“80后”与“70后”青年群体工作满意度之差异——基于职业分割的视角

王 建 武

（1．吉林大学 哲学社会学院，长春130012；2．黑龙江省社会科学院 社会学研究所，哈尔滨 150018）

“80后”与“70后”青年群体工作满意度之差异
——基于职业分割的视角

王 建 武1，2

（1．吉林大学 哲学社会学院，长春130012；2．黑龙江省社会科学院 社会学研究所，哈尔滨 150018）

基于全国性的调查数据，从职业分割的视角探讨了“80后”与“70后”两个同期群工作满意度的影响因素及其差异。研究发现：“80后”群体工作满意度高于“70后”；社会经济地位越高的青年群体，其工作满意度越高；在工作岗位中，拥有一定工作自主性的青年群体工作满意度较高；而在体制外就业的高学历“80后”工作满意度高于体制内就业的“80后”。最后，通过倾向值匹配分析解决内生性问题，进一步证实研究结论的稳健性。职业平等观念有利于削弱社会经济地位对工作满意度的影响，保障青年人工作能力发挥对提高工作满意度有非常重要的作用。

“80后”；“70后”；工作满意度；职业分割

一、问题的提出

工作满意度是员工对其工作状况产生的主观心理反应，这种反应对激励员工以及提高组织绩效有重要意义［1］，而工作上的满足感不仅有助于提高工作绩效，且降低离职率，也对员工生活满意度和主观幸福感有显著影响［2］。青年是国家发展的生力军，青年群体是工作岗位上的骨干力量，更是社会发展的中坚力量，青年时期也是个人生命历程中最具活力和创造力的重要时期，对工作的满意程度则会直接影响其在工作中的积极性和创造性，因此青年群体的工作态度对中国社会的改革发展有重要的影响。随着中国市场化改革的不断深入，就业领域呈现多元化的特点，与改革前不同的是，体制内的“铁饭碗”不再是每个人尤其是青年人所追求的实现人生价值的唯一目标，收入的多寡也不再是选择工作的唯一出发点，工作的环境、劳动关系强度、工作安全性、福利保障、晋升空间、个人能力发挥等多种因素影响着青年群体的择业意向与工作态度。“70后”与“80后”是在中国改革开放后成长起来的新生代力量，到今天已经成为各个工作岗位的中坚力量。由于计划生育政策，今天的“80后”更多是独生子女一代，他们的思想价值观念以及对工作的态度也许会与“70后”青年群体存在一定差异，但这需要通过实证检验，因此，“80后”与“70后”两个同期群的工作满意度差异构成了本文的研究主题。

工作满意度是组织行为学研究领域中的一个重要议题，一般认为，工作满意度是指员工对工作环境的感受以及生理和心理上的满足［3］。简单地说，工作满意度则是对工作本身及有关环境的态度、评价或看法。已有研究指出，工作满意度是一个综合性的概念，包含若干层面，如有学者指出，工作满意度包括对组织本身、升迁、工作内容、直接主管、待遇、工作环境、工作伙伴七个方面［4］。还有学者指出，工作满意度包括对工作本身、职位升迁、薪水、上司和工作伙伴等五个方面的满意度［5］。国内学界对工作满意度的研究也多是基于上述层面展开，研究也是从工作本身、工作报酬、工作环境、晋升机会、工作自主权、劳动强度、上下级关系等方面检视工作满意度［6］。而进一步的研究则指出，年龄、性别、城乡户籍、教育程度等社会人口特征，以及心理因素也会影响到工作满意度［7］；此外，新近的研究从“工作—家庭”冲突关系的视角，揭示了其对工作满意度的影响及性别差异［8］［9］。 当前已有研究多是基于个别地区或个别群体的小样本调查，比如农民工群体的工作满意度研究［10］，得出的结论差异较大，难以推论处于社会转型期的总体就业质量与工作状况。已有研究文献对当前改革时期青年群体工作满意度研究则尚付阙如，因此本文基于职业分割的视角，探讨“80后”与“70后”两个同期群工作满意度的影响因素及其差异。

本文首先提出研究假设与分析框架，其次是对数据和变量操作进行说明，构建多元回归模型检验提出的假设，并通过倾向值匹配分析解决内生性问题，最后是简要的总结与讨论。

二、研究假设与分析框架

世界卫生组织对青年的界定是14～45周岁，本文使用的全国性调查数据调查对象年龄分布在18～72周岁之间，调查年份是2013年，所以样本根据年龄选择是1968年以后出生的均界定为青年人。在本研究中，1968—1979年出生界定为“70后”，1980年以后出生的界定为“80后”。“80后”都在改革开放后成长起来，且多是独生子女，其主观意识、自主意识更强，这部分群体思想观念、价值态度也会映射到工作中，因此“80后”与“70后”的工作满意度可能会存在一定差异，因此我们首先提出同期群差异假设：

假设1：“80后”群体与 “70后”群体对工作满意度存在差异，其中独生子女一代的“80后”对工作满意度高于“70后”。本文围绕青年群体的职业部门分割，提出职业分割假设：

假设2a：社会经济地位越高的职业群体其工作满意度越高；

假设2b：在工作中管理者比普通员工的工作满意度高；

尽管市场化改革扩大了就业领域，但是随着高校扩招、经济下行压力等诸多因素的影响，特别是体制内完善的社会保障制度，相对体制外，青年群体可能更愿意到体制内工作，所以在体制内工作满意度要高于体制外。因此，针对工作满意度提出职业分割第三个假设，即体制分割假设：

假设2c：在体制内就业的青年群体工作满意度高于在体制外就业的青年群体。本文检验职业分割中教育程度对工作满意度的影响；

假设3：受教育程度越高的青年群体，其工作满意度越高。

三、数据及变量操作

本文所使用的数据来自中国社会科学院《2013年中国社会状况综合调查》（Chinese Social Survey，缩写为CSS）。CSS是中国社会科学院社会学研究所发起的一项全国范围内的大型连续性抽样调查项目，调查采用多阶段分层概率抽样的入户访问方式，在全国的151个县（区）、604个居（村）民委员会开展调查，样本量约1万余份，其中1968年以后出生的有工作的青年群体样本约为2861份。

（一）因变量

如前所述，已有研究通过工作中的多个方面测量工作满意度，问卷中关于“工作满意度”测量的题目是：请用1～10分来表达您对目前这份工作下列方面的满意程度，1分表示非常不满意，10分表示非常满意。其中包括八个方面：工作环境，工作轻松程度，工作安全性，收入及福利待遇，与领导的关系，与同事的关系，晋升机会，个人能力发挥。通过主成分因子分析方法对测量指标进行降维，最终生成工作满意度因子，其中累积解释方差为60．73%，KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）检验值为 0．85，该信度值在0．7以上，表明信度较好，非常适合进行因子分析。为了便于在模型中进行更好的解释与理解，通过计算转换，重新生成1～100分的工作满意度因子。

（二）自变量

1．同期群变量

本文把青年群体界定为45周岁及以下，问卷调查的年份是2013年，所以出生年份晚于1968年纳入分析样本，其中1968—1979年出生的为“70后”同期群，1980以后出生的则为“80后”同期群，以此来检验青年群体中两个生于不同年代的“同期群”的工作满意度差异。

2．职业分割变量

反映职业分割的变量主要有三个：一是职业类型变量。根据被调查青年人所从事的职业，划分为生产工人、商服业从业者、普通办事人员、专业技术人员以及党政机关企事业单位负责人等五种职业类型。二是在单位中管理活动变量。根据在单位中是否管理员工分为三类：只管理别人，不受别人管理（高层管理者）；既管理别人，又受别人管理（中层管理者）；只受别人管理，不管理别人（普通员工）。三是工作单位性质变量。其中党政机关、国有／集体企事业单位的编码为体制内部门，私营企业、三资企业、个体户及民办事业单位等编码为非体制内部门，也即体制外部门。

3．人力资本变量

主要把受教育年限作为人力资本变量纳入模型，问卷中的问题：您的受教育程度？选项0＝未上学，1＝小学，2＝初中，3＝高中，4＝高中，5＝中专，6＝职高技校，7＝大学专科，8＝大学本科，9＝研究生，根据各个阶段的在校学习年限，将受教育程度转换为受教育年限变量，其中未上学＝0年，小学＝6年，初中＝9年，高中、中专、职高技校＝12年，大学专科＝15年，大学本科＝16年，研究生以及以上＝19年，这样就把教育程度的分类变量转换为受教育年限的连续变量，目的是为了提高模型拟合度，细致刻画受教育水平对工作满意度的影响。

4．其他控制变量

为了提高模型拟合度及解释力，结合以往研究经验，把性别、政治面貌、月收入对数、社会保障水平以及工作年限等控制变量纳入模型。由于月收入对工作满意度的影响存在非线性因素，所以把月收入取对数纳入模型，社会保障变量取值范围是0～5，值越大表明社会保障越全面。关于以上变量具体描述见表1。

表1 变量描述

四、统计分析及研究发现

表2是基于工作满意度建立的OLS回归估计模型。模型1只有同期群变量，模型2在模型1基础上增加了反映职业分割的职业类型、单位性质以及管理活动的变量，模型3在模型2基础上增加了反映人力资本特征的受教育年限变量，模型4则在模型3基础上增加了反映个体特征的一组控制变量，模型5则增加了教育年限与工作特征的交互项，以此检验受教育程度对工作满意度的影响在不同职业类型中的差异。

表2 工作满意度OLS多元回归模型

（一）基本假设检验分析

第一，“80后”群体比“70后”群体有更高的工作满意度。模型1只含有同期群变量，显示在没有其他控制变量进入模型的情况下，同期群变量在1%的显著性水平上显著，且回归系数为正，表明“80后”群体比“70后”群体的工作满意度高，但模型的决定系数只有1．4%；在模型2～模型5中，尽管加入了其他变量，同期群效应依然显著（显著性水平均在 0．05以上），进一步表明“80后”群体比“70后”群体有更高的工作满意度。“80后”作为独生子女一代，自我意识更强，对职业选择会有更多的主动性，“发展型”的职业价值观取代“生存型”的职业价值观，因此对待工作会有更多的热情与积极性，所以也就可能对工作有更高的满意度。综上可见，假设1同期群差异假设初步得到证实。

第二，社会经济地位越高的职业群体，其工作满意度越高。模型2～模型5分别加入了反映个体职业和工作特征的变量，在不同的职业类型中，以生产工人群体为参照群体，商服业从业群体、办公室等普通办事员群体、专业技术人员群体以及单位部门负责人群体均比生产工人群体工作满意高，即使模型中加入不同的控制变量，其显著性均十分显著（显著性都在0．05以上），而且根据这些职业群体特征的划分，随着社会经济地位的增高，其回归系数也在增大，可以说明，社会经济地位越高的群体，其工作满意度也就越高。职业是社会分层的主要维度，也是反映一个人社会经济地位高低的重要变量之一，职业也与收入的高低有关，所以职业对工作满意度有极其重要的影响。模型中通过不同的职业类型反映不同个体社会经济地位状况，总体上可以看出脑力劳动者工作满意度高于一般体力劳动者，也即社会经济地位越高，对工作满意度越高，所以假设2a职业类型假设得到证实。

第三，在工作的管理活动中，有一定工作自主性能够提升工作满意度，但并不意味着工作自主性越高工作满意度越高。模型2～模型5显示，既管理别人、又受别人管理的中层管理者比普通员工工作满意度高（显著水平均在1%以上，且稳健），但对于只管理别人、不受别人管理的上层岗位青年群体而言，他们的工作满意度和其他岗位员工相比没有显著差异。这是一个有趣的研究发现：工作岗位中较高的管理级别并没有带来较高的工作满意度，相反，只有处于中间管理位置的青年员工群体才会有较高的工作满意度。在工作组织中，有一定工作自主性会带来较高的工作满意度，但只是相对而言，拥有绝对的工作自主性以及管理权力并没有带来较高的工作满意度，恰恰相反，处于中间位置、即拥有相对自主权的青年人才有较高的工作满意度。在当今社会发展环境背景下，处在越高岗位的青年人，其工作压力也会越大，工作满意度可能会受到多种因素影响，职位越高，工作满意度未必也会提高。假设2b管理活动假设得到部分证实。

第四，无论是在公有制部门就业，还是在市场化的非公有制部门就业，青年群体工作满意度没有显著差异。对于单位性质变量来说，只有模型3在10%的显著性水平显著，但在加入其他控制变量后，其显著性消失，说明单位性质变量并不是非常稳健的变量，因此表明，在体制内的公有部门就业的青年群体和在体制外的市场化部门就业的青年群体工作满意度没有显著差异。这些研究发现，在多数人看来，相对于体制外就业，在体制内就业一般意味着稳定的工作岗位、优越的福利待遇，这些似乎能够显著提高工作满意度，但我们的实证分析发现，体制内与体制外就业的工作满意度没有显著差异，尽管不显著，但其回归系数为负，从趋势上可以说明，体制内就业的青年群体工作满意度低于体制外就业的青年群体。这也不难理解，市场化改革的重要成就就是非公有制经济迅猛发展，民营企业、外资企业不断成长壮大，创造的就业岗位日益增多，他们用优厚的工资待遇和广阔的发展空间吸纳了高学历的青年群体就业，这些因素相对于体制内的“铁饭碗”也许会带来更高的工作满意度。综上，假设2c体质分割假设并没有得到证实。

第五，受教育程度对青年群体工作满意度的影响存在调节效应。模型3显示，受教育年限变量对工作满意度有显著影响（显著性水平在1%上），但模型4加入其他控制变量后，其显著性消失，而在模型5中加入受教育年限与工作特征变量后，受教育年限变量变得显著（显著性水平1%），同时，受教育年限变量与工作中管理活动变量的交互项显著（显著性水平在1%上），说明教育年限对工作满意度存在调节效应，其回归系数为负表明，教育程度和管理活动两个变量对工作满意度影响呈现相互削弱作用，即处于管理岗位的青年群体，受教育程度越高，其工作满意度反而越低，这说明尽管教育程度提高对工作的选择或晋升有利，但未必会提高工作满意度。已有研究已揭示受教育水平是影响社会地位获得的重要因素，青年群体所接受的教育从一开始就影响了他们在劳动力市场上的相对位置和可能在工作场所表现出来的劳动生产率以及配置能力［11］。不同受教育程度的人面临了不同的工作机会，进入不同的岗位，展现不同的能力，所以获得的工作自主性也是不同的。本文模型发现，受教育程度与工作满意度并不存在简单的正相关关系，而是通过不同的工作岗位、也即工作自主性强弱反映出来，且存在负效应，即受教育程度高者，其工作自主性越高，则工作满意度越低。因此我们可以说，受教育程度、也即人力资本对工作满意度的影响存在调节效应，假设3基本得到证实。

此外，在控制变量中，青年群体中男性的工作满意度显著低于女性（显著性水平1%），在工作中经常加班，也即每天工作经常超过8小时对工作满意度有负效应，会大大降低工作满意度，月收入水平和社会保障水平等经济因素则对提高工作满意度有积极影响，这些控制变量不是模型的核心解释变量，所以不再进行过多的分析。

（二）基于“80后”与“70后”同期群的分组回归分析

上文通过青年群体的全样本分析了工作满意度影响因素及其差异。而针对“80后”与“70后”两个青年同期群工作满意度差异及其影响因素，我们还需要通过分组回归进一步分析不同因素对两个青年群体工作满意度的各自差异。表3是基于“80后”与“70后”两个群体的分组回归模型。

表3 “80后”与“70后”两个群体的分组回归模型

表3中，模型6是基于“80后”群体的回归，模型7是基于“70后”群体的回归。第一，从模型可见，“80后”群体中的专业技术人员群体与作为参照群体的生产工人相比，工作满意度并没有显著差异，其他几个对照群体在5%水平上显著，总体看，职业类型变量对工作满意度影响是显著的；而在“70后”中，各个职业类型群体均显著，且显著性水平均在1%上。以上表明，“80后”在不同职业类型群体中工作满意度差异缩小，而“70后”群体中，不同职业类型之间的工作满意度存在较大差异。这进一步说明，“70后”群体中，社会经济地位高低仍然对其工作满意度有非常大的影响，而“80后”群体中，社会经济地位高低对其工作满意度的影响在弱化。

第二，无论是“80后”还是“70后”，在工作管理活动中，既管理别人又受别人管理的中层管理者，即有一定工作自主性的管理者，其工作满意度均高于没有工作自主性的普通员工，而且在“80后”群体中，只管理别人不受别人管理者，即拥有完全工作自主性的群体，其工作满意度更高，“70后”群体则不显著。模型中我们还看到，教育年限与工作中管理活动的交互项在两个青年群体中均显著，回归系数也都为负，表明两者对工作满意度的影响存在相互削弱的作用，可进一步理解为：受教育程度越高的管理者，其工作满意度越低。

第三，在人力资本变量中，受教育年限对两个群体工作满意度均存在显著差异，受教育年限变量在“80后”模型中其回归系数和显著性均明显高于“70 后”（2．309∗∗∗．vs0．822∗∗）。 由此可见，人力资本因素对工作满意度的影响在两个群体中存在明显的差异，这也在模型后面部分的交互项中显现出来。在“80后”群体中，教育年限与单位性质变量的交互效应显著（显著性水平10%），其回归系数为负，表明两个变量对工作满意度的影响存在相互削弱的作用。这可以理解为：体制内就业的高学历青年群体工作满意度低于体制外就业的高学历青年群体，但是这一差异在“70后”群体中不存在。

（三）进一步的分析：倾向值匹配模型

一般的多元回归难以解决忽略变量偏倚（omited variable bias）或者样本选择性以及内生性问题，因此本文引入倾向值匹配模型（PSM，propensity score matching）解决上述问题，进一步考察“80后”与“70后”两个青年群体工作满意度差异。倾向值匹配的具体实施过程是：把“70后”群体作为控制组、“80后”群体作为实验组，通过一组控制变量（具体是表1模型5中的变量）对同期群进行回归，这样样本中每一个个体都会得到一个倾向值得分。工作满意度作为结果变量，通过不同的匹配方法，揭示“80后”群体与“70后”群体工作满意度差异，以此进一步检验前述模型结论的稳健性。倾向值分析结果可见表4。通过半径匹配、核匹配、马氏匹配等匹配方法，在消除忽略变量偏倚和内生性问题之后，发现“80后”群体与“70后”群体存在工作满意度的明显差异。进一步的理解则是，在同样的个体特征和工作类型特征情况下，“80后”比“70后”对待工作有更乐观、更积极的态度，有更高的工作满意度。其结果与前面的多元回归模型结果基本一致，表明研究结论是稳健的。

表4 “80后”与“70后”青年群体工作满意度差异倾向值匹配分析模型结果

五、总结与讨论

本文基于全国性的调查数据，从职业分割的视角，探讨了“80后”与“70后”两个同期群工作满意度的差异，并通过倾向值匹配分析方法解决忽略变量偏倚与内生性问题，提高了研究的严谨性。

“80后”与“70后”青年群体对待工作上存在明显差异。“80后”对工作满意度显著高于“70后”群体，无论是基于全样本的模型分析，还是基于两个同期群的分组回归，以及倾向值匹配分析，均证实了这一点。无论是职业特性还是收入因素，在两个群体中对工作满意度的影响程度存在明显差异，并且可以看出，“80后”对待工作有更高的积极性和热情，更有利于在工作岗位上发挥创造力。我们知道，“80后”大多成长在独生子女家庭，与“70后”相比，他们在个人禀赋、思想认知以及价值取向上存在明显差异。

从职业分割的视角看，不同职业群体之间青年人的工作满意度存在明显差异，社会经济地位越高的群体，其工作满意度越高。职业特征是社会分层的重要维度之一，职业所代表的社会经济地位，能够反映出一个人所处的社会阶层位置。我们在实证分析中发现，职业特性对青年群体工作满意度有非常显著的影响。职业的社会经济地位越高，其工作满意度也就越高。但是职业分割与工作满意度的关系在“80后”与“70后”两个群体中还存在一定差异，对于“80后”来说，不同的职业类型群体之间的工作满意度差异要小于“70后”。“70后”群体中，社会经济地位越高，其对工作满意度越高，而对于“80后”来说，职业类型所反映出的社会经济地位对工作满意度的影响要弱一些，“80后”的职业选择更加多元化，职业选择自主性更强，亦可进一步理解为，“80后”更倾向于选择自己喜欢的工作，只有自己喜欢的工作才会对其抱有更高的热情与积极性，职业所反映出的社会经济地位对“80后”的工作满意度影响在弱化。

教育是人力资本获得的重要因素，而人力资本又是职业获得的重要因素。“70后”与“80后”青年群体是在改革开放后成长起来的青年一代，尤其是“80后”一代大多受过高等教育。他们所接受的教育从一开始就影响了他们在劳动力市场上的相对位置和可能在工作中表现出来的劳动生产率以及配置能力。不同教育程度面临的工作机会也不同，进入到不同的工作岗位，同时也会有不同的工作自主性。通过教育程度与工作自主性的交互作用研究发现，教育程度越高越会带来一定的工作自主性，但是越高的工作自主性并不必然会带来高的工作满意度，这与工作岗位的职责与压力紧密相关。

工作满意度的高低会直接影响到工作绩效水平以及创造力的发挥，特别是工作岗位中坚力量的青年群体，应该充分认识到青年群体工作满意度的影响因素。当前职业所反映的社会经济地位高低对工作过满意度仍然有较为重要的影响，而职业平等的观念有利于削弱社会经济地位对工作满意度的影响，同时也要为青年人创造能够发挥自身能力的工作平台，使青年人能力得以充分发挥是提高工作满意度的重要条件之一。中国处于转型发展的关键时期，青年群体作为改革发展的生力军，他们的工作态度对改革事业的发展有极其重要的影响。对于无论是政府部门还是研究者来说，青年群体的工作态度都是值得关注和研究的问题。

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Abstract： Based on the national survey data， this paper explores the influencing factors and their differences of job satisfaction between the two groups of“ost-80s” and “ost-70s” from the perspective of career segmentation．Findings： The job satisfaction of post-80s group is higher than that of post-70s； The higher the social economic status is， the higher the job satisfaction is； In job position， young people with certain job autonomy have higher job satisfaction； Concerning the high degree of employmentoutside the system， “ost-80s”have higher job satisfaction than the“ost-80s” employmentwithin the system；Finally，the problem of endogeneity is solved by propensitymatching analysis， which further confirms the robustness of the findings．The idea of occupational equality helps to weaken the influence of social economic status on job satisfaction．Ensuring young people's ability to work plays a very important role in improving job satisfaction．

Key words： “post-80s”； “post-70s”； job satisfaction； career segmentation

［责任编辑：唐魁玉］

Job Satisfaction Difference between “Post-80s” and “Post-70s”Youth Groups：From the Perspective of Career Segmentation

WANG Jian-wu1，2
（1．School of Philosophy and Social Sciences， Jilin University，Changchun 130012，China；2．Institute of Sociology， Heilongjiang Academy of Social Sciences，Harbin 150018，China）

C913

A

1009-1971（2017）05-0066-08

2017-06-14

王建武（1980-），男，黑龙江庆安人，博士研究生，助理研究员，从事发展社会学研究。