谁增加了工作满意度：长期合同还是工作安全感？*

周闯,郭付银

一、引言

工作满意度的高低微观上体现劳动者与工作岗位的匹配质量，宏观上衡量劳动力市场的运行效率，如何提升劳动者的工作满意度不仅是企业经营者关注的核心问题，也是劳动力市场政策制定者的重要考量。因此，学术界从多个维度对劳动者工作满意度的影响因素进行了分析。就业稳定与否是劳动者工作满意度的重要影响因素。稳定的就业不仅能为劳动者带来稳定的收入预期，降低收入流中断导致生活质量下降的风险，而且能够使企业有更强的动机对劳动者进行在职培训，满足劳动者人力资本提升的愿望。因此，稳定的就业能够增强劳动者的工作满意度。

然而，何种性质的就业是稳定的？管理实践中通常采用长期劳动合同来维持就业关系的稳定，欧美等发达国家采用的永久合同就是典型的体现。如果劳动力市场管制较强，企业面临较高的解雇成本，当企业受到外部生产性冲击时，会采用降低劳动者的工时而不是解雇劳动者的方式加以应对，那么长期劳动合同的签订通常意味着较强的就业稳定性。然而，在管制较弱的劳动力市场环境下，企业的解雇成本较低，签订长期劳动合同并不必然意味着稳定的就业。如果劳动力市场存在完善的社会保障系统，劳动者不必担心短暂失业所产生的收益损失，同时促进工作搜寻匹配、增加培训的积极劳动力市场政策能够有效得以实施，人力资本更新的持续性使劳动者能够在较短的时间实现再就业，那么劳动者即使与企业签订短期劳动合同甚至是未签订劳动合同，也会感觉就业是稳定的。在这种情况下，就业稳定性的内含发生了实质性的改变，主要体现为劳动者的工作安全感知。

20世纪90年代的国有企业改革打破了原有的“铁饭碗”制度，部分国有企业冗余劳动力被排除到体制之外。与此同时，城乡分割制度的破除使大量农村剩余劳动力到城镇就业。在劳动力供给充裕的背景下，企业用工安排受到的管制较少，劳动者权益并未得到有效的保障。1995年，《劳动法》开始实施，明确规定企业与劳动者建立劳动关系应该签订劳动合同。经过十多年的探索和实践，《劳动合同法》于2008年开始实施，进一步明确了企业和劳动者的权利和义务。然而，《劳动合同法》制定与实施的过程中争议不断，政界、学界以及企业界都存在修改现行《劳动合同法》的呼声，其中的主要观点之一是《劳动合同法》对劳动者保护过度，关于劳动合同期限方面的规定并不利于企业灵活用工。在这种情形下，分析劳动合同和工作安全感对劳动者工作满意度的影响，现实意义将更加明显。如果后者对工作满意度的影响大于前者，那么政策作用的焦点应在于采用职业培训以及鼓励企业对劳动者进行在职培训等积极的劳动力市场政策增强劳动者的工作安全感，从而灵活合同的采用可以在不损害劳动者福利的条件下使企业保持更强的竞争性。相反，如果长期劳动合同对劳动者工作满意度的影响更明显，灵活劳动合同的采用就应该在企业竞争性和劳动者福利损失之间进行权衡。

二、文献回顾

早期关于工作满意度的研究多与企业管理中的激励理论相联系，比如公平理论(Adams，1963)、期望理论(Vroom，1964)和双因素理论(Herzberg，1966)等。Locke和Henne(1986)在对相关研究成果进行评述后，认为工作压力、工作期望、自尊、个人价值都会对工作满意度产生影响。Spector(1997)在其专著中详细分析了工作满意度的定义、测算和影响因素。此外，某些特定因素对工作满意度的作用机理和影响以及不同群体工作满意度影响因素的差异也受到了学者的关注，比如，Clark(1997)研究了性别对工作满意度的影响，并分析了女性工作满意度高于男性的原因；Nguyen等(2003)发现随着工作控制度的上升，工作满意度也会上升；Judge等(2008)发现核心自我评价是工作满意度的重要影响因素；Millán等(2013)的研究表明欧洲自雇劳动者相对于被雇劳动者具有更高的工作满意度。中国学者结合中国劳动力市场的特殊状况，分析了某些特定因素对工作满意度的影响，比如，家庭(钱文荣和张黎莉，2009)、企业领导风格(刘平青等，2013)、工作自主权(才国伟和刘剑雄，2013)、创业者的工作自主性(胡枫，2017)等，并且针对农民工这一群体进行了较为细致的分析(孙永正，2006；姚植夫、张译文，2012；李超等，2016)，这些研究拓展了工作满意度分析的范畴。

劳动合同是工作岗位的重要属性之一，因此劳动合同对工作满意度的影响受到了许多学者的关注。关于劳动合同对工作满意度的直接影响，多数研究得到了短期合同或临时合同对工作满意度具有负向影响的结论。比如，Booth和Frand(2002)对英国劳动力市场的分析发现，相对于永久劳动合同，临时劳动合同降低了工作满意度；Ferrer-i-Carbonell和Van Praag(2006)对西班牙和荷兰两个国家中劳动合同影响工作满意度的差异进行了比较分析，发现相对于永久合同，固定期限合同和临时合同显著降低了西班牙劳动者的工作满意度。早期研究多认为劳动合同期限的长短能够代表就业的稳定性，但随着研究的推进，劳动合同期限与就业稳定性的联系逐渐受到了质疑，因为在恶化的劳动力市场环境下，即使签订永久或长期劳动合同，企业解雇成本较高，然而企业可以采用降低工时、减少培训等措施减少劳动者的福利，劳动者依然会感觉到失去工作的风险。因此，一些学者尝试采用其他的指标来刻画就业稳定性，其中工作安全性是受到最多关注的指标。

工作安全性定义为劳动者保持工作的概率，其反面是工作的不安性，定义为失业的威胁(Witte，2005)。对工作安全概念的系统研究始于20世纪80年代，尽管研究者从不同的维度对其进行了分析，但共性为两点，即失去工作威胁的非自愿性和评价的主观性(Sverke and Hellgren，2002)。关于工作安全性对工作满意度的影响，Theodossiou and Vasileiou(2007)采用失去工作的主观预期刻画就业稳定性，研究了就业稳定性对工作满意度的影响，发现在控制了工作满意度和就业稳定性的内生性后，劳动者较高的就业稳定性产生了较强的工作满意度。Origo和Pagani(2009)将工作安全感作为就业稳定性的测度，发现劳动者的工作安全感是工作满意度的主要影响因素。Wilczynska等(2016)同样将工作安全感作为就业稳定性，分析了其对波兰劳动力市场中知识型工作者和常规性工作者工作满意度影响的差异。总体来看，劳动合同类型不能完全代表就业稳定性，就业稳定性的分析需要更多地考虑工作安全感这一事实已逐渐被接受。

随着劳动力市场程度的加深，就业稳定性成为中国劳动力市场分析的主要现实问题。已有研究对就业稳定性的界定多采用客观度量方法，比如工作转换频率、工作任期和劳动合同期限等(翁杰等，2008；张艳华、沈琴琴，2013；周闯，2014)，少量的研究采用了主观评价方法，比如黄乾(2009)对农民工就业稳定性的分析中，采用农民工对自身就业稳定性的评价测度就业稳定性。但这些研究或分析就业稳定性的影响因素，或分析就业稳定性对劳动者工资的影响，几乎没有涉及就业稳定性对工作满意度影响的分析，是劳动合同类型还是工作安全感更能影响中国劳动者的工作满意度尚无明确的答案。由于经济结构和劳动力市场发展阶段的差异，欧美发达国家的研究结论并不能完全适用于中国的劳动力市场，因此，本文采用中国劳动力市场动态调查(CLDS)2012年和2014年的数据，分析劳动合同类型和工作安全感对工作满意度影响的程度和差异，并据此给出相应的政策启示。

三、数据的统计描述与分析方法

(一)数据的统计描述

本文分析的数据来自中国劳动力动态调查(China labor dynamic survey，CLDS)2012年和2014年个体调查部分，调查信息不仅包括年龄、人力资本、婚姻、健康状况、户口性质等个人特征信息，还包含当前的工作状况、非农工作史、求职与创业过程、社会参与与支持等工作和社会生活信息。本文将样本限定为城镇地区从业状态为雇员的劳动者，对原始数据进行处理后，最终得到5992个样本数据，其中2012年和2014年的数据样本量分别为2319和3673。

回归分析的因变量是劳动者的工作满意度，评价等级分为5个级别，依次为“非常不满意”、“不满意”、“一般”、“满意”和“非常满意”。核心解释变量是劳动合同类型和工作安全感。劳动合同类型的界定中，将劳动者与工作单位签订的劳动合同期限大于等于1年的劳动合同界定为长期劳动合同，其余则归为短期劳动合同。工作安全感由劳动者对工作安全的主观评价来界定，将评价为“一般”、“不满意”或者“非常不满意”的就业归为不安全就业，而评价为“满意”和“非常满意”的就业归为安全就业。

图1给出了合同类型、工作安全感与劳动者工作满意度的统计描述。统计结果表明，长期合同和短期合同对劳动者工作满意度影响的差别并不明显，安全就业劳动者的工作满意度要明显高于非安全就业劳动者的工作满意度，因此，相较于劳动合同类型，工作安全感更能决定工作满意度状况。为进一步确定劳动合同类型和工作安全感对工作满意度的影响程度，需要在考虑其他因素的影响后进行回归分析。

图1 合同类型、就业安全感知与工作满意度

工作满意度影响因素的研究并没有完整的理论框架，主要从经验的角度进行选择。参照已有研究，除合同类型和工作安全感外，工作满意度方程的解释因素还包含了劳动者的人口基本特征、工作岗位特征和性格特征。人口基本特征包括年龄、性别、户口性质、健康、婚姻和人力资本。其中，年龄为数值变量，性别、户口性质、健康和婚姻状况设定为虚拟变量，人力资本由学历、是否参加过技术培训和是否具有职业资格证书体现，设定为虚拟变量。工作岗位特征包括劳动者的收入、就业的行业、职业身份、所在企业提供的工作条件和社会保险。其中，收入包括工资性收入和其他性收入，为数值变量；结合调查数据中劳动者的行业分布，将行业划分为制造业、建筑业、交通运输仓储及邮电通信、批发零售餐饮业、社会服务业和其他行业(记为行业1-行业6)六个类别，设定为虚拟变量；职业身份选取劳动者是否有直接的下属来衡量，设定为虚拟变量；企业提供的工作条件选取是否包吃、是否包住和工作场所是否固定三个虚拟变量，企业提供的社会保险选取是否提供医疗保险和是否提供养老保险两个虚拟变量；性格特征包括劳动者的人际关系和生活态度，其中，人际关系由与邻居的熟悉程度体现，设为虚拟变量，如果劳动者对调查问题“您与本社区的邻里，街坊及其他居民互相之间的熟悉程度”的回答为“比较熟悉”或“非常熟悉”，人际关系变量的取值为1；生活态度设定为三个虚拟变量，分别对应调查中的三个问题：“就算身体有点不舒服，或者有其他理由可以休息，我也会努力完成每日应该做的事”，“就算是我不喜欢的事，我也会尽全力去做”以及“就算一件事需要花好长时间才能有结果，我仍然会不断地尽力去做”，如果劳动者的回答是“同意”或“非常同意”，则相应虚拟变量的取值为1。表1给出了各变量的统计描述。

表1 工作满意度影响因素的统计描述

注：(1)工作满意度评价由低至高依次赋值为1至5，户口性质为“农村”，户口变量取值为1，婚姻状况为“初婚或再婚”，已婚变量取值为1，健康状况为“非常健康”或“健康”，健康变量取值为1，劳动者参加超过5天的技术培训，技术培训变量取值为1，具有职业资格证书，资格证书变量取值为1，收入为原收入的自然对数；(2)表中给出的是各变量的均值。

(二)分析方法

工作满意度影响因素的基本分析方法是建立有序Probit模型进行回归分析，由于有序选择模型的非线性特征，使其在变量内生性解决、联立方程建模和面板数据分析等方面受到限制。Van Praag和Ferrer-i-Carbonell(2006)提出的POLS(Probit OLS)方法将传统的多元线性回归模型与有序选择Probit模型相结合，对传统有序选择模型进行线性化处理，极大地拓展了有序选择模型的应用范围，已成为工作满意度等有序选择问题分析中被广泛采用的方法*采用POLS模型处理有序选择中变量的内生性以及面板数据分析的应用参见Origo和Pagani(2009)。，因此本文采用POLS方法进行分析。

假定劳动者i在工作中获得的工作满意度Yi表示为：

Yi=f(Di,Ti,Ii,Ei,Pi)

(1)

其中，Di和Ti分别表示劳动合同类型和就业安全感，Ii，Ei和Pi分别表示劳动者的人口基本特征、工作岗位特征和性格特征。工作满意度方程可以表示为：

Yi=α0Di+α1Ti+βXi+εi

(2)

Xi包括Ii，Ei和Pi，α0、α1和β为参数，εi表示误差项。

实际分析中，工作满意度是有序选择的离散变量，假设观察到的工作满意度选择JSi与未观察到的潜在连续变量Yi有关，即：

JSi=jifμj-1

(3)

式(3)表明潜在变量Yi被划分成k个区间，在假定随机误差项服从正态分布的情况下，通常基于有序Probit模型估计工作满意度方程。不同于有序Probit模型的估计方法，POLS方法将有序选择因变量转化成“伪”连续变量后，采用线性回归的方法估计工作满意度方程。

在假设潜Yi～N(0,1)在变量的情况下，利用Yi落在每个区间(μi-1,μi)的频率p1,p2,K,pk估算μi,j=1,…,k，

pj=Φ(μj)-Φ(μj-1),j=1,2,…,k

(4)

(5)

四、实证结果分析

(一)基本模型的估计结果

表2给出了基于POLS方法得到的劳动者工作满意度方程的估计结果*考虑到2012年和2014年的间隔较短，劳动力市场环境并没有发生较大变化，因此作者采用了将两年的数据合并回归的方法，作者也进行了分年份样本的回归，与合并回归所得的结果基本一致。受篇幅限制，未给出分年份样本回归的结果，感兴趣者可向作者索取。。设定1除包含合同类型和工作安全感外，只加入劳动者的人口基本特征，设定2加入了劳动者的工作岗位特征，设定3进一步加入了劳动者的性格特征。重点关注长期合同和安全就业两个变量的系数。三种设定下，长期合同变量的系数都是正值，但统计上并不显著，说明长期劳动合同对工作满意度并没有产生显著的正向影响。三种设定下，安全就业变量的系数都是正值，而且在1%的显著性水平下显著，说明工作安全感对劳动者工作满意度具有显著的正向影响，安全就业劳动者的工作满意度要显著高于非安全就业劳动者的工作满意度。回归结果表明如果劳动者认为他们的工作是安全的，不会因各类不确定性失去工作机会，劳动合同期限的长短并不会影响他们的工作满意度。

表2 劳动者工作满意度影响因素的估计结果

续表2

变量设定1设定2设定3变量设定1设定2设定3安全就业0.7769∗∗∗0.7639∗∗∗0.7547∗∗∗行业3--0.04320.0355年龄/100.0901∗∗∗0.0857∗∗∗0.0673∗∗∗行业4--0.04790.0558性别0.0146-0.0285-0.0247行业5--0.08380.0887户口0.001-0.0004-0.0121行业6--0.0918∗0.0819已婚-0.0018-0.0248-0.0251下属--0.1425∗∗∗0.1313∗∗∗健康0.1466∗∗∗0.1392∗∗∗0.1252∗∗∗包吃--0.0769∗0.0683∗初中以下------包住---0.0234-0.0146初中0.0061-0.0074-0.0159固定场所---0.0777-0.071高中-0.0109-0.0342-0.0419医疗保险---0.0041-0.0071专科0.06140.01970.004养老保险---0.0183-0.0222本科及以上0.1408∗0.05530.0404人际关系----0.0920∗∗∗技术培训0.0876∗∗0.0678∗0.0698∗态度1----0.1986∗∗∗资格证书0.05130.04020.0415态度2-----0.0303年份0.0116-0.00120.0047态度3----0.0364收入--0.0729∗∗0.0828∗∗常数项-0.9897∗∗∗-1.6256∗∗∗-1.8410∗∗∗行业1------R20.21360.22320.231

注： *、**、*** 分别表示估计系数在10%、5%和1%的显著性水平下显著。

从其他解释变量的系数显著性来看，个人基本特征中的年龄、健康状况和技术培训，工作岗位特征中的收入、有下属和单位包吃，性格特征中的人际关系和生活态度对工作满意度具有显著的正向影响。劳动者的年龄越大，社会阅历越丰富，与工作岗位的匹配程度越好，对工作的满意程度越高；健康的身体状态使劳动者能够轻松应对各项工作事务，增加了工作满意度。收入越高，生活水平越能得到更大的改善，从工作中获得满意度越高；职业技术培训满足了劳动者人力资本提升的愿望，使劳动者能够获得更好的发展，增加了劳动者的工作满意度；有下属的劳动者从工作中获得了较强的职业认同感，工作满意度较高；用人单位包吃降低了劳动者的食品支出，相当于增加了劳动者的收入，从而提高了劳动者的工作满意度。劳动者具有较好的邻里关系意味着劳动者更愿意与人交往，沟通能力较强，而劳动者不管遇到怎样的困难都能努力完成每日应该做的事，意味着劳动者具有较强的自律能力，沟通能力和自律能力使劳动者能够更加轻松应对工作中的各种任务，增加了工作满意度。最后，设定1中的本科及以上变量对劳动者的工作满意度具有显著影响，但当工作岗位特征引入回归模型后，这一变量不再显著，说明学历对工作满意度的影响主要通过工作岗位特征发生作用，即教育水平影响劳动者的工作岗位特征进而影响工作满意度。

(二)回归结果的稳健性分析

1．回归结果对概念界定的稳健性

对工作安全性的调查来自于被调查者的主观评价，尽管调查的初衷是询问被调查者的工作是否有保障，但这一问题容易使被调查者产生工作中人身是否安全的误解，因此该变量本身可能存在度量误差，进而使估计结果出现偏差。为进一步检验回归结果对概念界定的稳健性，本文对概念的界定进行三种拓展。一是，重新界定安全就业的概念，在原有安全就业概念的基础上，将劳动者认为在未来两年内可能会离开现有工作岗位的工作界定为非安全就业，同时保持长期合同的概念不变；二是，重新界定长期合同的概念，将期限大于等于3年的劳动合同界定为长期合同，同时保持安全就业的概念不变；三是，对安全就业和长期合同的概念都采用新的界定方法。表3给出了三种概念拓展界定下工作满意度方程的回归结果。从结果中发现，长期合同和安全就业两个变量的系数与原有概念界定下工作满意度方程中的系数趋势一致。

表3 拓展界定下劳动者工作满意度的估计结果

注： *、**、*** 分别表示估计系数在10%、5%和1%的显著性水平下显著。

2．考虑就业类型样本选择偏误的回归结果

尽管工作满意度方程的估计中已经尽可能多地加入了各种解释因素，但仍存在将一些既影响合同类型和工作安全感又影响工作满意度的因素遗漏的可能，从而使估计结果产生偏误。为此，本文进一步采用Dubin和McFadden(1984)提出的基于多元选择的偏差修正方法估计工作满意度方程。该方法分为两个阶段，第一阶段使用多元Logit回归估计劳动者从事某种类型就业的概率，第二阶段基于多元Logit回归的结果生成偏差修正项，将其加入工作满意度方程重新进行估计。

具体来看，第一阶段使用多元Logit回归估计就业类型选择方程：

(6)

其中，k是由合同类型和工作安全感所定义的就业类型指示变量，具体分为四类：安全长期就业、安全短期就业、非安全长期就业和非安全短期就业，对应的取值分别为1至4。Pk表示劳动者选择就业类型k的概率，Xk表示影响就业类型选择k的解释变量，γk表示参数。

利用式(6)计算劳动者各种就业选择的概率，可以得到修正项：

(7)

λk捕捉到了就业类型和工作满意度之间不可观测的关系，将其作为控制变量加入工作满意度方程的估计中。

续表4

变量设定1设定2设定3岗位特征否是是性格特征否否是E(ε|T=非安全短期)-0.0644-0.0471-0.0546E(ε|T=安全短期)0.16790.15590.1399 E(ε|T=非安全长期)-0.0881-0.0912-0.0673R20.21460.22410.2318

注：*、**、*** 分别表示估计系数在10%、5%和1%的显著性水平下显著。

样本选择偏差的修正中，就业类型选择方程应包含工作满意度方程不包含的变量，即需要与就业类型相关但不直接影响工作满意度的工具变量。本文选择了按年份、性别、年龄和教育分组的长期合同就业比例这一变量，将其作为就业类型选择方程的解释变量进行回归，发现其对劳动者选择非安全短期就业和安全短期就业的概率具有显著的负向影响，但将该变量加入工作满意度方程进行回归，发现其对工作满意度并没有显著性影响，因此将其作为工具变量是恰当的。表4给出了修正样本选择偏差后工作满意度方程的估计结果。三种设定下，选择修正项的系数都不显著，说明回归结果并不存在样本选择偏差问题。回归系数表明，工作安全感对工作满意度存在显著影响，而长期劳动合同对工作满意度影响不显著的结论并没有发生改变。

3.基于面板数据的回归结果

根据CLDS跟踪调查数据的特点，本文进一步采用面板数据模型进行分析，控制不可观测因素对回归结果可能产生的影响。2014年的调查数据中，部分个体是对2012年参与调查个体进行的追访，同时又新增部分个体参与调查，此处使用的面板数据除包含同时参与2012年和2014年调查的个体数据外，还包含了2014年未追访的2012年的调查个体以及2014年新增的调查个体，因此为非平衡面板数据。表5分别给出了三种设定下固定效应模型和随机效应模型的回归结果。在各种设定下，Hausman检验的结果都没有拒绝随机效应的原假设。面板数据的回归结果依然表明劳动者的工作安全感是工作满意度的显著影响因素，而长期劳动合同并没有对工作满意度产生影响。

表5 面板数据工作满意度方程的估计结果

注： *、**、*** 分别表示估计系数在10%、5%和1%的显著性水平下显著。

(三)回归结果的户口差异

农民工是城乡二元体制下产生的特殊社会群体，随着城镇化步伐的加快，越来越多的农村劳动力离开农村进入城市生活，对比农民工和城镇工工作满意度影响因素的差异，发现提升农民工工作福利的措施无疑能够为农民工的城镇融合提供启示。为此，本文进一步按户口性质进行分样本分析，探讨合同类型和工作安全感对农村户口劳动者和城镇户口劳动者工作满意度影响的差异。表6给出了估计结果。长期劳动合同对城镇户口劳动者的工作满意度无显著影响，但对农村户口劳动者的工作满意度存在显著的正向影响。工作安全感对城镇户口劳动者和农村户口劳动者的工作满意度都产生了正向影响，回归系数相等性检验表明，工作安全感对城镇户口劳动者工作满意度的影响要大于对农村户口劳动者工作满意度的影响。城镇户口劳动者劳动合同的签订率较高，长期劳动合同的签订率也较高，因此城镇户口劳动者更看重工作安全感所体现的就业稳定性。农村户口劳动者劳动合同签订率较低，长期劳动合同的签订率更低，因此除注重工作安全感所体现的就业稳定性外，长期劳动合同外在约束所体现的就业稳定性也是农业户口劳动者所看重的因素。长期劳动合同能够提升农业户口劳动者的工作满意度，但从影响程度来看，其对工作满意度的正向影响远低于就业安全感对工作满意度的影响。

表6 农村户口劳动者和城镇户口劳动者工作满意度的估计结果

注：*、**、***分别表示估计系数在10%、5%和1%的显著性水平下显著。

(四)劳动合同类型对工作安全感的影响

基本模型以及稳健性分析结果都表明，长期合同对工作满意度并没有直接的影响，但长期合同是否会通过影响工作安全感而间接影响工作满意度呢？尽管理论上劳动合同期限的长短和工作安全与否并不存在必然的联系，然而现实情况是，如果长期合同能够增强劳动者的工作安全感，那么长期合同的采用就依然能够增加劳动者的福利。为此，本文进一步构建工作安全感影响因素的回归模型，一方面能够确定长期合同对工作安全感是否存在显著的影响，另一方面能够确定其他影响工作安全感的因素，从而有针对性地提出增加劳动者工作安全感的建议。由于本文分析中的工作安全感设定为二分变量，因此采用Probit模型进行分析。回归模型中，将工作安全感的影响因素分为三类：个人因素、企业因素和宏观就业环境因素。表4给出了回归结果，其中结果1除长期合同变量外，只包含个人因素，结果2引入企业因素，结果3进一步引入体现宏观就业环境的区/县就业率情况。

结果表明，长期合同对工作安全感不存在显著性的影响，说明长期合同没有通过影响工作安全感而间接影响工作满意度，也证实了劳动合同期限长短与工作安全与否不存在必然联系的结论。从工作安全感的其他关键影响因素来看，学历越高的劳动者，其工作安全感越高，参加技术培训也能增加劳动者的工作安全感(尽管在统计上不显著)，说明提高劳动者人力资本水平是增加工作安全感的主要途径。企业因素方面，收入、有下属、包住和医疗保险对劳动者的工作安全感有显著的正向影响，包吃和养老保险对工作安全感的正向影响不显著，说明除收入外，提供合理的就业层次提升机会和完善的福利保障能够提升劳动者的就业安全感。就业率对劳动者的工作安全感有显著的正向影响，说明宏观就业环境的改善能够增强劳动者的就业安全感。

表7 工作安全感影响因素的回归结果

注：就业率由区/县中就业人数除以劳动力总数得到；表中给出的是边际效应的估计结果；*、**、***分别表示估计系数在10%、5%和1%的显著性水平下显著。

五、结论及现实意义

劳动者将就业稳定作为衡量就业质量的重要因素，企业为降低劳动力的选择成本并实现人力资本投资的顺利回收，也倾向于选择稳定的就业关系。劳动者更看重以长期劳动合同签订外在约束所体现的就业稳定性，还是以工作安全感主观评价所体现的就业稳定性，对这一问题的回答具有较强的现实意义。本文依据中国劳动力动态追踪调查2012年和2014的数据，采用POLS方法分析了长期劳动合同和工作安全感对工作满意度的影响。研究结果表明，劳动者的工作安全感显著影响工作满意度，而长期劳动合同对工作满意度并没有显著影响。按户口性质的分样本分析结果表明，长期劳动合同和工作安全感对农村户口劳动者的工作满意度都具有正向影响，但前者对工作满意度的影响远小于后者，长期劳动合同并没有对城镇户口劳动者的工作满意度产生显著影响，工作安全感对城镇户口劳动者工作满意度的正向影响要大于对农业户口劳动者工作满意度的影响。

由于长期劳动合同不影响城镇户口劳动者的工作满意度，对农业户口劳动者工作满意度的影响也远小于工作安全感的影响，因此，劳动合同更应侧重于权益保障功能，使劳动者各项权益的实现具有法律依据，但可以适当增强灵活性，放松企业雇佣劳动者服务期限的规定。企业为增强市场竞争力而采用更加灵活的用工安排时，应通过各种措施增加劳动者工作安全的认知，提高劳动者的工作满意度，从而提升生产效率。由于人力资本的提高、就业层次的提升以及就业福利的改善能够增加劳动者的工作安全感，因此，企业应为劳动者提供更多的在职培训机会，满足其人力资本投资的愿望，降低劳动者因工作转换出现人力资本不足的可能性；应构建合理的内部选拔机制，为劳动者提供更广阔的发展空间，满足劳动者就业层次提升的意愿；应为劳动者提升除收入外更加完善的福利条件，增强劳动者对企业的认同感。从劳动力市场制度环境的角度看，如果旨在增加劳动力市场灵活性的政策能和增强劳动者工作安全感的政策并存，劳动力市场的灵活性就可以在增加劳动者就业福利的情形下得以实现。由于就业环境的改善能够增加劳动者的工作安全感，因此，政府应加大职业培训的力度和准度，通过多层次、多形式的就业和再就业职业培训，提高劳动力的技能，降低失业劳动者的就业等待期；应改善公共就业服务的效率，促进企业和劳动力实现更加有效的匹配，降低劳动力市场的摩擦；应加快户籍改革和社会保障改革进程，尽快实现社会保障跨地区、跨城乡的接续和转移，减少劳动者工作流动所产生的经济损失。通过多种措施营造工作更加安全的劳动力市场环境，增加劳动者的福利。

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