)自比較過(guò)程，做向上比較會(huì)降低主觀幸福感，反之則提高主觀幸福感，比較的過(guò)程、結(jié)果和影響同時(shí)受到個(gè)體的人格、參照群體、個(gè)體經(jīng)驗(yàn)等影響。[10]第五是適應(yīng)理論。這一理論認(rèn)為，人的幸福感受到不斷出現(xiàn)新事物的影響，當(dāng)某一狀態(tài)長(zhǎng)期保持時(shí)幸福感或者不幸感均會(huì)減弱，因而當(dāng)生活事件偏離常態(tài)時(shí)才會(huì)帶來(lái)幸福感的變化。[11]以上的五種理論模型從不同側(cè)面解釋了主觀幸福感的發(fā)生機(jī)制。

青年群體作為社會(huì)的重要組成部分，其幸福感一直受到各方關(guān)注。學(xué)者們認(rèn)為，不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)階層的年輕人對(duì)幸福的定義、幸福的具體特征、實(shí)現(xiàn)幸福的途徑等方面的認(rèn)知存在顯著差異。[12]相對(duì)而言，具有較為穩(wěn)定的工作、已婚、受教育程度較高、收入水平較高的青年較其他青年的幸福感要高，[13][14][15]流動(dòng)青年中對(duì)幸福感狀態(tài)持正面評(píng)價(jià)態(tài)度的占比較高。[16]與全體人口相比，青年并不總是幸福感最高的群體，2010年中國(guó)民生指數(shù)調(diào)查中青年的幸福感指數(shù)低于平均水平，而中國(guó)人民大學(xué)中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）的數(shù)據(jù)顯示，青年樣本的幸福感明顯高于全體樣本。[17][18]

國(guó)內(nèi)外對(duì)青年群體主觀幸福感的影響因素研究主要從微觀和宏觀兩個(gè)層面展開(kāi)，以實(shí)證研究為主。學(xué)者們大多認(rèn)為，個(gè)人特征、經(jīng)濟(jì)狀況、就業(yè)狀況、人際關(guān)系等會(huì)對(duì)青年群體的主觀幸福感產(chǎn)生促進(jìn)作用，[19]但也有少數(shù)研究認(rèn)為，性別、婚姻狀況、受教育程度與青年幸福感之間并沒(méi)有顯著的關(guān)系[20]。在中國(guó)，很多學(xué)者進(jìn)行了青年農(nóng)民工幸福感的影響因素分析。他們的研究表明，階層認(rèn)同、戶口性質(zhì)、心理健康、語(yǔ)言能力等也是有力的影響因素，其中階層認(rèn)同感越高，青年農(nóng)民工的幸福感就越高，這種情況在男性中更加明顯，但對(duì)于女性來(lái)講，心理健康水平對(duì)幸福感的影響更大，[21]而掌握流入地方言會(huì)通過(guò)影響社會(huì)交往狀況、影響社會(huì)融入程度影響主觀幸福感。[22]在眾多影響因素中，也有學(xué)者注意到就業(yè)質(zhì)量的作用。國(guó)外學(xué)者認(rèn)為，好的工作會(huì)顯著提升人們的幸福感，對(duì)工作不滿意則會(huì)讓人們的幸福感甚至低于沒(méi)有工作的人，[23]工作的穩(wěn)定性、工作自主權(quán)和職業(yè)發(fā)展機(jī)會(huì)都會(huì)通過(guò)提升工作滿意度而提升幸福感。[24][25]國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究也表明，只有高質(zhì)量的就業(yè)會(huì)對(duì)提升幸福感產(chǎn)生促進(jìn)作用，[26]這種影響通過(guò)提高家庭的消費(fèi)能力和風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對(duì)能力得以實(shí)現(xiàn)。[27]

另外，本文梳理了關(guān)于就業(yè)質(zhì)量的內(nèi)涵與測(cè)度的研究成果。國(guó)際勞工組織將就業(yè)質(zhì)量定義為“促進(jìn)男女在自由、公平、安全和具備人格尊嚴(yán)的條件下獲得體面的、生產(chǎn)性的、可持續(xù)工作機(jī)會(huì)”[28]，學(xué)者們認(rèn)為，這個(gè)概念包含多個(gè)維度，無(wú)法用單一指標(biāo)進(jìn)行測(cè)量。[29]國(guó)際勞工組織、歐盟委員會(huì)、歐洲基金會(huì)、聯(lián)合國(guó)歐洲經(jīng)濟(jì)委員會(huì)等組織都曾提出過(guò)包含收入水平、社會(huì)保障、工作環(huán)境、工作強(qiáng)度、職業(yè)發(fā)展等維度的指標(biāo)體系。[30][31]

綜上所述，現(xiàn)有對(duì)城市青年幸福感及影響因素的研究已經(jīng)取得一定進(jìn)展，但在青年主觀幸福感水平、幸福感影響因素方面并沒(méi)有取得普遍共識(shí)，關(guān)于就業(yè)質(zhì)量與城市青年主觀幸福感的研究，存在進(jìn)一步拓展的空間：第一，現(xiàn)有的就業(yè)質(zhì)量與主觀幸福感之間的關(guān)系研究主要針對(duì)就業(yè)人口或者針對(duì)農(nóng)民工群體，沒(méi)有專門聚焦城市青年；第二，現(xiàn)有的就業(yè)質(zhì)量綜合指標(biāo)中沒(méi)有將職業(yè)發(fā)展作為考察維度，且在構(gòu)建計(jì)量模型時(shí)僅考慮了就業(yè)質(zhì)量綜合指標(biāo)的影響，無(wú)法細(xì)究單一維度下就業(yè)質(zhì)量的影響。因此，本文將在描述城市青年群體主觀幸福感的水平和基本特征基礎(chǔ)上，就綜合就業(yè)質(zhì)量及單一維度就業(yè)質(zhì)量對(duì)城市青年群體主觀幸福感的影響展開(kāi)研究。

（二）理論假設(shè)

如前文所述，研究幸福感的影響因素有五大理論，其中目標(biāo)理論和比較理論是被運(yùn)用較多的理論框架。根據(jù)目標(biāo)理論，當(dāng)人們的生活現(xiàn)狀與既定目標(biāo)較為接近時(shí)，會(huì)有較高的幸福感體驗(yàn)。鑒于主觀幸福感是對(duì)生活狀態(tài)的評(píng)價(jià)和情感體驗(yàn)，基于客觀幸福感之上，而客觀幸福感的衡量指標(biāo)是收入或者其他財(cái)富，工作或者就業(yè)是大部分人的主要收入來(lái)源，因而工作或者就業(yè)必定與幸福感產(chǎn)生聯(lián)系。由此提出假設(shè)1：工作或者就業(yè)質(zhì)量對(duì)城市青年主觀幸福感具有顯著的正向促進(jìn)作用。根據(jù)比較理論，通過(guò)比較得到自己處于相對(duì)優(yōu)勢(shì)的結(jié)論會(huì)顯著提升人們的幸福感。就現(xiàn)有的資料而言，城市青年群體在工作強(qiáng)度、就業(yè)穩(wěn)定性方面處于相對(duì)均質(zhì)的狀態(tài)，也即工作時(shí)間長(zhǎng)、強(qiáng)度大是城市就業(yè)青年的普遍狀態(tài)，而由于勞動(dòng)合同法的普及，簽訂正式勞動(dòng)合同的比例也較高，而收入、社會(huì)保障水平及職業(yè)發(fā)展機(jī)會(huì)相對(duì)而言具有較大的組群內(nèi)差異，這有可能帶來(lái)對(duì)主觀幸福感的影響，由此提出假設(shè)2：工作或者就業(yè)質(zhì)量的不同維度對(duì)城市青年主觀幸福感的作用并不一致，相對(duì)而言收入、社會(huì)保障、職業(yè)發(fā)展的影響可能更大。

三、數(shù)據(jù)、變量與研究方法

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于中山大學(xué)“中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查”中的個(gè)人數(shù)據(jù)。這是一項(xiàng)2012年正式開(kāi)始的追蹤調(diào)查，采用多階段、多層次、與勞動(dòng)力規(guī)模成比例的抽樣方法及輪換樣本追蹤方式，調(diào)查樣本覆蓋全國(guó)29個(gè)省市的城市與鄉(xiāng)村，調(diào)查以15～64歲的勞動(dòng)年齡人口為對(duì)象，收集了研究就業(yè)質(zhì)量所需的所有信息，樣本具有全國(guó)代表性。為了體現(xiàn)不同時(shí)點(diǎn)下的就業(yè)質(zhì)量差異，本文選用了2012年和2016年的調(diào)查數(shù)據(jù)。結(jié)合2017年國(guó)務(wù)院印發(fā)的《中長(zhǎng)期青年發(fā)展規(guī)劃（2016—2025）》中的青年范疇，以及我國(guó)老齡化的人口現(xiàn)狀，本文選取18～40歲在城市常住的在業(yè)被調(diào)查者作為樣本群體，最終獲得2012年的1912個(gè)和2016年的2118個(gè)有效樣本。

（二）變量定義與選取

本文的因變量為群體的主觀幸福感，以問(wèn)卷中“您認(rèn)為您的生活過(guò)得是否幸?！弊鳛橹复笜?biāo)。本文的核心自變量為就業(yè)質(zhì)量，從工資水平、工作強(qiáng)度、工作穩(wěn)定性、社會(huì)保障水平、職業(yè)技能發(fā)展等五個(gè)維度來(lái)構(gòu)建綜合就業(yè)質(zhì)量指數(shù)和單一維度就業(yè)質(zhì)量指數(shù)。其中，以“上一年全部收入”作為工資水平的代表指標(biāo)，以“一般每周工作時(shí)間”作為工作強(qiáng)度的代表指標(biāo)，以“是否簽訂了書(shū)面勞動(dòng)合同”作為工作穩(wěn)定性的代表指標(biāo)，以社會(huì)保障享有的種類作為社會(huì)保障水平的代表指標(biāo)，以“是否參加過(guò)職業(yè)培訓(xùn)”及“擁有多少職業(yè)資格證書(shū)”作為職業(yè)技能發(fā)展的代表指標(biāo)。

首先通過(guò)對(duì)測(cè)量維度包含的指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理①構(gòu)建就業(yè)質(zhì)量指數(shù)時(shí)對(duì)原始數(shù)據(jù)有兩種處理方法，一種是對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分組賦值（參見(jiàn)梁海艷，中國(guó)流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量及其影響因素研究[J]. 人口與發(fā)展，2019（4）：44-52），一種是對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理（參見(jiàn)明娟，農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量狀況及變動(dòng)趨勢(shì)[J]. 城市問(wèn)題，2016（3）：83-90）。本文選取標(biāo)準(zhǔn)化處理的方法。得到單一維度就業(yè)質(zhì)量指數(shù)，標(biāo)準(zhǔn)化公式為：

式中：i代表第i個(gè)被調(diào)查者，j代表第j個(gè)評(píng)價(jià)維度，為第i個(gè)被調(diào)查樣本j維度的標(biāo)準(zhǔn)化值，xij是第i個(gè)被調(diào)查樣本j維度的原始值，maxj和minj分別代表在j維度的極大值和極小值。由于工資水平、工作穩(wěn)定性、社會(huì)保障水平和職業(yè)技能發(fā)展與就業(yè)質(zhì)量成正向關(guān)系，工作強(qiáng)度與就業(yè)質(zhì)量成反向關(guān)系，為了保持分值的方向一致性，當(dāng)計(jì)算工資水平、工作穩(wěn)定性、社會(huì)保障水平和職業(yè)技能發(fā)展代表指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)值時(shí)用公式（1），計(jì)算工作強(qiáng)度代表指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)值時(shí)用公式（2）。

其次，利用公式（3）通過(guò)求各測(cè)量維度指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)值的算數(shù)平均數(shù)得到就業(yè)質(zhì)量綜合指數(shù)。但需要說(shuō)明的是，自我雇傭類的被調(diào)查者僅從四個(gè)維度評(píng)價(jià)，使用公式（4）。就業(yè)質(zhì)量指數(shù)公式如下：

根據(jù)文獻(xiàn)綜述還加入若干控制變量，其中包括勞動(dòng)者個(gè)體特征、心理感受、采樣時(shí)間等。

（三）計(jì)量模型構(gòu)建

由于因變量主觀幸福感是數(shù)值型變量，核心自變量就業(yè)質(zhì)量（包括綜合指數(shù)和單一維度指數(shù)）也是數(shù)值型變量，因而本文的計(jì)量分析采用OLS的多元線性模型進(jìn)行分析：Y=βX+ε。式中的Y表示因變量的測(cè)量值向量，X為包括核心自變量和控制變量的測(cè)量值矩陣，β為X對(duì)應(yīng)的自變量參數(shù)，ε為誤差向量；除此之外，基于已有文獻(xiàn)并結(jié)合相關(guān)數(shù)據(jù)的可獲得性，本文具體選取社會(huì)公平性感知、性別、年齡、受教育程度、行業(yè)、職業(yè)、戶口性質(zhì)、采樣時(shí)間等變量代入模型。由此，得到多元線性模型方程如下：

式中：y代表青年群體主觀幸福感，Jobquality將分別代入就業(yè)質(zhì)量綜合就業(yè)質(zhì)量指數(shù)和單一維度的就業(yè)質(zhì)量指數(shù)。

四、統(tǒng)計(jì)結(jié)果及分析

（一）城市青年主觀幸福感的基本狀況

我們分別計(jì)算了不同年份的城市青年、城市中老年、農(nóng)村青年的主觀幸福感水平，并對(duì)不同時(shí)期同一群體、同時(shí)期不同群體的水平進(jìn)行了差異分析。

1.城市青年的主觀幸福感有所下降，但性別差距有所縮小

2012年城市青年主觀幸福感的均值為4.13，到2016年時(shí)下降到3.90，下降幅度為5.57%，不同年份之間的水平差異在1%的水平上顯著。相較而言，2012年時(shí)的城市青年主觀幸福感更高，但個(gè)體之間的感受差異也較大；2016年時(shí)，雖然主觀幸福感的水平有一定程度下降，但個(gè)體之間的感受差異有所縮小。分性別來(lái)看，城市青年男性的主觀幸福感水平明顯低于女性，無(wú)論2012年還是2016年的數(shù)據(jù)都在1%的水平上顯著，但性別之間的差異在這一時(shí)期有所縮小，見(jiàn)表1。

表1 不同年份城市青年幸福感的平均水平及ANOVA檢驗(yàn)

2.城市青年群體的主觀幸福感高于中年以上群體，且差距有拉大趨勢(shì)

2012年時(shí)城市中年以上群體的主觀幸福感的均值為4.08，較同期的城市青年主觀幸福感均值低0.05，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著；2016年時(shí)城市中年以上群體主觀幸福感下降到3.84，較同期的城市青年主觀幸福感均值低0.06，且在5%的水平上顯著。這說(shuō)明，隨著時(shí)間的推移，青年群體與中年以上群體之間的幸福感同時(shí)有所下降，且兩個(gè)群體之間的感受差異有所拉大，見(jiàn)表2。

表2 不同年份城市青年與非青年群體的主觀幸福感水平及ANOVA檢驗(yàn)

3.城市青年群體的主觀幸福感高于農(nóng)村青年群體，但差距有縮小趨勢(shì)

2012—2016年之間城鄉(xiāng)青年群體的主觀幸福感始終都存在差異，且城市青年群體的幸福感更高。但隨著時(shí)間的推移，城鄉(xiāng)青年群體主觀幸福感的均值差距有所縮小，從2012年的0.11縮小到2016年的0.09，這樣的結(jié)果在統(tǒng)計(jì)上顯著，見(jiàn)表3。

表3 不同年份城市青年與農(nóng)村青年群體的主觀幸福感水平及ANOVA檢驗(yàn)

（二）就業(yè)質(zhì)量對(duì)城市青年主觀幸福感的影響

本文使用SPSS23.0的多元線性回歸構(gòu)建計(jì)量模型，采用逐步回歸的方法，剔除引起多重共線性的變量，進(jìn)而建立最優(yōu)的回歸方程，回歸結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 就業(yè)質(zhì)量對(duì)城市青年主觀幸福感的影響

1.就業(yè)質(zhì)量綜合指數(shù)對(duì)城市青年的主觀幸福感具有促進(jìn)作用

從全部樣本的分析結(jié)果來(lái)看，作為核心自變量的就業(yè)質(zhì)量綜合指數(shù)，以及控制變量中的被調(diào)查者對(duì)社會(huì)公平的感受、性別、職業(yè)、戶口性質(zhì)均對(duì)城市青年的主觀幸福感具有顯著的影響，其中被調(diào)查者的社會(huì)公平感受、擔(dān)任企事業(yè)單位負(fù)責(zé)人或從事專業(yè)技術(shù)工作、非農(nóng)業(yè)戶口對(duì)被調(diào)查者的主觀幸福感具有促進(jìn)作用。無(wú)論是核心自變量還是控制變量，對(duì)因變量的影響都在1%或者5%的水平上顯著，整個(gè)方程也在1%的水平上通過(guò)檢驗(yàn)。

被調(diào)查者對(duì)社會(huì)公平的感受每增加一個(gè)單位，都會(huì)帶來(lái)主觀幸福感0.246個(gè)單位的上升，被調(diào)查者是男性會(huì)減少主觀幸福感0.225個(gè)單位，被調(diào)查者是企事業(yè)單位負(fù)責(zé)人或?qū)I(yè)技術(shù)人員，則會(huì)帶來(lái)主觀幸福感0.127個(gè)單位的上升，非農(nóng)業(yè)戶口會(huì)使主觀幸福感上升0.112個(gè)單位，而就業(yè)質(zhì)量綜合指數(shù)每上升一個(gè)單位會(huì)帶來(lái)主觀幸福感0.005個(gè)單位的上升。從回歸系數(shù)來(lái)看，就業(yè)質(zhì)量綜合指數(shù)的影響最小，如果比較標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)，排除量綱的影響，可以看到控制變量和自變量中的影響力大小順次為對(duì)社會(huì)公平的感受（0.238）、性別（-0.113）、就業(yè)質(zhì)量（0.107）、職業(yè)（0.063）和戶口性質(zhì)（0.028）。由此，假設(shè)1得證。

2.不同維度就業(yè)質(zhì)量對(duì)城市青年主觀幸福感的影響有明顯差別

收入指數(shù)作為核心自變量對(duì)城市青年主觀幸福感有正向影響，且統(tǒng)計(jì)結(jié)果在1%的水平上顯著。除此之外，控制變量中對(duì)社會(huì)公平的感受、性別、受教育年數(shù)、行業(yè)、職業(yè)、采樣年份等都對(duì)因變量有顯著影響。從回歸系數(shù)來(lái)看，自變量單位變化引起幸福感取值變化幅度的大小順序?yàn)槁殬I(yè)、采樣年份、對(duì)社會(huì)公平的感受、性別、行業(yè)、受教育年數(shù)、收入質(zhì)量指數(shù)，但排除量綱影響后，對(duì)社會(huì)公平的感受是影響最大的因素，其后順次為采樣年份、職業(yè)、受教育年數(shù)、性別、收入指數(shù)和行業(yè)。

工作強(qiáng)度指數(shù)作為核心自變量并沒(méi)有被納入最優(yōu)方程，但控制變量中對(duì)社會(huì)公平的感受、年齡、性別、受教育年數(shù)、行業(yè)、職業(yè)、采樣時(shí)間均有統(tǒng)計(jì)上顯著的影響，且作用力方向也與前面的模型一致。從可比的作用力大小來(lái)看，順次為對(duì)社會(huì)公平的感受、采樣時(shí)間、受教育年數(shù)、性別、職業(yè)、年齡和行業(yè)。

社會(huì)保障指數(shù)作為核心自變量對(duì)城市青年的主觀幸福感具有正向的影響，且統(tǒng)計(jì)結(jié)果在1%的水平上顯著?？刂谱兞恐袑?duì)社會(huì)公平的感受、性別、受教育年數(shù)、行業(yè)、職業(yè)、采樣年份等都對(duì)因變量有顯著影響，作用力方向與收入模型一致。從可比的作用力大小來(lái)看，順次為對(duì)社會(huì)公平的感受、采樣時(shí)間、職業(yè)、社會(huì)保障指數(shù)、受教育年數(shù)、性別和行業(yè)。

就業(yè)穩(wěn)定性指數(shù)與工作強(qiáng)度指數(shù)一樣也沒(méi)有被納入最優(yōu)方程，但控制變量中對(duì)社會(huì)公平的感受、性別、受教育年數(shù)、職業(yè)、戶口性質(zhì)和采樣時(shí)間等因素都對(duì)城市青年群體的主觀幸福感具有顯著影響。從可比的作用力大小來(lái)看，順次為對(duì)社會(huì)公平的感受、采樣時(shí)間、受教育年數(shù)、性別、職業(yè)和戶口性質(zhì)。

職業(yè)發(fā)展指數(shù)作為核心自變量對(duì)城市青年的主觀幸福感具有顯著的正向影響，統(tǒng)計(jì)結(jié)果在1%的水平上顯著。控制變量中對(duì)社會(huì)公平的感受、年齡、性別、受教育年數(shù)、職業(yè)、采樣年份等都對(duì)因變量有顯著影響。從可比的作用力大小來(lái)看，順次為對(duì)社會(huì)公平的感受、采樣時(shí)間、受教育年數(shù)、性別、職業(yè)、年齡和職業(yè)發(fā)展指數(shù)。

綜上所述，計(jì)量模型的統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，就業(yè)質(zhì)量對(duì)城市青年的主觀幸福感的確具有顯著的促進(jìn)作用，而這種促進(jìn)作用主要通過(guò)收入、社會(huì)保障和職業(yè)發(fā)展三個(gè)維度發(fā)生，勞動(dòng)強(qiáng)度和就業(yè)穩(wěn)定性的作用基本可以不考慮。由此假設(shè)2得證。

五、結(jié)論及政策含義

研究結(jié)果表明，伊斯特林提出的“幸福感悖論”在我國(guó)城市青年群體身上有所體現(xiàn)，2012—2016年期間，這一群體的主觀幸福感水平的確有一定程度的下降，同時(shí)城市青年群體的主觀幸福感顯著高于城市中年以上群體和農(nóng)村青年群體。值得注意的是，城市青年群體與城市中年以上群體的主觀幸福感差距在這期間有所拉大，而城市青年群體與農(nóng)村青年群體之間的差距在縮小。這可能表明，隨著我國(guó)整體經(jīng)濟(jì)實(shí)力的提升，城鄉(xiāng)二元格局也發(fā)生了松動(dòng)與變化，在主觀幸福感的體驗(yàn)方面，同代人的城鄉(xiāng)差距正在縮小，而城鄉(xiāng)內(nèi)部的代際差異在拉大。第七次人口普查數(shù)據(jù)表明，未來(lái)我國(guó)的人口發(fā)展趨勢(shì)將發(fā)生明顯的變化，除了老齡化和高齡化加速，人口規(guī)模也有可能在10年內(nèi)達(dá)到頂峰并進(jìn)入下降通道，因而我們必須更加珍惜青年群體，以發(fā)揮他們?cè)谏鐣?huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要作用。與此同時(shí)，各種社會(huì)政策必須對(duì)代際公平予以更多的重視，以在青年群體規(guī)模日益縮小的情況下保證充足的勞動(dòng)力資源。

研究結(jié)果還表明，在控制了其他個(gè)人特征、行職業(yè)特征、社會(huì)公平認(rèn)知等因素的條件下，質(zhì)量高的就業(yè)的確會(huì)提升城市青年主觀幸福感，但從構(gòu)成就業(yè)質(zhì)量評(píng)價(jià)體系的單一維度來(lái)看，收入水平、社會(huì)保障水平和職業(yè)發(fā)展水平這三方面對(duì)城市青年主觀幸福感的影響更大也更明顯，而工作強(qiáng)度和就業(yè)穩(wěn)定性這兩個(gè)方面的影響并不顯著。但這并不表明工作強(qiáng)度和就業(yè)穩(wěn)定性對(duì)城市青年群體沒(méi)有影響。我們的研究基于目標(biāo)理論和比較理論，也就是說(shuō)，一方面要看目標(biāo)和現(xiàn)實(shí)之間的距離，一方面要看個(gè)體與群體之間的差距，當(dāng)在工作強(qiáng)度普遍較大而就業(yè)穩(wěn)定性普遍較好的情況下，群體內(nèi)部在這兩方面呈現(xiàn)出均質(zhì)傾向，因而從統(tǒng)計(jì)上就可能不夠顯著。實(shí)際上，當(dāng)下城市青年群體中逐漸顯現(xiàn)的“躺平”就是對(duì)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)有困難、工作強(qiáng)度難度加大的雙重壓力的直觀情緒反應(yīng)。

綜上所述，提升就業(yè)質(zhì)量不僅是我國(guó)全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化國(guó)家新征程上的重要舉措，是提升人民群眾生活水平、擴(kuò)大國(guó)內(nèi)消費(fèi)的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，對(duì)城市青年群體而言，也是提升他們主觀幸福感、營(yíng)造積極向上社會(huì)氛圍的重要抓手，這一點(diǎn)應(yīng)當(dāng)引起政府有關(guān)部門的重視。概況來(lái)講：要進(jìn)一步重視勞動(dòng)者收入增長(zhǎng)對(duì)幸福感受的影響，保證城市青年擁有主觀幸福感提升的客觀基礎(chǔ)；要進(jìn)一步擴(kuò)大城市青年群體社會(huì)保障的覆蓋廣度和深度，讓這一群體對(duì)就業(yè)環(huán)境的安全性更加有信心；要通過(guò)創(chuàng)新企業(yè)管理方式和規(guī)范企業(yè)用工制度，盡可能地提升城市青年群體的就業(yè)穩(wěn)定性、降低工作強(qiáng)度，以保障城市青年群體的安全感，同時(shí)降低這一群體對(duì)工作和就業(yè)的厭倦情緒和無(wú)力感；要繼續(xù)鼓勵(lì)和發(fā)動(dòng)社會(huì)力量以及發(fā)揮企業(yè)自主性，為青年群體提供更加多的職業(yè)發(fā)展和自我實(shí)現(xiàn)的機(jī)會(huì)。