رویکرد چند بعدی به رفاه ذهنی مطالعه موردی: کارکنان دانشگاه ایلام

مدلسازی اقتصادی

مقاله 4، دوره 10، شماره 36، اسفند 1395، صفحه 75-100   

نوع مقاله: پژوهشی

نویسندگان

باقر درویشی^{* 1}؛ مهدی امیدی²؛ فرشته عصمت³

¹استادیار اقتصاد دانشگاه ایلام

²استادیار آمار دانشگاه ایلام

³کارشناس ارشد علوم اقتصادی

چکیده

هدف این مقاله بررسی رویکرد چند بعدی به رفاه ذهنی با استفاده از مدل ون پراگ و همکاران (2003) است. بدین منظور، رضایت‌مندی از زندگی به‌ صورت تابعی از رضایت‌مندی شغلی، مالی، سلامت، مسکن، اوقات فراغت و محیط زندگی مدل‌بندی شده وبه روشCOLS  و بر اساس داده‌های حاصل از پرسش‌نامه برای نمونه‌ای به حجم 180 نفر متشکل از کارمندان و اعضای هیأت علمی دانشگاه ایلام برآورد شد. نتایج بررسی برای کل نمونه و کارمندان نشان داد که رضایت‌مندی از زندگی تابعی از رضایت‌مندی در حوزه‌های مالی، سلامت و محیط ‌زندگی است، اما در مورد اعضای هیأت علمی تنها رضایت‌مندی مالی تأثیر معناداری بر رضایت‌مندی کل دارد. همچنین نتایج حاصل از مدل‌های رضایت‌مندی در ابعاد مختلف زندگی بیانگر آن است که عدم رضایت از زندگی را نمی‌توان تنها با مؤلفه‌های درآمدی تبیین کرد. بر این اساس به نهادهای حمایتی توصیه می‌شود که از برنامه‌های رفاهی صرفا مالی پرهیز نموده و به جای آنها بسته‌های حمایتی جامع‌تری را تدوین کنند.

کلیدواژه‌ها

طبقه‌بندی JEL : C23؛ C25؛ I31 واژگان کلیدی: رفاه ذهنی، اندازه‌گیری رضایت‌مندی، رضایت‌مندی از کل زندگی

اصل مقاله

1. مقدمه

 در چند دهه اخیر، مفهوم رفاه اجتماعی بسیار دگرگون شده است؛ قبل از دهه 1970 دیدگاه          " گفتمان مادی" غالب بود و تنها مقولات سنجش‌پذیر مادی در تابع رفاه اجتماعی وارد می‌شدند؛ اما در دهه‌های بعدی محققان دریافتند که درآمد به ­عنوان شاخص اندازه­گیری رفاه، خام و ناتمام است؛ به طوری که در دهه 1980 رفاه به صورت مجموعه‌ای از اقدامات و خدمات گوناگون عمومی برای غلبه بر مشکلات اجتماعی تفسیر شد و در دهه 1990 رفاه اجتماعی به مجموعه شرایطی گفته می‌شد که در آن خشنودی انسان مطرح است (عباسیان و نسرین دوست، 1391). به عنوان مثال، گوئدهارت و همکاران[1] (1977)، ون پراگ و کاپتین[2] (1980) رفاه را به صورت «یک احساس روانی» تعریف کردند.

کیس و دیتون[3] (2002)، دویچ و سیلبر[4] (2005)، معصومی[5] (1986) و اسلاوتی[6] (2005) تأکید کردند رفاه یک پدیده چند بعدی است و به ­صورت فقدان شادمانی یا رضایت‌مندی از کل زندگی تفسیر می­شود (کاکوانی و سیلبر[7]، 2008). استرلین[8] (1974) با وام گرفتن شاخص‌های ذهنی از روانشناسان، نشان داد اگرچه در کشورهای غربی برای چند دهه درآمد سرانه به طور قابل توجهی رشد کرده است؛ اما رضایت مردم از زندگی در طی این مدت تقریباً ثابت بوده، این مسأله به ­نام «معمای شادمانی یا معمای استرلین»[9] مشهور شد.

تا قبل از دهه 1970 اقتصاددانان تصور می­کردند که شادمانی مفهومی غیرقابل اندازه­گیری است؛ اما در سال­های اخیر، بسیاری از اقتصاددانان به این نتیجه رسیده­اند که می­توان شادمانی را اندازه‌گیری کرد که در این زمینه می‌توان به مطالعات ون پراگ، فریجترز، فرر کاربونال[10] (2003)، ون پراگ و فرر کاربونال[11] (2004)، کلارک و اسوالد[12] (1994) و استرلین[13] (1974) اشاره کرد. استرلین (1974) اولین کسی بود که شادمانی را به ­صورت جدی مورد مطالعه قرار داد؛ افزون بر آن، با مطالعات اسوالد[14] (1997) و فرانک [15] (1997) مقوله شادمانی در مجله­های اقتصادی مورد توجه قرار گرفته است. جزئیات کاملی از سیر نشر این مطالعات در مقاله دینر، سوو لوکاس[16] (1999) بیان شده است.

 هدف اصلی این مقاله بررسی ارتباط بین ابعاد مختلف رضایت‌مندی و سنجش رضایت‌مندی کل با استفاده از تجمیع رضایت‌مندی در هر یک از حوزه­های زندگی در بین کارکنان و اعضاء هیأت علمی دانشگاه ایلام است. برای این منظور، مقاله در شش بخش تنظیم شده است که در بخش دوم، پیشینه پژوهش ارائه می‌شود؛ بخش سوم به بررسی ادبیات نظری تحقیق می‌پردازد؛ در بخش چهارم، روش تحقیق و در بخش پنجم، نتایج تخمین­ها و در نهایت، بحث و جمع‌بندی نهایی ارائه می­شود.

 

2. مروری بر ادبیات

نیلی و بابازاده (1391) با استفاده از داده‌های موسسه بررسی ارزش‌های جهان (2005) و روش پروبیت ترتیبی دو مدل رضایت از زندگی را برای مردان و زنان ایرانی برآورد کردند. نتایج نشان می‌دهد درآمد، وضعیت شغلی، سن، جنسیت، روابط خانوادگی و اعتقادات مذهبی از جمله عوامل تاثیرگذار بر رفاه ذهنی ایرانیان هستند. محمدیان و همکاران (1394) عوامل اقتصادی و اجتماعی موثر بر شادی را بر اساس اطلاعات مقطعی 61 کشور منتخب در سال 2010 بررسی کردند. آنها نشان دادند کشورهای ثرتمندتر، با سطح تحصیلات و امید به زندگی بالاتر و دارای نرخ بیکاری و محدودیت اجتماعی کمتر مردمان شادتری دارند. افشاری و دهمرده (1393) به بررسی اثر فقر، نابرابری و شاخص‌های توسعه انسانی بر شادمانی در تعداد منتخبی از کشورها پرداختند. آنها دریافتند فقر و نابرابری بر شادمانی اثر منفی دارند؛ در مقابل، توسعه انسانی بالاتر باعث شادمانی بیشتر می‌شود. بختیاری و فتح آبادی (1389) با بکارگیری روش داده‌های تلفیقی نامتوازن، تأثیر بیکاری و تورم را بر شادی و رفاه در کشورهای منتخب آسیایی بررسی کردند. نتایج نشان می‌دهد اگرچه تورم و بیکاری هر دو باعث کاهش سطح شادی می‌شوند؛ اما اثرگذاری بیکاری از تورم بیشتر است. خسروی و همکاران (1389) در بررسی عوامل مؤثر بر شادمانی دانشجویان به این نتیجه دست یافتند که از بین عوامل مختلف میزان درآمد، تأهل و رشته تحصیلی بیشترین تاثیر را بر میزان شادمانی دارند. محمدزاده و همکاران (1392) در مطالعه‌ای به بررسی تأثیر درآمد بر شادی نیروی کار در ایران پرداختند. در این پژوهش، روش حداکثر راست‌نمایی داده‌های تابلویی احتمالات ترتیبی برای داده‌های پرسش‌نامه‌ای دو سال 2000 و 2005 به کار گرفته شده است. یافته‌ها نشان‌دهنده تأثیر مثبت و معنادار درآمد برمیزان شادمانی نیروی کار است.

امروزه بسیاری از کشورها و موسسات از جمله موسسه بررسی ارزش‌های جهان و کشورهایی مانند آلمان و انگلستان، اطلاعات و داده‌های مورد نیاز سنجش رضایت‌مندی یا شادمانی را منتشر می‌کنند که این داده‌ها از طریق سئوالات نظرسنجی جمع‌آوری می‌شوند.

نظرسنجی­های مدرن فقط شامل سؤالات رضایت‌مندی درآمدی نمی­شوند؛ بلکه سؤالاتی در مورد ابعاد مختلف رضایت‌مندی (شامل رضایت‌مندی شغلی، رضایت‌مندی سلامت، رضایت از منزل مسکونی و...) نیز در آنها مطرح است. برای آشنایی با شیوه سنجش رضایت‌مندی در حوزه‌های مختلف زندگی، رضایت‌مندی مالی بررسی می‌شود. روش مشابهی می­تواند برای سایر حوزه­های زندگی مانند رضایت‌مندی شغلی و رضایت‌مندی سلامت دنبال شود. می­توان تصور کرد که رضایت مالی   تابع درآمد و دیگر متغیرهای توضیحی  (از جمله تحصیلات، فراغت، اندازه­ خانوار و...) بوده و به­ صورت زیر است:

(1)                                                                                                       

در اینجا به پیروی از فرر کربونال و ون پراگ[17] (2003)، ون پراگ و بارسما[18] (2005) از روش [19] استفاده می‌شود. تفاوت روش  و پروبیت ترتیبی[20]  ( )این است که در روش  از اطلاعات کاردینال در سؤالات سنجش رضایت‌مندی استفاده می­شود؛ در حالی که در روش پروبیت، داده‌ها اوردینال هستند. سپس می­توان  را به­ عنوان تابعی بین 0 و 10 یا بعد از نرمال­سازی بین 0 و 1 تصریح کرد. برای انجام این کار فرض می‌کنیم که   که  تابع توزیع نرمال استاندارد است[21]. اگر پاسخ­دهنده عدد 7 را انتخاب کند ارزیابی دقیق وی از رضایت‌مند­ی­ ممکن است 75/6 یا 25/7 باشد؛ اما به دلیل ضرورت مجزا بودن پاسخ­ها، پاسخ مشاهده شده در 7 گرد شده است؛ اما بسیار نامحتمل است که ارزیابی دقیق فرد عدد 75/7 باشد؛ زیرا در این صورت، وی عدد 8 را انتخاب می­کرد. استدلال مشابهی در مورد بقیه پاسخ­ها نیز برقرار است. برای پاسخ‌های حدی صفر متناظر با فاصله (5/0 و 0] و 10 متناظر با فاصله [10 و5/9) است. برای لحاظ کردن متغیرهای حذف شده، خطاها و گردکردن­ها جمله اخلال  را به صورت زیر به توزیع  اضافه می­کنیم:

(2)                                                                       

مطابق معمول، فرض می­کنیم که توزیع  از  مستقل است. تحت روابط (1 و 2) احتمال یافتن پاسخ 7 به­ صورت زیر است:

(3)

 از طریق حداکثر راست‌نمایی برآورد می­شود. در نتیجه می­توان رضایت‌مندی کاردینال را تخمین زد. در مطالعه ون پراگ و فرر کاربونل  این روش  نامیده شده است که حالت خاصی است از روش رگرسیون­های فاصله­ای[22] است و زمانی کاربرد دارند که داده­های مربوط به رگرسورها صرفا به شکل طبقه‌ای در دست است. بنابراین در این ساختار می­توانیم متغیرهای پنهانی مربوط به رضایت‌مندی  با رضایت‌مندی  در مقیاس 10-0 را به­ صورت  تعریف کنیم.  

 

3. معرفی مدل و روش تخمین

در ابتدا جنبه­های مختلف رضایت‌مندی ( ) تعریف می‌شود. در زمینه عوامل موثر بر شادمانی، محققان بر نقش متغیرهای مختلفی تاکید دارند. فوجیتا و همکاران [23] (1991) معتقدند که به دلیل عواطف بیشتر زنان در مقایسه با مردان، جنسیت افراد بر میزان شادمانی آنان تاثیر دارد. همچنین نتایج مطالعات داینر[24] (2002) نشان‌دهنده همبستگی مثبت بین تحصیلات و شادمانی است؛ زیرا تحصیلات دامنه علایق گسترده‌تر، فرصت‌های شغلی بهتر و درآمدهای بالاتری را به ارمغان می‌آورد. برادبرن[25] (1969) بر همبستگی مثبت درآمد و شادی تاکید دارد. آدلر و فاگلی[26] (2001) نیز بر رابطه بین شادمانی با سن افراد تاکید دارند. از نظر آنها با افزایش سن میزان شادمانی افراد افزایش می‌یابد و این موضوع در مورد مردان بیشتر مصداق دارد.

تایت و پاتچت[27] (1989) بر رابطه مثبت بین رضایت شغلی و شادمانی و ادینگتون و شومن[28] (2004) بر اثر منفی فقدان سلامت بر شادمانی تاکید دارند. مباحث فوق نشان می‌دهد محققان بر جنبه‌های مختلفی از رضایت‌مندی تاکید دارند؛ اما جامع‌ترین مدل در زمینه عوامل موثر بر شادمانی مدل ون پراگ، فریجترز و فررکربونال (2003) است. این محققان شادمانی را به صورت جامع‌تر و به شکل تابعی از رضایت‌مندی در شش حوزه اصلی زندگی (شغلی، مالی، سلامت، مسکن، اوقات فراغت و محیط زندگی) تعریف کرده، سپس رضایت‌مندی از کل زندگی (GS) را به صورت تابعی از شش حوزه یاد شده مدل‌بندی می‌کنند. این مقاله بر اساس مدل این محققان و به شرح زیر صورت‌بندی شده است. برای انجام این کار در ابتدا شش حوزه رضایت‌مندی به صورت زیر فرمول‌بندی شده که جزئیات مربوط به تعریف عملیاتی متغیرها در پیوست (الف) مقاله ارائه شده است.

 

 

 رضایت‌مندی شغلی

(4)

 

رضایت‌مندی مالی

(5)

 

رضایت‌مندی مسکن

(6)

 

رضایت‌مندی سلامت

(7)

 

رضایت‌مندی اوقات فراغت

(8)

 

 

 

رضایت‌مندی محیط ­زندگی

(9)

 

در ادامه رضایت‌مندی کلی[29] (GS) به صورت تابعی از جنبه­های مختلف رضایت‌مندی یعنی  تعریف می‌شود. نمودار (1) ساختار مدل را به تصویر کشیده است که برگرفته از مطالعه وان پراگ و همکاران[30] (2003) است.

 

متغیرهای مستقل

درآمد، پس‌انداز

جنسیت، بعد خانوار

ساعات کار، فراغت

و . . .

 

حوزه‌های رضایت‌مندی

رضایت‌مندی شغلی

رضایت‌مندی مالی

رضایت‌مندی از مسکن

رضایت‌مندی از سلامت

رضایت‌مندی از فراغت

رضایت‌مندی از محیط زندگی

 

 

 

رضایت‌مندی کلی

                                                                                                       

 

 

 

 

نمودار 1. نمودار دولایه ساختار رضایت‌مندی

  منبع: ون پراگ و همکاران (2003)

 

با توجه به نمودار (1) می‌توان رضایت‌مندی کلی (GS) را  به صورت تابعی از رضایت‌مندی در حوزه­های مختلف ( )  و به صورت زیر تعریف کرد: 

(10)                                                                                                 

 

که  می‌توان آن­ را به­ صورت خطی و به شکل زیر نوشت:

(11)                                                                        

که درآن متغیرهای  به­ وسیله امیدریاضی شرطی و به شکل زیر اندازه‌گیری می‌شوند:

(12)                                      

و برای  نیز چنین است. محتمل است که متغیرهای درون‌زای  بتوانند یکدیگر را تحت تأثیر قرار دهند؛ به ­عنوان مثال، رضایت‌مندی شغلی، وابسته به رضایت‌مندی از سلامت باشد؛ اما در نمودار (1) همه اثرات تقاطعی بین جنبه­های مختلف رضایت‌مندی حذف شده است. همچنین ممکن است برخی متغیرهای مشترک غیرقابل مشاهده (مانند وضعیت سلامت بچه­ها) نیز وجود داشته باشند که هر دوی   و  ها را تحت تأثیر قرار دهند. برای لحاظ کردن این موارد پنهانی متغیر ابزاری  را در معادله رضایت‌مندی کلی وارد می­کنیم و رضایت‌مندی کلی را به صورت زیر نمایش می‌دهیم:

(13)                                                          

 بخشی از جملات اخلال معادلات  ها و  است. این دلالت دارد بر اینکه در معادله (13) متغیرهای توضیحی  ها با یکدیگر و با جمله ­اخلال همبستگی دارند که این منجر به تورش ­درون‌زایی[31] می­شود. برای حل این مشکل، باید یک متغیر ابزاری را برای جایگزینی  بسازیم (ون پراگ، فریجترز و کاربونال[32]، 2002). برای ساختن این متغیر ابزاری، ابتدا معادلات مربوط به ابعاد مختلف رضایت‌مندی ( ها) را به ­صورت توابعی از متغیرهای توضیحی برآورد می­کنیم، سپس­  به­ صورت مؤلفه اصلی اول ماتریس کوواریانس اجزای اخلال این معادلات تعریف می­شود. با اضافه کردن  به­ صورت متغیر توضیحی به معادله ، باقی­مانده اخلال   مثل قبل با اجزای ­اخلال معادلات DS همبستگی ندارد؛ زیرا وارد کردن  کوواریانس بین اجزای اخلال  و اجزای ­اخلال ها را حذف می­کند (ون پراگ، فریجترز و کاربونال ، 2003).

در فرایند تخمین، نکته دیگری نیز وجود دارد و آن اینکه جنبه­های رضایت‌مندی متغیرهای رتبه­ای طبقه­ای[33] هستند. تخمین یک معادله، زمانی­ که متغیر وابسته متغیری کیفی است، به­ وسیله مدل­های سنتی پروبیت یا لاجیت رتبه‌ای امکان­­پذیر است. اما در مدل این تحقیق نه­تنها متغیر وابسته ( ) بلکه متغیرهای توضیحی  نیز کیفی هستند. معمول­ترین روش در این شرایط استفاده از متغیر دامی است که در آن متغیر طبقه­ای با  طبقه به ­وسیله  متغیر دامی توصیف می­­شود و به­ عنوان رگرسوردر مدل وارد می­شود. این روش جالب نیست؛ زیرا وجود شش جنبه­ رضایت‌مندی یعنی . 54 ضریب رگرسیونی می­دهد که در این صورت ضرایب به ­سادگی قابل تفسیر نیستند. از آنجا که ( ) متغیرهای رتبه­ای هستند، می‌توان آن­ها را با هر تبدیلی به اعداد تبدیل کرد، مشروط براینکه رتبه­ مقادیر ( ) حفظ شود. به­ عنوان مثال، تبدیل زیرا را درنظر بگیرید: 

                                              (14)                                

­ها توابعی یک‌نواخت صعودی هستند. اجازه دهید که  به ­وسیله مدل با متغیر پنهانی[34] زیر تعریف ­شود.

                         (15)                                                            

سپس مدل رقیب زیر نیز می­تواند به کار برده شود:

(16)                                                                   

اگرچه تصریح تابعی بر حسب تبدیل دوم کاملاً متفاوت است؛ اما می‌توان نشان داد که مبادله بین متغیرهای پایه  بدون توجه به اینکه آیا از مدل اول یا دوم محاسبه شده باشند، مانند قبل حفظ می­شود. تأکید می‌کنیم که تبدیل  باید برای همه افراد یکسان باشد؛ زیرا ما فرض کردیم که پاسخ­های اولیه برای پاسخ­دهندگان مختلف معانی یکسانی دارند. بنابراین اگر بخواهیم ها را به ­عنوان متغیرهای توضیحی در یک رگرسیون وارد کنیم، تخصیص دادن مقادیر عددی به ­ها موضوعی مهم است. برای این کار یک متغیر توضیحی را ترجیح می­دهیم که بتواند بر کل محور اعداد حقیقی تغییر کند. به همین دلیل برای تبدیل ها از روش به کار گرفته شده توسط ترزا[35] (1987) استفاده می­کنیم. در سؤالات مربوط به رضایت‌مندی طبقات بین 10-0 شماره­گذاری شده‌اند. با بکارگیری رابطه زیر یک ارزش به    هر طبقه  تخصیص می‌دهیم:

(17)                                        

که  مقادیر  مقادیر چارک­های نرمال از نسبت­های نمونه 11 طبقه (جزئیات این روش در بخش سوم ارائه شد) پاسخ‌ها هستند.

3-1. معرفی داده‌ها 

جامعه آماری این تحقیق شامل کارکنان و اعضای هیات علمی  دانشگاه ایلام است که داده­های مورد نیاز با استفاده از پرسشنامه و روش نمونه‌گیری تصادفی طبقه‌ای شامل (کارکنان و اعضای هیات علمی) جمع­آوری شدند. پایایی پرسشنامه بر اساس اطلاعات حاصل از نمونه‌­گیری پیش­ آزمون و با استفاده از آلفای کرونباخ برابر 874/0 به دست آمد که  پایایی پرسشنامه را تائید کرد. به منظور بررسی روایی، پرسشنامه در اختیار خبرگان و اساتید مرتبط با رفاه قرار گرفت که نتایج به­ دست آمده بیانگر آن بود که پرسشنامه برای بررسی و سنجش موضوع از روایی لازم برخوردار است. تعداد نمونه نیز با استفاده از روش ککران  شامل 180 نفر از  کارکنان شرکتی، قرارداد معین، پیمانی و رسمی و اعضای هیأت علمی برآورد شد. میانگین سنی پاسخ‌دهندگان 4/37 سال، کم‌ترین سن 22 و بیشترین سن 60 سال می­باشد. 98/75 درصد از پاسخ­دهندگان مردان و 02/24 درصد آنان را زنان تشکیل می­دهند. همچنین 24/83 درصد پاسخ­دهندگان متأهل­ و 76/16 درصد مجرد می­باشند. درصد توزیع فراوانی وضعیت­ شغلی نشان می‌دهد که 77/65 درصد پاسخ‌دهندگان کارمند و 33/34 درصد آنها عضو هیأت علمی هستند. در جدول (1) میانگین رضایت‌مندی اعضای هیأت علمی و کارکنان از حوزه­های مختلف زندگی ارائه شده است. عدد 1 بیانگر نارضایتی کامل و عدد 10 بیانگر رضایت‌مندی کامل می­باشد. همان­گونه که ملاحظه می­کنید میانگین رضایت‌مندی از کل­ زندگی برای کارکنان بالاتر از اعضای هیأت علمی است.

 

جدول 1. میانگین رضایت‌مندی اعضای هیأت علمی، کارکنان از حوزه­های مختلف رضایت‌مندی

حوزه­های رضایت‌مندی	میانگین رضایت‌مندی کارکنان	میانگین رضایت‌مندی هیأت علمی
رضایت‌مندی ­از وضعیت ­مالی	58/3	27/2
رضایت‌مندی ­از وضعیت­ سلامت	16/6	04/7
رضایت‌مندی­ از وضعیت ­شغلی	16/5	48/3
رضایت‌مندی ­از منزل ­مسکونی	22/5	96/4
رضایت‌مندی ­از اوقات ­فراغت	16/5	92/3
رضایت‌مندی­از محیط ­زندگی	92/5	6/5
رضایت‌مندی ­کلی از زندگی	74/6	84/5

منبع: یافته‌های پژوهش

 

4. برآورد مدل و تحلیل یافته‌ها

در این قسمت، معادلات رضایت‌مندی در حوزه­های مختلف زندگیDS  و رضایت‌مندی کلی از زندگی GS، با استفاده از روش COLS برآورد و تحلیل می­شوند. نتایج تخمین مدل رضایت‌مندی شغلیبه روش COLS در جدول (2) ارائه شده است. در رابطه با سن و رضایت‌مندی  شغلی در ادبیات اقتصادی رابطه­ای به ­شکل  معکوس گزارش شده است (لیلیکس[36]، 2008 و گراهام[37]، 2009)؛ زیرا افراد در میان ­سالی نسبت به جوانی و پیری از رفاه بالاتری برخوردارند که همان پدیده سیکل زندگی است. در این تحقیق برخلاف انتظار، ضریب سن و توان دوم آن معنادار نیستند. متغیر جنسیت بر رضایت‌مندی شغلی تأثیر مثبت دارد و مردان نسبت به زنان دارای رضایت‌مندی شغلی بالاتری هستند که می‌تواند ناشی از قوانین استخدامی و شیوه و میزان پرداخت به زنان در مقایسه با مردان در ایران باشد.

 

جدول2. نتایج حاصل از تخمین رضایت‌مندی شغلی با روش COLS

Prob	ضریب	متغیر
952/0	541/0	C
961/0	247/0	Ln(age)
900/0	086/0-	Ln(age)^2
517/0	136/0-	Job condition
000/0	634/0	Ln(years education)
876/0	002/0-	Ln(adults)
000/0	132/0	Ln(children)
006/0	199/0	Gender
857/0	291/9	Working income
025/0	274/0-	Ln(working hours)
104/0	098/0-	Extra money
036/0	002/0-	Ln(extra hours)
518/0		R-squared
483/0		Adjusted R-squared
816/14		F-statistic
000/0		Prob(F-statistic)
852/1		Durbin-Watson stat

منبع: یافته‌های پژوهش

 

تعداد بزرگسالان بی‌معنا اما تعداد کودکان دارای اثر مثبت و معنا­داری بر رضایت‌مندی شغلی است. تأثیر درآمد بر رضایت‌مندی شغلی بی­معناست؛ اما ساعات کار و ساعات اضافه کار دارای اثرات منفی و معناداری بر رضایت‌مندی شغلی هستند. از آنجا که تحصیلات بالاتر امکان دست‌یابی به شغل­ بهتر را برای افراد فراهم می­کند، این متغیر دارای اثر مثبت و معنادار بر رضایت‌مندی شغلی است.

نتایج تخمین مدل مربوط به رضایت‌مندی مالی در جدول (3) آمده است. همانند رضایت‌مندی شغلی در اینجا نیز بین سن و رضایت‌مندی مالی رابطه­ معناداری وجود ندارد. انتظار می­رفت که  درآمد ماهیانه خانوار دارای اثر مثبت و معنادار بر رضایت‌مندی مالی باشد، اما در اینجا اثر آن بی‌معناست.

 

جدول 3. نتایج حاصل از تخمین رضایت‌مندی مالی با روش COLS

Prob	ضریب	متغیر
827/0	305/1	C
004/0	162/0	Job condition
803/0	828/0-	Ln(age)
785/0	125/0	Ln(age)^2
960/0	002/0	Gender
816/0	004/0-	Ln(children)
004/0	030/0-	Ln(adults)
419/0	710/1	Ln(household income)
002/0	251/0	Ln(years education)
171/0	750/3	Ln(saving)
820/0	016/0	Living together
001/0	129/0	Second earner
413/0		R-squared
374/0		Adjusted R-squared
619/10		F-statistic
000/0		Prob(F-statistic)
926/1		Durbin-Watson stat

منبع: یافته‌های پژوهش

 

همان­گونه که انتظار می­رود تعداد بزرگسالان و تعداد بچه‌ها که به نوعی نمایانگر بعد خانوار است، با رضایت‌مندی مالی رابطه منفی دارند، اما ضریب مربوط به تعداد کودکان معنادار نیست. پس­انداز طبق انتظار دارای اثر مثبت بر رضایت‌مندی است، اما ضریب آن معنادار نیست. تحصیلات دارای اثر مثبت و معنا­دار بر رضایت‌مندی مالی است. وضعیت شغلی نیز دارای اثرمثبت و معنادار بررضایت‌مندی مالی است. همچنین وجود بیش از یک فرد شاغل در خانوار دارای اثر مثبت و معنادار بر رضایت‌مندی مالی است.

نتایج تخمین رضایت‌مندی از منزل مسکونی در جدول (4) آمده است. ضریب متغیر سن  بر رضایت از منزل مسکونی معنادار نیست. درآمد ماهیانه خانوار دارای اثر مثبت و معنادار بر رضایت از منزل مسکونی می­باشد. همان­گونه که انتظار می­رود تعداد کودکان دارای اثر منفی و معناداری بر رضایت از منزل مسکونی است. تحصیلات نیز دارای اثر مثبت و معنادار بر رضایت‌مندی از مسکن است. هزینه­های ماهیانه مسکن نیز دارای اثر منفی و معنادار بر رضایت‌مندی از منزل مسکونی هستند.

 

 

جدول 4. نتایج حاصل از تخمین رضایت‌مندی از وضعیت منزل مسکونی با روش COLS

Prob	ضریب	متغیر
571/0	895/3	C
642/0	027/0	Job condition
531/0	392/2-	Ln(age)
480/0	375/0	Ln(age)^2
591/0	024/0-	Gender
069/0	073/0	Ln(children)
540/0	007/0	Ln(adults)
002/0	071/6	Ln(household income)
024/0	211/0	Ln(years education)
001/0	012/0-	ln(housing cost)
001/0	127/0	Reform
228/0		R-squared
177/0		Adjusted R-squared
464/4		F-statistic
000/0		Prob(F-statistic)
271/2		Durbin-Watson stat

منبع: یافته‌های پژوهش

نتایج تخمین معادله رضایت از وضعیت سلامت در جدول (5) ذکر شده است. تأثیر سن بر رضایت‌مندی سلامت معنا­دار نیست. جنسیت دارای اثر مثبت با معناداری بالا بر رضایت‌مندی در حوزه سلامت است؛ یعنی رضایت‌مندی مردان نسبت به زنان در حوزه سلامت بالاتر است. درآمد ماهیانه خانوار و پس‌انداز آن دارای اثرات مثبت و معنادار و تعداد بزرگسالان دارای اثر منفی و معنا­داری بر ‌ از وضعیت سلامت می‌باشند؛ اما زندگی در کنار خانواده دارای اثر مثبت و وضعیت شغلی دارای اثر منفی بر رضایت‌مندی از وضعیت سلامت است.

 

جدول 5. نتایج حاصل از تخمین رضایت‌مندی از وضعیت سلامت با روش COLS

Prob	ضریب	متغیر
462/0	849/5	C
066/0	117/0-	Job condition
586/0	350/2-	Ln(age)
677/0	247/0	Ln(age)^2
000/0	378/0	Gender
343/0	043/0	Ln(children)
000/0	032/0-	Ln(adults)
852/0	036/0	Ln(years education)
000/0	420/6	Ln(household income)E
006/0	147/0-	Living together
017/0	440/3	Saving
580/0		R-squared
553/0		Adjusted R-squared
922/20		F-statistic
000/0		Prob(F-statistic)
130/2		Durbin-Watson stat

منبع: یافته‌های پژوهش

نتایج تخمین معادله رضایت‌مندی از اوقات فراغت در جدول (6) آمده است. طبق انتظار تعداد ساعات کار اثر منفی و فراغت دارای اثر مثبت و معنادار می­باشند. زندگی در کنار خانواده و سطح تحصیلات نیز از جهت آنکه باعث بهره‌­برداری بهتر از اوقات فراغت می­شوند، دارای اثرات مثبت و معنادار هستند. اثرات سن بر رضایت از اوقات فراغت  معکوس می­باشد. برخلاف انتظار درآمد خانوار یک عامل تأثیرگذار و مهم بر رضایت از اوقات فراغت نیست؛ اما وضعیت شغلی دارای اثر مثبت بر رضایت‌مندی از اوقات فراغت است.

 

جدول 6.  نتایج حاصل از تخمین رضایتمندی از اوقات فراغت با روش COLS

Prob	ضریب	متغیر
024/0	172/19-	C
067/0	092/0	Job condition
028/0	381/10	Ln(age)
032/0	415/1-	Ln(age)^2
828/0	011/0-	Gender
596/0	012/0	Ln(children)
134/0	019/0	Ln(adults)
000/0	301/0	Ln(years education)
503/0	710/1-	Ln(household income)
081/0	157/0	Living together
000/0	005/0	ln(leisure time)
037/0	003/0-	Ln(working hours
386/0		R-squared
345/0		Adjusted R-squared
495/9		F-statistic
000/0		Prob(F-statistic)
798/1		Durbin-Watson stat

منبع: یافته‌های پژوهش

 

در نهایت رضایت از محیط ­زندگی را مورد بررسی قرار می­دهیم که نتایج حاصل از برآورد رابطه رضایت از محیط ­زندگی در جدول (7) یاد شده است. بر اساس نتایج به­دست آمده تحصیلات، اوقات فراغت و درآمد خانواده دارای آثار مثبت و معنادار بر میزان رضایت از محیط زندگی می‌باشند و متغیرهایی مانند سن، جنسیت، بعد خانوار و وضعیت شغلی بر میزان رضایت از محیط زندگی تأثیر معنا­داری نداشتند.

 

جدول 7. نتایج حاصل از تخمین رضایت‌مندی از محیط زندگی با روش COLS

Prob	ضریب	متغیر
563/0	035/5	C
138/0	077/0-	Job condition
505/0	227/3-	Ln(age)
460/0	497/0	Ln(age)^2
109/0	092/0-	Gender
834/0	004/0-	Ln(children)
434/0	010/0	Ln(adults)
000/0	318/0	Ln(years education)
101/0	350/4	Ln(household income)
674/0	039/0	Living together
000/0	008/0	ln(leisure time)
316/0		R-squared
275/0		Adjusted R-squared
734/7		F-statistic
000/0		Prob(F-statistic)
834/1		Durbin-Watson stat

منبع: یافته‌های پژوهش 

 

بررسی نتایج حاصل از برآورد عوامل مؤثر بر رضایت‌مندی در حوزه­های مختلف زندگی نتایج جالبی را آشکار می­کند. در شش حوزه مورد بررسی صرفاً در سه حوزه سلامت، فراغت و محیط زندگی، درآمد خانوار به ­عنوان یک متغیر تأثیرگذار و با معنا ظاهر شده است. در حالی که میزان تحصیلات در پنج حوزه بر میزان رضایت‌مندی افراد تأثیر مثبت و معناداری دارد. این نتایج نشان می­دهد که عدم رضایت از زندگی را صرفاً نمی­توان با مؤلفه­های پولی تبیین کرد. به همین دلیل در ادامه جهت بررسی رضایت کلی از زندگی آن را به صورت تابعی از میزان رضایت از شش حوزه یاد شده فرموله می‌کنیم. معادله (18) به­ صورت جداگانه برای کل نمونه، کارکنان و اعضای هیأت علمی برآورد شده و نتایج حاصل در جدول (8) یاد شده است.

 

(18)

 

جدول 8. نتایج حاصل از تخمین رضایت‌مندی از کل زندگی برای کل نمونه با روش COLS

Prob	ضریب	متغیر
198/0	065/0	C
114/0	106/0	Job satisfaction
006/0	191/0	Financial satisfaction
006/0	173/0	Health satisfaction
334/0	059/0-	House satisfaction
000/0	528/0	Environmentsatisfaction
210/0	084/0	Leisure satisfaction
505/0	026/0-	Z
622/0		R-squared
606/0		Adjusted R-squared
987/39		F-statistic
000/0		Prob(F-statistic)
912/1		Durbin-Watson stat

منبع: یافته‌های پژوهش

 

جدول 9. نتایج حاصل از تخمین رضایت‌مندی از کل زندگی برای کارکنان با روش COLS

Prob	ضریب	متغیر
332/0	059/0	C
026/0	200/0	Financial satisfaction
406/0	066/0	Job satisfaction
022/0	172/0	Health satisfaction
206/0	104/0	Leisure satisfaction
734/0	027/0	House satisfaction
000/0	461/0	Environmentsatisfaction
562/0	028/0-	Z
540/0		R-squared
515/0		Adjusted R-squared
984/21		F-statistic
000/0		Prob(F-statistic)
724/1		Durbin-Watson stat

منبع: یافته‌های پژوهش

 

نتایج حاصل از تخمین مدل برای کل نمونه در جدول (8) نشان می­دهد که رضایت‌مندی مالی، سلامت و محیط­ زندگی، رضایت‌مندی از کل زندگی را توضیح می­دهند. نتایج حاصل از برآورد تابع برای کارکنان دانشگاه در جدول (9) یافته­های یاد شده را تأیید می­کند؛ اما نتایج حاصل از برآورد مدل برای اعضای هیأت علمی در جدول (10) اندکی متفاوت است؛ به طوری که تنها متغیر تأثیرگذار بر سطح  رضایت‌مندی از کل زندگی اعضای هیأت علمی، صرفاً رضایت‌مندی مالی است.

یکی از سؤالات مهمی که در اینجا مطرح می­شود دانستن ارتباط بین ابعاد مختلف رضایت‌مندی است. این موضوع از جنبه دیگری نیز دارای اهمیت است؛ زیرا در مدل رضایت‌مندی کلی فرض را بر این نهادیم که رضایت‌مندی در حوزه‌های مختلف ارتباط چندانی با یکدیگر ندارند. برای پاسخ از ماتریس ضرایب همبستگی ارائه شده در جدل (11) استفاده می­شود.

جدول 10. نتایج حاصل از تخمین رضایت‌مندی از کل زندگی برای اعضای هیأت علمی

با روش COLS

Prob	ضریب	متغیر
519/0	127/0	C
022/0	452/0	Financial satisfaction
166/0	280/0	Job satisfaction
627/0	081/0	Health satisfaction
922/0	016/0	Leisure satisfaction
077/0	224/0-	House satisfaction
133/0	242/0	Environmentsatisfaction
623/0	069/0	Z
683/0		R-squared
614/0		Adjusted R-squared
871/9		F-statistic
000/0		Prob(F-statistic)
542/2		Durbin-Watson stat

منبع: یافته‌های پژوهش

 

جدول 11. ماتریس ضرایب همبستگی بین حوزه‌های مختلف رضایت‌مندی

محیط زندگی	مسکن	فراغت	شغلی	سلامت	مالی	حوزه‌های رضایت‌مندی
					1	مالی
				1	4045/.	سلامت
			1	5676/.	6503/.	شغلی
		1	5654/.	4948/.	5910/.	فراغت
	1	4373/.	4119/.	3075/.	4013/.	مسکن
1	5661/.	4443/.	4082/.	4007/.	3672/.	محیط زندگی

منبع: یافته‌های پژوهش

نتایج جدول (11) نشان می‌دهد که بین حوزه‌های مختلف رضایت‌مندی همبستگی مثبت وجود دارد؛ اما بجز در مورد همبستگی بین رضایت‌مندی مالی و رضایت‌مندی شغلی که برابر با 65 درصد است در هیچ مورد میزان این همبستگی از 60 درصد بالاتر نیست که این موضوع فرض استقلال رضایت‌مندی در حوزه‌های مختلف زندگی که مدل ما برآن مبتنی بود را توجیه می‌کند. بالاترین همبستگی بین رضایت‌مندی مالی و رضایت‌مندی شغلی است که برابر با 65 درصد و کمترین همبستگی بین رضایت‌مندی مالی و رضایت‌مندی از محیط­ زندگی می­باشد. برخلاف ادبیات رضایت‌مندی، آن را بر اساس وضعیت مالی افراد می­سنجند، نتایج همبستگی بسیار بالایی بین رضایت‌مندی مالی و رضایت در سایر حوزه­ها­ی زندگی را نشان نمی­دهد؛ به ­عنوان مثال همبستگی بین رضایت‌مندی مالی و رضایت از مسکن برابر با 40 درصد و همبستگی بین رضایت‌مندی مالی و رضایت از محیط­ زندگی برابر با 36 درصد است.

 

5. نتیجه‌گیری و پیشنهادها

در این مقاله تلاشی در راستای اندازه­گیری حوزه­های انفرادی و کلی رضایت‌مندی و نحوه ارتباط آن­ها با یکدیگر صورت گرفت. برای این کار در ابتدا داده‌های لازم با بکارگیری پرسشنامه و به روش نمونه­گیری طبقه­ای تصادفی از جامعه آماری کارکنان و اعضای هیأت علمی دانشگاه ایلام در سال 1394 گردآوری  شد. سپس به روش ترزا (1987) داده‌های مربوط به رضایت‌مندی کلی و میزان رضایت‌مندی از حوزه­های مختلف که اعداد رتبه­ای طبقه­ای در دامنه 0 تا 10 بودند را به صورت اعدادی پیوسته در دامنه 0 تا 1 بر محور اعداد حقیقی تبدیل کردیم. سپس رضایت‌مندی از کل زندگی به صورت تابعی از رضایت‌مندی در شش حوزه مختلف (شغلی، مالی، مسکن، سلامت، اوقات فراغت و محیط زندگی) برآورد شد. یافته­های اصلی این مطالعه به شرح زیر است:

تنها مؤلفه مؤثر بر رضایت‌مندی افراد از زندگی، رضایت‌مندی مالی نیست. به ­عنوان مثال در شش حوزه مورد بررسی، صرفاً در سه حوزه سلامت، فراغت و محیط زندگی درآمد خانوار به عنوان یک متغیر تأثیرگذار ظاهر شده است؛ در حالی­ که میزان تحصیلات بر پنج حوزه از شش حوزه رضایت‌مندی مورد بررسی تأثیر مثبت و معنا­داری داشته است. بر این اساس توصیه می‌شود که نهادهای حمایتی و خصوصاً وزارت رفاه در برنامه‌های حمایتی خویش که اکثراً مبتنی بر متغیرهای مالی است، تجدیدنظر نموده و بسته‌های رفاهی جامع‌تری را در اختیار افراد جامعه قرار دهند.

این مطالعه شروعی برای مطالعات بعدی است. نتایج آنها نیز می‌تواند در تدوین درست‌تر سیاست‌های رفاهی به سیاست‌گذاران کشور یاری رساند. اما انجام چنین مطالعاتی نیازمند وجود داده‌های دقیق خرد در سطحی گسترده‌تر است؛ بنابراین در پرسشنامه­های مربوط به هزینه - درآمد خانوارها و در سرشماری­های عمومی نفوس و مسکن، سؤالاتی در راستای سنجش میزان رضایت‌مندی خانوارها در حوزه­های مختلف زندگی­ گنجانده شود؛ زیرا این شیوه خود­اظهاری در اکثر کشورهای دنیا از طریق مراکز آماری در حال انجام است و داده­های ارزشمندی را در اختیار محققان قرار داده است.

---

[1] Goedhart et al.

[2] Van Praag, Goedhart, and Kapteyn

[3] Case and Deaton

[4] Deutsch and Silber

[5] Maassoumi

[6] Slottje

[7] Kakwani and Silber

[8] Richard Esterlin

[9] Esterlin Paradox

[10] Van Praag, Frijters, Ferrer-i-Carbonell

[11] Van Praag and Ferrer-i-Carbonell

[12] Clark and Oswald

[13] Easterlin

[14] Oswald

[15] Frank

[16] Diener, Suh, Lucas and Smith

[17] Ferrer-i-Carbonell and Van Praag

[18] Van Praag and Baarsma

[19] Probit Related Method

[20] Ordered Probit

[21] دلیل­ انتخاب تابع توزیع نرمال که تابعی انعطاف­پذیر صعودی در­ بازه  و محدود شده بین صفر و یک است.

[22] Interval Regression

[23]  Fujita, F., Diener, E., & Sandvik, E.

[24]  Diener, E.

[25]  Bradburn, N. M.

[26]  Adler, M.G., & Fagley, N. S.

[27]  Tait. M., Padgett, M. Y.

[28]  Eddington, N., & Shuman, R.

[29] General Satisfaction

[30] Van Praag et al.

[31] Endogeneity Bias

[32] Van praag, Frijters and Carbonell

[33] Categorical Ordinal Variable

[34] Latent Variable Model

[35] Terza

[36] Lelex

[37] Graham

مراجع

منابع

-      بختیاری، صادق، فتح آبادی، مهدی (1389). رابطه بیکاری و تورم با شادی و رفاه: مطالعه تجربی برای تعدادی منتخب از کشورهای آسیایی. گزارش راهبردی. معاونت پژوهش‌های اقتصادی، شماره 131.

-      خسروی، صدراله، قربانی، امید، بردیده، محمدرضا (1389). بررسی عوامل موثر بر شادمانی دانشجویان دانشگاه آزاد واحد فیروز آباد، مجله مشاور مدرسه، 6(1):8-14.

-      عباسیان، عزت اله، نسرین دوست، میثم (1391). اقتصاد رفاه، نشر نور علم، چاپ اول.

-      محمد زاده، پرویز، اصغر پور، حسین، منیعی، امید (1392). بررسی تاثیر درآمد بر شادی نیروی کار در ایران. مجله تحقیقات اقتصادی، 48: 139-158.

-      محمدیان منصور، صاحبه، گل خندان، ابوالقاسم، خوانساری، مجتبی، گل خندان، داود (1394). تحلیل عوامل اقتصادی و اجتماعی موثر بر شادی: یک تحلیل اقتصادسنجی با در نظر گرفتن محدودیت‌های مذهبی. فصلنامه برنامه‌ریزی رفاه و توسعه اجتماعی، (25): 125-163.

-      نیلی، فرهاد، بابازاده خراسانی، بهزاد (1391). شناسایی عوامل مؤثر بر رفاه ذهنی در ایران. پژوهش‌های پولی- بانکی، 6 (14): 27-48.

-        Adler, M.G., & Fagley, N. S. (2005). Appreciation: Individual differences in finding value and meaning as a unique predictor of subjective well-being. Journal of personality, 73: 412-425.

-        Bradburn, N. M. (1969). The Structure of psychological well-being. Chicago; Aldine publishing company.

-        Case, A. & A. Deaton (2002). Consumption, health, gender and poverty. Working Paper Princeton University, 7/02.

-        Citro, C.F. & R.T. Michael (eds) (1995). Measuring Poverty: A New Approach. Washington DC, National Academy Press.

-        Deutsch, J. & J.G. Silber (2005). Measuring multidimensional poverty: an empirical comparison of various approaches. Review of Income and Wealth, 51(1): 145–74.

-        Diener, E., & Schwarz, N. (Eds.) (2002). Well-Being, the foundations of hedonic psychology. Russell Sage Foundation. New York (Chapter11).

-        Diener، E. (2002). Frequently Asked question (FAQ’S) about subjective well-being (Happiness and life satisfaction). A printer for report and new comers.http://www./s.psych.uivc.edu/-ediener/fag.html.

-        Easterlin, R. (1974). Does economic growth improve the human lot? In Paul A. David and Melvin W. Reder (eds), Nations and Households in Economic Growth: Essays in Honor of MosesAbramovitz. New York: Academic Press, Inc.

-        Eddington, N.، & Shuman, R. (2004). Subjective Well-being. Presented by continuity psychology education.

-        Frank, Robert H. (1997). The frame of reference as a public good. Economic Journal, 107 (445): 1832-1847.

-        Fujita, F., Diener, E., & Sandvik، E. (1991). Gender differences in negative affect and well-being: The case for emotional intensity. Journal of Personality and Social Psychology, 61: 427-434. 

-        Kakwani, N. & Silber, j. (2008). Quantitative approaches to multidimensional poverty measurement. 1th ed, Palgrave Macmillan: New York,

-        Lane, Robert E. (1991). The market experience. Cambridge: Cambridge University Press.

-        Massoumi, E. (1986). The measurement and decomposition of multidimensional inequality, Econometrica, 54: 991–7.

-        Oswald, A. J. (1997). Happiness and economic performance. Economic Journal, 107/445: 1815-31.

-        Sen, A. (1985). Commodities and capabilities. Amsterdam: North-Holland.

-        Slottje, D.J. (1991). Measuring the quality of life across countries. Review of Economics and Statistics, 73: 684–93.

-        Tait. M. & Padgett, M. Y. (1989). Job and life satisfaction: A reevaluation of the strength of relationship and gender effects as a function of the date of the study. Journal of Applied Psychology, 74: 502-507.

-        Terza, J. V. (1987). Estimating linear models with ordinal qualitative repressors. Journal of Econometrics, 34/3: 275-91.

-        Townsend, P. (1979). Poverty in the United Kingdom: A Survey of Household Resources and Standards of Living. Harmondsworth: Penguin Books.

-        Van Praag, (1971). The welfare function of income in Belgium: An Empirical Investigation. European Economic Review, 2: 337-69.

-        van Praag, B.M.S., T. Goedhart, & A. Kapteyn (1980). The poverty line – a pilot survey in Europe. The Review of Economics and Statistics, 62(3): 461–5.

-        Van Praag, B.M.S., P. Frijters & A. Ferrer-i-Carbonell (2003). The anatomy of well-being. Journal of Economic Behavior and Organization, 51: 29–49.

-        Van Praag, B.M.S. & A. Ferrer-i-Carbonell (2004). Happiness quantified: A satisfaction calculus approach. (revised edition 2007). Oxford: Oxford University Press.

-        Van Praag, B.M.S. & B. Baarsma (2005). Using happiness surveys to value intangibles: the Case of Airport Noise. Economic Journal, 115: 224–46.

-        Van Praag, B. M. S & Ferrer-i-Carbonell, A. (2002). Age-differentiated health losses caused by illnesses. Discussion Paper 02-01513, Tinbergen Institute, Amsterdam.