創(chuàng)業(yè)與農(nóng)民工幸福感關(guān)系研究
——基于CFPS數(shù)據(jù)的研究

岳園園，萬叢穎，趙 婷

(東北財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，遼寧 大連 116025)

一、引言

幸福是人們工作生活的根本追求，也是經(jīng)濟增長和政府政策的最終目標。因此幸福感經(jīng)常被用來衡量個體效用及國民福利的高低。[1]近年來我國居民幸福感并沒有隨著經(jīng)濟的發(fā)展而提高，反而出現(xiàn)停滯或下降的情況。[2]2018年《全球幸福報告》顯示，在2015—2017年間，中國內(nèi)地居民幸福感在調(diào)查的156個國家中排名第86位。報告還對我國城市戶籍、農(nóng)村戶籍以及城市外來務(wù)工人員的幸福感進行對比，結(jié)果發(fā)現(xiàn)外來務(wù)工人員幸福感最低。根據(jù)中國國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)，截止2016年底，我國有農(nóng)民工約2.82億人。提高農(nóng)民工幸福感對整體國民福利的提高以及社會的和諧穩(wěn)定具有重要的作用。因此研究農(nóng)民工幸福感的影響因素和行為具有重要的理論和實踐意義。

創(chuàng)業(yè)本身作為一種特殊的就業(yè)選擇，在增加收入、促進就業(yè)等方面對一國經(jīng)濟的發(fā)展具有重要的作用[3-4]，但對創(chuàng)業(yè)者個人卻充滿了較大的風險與不確定性。[5]由于國家鼓勵“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”，根據(jù)CFPS(2014年)那些已經(jīng)在市場經(jīng)濟大潮中開闊了眼界、掌握了技術(shù)、有一定經(jīng)營管理經(jīng)驗和市場信息、積累了一些資金的農(nóng)民工有25.14%選擇了創(chuàng)業(yè)。那么創(chuàng)業(yè)對農(nóng)民工的幸福感是否有影響？如果有影響，創(chuàng)業(yè)在多大程度上影響了農(nóng)民工幸福感？創(chuàng)業(yè)如何影響農(nóng)民工幸福感？創(chuàng)業(yè)對農(nóng)民工幸福感的影響是否存在異質(zhì)性？

雖然幸福感并不完全等同于個體效用，但與收入等單一維度的變量相比，能夠更加全面的衡量個體福利水平的高低。[1]因此自從Easterlin[6]將幸福感引入經(jīng)濟學研究后，幸福研究積累了豐富的研究成果，相關(guān)影響幸福感的因素主要有以下幾方面：

收入與幸福感之間的關(guān)系。Easterlin研究發(fā)現(xiàn)，在一國內(nèi)部，收入高的人擁有更高的幸福感，但是在國家層面，居民幸福感并沒有隨著經(jīng)濟的發(fā)展、人均GDP的提高而提升。[6]這種現(xiàn)象被稱為“Easterlin”悖論。Easterlin認為相對收入導致了這種現(xiàn)象，人們樂于與他人進行攀比，當每個人收入都增加時，人們不會變的更幸福。[7-8]在一國之內(nèi)收入高擁有更高的幸福感，在國家層面經(jīng)濟發(fā)展水平高則居民幸福感較高，因為絕對收入對幸福感具有重要的影響。[9-10]但相對收入可以顯著促進個體幸福感的提升,且效應(yīng)大于絕對收入。[11]另外，還有一些學者認為收入與幸福并沒有顯著關(guān)系。[12]

個體人口特征如個體的年齡、性別、受教育程度、健康、宗教、非認知能力等都會影響個人幸福感。MacKerron和Hawkes研究顯示，年齡與主觀幸福感呈倒“U”形關(guān)系，且相比男性，女性往往具有更高的幸福感。[13-14]Cunado and Gracia認為，教育可以通過就業(yè)和收入來提高人的幸福感。受教育水平高的人通常就業(yè)機會較多，收入較高，因而幸福感也較高[15]，宗教信仰也可以促進個體幸福感的提升。[16-17]王詢等研究發(fā)現(xiàn)，非認知能力中的條理性、審慎性和熱情性對個體創(chuàng)業(yè)決策和創(chuàng)業(yè)強度具有顯著的影響。[18]

家庭和社會關(guān)系影響個體幸福感。Zimmermann and Easterlin研究發(fā)現(xiàn)，在婚狀態(tài)對個體幸福感有積極的影響，離婚和分居則對個體幸福感有消極的影響。[19]養(yǎng)育子女提高了個人的幸福感，有子女的人比沒有子女的人幸福感更高[20]；在子女結(jié)婚生子階段，女兒可以帶來更高的幸福感。[21]另外，Haller and Hadler研究發(fā)現(xiàn) ,良好的社會關(guān)系和社會地位以及社交活動都會促進個體幸福感的提高。[22]從研究對象看，我國有關(guān)幸福感的研究主要關(guān)注的群體是城市或農(nóng)村居民，對農(nóng)民工群體進行的研究仍較為薄弱。劉靖等研究了權(quán)益保護對農(nóng)民工幸福感的影響，研究發(fā)現(xiàn)權(quán)益變量對農(nóng)民工幸福感有顯著的影響。[23]金曉彤和崔宏靜研究了成就動機對新生代農(nóng)民工幸福感的影響，結(jié)果顯示成就動機對新生代農(nóng)民工幸福感具有正向的影響。[24]還有學者對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量、社會認知、社會支持、居住狀況等因素對其幸福感的影響進行了研究。[25-26]然而，上述研究均未考察創(chuàng)業(yè)對農(nóng)民工幸福感的影響。作為一種特殊的就業(yè)選擇，創(chuàng)業(yè)對整個社會的經(jīng)濟社會的發(fā)展具有重要的作用，但對個體的影響確是不確定的。創(chuàng)業(yè)對農(nóng)民工幸福感可能產(chǎn)生兩方面的影響。

一方面，創(chuàng)業(yè)可能會通過提高收入來提高農(nóng)民工幸福感。需求與收入相關(guān)，收入的增加不僅可以滿足個體的物質(zhì)需求，甚至還可以使人獲得成就感從而得到精神上的滿足。相對于非創(chuàng)業(yè)農(nóng)民工來說，創(chuàng)業(yè)者可能擁有更高的收入。雖然在國家層面收入與幸福感之間的關(guān)系沒有一致的結(jié)論，但大部分學者都認同增加收入可以提高個人幸福，如Holtz-Eakin et al認為創(chuàng)業(yè)活動可以提高低收入群體收入。[27]與城市居民相比，我國農(nóng)民工群體收入長期相對偏低，創(chuàng)業(yè)收入可以滿足其不同的物質(zhì)需求，因此收入增加是其幸福感提升的主要來源。另外，收入增加展現(xiàn)了農(nóng)民工的工作能力，會使農(nóng)民工獲得成就感，滿足其精神需求，從而提高其幸福感。

另一方面，創(chuàng)業(yè)可能會使農(nóng)民工工作時間增加從而降低其幸福感。與城市居民不同，創(chuàng)業(yè)的農(nóng)民工大多是生存型創(chuàng)業(yè)，從事餐飲、批發(fā)等需要較多體力的工作，并且工作時間均較長，根據(jù)CFPS 2014年數(shù)據(jù)，城市居民創(chuàng)業(yè)者周工作時間平均為45小時，而農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)者周工作時間平均為55小時。過長的工作時間不利于身心的疲勞恢復，大大增加其高血壓、心臟等疾病的概率[28]，因此對農(nóng)民工的身心健康造成不良的影響，從而直接影響個人的幸福感。[29]其次，過長的工作時間使農(nóng)民工家庭照料和生活休閑時間減少，增加了“工作—家庭”的沖突[30-31]，從而影響個體的幸福感，這種效應(yīng)對女性更為明顯。[32-33]再次，勞動時間過長還意味著個體在工作中面臨更多的以外刺激，如人際關(guān)系、物理和化學環(huán)境的應(yīng)激源[34]，會增加農(nóng)民工壓力，從而影響農(nóng)民工的情緒、危害其身心健康，對其幸福感產(chǎn)生負面的影響。

總結(jié)以上兩種機制，創(chuàng)業(yè)對農(nóng)民工工幸福感的影響是不確定的。一方面，創(chuàng)業(yè)可能通過增加收入提升個體幸福感，另一方面，創(chuàng)業(yè)可能使工作時間增加，降低個體的幸福感。

二、數(shù)據(jù)描述及實證策略

(一)數(shù)據(jù)描述

本文使用的數(shù)據(jù)來源于北京大學中國社會科學調(diào)查中心(ISSS)2014年實施的中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查(Chinese Family Panel Studies,CFPS)。該調(diào)查包括成人問卷、少兒問卷、家庭問卷、社區(qū)問卷，涵蓋了個體特征、家庭關(guān)系與家庭動態(tài)、社會參與等多個方面，樣本覆蓋中國25個省/市/自治區(qū)，是一項全國性、大規(guī)模、多學科的社會跟蹤調(diào)查項目。

本文的關(guān)鍵變量為幸福感和創(chuàng)業(yè)決策。個人幸福感數(shù)據(jù)來源于問卷中“您有多幸?！钡拇鸢?，本文將答案1-10按照李克特5分法調(diào)整1-5分別表示從“非常不幸福”到“非常幸?！?，數(shù)值越高表示越幸福?；卮稹耙话恪钡娜苏?3.43%，回答“比較幸福”的人占35.72%，回答“非常幸福”的人占35.43%，回答“不幸?！焙汀胺浅２恍腋！钡姆謩e占5.42%和2.20%。創(chuàng)業(yè)決策為虛擬變量，來源于問卷中“主要工作類型”的答案，將選擇“私營企業(yè)/個體工商戶/其他自雇”選項定義為創(chuàng)業(yè)賦值為1，否則為0。

由于幸福感還受到其他因素的影響，本文引入了人口特征、家庭特征、地區(qū)等控制變量，包括性別、年齡、年齡的平方項、健康狀況*CFPS中自評健康分為“不健康”、 “一般”、“比較健康”、“很健康”、“非常健康”五種答案，本文依照健康程度依次賦值為1至5，健康狀況越好，數(shù)值越大。、教育程度、婚姻狀況*婚姻狀況為虛擬變量，在婚賦值為1，否則為0。、是否黨員身份、娛樂支出、家庭規(guī)模*家庭規(guī)模變量根據(jù)家庭問卷中“家庭人口數(shù)”定義。、家庭是否擁有汽車、家庭年收入的對數(shù)、是否擁有房產(chǎn)、是否擁有保險以及地區(qū)虛擬變量。同時，為了考察收入及工作時間效應(yīng)，引入個人收入在本地的主觀評分作為收入變量，用來衡量相對收入對幸福感的影響。文中還引入周工作時間作為工作時間變量。對于樣本的選取，首先根據(jù)個人問卷中的問題“現(xiàn)在的戶口狀況”進行限定，保留了農(nóng)業(yè)戶口，刪除了非農(nóng)戶口、沒有戶口和缺失值的樣本。其次，根據(jù)問題“主要工作類型”進行限定，刪除了自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營，保留了“受雇”和“私營企業(yè)/個體工商戶/其他自雇”選項。另外，本文將成人數(shù)據(jù)與家庭數(shù)據(jù)進行匹配，剔除非勞動人口及缺失樣本后創(chuàng)業(yè)概率為25.14%。

表1報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。比較創(chuàng)業(yè)者和非創(chuàng)業(yè)者的幸福感，創(chuàng)業(yè)者均值為4.02，非創(chuàng)業(yè)者為3.78，創(chuàng)業(yè)者高于非創(chuàng)業(yè)者6.35%，而標準差低于非創(chuàng)業(yè)者。就受訪者的收入在本地的情況而言，創(chuàng)業(yè)者均值為2.68，而非創(chuàng)業(yè)者均值為2.60，創(chuàng)業(yè)者收入自我評價高于非創(chuàng)業(yè)者。從周工作時間上看，創(chuàng)業(yè)者平均工作時間為55.14小時，而非創(chuàng)業(yè)者為47.53小時，創(chuàng)業(yè)者非創(chuàng)業(yè)者多出16.01%，可能會降低其幸福感。就人口統(tǒng)計學特征而言，創(chuàng)業(yè)者男性比例大于非創(chuàng)業(yè)者，且平均年齡為39.14周歲，大于非創(chuàng)業(yè)者。創(chuàng)業(yè)者健康情況較非創(chuàng)業(yè)者更差，可能是由于創(chuàng)業(yè)者工作時間較長、壓力較大等原因?qū)е碌摹?chuàng)業(yè)者教育程度、在婚比例、黨員比例均大于非創(chuàng)業(yè)者。創(chuàng)業(yè)者在家庭規(guī)模、家庭擁有汽車比例、擁有房產(chǎn)比例、娛樂消費等各方面都大于非創(chuàng)業(yè)者，這可能體現(xiàn)了創(chuàng)業(yè)者較非創(chuàng)業(yè)者擁有更多的社會資本。

(二)實證策略

根據(jù)上述分析，本文建立創(chuàng)業(yè)決策對農(nóng)民工幸福感影響的基準模型。根據(jù)幸福經(jīng)濟學，影響個體幸福感的因素包括個體特征、家庭特征、所在地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展程度等諸多因素。由于幸福感為1-5的有序響應(yīng)變量，因此采用Order Logistic模型進行估計。因此本文設(shè)定如下基準回歸模型：

Happinessi=β0Entrepi+βiXi+εi

其中，Happinessi表示農(nóng)民工i的幸福感，Entrepi表示i的創(chuàng)業(yè)決策，Xi表示影響幸福感的控制變量，β0和βi為對應(yīng)系數(shù)矩陣，εi為誤差項。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

三、回歸結(jié)果

(一)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)民工幸福感的影響

表2報告了創(chuàng)業(yè)對農(nóng)民工幸福感的總體影響。為解釋方便，本文不僅匯報了各解釋變量的偏回歸系數(shù)，還給出了各變量對幸福感的邊際影響?；貧w結(jié)果顯示：

第一，核心解釋變量創(chuàng)業(yè)的回歸系數(shù)在1%的統(tǒng)計意義上顯著為正，也就是說，創(chuàng)業(yè)是影響農(nóng)民工幸福感的重要因素，與不創(chuàng)業(yè)的人相比，創(chuàng)業(yè)可以顯著增加農(nóng)民工的幸福感。具體來說，如果農(nóng)民工選擇創(chuàng)業(yè)，能使其“非常不幸?！?、“不幸?！焙汀耙话恪钡母怕曙@著下降0.20%、0.30%和1.60%，并使“幸福”的概率上升0.30%，“非常幸?！钡母怕噬仙?.30%?？赡艿慕忉屖牵簞?chuàng)業(yè)的正向效應(yīng)大于其負向效應(yīng)。創(chuàng)業(yè)促進了農(nóng)民工收入的增加，從表2回歸結(jié)果中也可以看出，收入目前仍是個體幸福感的主要來源[35]，為了提升農(nóng)民工幸福感，有必要提倡創(chuàng)業(yè)。

第二，其他控制變量的回歸結(jié)果與已有研究基本一致。收入在1%的統(tǒng)計意義上顯著，即收入增加可以顯著提升農(nóng)民工幸福感。收入增加一個單位，能使農(nóng)民工感到“非常不幸福”、“不幸?！焙汀耙话恪钡母怕曙@著下降0.30%、0.50%和2.60%，使其感到“幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！钡母怕噬仙?.40%和3.80%，這也說明收入仍是農(nóng)民工幸福感的重要來源。工作時間增加顯著地降低了農(nóng)民工的幸福感。工作時間增加一個單位，使農(nóng)民工感到“幸福”和“非常幸?！钡母怕氏陆?.20%和1.20%，“不幸?！焙汀胺浅２恍腋！钡母怕史謩e上升0.10%和0.20%。男性幸福感顯著低于女性，這可能是因為男性承擔了更多的家庭分工和社會責任，壓力大于女性。幸福感隨著年齡的增加呈先升高后降低的趨勢，這與MacKerron和Hawkes等人的研究結(jié)果一致。[13-14]教育可以顯著提高農(nóng)民工幸福感，在婚也可以促進農(nóng)民工幸福感的提高。中共黨員身份可以顯著提高農(nóng)民工幸福感，可能是因為中共黨員身份可以為農(nóng)民工帶來社會資本或政治資本，并且也可能代表了農(nóng)民工的某些不可觀測的能力；家庭擁有汽車、房產(chǎn)等也可以促進農(nóng)民工幸福感的提升。

表2第(7)列為城市戶籍居民創(chuàng)業(yè)對幸福感影響的回歸結(jié)果。可以看出，與農(nóng)民工相比，城市戶籍居民創(chuàng)業(yè)并不會對其幸福感產(chǎn)生顯著的影響。這可能是由于城市戶籍居民創(chuàng)業(yè)較大比例地選擇機會型創(chuàng)業(yè)，而農(nóng)民工大多數(shù)選擇生存型創(chuàng)業(yè)，因此城市戶籍居民創(chuàng)業(yè)收入所增加的幸福感低于農(nóng)民工。另外，城市戶籍居民創(chuàng)業(yè)對幸福感的作用機制可能不同，城市戶籍居民可能更看重創(chuàng)業(yè)的成就感，在此不再擴展討論。

表2 創(chuàng)業(yè)決策對個體幸福感的影響

注：括號中為Z統(tǒng)計量的值，***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計意義上顯著，表3和5同。

(二)內(nèi)生性和穩(wěn)健性討論

表2的估計可能存在內(nèi)生性問題。一方面，創(chuàng)業(yè)決策會影響農(nóng)民工的幸福感；另一方面，農(nóng)民工的幸福感會對創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生影響，從而導致創(chuàng)業(yè)決策與幸福感之間存在因果關(guān)系。為了消除這種可能的內(nèi)生性，本文將回歸中的核心解釋變量創(chuàng)業(yè)替換為2012年的數(shù)據(jù)，保持其他解釋變量和被解釋變量不變，即通過分析2012年的創(chuàng)業(yè)決策對2014年農(nóng)民工幸福感的影響來克服反向因果關(guān)系。因為2012年創(chuàng)業(yè)決策會對2014年農(nóng)民工幸福感產(chǎn)生影響，但2014年幸福感并不會對2012年的創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生影響。表3報告了克服內(nèi)生性后的回歸結(jié)果。列(1)為回歸系數(shù)，列(2)—(6)為創(chuàng)業(yè)對農(nóng)民工幸福感影響的邊際效果，結(jié)論與表2基本一致。

表3 內(nèi)生性處理：2012年創(chuàng)業(yè)

本文通過兩個方式進行穩(wěn)健性檢驗。一方面，我國不同性別之間、不同地區(qū)之間以及不同代次農(nóng)民工之間差異較大，這些差異會導致創(chuàng)業(yè)對于農(nóng)民工幸福感的作用存在異質(zhì)性，因此下文分按照性別、地區(qū)和代次分樣本進行了考察，結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)可以顯著提升農(nóng)民工的幸福感。另一方面，為了檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，本文還使用Order Probit模型考察了創(chuàng)業(yè)對于農(nóng)民工幸福感的影響，結(jié)果與Order Logit模型大致相同。*由于篇幅原因，結(jié)果沒有報告。

(三)機制分析

1. 收入效應(yīng)

在我國目前階段，收入對個人幸福感具有積極的作用，收入高的人擁有更高的幸福感[8][10-11]，稱為收入效應(yīng)。創(chuàng)業(yè)的收入效應(yīng)檢驗主要是考察創(chuàng)業(yè)是否可以顯著促進農(nóng)民工收入的增加。若創(chuàng)業(yè)可以促進農(nóng)民工收入的增加，則可以說明創(chuàng)業(yè)通過收入提高了農(nóng)民工的幸福感。本文利用數(shù)據(jù)庫中的個體“收入在本地”的主觀評分作為收入的代理變量進行考察，表4列(1)匯報了創(chuàng)業(yè)對農(nóng)民工收入影響的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)對農(nóng)民工收入有顯著的正影響，創(chuàng)業(yè)提高一個單位，農(nóng)民工收入提高9.50個百分點，也就是說創(chuàng)業(yè)可以顯著提高農(nóng)民工收入。根據(jù)已有研究，收入高的人擁有更高的幸福感，因此創(chuàng)業(yè)可以通過提高個體收入來提高農(nóng)民工幸福感。

2.工作時間效應(yīng)

表4 收入效應(yīng)與閑暇效應(yīng)：OLS回歸

注：括號中為T統(tǒng)計量的值，***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計意義上顯著。

工作時間的增加使農(nóng)民工面臨著較高的健康損耗，同時使其閑暇減少，加重“工作—家庭”沖突，并且使其面臨更多的應(yīng)激源(如人際關(guān)系、物理和化學的應(yīng)激源)，增加其工作壓力，從而會降低幸福感[29][31]，稱為工作時間效應(yīng)。因此我們可以通過檢驗創(chuàng)業(yè)對農(nóng)民工工作時間的影響，來識別工作時間對個體幸福感的影響。若創(chuàng)業(yè)增加工作時間，則可以說明創(chuàng)業(yè)通過增加工作時間降低了農(nóng)民工的幸福感。表4的列(2)報告了創(chuàng)業(yè)對農(nóng)民工工作時間影響的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)會顯著增加農(nóng)民工的工作時間，與不創(chuàng)業(yè)相比，創(chuàng)業(yè)周工作時間增加4.82小時。因此，創(chuàng)業(yè)確實會使農(nóng)民工工作時間大幅增加，從而可能會損害農(nóng)民工的身心健康、增加其“工作—家庭”沖突和壓力，降低其幸福感。

(四)模型的擴展：創(chuàng)業(yè)對農(nóng)民工幸福感的異質(zhì)性影響

上文分析了全樣本下創(chuàng)業(yè)對農(nóng)民工幸福感的影響，得到的是創(chuàng)業(yè)對所有農(nóng)民工幸福感影響的平均效應(yīng)，并沒有考慮創(chuàng)業(yè)對幸福感的異質(zhì)性影響。對于不同的性別、地區(qū)和代次，創(chuàng)業(yè)對農(nóng)民工幸福感可能存在不同的影響。表5報告了創(chuàng)業(yè)區(qū)分性別、地區(qū)和代次時對農(nóng)民工幸福感的影響。

1.性別的影響

男性和女性創(chuàng)業(yè)可能存在不同的原因，女性創(chuàng)業(yè)更多是為了擺脫生活貧困和實現(xiàn)政治權(quán)利的平等。[39]Weber研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村女性創(chuàng)業(yè)通常是對外部威脅和不利影響的反應(yīng)。[40]因此男性和女性創(chuàng)業(yè)對幸福感可能有不同的影響。表5的列(1)和列(2)報告了不同性別農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的影響，結(jié)果表明創(chuàng)業(yè)顯著的提高了男性幸福感，但對女性幸福感卻沒有顯著影響。比較男性和女性收入、工作時間的回歸系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，男性收入對幸福感的正影響高于女性，而女性工作時間對幸福感的負影響較大，男性工作時間對幸福感沒有顯著影響。與男性相比，女性大多是被動創(chuàng)業(yè)，而創(chuàng)業(yè)會增加女性工作時間，減少了其閑暇時間，抵消了收入增加帶來的幸福感的增加。而且女性還承擔了照料家務(wù)的任務(wù)，隨著工作時間的增加，“工作—家庭”沖突增加。這也是男性創(chuàng)業(yè)者多于女性，占創(chuàng)業(yè)者總數(shù)59.70%的一個原因。

2.地區(qū)的影響

中國各區(qū)域間發(fā)展不平衡，在同一時期可能面臨著不同的情況，分東部、中部和西部三個地區(qū)來考察創(chuàng)業(yè)對農(nóng)民工幸福感的影響。表5的列(3)—(5)分別為東部、中部和西部三個地區(qū)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)對幸福感的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，西部和中部地區(qū)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)會顯著地提高幸福感，且西部大于中部，東部地區(qū)不顯著。三個地區(qū)農(nóng)民工收入的增加均顯著提高幸福感，而東部和西部工作時間的增加則會降低農(nóng)民工幸福感。西部地區(qū)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)存在收入效應(yīng)，但不存在工作時間效應(yīng)，可能是因為經(jīng)濟水平較太低的地區(qū)生存為第一要務(wù)，收入的效用大于閑暇的效用。

表5 創(chuàng)業(yè)對農(nóng)民工幸福感的影響：分樣本回歸結(jié)果

3.代次的影響

目前，農(nóng)民工群體出現(xiàn)了代次交替的現(xiàn)象，新生代農(nóng)民工*當前學界對農(nóng)民工代次的劃分已形成普遍的共識，將1980年之后出生，戶籍在農(nóng)村并在城市務(wù)工人員稱為新生代農(nóng)民工。已成為中堅力量。兩代農(nóng)民工之間存在顯著的代際差異，新生代農(nóng)民工在教育水平、思想觀念、行為模式等方面與老一代農(nóng)民工都不同。[38]因此創(chuàng)業(yè)對兩代農(nóng)民工幸福感的影響可能也有差異。表5的列(6)和(7)是老一代和新生代農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，

無論是新生代還是老一代，創(chuàng)業(yè)都會提升其幸福感，且老一代農(nóng)民工的效果更高。收入的增加使兩代農(nóng)民工幸福感都增加，但老一代也大于新生代。工作時間的增加顯著的降低了兩代農(nóng)民工的幸福感，但對老一代農(nóng)民工并沒有顯著影響。這是因為老一代農(nóng)民工對閑暇沒有要求，他們更重視收入，愿意為下一代付出。

四、結(jié)論

當前，幸福感問題得到世界各國的普遍關(guān)注，各國政府不再單一追求經(jīng)濟的發(fā)展，國民幸福成為政府制定政策的主要目標。本文利用2014年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，考察了創(chuàng)業(yè)對農(nóng)民工幸福感的影響。研究結(jié)果顯示：創(chuàng)業(yè)可以顯著地提升農(nóng)民工幸福感。一方面，創(chuàng)業(yè)會增加提高農(nóng)民工收入從而提高福感，另一方面，創(chuàng)業(yè)使工作時間增加，對幸福感產(chǎn)生負面影響。異質(zhì)性研究顯示，創(chuàng)業(yè)可以顯著提升男性農(nóng)民工幸福感，但對女性沒有顯著影響；創(chuàng)業(yè)對中部、西部農(nóng)民工幸福感的提升作用逐步增強；不論是新生代還是老一代農(nóng)民工，創(chuàng)業(yè)都會提高其幸福感，且老一代農(nóng)民工提升更多。

研究結(jié)果為我國鼓勵農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的政策提供了依據(jù)。完善鼓勵農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的政策，加大對創(chuàng)業(yè)資金和創(chuàng)業(yè)知識匱乏的農(nóng)民工的支持和幫助力度，例如，加大對農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)補貼和創(chuàng)業(yè)貸款額度和優(yōu)惠力度，給農(nóng)民工提供專業(yè)完善的創(chuàng)業(yè)知識和相關(guān)技能的培訓，并且為農(nóng)民工提供相關(guān)市場信息，簡化創(chuàng)業(yè)流程。第二，創(chuàng)業(yè)政策要向中西部地區(qū)、男性和老一代農(nóng)民工傾斜。加大對中西部農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的扶持力度，通過宣傳，形成創(chuàng)業(yè)氛圍，并且鼓勵擁有一定資金、技術(shù)和經(jīng)驗的老一代農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)。第三，完善農(nóng)民工子女教育和社會保障等配套服務(wù)，為農(nóng)民工解除后顧之憂，使農(nóng)民工尤其是女性農(nóng)民工擁有更多可支配時間，從而促進潛在創(chuàng)業(yè)者實施創(chuàng)業(yè)計劃。