西藏居民主观幸福感的就业效应分析——以日喀则市为例

庞洪伟 ，巩艳红

（1.中央财经大学经济学院 北京100081；2.西藏大学经济与管理学院 西藏拉萨 850000；3.西藏大学财经学院 西藏拉萨 850000）

CCTV经济生活大调查（2011-2012）进行了中国城市幸福感排名，拉萨位居首位。之后几年，拉萨居民幸福感也都排在全国居民幸福感前列。2000-2014年期间西藏GDP增速在12%左右，在全国步入经济新常态环境下，2015年西藏GDP增速也随之下滑到10%以下。经济增速下调后有可能加剧西藏劳动力市场原本就严峻的就业压力，并且也有可能深化招工难和就业难并存的结构性矛盾。解决这一系列问题的关键是，西藏居民幸福感处于高位是否有助于解决就业问题以及能否缓解招工难和就业难并存的结构性矛盾。

一、文献梳理

Easterlin（1974）把幸福这一心理学概念引入经济学之后，对幸福感的分析便成为经济学领域一个重要课题。对幸福感的研究大都集中在民众幸福感的来源，民众的收入、经济社会环境、个人特征、信仰等因素是影响民众幸福感的主要变量（Frey，2002；Dolan，2008）。户籍制度、政府服务质量、社会资本、通货膨胀等因素对我国民众幸福感影响较大（陈刚，2012；何立新，2011；罗楚亮，2006）。

近年来，学者开始关注幸福感对民众个人行为的影响，如正向情绪会影响民众个人创新能力及选择能力。Graham（2004）研究发现，民众的幸福感越高，未来会获得更好的收入且健康状况较好，因为幸福感强的民众态度会更乐观，相应的在劳动力市场上会有更出色的表现。De Neve and Oswald（2012）研究了青少年的生活满意度对其十年后生活水平的影响，在排除教育、健康、IQ等因素对的影响后，青少年生活满意度对其收入水平的提高有显著影响，并且生活满意度高的青少年获得高学历的概率较高，就业满意度较高，生活态度也较为积极。

研究幸福感对民众就业行为的文献较少，且没有达成共识。Krause(2013)利用IZA评估数据集，研究了幸福感对失业劳动力的再就业及再就业工资的影响，研究表明幸福感对失业劳动力再就业的概率影响轨迹为先上升后下降的倒U型，因为幸福感较低和较高的两大人群都缺乏寻找工作的积极性，并且幸福感对提高失业劳动力再就业工资水平也有显著影响。但Gielen（2014）研究表明，幸福同劳动力失业后找到工作的速度间没有显著关系。

利用2013年中国社会状况综合调查（CSS）数据，分析我国民众幸福感对其就业以及隐性再就业的影响，进一步分析幸福感影响就业的机制：首先，幸福感的提升可以改善劳动者工作效率，进而利于劳动者获得更多的就业机会。如Peterson(2011)研究表明，幸福感越高的人会更乐观，工作时会更有活力和更高的自我效能感，从而提高其工作效率。Oswald et al.(2009)研究发现幸福感得到提高的样本的生产效率比幸福感不变样本的生产效率高12%。其次，幸福感越高的个人享有社会资本也会越多，从而促进个人就业。Guven（2011）研究表明，幸福感越高的群体有更多的正向情绪，会更倾向于信任他人、更积极参与社交等方式，最大程度使自己获得社会资本，社会资本可以为个人提供更多的就业渠道，如就业信息、资源、职业推荐等。再次，幸福感可以提高工作搜寻的积极性，增加再就业概率。（Krause,2013）研究发现幸福感对劳动者个人工作搜寻影响的净效应在理论上不确定。一方面，失业给劳动力带来沉重的心理负担，并激励着幸福感低的劳动者积极寻找工作，以摆脱失业；另一方面，幸福感高的失业劳动力更加积极乐观，同样可以提高此类劳动力寻找工作的积极性。

二、数据描述

本文依据2014年对日喀则市实地调研数据，实证分析幸福感对西藏劳动力就业、再就业的影响。从日喀则市中随机抽取6个县的30个居（村），总样本量为680个，其中有效问卷574份。回归方程采用Probit模型，个人就业概率有如下方程决定：

其中，employed是表示劳动力就业状态的虚拟变量，employed=1代表劳动力处于就业状态，em⁃ployed=0代表劳动力处于失业状态。

解释变量happiness表示个人主观幸福感。调研问卷中根据被访对象的回答进行赋值，也就是对“总的来说，您是一个幸福的人吗？”的回答进行赋值，赋值范围为1-6间的整数，1-6分别代表“非常不同意”、“不同意”、“不太同意”、“比较同意”、“同意”、“非常同意”。表1显示了被访者幸福感总体分布情况，选择“非常不同意”的比例为2.3%，选择“不同意”的比例为8.1%，选择“不太同意”的比例为12.8%，选择“比较同意”的比例为33.2%，选择“同意”的比例为34.7%，选择“非常同意”的比例为8.9%。幸福感的平均得分为4.67，介于“比较同意”和“同意”之间，但接近“同意”。

表1：被访者幸福感分布情况

解释变量X是代表劳动力个人特征向量。个人特征变量包括性别、户口、年龄、政治身份、受教育程度。其中，性别变量male是一个哑变量，1代表男性，0代表女性；户口变量household是一个哑变量，1代表城镇户口，0代表农村户口；年龄age指被访者周岁；受教育年数education指被访者受正规教育程度。

解释变量Y是社会环境向量组，包括政府就业政策、信任度、社会公平度三个变量。政府就业政策gov变量是指对调研问卷中被访者关于“政府扩大就业，增加就业机会的力度”的回答进行赋值，1代表很好，2代表比较好，3代表不太好，4代表很不好。信任度credibility是指对调研问卷中被访者关于“您认为当前人们的信任状况还不错吗？”的回答进行赋值，1代表非常不同意，2代表不太同意，3代表比较同意，4代表非常同意。社会公平justice变量是指对调研问卷中被访者关于“您认为总体上社会公平状况如何？”的回答进行赋值，1代表非常不公平，2代表不太公平，3代表比较公平，4代表非常公平。

表2：变量描述

三、实证分析

（一）幸福对就业影响的实证分析

表3是就业方程的Probit、IVProbit回归结果，回归系数代表各变量在均值处的边际效应。在Probit回归结果中，解释变量happiness的边际效应系数在5%的显著性水平上为0.0110192，说明西藏居民幸福感能够显著提升其就业的概率。具体来说，西藏居民主观幸福感每提高一个标准差（0.85），劳动力的就业概率提升1.1个百分点左右。变量male的回归系数在1%的显著性水平上为0.1974，说明西藏男性的就业概率比西藏女性就业概率高19.74百分点。年龄及年龄平方两个变量也通过了显著性检验，age系数为正、age2系数为负，说明西藏居民的就业概率随着年龄增长会提升，但提升速度在递减。另外受教育程度education、社会公平justice也都显著提升了西藏居民的就业概率。

通过Probit分析可知幸福感对就业有显著影响，但有文献表明，劳动力的就业状况也是影响劳动力幸福感的重要变量，劳动力就业状况对其幸福感的逆向影响会导致Probit回归结果有偏且非一致。鉴于此，本文选择西藏居民居住地生态环境状况作为代替居民幸福感的工具变量，用IVProbit对就业方程进行回归。因为（Parker,2000）生态环境状况影响劳动力的心理（如精神疾病、认知能力等）和生理（如营养需求、饮食习惯等），是影响劳动力幸福感的重要变量（Maddison and Rehanz,2011；Van der Vliert and Parker,2004等），另外，有理论表明生态环境状况会直接影响劳动力就业的概率。IVProbit回归中幸福感变量happiness的系数在1%显著性水平上为0.246，比Probit的回归系数高出很多，说明幸福感确实能够提升居民就业的概率。其他个人特征变量也较Probit回归结果有所改善。

表3：就业方程回归结果

（二）幸福对隐性再就业的实证分析

西藏失业居民的再就业问题是本文关注的另一重点，研究影响提升失业居民再就业的概率的因素，对于提高失业居民再就业能力及其家庭的幸福感，意义重大。基于微观层面失业劳动隐性再就业方程设定为：

其中，reemployed变量代表失业居民隐性再就业的虚拟变量，根据问卷中关于失业居民对“2014年是否从事非正式工作？”的回答进行赋值，1表示失业劳动力在2014年从事了非正式工作，0表示没有从事非正式工作。其余解释变量同就业方程。

表4:失业居民隐性再就业方程回归结果

表4汇总了失业居民隐性再就业方程的回归结果，在Probit回归结果中，只有性别male变量边际效应系数通过了5%的显著性检验，其余变量均未通过显著性检验。Male的边际效应系数为0.1234904，说明男性失业居民比女性失业居民隐性再就业概率高12.3个百分点左右。IVProbit回归结果表明，除happiness变量外，其余变量均未通过显著性检验。变量happiness边际效应系数在1%显著性水平上为0.1767，表明西藏居民主观幸福感每增加一个标准差，失业居民隐性再就业概率就会提升17.67个百分点左右。

四、主观幸福感影响就业的机制

通过对相关文献梳理，主观幸福感影响就业的机制包括：提高生产效率、增加社会资本、促进工作寻找的积极性三个方面。本文选用日喀则市调研数据，在经验上分析西藏居民主观幸福感影响居民就业概率的机制。

（一）主观幸福感与生产效率

西藏居民个人主观幸福感的提升，可以影响其工作效率，是幸福影响居民就业概率的重要机制。主观幸福感强的居民，在工作中创新和创造能力也较强，进而提高劳动效率（De Neve,2013）。生产率高的居民，在市场上具有更强的竞争力，也就会有更多的就业机遇。

本文用西藏居民的工资水平代替其生产效率，用工资决定方程来评估居民主观幸福感对生产率的影响。在工资决定方程中，被解释变量为西藏居民年收入的对数，解释变量除了幸福感以外还包含了受教育程度等个人特征变量和社会环境变量，这些变量含义同就业决定方程，回归结果见表5。

表5：西藏居民工资方程回归结果

在OLS回归中male、household、education、age、justice通过了显著性检验，幸福感变量age也通过了1%显著性水平检验且为正，但由于工资可能是提高幸福感的重要因素，所以此回归结果可能是有偏的。本文用2SLS方法进行修正，Hansen检验没有拒绝工具变量——“居住地生态环境状况”满足过度识别的约束条件，说明“居住地生态环境状况”是2SLS回归中幸福感变量的有效工具变量。但幸福感变量的回归系数没有通过显著性检验，表明幸福感对居民生产率的提高并未有显著影响。male、gov两个变量的回归系数在1%显著性水平上为正，具体来说，男性工资水平要高于女性工资水平36.8个百分点，居民所在地政府就业政策的优劣也会影响居民工资水平。另外，信任度、社会公平等变量对居民工资水平也有显著影响。

（二）幸福感与社会资本

中国传统的社会体系是关系型社会，社会关系是一种社会资本，能提高居民的就业机会、就业概率（Zhang and Li,2003）。更幸福的人越能得到别人的相信、更积极参加各种社交活动、宗教活动等，这种正向情绪，有助于居民社会资本的增加(Guven,2011)。因而社会资本的增加是居民主观幸福感对其就业影响的又一重要机制。

在日喀则市幸福感调研问卷中有一个问题涉及到居民获得就业的渠道，“你的工作是否通过私人渠道获得？”，1代表劳动通过私人渠道获得工作，反之则为0。检验西藏居民主观幸福感对其获得工作渠道的影响，以验证社会资本是否是影响西藏居民就业概率的机制。如果西藏居民主观幸福感能显著提高其通过私人渠道获得工作的概率，则说明社会资本增加是影响西藏居民就业概率的重要机制。表6显示了就业获得渠道方程回归结果。

Probit回归结果表明变量happiess对就业的获取渠道有显著影响，但社会资本对居民主观幸福感存在逆向因果关系（陈刚，2012），会导致Probit回归结果有偏且非一致。本文用居住地生态环境状况作为居民主观幸福感的工具变量，对方程用IV Probit方法进行估计。结果显示幸福感变量happi⁃ness边际效应系数在1%显著性水平上为0.1685，明显高于Probit的回归系数，说明西藏居民的主观幸福感提升可以显著提高其通过私人渠道获得工作的概率，具体来说，西藏居民主观幸福感每提高一个标准差，居民通过私人渠道获得工作的概率提高16.85个百分点左右。换句话说，西藏居民社会资本的增加，是居民主观幸福感影响居民就业概率的重要机制。

性别变量male的边际效应系数也通过了1%显著性水平检验，但取值为负，表明男性居民比女性居民在找工作时更少的通过私人渠道，可能男性居民在竞争市场上更具优势，符合西藏劳动力市场实际情况。户籍变量household、受教育程度变量education系数估计值为负，说明城镇户籍、受教育程度越高，在寻找工作时都更少的通过私人渠道。通过age、age2两个变量回归结果来看，西藏居民年龄结构和通过私人渠道获得工作的概率间呈现倒U型关系。可理解为，随着居民年龄增长，其社会资本逐渐积累，五十岁左右到达最大值，此时居民更多的依靠私人渠道获得工作。达到倒U顶点之后，随着年龄增长居民的市场竞争力逐渐下降，社会资本对其就业的影响也逐渐减弱。

表6：就业获得渠道方程回归结果

（三）居民主观幸福感与工作寻找积极性

居民主观幸福感会影响其寻找工作的积极性，间接影响就业概率。为了验证这一结论，本文分析了日喀则市调研问卷中关于居民是否积极寻找工作等相关部分，针对问卷中被访者关于“您目前正在积极寻找工作吗？”这一问题的回答进行赋值，1代表正在找工作或准备创业，0代表没找工业也没创业打算。被解释变量是居民是否积极寻找工作的虚拟变量，解释变量中引入了变量happiness2，以确定幸福感同工作寻找积极性间是否是线性关系，其余解释变量含义同上。

表7汇总了居民主观幸福感对其工作寻找积极性的回归结果，表7前两列进行了两次Probit回归，第一次回归中包含了变量happiness2，但happi⁃ness、happiness2的边际效应系数均未通过显著性检验。第二次Probit回归剔除了变量happiness2，变量happiness的边际效应系数在1%显著性水平上为-0.022，说明西藏居民主观幸福感和寻找工作积极性呈负相关关系。回归方程可能会遗漏一些既影响解释变量居民主观幸福感又影响被解释变量工作寻找积极性的变量，如社会保障等，会导致Probit回归结果有偏且不一致，为解决这一问题，本文仍然采用IV Probit回归。从表7后两列IV Probit回归结果来看，第一次IVProbit回归中变量hanppiness边际效应系数在1%显著性水平上为正。第二次回归变量happiness、happiness2的边际效应系数都通过了1%显著性检验，并且一个为负一个为正，可以看出幸福感变量对工作寻找积极性影响呈U型变化。不难发现，西藏居民幸福感较低时幸福感提升工作积极性下降，但当幸福感达到一定程度后（拐点为0.0018，远低于居民主观幸福感最小值1），幸福感提升能有效提高西藏居民寻找工作积极性。

从其余变量的回归结果可以看出，男性居民寻找工作的积极性高于女性，因为在现实生活中男性承担了家庭更大的责任，会更努力寻找工作。居民年龄对其工作寻找积极性影响呈倒U型（西藏地区倒U拐点在50岁左右），意味着随着居民工作年龄（50岁前）增长会提高居民寻找工作积极性。其余解释变量没有通过显著性检验。

五、结 语

提高幸福感是人们生产生活的重要目标之一，并且幸福感的变化也影响人们的行为，因为情绪很大程度上影响个人行为，幸福感更高的人群往往拥有更多的正向情绪（如：幸福感高的人群往往更热情、乐于助人、乐观并容易满足等）和较少的负面情绪（Withey，2006）。

表7：居民工作寻找积极性方程回归结果

本文依据日喀则市幸福感调研问卷数据，分析了西藏居民主观幸福感对其就业及隐性再就业的影响，从IV Probit回归结果来看，居民主观幸福感的提升可以显著提高其就业概率，具体来说，居民主观幸福感每提高一个标准差，居民就业概率相应的会提高24.6个百分点左右。同时居民主观幸福感提升也显著影响失业居民的再就业概率，居民主观幸福感每提高一个标准差，其实现隐性再就业概率就会提高17.67个百分点左右。另外本文还分析了幸福感对就业的影响机制，分析表明居西藏民主观幸福感提高可以提高其生产效率、增加其社会资本、促进其寻找工作积极性，这就是西藏居民主观幸福感影响其就业的机制。

中国经济增长步入常态，西藏经济增速也随之放缓引发了学术界的讨论，尤其是西藏地区的就业问题，西藏劳动力市场是否面临巨大的就业压力呢？通过本文分析可知，西藏地区不会有太大的就业压力。因为西藏经济发展是以改善民生、提高民众幸福感为基本目标，民众幸福感的提升是促进就业强有力的工具。因此，在改善民生、提高民众幸福感的条件下，经济增速有所放缓，不仅不会加剧西藏劳动力市场上的就业压力，反而可以缓解西藏劳动力市场上出现的“招工难”“就业难”矛盾。

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