非正规就业对城镇劳动者主观幸福感的影响——基于CHIP2013数据的实证研究

(武汉大学经济与管理学院 湖北 武汉 430072)

一、引言

改革开放以来，随着计划经济向市场经济的转型及各种要素市场的发育，我国传统的劳动力就业模式逐渐被新的市场化就业模式所取代，就业的保障性下降而灵活性上升，劳动力市场的非正规化程度日益加深。与正规就业者相比，非正规就业者没有正式的雇佣关系，工作的稳定性较差且往往工资低、劳动条件差、就业风险高、职业发展机会少、社会保障水平低[1-3]。非正规就业者没有或很少有渠道获得均等化公共服务，且过劳情况更为严重，给其生活福利水平造成了很大的负面影响。主观幸福感是个体在全面评估自己生活总体情况的基础上所感知到的满意程度[4]，在实现更高质量的就业，不断提高人民群众的幸福感成为当前中国经济社会发展核心议题的背景下，本文使用中国家庭收入调查CHIP2013数据及有序logistic回归方法，对非正规就业如何影响劳动者的主观幸福感进行实证分析，为研究政府促进非正规就业正规化的必要性提供了一个新视角。

二、文献综述

非正规就业一般指在非正规部门的就业和正规部门的非正规就业。蔡昉和王美艳(2004)认为没有进行工商登记，不参加社会保险，劳动关系不规范的就业形式，都可被归入非正规就业[5]。吴要武和蔡昉(2006)从国际劳动组织推荐的统计界定标准出发，兼顾中国社会转型过程中的特殊问题，将非正规就业者具体定义为十类人员[1]。

非正规就业者没有正式的雇佣关系，游离于主流社会保障体制之外，其社会保险覆盖率远低于正规就业者[6]。此外收入较低、工作环境较差、社会经济地位较低、过劳、未来生活预期不乐观等诸多问题也严重影响着他们的生活。本文结合中国劳动力就业市场二元分割的实际，探究非正规就业对劳动者主观幸福感的影响。

在非正规就业对主观幸福感的具体影响方面，有如下几种观点：(1)非正规就业可能会降低劳动者的主观幸福感。首先，非正规就业可能通过对劳动者的工作报酬产生不利影响进而降低其主观幸福感[7-8]；其次，非正规就业者通常无劳动合同保障，面临着更大的工作不稳定性和失业风险，因此产生的心理压力会对其幸福感产生负面影响[9]；再次，就业的非正规性质导致劳动保护的相关法律制度得不到很好地贯彻实施，劳动者正当权益的缺失会对其主观幸福感产生负面影响[10]。(2)非正规就业可能会增加劳动者的主观幸福感。一方面是因部分劳动者更加喜欢灵活自主的工作方式，另一方面是因对于无法进入正规就业市场者而言，非正规就业为其提供了就业机会、收入、工作经验，进而对其幸福感产生积极影响[10]。(3)非正规就业对劳动者主观幸福感的影响不确定。虽然非正规就业者大都工资水平较低，但是具有某些特质的劳动者可以充分发挥其比较优势，从而获得更高的收入，这在一定程度上抵消了其他方面的幸福感损失，非正规就业对各维度满意度的影响抵消后对总体幸福感的影响缺乏有说服力的一致结论。

劳动者就业的正规性是劳动经济学的重点关注问题，但直接研究非正规就业对劳动者主观幸福感影响的实证文献却不多。故本文使用CHIP2013数据探究非正规就业对劳动者主观幸福感的影响，并以户籍和就业身份为分类依据进行分样本回归以探究群体内部的异质性，为从主观幸福感的角度论证劳动力就业市场正规化的必要性提供理论依据和实证支持。

三、数据与模型设定

(一)数据

本文数据来源于2014年7-8月份北京师范大学中国收入分配研究院联合国内外专家共同完成的中国家庭收入调查项目(CHIP)第五轮全国范围调查数据(CHIP2013)，具有样本量充分、调查内容全面、覆盖范围广的优点。在本文研究中使用CHIP2013数据的优势在于，受访者对幸福感的看法、经济情况、人口特征、家庭情况、工作情况等方面都包含在其中，故CHIP2013是本研究的最佳数据来源之一。

(二)变量设置和模型设定

被解释变量“主观幸福感”为有序多分类变量。数值 1 ～ 5 代表幸福感依次增强。本文将核心解释变量“非正规就业”设置为虚拟变量，是则赋值为1，否则为0。结合已有文献对幸福感影响因素的研究，本文主要的控制变量包括：个人特征因素、经济因素、社会因素。个人特征因素包括性别、年龄及其平方项、婚姻状况、政治面貌、受教育水平、健康情况；经济因素中以小时工资作为绝对收入变量，以家庭经济情况作为相对收入变量[11]；社会因素包括医保参保情况及周工作时间。

由于被解释变量主观幸福感为有序多分类变量，故本文采用有序logistic回归方法进行实证分析，使用该方法也要求数据资料通过平行性检验。本文构建了如下基本模型探究非正规就业对中国城镇劳动者主观幸福感的影响：

Happinessi*=β0+βiInformali+λiXi+εi

其中，Happinessi*为被解释变量主观幸福感Happinessi的潜变量，Informali为核心解释变量非正规就业，βi是其对应的回归系数；Xi为控制变量，λi是其对应的回归系数；β0为常数项，εi代表随机扰动项。设待估参数为γi，当被解释变量Happinessi是有序多分类变量且取值为1-5的整数时，共有4个未知分界点γ1-γ4(γ值递增)将相邻类别隔开，当Happinessi*<γ1时Happinessi=1；当γ1≤Happinessi*<γ2时Happinessi=2；……；当Happinessi*≥γ4时Happinessi=5。

四、实证分析

(一)总体回归

本文首先对总体样本进行回归分析，由于所有方差膨胀因子值VIF<10，因此未检测到多重共线性。在控制了地区固定效应的情况下，通过用数据资料拟合有序多分类logistic模型，得到模型拟合总体显著性为0.000且满足平行线假设，说明该模型及方法在此适用且具备一定的解释力。本文也加入了省级层面的cluster以控制聚类相关而导致的偏误问题，表1第一列是对城镇劳动者总体样本的回归结果。

核心解释变量非正规就业对主观幸福感具有显著的负向影响，即在控制其他因素不变的情况下，非正规就业者相对于正规就业者的幸福感水平更低且在1%的显著性水平上显著。正如前文所述，非正规就业者工资收入更低、无劳动合同保障、正当权益难以维护、缺少职业发展机会、面临更多的就业歧视等因素都会降低其主观幸福感。其他控制变量对主观幸福感的影响与已有文献的结论基本一致[12]。

(二)分样本回归

考虑到劳动者内部各群体间存在异质性，本文分别以户籍情况和就业身份为分类指标进行分样本回归，结果如表1所示。

与总样本回归结果一致，在外来务工的农村户籍样本、城镇户籍样本中，非正规就业对主观幸福感都具有显著的负向影响。农村户籍劳动者相对于城镇户籍劳动者而言，非正规就业对主观幸福感有更大程度的显著负向影响，这是由于城镇户籍的劳动者具有享受各种社会保障和福利的制度性优势，而进城务工的农村户籍劳动者多从事以“生存经济”为特征的低收入工作，其劳动条件、社会保障和福利、岗位安全性、社会地位较正规就业者及城镇户籍非正规就业者差，故非正规就业对其主观幸福感的负面影响更大。

在雇主样本中，非正规就业对主观幸福感负向影响的系数绝对值较小且不显著，而对雇员而言，非正规就业对其主观幸福感具有更大程度且在1%的显著性水平上显著的负向影响。这是因为不论是否正规就业，雇主都要主导或参与制定企业经营策略，做出各项决策及承担经营风险，是否正规就业对雇主来说在各个方面差异不大，故非正规就业对其幸福感没有显著的影响；而雇员的就业稳定性、工作环境与条件、薪酬福利、社会保障等各方面在很大程度上取决于就业单位和岗位，故非正规就业对其就业稳定性、薪酬待遇、社会保障等方面的影响可进一步作用于其幸福感并产生显著的负向影响。

表1 非正规就业对主观幸福感的影响

注：括号内数值为标准误，***、**、*分别表示在1%、5%和10%统计意义上显著

五、结论

近年来我国对劳动力市场的规制力度逐渐加强，政府希望通过促进非正规就业的正规化，增强就业稳定性和保障性，实现劳动者“体面就业”。本文使用CHIP2013数据对非正规就业如何影响城镇劳动者的主观幸福感进行实证研究，并进行分样本回归，得出非正规就业对城镇劳动者的主观幸福感具有显著且稳健的负向影响，但该影响在城镇与农村户籍样本、雇主与雇员样本间均存在显著差异。本文从主观幸福感的角度论证了通过规范劳动合同和提高社会保障水平等举措[13]，逐渐打破在二元户籍制度基础上形成的二元就业制度，从而推动劳动力市场正规化的必要性。但非正规就业也对收入增长起到了积极作用，且伴随着经济发展和劳动力市场的发育，非正规就业的一些先天不足可能会自发消失。对于政策制定者而言，这意味着在当前城市反贫困的进程中，也应当充分利用非正规就业，发展中国家在对待非正规就业问题时更需要多一些耐心。