創(chuàng)業(yè)會影響幸福嗎？
——基于CLDS的實證檢驗

金 江，李京翰，冼家進

(華南理工大學 經(jīng)濟與金融學院，廣東 廣州 510006)

一、引 言

創(chuàng)業(yè)不僅是微觀個體財富積累的重要途徑，也是激勵創(chuàng)新和促進就業(yè)的重要手段。近年來，隨著學術(shù)界對幸福感的關(guān)注，創(chuàng)業(yè)對個體幸福的影響也逐步受到重視。在全面建成小康社會后，無論在“十四五”規(guī)劃還是在《2021年國務(wù)院政府工作報告》中，黨和政府均強調(diào)人民群眾獲得感、幸福感、安全感的提升是未來的一個重要施政導向。那么，在中國的背景下，創(chuàng)業(yè)是否會影響人們的幸福水平呢？這是本文試圖回答的第一個問題。

《全球創(chuàng)業(yè)觀察2016/2017中國報告：中國創(chuàng)業(yè)的質(zhì)量、環(huán)境和國際比較》的調(diào)查結(jié)果顯示，約有70.3%的個體認為創(chuàng)業(yè)是一項好的職業(yè)選擇。我們根據(jù)中國勞動力動態(tài)調(diào)查(China Labor-force Dynamics Survey，CLDS)數(shù)據(jù)計算發(fā)現(xiàn)，2016年我國的創(chuàng)業(yè)個體所占比例為17.0%。如果說創(chuàng)業(yè)能夠影響個體的幸福，那又應(yīng)當如何理解現(xiàn)實中勞動力個體對待創(chuàng)業(yè)的差異化態(tài)度呢？例如，為什么一些人選擇創(chuàng)業(yè)，一些人選擇不創(chuàng)業(yè)呢？這是本文試圖回答的第二個問題。

基于以上考慮，本文以2014年和2016年中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對創(chuàng)業(yè)與主觀幸福感之間的關(guān)系進行了實證檢驗。與已有文獻相比，本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下兩個方面。首先，盡管部分文獻已經(jīng)注意到創(chuàng)業(yè)可能會影響個體的主觀幸福感狀況，但直接采用中國的數(shù)據(jù)檢驗創(chuàng)業(yè)如何影響個體幸福的文獻仍較為少見，且這些文獻也并未為我們提供充分理解創(chuàng)業(yè)影響幸福的內(nèi)在機制的證據(jù)，從而也不足以回答追求幸福的個體在創(chuàng)業(yè)決策上的差異。本文則基于Frey和Benz等對過程效用(proce)和結(jié)果效用(outcome)的劃分，并結(jié)合不同的創(chuàng)業(yè)類型對這一問題進行了回答，這不僅有助于我們理解創(chuàng)業(yè)影響個體幸福的內(nèi)在機制，還助于我們理解個體選擇創(chuàng)業(yè)的內(nèi)在動機。其次，在加快構(gòu)建“國內(nèi)國際雙循環(huán)”體系的戰(zhàn)略部署下，我國目前仍然面臨著創(chuàng)新活力不足、創(chuàng)業(yè)動能缺乏的問題。如何通過激發(fā)社會主體的創(chuàng)業(yè)熱情、提升人民的幸福水平也是當下的政策焦點，本文所得到的結(jié)論可以為各級政府在制定相關(guān)政策時提供有益的啟示，有助于科學把握政策的著力點。

二、文獻綜述

隨著創(chuàng)業(yè)研究的興起，越來越多的文獻開始關(guān)注創(chuàng)業(yè)對個體主觀幸福感的影響，但實證結(jié)果仍存在一定的分歧。例如，Blanchflower等、Andersson、Shir等、魏江等、潘春陽等發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)的人具有更高的幸福水平；而另一些研究則發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)對個體幸福水平的提高存在不利影響。在對兩者間的關(guān)系進行解釋時，前者強調(diào)工作自主性、自我價值的實現(xiàn)等機制變量的重要性；而后者則強調(diào)工作時間、工作壓力等因素的作用。

在幸福經(jīng)濟學的相關(guān)文獻中，以Frey和Benz為代表的一些學者指出過程效用和結(jié)果效用是個體幸福體驗的兩個來源。人們在經(jīng)濟活動中，除了能夠獲得諸如經(jīng)濟回報之類的工具價值之外，還能夠獲得諸如應(yīng)對挑戰(zhàn)的效用、展示自我的效用以及發(fā)揮才能的效用。其中，結(jié)果效用是參與該活動產(chǎn)生的工具價值，而過程效用則是這種參與行為本身所帶來的效用。作為一項市場活動，創(chuàng)業(yè)是個體主動追求自身效用最大化的行為，除了能夠直接影響諸如經(jīng)濟回報等與結(jié)果效用相關(guān)的要素，還能通過工作內(nèi)容、決策自由度等因素影響過程效用。因此，理論上，創(chuàng)業(yè)可以通過影響創(chuàng)業(yè)者的過程效用和結(jié)果效用兩個途徑影響幸福。

從過程效用看，相比被雇用，創(chuàng)業(yè)者的工作自主權(quán)更高，工作時間更靈活，并且能夠充分發(fā)揮自身的主觀能動性，促進工作滿意度水平的提升，從而更加容易感受到幸福和快樂。然而，創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)過程中也可能面臨更大的風險，承受更大的工作壓力和更高的工作強度，由此其主觀幸福感更低。實證結(jié)果為上述兩方面的解釋提供了經(jīng)驗證據(jù)。例如，Benz等采用德國、英國和瑞士的數(shù)據(jù)，以工作滿意度衡量過程效用，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)對工作滿意度的改善存在積極影響。周爍等針對中國的研究也得到了相似的結(jié)果。Binder等使用1996—2006年的英國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(BHPS)，證實創(chuàng)業(yè)者所擁有的自主權(quán)能夠補償收入和工作時間所帶來的負效用進而提高幸福感。Shir等針對瑞典的研究則發(fā)現(xiàn)，在創(chuàng)業(yè)過程中能夠自由選擇企業(yè)運作模式，是創(chuàng)業(yè)者具有更高幸福感的一個重要原因。但是，相反的實證結(jié)果也發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)者所面臨的工作強度和工作壓力更大，雖然大部分創(chuàng)業(yè)者具有更高的生活滿意度，但也存在更多的心理問題，如睡眠不足和抑郁。

創(chuàng)業(yè)所產(chǎn)生的經(jīng)濟回報直接揭示了創(chuàng)業(yè)通過結(jié)果效用影響幸福的機制。一方面，創(chuàng)業(yè)可以通過絕對收入水平的增加和相對收入地位的改善，對創(chuàng)業(yè)者的收入滿意度水平產(chǎn)生積極影響；另一方面，創(chuàng)業(yè)收入的低穩(wěn)定性和長回報周期，往往也對創(chuàng)業(yè)者的收入滿意度水平產(chǎn)生不利影響。盡管現(xiàn)有文獻并未直接對創(chuàng)業(yè)如何影響收入滿意度這一問題進行檢驗，但相關(guān)的實證研究從收入的角度出發(fā)為上述理論解釋提供了間接證據(jù)。例如，Berglann等使用挪威2000—2005年的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)者具有更高的收入水平。潘春陽等針對中國的研究也得到了類似的結(jié)論。但Hamilton和Hyytinen等分別采用美國和芬蘭的數(shù)據(jù)進行研究發(fā)現(xiàn)，相比非創(chuàng)業(yè)者，創(chuàng)業(yè)者的收入水平更低。除此之外，一些針對創(chuàng)業(yè)如何影響收入分配狀況的研究還發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)對收入不平等程度也存在不可忽視的影響。

總體而言，現(xiàn)有文獻采用不同的樣本對創(chuàng)業(yè)與主觀幸福感之間的關(guān)系進行了檢驗，但在識別創(chuàng)業(yè)影響主觀幸福感的機制這一問題上仍未能形成共識，自然也就無法準確地揭示創(chuàng)業(yè)與主觀幸福感兩者間的關(guān)系。本文在實證檢驗創(chuàng)業(yè)的主觀福利效應(yīng)的基礎(chǔ)上，擬從過程效用和結(jié)果效用兩個角度識別創(chuàng)業(yè)影響個體主觀福利狀況的機制，進而對現(xiàn)實中不同個體間的創(chuàng)業(yè)選擇差異進行解釋。

三、模型和數(shù)據(jù)

(一)模型

本文的被解釋變量為主觀幸福感，以受訪者自評的方式進行衡量，具體的實證模型設(shè)定如下：

=+entre++

(1)

其中，為隨機誤差項；表示時刻地區(qū)個體的主觀幸福感水平；entre是一個虛擬變量，表示時刻地區(qū)個體的創(chuàng)業(yè)選擇，如果創(chuàng)業(yè)則entre=1，否則為0；、和表示相關(guān)的參數(shù)(向量)；表示其他控制變量向量，下文將對其作詳細說明。

(二)數(shù)據(jù)

本文使用的數(shù)據(jù)來源于中國勞動力動態(tài)調(diào)查(CLDS)。該項目由中山大學社會科學調(diào)查中心2012年開始組織實施，在中國29個省、自治區(qū)、直轄市(不含海南、西藏和港澳臺地區(qū))每隔兩年開展一次，共有村居、家庭和勞動力個體三種問卷類型，調(diào)查內(nèi)容涵蓋工作、遷移以及居民幸福狀況等眾多議題。本文使用的是2014年和2016年兩年的勞動力個體和家庭數(shù)據(jù)。我們剔除了樣本中的在校生、務(wù)農(nóng)以及不處于工作年齡的個體(男性16～60歲、女性16～55歲)。除此之外，本文還將在模型中控制城市層面的變量，數(shù)據(jù)來源于相關(guān)年份的城市統(tǒng)計年鑒。

(三)變量

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為主觀幸福感，以受訪者自評的方式進行測量。在CLDS的調(diào)查問卷中，1表示“非常不幸福”，5表示“非常幸?！保煌腋Ｋ降膫€體占比分布如圖1所示。可以發(fā)現(xiàn)，樣本中所有個體的主觀幸福感水平普遍較高，僅有6.18%的個體報告的幸福感水平為1或2，絕大部分受訪者的幸福感水平集中在4，呈現(xiàn)出較為明顯的左偏形態(tài)。

圖1 不同幸福水平的個體占比分布

2.核心解釋變量

CLDS的調(diào)查問卷將個體的工作狀態(tài)區(qū)分為如下四種形式：雇員、雇主、自雇和務(wù)農(nóng)。參照現(xiàn)有文獻的處理方式，我們首先去掉了務(wù)農(nóng)的個體，將自雇和雇主視為創(chuàng)業(yè)者，即如果個體的就業(yè)狀態(tài)為自雇或者雇主，則entre=1， 否則為0。在整個樣本中，創(chuàng)業(yè)的個體所占比例為16.4%，2014年和2016年這一比例分別為15.9%和17.0%，與阮榮平等利用CGSS計算所得到的結(jié)果較為接近，從而也說明本文采用的樣本具有較強的代表性。創(chuàng)業(yè)與非創(chuàng)業(yè)群體的不同幸福水平占比分布如圖2所示，可以發(fā)現(xiàn)兩個群體的百分比頻數(shù)分布并無太大區(qū)別，但簡單的描述性統(tǒng)計并不能揭示兩者間的真實因果關(guān)系，仍需進一步的實證檢驗。

圖2 創(chuàng)業(yè)與非創(chuàng)業(yè)群體不同幸福水平的占比分布

3.其他控制變量

根據(jù)Argyle的研究，個體的幸福體驗主要受兩個方面的因素影響，其一是個體和家庭層面的特征，其二是地區(qū)特征，反映了外部生活環(huán)境的作用。為此，本文從個體、家庭和地區(qū)三個層面來控制其他變量對幸福體驗的影響。相關(guān)變量的定義及分組情形下的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。在創(chuàng)業(yè)組中，62.6%的創(chuàng)業(yè)者是男性，平均年齡在45歲左右，平均受教育年限為9.3年，城鎮(zhèn)戶籍和中共黨員的比例要低于非創(chuàng)業(yè)者組。家庭變量包括家庭總?cè)丝诘膶?shù)、家庭工資性收入(百萬)的對數(shù)和家庭財產(chǎn)性收入(百萬)的對數(shù)，創(chuàng)業(yè)者家庭的工資性收入要低于非創(chuàng)業(yè)者家庭，但財產(chǎn)性收入要更高。由于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、醫(yī)療水平等也是衡量生活品質(zhì)的重要指標，因而地區(qū)層面的變量我們主要選取GDP增長率(市轄區(qū))、失業(yè)率(市轄區(qū))、每千人病床數(shù)以及房價與年工資水平之比四個變量。

表1 控制變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果

(一)基本估計結(jié)果

模型(1)的估計結(jié)果如表2所示。參照現(xiàn)有文獻的做法，筆者以最小二乘法回歸為基礎(chǔ)共做了4組回歸，其中，第(1)列僅控制創(chuàng)業(yè)虛擬變量，第(2)～(4)列則在此基礎(chǔ)上逐步加入了個體、家庭以及地區(qū)層面的控制變量。在所有回歸中，我們均控制了地區(qū)效應(yīng)和時間效應(yīng)，并且報告的是地區(qū)層面的聚類穩(wěn)健標準誤。

表2 基本估計結(jié)果

根據(jù)表2的估計結(jié)果，在不控制其他變量的情況下，創(chuàng)業(yè)對個體主觀幸福感的影響為負但不顯著，這一結(jié)果可能僅反映了兩者間的一種相關(guān)關(guān)系，且難以避免地受到遺漏變量偏誤的影響。在逐步加入個體、家庭和地區(qū)層面的變量后，entre的系數(shù)顯著為正。以第(4)列的估計結(jié)果為例，在控制所有變量的情況下，entre的系數(shù)為0.086，且在1%的水平下顯著。這一結(jié)論也證實了Blanchflower等、Alesina等、Shir等以及潘春陽等研究的發(fā)現(xiàn)。部分文獻從工作時間和收入等角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)對結(jié)果效用的改善存在顯著的影響；還有一些文獻則證實創(chuàng)業(yè)對工作滿意度存在不可忽視的影響。由于不同文獻得到的結(jié)果存在差異，因此，創(chuàng)業(yè)對個體主觀幸福感的改善到底是通過哪一機制發(fā)生的作用，仍有待后面的檢驗。同時，從本文對創(chuàng)業(yè)所作的描述性統(tǒng)計分析來看，無論是就整個樣本還是不同年份而言，創(chuàng)業(yè)個體所占比例均要低于20%。由此值得思考的一個問題是，如果創(chuàng)業(yè)能夠改善個體的主觀福利狀況，為什么人們不選擇創(chuàng)業(yè)呢？本文接下來也將對這一問題進行分析。

從表2第(4)列其他變量的估計結(jié)果看，性別、年齡、受教育年限、政治面貌以及婚姻狀況這些變量均在1%的水平上顯著，其符號也與已有研究保持一致。在家庭層面的變量中，家庭工資性收入和財產(chǎn)性收入的增加會改善個體的主觀福利狀況。我們還發(fā)現(xiàn)地區(qū)GDP增長率對個體主觀幸福感的改善存在積極影響，這說明地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平越高，個體主觀幸福水平也越高。值得注意的是，雖然我們在模型中也控制了失業(yè)率、人均病床數(shù)和房價等變量，但這些變量對個體主觀幸福感的影響并不顯著。

(二)內(nèi)生性問題

上述結(jié)果很可能是有偏的。首先，盡管我們控制了個體、家庭以及地區(qū)層面的變量，但仍可能存在一些不可觀測的因素會同時影響個體創(chuàng)業(yè)決策和幸福水平，從而導致遺漏變量偏誤的存在。其次，個體的幸福狀況可能也會影響其創(chuàng)業(yè)決策，這意味著在模型(1)中可能還存在逆向因果關(guān)系導致的估計偏誤。為此，接下來我們采用工具變量法重新估計模型(1)。

本文以個體所在城市的創(chuàng)業(yè)率(r_entre)作為工具變量，其合理性如下所述。首先，即使模型中遺漏了影響幸福的個體和家庭變量，但這些變量與個體所在城市的創(chuàng)業(yè)率并不相關(guān)。同時，本文已經(jīng)在模型中控制了城市固定效應(yīng)，因此也可以排除城市層面的遺漏變量與城市創(chuàng)業(yè)率的相關(guān)性，且地區(qū)創(chuàng)業(yè)率并不會直接影響個體的幸福水平，因此以地區(qū)創(chuàng)業(yè)率作為工具變量滿足外生性要求。其次，個體的社會經(jīng)濟決策往往受到所在環(huán)境的影響，其所在城市的創(chuàng)業(yè)率衡量了一個地區(qū)的創(chuàng)業(yè)氛圍，創(chuàng)業(yè)氛圍越濃厚，個體選擇創(chuàng)業(yè)的傾向也越高，因此，以個體所在城市的創(chuàng)業(yè)率作為工具變量同時也滿足相關(guān)性要求。以CLDS的調(diào)查問卷為基礎(chǔ)，我們計算了2014年和2016年個體所在城市的創(chuàng)業(yè)率。結(jié)果表明，在不同的時間內(nèi)我國創(chuàng)業(yè)活動的分布具有一定的空間穩(wěn)定性，主要集中在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的東部沿海地區(qū)，這說明資源稟賦、市場氛圍等要素仍是影響個體創(chuàng)業(yè)的關(guān)鍵，同時也說明本文采用CLDS數(shù)據(jù)計算得到的創(chuàng)業(yè)率作為工具變量具有較強的代表性。

工具變量估計結(jié)果如表3所示。由于創(chuàng)業(yè)決策對應(yīng)一個二元變量，因而表3第一階段報告的是Probit估計結(jié)果。第一階段的估計結(jié)果表明，在創(chuàng)業(yè)率越高的地區(qū)，個體選擇創(chuàng)業(yè)的傾向也越大，說明以地區(qū)創(chuàng)業(yè)率作為工具變量滿足相關(guān)性要求。從第二階段的結(jié)果看，創(chuàng)業(yè)對個體主觀幸福感的積極影響也得到了證實。這說明內(nèi)生性問題在一定程度上會低估創(chuàng)業(yè)的主觀福利效應(yīng)，但并不影響本文的基本結(jié)論。

表3 工具變量估計結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗

1.控制滯后一期的幸福感

已有研究指出，個體的幸福體驗會受到其過去幸福水平的影響，當前較高的幸福水平可能源于過去較高的幸福體驗，而非選擇創(chuàng)業(yè)的結(jié)果。為此，我們在模型中進一步引入了受訪者在上一個調(diào)查年份的幸福水平(lag_)，以檢驗前文實證結(jié)果的穩(wěn)健性。如表4第(1)列所示，在控制了滯后一期的幸福感之后，創(chuàng)業(yè)仍然能夠顯著地提升個體的幸福感水平。同時，lag_的系數(shù)為0.211，且在1%的水平下顯著，表明過去的幸福感的確能影響當前的幸福感水平，從而也證實了Frey等的觀點。

表4 穩(wěn)健性檢驗

2.面板數(shù)據(jù)估計

基于橫截面數(shù)據(jù)的估計結(jié)果僅僅反映了在一個固定時點上創(chuàng)業(yè)對幸福的影響，且難以有效解決遺漏變量偏誤。為此，我們采用CLDS在2014年和2016年形成的兩年面板數(shù)據(jù)，進一步對兩者間的關(guān)系進行估計。這一處理一方面可以有效地識別創(chuàng)業(yè)和幸福之間的動態(tài)關(guān)系，另一方面能緩解遺漏變量導致的估計偏誤。如表4第(2)列所示，此時變量entre的估計值仍在5%的水平上顯著為正，從而也再一次說明本文的結(jié)果是穩(wěn)健的。

3.剔除同一家庭從事同一創(chuàng)業(yè)項目的樣本

如果同一家庭的不同個體從事同一創(chuàng)業(yè)項目，此時個體的創(chuàng)業(yè)決策應(yīng)當被視為家庭創(chuàng)業(yè)決策，識別出的也是家庭創(chuàng)業(yè)決策對個體幸福的影響，使得本文的基本結(jié)果并未反映出個體創(chuàng)業(yè)決策對幸福的真實影響效應(yīng)。為此，我們剔除同一家庭中從事同一創(chuàng)業(yè)項目的樣本，重新對前文的結(jié)果進行估計。如表4第(3)列所示，此時創(chuàng)業(yè)對個體主觀福利狀況的積極影響依然穩(wěn)健存在。

4.傾向得分匹配法估計

筆者最后采用傾向得分匹配法(propensity score matching，PSM)檢驗本文在估計方法上的穩(wěn)健性，結(jié)果如表5所示。基于不同匹配方法得到的結(jié)果表明，創(chuàng)業(yè)對個體主觀幸福感的影響依然顯著為正。這一結(jié)果也說明，盡管不同估計方法得到的結(jié)果在影響強度上存在差異，但本文的基本結(jié)論仍保持不變。

表5 傾向得分匹配估計結(jié)果

六、人們?yōu)槭裁床贿x擇創(chuàng)業(yè)

本文研究結(jié)論認為創(chuàng)業(yè)能夠改善個體的主觀幸福感，但不同來源的調(diào)查數(shù)據(jù)卻表明，當前我國仍存在創(chuàng)業(yè)活力不足的問題，創(chuàng)業(yè)活力還有進一步的提升空間。如果說幸福是人類的永恒追求，創(chuàng)業(yè)決策的形成又是個體在勞動力市場上理性選擇的結(jié)果，那么，人們?yōu)槭裁床贿x擇創(chuàng)業(yè)呢？從自身來看，不同個體在職業(yè)生涯規(guī)劃、就業(yè)期望等方面有其內(nèi)在的偏好，這種偏好決定了人際間的創(chuàng)業(yè)差異。從外部看，外部環(huán)境也對個體創(chuàng)業(yè)決策存在不可忽視的影響。例如，一些文獻從資產(chǎn)積累、信貸約束等角度對此進行了解釋。但無論從個體自身還是外部客觀環(huán)境來對個體創(chuàng)業(yè)決策進行解釋，均不足以揭示追求幸福的個體何以不選擇創(chuàng)業(yè)以改進幸福這一看似矛盾的邏輯。

本文在文獻綜述部分已詳細闡明創(chuàng)業(yè)可以通過影響過程效用和結(jié)果效用，進而影響個體的幸福感，而人們在作出創(chuàng)業(yè)選擇時，可能對于過程效用和結(jié)果效用有不同的偏好，正是這種偏好的不同導致了個體創(chuàng)業(yè)選擇的差異。事實上，即使人們知道創(chuàng)業(yè)可以改善其幸福水平，但對于更加偏好結(jié)果效用的個體，倘若創(chuàng)業(yè)不能改善其結(jié)果效用，他們可能也不會選擇創(chuàng)業(yè)。類似的，對于更加偏好過程效用的個體，即使創(chuàng)業(yè)能導致其結(jié)果效用的改善，但如果創(chuàng)業(yè)不能夠改善其過程效用，可能也不會選擇創(chuàng)業(yè)。這意味著基于結(jié)果效用和過程效用的權(quán)衡是個體創(chuàng)業(yè)選擇的關(guān)鍵，為此，我們嘗試通過區(qū)分個體在過程效用和結(jié)果效用兩者間的權(quán)衡，對他們在創(chuàng)業(yè)選擇上的差異進行解釋。

關(guān)于結(jié)果效用的衡量，收入滿意度因其綜合考慮了絕對收入和相對收入兩個要素，因而是一個被較多采用的指標，本文也選擇將其作為衡量結(jié)果效用的變量。就過程效用而言，有關(guān)創(chuàng)業(yè)的文獻大多以一個單一的指標為基礎(chǔ)對其進行衡量，如Binder等和Shir等以工作自主性作為過程效用的衡量指標，Andersson則從工作壓力對其進行解釋。考慮到過程效用本身包含了多維度的內(nèi)容，因此，為了盡可能將更多的因素納入分析中，我們以CLDS調(diào)查問卷中個體對其工作進行的評價為基礎(chǔ)，通過主成分分析構(gòu)建了一個衡量過程效用的綜合指標，如表6所示。本文考慮的評價指標包含了工作特征、個人價值以及人際交往三方面，其中所有指標的評價方法由1到5分別代表“非常不同意”至“非常同意”。

表6 主成分分析指標

主成分分析的統(tǒng)計指標如表7所示。由于第一主成分proce 1到第五主成分proce 5的累積方差貢獻率為88.6%，大于85%，為此我們最終選取前5個主成分對過程效用進行衡量。在此基礎(chǔ)上，參照邱東以及吳殿廷等的方法，我們以每個主成分的方差貢獻率作為權(quán)重，對這5個主成分進行加權(quán)平均處理，最終得到了一個衡量過程效用的綜合指標。

表7 主成分分析的統(tǒng)計指標

續(xù)上表

在得到衡量過程效用與結(jié)果效用的變量后，我們分別將這兩個變量作為被解釋變量進行回歸，創(chuàng)業(yè)對結(jié)果效應(yīng)和過程效應(yīng)的影響如表8所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)對過程效用的提升存在顯著影響，而對結(jié)果效用的改善則不顯著。

表8 創(chuàng)業(yè)對結(jié)果效用和過程效用的影響

值得注意的是，這一結(jié)果僅僅表明創(chuàng)業(yè)對過程效用和結(jié)果效用的影響存在差異，并未能揭示出人們對于過程效用和結(jié)果效用的差異化偏好是導致他們在創(chuàng)業(yè)決策選擇上不同的原因。事實上，基于不同創(chuàng)業(yè)者的差異化動機，創(chuàng)業(yè)可以區(qū)分為生存型創(chuàng)業(yè)和機會型創(chuàng)業(yè)。生存型創(chuàng)業(yè)者之所以選擇創(chuàng)業(yè)，主要是因為在勞動力市場上難以獲得就業(yè)機會，創(chuàng)業(yè)作為一種謀生手段而存在，因而他們也更加看重創(chuàng)業(yè)所帶來的貨幣回報，即結(jié)果效用。機會型創(chuàng)業(yè)者不僅關(guān)注創(chuàng)業(yè)本身帶來的結(jié)果效用，也在意個人理想的實現(xiàn)、主觀能動性的發(fā)揮諸如此類的過程效用的獲得，這意味著機會型創(chuàng)業(yè)提升幸福感的機制不僅可以通過結(jié)果效用實現(xiàn)，而且可以通過過程效用這一途徑實現(xiàn)?；谏鲜鲞壿嫞瑢τ谏嫘蛣?chuàng)業(yè)者而言，由于他們更加關(guān)心創(chuàng)業(yè)所帶來的結(jié)果效用，因此，即使創(chuàng)業(yè)能夠通過過程效用而改善其幸福水平，他們可能也不會選擇創(chuàng)業(yè)。反過來，對于機會型創(chuàng)業(yè)者而言，即使創(chuàng)業(yè)不能導致其結(jié)果效用的改善，但如果創(chuàng)業(yè)能夠改善其過程效用，可能也會選擇創(chuàng)業(yè)。為此，我們進一步將創(chuàng)業(yè)區(qū)分為生存型創(chuàng)業(yè)和機會型創(chuàng)業(yè)兩種類型，對這一問題進行分析。

CLDS通過詢問個體的創(chuàng)業(yè)原因區(qū)分了不同類型的創(chuàng)業(yè)者。借鑒Reynolds等的處理方法，若個體認為選擇創(chuàng)業(yè)是因為“有更好的機會”，則將其定義為機會型創(chuàng)業(yè)者；若認為選擇創(chuàng)業(yè)是因為“沒有更好的工作機會”，則將其定義為生存型創(chuàng)業(yè)者。在此基礎(chǔ)上，本文分別以結(jié)果效用和過程效用作為被解釋變量進行了回歸，不同類型的創(chuàng)業(yè)對結(jié)果效用和過程效用的影響如表9所示。表9第(1)～(2)列的結(jié)果表明機會型創(chuàng)業(yè)不但可以顯著提升個體的過程效用，而且對其結(jié)果效用的改善存在顯著影響；而第(3)～(4)列的結(jié)果則表明，生存型創(chuàng)業(yè)對過程效用的作用非但不顯著，反而對個體結(jié)果效用的改善存在不利影響。

表9 不同類型的創(chuàng)業(yè)對結(jié)果效用和過程效用的影響

綜合表8和表9的估計結(jié)果，本文的實證檢驗結(jié)果表明，盡管創(chuàng)業(yè)有助于改善個體的主觀福利狀況，但是，由于不同個體對過程效用和結(jié)果效用的異質(zhì)性偏好，導致他們在創(chuàng)業(yè)選擇上存在差異。上述結(jié)論也表明，即使創(chuàng)業(yè)能夠改善個體的主觀幸福感，但對于那些更加偏好結(jié)果效用的人而言，如果創(chuàng)業(yè)不能同時改善其結(jié)果效用，可能他們也不會選擇創(chuàng)業(yè)。

七、結(jié) 語

作為一項市場活動，創(chuàng)業(yè)有助于激發(fā)市場主體的活力，為經(jīng)濟增長提供新動能?！?021年國務(wù)院政府工作報告》便提出要通過鼓勵創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)，提高和改善就業(yè)質(zhì)量。在微觀層面，創(chuàng)業(yè)是否會影響個體的主觀福利狀況呢？我們又應(yīng)當如何理解現(xiàn)實中個體在創(chuàng)業(yè)選擇上的差異？這是本文試圖回答的問題。由于過程效用和結(jié)果效用是幸福體驗的重要來源，因此，理論上，創(chuàng)業(yè)可以通過影響過程效用和結(jié)果效用進一步影響幸福，而對過程效用和結(jié)果效用的異質(zhì)性偏好，也可能是不同個體在創(chuàng)業(yè)選擇上存在差異的原因。

基于以上考慮，本文采用2014年和2016年的中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)對這一問題進行了研究。結(jié)果表明，創(chuàng)業(yè)對個體主觀幸福感的改善有顯著的積極影響，且這一結(jié)論在克服內(nèi)生性偏誤、從不同角度進行穩(wěn)健性檢驗之后依然成立。本文還發(fā)現(xiàn)，機會型創(chuàng)業(yè)對過程效用和結(jié)果效用的改善均存在積極影響；但生存型創(chuàng)業(yè)對過程效用的作用不顯著，而且對結(jié)果效用的改善存在不利影響，從而說明勞動力個體對過程效用和結(jié)果效用的差異化偏好是導致他們在創(chuàng)業(yè)決策上存在差異的原因。

本文所得到的結(jié)論不僅有助于拓寬我們考察中國居民主觀福利狀況形成模式的視野，也具有較強的政策含義。首先，各級政府應(yīng)當繼續(xù)加大創(chuàng)業(yè)的優(yōu)惠力度，簡政放權(quán)，營造良好的創(chuàng)業(yè)氛圍，在激發(fā)市場主體創(chuàng)業(yè)活力的過程中促進人們幸福水平的提升。其次，由于不同類型的創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)動機上存在差異，因此各級政府還應(yīng)當針對不同類型的創(chuàng)業(yè)活動和創(chuàng)業(yè)者采取差異化的扶持政策。