基于中國家庭金融調查數據的創(chuàng)業(yè)與居民幸福感實證研究

陳福中，盧景新

(對外經濟貿易大學 國際經濟貿易學院，北京 100029)

創(chuàng)新是社會進步的靈魂，是推動社會經濟發(fā)展和改善民生的重要途徑。改革開放以來，中國經濟得到迅速發(fā)展，成為世界第二大經濟體。當前，中國經濟進入了“新常態(tài)”發(fā)展階段，為了推動經濟的持續(xù)快速增長，需要通過創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新來尋求新興動能，以解決產能過剩以及后勁不足的問題，從而激發(fā)中國經濟持續(xù)增長的活力和動力。此外，中國勞動力人口所占比重不斷提高，就業(yè)壓力加大，存在就業(yè)質量總體偏低進而影響居民幸福感等問題[1-2]。因此，大力提倡創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新，不僅能夠緩解就業(yè)壓力，而且能夠通過創(chuàng)新提升整體就業(yè)質量。

世界經濟發(fā)展的整體步伐開始減緩，國際市場需求降低，出口導向型的增長方式難以為繼，進出口貿易結構發(fā)生了深刻的變化[3]。當前，中國經濟增長速度有所放緩，結構性矛盾凸顯。為進一步推動中國經濟發(fā)展，除了需要通過創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)來刺激國內市場需求，還要研發(fā)出新的技術和產品，增強國際市場競爭力，提高國際市場需求份額。2014年9月，在夏季達沃斯論壇上，李克強總理首次提出“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”號召；2015年6月，國務院頒布《關于大力推進大眾創(chuàng)業(yè)萬眾創(chuàng)新若干政策措施的意見》，對“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”以及培育和催生社會經濟發(fā)展新動力，進一步做出具體部署；在之后的各項會議以及工作視察中，李克強總理多次強調國家要促進“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”局面的形成。根據對創(chuàng)業(yè)者在勞動力市場的創(chuàng)業(yè)回報研究結果，創(chuàng)業(yè)者收入一般會高于非創(chuàng)業(yè)者，同時還可獲得一些“非貨幣”性質的回報，如創(chuàng)業(yè)者良好的身體健康狀況以及較高的幸福感等[4]。然而，在一些文獻中也發(fā)現了創(chuàng)業(yè)并不能穩(wěn)定地提高居民幸福感的證據。例如，創(chuàng)業(yè)者可能由于創(chuàng)業(yè)期間為了企業(yè)的運營和發(fā)展，承受了諸多壓力，導致健康狀況受到影響；以及由于把時間過多地花費在創(chuàng)業(yè)上，導致家庭不太幸福和睦，其最終的創(chuàng)業(yè)結果和自己的預期差距較大，極大地降低了幸福感[5]。創(chuàng)業(yè)對居民幸福感的影響并非是單一的，影響方向以及效應大小均有差異，內在的影響機制較為復雜。

當前，中國經濟發(fā)展由高速向中高速調整，以勞動力供求結構問題和國內外市場需求結構問題等為代表的結構性矛盾逐步成為制約經濟持續(xù)發(fā)展的重要因素。為進一步推進經濟結構優(yōu)化調整，政府提出了“雙創(chuàng)”的號召，可以在一定程度上緩解當前日益加劇的結構性矛盾，也可能影響一般居民對個人生活滿意度的評價?；诖耍疚牟捎弥袊彝ソ鹑谡{查(CHFS)數據，深入討論創(chuàng)業(yè)與居民幸福感的關系以及潛在的影響機制，從而為推動創(chuàng)業(yè)并提升居民幸福感提供針對性的政策思考。

一、文獻綜述

在已有研究文獻中，很多學者對居民幸福感概念的界定，提出了多種不同的觀點。有的學者認為，主觀幸福感是指主體根據自己的標準對生活質量所做出的評價，認為主觀幸福感包括認知評價和某種感覺，是一個多維度的概念[6]。Olshavsky et al.和Anderson在20世紀70年代就開始研究個人滿意度，提出期望以及績效對個人滿意度的影響，認為它們具有正相關關系[7-8]。伴隨著市場經濟的不斷發(fā)展，20世紀80年代，學術界開始從營銷的角度對居民幸福感進行界定。Day和Lee認為個人生活領域中的事件和活動，通過由下而上的外溢理論對消費個人的生活質量產生影響，從而引申出個人幸福感這一概念[9-10]。Pancer et al.發(fā)現幸福感已經成為市場研究員需要重點關注的一個新興領域[11]。Sirgy將居民幸福感研究計劃納入五大類倫理體系，即主權倫理、非男性的義務倫理、利益相關者理論的倫理、社會正義的倫理以及人類發(fā)展和生活的倫理[12]。Sirgy et al.提出居民幸福感的理想定義，應該是捕捉個人在市場上的各種經驗，捕獲居民幸福感以反映個人和社會福利，以及具有非常高的判斷性和實用性以幫助決策者識別原因，從而采取補救措施[13]。謝鳳華等認為，盡管學者采取不同的理論研究居民幸福感，但其本質屬性并沒有改變，居民幸福感是個人的一種主觀感受或評價，以及對生活領域相關活動的心理體驗[14]。Xiao研究發(fā)現，居民幸福感由客觀指標和主觀指標衡量，除此之外，還受到周圍一些因素的影響，如政府、企業(yè)、大眾媒體和技術等；政府通過經濟政策影響個人的收入、支出、債務和資產；企業(yè)或政府控制大眾媒體對消費支出和其他經濟行為構成影響；而技術進步，特別是信息技術日新月異，為個人提供了新穎的產品和服務，從而在許多方面提升了個人生活的舒適度[15]。

創(chuàng)業(yè)是一個跨學科并且較為復雜的經濟活動，涉及經濟學、社會學、心理學、管理學以及人類學等學科領域。李時椿等認為，與中國國情相結合，創(chuàng)業(yè)是通過必要的努力和時間，尋找、發(fā)現并把握商業(yè)機會，創(chuàng)建企業(yè)以及組織結構，籌備各種資源，將產品或服務推向市場，最終實現企業(yè)價值的過程[16]。對于創(chuàng)業(yè)活動的影響因素，有許多研究者進行了重點關注。趙向陽等從國家文化的宏觀角度研究其對創(chuàng)業(yè)活動影響，認為現代主義文化與一個國家的創(chuàng)業(yè)活動密切相關，但與創(chuàng)業(yè)活動的數量沒有顯著的關系[17]。從制度因素的角度來看，陳剛發(fā)現嚴格的政府管制大大提高了創(chuàng)業(yè)活動的成本，政府管制對創(chuàng)業(yè)活動有著顯著的負相關關系，因此為了提高創(chuàng)業(yè)活力，政府應該“簡政放權”[18]。創(chuàng)業(yè)活動使得市場更有競爭力，需要政府出臺相關政策措施予以鼓勵和推動。Kirzner發(fā)現，即使是模仿創(chuàng)業(yè)活動也能促進經濟增長[19]。此外，Audretsch et al.認為政府決策者應當鼓勵和提倡創(chuàng)業(yè)活動[20]。而從經濟層面而言，張龍耀等基于微觀視角的經驗分析后認為，金融約束對家庭創(chuàng)業(yè)活動有著抑制作用，但隨著金融的不斷發(fā)展會趨于減弱，因此要不斷促進金融改革以帶動創(chuàng)業(yè)活動[21]。從對個人和家庭的影響層面，尹志超等研究發(fā)現，金融知識對創(chuàng)業(yè)活動有著積極的影響，金融知識水平越高，越能推動家庭參與創(chuàng)業(yè)活動[22]。

回顧已有文獻，多數學者比較贊同創(chuàng)業(yè)會對居民幸福感產生積極影響的觀點。魏江等以145名創(chuàng)業(yè)者二代為調查對象，探索了創(chuàng)業(yè)動機、創(chuàng)業(yè)環(huán)境與創(chuàng)業(yè)幸福感的關系，研究發(fā)現創(chuàng)業(yè)機會導向動機與創(chuàng)業(yè)者的幸福感具有顯著的正相關關系，進而得到創(chuàng)業(yè)能夠提升居民幸福感的結論[23]。潘春陽等通過中國綜合社會調查數據，對創(chuàng)業(yè)與其創(chuàng)業(yè)回報之間的關系進行了深入的研究。他們研究發(fā)現，創(chuàng)業(yè)與創(chuàng)業(yè)回報有著顯著的正相關關系，無論對于貨幣回報還是非貨幣回報都是如此；創(chuàng)業(yè)者的收入比非創(chuàng)業(yè)者的收入高30%～40%；創(chuàng)業(yè)者的工作時間更長，其幸福感也比非創(chuàng)業(yè)者要高[24]。在國外的一些研究中，Ben et al.分析了多個國家創(chuàng)業(yè)者和一般工作人員之間的幸福感差異，結果表明物質層面的差異，如較高的薪酬、較少的工作時間以及潛在的人格差異等，都無法解釋所觀察到的幸福感之間的差異。值得注意的是，Ben et al.發(fā)現，個體經營者幸福感更高，其原因主要在于他們享有更大決策自主權[25]。Andersson采用1991年和2000年中2 000多個樣本的生活和工作狀況數據，對創(chuàng)業(yè)者及其雇用員工之間的幸福感進行分析，研究發(fā)現創(chuàng)業(yè)者和雇傭員工之間存在明顯的差異，創(chuàng)業(yè)者的幸福感相比雇傭員工更高[26]。Blancherflower和Blancherflower et al.通過比較分析11個OECD國家和一些歐洲國家的數據發(fā)現，創(chuàng)業(yè)者比就業(yè)者具有更高的生活滿意度，其幸福感更高[27-28]。

然而，一些研究者卻發(fā)現，創(chuàng)業(yè)并沒有想象中那么振奮人心。Blanchflower研究了經濟合作與發(fā)展組織的70多個國家，發(fā)現創(chuàng)業(yè)者的比例在逐漸減少，很多創(chuàng)業(yè)者認為自己的工作壓力很大，每天處于疲勞狀態(tài)，會由于過度擔憂工作而失眠，甚至出現一些心理健康問題。盡管如此，他們依舊認為自己創(chuàng)業(yè)能夠掌控自己的生活以及人生，具有相當高的幸福感[29]。Andersson通過研究瑞典的微觀數據后認為，創(chuàng)業(yè)者比就業(yè)人員遭遇了更多的心理健康問題，但卻發(fā)現創(chuàng)業(yè)者的生活滿意度和幸福感比就業(yè)人員要高。此外，Ramón-Llorens et al.基于自我管理的問卷調查獲得的數據研究創(chuàng)業(yè)者和非創(chuàng)業(yè)者在其幸福感和工作生活平衡兩方面之間的差異，得出創(chuàng)業(yè)與其幸福感之間的關系具有爭議性的結論，他們還發(fā)現了阻礙和促進這種關系的影響因素[30]。

居民幸福感，是一個主觀的綜合評價指標，涉及到主觀和客觀多方面的影響因素。創(chuàng)業(yè)活動涉及到政府以及微觀主體，相關的政策措施對居民創(chuàng)業(yè)項目成功與否的影響日益凸顯。從已有研究來看，大多數文獻的結論并未得到一致認可，并且存在較大差異。中國經濟面臨著復雜的外部和內部環(huán)境，在發(fā)展過程中形成了自身的特色。已有文獻的局限在于，一方面沒有很好地與中國的具體國情相結合，另一方面未能從微觀視角分析創(chuàng)業(yè)對居民幸福感的影響。研究結論的莫衷一是也是此前研究的一大局限。因此，為進一步明確創(chuàng)業(yè)與居民幸福感之間的關系，并解析創(chuàng)業(yè)對居民幸福感的內在影響機制，本文采用中國家庭金融調查的微觀數據，在傳統(tǒng)OLS回歸方法的基礎上，綜合運用Ordered Probit回歸方法，實證分析了創(chuàng)業(yè)對居民幸福感的影響。

二、研究假設、計量模型與樣本數據

(一)研究假設

創(chuàng)業(yè)是一項具有挑戰(zhàn)性和獨特性的經濟活動，具有較大風險，需要投入大量的物資和人力資本。Rahman et al.認為，創(chuàng)業(yè)作為一個自我組織的過程，企業(yè)家精神與幸福感密切相關[31]。創(chuàng)業(yè)可以帶給創(chuàng)業(yè)者貨幣回報以及非貨幣回報。就非貨幣回報而言，大多數學者將其歸為生活滿意度或幸福感。在以往的研究中，許多學者認為創(chuàng)業(yè)者比非創(chuàng)業(yè)者具有更強的幸福感以及生活滿意度。Andersson使用1991年和2000年的瑞典生活水平調查數據，考慮了6項幸福指標，發(fā)現創(chuàng)業(yè)者具有更高的工作幸福感，并且創(chuàng)業(yè)與其生活幸福感呈正相關關系[26]。Peter et al.通過使用1984～2012年德國社會經濟評估數據，利用固定面板數據模型進行實證分析，結果顯示自謀職業(yè)者具有更高的工作和生活幸福感；但研究也發(fā)現，自謀職業(yè)對生活幸福感的影響是微弱和暫時的，但是對于工作幸福感而言，具有顯著的和相對持久的影響[32]。Hundley分析證實，創(chuàng)業(yè)者對自己的工作更加滿意，因為他們的工作提供了更多的自主權、靈活性、技能利用率以及更大的工作保障[33]。Haga將熊彼特框架運用于人口萎縮和人口老齡化的農村社區(qū)問題，探討創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)精神和企業(yè)發(fā)展能否在工作與幸福感之間建立積極的聯系[34]。同時，Haga還通過將熊彼特方法運用于創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新，構建了一種假設的模式，發(fā)現創(chuàng)業(yè)與幸福感之間呈現正相關關系，且幸福感會隨著創(chuàng)業(yè)參與水平的不同而呈現出差異性?；诖?，本文提出假設1。

假設1：是否創(chuàng)業(yè)及創(chuàng)業(yè)參與水平，與居民幸福感之間呈現正相關關系。

收入對居民幸福感有著重要的影響。在以往的研究文獻中，Layard認為收入和幸福感之間存在著正相關關系，而且這種關系在人均國內生產總值較低的社會中更為顯著[35]。官皓基于北京、上海和廣東的家庭調查數據，引入了絕對和相對收入指標，并運用了序數Probit等方法，實證研究了收入和居民幸福感之間的關系，發(fā)現絕對收入對居民的幸福感不存在顯著影響，但相對收入對居民的幸福感具有顯著的正向影響，即相對收入越高，居民幸福感越強[36]。任海燕等運用2006年中國綜合社會調查數據，引入了絕對和相對收入變量，并運用有序概率估計法，分析研究收入和居民幸福感之間的關系[37]。任海燕等研究發(fā)現，無論是否考慮相對收入，絕對收入對居民幸福感都有很大的影響，考慮相對收入因素后，絕對收入的影響作用有所減弱。

通過對以上文獻的討論，可以發(fā)現收入與居民幸福感呈現正相關關系，因此創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)過程中是否盈利以及創(chuàng)業(yè)盈利水平與其幸福感也可能具有一定關系。Blanchflower et al.提出了“如果那些經營自己的企業(yè)得到超常回報，他們應該比那些以員工身份工作的人快樂”的假設；他們通過使用英國和美國的調查數據，發(fā)現與正規(guī)就業(yè)形式相比，個體經營者報告的效用水平顯著高于整體幸福感[38]。Berglann et al.通過分析挪威雇主與雇員的數據，發(fā)現創(chuàng)業(yè)具有正的貨幣回報，與收入較低的創(chuàng)業(yè)者相比，收入較高的創(chuàng)業(yè)者具有更高的回報率[39]。由此，本文提出相關假設2。

假設2：創(chuàng)業(yè)是否盈利以及創(chuàng)業(yè)盈利水平，與居民幸福感存在正相關關系。

是否參與創(chuàng)業(yè)經營也是創(chuàng)業(yè)過程中影響消費者幸福感的一個重要因素。Hanglberger et al.在控制工作變化的預期和適應性的條件下，綜合使用橫截面和面板數據進行實證分析，發(fā)現個體經營者的工作幸福感高于普通員工[40]。Loewe通過研究658個智利工人的全國樣本，使用多元回歸分析來檢驗個體經營對工作幸福感與生活幸福感之間關系的中介效應，研究發(fā)現工作幸福感與生活幸福感之間的關系是積極的，個體經營者具有更高的幸福感[41]。Harbi et al.利用中國家庭動態(tài)跟蹤調查數據，研究幸福感的自我就業(yè)效應，發(fā)現男性個體經營者的幸福感明顯高于一般就業(yè)者，而女性個體經營者的幸福感與工薪階層女性的幸福感沒有顯著差異[42]。因此，結合本文的研究，提出假設3。

假設3：是否參與創(chuàng)業(yè)經營，與居民幸福感存在正相關的關系。

(二)模型設定及改進

在上述研究假設的基礎上，本文進一步實證分析創(chuàng)業(yè)(venture)對居民幸福感(happiness)的影響，構建的基本回歸模型如下

happinessi=α0+α1×venturei+α2×Cvi+εi

(1)

式中：venture表示與創(chuàng)業(yè)活動相關的代理變量，如是否創(chuàng)業(yè)、是否參與創(chuàng)業(yè)經營、創(chuàng)業(yè)是否盈利、創(chuàng)業(yè)的參與水平以及創(chuàng)業(yè)的盈利水平等方面。happiness表示居民對自身幸福感的主觀評價。i表示居民樣本個體，α0表示常數項，α1和α2分別表示創(chuàng)業(yè)活動相關代理變量與控制變量的系數，εi表示隨機誤差項。進一步地，Cvi表示相應的控制變量，主要包括人口統(tǒng)計學特征，例如性別、年齡、家庭人口、教育水平以及婚姻狀況等變量；此外，還包括居民的收入水平以及資產的擁有量等?？紤]到住房對居民幸福感的重要影響[43]，本文將居民是否擁有住房也納入到實證模型中，作為主要的控制變量之一。

值得注意的是，居民幸福感(happiness)并非是連續(xù)性變量，而是有序離散型變量(在本文中為1～5的分類離散變量)，因而若采用傳統(tǒng)的OLS回歸方法進行估計，得到的結果在穩(wěn)健性和精確度方面難以有所保證?；诖耍疚牟捎肙rdered Probit回歸模型對OLS回歸估計結果進行改進。為簡化，設happiness*=X′β+u，其中，happiness*為不可觀察變量，自變量向量X∈(venture,Cv)且隨機誤差項u∈(u1,u2,…,un)，n表示因變量的分類排序數目。同時，假定居民幸福感(happiness)的選擇規(guī)則符合下述規(guī)則，即

(2)

式中：u1

P(happinessi=0|X)=P(happinessi*≤u1|X)=

P(X′β+ε≤u1|X)=

P(ε≤u1-X′β)=

φ(u1-X′β)

(3)

同理，可得

(4)

式(3)和(4)中：β表示自變量向量對應的系數向量，ε表示隨機誤差項。不難看出，采用Ordered Probit回歸方法改進估計結果之后，居民幸福感(happiness)的概率分布函數較之于OLS回歸，變量數據特征的針對性更強，可為實證估計得到更為穩(wěn)健和精確的結果提供技術支持。同時，利用Ordered Probit回歸，通過求解似然函數，得到MLE估計量，也為進一步提高估計精度提供了保障。

(三)數據來源與變量描述

本文數據來源于西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心發(fā)布的2013年中國家庭金融調查(以下簡稱CHFS)數據[注]截至2017年，中國家庭金融調查已經開展了3次，即2011年、2013年和2015年，第2017年的調查仍在進行中。其中，2011年數據已向社會公開，2013年數據可臨時申請使用，2015年僅供內部使用。同時值得注意的是，2013年的樣本量包含了2011年的樣本。因此，限于數據的可獲性，同時盡可能多地利用已有數據提供的有用信息，本文采用2013年數據進行實證分析。[44]。樣本共分布于除新疆、西藏、寧夏、福建、海南和內蒙古之外的25個省份[注]為簡化，省、直轄市、市和自治區(qū)在文中統(tǒng)稱“省份”。。為避免家庭內部成員之間回答問卷不一致所帶來的系統(tǒng)性誤差，本文主要采用每個家庭戶主的樣本數據，同時剔除了戶主年齡小于16歲的樣本。在此基礎上，本文共計得到28 109個樣本。問卷中包含了家庭成員基本信息、受訪者主觀態(tài)度、生產經營項目以及房產與土地等重要信息，為本文研究的順利開展奠定了堅實的基礎。

關于居民的幸福感，是一個非常重要的體現受訪者主觀態(tài)度的變量，本文比較傾向于認可Xiao的觀點，即應同時考慮主觀和客觀指標[15]，然而受到研究數據的局限，主要考慮采用受訪者的主觀回答以衡量其幸福感。在問卷中，本文主要通過受訪者對當前生活的幸福程度(1=非常不幸福、2=不幸福、3=一般、4=幸福、5=非常幸福)來衡量居民的幸福感。從問卷回答情況來看，有42.11%的居民感到幸福；有14.59%的居民感到非常幸福；有34.85%的居民覺得無所謂幸福與不幸福；同時，有9.81%的居民覺得目前生活不幸?；蚍浅２恍腋?。從是否創(chuàng)業(yè)來看，共有3 495個樣本有從事工商業(yè)生產項目，占到樣本總量的12.43%；進一步地，從創(chuàng)業(yè)盈利情況來看，有3 269個樣本盈利，占到參與創(chuàng)業(yè)樣本總量的93.53%；從是否參與創(chuàng)業(yè)經營情況來看，選擇了創(chuàng)業(yè)并參與日常經營活動的比例達到92.62%。此外，本文還給出了年齡、性別、婚姻狀況及家庭規(guī)模等控制變量的描述性統(tǒng)計信息(表1)。

(四)創(chuàng)業(yè)組織形式及行業(yè)分布情況分析

根據問卷統(tǒng)計分析結果(表2)，創(chuàng)業(yè)項目的組織形式主要分為股份有限公司、有限責任公司、合伙企業(yè)、獨資企業(yè)和個體/個體工商戶等五大類。按照是否創(chuàng)業(yè)進行劃分，總體樣本中創(chuàng)業(yè)的樣本為3 495，其中2 761個項目的組織形式是個體/個體工商戶，所占比重高達79.00%，其他創(chuàng)業(yè)項目的組織形式(除無正規(guī)組織形式外)所占比例較小，都在5.00%以下。分析其原因，創(chuàng)業(yè)者之所以大多選擇個體/個體工商戶，主要原因是投資少且收益較快，而開設公司或企業(yè)的形式要求投入成本較高，條件也較高。因此，個體/個體工商戶的創(chuàng)業(yè)組織形式占據主導地位。

對創(chuàng)業(yè)項目行業(yè)分布情況進行分析(表3)，可以看出在創(chuàng)業(yè)樣本中，批發(fā)和零售業(yè)樣本為1 501個，所占比重達到43.00%，是創(chuàng)業(yè)項目中最受歡迎的行業(yè)。究其原因：第一，行業(yè)門檻較低，進入該行業(yè)創(chuàng)業(yè)的要求不高；第二，創(chuàng)業(yè)所需成本較少，投入資金低，而且成本回收較快；第三，該行業(yè)所需技術水平較低。除批發(fā)和零售業(yè)外，住宿和餐飲業(yè)所占比重較高，達到10.91%。究其原因，可能與該行業(yè)對原始資金的規(guī)模要求較之批發(fā)和零售業(yè)要高有關。

表1 變量描述性統(tǒng)計

注：表中數據經作者整理自描述性統(tǒng)計分析結果。

表2 創(chuàng)業(yè)項目的組織形式

除了以上3類行業(yè)之外，所有創(chuàng)業(yè)樣本涉及的行業(yè)還包括居民服務和其他服務業(yè)、建筑業(yè)以及房地產等共14類行業(yè)，在創(chuàng)業(yè)項目中所占比重都比較低，均在10.00%以下。其中，采礦業(yè)、電力、煤氣及水的生產和供應業(yè)、金融業(yè)、房地產業(yè)、科學研究、技術服務和地質勘察業(yè)、水利、環(huán)境和公共設施管理業(yè)以及教育業(yè)所占比重都不足1.00%。這些行業(yè)所占比重較低的原因也比較明顯，主要因為投入成本較高、市場準入要求較高以及行業(yè)所需的技術性較強，因此創(chuàng)業(yè)者很少選擇這些行業(yè)。

表3 創(chuàng)業(yè)項目的行業(yè)分布情況

三、實證結果分析

(一)創(chuàng)業(yè)與居民幸福感的相關性分析

本文運用中國家庭金融調查(CHFS)2013年數據，分析創(chuàng)業(yè)與居民幸福感的關系，并使用相關分析方法進行了驗證(表4)。相關性分析的結果顯示，居民幸福感與創(chuàng)業(yè)相關變量之間的相關關系均較為顯著。居民幸福感和是否創(chuàng)業(yè)的相關性，顯著性水平較高，達到1%，相關性系數為0.054 1；居民幸福感和是否參與創(chuàng)業(yè)經營及創(chuàng)業(yè)參與水平，均顯著相關，相關系數分別為0.056 3和0.053 5；同時，居民幸福感和創(chuàng)業(yè)是否盈利及創(chuàng)業(yè)盈利水平，也都顯著相關，相關系數分別為0.065 1和0.046 2。這在一定程度上與本文所提出的假設1、假設2和假設3一致。此外，分析創(chuàng)業(yè)相關變量之間的相關關系，不難發(fā)現：是否創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)業(yè)是否盈利具有很強的相關性，相關系數為0.890 4；是否創(chuàng)業(yè)和是否參與創(chuàng)業(yè)經營相關系數為0.887 8；是否參與創(chuàng)業(yè)經營與創(chuàng)業(yè)是否盈利相關性也非常高，為0.922 4；創(chuàng)業(yè)盈利水平和是否參與創(chuàng)業(yè)經營的相關性最強，高達0.965 3。同時，創(chuàng)業(yè)參與水平與是否創(chuàng)業(yè)、創(chuàng)業(yè)是否盈利、是否參與創(chuàng)業(yè)經營以及創(chuàng)業(yè)盈利水平等均顯著相關，但相關性系數相對較低。

(二)創(chuàng)業(yè)對居民幸福感影響的實證分析

本文采用中國家庭金融調查(CHFS)2013年數據，分析創(chuàng)業(yè)對居民幸福感的影響。為進一步提升實證分析結果的穩(wěn)健性和精確性水平，本文綜合采用了OLS回歸和Ordered Probit回歸的估計方法(表5、表6)。由于是否創(chuàng)業(yè)(venture)、創(chuàng)業(yè)是否盈利(winven)、是否參與創(chuàng)業(yè)經營(ven_pa)、創(chuàng)業(yè)盈利水平(ven_pad)和創(chuàng)業(yè)參與水平(ven_pfit)具有較強的相關性，因此在回歸模型中分別予以重點關注。

表5報告了采用OLS回歸方法估計創(chuàng)業(yè)對居民幸福感影響的實證結果，模型(1)至模型(5)的系數均顯著。在保持模型設定不變的基礎上，本文進一步采用Ordered Probit回歸改進了估計結果(表6)。估計結果顯示，模型的回歸系數顯著性水平均較高。綜合比較表5和表6回歸結果，創(chuàng)業(yè)相關變量的系數符號以及顯著性水平，均保持一致；控制變量系數符號均一致，且顯著性水平較高。上述分析與比較，在一定程度上也確保了本文所構建模型的穩(wěn)健性。

根據改進后的估計結果，創(chuàng)業(yè)可以明顯提高居民的幸福感，模型(6)的回歸系數為正且顯著。這與假設1相符合。與虧損的創(chuàng)業(yè)項目相比較，持平或盈利可以提高居民的幸福感，這與一般的經濟學直覺相一致。此外，創(chuàng)業(yè)項目盈利水平越高，對應的居民幸福感也越高，人們對生活的滿意度也會隨之提高(模型(10))。這與本文所提出的假設2相一致。有創(chuàng)業(yè)活動并且積極參與該項目的日常經營管理活動的居民，其幸福感水平較高；參與水平越高，幸福感的提升程度也隨之提高(模型(8)和模型(9))。這與本文所提出假設3所表述的內容基本一致。鄒寶玲等研究發(fā)現，創(chuàng)業(yè)可以在一定程度上促進經濟增長，特別是借助互聯網等新興技術手段和平臺，可以降低交易費用，提高企業(yè)競爭力[45]。隨著中國經濟發(fā)展進入“新常態(tài)”階段，經濟增速放緩，經濟結構需要進一步優(yōu)化調整，提倡創(chuàng)業(yè)在重啟經濟增長引擎、改善收入分配結構以及緩解勞動力供需矛盾的同時，還可在一定程度上提高居民自身的幸福感水平。

表4 創(chuàng)業(yè)與居民幸福感的相關性分析結果

注：***、**和*分別代表1%，5%和10%顯著性水平。

本文在構建創(chuàng)業(yè)對居民幸福感影響的實證分析模型時，綜合應用了OLS和Ordered Probit回歸的方法，提高模型求解的精確性，同時在一定程度上保證了估計結果的穩(wěn)健性。此外，模型的控制變量估計結果也與現實情況以及相關經濟學理論相一致。具體來看，進一步分析其他控制變量對居民幸福感的影響，不難發(fā)現：第一，男性的幸福感低于女性，多數家庭中男性承擔了較大的生活和經濟負擔；本文所選取的樣本中有75.69%的家庭戶主為男性。第二，家庭規(guī)模較大，幸福感水平較低，這可能與居民所需承擔家庭人口規(guī)模負擔有關。第三，教育水平越高，居民幸福感水平也相對越高。第四，是否結婚，也在一定程度上決定了居民幸福感水平的高低。最后，居民的年齡與幸福感呈現非線性關系，在很大程度上契合了永久收入理論假說。

表5 創(chuàng)業(yè)與居民幸福感的回歸估計結果

注：①表中數據經作者整理自模型回歸結果；②***，**和*分別代表1%、5%和10%顯著性水平；③括號中數字表示對應系數的標準誤差。

四、結語

隨著中國經濟發(fā)展速度放緩，經濟運行中的結構性矛盾逐步顯現，勞動力供求矛盾以及國內外市場需求矛盾逐步加劇。為解決這一問題，中國政府提出了“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的號召。作為“雙創(chuàng)”的一個重要組成部分，創(chuàng)業(yè)除了能緩解中國經濟發(fā)展進入“新常態(tài)”階段后運行中所出現的一系列結構性問題外，還能在一定程度上提升居民的幸福感。本文使用中國家庭金融調查(CHFS)數據，在傳統(tǒng)OLS回歸方法的基礎上，綜合應用Ordered Probit回歸方法，實證分析了創(chuàng)業(yè)對居民幸福感的影響。研究發(fā)現，創(chuàng)業(yè)可以提升居民的幸福感；居民幸福感與參與創(chuàng)業(yè)項目日常經營管理正相關，并隨著居民參與水平的提高而不斷增加；持平或盈利的創(chuàng)業(yè)項目可以提升居民幸福感，盈利水平與居民幸福感提升水平正相關。此外，居民的幸福感還與教育水平、婚姻情況以及年齡等因素有關。

適逢國家提出“雙創(chuàng)”的契機，我們應積極響應政府的號召，在為經濟發(fā)展以及結構優(yōu)化調整作出貢獻的同時，也能在一定程度上提升個人的幸福感水平。

表6 創(chuàng)業(yè)與居民幸福感的回歸估計結果(模型估計改進后)

注：①表中數據經作者整理自模型回歸結果；②***，**和*分別代表1%、5%和10%顯著性水平；③括號中數字表示對應系數的標準誤差；④因Ordered Probit回歸中無常數項，故此處不予報告。

基于此，本文提出了以下兩個方面的戰(zhàn)略性思考。第一，抓住“雙創(chuàng)”的機遇，合理利用各項優(yōu)惠政策和措施，確保成功創(chuàng)業(yè)。研究中發(fā)現，相對于虧損的創(chuàng)業(yè)項目，收支持平或盈利的創(chuàng)業(yè)項目會增加居民的幸福感。對于創(chuàng)業(yè)，當前政府出臺了各種優(yōu)惠政策措施，同時也為大量企業(yè)提供了創(chuàng)業(yè)支持平臺，為確保創(chuàng)業(yè)成功，應充分而有效地利用各種制度性資源。第二，提升人力資本，強化創(chuàng)業(yè)培訓，從而提高創(chuàng)業(yè)項目的日常經營管理參與度。實證結果表明，創(chuàng)業(yè)參與水平越高，居民的幸福感也越高。然而，參與創(chuàng)業(yè)經營管理活動，需要以較高的教育水平以及經營管理經驗作為支撐。因此，合理有效地提升人力資本，教育以及相關的創(chuàng)業(yè)培訓就顯得尤為重要。

(在本文寫作過程中，作者受中國人民大學谷克鑒教授及美國羅德島大學肖經建教授指導及啟發(fā)良多，在此表示由衷感謝。當然，文責自負。)