三 特大城市居民的职业流动与工作满意度

工作满意度作为一种重要的工作态度，通常指的是员工针对工作特点进行评估而产生的对工作的积极感觉（罗宾斯、贾奇，2016）。以往的研究表明，工作满意度作为一种重要的中介效应，既能显著地影响员工的工作绩效与组织行为（叶仁荪、王玉芹、林泽炎，2005），也会受到来自父母社会地位与家庭经济水平等社会经济因素（才国伟、刘剑雄，2013）、性别角色与家庭分工因素（许琪、戚晶晶，2016），以及工作报酬、晋升机会、工作环境等一系列与工作本身相关的因素影响（黄桂，2005）。我们发现，虽然工作满意度的影响因素作为组织行为学领域的经典议题被关注，但管理学者们对组织外部的因素，尤其是职业流动对工作满意度的影响涉及较少。出于对我国劳动力市场中可能存在的“体制壁垒”等问题的关注，我们认为应该将职业流动相关因素与员工的工作满意度结合起来分析，这既能回应我国当前社会结构研究中的制度特殊性问题，也能为相关交叉研究补充经验事实。基于此，在本节中，我们将首先描述特大城市在职居民的整体工作满意度与各类细分工作满意度特征，然后建立多个分析逻辑一致的多元回归模型，选取这些在职居民中有过职业流动经历的居民，考察他们的整体工作满意度和其人口与社会经济特征、职业流动频次、职业流动途径，以及职业流动类型等因素之间的相关关系，分析职业流动相关特征对个体工作满意度的影响机制。

（一）工作满意度

在本次调查中，我们询问了在职居民的工作满意度情况，具体包括他们的整体工作满意度及对工作收入和福利待遇、工作安全性、工作稳定性、工作环境、工作时间、晋升机会、能力和技能展现、他人予以工作的尊重，以及在工作中表达意见的机会的满意度。采用李克特五级量表，1分表示非常不满意，5分表示非常满意。考虑到工作满意度的城市群与出生世代差异，我们将从这两个方面进行描述。

1.工作满意度的城市群差异

一方面，从五大城市群在职居民工作满意度得分的总体均值看，我国特大城市居民整体工作满意度总体均值为3.75分，即整体工作满意度介于中等与比较满意之间。在各项细分工作满意度方面，工作安全性满意度总体均值最高，达到了3.92分；而晋升机会满意度的总体均值最低，仅3.31分。这也反映出特大城市在职居民在细分工作满意度上的差异性特征，即工作安全性较高，但职业晋升机会较少（见表3-17）。

另一方面，从各城市群在职居民工作满意度得分的差异看，可得出以下一些结论：（1）在整体工作满意度方面，长三角城市群在职居民最高（3.84分），长江中游城市群居民最低（3.70分），但城市群间差异不大；（2）长三角城市群居民在工作收入和福利待遇（3.61分）、工作安全性（4.04分）、工作稳定性（3.95分）、工作环境（3.90分）、工作时间（3.73分）等上的满意度得分均位居五大城市群之首；（3）成渝城市群居民在工作收入和福利待遇（3.30分）、工作稳定性（3.72分）、工作环境（3.61分）、工作时间（3.57分）、晋升机会（3.11分）、能力和技能展现（3.50分）等上的满意度得分均位列五大城市群末尾。上述数据结论也表明，长三角城市群居民相较于成渝城市群居民有更高的工作满意度（见表3-17）。

表3-17 五大城市群在职居民工作满意度得分的城市群差异

表3-17 五大城市群在职居民工作满意度得分的城市群差异-续表

2.工作满意度的出生世代差异

从特大城市在职居民工作满意度得分的出生世代差异看：（1）“50/60后”在职居民在整体工作满意度与工作时间满意度上的满意度得分最高，而在工作安全性、工作环境、晋升机会、能力和技能展现，以及在工作中表达意见的机会、他人予以工作的尊重上的得分最低；（2）“70后”在职居民在工作稳定性和他人予以工作的尊重上的满意度得分最高；（3）“80后”在职居民在工作收入和福利待遇、工作环境、晋升机会、能力和技能展现，以及在工作中表达意见的机会上的满意度得分最高；（4）“90/00后”在职居民除了在工作安全性上的满意度得分最高外，在整体工作满意度、工作收入和福利待遇、工作稳定性、工作环境、工作时间、他人予以工作的尊重等上的满意度得分最低（见表3-18）。

上述数据结论所呈现的整体趋势表明，“70后”与“80后”在职居民对自身所从事工作的满意度较高，而年龄较大的“50/60后”与较为年轻的“90/00后”在职居民对工作的满意度较低。我们认为，这种工作满意度的出生世代差异可能与在职居民所处的职业地位有一定关联。

表3-18 特大城市在职居民工作满意度得分的出生世代差异

表3-18 特大城市在职居民工作满意度得分的出生世代差异-续表

（二）人口与社会经济特征对工作满意度的影响

本部分重点分析的是：目前在职且有过职业流动经历的居民的人口与社会经济特征对其整体工作满意度有何影响？需要注意的是，在后续所有回归分析部分，我们剔除了没有职业流动经历的样本，最终进入模型的是2968个目前在职且有过职业流动经历的样本。

所有模型的因变量都为整体工作满意度，从该指标的获取题项“请用1～5分来表达您对目前这份工作下列方面的满意度”的李克特量表可知，该变量为连续变量，1分表示非常不满意，5分表示非常满意，其样本均值为3.71分，标准差为0.81。作为本部分自变量的人口与社会经济特征，主要包括样本的性别、年龄、婚姻状况、户籍、受教育水平、个人年收入、城市群差异等（见表3-19）。在将这些自变量纳入回归分析模型之前，我们对其做了虚拟变量处理。同时考虑到年龄可能会引发的非线性效应，所以将其转化为“年龄2/100”。为提升数据的拟合度，对个人年收入变量加1后取e为底的自然对数放入模型。

模型1展示了样本的人口特征与社会经济特征对其整体工作满意度的影响（见表3-20）。首先，模型共线性结果显示，纳入模型的所有变量，其方差膨胀因子（Variance Inflation Factor，VIF）均小于5，说明该模型不存在明显的共线性问题。其次，从回归分析的结果看：（1）样本的年龄对提升其整体工作满意度有显著的正向影响，即样本的年龄越大，就越有可能对自身目前所从事的工作持满意的态度；（2）样本的受教育水平对提升其整体工作满意度有显著的正向影响，即个体的受教育水平越高，就越有可能有更高的整体工作满意度；（3）相较于外地户籍样本，本地户籍样本有更大的可能性对现职持满意的态度；（4）性别、婚姻状况、个人年收入，以及城市群差异对样本的整体工作满意度并没有显著的直接影响。上述结果表明，特大城市在职居民的人口与社会经济特征确实能够显著影响其整体工作满意度，尤其体现在年龄、受教育水平以及户籍等方面。

表3-19 对样本相关变量的描述性统计

表3-19 对样本相关变量的描述性统计-续表

表3-20 影响特大城市在职居民整体工作满意度的OLS回归模型

表3-20 影响特大城市在职居民整体工作满意度的OLS回归模型-续表

（三）职业流动频次对工作满意度的影响

从工作搜寻理论的视角看，劳动者会将工作视为一种商品。他们通常会对那类回报价值更高的工作充满期待，并试图通过各种方法获取这份工作（Johnson，1978）。基于此，我们可以认为，出于主动原因而更换工作，多数情况下是希望获得一份更有利于自身的工作，无论这份工作的收益是表现在收入待遇方面还是照顾家庭等方面。基于人们总是期望向着更好的工作岗位流动的逻辑，我们提出了这样一个问题：“跳槽”次数越多，工作满意度就越高吗？换句话说，就是：特大城市在职居民的职业流动频次对其工作满意度是否存在正向的显著影响？在对这一问题的分析上，我们仍然将样本的整体工作满意度设为因变量，而自变量则变为样本的职业流动频次。由表3-19可知，职业流动频次与工作满意度一样，是一组连续变量，其均值为2.57次，标准差为2.09。此外，为凸显职业流动频次对工作满意度的净影响，我们将人口与社会经济特征作为控制变量一并放入回归模型中进行分析。

模型2即是在模型1的基础上加入了样本职业流动频次变量的回归模型，尝试解释特大城市在职居民的职业流动频次对其整体工作满意度是否存在显著影响（见表3-20）。首先，模型共线性结果显示，纳入模型的所有变量，其方差膨胀因子（VIF）均小于5，说明该模型不存在明显的共线性问题。其次，数据结果显示，在控制了性别、年龄、受教育水平、个人年收入，以及城市群差异等一系列变量后，样本职业流动频次与其整体工作满意度呈现显著的负相关，即：特大城市在职居民的职业流动次数越多，其对现职的整体工作满意度也就越低，且这一结论在0.001的水平上显著相关。那么，应该如何理解职业流动频次对工作满意度的负向影响？我们认为有两方面可能的原因：一方面，结合表3-14可知，五大城市群特大城市在职居民的职业流动大多为体制外单向流动，而这种职业流动可能并没有带来实质性的职业地位变化，也就是没能给流动者带来收入和福利待遇、工作稳定性等方面的提升，反倒是这种频繁的工作变动带来了不稳定性，有可能使样本的工作满意度有所下降；另一方面，数据显示，目前我国特大城市在职居民的职业流动，有很大一部分可能并不是基于主动原因而“跳槽”的，他们可能是出于组织调动、被解雇或原单位倒闭等被动原因而更换工作的，这就与工作搜寻理论的出发点不同，从而导致相反的数据结果。

（四）职业流动途径对工作满意度的影响

如前文所述，职业流动途径的变迁是具有时代特征的。从再分配经济到双轨制经济，再到以社会主义市场经济为主体，人们搜寻工作的手段，即其职业流动途径是显著不同的。而在这些差异化的途径中，计划分配途径与市场途径本身就具有互斥性，而社会网络途径作为一种非正式途径则具有兼容性（边燕杰、张文宏，2001）。那么我们不禁要问：这种职业流动途径上的差异，是否会影响流动者的工作满意度？究竟是市场途径，还是计划分配途径，抑或是社会网络途径更有利于提升流动者的工作满意度？在这一组问题中，因变量仍然是整体工作满意度，而自变量则换为样本的职业流动途径。这是一组多分类变量，所以在将其放入模型之前需要做虚拟变量处理，在模型中以计划分配途径作为参照组。

模型3考察了职业流动途径对整体工作满意度的影响（见表3-20）。首先，模型共线性结果显示，纳入模型的所有变量，其方差膨胀因子（VIF）均小于5，说明该模型不存在明显的共线性问题。其次，数据结果显示，在控制了人口与社会经济特征变量后，相较于计划分配途径，通过市场途径和社会网络途径获取现职的特大城市居民的整体工作满意度更低，且这一结论分别在0.01和0.05水平上显著。而其他途径与计划分配途径相比，在整体工作满意度方面并无显著差异。上述结论也说明，正是因为相较于通过市场途径或社会网络途径获取的工作，通过计划分配途径获取的工作更多的是体制内单位的工作，而体制内单位相较于体制外单位而言，本身就具有收入和福利待遇、工作稳定性，以及晋升机会等多方面的职业优势，从而使得这些通过计划分配途径获取现职的特大城市居民更有可能拥有较高的整体工作满意度。

（五）职业流动类型对工作满意度的影响

如前文数据结果的显示，虽然市场经济的充分发展正在不断弱化“体制壁垒”与“地区壁垒”对劳动者职业流动的限制（边燕杰等，2006），但这种基于制度化因素的市场分割现象现在仍然存在于我国特大城市之中。而且，结合数据可以做出的初步判断是，我国的体制内劳动力市场就如同西方学者所述的主要劳动力市场（primary labor market）一样，具有绝对的市场优势，且这种优势就体现在对来自次要劳动力市场（secondary labor market）也就是体制外劳动力市场中的优势劳动力的吸引与选拔过程中。那么可以推论的是，无论是向体制内流动，还是流出到体制外工作，有能力实现跨体制流动的劳动者理应具备更强的市场能力，因为他们更有可能获取自己所期望的工作。基于此，我们提出以下假设：特大城市在职居民的职业流动类型与其工作满意度显著相关。那么，在这一组分析当中，因变量不变，自变量为样本的职业流动类型，具体可以分为四类，为多分类变量，在做虚拟变量处理后，以体制内流向体制外为参照组放入回归模型。

模型4重点讨论了这四种职业流动类型，即跨体制流动与体制内外单向流动对特大城市在职居民整体工作满意度的影响。首先，模型共线性结果显示，纳入模型的所有变量，其方差膨胀因子（VIF）均小于5，说明该模型不存在明显的共线性问题。其次，数据显示，在控制住人口与社会经济特征变量后，并未发现样本的职业流动类型与其整体工作满意度之间存在统计学意义上的相关。但在观察其影响系数的具体方向后可知，从体制外流向体制内的样本与体制内单向流动的样本在工作满意度方面，与体制内流向体制外的样本呈正向影响关系，而始终在体制外单向流动的样本则与体制内流向体制外的样本呈负向影响关系。这说明，虽然职业流动类型对特大城市在职居民的整体工作满意度没有达到置信水平0.05意义上的显著影响，但更粗略的估计认为，有过跨体制流动经历的在职居民，尤其是从体制外流向体制内的在职居民，比从体制内流向体制外的在职居民和始终在体制外单向流动的在职居民，更有可能有更积极的工作评价。这一点能够部分地回应我们所提出的理论假设。

此外，模型5是纳入了控制变量、流动频次、流动途径，以及流动类型后的全模型。从全模型的数据结果可以推论，户籍、受教育水平这两个人口与社会经济特征变量仍对整体工作满意度有显著影响，而自变量结果与模型2至模型4大致相似，即样本职业流动频次越多，整体工作满意度越低；通过计划分配途径获取现职的样本相较于通过市场途径获取现职的样本有更高的整体工作满意度。全模型调整后的R2高于之前分模型的R2，说明模型具有一定的解释意义。