退役运动员就业质量的幸福效应

2022-11-28邹德新

中国体育科技 2022年9期

邹德新，姜翀

党的十九大报告提出，要不断促进人的全面发展和社会全面进步，使人民获得感、幸福感、安全感更加充实、更有保障、更可持续。习近平总书记指出：“劳动是一切幸福的源泉。”因此，就业是取得收入实现可持续生计、获得身份地位和尊严，提升幸福感的最重要途径（Easterlin et al.，2012）。《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》提出，要健全有利于更充分更高质量就业的促进机制，让发展成果更多更公平惠及全体人民。运动员作为体育强国建设的重要承载者和实践者，为弘扬奥林匹克精神和中华体育精神作出了重要贡献，因此提高退役运动员幸福感是实现上述目标的重要支撑。但目前，退役运动员仍存在就业不充分和就业稳定性较差、劳动报酬较低、社会保护不充分、未来生活预期不乐观等问题。2022年6月24日，《中华人民共和国体育法》（以下简称《体育法》）由中华人民共和国第十三届全国人民代表大会常务委员会第三十五次会议修订通过。新《体育法》规定：“加强对退役运动员的职业技能培训和社会保障，为退役运动员就业、创业提供指导和服务”。那么，就业质量对我国退役运动员主观幸福感有哪些影响？这些影响是否存在差异？如何实现更高质量就业，满足退役运动员美好生活的需要？厘清上述问题能够拓展退役运动员就业及对主观幸福感影响的研究，为制定运动员就业保障政策提供经验证据。基于此，本研究利用微观调查数据分析就业质量对退役运动员主观幸福感的影响效应问题。

1 文献综述与研究假设

1.1 文献综述

主观幸福感是个体根据内心理想标准对实际生活状态做出的整体性评价和情感体验，具有主观性、稳定性和整体性特点，主要通过主观幸福感或生活满意度的问询调查来衡量（Abdel-Khalek，2006；Diener，1984）。自 Easterlin（1974）提出国民收入增长不必然带来幸福感提升的“Easterlin悖论”以来，就业对主观幸福感的影响受到学者的广泛关注。

就业质量影响主观幸福感的机理方面，就业质量是劳动者就业状况的综合反映，源于国际劳工组织提出的体面劳动理念，即促进男、女在自由、公平、安全和具备人格尊严的条件下获得体面的、生产性的、可持续工作机会（ILO，1999）。国际组织和学者们提出的测量指标不完全一致，微观层面就业质量主要包括收入水平、社会保障、工作稳定性、劳动强度、职业发展等核心维度（Erhel et al.，2015；UNECE，2010）。理论上，收入直接满足个体的物质需求和心理需求，但收入的边际效应递减（Easterlin，2001）。社会保障具有缩小收入差距、提高健康水平和阶层认同感的功能，同时也存在收入的挤出效应，设计合理的制度安排能提升主观幸福感（Baker，2010）。稳定的工作能更好地保障劳动权益，灵活就业也可满足工作自由偏好，发挥个体比较优势而提高主观幸福感（Clark et al.，2008）。超强度工作通过身心健康和工作家庭冲突机制对主观幸福感产生抑制效应（Draca et al.，2004）。职业发展能建立乐观的未来生活预期，显著提升主观幸福感（Winkelmann et al.，1998）。因此，就业质量的各维度形成影响主观幸福感的多重路径。

就业质量影响主观幸福感的实证研究方面，国内学者重点研究了就业质量评价及对城市青年、流动人口等主观幸福感的影响。苏丽锋等（2015）建立了包括工作与专业匹配度、工作生活平衡度、劳动报酬以及职业地位维度的评价指标体系。朱火云等（2014）构建了四维度宏观就业质量指标体系。杨昕（2021）构建五维度微观就业评价指数，发现收入、社会保障和职业发展机会对城市青年主观幸福感有促进作用，且影响效应存在差异，工作强度和稳定性的促进作用并不明显。卢海阳等（2017）基于六维度指标的研究发现，劳动报酬、参加社会保险对流动人口幸福感有显著的正向影响，工作时间、签订劳动合同对幸福感有显著的负向影响。也有学者研究了就业质量单一维度对个体主观幸福感的影响效应。其中，绝对收入、相对收入是提升主观幸福感的重要因素（罗楚亮，2009）。非正规就业显著降低了主观幸福感，且不同地区、个体之间存在显著差异（丁述磊，2017）。劳动时间对灵活就业者主观幸福感具有激励与抑制双重效应，标准劳动时间有助于实现幸福感的最大化（张琪等，2022）。另外，主观幸福感同时受到个体特征、宏观环境的影响（吴愈晓等，2015；赵文龙等，2022）。

现有文献为本研究提供了重要的理论支撑和研究视角，但就业对主观幸福感的影响效应复杂、多元，理论预期方向甚至相反；针对不同群体的实证检验结论不一致；鲜见直接关注退役运动员群体就业质量对主观幸福感的影响效应研究。基于此，本研究用“就业质量”指代退役运动员就业状况的优劣，包括收入状况、就业稳定性、社会保障水平、劳动强度和职业发展状况5个维度。从微观层面分析就业质量对退役运动员群体主观幸福感的影响效应。

1.2 研究假设

退役运动员的就业质量对其主观幸福感的影响效应存在特殊性。在组织安置和自主择业相结合的制度背景下，除极少数退役运动员仍享受国家安置就业政策以外，绝大多数退役运动员都会进行自主择业。运动员长期从事专项训练，形成了对运动职业的客观依赖和心理依赖，退役后失去运动员身份所承载的就业、收入、社会保障和职业发展等收益，更容易产生相对剥夺感。高质量的就业能促进退役运动员有尊严、体面地融入社会，带来较高的主观幸福感体验。因此，本研究提出研究假设H1：就业质量对退役运动员主观幸福感具有显著影响。

主观幸福感具有发展阶段性。个体在满足较低层次的基本需求后，将追求更多的物质满足和平等、尊重等高层次的目标（Maslow，1943）。根据行为经济学的参照点理论，退役运动员经历了职业转换冲击，在获得较为稳定的生活保障后将向更高的参照点看齐，因此，就业收入、职业发展和社会保障对退役运动员主观幸福感的影响可能更强烈。随着新产业、新业态的兴起，灵活性就业等已成为普遍现象，就业稳定性、劳动强度的影响可能会被弱化。不同技术等级的退役运动员个体对就业功能的依赖程度可能存在差异，因此，就业质量对主观幸福感的影响效应存在异质性。基于此，本研究提出研究假设H2：就业质量的不同维度对退役运动员主观幸福感的影响存在差异；H3：就业质量对不同技术等级的退役运动员主观幸福感的影响存在异质性。

2 研究设计

2.1 数据来源

2.1.1 问卷设计与检验

参照已有研究（明娟等，2015；莫旋等，2021；苏丽锋等，2015）设计退役运动员就业状况调查问卷；采用专家评判和再测法修改、优化问卷，问卷内容效度符合社会学研究要求；采用内部一致性系数Cronbach’s α对问卷进行信度检验，Cronbach’s α为0.872，表明问卷具有较好的内部一致性。

2.1.2 数据收集

通过2017年12月实施的全国退役运动员就业状况跟踪调查（A follow up survey on the employment of retired athletes in China，FSERA）收集数据，调查对象为2007—2017年全国31个省（市、自治区）①纳入本研究的地区不包括我国香港、澳门、台湾地区，主要原因是这3个地区的统计指标与纳入研究的31个省域有所区别，且样本数据较难获取。参加职业转型培训的退役运动员，涵盖田径、游泳、体操、冰雪、球类、格斗、射击、举重等8类运动项目，调查内容包括主观幸福感、个体特征、就业特征等问题，运用分层抽样和配额抽样相结合的方法发放调查问卷1 520份，回收有效问卷1 471份，有效率为96%（表1）。

表1 样本的描述性统计结果Table 1 Descriptive Statistical Results of Samples

2.2 变量设定

2.2.1 被解释变量

被解释变量是退役运动员的主观幸福感。参照中国综合社会调查（Chinese General Social Survey，CGSS）运用的单项目主观幸福感测量方法，在问卷中询问退役运动员“总的来说，您觉得您的生活是否幸福”，将答案从“非常不幸福、比较不幸福、一般幸福、比较幸福、非常幸福”依次赋值为1、2、3、4、5，由退役运动员进行自我评分。样本主观幸福感评价的平均值为3.28，标准差是0.999，平均值介于“一般幸福”和“比较幸福”之间，表明主观幸福感评价总体上处于“一般幸福”偏上水平，存在较大的差异和提升空间（图1）。

2.2.2 核心解释变量

核心解释变量是退役运动员就业质量。借鉴微观就业质量测量框架（Erhel et al.，2015），结合数据可得性，选择收入、就业稳定性、劳动强度、社会保障和职业发展5个维度衡量退役运动员就业质量。收入是衡量就业质量最重要的指标，用“月平均收入”测量，包括工资、业绩提成和奖金等，计量分析时做取对数处理，以降低收入差距对估计结果稳健性的影响；劳动强度是负向指标，用“周平均工作小时数”测量；就业稳定性用“是否签订劳动合同”测量；社会保障用“是否拥有社会保险”测量；转型就业是退役运动员职业生涯的典型特征，用退役后“工作与职业发展的匹配度”衡量其转型就业的职业发展水平。

对就业质量的各项指标进行标准化：

其中，i为被调查的退役运动员个体；j为5个测量维度；xij为第i个被调查者的j维度指标的值；maxj和minj分别为j维度的最大值和最小值。

2.2.3 控制变量

幸福感还受个体特征及地区发展水平的影响（王艳萍，2017），控制其他可能影响退役运动员主观幸福感的性别、年龄、运动员技术等级和受教育程度等个体特征变量，为了考察年龄与主观幸福感是否存在U型关系，年龄取平方值。同时控制就业地区变量，考察不同地区的社会、经济和文化可能产生影响（表2）。

表2 主要变量定义及描述性统计结果Table 2 Definition of Main Variables and Results of Descriptive Statistics

2.3 计量模型

为了研究就业质量对退役运动员主观幸福感的影响效应，构建基准回归模型：

其中，Happinessi为第i个被调查者的主观幸福感；Qualityi为第i个被调查者的就业质量；Controli为第i个被调查者的系列控制变量；α、β为待估参数；γ为待估系数向量；εi为随机扰动项。

3 实证结果分析

3.1 基准回归结果

利用STATA15.0软件，采用最大似然法（MLE）选择Ordered-Probit模型对式（2）进行估计，并采用异方差稳健标准误进行统计推断（模型1）。为了检验回归结果的稳健性，同时估计了OLS回归模型（模型2）；为减少被调查者因标准不同带来的主观评价偏误，将“比较幸福”和“非常幸福”赋值为1，“比较不幸福”“非常不幸福”“一般幸福”赋值为0，重新赋值后使用二值Probit模型进行估计（模型3），将三者结果进行对比较（表3）。

表3 就业质量对主观幸福感的影响：Ordered-Probit回归和稳健性检验Table 3 Effect of Employment Quality on Subjective Well-Being：Ordered-Probit Regression and Robustness Test

模型1中，核心解释变量中的就业收入、就业稳定性、社会保障、职业发展在1%统计意义上显著为正，劳动强度在1%统计意义上为负，表明各变量都是显著影响主观幸福感的重要因素。假设H1得到验证。模型2回归系数表明，收入的影响效应最显著；职业发展、社会保障的影响效应较明显；就业稳定性的影响效应较小；劳动强度显著削弱了主观幸福感，影响效应也比较小。同时，模型2、模型3中各变量的回归系数方向、显著性水平与模型1的回归结果基本一致，表明基准回归模型的估计结果具有较强的稳健性。假设H2和H3得到验证。

控制变量中的运动员技术等级、就业地区变量分别在1%、10%统计意义上显著为负，二者均降低了主观幸福感；性别、年龄和受教育程度不显著，表明主观幸福感对三者不敏感。

3.2 边际效应分析

在就业质量对主观幸福感的影响效应中，变量的边际效应是该变量对被访者选择某一分值主观幸福感概率的影响，边际效应能在验证整体参数估计的基础上给出更多有价值的信息，进一步检验就业质量对主观幸福感的影响效应。本研究的主观幸福感是从低到高取值为1～5的有序离散变量，对应每一个分值的主观幸福感选项，各变量都存在不同的边际效应值（表4），图2反映了边际效应值及其随主观幸福感取值的变动趋势。

2）微机继电保护装置具有较多的功能特性，且这些功能特性多是通过软件逻辑设计实现，使微机继电保护装置对电力系统各功能需求拥有较好的适应性，同时微机继电保护装置本身较之传统继电保护装置，所具有的较为良好的串行通讯功能，实现了其与变电站微机监控系统的实时通讯，使整个电力系统信息共享和集中管理，能够通过远程操作来完成，最大限度保障电力系统运行质量。

表4 就业质量对主观幸福感影响的边际效应：Ordered-Probit回归Table 4 Marginal Effect of Employment Quality on Subjective Well-Being：Ordered Probit Regression n=1 471

核心解释变量的边际效应。1）收入、职业发展、社会保障和就业稳定性显著降低选择分值1、2的主观幸福感概率，提升选择分值4、5的主观幸福感概率。以分值1和5为例，收入、职业发展、社会保障和就业稳定性每增加1%，选择分值1的概率分别下降8.0%、4.1%、2.4%和1.7%，而选择分值5的概率分别提升13.0%、6.7%、4.0%和2.9%，表明绝对收入仍然是目前退役运动员主观幸福感的最重要来源；退役后获得与职业发展相一致的工作有助于实现人生价值，形成良好职业预期，对主观幸福感产生积极影响；社会保障制度能够平滑消费波动、改善健康水平；稳定的工作能更好地保障劳动权益进而提升主观幸福感。2）超强度劳动显著提高选择分值1、2的主观幸福感概率，降低选择分值4、5的主观幸福感概率，表明超标准工作时间会对退役运动员健康、工作家庭平衡等产生负面影响，削弱了主观幸福感。

控制变量的边际效应估计结果也值得重视。1）退役运动员的技术等级每提高1%，选择分值4、5的主观幸福感概率分别显著下降1.6%和1.7%，表明运动员技术等级提高了退役运动员职业发展的参照标准和预期，退役后的生活反差带来的主观幸福感损失更大。2）西部、东北部就业地区提高了选择分值4、5的主观幸福感概率，中部、东部就业地区物价水平较高，工作节奏较快，生活和工作压力较大，提高了选择分值1、2、3的主观幸福感概率。3）受教育程度变量在统计意义上不显著，原因是运动员文化教育质量较低，在劳动力市场中缺乏竞争力，未能充分发挥教育促进就业、提升主观幸福感的作用。4）性别、年龄对主观幸福感未见显著影响，表明性别、年龄不是影响退役运动员群体主观幸福感的主要因素。

边际效应-主观幸福感变动趋势线直观反映了边际效应随主观幸福感取值变动的情况（图2）。从边际效应角度，主要变量分为两类：第一类为收入、社会保障、职业发展和就业稳定性具有显著的主观幸福感促增效应；第二类为工作强度、运动员技术等级和就业地区具有显著的主观幸福感降减效应。从边际效应强度角度，第一类变量中选择分值5的主观幸福感概率值由高到低依次是收入、职业发展、社会保障和就业稳定性；第二类变量中选择分值1的主观幸福感概率由高到低依次是运动员技术等级、就业地区和劳动强度。假设H1和H2得到进一步验证。

3.3 异质性分析

为进一步验证就业质量各维度对不同特征的退役运动员主观幸福感影响效应的差异性，选取技术等级这一退役运动员典型特征，将全样本分为健将（国际级运动健将、运动健将）、一级及以下（一级、二级和三级运动员）技术等级的两个分群体样本，运用Ordered-Probit模型进行估计（表5）。控制变量的估计结果和基准回归基本一致。

表5 就业质量对主观幸福感的影响：分样本Ordered-Probit回归Table 5 Effect of Employment Quality on Subjective Well-Being：Subsample Ordered Probit Regression

异质性回归结果显示：1）收入对两个分群体主观幸福感的影响都在1%统计意义上显著为正，且收入对一级及以下技术等级的退役运动员主观幸福感的边际效应更大，提高收入水平更能显著提升其主观幸福感。2）社会保障变量对健将、一级及以下技术等级的退役运动员主观幸福感的影响分别在1%、5%统计意义上显著为正，且社会保障变量对健将技术等级的退役运动员的主观幸福感的边际效应更大，表明健将技术等级的退役运动员更注重安全的预期收益和阶层认同，参与社会保障更能提升其主观幸福感。3）劳动强度对一级及以下技术等级的退役运动员主观幸福感的影响在5%统计意义上显著为负，对健将技术等级的退役运动员的主观幸福感影响不显著，表明一级及以下技术等级的退役运动员经常从事劳动强度较高的工作，超强度工作更能显著影响其生活并带来更大的主观幸福感损失。4）职业发展对两个分群体主观幸福感的影响都在1%统计意义上显著为正，边际效应大体相当；就业稳定性对两个分群体主观幸福感的影响都在5%统计意义上显著为正，边际效应大致相同，表明稳定、符合职业发展预期的工作能显著提升退役运动员主观幸福感。因此，假设H3得到验证。

4 讨论

就业关乎退役运动员生计、社会地位和尊严，是促进运动员全面发展的有效路径，就业质量是提升主观幸福感水平的关键因素。与已有文献基本一致（罗楚亮，2009），收入对退役运动员主观幸福感具有显著促增效应，且对低技术等级运动员主观幸福感影响的边际效应更强。退役运动员通过转型就业获得合理的收入是实现可持续生计、不断提升需求层次和主观幸福感的最重要前提。本研究调查显示，2017年退役运动员总体就业率为82.2%，其中57.2%的退役运动员月平均收入在4 000元以下，低于全国4 782.82元的月平均工资水平，制约了退役运动员主观幸福感的提升。

社会保障显著提升退役运动员的主观幸福感。高技术等级退役运动员拥有优势就业资源，更有条件获得正规工作，倾向追求更高的需求和社会保险福利，以降低不确定性、提高社会地位和自我认同，因此，拥有社会保障对健将技术等级的退役运动员，其主观幸福感的边际效应更强；低技术等级的退役运动员从事灵活就业比重大，就业流动性强，相关企业和个人参与社会保险的意愿较低，社会保障对其主观幸福感的边际效应相对较弱。本研究调查显示，2017年仅有66.4%的退役运动员参加了社会保险，其中高技术等级的退役运动员的参加比例更高。

就业稳定性显著提升退役运动员主观幸福感，且对一级及以下运动员技术等级的退役运动员主观幸福感的影响效应更强，这与就业稳定性对青年主观幸福感影响不显著的观点不一致（杨昕，2021）。签订劳动合同建立正式的劳动关系意味着拥有工资、社会保险等制度性的合法权益保障，经历转型就业的冲击，退役运动员更偏好实现稳定就业，但随着新经济、新业态的发展，劳动关系的非标准化趋势更加凸显，退役运动员在劳动力市场中明显处于弱势。本研究调查显示，2017年退役运动员的劳动合同签订率仅为50.1%，就业稳定性对一级及以下技术等级的退役运动员主观幸福感的边际效应相对更强。

劳动强度显著降低一级及以下技术等级的退役运动员的主观幸福感，对健将技术等级的退役运动员主观幸福感有负向影响但并不显著。与已有研究相似（吴伟炯，2016），超时工作对主观幸福感负向影响存在异质性，一级及以下技术等级的退役运动员多从事非正规工作，健康损耗、工作家庭失衡较多，但获得的收入、成就感和职业发展等回报却较低，付出-回报失衡削弱了就业的主观幸福感；健将退役运动员更容易实现工作付出-回报的平衡，因此劳动强度虽然降低主观幸福感，但其影响并不显著。

控制变量中，地区变量对退役运动员主观幸福感的影响与《中国美好生活大调查》结论一致，经济发展状况较好的地区生活和工作压力较大，降低了主观幸福感；受教育程度对退役运动员主观幸福感的影响不显著，原因是运动员文化教育不系统，导致教育对提升就业能力、获得更高的成就感和幸福感的正向作用缩水（赵文龙等，2022）；运动员技术等级与主观幸福感负相关，原因是高技术等级运动员有更高的竞技水平和声望，对职业发展的期望值也较高，退役后经济状况和社会声望达不到预期而产生的相对剥夺感更强烈，其主观幸福感损失更大。

5 研究结论与政策启示

5.1 研究结论

1）退役运动员主观幸福感评价存在较大差异，就业质量对主观幸福感存在显著影响。劳动报酬、职业发展、拥有社会保障和稳定工作对退役运动员主观幸福感有显著的正向影响，而劳动强度有显著的负向影响。

2）收入提升退役运动员主观幸福感的边际效应最强，职业发展、社会保障和就业稳定性提升主观幸福感的边际效应比较强，劳动强度降低主观幸福感的边际效应最弱。

3）异质性分析发现，职业发展与社会保障对健将退役运动员主观幸福感的促增效应更大；收入、就业稳定性对一级及以下技术等级的退役运动员主观幸福感的促增效应更大；劳动强度对一级及以下技术等级的退役运动员造成了显著的主观幸福感损失，但对健将技术等级的退役运动员主观幸福感的影响不显著。

5.2 政策启示

以上研究结论肯定了就业质量在提高退役运动员主观幸福感方面的积极作用。增进民生福祉已经成为国家治理的价值目标。党的十九大报告要求提高保障和改善民生水平，加强和创新社会治理。新修订的《体育法》增设了保护运动员基本权利的条款，为解决退役运动员就业问题从源头提供了法律依据。基于研究结论，提出以下政策启示。

1）加强运动员文化教育与就业技能培训。新修订的《体育法》规定：“依法保障运动员接受文化教育的权利”。应加强体育、教育等相关部门对运动员文化教育的保护、给付义务，完善竞技人才培养机制；构建运动训练与文化教育、就业培训相平衡的运动员“双职业发展”模式（李娜等，2021）；建立包括文化课测试的优秀运动员入学优待政策，树立正确价值导向；支持更多的基层运动员接受高等教育和职业教育；完善以政府相关部门为主导的职业技能培训和就业服务制度体系，提高服务的科学化、规范化水平，提高转型就业和幸福感的自主建设能力，使退役运动员的幸福感提升动力更强、基础更加坚实。

2）增强退役运动员就业稳定性。拓宽就业安置渠道，创造更多更稳定的就业岗位，支持优秀退役运动员从事学校体育教师、教练员工作；依法通过捐赠、赞助等筹措资金扶持创业，以创业促进稳定就业；加强劳动力市场正规化建设，推动从事非正规就业的退役运动员走向正规岗位；鼓励和倡导企事业单位、社会组织力量为退役运动员提供更多的职业发展和自我实现机会，提高劳动合同签订率，使退役运动员的幸福感更加稳定。

3）提高退役运动员社会保障水平。新修订的《体育法》规定：“加强对退役运动员的职业技能培训和社会保障”。应健全广覆盖、多层次的运动员社会保障体系；提高退役运动员全国社会保障参与度，实现退役运动员社会保障关系的有序衔接、转移；制定优惠的税收政策，发展运动员职业年金；拓宽融资渠道，提高运动员伤残互助保险给付标准；开发意外伤害保险等补充保险市场，满足不同层次的保障需求，使退役运动员的幸福感更有保障。

4）提高退役运动员工作时间自主性。随着生产方式、生产结构的转变，非标准工作时间现象日益趋于普遍化（吴伟炯，2016）。应依法治理过度劳动，促进社会合作，减少过度竞争；促进工作付出-回报的平衡，不断提高退役运动员收入水平、工作成就感等工作绩效；提高工作时间自主性，赋予包括退役运动员在内的劳动者结合自身需求，适度调整工作时间安排的就业权力，提高工作时间的配置效率，实现幸福感的最大化。