工作满意度年龄与主观幸福感

1、工作满意度年龄与主观幸福感一、引言 工作作为我们收入的主要来源， 并且是满足精神追求和社 会交往需要的基础， 在影响主观幸福感( Subjective Well-Being )的因素中可能是最为重要的。当前， 对工作与主 观幸福感的研究主要关注如下两个问题： 一是鉴于工作在我们 日常生活中的重要地位， 我们应当如何衡量工作满意度水平？ 二是如果我们将工作满意度视为决定人们幸福的一个重要因素。 那么， 工作满意度对主观幸福感产生的效应如何？从已有研究来看， 在对两者的关系进行分析时， 形成了三 类不同的模型： 溢出模型( spillover model )、补偿模型 ( compensation

2、 model )和分割模型( segmentation model )。 溢出模型意味着更高的工作满意度水平导致更高的主观幸福感 水平， 反之亦然。而补偿模型却表明更高的主观幸福感水平能 够弥补较低的工作满意度水平， 反之亦然。分割模型则支持两 者之间并不存在因果关系的观点。 尽管溢出模型和补偿模型表明 工作满意度和主观幸福感之间存在某种联系， 一些学者也使用 不同的样本对此进行了探讨并取得了一定的结果， 如文献。然 而， 正如这些研究所表明， 主观幸福感与工作满意度之间的关 系仍无一致的结论。基于以上认识， 本文结合武汉市城镇居民 2007 年的主观幸 福感调查数据， 重新探讨两者之间的关系

3、。此外， 作为在运筹 学中得到广泛应用的一种方法， 本文还首次采用层次分析法（Analytic Hierarchy Process , AHP）对武汉市城镇居民的工 作满意度水平进行测算。这一方法结合定量和定性分析的思路， 并在充分利用调查问卷信息的基础上确定不同个体的工作满意 度水平。从本文的研究结果来看， 溢出模型更适合用来描述工作满 意度与主观幸福感之间的关系， 工作满意度对主观幸福感有显 著的正效应。但是， 如果根据年龄对群体进行划分， 工作满意 度对主观幸福感的正外溢效应将随着年龄的不同而具有不同的 强度。具体而言， 在年龄更大的群体中， 工作满意度对主观幸 福感的正外溢效应更弱。这

4、一结论说明， 如果在分析过程中忽 略其他因素的影响， 可能并不能揭示两者之间的真实关系。二、数据来源和实证模型（一）数据来源 本文使用的数据来源于 2007 年针对武汉市城镇居民主观幸 福感状况所作的调查。调查问卷包括三部分：第一部分为工作满意度调查， 第二部分为主观幸福感调查， 第三部分是关于 受访者人口统计学方面的信息。根据 Frey & Stutzer37-39 提出 的评价主观幸福感数据的四个标准（可靠性、有效性、一贯性和 国家间可比性） ， 在舍弃违反这些标准和具有缺失值的问卷后， 得到有效问卷 621 份。主观幸福感数据来源于如下问题的答案： 就最近一段时间而言， 您认为您

5、的生活幸福吗？您会打几 分？这一问题的答案对应着 0-10 之间、代表 11 个不同等级的评 价分数， 其中 0 代表“非常不满意”， 10 代表“非常满意”。 而针对工作满意度的调查是多问题调查， 即所谓的“工作要素 总和评分法” (summation score )。我们设置了 36个问题， 这些问题涵盖了评价工作满意度所包含的各个不同层面的因素， 例如薪水和福利待遇、职业发展前景等， 每一问题对应的答案 分别包括“非常不同意”、“不同意”、“不太同意”、“比较 同意”、 “同意”和“非常同意”六个不同的选项。 由于在对工 作满意度与主观幸福感之间的关系进行分析之前， 首先需要获 取每一个

6、体的工作满意度数据， 因此， 本文接下来将首先运用 层次分析法测算不同个体的工作满意度水平。(二)实证模型及变量说明根据下一部分测算所得到的工作满意度水平数据， 笔者计 算了工作满意度与主观幸福感之间的相关系数(为 0.92 )， 表 明两者之间存在着较大的相关性。因此， 运用分割模型探讨两 者的关系不是一种有效的手段， 因此， 接下来的分析将基于两 者存在内在联系这一前提。具体而言， 本文使用的实证模型如下：SWBa 0+ a 1inc+ a 2JS+a 3health+ a 4iXi+ 卩 (1)其中 inc 表示个体的月收入水平， 由于在调查问卷中只包 含分组情形下的收入数据， 因此，

7、仿照 Smyth 等人的处理 方式， 笔者对收入数据进行了重新定义。如果某一个体的月收 入水平处于 500以下收入组， 则将其收入赋值为 1， 501-1000 元收入组则赋值为2,5001元以上收入组赋值为 5。JS 为工作满意度水平， health 表示健康状况， 在模型中我们将 其定义为一个 0-1 变量， 即在计算出整个样本的健康水平均值 后， 将高于这一均值的个体对应的健康水平定为 1 ， 小于均值 的健康水平则定为 0。 X 是表征个体人口统计学特征的控制变量， 主要包括性别、婚姻、年龄（以及年龄的平方）以及受教育水平 （受教育水平的衡量指标是受教育年限）等， 其中性别和婚姻 是

8、0-1 变量， 参照组选择分别为女性和未婚。此外， 必须指出的是， 溢出模型和补偿模型不仅确定了生 活满意度与主观幸福感之间的影响效应， 同时还表明两者之间 是一种双向影响关系。而从本文的实证模型来看， 我们仅仅关 注工作满意度对主观幸福感的单向影响关系。 尽管这一处理方式 并不会对最后的分析结果产生影响， 但是， 在以后的研究中仍 需重新审视这一问题， 将两者的双向影响关系纳入模型中。三、工作满意度的测算层次分析法在 20 世纪 70 年代由美国运筹学家 Satty 提出。 作为一种定量和定性分析相结合的多目标决策方法， 该方法可 以将复杂的决策问题转化成较为简单的问题进行分析。一般而言，

9、在运用层次分析法对某一复杂问题建模时， 首先需要确定 不同因素之间的因果关系和所属关系， 在此基础上构造分析所 需的递阶层次模型（Hierarchy Model）。在该模型下，根据各不同因素所处层次不同， 可将其划分为目标层（最高层）、准 则层（中间层）和方案措施层（子准则层或最低层）。在构建递阶层次模型的过程中， 本文结合已有研究将 36 个 问题划分为如下 5 个维度： 薪水和福利待遇；同事关系；领导 能力；工作环境；工作体 2007 年澳大利亚莫纳什大学（ Monash University ）经 济系选择了中国六个城市（包括成都、大连、抚顺、阜新、武汉 和福州）进行了主观幸福感状况的调

10、查，其中针对武汉的调查在武汉大学经济与管理学院的组织下展开， 本文使用的数据即 来源于这一调查。 与之相对的是“单一整体评估法”（sin gle globalrating ）， 即在调查过程中设定一个单一的问题获取衡量工作 满意度水平的数据。 Smyth et al. En viro nmen tai Surro undings andPersonal Well-Being in Urban China.Department ofEconomics， Monash University ， Working Paper No.124， 2009. 验。这 5 个维度构成了模型的准则层。 为了确定

11、包含在每一维度 下的子准则， 我们首先计算了每一准则层所包含的各因素的均 值， 并在此基础上确定了每一准则层的加权平均值， 将其作为 最后选择各评价因素的临界值， 即如果某一因素的均值大于该 准则层的加权平均值， 则将其作为最后的评价指标。据此， 我 们便建立了对工作满意度进行评价的递阶层次结构示意图， 如 表 1 和图 1 所示。必须指出的是， 在运用层次分析法进行建模分析的过程中， 每一维度和因素对总体目标的影响权重是通过所谓的两两比较 矩阵决定的。 由于在调查问卷中没有专门设定针对各维度以及各 具体影响因素权重的问题， 因此， 并不能采用这一方法确定最 后的权重。为了解决这一问题，遵循盖

12、洛普公司的Q12测评法，本文对每一维度及其所包含因素的权重进行平均赋值。 由于在准 则层包含 5个维度， 故对每一维度赋予权重 1/5 。在薪水和福 利待遇这一维度仅包含 3 个子因素（薪水的公平性、 满意度和加 薪的可能性）， 故每一因素的权重为 1/3， 其他维度所包含的 各因素的权重确定与此类似。 尽管通过平均赋值确定权重会产生 一定的误差， 但是， 根据 Q 1 2测评法在实际中得到广泛运用的 现实来看， 采用这一方法仍不失为一种可行的选择。根据以上处理方法， 每一维度所包含的因素对工作满意度 的影响权重也可以相应确定下来。例如， 薪水和福利待遇维度 所包含的各因素对工作满意度的影响权

13、重为1/5 X 1/3=1/15。一旦确定了各影响因素的权重， 就可以根据个体对具体问题选择 的答案确定其工作满意度水平了。四、模型的估计结果由于在主观幸福感的研究中， 主要涉及的是微观数据， 因此， 有必要就对微观数据进行分析时涉及的一些问题做出说明。 一般而言，在对微观数据进行分析时，可以采用OLS回归方法或 Ordered 回归方法。 对于这两种方法在主观幸福感研究中的应 用， Ferrer-i-Carbonell & Frijters（ 2004）指出， 无论采用OLS回归方法还是采用Orderd回归方法，最后的估计结果并 没有明显的差异。基于此，本文将使用OLS回归方法进行分

14、析。 事实上， 在当前针对中国居民主观幸福感研究的文献中， 不少 研究者也是采用OLS回归方法，如Smyth和Knight J、 Gunatilake 等人。从两种情形下模型的估计结果来看， 除了教育程度这一变 量外， 其他变量至少在 10%的水平下显著。对应两种不同情形 下的估计结果， 工作满意度对主观幸福感均存在显著的正外溢 效应（均在 1%的水平下显著），仅仅在影响强度上存在差异，这说明在对其他变量进行控制后， 工作满意度对主观幸福感产 生的效应将减弱。结合本文的样本来看，这表明溢出模型更适合描述两者之间的关系。此外，从其他变量来看， 月收入水平对主观幸福感有显著的正影响，表明收入越高的

15、群体， 其主观幸福感水平也越高。由于在估计过程中，我们选择了健康状况低于均值和未婚群体作为参照对象， 因此， 这两个变量的正的 参数估计值意味着健康水平更高的群体和未婚群体， 其主观幸 福感水平也更高。在主观幸福感的研究文献中， 一般表明年龄与主观幸福感 之间存在一种U型关系。由于年龄的平方估计系数为 0.004 ,因 此本文的结论与此保持一致， 意味着随着年龄的增长， 人们的 主观幸福感水平开始越来越低， 在到达某一拐点（本文为 37.6 岁）后， 才开始逐渐上升。这一点在我国大部分农民工身上得 到了极好的印证。文献指出， 当前我国的农民工“大多数倾向 于 40 岁前返回家乡发展”， 一旦他

16、们返回家乡， 他们的主观 幸福感水平往往出现较大的改善。 而从工作满意度与年龄的关系 来看， 对两者进行回归的结果表明， 随着年龄的增长， 个体 的工作满意度水平逐渐下降。 当我们用工作满意度对年龄进行回 归时， 发现年龄的估计系数为 -0. 013， 且在 5%的水平上显著。 如果考虑到年龄对工作满意度的这种影响， 那么， 两者共同作 用对主观幸福感产生的效应自然值得我们关注。 为了对这一问题 进行分析， 我们在（1）式中加入了年龄与工作满意度的交叉项。 同时， 为了更好的分析年龄和工作满意度共同作用对主观幸福 感产生的效应， 还从模型中剔除了年龄的平方项， 具体估计结 果对应表 2 的模型

17、 3。当在模型中加入了年龄与工作满意度的交叉项后， 工作满 意度对主观幸福感的影响效应为 1.363- 0.024 X年龄。这一结果 表明， 随着年龄的增加， 工作满意度对主观幸福感产生的正效 应也逐步下降， 具体而言， 年龄每增加一岁， 工作满意度对 主观幸福感的影响效应将下降 0.024。根据估计结果我们还可以 发现， 当年龄为 56.8 岁左右时， 工作满意度对主观幸福感的 影响效应将为 0。从人的整个生命周期来看， 当人们处于青、 壮年时期时， 一 方面由于工作报酬作为收入的主要来源对于他们而言具有极大 的重要性， 另一方面工作在这一时期人们的生活中也占据着重 要的地位， 因此， 工作

18、满意度自然对个体的主观幸福感水平具 有较大的影响。但是， 随着年岁的增长， 由于人们的家庭、事 业均已处在一个较为稳定的状态， 同时也开始逐步退出劳动力 市场， 工作在人们整体生活中所扮演的角色远不如之前重要， 人们更加关注决定主观幸福感水平其他方面的因素（例如健康 等）， 因此， 工作满意度对年龄所产生的正效应也随之降低。五、小结 工作满意度与主观幸福感的关系一直是理论界研究的一个 热点问题。然而， 正如前文所述， 尽管众多学者对这一问题进 行了颇有价值的分析和探讨， 但是， 关于两者的关系远远没有 形成共识。笔者认为， 其原因主要在于经验分析过程中不同研 究者采用的样本和实证模型所存在的差异所导致。 本文基于 2007 年武汉市城镇居民的调查