非正规就业对居民工作满意度的影响

刘翠花 丁述磊

摘 要 使用CLDS（2014）数据，定量检验了非正规就业对居民工作满意度的影响，然后按照性别和受教育年限将全样本分为五组分样本，进一步分析非正规就业对异质性群体工作满意度的影响是否存在差异。研究发现：非正规就业是影响居民工作满意度的重要因素，如果居民从事非正规就业，则会显著降低他们的工作满意度。周工作时间延长对居民工作满意度具有显著负向效应，工作环境越好，晋升机会越大，收入越高以及党员身份和健康的身体可以显著增加居民工作满意度。此外，如果企业能够为居民提供医疗保险和养老保险，则对居民工作满意度的提升具有显著的促增作用。分样本显示，非正规就业对男性居民以及受教育年限小于10年的居民工作满意度损失最大。因此，为了提升居民工作满意度，促进社会和谐安宁，政府应该努力促进劳动力市场正规化，使从事非正规就业的劳动者走向正规岗位。

关键词 非正规就业；工作满意度；有序Probit模型

[中图分类号]F244 [文献标识码] A [文章编号]1673-0461（2018）11-0070-10

一、引 言

非正规就业是当今各国劳动力市场中普遍存在的一种就业形式。国企下岗员工、进城劳务的农民工、自由职业者等体制外人员是我国非正规就业者的主要构成来源，与正规就业者相比，非正规就业者由于没有登记注册、过于分散、纳入国家体制通常比较困难，因而成为政府管制的薄弱环节。在此情形下，非正规就业者通常会遇到劳动强度大、福利待遇低劣、社会保障缺乏等问题，不可避免的会对其工作满意度产生严重影响。基于此，本文深入考察了非正规就业对居民工作满意度的影响程度，并在有效控制了内生性问题的前提下，探讨了以性别和受教育年限分样本的群体异质性效应，以期为提升非正规就业者的工作满意度并不断促进劳动力市场的正规化提出合理化建议。

关于工作满意度的研究，国内外许多学者分别从定义、维度、影响因素等不同侧重点开展进行。Spector（1964）认为工作满意度从本质上来讲可以看作一种直接心理综合体验，来自员工对于自身工作所处环境的方方面面[1]。Judge等（2001）、Lemmergaard和Lauridsen（2008）等学者将工作满意度界定为员工对于自身工作所有方面产生的主观情感表达或者内在满意度体验，比如对工作环境、工资水平、人际关系等各方面的认知评价和内在情感体会[2-3]。关于维度的相关研究，概括来讲可以分为是否满意的一元维度理论和多元维度理论，George和Jones（1996）认为在多元维度理论中又可包括工作本身、与领导同事关系、薪酬福利、对组织的满意度等几个方面[4]。在此维度基础上，Mackenzie等（1998）认为多元维度还涉及发展机会、工作环境、意想不到的奖励及好处等方面[5]。卢嘉和时勘（2005）、冉斌（2011）等国内学者认为工资水平、工作环境、合作团体、规章制度以及公司管理等共同构成了工作满意度的五个维度[6-7]。从影响因素来看，个人层面、工作层面、组织层面是影响工作满意度的三个层面主要因素。在个人层面中，Solinger等（2008）指出人际关系和谐程度、工作投入程度及态度、受教育年限水平、性别等因素都会对工作满意度产生显著影响[8]。在工作层面中，周丽超（2014）指出工作自主权、工作压力程度以及工作环境都会对工作满意度造成显著影响，尤其是适度的工作压力、友好的工作氛围能够有利提高职工的工作满意程度[9]。在组织层面中，赵君（2013）研究指出薪酬福利、组织氛围、组织公平和组织信任等会显著影响员工工作满意度，充分的组织信任与完善的薪酬福利体系会促使员工工作满意度得到显著提升[10]。

郑春荣（2013）、李琼（2015）研究指出非正规就业者由于没有正规劳动合同的保障，往往面临着薪酬福利较低、社会保障制度障碍、工作环境恶劣等一系列问题[11-12]，而以上的缺失及问题则会对他们的工作满意度造成一定负面影响。如Buddelmeyer等（2015）通过实证分析澳大利亚住户调查数据，指出相比正规就业人员，非正规就业人员的工作满意度水平显著更低[13]。对于薪酬福利， Soest（1995）、Heckman 和Hotz（1986）、常进雄和王丹枫（2010）等学者认为正规就业与非正规就业两种就业形式之间存在较为明显的工资差异，前者的工资水平要明显高于后者[14-16]。王庆芳和郭金兴（2017）进一步分析发现尤其是有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规自雇者与正规就业者的工资收入差距越来越大，特别是处于非正规就业形式的劳动者生存境况不容乐观，而且有愈发困难的态势[17]。对于社会保障，燕晓飞（2009）指出非正规就业者当前面临的社会保障问题主要有：制度障碍、相关法律缺陷以及相关道德观念缺失等突出问题[18]。张国英（2012）、任海霞（2016）研究发现非正规就业者的养老保险和医疗保险的参保率和缴费率都明显低于正规就业者，而且他们享有的住房、教育等社会救助非常缺乏[19-20]。对于就业稳定性和工作环境，许春淑（2011）、王桂新和胡健（2015）研究指出农民工等非正规就业群体由于缺乏劳动合同保障权益，他们的就业稳定性较差，加班加点超长时间工作已成为常态，而且经常面临比较脏乱、恶劣的工作环境，生活质量水平较为低下等困境[21-22]。

事实上，以上非正规就业者面临的种种问题会对其工作满意度造成重要影响。如Dolan等（2008）认为非正规就业的工作稳定性、晋升可能性以及工作的自由灵活性要明显低于正规就业，因此也就导致了前者的工作满意度要更低[23]。姚植夫和张译文（2012）采用西北四个省份的调查数据，研究发现要想明显提高新生代农民工的工作满意度水平可以确保劳动强度适中、工作环境安全、社会保障完好等有效举措[24]。王茜和罗进化（2014）构建以工时满意度为因变量、以工作时间为核心解释变量的半参数模型，证实加班导致的工时延长显著降低了员工的工时满意度[25]。顾梦蛟和程名望（2013）认为工作环境是影响居民就业满意度最为显著的因素，工作环境越差，居民就业满意度越低[26]。明娟和曾湘泉（2015）实证研究指出工作转换频率过高会明显降低农民工就业质量水平，频繁的工作转换会增加农民工的工作时间而收入水平却没有明显提高，同时对他们的养老保险缴纳和签订长期或固定勞动合同产生了不利影响[27]。

综上所述，已有文献多是从居民工作满意度的某些影响因素入手研究，但是基于就业视角，利用中国微观调查数据考察非正规就业对居民工作满意度影响的文献研究相对较少。考虑到从事非正规就业会对居民工作满意度造成一定的负面影响，但是到底影响程度有多大？是否存在区分性别和区分受教育年限的群体异质性效应？因此，为了对相关文献进行补充，本文基于CLDS（2014）数据，利用有序Probit模型分析非正规就业对居民工作满意度的影响，并按照性别和受教育年限进行分样本回归以考察群体异质性效应，并为中国劳动力市场正规化的合理性提供实证支持。

二、概念界定与理论分析

（一）概念界定

国际劳工组织（ILO， 1972）最早提出非正规就业的相关概念，即主要是指在非正规部门就业的一种就业形式[28]。这里的非正规部门特指不在国家正规法律管制范围之内的一些小规模企业、自雇经营的个体商户等，与国家管理体制内的正规部门相区别。随着后续界定范围的不断扩大，非正规就业将正规部门中进行的非正规就业形式也纳入到该范围之内，而不只是包括前面提到的非正规部门企业和家庭部门中的就业形式。国际劳工组织（ILO，2003）又对非正规就业进行了重新评定，指出非正规就业不能只考虑劳动者所处的企业类型，而应该将劳动者就业的身份特质也纳入进来，两者相综合进行评定，这也为其他各国界定提供了最为基本的框架[29]。

鉴于此，常进雄和王丹枫（2010）、薛进军和高文书（2012）等国内学者综合考虑到我国劳动力市场的实际特点将非正规就业界定为：与传统的就业形式相区分，主要存在于非正规部门和正规部门之中，不仅仅包含各种非正规部门里的就业形式，而且还包含存在于正规部门中的临时劳动者、非全日制劳动者、劳务派遣工作者以及项目生产外包人员等，即“正规部门里的非正规就业”[16，30]。其中非正规部门主要有：其一，通过个人、家庭或者合伙创办的为社会群众提供商品和服务的小微型经营单位，如雇佣人数少于七人的个人独资企业、个体单位户以及家庭手工业户等形式；其二，通过居民社区、企业、或非政府社团为依托，主要是以制造工作岗位和获得一定收入为最终目标的自营性公益组织；其三，其他自负盈亏的独立劳动者。基于此，本文将非正规就业定义为：无雇工的个体经营者、临时劳动工、领取薪酬的家政服务人员以及国企事业单位中的短期劳动者、非全日制劳动者和派遣就业人员。

（二）理论分析

在研究非正规就业的相关理论研究中，主要是基于劳动市场二元分割理论进行分析。如杨凡（2015）曾经研究指出由我国典型的非正规就业形式主要是由于城乡差异和所有制体制分割造成的二元劳动力市场分割造成的[31]。针对我国劳动力市场的实际情况来说，劳动力之所以不能在就业市场上自由灵活流动主要是受到一些制度性和歧视性等障碍的影响，由此也就导致了主要和次要两个层级劳动力市场的形成。Doeringer 和Piore（1971）认为劳动者如果处于主要劳动力市场中则通常会享有较高的工资福利、较为稳定的工作岗位、良好的工作条件、规章制度较为管理规范以及较大的发展机会等优势；但是如果劳动者处于次要劳动力市场中则通常会面临较低的工资福利、极其不稳定的工作岗位、较差工作条件、管理不到位及发展空间较小等劣势[32]。通过前面文献梳理可知，非正规就业者主要是由没有雇工的个体经营者、临时劳动者、非全日制劳动者和短期劳务派遣人员等组成，这些群体由于受户籍制度、性别歧视、流动性障碍、工作经历和受教育水平等因素限制，往往更多的聚集在次要劳动力市场中，而且由于缺乏正规劳动合同的保障导致薪资水平较低、就业不稳定以及缺乏必要的社会保障，这些都是降低其工作满意度的重要原因。

我国由计划经济向市场经济转轨是形成劳动力市场体制分割的主要原因，具体而言，体制内劳动力市场主要是由国企、事业单位等国有部门构成，以正规就业为主要就业形式。其工资决定机制更多是考量政府的相关政策与制度，即政府控制下的行政工资制度是目前很多国有部门的工资制定标准，市场化程度较低。相对应地，体制外劳动力市场主要是由非国企事业单位职工、无雇工的个体经营者、临时劳动者以及农民工等人员组成，同时也是非正规就业的典型形式。胡学勤（2011）指出该市场的工资决定基本是依据市场的竞争调节发挥作用，通过劳动生产率反映出来[33]。尹志超和甘犁（2009）曾研究指出，除货币性工资外，国有部门员工的医疗、住房、社会保险等非货币性工资水平要显著高于非国有部门，从而国有部门的工资溢价现象明显[34]。对于工资差异的因素，除了劳动者的人力资本禀赋特征差异外，鉴于劳动力市场体制分割造成的歧视工资差异也是正规和非正规就业工资差异的重要原因。即由于劳动力被分割处于不同的就业市场上，虽然人力资本相同却由于工资决定机制差异而被赋予不同的工资水平，因此会产生同质异价的问题，使得人力资本对工资的作用有所弱化。鉴于此，处于体制外劳动力市场上的非正规就业者的工资水平要明显更低，而工资水平的高低又与工作满意度之间存在较大的同向变动关系，据此传导分析，非正规就业的工作满意度会相对较低。

三、模型、变量与数据

（一）实证模型

本文的被解释变量为工作满意度（Satisfaction），该变量定义为有序离散变量。CLDS（2014）调查问卷中关于工作满意度的问题为：“总的来说，您的工作满意度如何？”。本文将该问题对应选项赋值如下：用1表示“非常不满意”、用2表示“不太满意”、用3表示“一般”、用4表示“比较满意”、用5表示“非常满意”，代表工作满意度依次增强。因此，本文采用有序 Probit模型来探究非正规就业是如何影响居民的工作满意度。

该模型假定存在一个能够代表工作满意度（Satisfaction），但又不能直接观测的潜在变量（Satisfaction*），本文假定潜在变量（Satisfaction*）由公式（1）決定：

（二）变量描述

非正规就业为核心解释变量。考虑到居民工作满意度还受到其他控制因素的影响，因此本文同时引入性别变量、年龄变量、户籍状况变量、受教育年限变量、政治面貌变量、婚姻状况变量、健康状况变量、周工作时间变量、工作环境变量、晋升机会变量、个人年收入变量、医疗保险和养老保险变量。在数据赋值方面，本文用1代表“非正规就业”，用0代表“正规就业”；关于性别变量，用1代表“男性”，用0代表“女性”；关于户籍状况变量，用1代表“城镇户籍居民”，用0代表“非城镇户籍居民”；关于受教育年限变量，用6年表示“小学”，9年表示“初中”，12年表示“高中”，16年表示“大学”，19年表示“研究生及以上”；关于政治面貌变量，用1表示“中共党员”，用0表示“非党员”；关于婚姻状况变量，用1表示“已婚和同居”，用0表示“其他”；关于健康状况、工作环境和晋升机会变量，用1表示“非常不满意”，用2表示“不太满意”，用3表示“一般”，用4表示“比较满意”，用5表示“非常满意”；关于医疗保险和养老保险变量，用1表示“企业提供医疗保险和养老保险”，用0表示“不提供”。以上所有变量的描述性统计分析见表1。

（三）数据来源

本文进行实证分析采用的数据来自2014年中国劳动力动态调查数据，即CLDS（2014）。该数据调查对象分别有村居、家庭和劳动力个体三种，本文选取的数据是针对劳动力个体的数据。CLDS采用的多阶段、多层次且与劳动力规模成比例的概率抽样法，并包括了教育、工作、健康、劳动力迁移以及市场经济活动等众多内容，对于我国劳动力现状情况可以较好的体现。本文的研究对象为年龄在18～65岁以及工作时间在0～112小时之间的居民，剔除数据缺失的样本之后，本文最终得到了2 530个有效微观样本。该有效样本涉及了全国包括自治区和直辖市在内的28个省份，具有较为理想的代表性。

四、实证分析

（一）非正规就业与居民工作满意度：有序Probit结果

本文采用有序 Probit方法对全样本进行回归分析，同时也汇报了当取各个解释变量的均值时非正规就业对居民工作满意度的边际影响结果，具体回归结果见表2。

由表2得出以下结论：

第一，在其他变量不变的情况下，居民从事非正规就业会对其工作满意度造成负面影响，且在1%水平上显著，这表明非正规就业是会显著降低居民工作满意度的重要负向因素。从具体的边际效果来看，如果居民的就业形式是非正规就业，那么会对其评价为“非常不满意”和“不太满意”的工作满意度概率会分别提升2.0个和3.9个百分点，而对其工作满意度评价为“一般”“比较满意”以及“非常满意”的概率会分别降低3.8个、4.6个和1.3个百分点。因此，为了提高居民工作满意度，降低非正规就业对居民工作满意度的损失，劳动力市场正规化是有必要的。

第二，个人特征变量显示，性别和户籍状况对居民工作满意度具有负向效应，进而表明与女性居民和农村居民相比，男性和城镇户籍的居民工作满意程度会相对更低。一个可能的解释是男性居民和城镇居民工作压力更大，预期实现程度相对较低，致使他们的工作满意度低于女性居民和农村居民。但是由于性别和户籍状况变量系数在统计意义上不显著，所以这一结果也可能会随着样本的变化而发生改变。通过回归结果还可以反映出，年龄因素、受教育年限越长、政治面貌为党员、婚姻和健康变量均会对居民工作满意度产生积极促进作用，而且除了婚姻状况变量不显著之外，其他变量都在统计意义上显著。这意味着随着居民年龄和受教育年限的增加会在一定程度上提升居民工作满意度；中共党员的工作满意度高于非党员居民；已婚者和身体健康的居民工作满意度高于未婚者和身体不太健康的居民。一个可能的解释是随着年龄增加，居民的工作熟练程度越来越强；随着受教育年限的增加以及成为党员的政治身份会明显增加居民自身的人力资本禀赋优势从而更有可能获件条件更好的工作岗位；已婚拥有配偶和身体健康的居民生活会更加幸福进而对他们的工作满意度也会产生正面促进效应。

第三，工作特征变量显示，周工作时间对居民工作满意度的影响在5%统计意义上显著为负，表明工作时间延长会显著降低居民的工作满意度，这与王茜和罗进化（2014）研究结果是一致的。此外，工作环境变量、晋升机会变量以及年收入水平变量会对居民工作满意度产生积极正向影响，并且在1%水平上显著，这表明工作环境越好，晋升机会越大并且收入越高可以显著增加居民工作满意度，其中年收入對数变量的系数大于工作环境和晋升机会变量的系数，揭示了居民年收入是影响他们工作满意度最为重要的因素，因此，增加居民收入水平对其工作满意度的提升具有显著的促增作用。此外，如果企业能够为居民提供医疗保险和养老保险，这也能显著增加居民工作满意度，这主要是由于如果企业能够给居民提供医疗、养老保险那么在一定程度上可以减少居民的预防性储蓄量并有效刺激消费水平，提升了居民的生活幸福感，从而正面促进了他们的工作满意度水平。

（二）异质性的非正规就业与居民工作满意度：有序Probit结果

前文的分析是将所有的样本放在一起进行的有序Probit回归分析，得到的结论是非正规就业对居民工作满意度的一个平均效应，但没有针对不同性别以及不同受教育年限等异质性群体进行区别分析。然而，非正规就业对异质性群体工作满意度影响可能不同，因此，本文分别按照性别和受教育年限将全样本分为男性样本和女性样本；受教育时间小于10年的样本、受教育时间在10年到12年之间的样本以及受教育时间大于12年的样本，总共有5个分样本，深入考察非正规就业对不同异质性群体间工作满意度的影响是否存在明显的差异。具体回归结果见表3。

由表3得出以下结论：

第一，无论是男性还是女性，受教育年限小于10年、还是10～12年或者大于12年的居民，非正规就业都显著降低了居民工作满意度。性别分样本的有序Probit回归结果表明，与女性居民相比较，男性居民从事非正规就业会对其工作满意度的损失情况更严重。受教育年限分样本结果表明，与其他受教育年限群体相比较，从事非正规就业会对接受教育年限低于10年居民的工作满意度的负面影响程度最严重，而对接受教育年限为高中即10年至12年居民的工作满意度负面影响程度最轻微。造成这种结果最可能的原因是，通常而言与女性居民相对比，男性居民的工资收入是一个家庭中最主要的经济收入来源，因此他们往往会比女性更加努力的工作，其内心承担的工作压力负担会更重，从而在一定程度上会降低他们对工作满意度的主观评判。受教育年限低于10年的居民从事的非正规就业一般是社会最底层的工作，不仅工作环境差、工资水平低而且还缺乏社会保障，他们的工作满意度一般来说是最低的。而受教育年限大于12年的居民一般是对未来预期较高，如果他们从事非正规就业会显著降低他们的预期实现程度，从而降低了他们的工作满意度。对于受教育年限在10～12年之间的居民来说，他们内在的预期目标相对较低，而且其收入状况相比较而言较为良好，生活压力相对较小，综合影响之下导致该群体对自身工作满意度的评价相对会更高。

第二，对于个人特征变量和工作特征变量，除了城镇户籍对受教育年限大于12年的居民工作满意度有正向效应之外，分样本回归结果和全样本回归结果基本一致，即性别和户籍状况对居民工作满意度具有负向效应，而年龄变量、受教育年限变量、政治面貌变量、婚姻状况变量和健康状况变量均会对居民工作满意度产生正向促进作用。周工作时间延长会显著降低居民工作满意度，而工作环境越好，晋升机会越大并且收入越高可以显著增加居民工作满意度，此外，如果企业能够为居民提供医疗保险和养老保险，那么对居民工作满意度的提升具有显著的促增作用。

（三）稳健性检验

1.工具变量法

前面表2的回归结果显示，从事非正规就业会显著降低居民的工作满意度水平。但是值得注意的是，非正规就业和居民工作满意度之间可能存在不容忽视的内生性问题，即工作满意度越低的居民从事非正规就业的可能性越大，从事非正规就业又会对其工作满意度水平造成一定的负面影响，两者之间存在互相影响的可能，从而导致估计结果是有偏的。对此，解决内生性问题的一个有效办法是寻找工具变量，本文将省级养老保险覆盖率作为非正规就业的工具变量，主要原因是养老保险覆盖率越高的地方，劳动力市场中劳动保护执行情况往往越好，从而劳动者从事非正规就业的可能性越小，而省级养老保险覆盖率是一个地方政府政策执行的外在变量，与居民自身工作满意度的主观内在评价无关，即满足工具变量的基本要求。本文过度识别检验的P值为0.714，故接受原假设，认为养老保险覆盖率为外生的。同时第一阶段回归的F统计量为102.265，远远超过了经验切割点10，这表明养老保险覆盖率不是非正规就业的弱工具变量。表4汇报了全样本和异质性的非正规就业对居民工作满意度影响的工具变量有序Probit结果。

由表4显示，全样本中以省级养老覆盖率作为工具变量控制内生性后，第二阶段回归中非正规就业变量系数在5%统计意义上显著为负值，这表明非正规就业是影响居民工作满意度的重要负面因素，与前面表2的结论相一致。分样本异质性工具变量回归结果显示，在控制内生性及其他变量不变的情况下，非正规就业对不同性别和不同受教育年限的居民工作满意度影响都在统计意义上显著为负，进一步证实了如果居民从事非正规就业，那么他们的工作满意度显著低于正规就业居民的工作满意度，具体回归系数大小与前面表3结果相一致。此外，个人特征变量和工作特征变量的回归系数符号与表2、表3结果也是一致的，本文不再详细叙述。总之，为了不断提升中国整体居民的工作满意度，政府应该努力促使劳动力市场走向正规化，让从事非正规就业的居民走向正规岗位，努力改善其薪酬福利水平和工作条件，完善医疗保险、养老保险等社会保障机制，以有效维护劳动者的合法权益。

2.倾向得分匹配法

考虑到样本可能由于“自选择偏差”而引起内生性问题，为了得到更稳健的回归结果：即非正规就业对居民工作满意度的影响作用是否具有一致，稳定的效果，本文分别对全样本、分性别、分受教育年限样本，使用Rosembaum 和Rubin（1985）提出的倾向得分匹配法（PSM）[35]重新估计非正规就业与居民工作满意度之间的关系。倾向得分匹配的思想假定：如果从事正规就业和非正规就业两种群体的差异能够被一组共同影响的因素（协变量 X，如年龄、户籍、政治面貌等）完美解释，那么我们就可以用这些共同的因素进行分层匹配，使得每一层内由两种群体：正规就业者和非正规就业者，两者唯一的不同在于他们是否从事非正规就业，然后考察这两种群体的工作满意度差异。我们将从事非正规就业者视为处理组，将正规就业者视为控制组，在可观测特征条件下，用倾向得分把是否从事非正规就业视为一种概率，以此概率作为分层匹配的基础，可以得到较好的ATT（处理组效应）。利用Stata软件进行倾向得分匹配时，需要检验从事非正规就业和正规就业两种群体之间的其他控制变量（协变量）间平衡性，平衡性检验结果显示，匹配前从事非正规就业和正规就业的两组群体在个人特征变量方面存在显著差异，但匹配后的大部分变量的偏误比例都将至6%以下，除了周工作时间和工作环境的偏误比例处于6%～9%之间，但这些变量的偏误比例均在75%以上。T检验的概率值显示，以上匹配变量均不能在10%的显著性水平下拒绝匹配后处理组（非正规就业者）与控制组（正规就业者）无显著差异的原假设，即匹配结果通过了平衡性检验。本文采取卡尺内最近邻匹配、核匹配、局部线性回归匹配三种方法进行检验，这几种方法本质上相同的，这里采用多种方法是为确保检验结果更为可靠稳健，若通过不同方法得到的ATT结果在方向与显著性上都相同，则表明结果相对可靠。具体全样本及分样本倾向得分匹配的ATT处理效应见表5。

由表5可知，通过PSM法控制匹配一系列可观测变量的差异之后，得到全样本的ATT处理组效应是在5%水平上显著為负的，即从事非正规就业会显著降低其工作满意度，而且三种匹配方法得到的处理结果差异不大，表明结果是稳健的。分性别样本的ATT处理效应显示，男性从事非正规就业对工作满意度的负面影响程度要高于女性非正规就业者，与前面表3结果相一致；受教育年限分样本的ATT处理效应显示，在匹配消除了控制组和处理组样本误差之后，从事非正规就业对受教育年限小于10年的工作满意度造成的负面影响最大且在1%水平上显著，对受教育年限处于10～12年群体的工作满意度造成的负面影响最小且在5%水平上显著，一个可能的原因是与各层群体的预期目标及心理压力存在差异有关。此外，以上在修正选择性偏差和内生性问题之后得到的ATT处理效应的结果不因匹配方法不同而改变，表明处理结果是稳健的。

五、结论及建议

本文通过采用CLDS（2014）数据，实证检验分析了非正规就业对居民工作满意度的影响效应，然后按照性别和受教育年限将全样本分为男性样本、女性样本、受教育年限小于10年、10到12年之间以及大于12年，共计5个分样本，深入考察影响结果是否存在群体异质性差异，最后采用工具变量法和PSM倾向得分匹配法进行稳健性检验，本文研究发现以下三条结论：

第一，非正规就业是影响居民工作满意度的重要负面因素。全样本回归结果显示，如果居民从事非正规就业会显著降低其工作满意度，且在1%水平上显著为负。以养老保险覆盖率作为工具变量以及运用倾向得分匹配法控制内生性后的稳健性检验结果显示，无论是全样本还是分样本，非正规就业对居民工作满意度的影响结果均显著为负，即控制其他变量不变的条件下，非正规就业者的工作满意度要显著低于正规就业者。

第二，非正规就业对于性别和受教育年限具有显著的群体异质性效应。分样本回归结果显示，非正规就业对于男性居民工作满意度的损失大于女性居民，这可能与男性居民工作压力更大，若从事非正规就业对于其预期实现程度相对较低有关；非正规就业对于受教育年限小于10年的居民工作满意度损失程度最大，而对于受教育年限为10～12年的居民工作满意度损失程度最小，一个可能的解释是不同受教育程度居民的相对收入水平、预期目标及生活压力存在差异有关。

第三，从个人特征看，性别和户籍状况对居民工作满意度具有负向影响；而居民的年龄、受教育程度、政治面貌、婚姻和健康状况均对其工作满意度具有积极正向影响。从工作特征变量来看，周工作时间延长会显著降低居民工作满意度，而工作环境越好，晋升机会越大并且收入越高可以显著增加居民工作满意度，此外，如果企业能够为居民提供医疗保险和养老保险，那么可以有效显著提升居民的工作满意程度。

因此，为了提升居民工作满意度，降低非正规就业给居民工作满意度带来的损失，我们应该做到以下几个方面：首先，中央和地方政府要制定合理的规章制度，并努力消除城乡户籍障碍、部门体制障碍、性别歧视障碍等一系列影响劳动者平等就业的制度障碍和就业困难，积极促进劳动力市场各部门合理规范化，减少用工市场中非正规就业者的数量和规模，并协助他们踏入正规就业岗位；其次，用人单位应更加重视改善劳动者的工作条件，完善养老保险和医疗保险等社会保障机制，增加工作的安全性与规范性，限制非法超长时间工作，切实保障职工的休息权，消除用工的差别待遇，实行同工同酬同保障；最后，劳动者应该积极接受学校教育并不断提升知识水平，培养乐观向上的人生态度和积极进取的思维方式，塑造终身学习能力以持续增强自身人力资本禀赋，凭借丰富的就业竞争资本获得在正规部门岗位劳动的机会。最通过采取以上措施，不断提升整体居民工作满意度，促进社会和谐安宁，增强社会凝聚力，使得整体社会经济能够持续健康发展。

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