戴琼瑶1，张 振2，盛 伟3
学术出版（1.成都大学法学院，成都 610106；2.北京交通大学经济管理学院，北京 100044；
3.西南民族大学经济学院，成都 610041）
【摘要】工作自主权的提升能在多大程度上增加劳动者幸福感，目前并没有明确的经济学实证研究。文
章采用2014～2016年中国劳动力动态调查数据，以工作任务内容、工作进度安排、工作强度三个维度的变
量构造劳动者工作自主权因子，采取Ordered Probit模型考察工作自主权如何影响劳动者幸福感水平。结
果发现，我国劳动者工作自主权水平逐年增强并落在中等区间，工作自主权增大显著提高劳动者幸福感，随着时间的推移劳动者幸福感显著增强；异质性分析表明，30～45岁年龄段劳动者工作自主权对幸福感边
际提升作用最大，工作自主权增大对健康水平较低、已婚、女性劳动者产生的边际增长效应更显著，低学历
或低收入劳动者工作自主权增大对幸福感边际贡献明显低于高学历或中高收入劳动者，体制内劳动者工
作自主权对幸福感的提升更为显著。工作自主权作为一种稀缺性资源，管理者要重视劳动者工作自主权
对其幸福感的提升作用，基于劳动者个体、家庭及工作特征差异进行自主权的选择性授予，注重“权才匹
配”，有效促使劳动者获得更高幸福感水平。
【关键词】工作自主权；劳动者；幸福感；选择性授予
【DOI】10.15884/jki.issn.1007-0672.2023.02.010【收稿日期】2022-05-28
【中图分类号】D92 【文献标志码】A 【文章编号】1007-0672（2023）02-0115-12
【基金项目】成都大学文明互鉴与“一带一路”研究分中心、天府文化研究院重点科研项目“公园城市乡村表
达中文化价值的内涵、外延与实现路径——基于蒲江县的实证研究”（WMHJTF2022B14）。
【作者简介】戴琼瑶，女，云南曲靖人，成都大学法学院讲师；张振，男，河南安阳人，北京交通大学博士研究
生；盛伟，男，四川成都人，西南民族大学经济学院讲师。
一、引 言
幸福感主要包括人们评估自己生活的各种方式，如生活满意度、愉悦的情绪、工作和健康的满意度、满足感等等，是衡量人们生活质量的一个重要的综合性心理指标（Easterlin，1995）[1]。于劳动者而言，工作特征对劳动者幸福感具有决定性作用，工作的类型、内容、时间和工作-家庭冲突都会对幸福感产生重要影响（Donan，et al.，2008[2]；Krause，2014[3]）。工作是劳动者获取生活资料的主要方式，也是其获得身份地位和社会认同以及个人发展的重要途径，劳动者的工作满意度与其生活满意度和总幸福度息息相关（Judgeetal，2000）[4]。当前，经济、科技发展所带来的生活水平的极大提高、工作方式的快速转变，以及人们对生活质量的日益重视，我国经济社会发展逐渐转向“幸福论”，劳动者个人自主权的经济价值在不断提升，如何支配自身工作以获取更多幸福感，越来越被劳动者所重视。
工作自主权的提升能在多大程度上增加劳动者幸福感，目前并没有明确的经济学实证研究。既
往有关幸福感的研究多借助人格理论模型，侧重考察个体特征对幸福感的影响，包括性别（MacKer⁃ron，2012）[5]、年龄（Stone，2010）[6]、健康（Miret，et al.，2014）[7]、教育（Cunado & Gracia，2012[8]；胡德鑫，2017[9]）、户籍（陈钊，2012）[10]、婚姻（MacKerron，2011[5]；袁正、李玲，2017[11]）等。如果仅仅把主观幸福感的影响因素归结为人格特质，容易产生幸福感高低是天生决定的这样的看法，也意味着我们无法对改善劳动者的主观幸福感提出有实质意义的建议。显然，人们在不同生活、工作阶段和不同情境下幸福感会发生明显的变化，这是个人特质无法完全决定的，外在因素如所处的劳动力市场工作特征对幸福感的影响同样至关重要。
在这样的背景下，一些研究关注了失业、工作性质、收入等对劳动者工作满意度和幸福感的影响（Easterlin，et al.，2010[12]；Stanca，2010[13]；Grun，et al.，2010[14]；Jackson，2016[15]）。然而，上述研究对劳动者在工作时间、工作内容等方面的自主权，做了同质化处理。事实上，劳动者的工作满意度、幸福感与工作强度、工作内容、时间进度等工作自主权变量有着密切联系。Nguyen等（2003）的研究结果表明，随着个人对工作控制程度的上升，工作满意度也会随之上升，员工从“完全没有工作自主权”提升到“有很小的工作自主权”，工作满意度提升表现得最为明显，这表明劳动者个人自主权具有异质性[16]。现有研究仍然存在一些不足，首先，学者多从某一方面（如弹性工作时间、工作进度安排）定性分析工作自主权对劳动者幸福感的影响；其次，量化研究方面也主要从管理学视角将工作自主权作为中介变量对企业进行微观分析，缺少工作自主权指标的综合量化 分析；此外，少数学者（才国伟、刘剑雄，2013[17]；Coad & Binder，2014[18]）采用计量经济学方法（序列回归、多元线性回归）研究了劳动者工作自主权对工作、生活满意度的影响，但并未明确分析其对劳动者幸福水平的边际提升作用，其研究样本也只是局限于某一区域，难以考察我国劳动力市场整体行为。
文章基于2014～2016年中国劳动力动态调查数据（CLDS），依据劳动者对工作进度、工作内容、工作量等相关问题的回答对自主权进行综合衡量，并将样本数据分组估计，考察工作自主权对不同个体特征、工作特征以及行业特征劳动者幸福感的影响。计量方法上采用序列估计、面板二值估计、线性面板估计作对比研究，充分考察实证结果稳健性水平。文章的主要贡献在于：1.针对CLDS问卷调查所得到的实际指标衡量劳动者工作自主权，构造工作自主权因子综合性指标，并将其作为主要解释变量考察其对劳动者幸福感的边际提升效应；2.基于微观视角检验工作自主权对劳动者幸福感的异质性影响；3.本文将为工作自主权对幸福感影响的研究提供一个发展中国家数据支持，也为我国实施灵活就业政策及促进社会和谐提供必要的理论依据。
二、理论分析与研究假设
自主在某种意义上体现为人对环境的控制能力及控制程度。对工作特征研究做出过开创性贡献的Turner和Lawrence（1965）最初并没有将工作自主权视为必要的工作特征，只是在对工人控制的意义
上加以指称，即存在包含“工人相互独立或工人相互作用”这一“交互性”的特征，而不是“自主性”。他们指出，工作自主权只是“工人在执行工作任务时，期望实现自决的程度”。Breaugh（1985）指出了工作自主构成的三个维度，即方法自主、安排自主和标准自主，分别指员工在工作中对使用的方法和程序能自行决定的程度，员工对他们工作活动的进程、顺序和时间安排能控制的程度，以及员工能更改或选择其绩效评估标准的程度[19]。工作自主权常被作为描述个体工作情景强度的指标。在弱情景中，个体行为具有较高的自主权，一般具有较高的幸福感水平；而在强情景中，个体行为可能受到诸如严密的监控、机械的进度安排和繁缛的规定等因素限制，幸福感水平往往偏低。
劳动者如果想要在一天的生活中寻到幸福，那么他们在工作中必须幸福。Wesarat等（2014）使
用“工作场所幸福感”概念描述劳动者对工作以及生活（非工作状态）的满意程度[20]。一方面，能够在工作场所保持长期幸福感的员工，可能会提高工作积极性，并且维持生产效率；另一方面，快乐的员工会把他们的幸福感从办公室带回家，促进家庭和睦，同样，他们也会把幸福感从家庭转移到办公室，促成更为融洽的工作氛围。工作自主权之所以会直接影响到员工工作幸福感，一是工作自主权是一种自由和权限，具有社会心理价值，这种自由裁量权给予了员工根据实际情况处理和安排事务的权限，可以帮助员工获得愉悦、职业身份和归属感，员工获得承认的这些内在满足后将提升工作满意度和幸福感；二是当员工在工作中拥有自主行动空间能够自主决策时，员工会感知到“工作结果主要依赖于自身努力，自己需要对工作结果承担责任”，这种心理状态能够增强他们内在动机，促进员工努力工
作，实现提高工作效率和经济效益的目标；三是劳动者能更为自主、合理地安排自己的工作内容、时间、进度等，将能有效缓解工作压力，促进身心健康（Lopes & Lagoa，2014）[21]。相反，若员工在工作中不能自由决策、受到严苛的限制，则可能会影响他们的健康状况，产生心理负担，从而降低幸福感水平（Park & Searcy，2012）[22]。综上，工作自主权满足劳动者收入需要和社会心理需要的同时，还能确保劳动者实现健康、家庭和谐、工作绩效、工作满意度的全面提升，最终实现幸福感的增加。由此，提出本文第一个假设。
假设1：劳动者工作自主权越高，幸福感越强。
自我决定论（Frey，1997[23]；Deci & Ryan，2000[24]）假定劳动者在工作中重视自主权，因为它满足了天生的心理需求，而较低的工作自主权将削弱员工的工作主动性和工作热情等，降低幸福感水平。然而，对不同行业、职位、层级的员工，其所需的自主权也存在差异。比如，对从事单一作业性质的员工，给予员工更多的自主权能有效地减少员工的压力（Jensen，et al.，2013）[25]，增强员工的组织支持感（Al⁃
vi，2013）[26]，减少员工的沉默行为，进而产生心理安抚作用（杜鹏程等，2014[27]；石冠峰、粱鹏，2016[28]）。对那些具有高度心理灵活性的员工，如受教育程度较高的新生代劳动力，他们往往追求较强自主性，表现在工作场所、工作时间、工作程序等方面的灵活性要求以及宽松的组织气氛（
张伶等，2007）[29]，给予他们充分的工作自主权将能够促进个体的心理、生理健康，使员工呈现出较好的工作状态（Bond，et al.，2008）[30]。综合而言，劳动者对工作自主权具有需求异质性和回报异质性特征。由此，提出本文第二个假设。
假设2：工作自主权对异质性劳动力体幸福感的提升具有不同的边际作用特征。
三、变量与模型
（一）样本选择
本文使用中国劳动力动态调查（CLDS）2014年和2016年数据进行研究。CLDS涵盖全国29个省、自治区、直辖市的2 282个区县，在数据处理上，根据国际上对主要劳动年龄的通常定义，本文保留年龄在15～64岁之间的劳动者，统计了工资性收入的样本，并作最高和最低1%极端值处理，筛选后得到2014年4 118个与2016年7 491个有效样本。
（二）变量构造
1.被解释变量：生活幸福感。在问卷中，衡量幸福感的调查问题为：“总体来说您的生活幸福吗？”要求被调查对象根据自己的情况，从“很不幸福”到“非常幸福”在1～5赋值范围进行选择。表1统计结果显示，处于“比较幸福”水平的劳动者占比最大，约为40%，只有不到6%劳动者回答了“不幸福”或“很不幸
福”。2014～2016年期间，我国劳动者整体幸福感水平从3.793提升为3.828。
2.解释变量：工作自主权（Job Autonomy）。工作自主权是工作给予个人在安排工作、决定工作方
式上的自由、独立性和裁量权的程度，是工作的五个核心特征之一
（Hackman & Oldham ，1976）[31]。参
照才国伟和刘剑雄（2013）的研究以及CLDS 实际问卷调查的指标选项，度量员工工作自主权的问题为，“在您的工作中，下列内容是采用什么样的方式决定的？”，包括工作任务内容、工作进度安排、工作强度3个维度，要求被调查者从“完全由他人决定”到“部分由他人决定”再到“完全由自己决定”1～3赋值范围进行
选择。表2结果显示，2014～2016年期间，我国劳动者工作自主权指标的值均呈现明显上升趋势。其中，工作任务从2014年的1.705上升为2016年的1.939，基本进入“部分由他人决定”工作自主权阶段，工作进度安排从2014年的1.835上升为2016年的2.029，已进入“部分由他人决定”工作自主权阶段，员工的自主权得到较大幅度的提升，工作强度的工作自主权上升为2016年的1.998，三个内容的工作自主权基本都进入了中等水平，这也在一定程度上反映出随着我国劳动者素质的提升、工作内容的丰富
化和多样性以及劳动力供求关系的某种程度改变，管理者赋予下属更多的工作自主权成为一种趋势和必然的选择。
对三个维度变量提取公共因子，并以此作为工作自主权测度变量。对3个变量进行KMO 检验结果为0.75，表明样本适合做因子分析。依据特征值大于等于1的原则，保留1个因子（特征值2.29），命名为
谭纶“工作自主权”。依据各指标因子载荷采用Bartlett 方法计算得出本文工作自主权因子（见表3）。
3.控制变量：参照以往相关文献，选取以下控制变量：（1）人口社会学特征。包括：性别（女性为对
照组）、年龄①、户籍（农村户籍为对照组）、受教育年限②、健康状况③、政治面貌（非中共党员身份为对照组）、婚姻（否为对照组）。（2）工作特征变量。一是劳动者所属的单位性质，即是否属于体制内工作，主要指现在的工作机构属于党政机关/人民团体/军队、国有/集体事业单位、国有企业/国有控股企业等；二是社会保障变量，包含城镇职工医疗保险、城乡居民医疗保险、城镇职工养老保险、城乡居民基本养老保险，以及工伤、失业、生育保险和住房公积金，凡是拥有以上任何一种取值为1，如果都没有取值为0；三是劳动者工资性收入，采用调查对象2014和2016年全年工资性总收入，包括工资、奖金、补贴并
① 考虑年龄对劳动者主观幸福感影响具有非线性特征，本文引入年龄平方/100表示，目的在于提高回归系数的可阅读程度。
② 问卷中反映目前接受最高教育程度的选项是：没有受过任何教育、私塾、小学、初中、职业高中、普通高中、中专、技校、大学专科（全日制）、大学专科（非全日制）、大学本科（全日制）、大学本科（非全日制）、研究生及以上，本文将其折算为受教育年限依次为：0、6、6、9、12、12、12、12、15、15、16、16、19年。③ 问卷中反映体健康状况的选项是：非常不健康、比较不健康、一般、健康、非常健康，本文将其设置为虚拟变量，健康状况一般及以下定义为“不健康”，取值为0；健康、非常健康定义为“健康”，取值为1。
表2 工作自主权指标描述性统计
工作自主权指标工作任务内容工作进度安排工作强度
均值（2014）1.7051.8351.797
均值（2016）1.9392.0291.998
最小值111
最大值333
表1 劳动者幸福感水平描述
很不幸福不幸福一般比较幸福非常幸福总计
总样本观测值
166473
3 473
4 7232 77411 609均值3.815百分比1.43%4.07%
29.92%40.68%23.90%100%标准差0.8922014
观测值57168
1 2781 684931
4 118均值3.793百分比1.38%4.08%
31.03%40.89%22.61%100%标准差0.8842016
观测值109305
2 195
3 0391 8437 491均值3.828百分比1.46%4.07%
29.30%40.57%24.60%100%标准差0.896
扣除个人所得税。为使不同年份收入具有可比性，以2014年为基期，用消费者价格指数对工资性收入进行调整；四是工作时间，劳动者工作时间用每月工作的天数表示，用于考察工作时间多少是否会影响劳动者幸福感水平。（3）时间、地区和行业的虚拟变量，以控制地区和时间差异的影响，以及不同行业特征的工作自主权差异。
（三）实证模型
本文中的被解释变量幸福感为从1到5的排序数据（ordered data ），为此，我们采用广泛使用的有序Probit （Ordered Probit ，Oprobit ）模型进行估计。该模型是Probit 模型的扩展，主要用于处理被解释变量为排序数据的情况。本文模型设定如下：
y it =F (β1JA it +γ1X it +εit )
（1）
其中，i 表示劳动者个体，t 表示时期。y it 表示劳动者幸福感水平，
JA it 表示工作自主权，X it 则包含一系列反映劳动者个人特征和工作特征的控制变量（对变量的详细描述见表4）。F (•)为非线性函数，具体形式为：
合成氨变换工段
F (y *
it )=ìí
îïïïï
ïï1
y *
桁架
it <μ12μ1<y *
杨汇泉it
<μ2⋮⋮5
y *it >μ4
（2）
其中，μ为待估参数；y *
复方红景天it 是y it 的背后存在不可观测的连续变量，称为潜变量，满足：y *
it =β1JA it +γ1X it +εit
（3）
为进一步控制劳动者所处的行业、地区、时间差异对劳动者幸福感的影响差异，本文进一步加入相关虚拟变量，表达式为：
y *it =β1JA it +γ1X it +Industry jt +City kt +T t +εit
（4）
其中，Industry jt 和City kt 表示行业和地区虚拟变量，T t 表示2016年时间虚拟变量，使模型在不同年份有不同的截距，解决总体在不同时期不同分布的问题。此外，为考察实证结果稳健性，本文还采用
OLS
进行对比估计。模型设定正确时，Oprobit 和OLS 估计模型并无优劣之分（Angrist & Pischke ，2009）[32]
。
表3 工作自主权指标因子分析KMO 检验结果及因子载荷特征
工作自主权指标工作任务内容工作进度安排工作强度全样本（11 609）工作自主权因子
均值1.8561.9601.927-均值-9.81E-09
标准差0.943
KMO 检验结果
0.8130.7360.7260.755最小值-1.157
因子载荷0.8410.8890.895-最大值1.356
表4 控制变量描述性统计
变量年龄性别（男性=1）户籍（城市=1）婚姻（已婚=1）健康状况受教育年限
均值41.0130.5680.4030.8303.865
10.458标准差11.3660.4950.4910.3760.8643.891
最小值1500000
最大值641115
19变量党员身份（中共党员=1）单位性质（体制内=1）社会保障（有=1）
工资收入月工作天数
均值0.1290.2940.908
32 727.72024.175标准差0.3360.4560.289
25 415.5005.609最小值000
966.8561最大值111
180 00031
豫公网安备41160202000603
站长QQ:729038198
关于我们
投诉建议