陳琳琳 韓蓄 傅聯(lián)英

（1.華僑大學(xué)董事會(huì)/校友辦公室，福建泉州 362021；2.華僑大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，福建泉州 362021）

一、引言

中國(guó)經(jīng)濟(jì)步入新常態(tài)階段后，“大眾創(chuàng)業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng)新”掀起了中國(guó)第四次創(chuàng)業(yè)浪潮，催生了為數(shù)眾多的新生代創(chuàng)業(yè)者。高校畢業(yè)生、留學(xué)回國(guó)人員、科技工作者、農(nóng)民工、退役士兵、新富階層等專(zhuān)業(yè)技術(shù)人才與高技能人才紛紛投身于“雙創(chuàng)”活動(dòng)。國(guó)家發(fā)展改革委提供的數(shù)據(jù)顯示，2018年全國(guó)新登記企業(yè)670萬(wàn)戶(hù)，日均新設(shè)企業(yè)1.8萬(wàn)戶(hù)，創(chuàng)業(yè)者主體數(shù)量突破1億大關(guān)1數(shù)據(jù)來(lái)源于發(fā)展改革委網(wǎng)站 https://www.ndrc.gov.cn/xxgk/jd/jd/201905/t20190527_1182891.html。。創(chuàng)業(yè)行動(dòng)對(duì)創(chuàng)業(yè)者產(chǎn)生的效用是多維度、多層次的。一項(xiàng)頗為重要的研究問(wèn)題是，創(chuàng)業(yè)行為究竟會(huì)賦予創(chuàng)業(yè)者何種主觀福利？

在評(píng)價(jià)創(chuàng)業(yè)的主觀福利時(shí)，需要充分考慮經(jīng)濟(jì)收入、自我實(shí)現(xiàn)、階層躍遷與心理感知等因素。Deaton and Stone（2013）指出，尚無(wú)其他指標(biāo)能像主觀幸福感那樣可以有效地刻畫(huà)主觀福利。創(chuàng)業(yè)者的主觀幸福感作為一項(xiàng)多維度的效用評(píng)價(jià)指標(biāo)，是指創(chuàng)業(yè)者根據(jù)自己的標(biāo)準(zhǔn)對(duì)當(dāng)前生活質(zhì)量、工作滿(mǎn)意度、個(gè)人發(fā)展及社會(huì)價(jià)值做出的綜合性評(píng)價(jià)，涵蓋了認(rèn)知判斷與心理感覺(jué)（魏江和權(quán)予衡，2014；Wiklund et al.，2019）。于是，本文的研究問(wèn)題進(jìn)一步轉(zhuǎn)化為創(chuàng)業(yè)行為如何影響創(chuàng)業(yè)者的主觀幸福感？經(jīng)由何種機(jī)制實(shí)現(xiàn)？呈現(xiàn)出哪些異質(zhì)性？這些問(wèn)題的回答有益于理解創(chuàng)業(yè)行為決定主觀福利的內(nèi)在邏輯，有助于喚起公眾對(duì)創(chuàng)業(yè)者的人文關(guān)懷，有利于明確增進(jìn)創(chuàng)業(yè)者福祉的關(guān)鍵抓手。本文在理論層面闡釋了創(chuàng)業(yè)行為影響主觀福利的收入不平等渠道和社會(huì)信任渠道，提煉出的新機(jī)制與新解釋是對(duì)既有研究的有益補(bǔ)充；在實(shí)證層面利用條件混合過(guò)程方法生成了新證據(jù)與新發(fā)現(xiàn)，推進(jìn)了條件混合過(guò)程方法在創(chuàng)業(yè)幸福感評(píng)價(jià)中的具體應(yīng)用。

二、文獻(xiàn)綜述與機(jī)理分析

（一）文獻(xiàn)評(píng)述

創(chuàng)業(yè)者的主觀福利議題引發(fā)了經(jīng)濟(jì)學(xué)、心理學(xué)、社會(huì)學(xué)和管理學(xué)等領(lǐng)域?qū)W者的持續(xù)關(guān)注與深入探索2主觀幸福感作為民眾福祉的代理變量，在外延上包含了工作滿(mǎn)意度、生活滿(mǎn)意度、積極情緒與消極情緒（Jebb et al.，2020）。國(guó)內(nèi)外針對(duì)創(chuàng)業(yè)行為影響工作滿(mǎn)意度的文獻(xiàn)極其豐富，但關(guān)于創(chuàng)業(yè)者主觀幸福感的文獻(xiàn)并不龐雜，于曉宇等（2018）對(duì)此完成了一篇非常全面的文獻(xiàn)綜述。盡管在部分場(chǎng)景下可將工作滿(mǎn)意度與主觀幸福感混淆使用（Wiklund et al.，2019），但本文在文獻(xiàn)梳理時(shí)嚴(yán)格界定在主觀幸福感這一綜合層面。，既有文獻(xiàn)重點(diǎn)圍繞創(chuàng)業(yè)行為對(duì)主觀幸福感的影響方式、傳導(dǎo)機(jī)制與作用條件開(kāi)展了豐富的研究，提供了多元的內(nèi)在邏輯去理解創(chuàng)業(yè)者主觀福利的形成機(jī)制。

一支文獻(xiàn)基于獨(dú)立的平行機(jī)制考察創(chuàng)業(yè)行為對(duì)主觀福利的影響及機(jī)制。其中，Hmieleski and Corbett（2008）、Uy et al.（2017）分別基于心理壓力機(jī)制與情感波動(dòng)機(jī)制，研究揭示了創(chuàng)業(yè)活動(dòng)對(duì)主觀幸福感的減損效應(yīng)；Rahman et al.（2016）、于曉宇等（2018）則分別基于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的利益沖突與信息時(shí)滯視角，分析指出了創(chuàng)業(yè)活動(dòng)對(duì)主觀幸福感潛在的負(fù)面影響；王瓊和黃維喬（2020）基于物質(zhì)需求與非物質(zhì)需求的中介機(jī)制，揭示了生存型創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的福利減損效應(yīng)。Benz and Frey（2008）、Schneck（2014）利用國(guó)別數(shù)據(jù)分析揭示了創(chuàng)業(yè)行為的幸福提升效應(yīng)，認(rèn)為背后的主要機(jī)制是創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的創(chuàng)造性與自主性。Naude′ et al.（2014）從國(guó)別角度、魏江和權(quán)予衡（2014）從個(gè)體角度分別開(kāi)展的研究指出，機(jī)會(huì)導(dǎo)向型創(chuàng)業(yè)增進(jìn)了創(chuàng)業(yè)者主觀幸福感，盈利導(dǎo)向型創(chuàng)業(yè)則降低了創(chuàng)業(yè)者主觀幸福感，環(huán)境感知在主觀幸福感的決定機(jī)制中發(fā)揮了正向調(diào)節(jié)作用。與魏江和權(quán)予衡（2014）類(lèi)似，陳聰?shù)龋?018）研究發(fā)現(xiàn)，機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)顯著地提高了創(chuàng)業(yè)者的幸福感，創(chuàng)業(yè)者的自尊感在主觀幸福感的形成機(jī)制中發(fā)揮了中介作用，創(chuàng)業(yè)環(huán)境則發(fā)揮了正向調(diào)節(jié)作用。此外，劉鵬程等（2019）的分析結(jié)果同樣指出，機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)顯著提升了創(chuàng)業(yè)者主觀幸福感；機(jī)制分析結(jié)果則顯示，身份地位和工作自由度在主觀幸福感的實(shí)現(xiàn)機(jī)制中發(fā)揮了中介作用。馬良和蔡曉陳（2018）的研究結(jié)果表明，創(chuàng)業(yè)行為增進(jìn)了創(chuàng)業(yè)者主觀幸福感，工作自主性與地位感知等非貨幣化回報(bào)作為機(jī)制變量在其中發(fā)揮了中介作用；進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)的幸福增進(jìn)效應(yīng)呈現(xiàn)出地區(qū)、性別、動(dòng)機(jī)和環(huán)境異質(zhì)性。值得注意的是，前述文獻(xiàn)通常將創(chuàng)業(yè)行為視為“非有即無(wú)”的二元決策，后續(xù)研究則將創(chuàng)業(yè)行為視為連續(xù)狀態(tài)。在此基礎(chǔ)上，Zhao et al.（2019）、陳福中和盧景新（2019）揭示了創(chuàng)業(yè)參與程度（如時(shí)間投入）對(duì)主觀幸福感的影響，同樣發(fā)現(xiàn)了創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生了顯著的幸福提升效應(yīng)，其核心機(jī)制是創(chuàng)業(yè)的貨幣化回報(bào)（收入效應(yīng)與財(cái)富效應(yīng)）。

另外一支文獻(xiàn)基于競(jìng)爭(zhēng)性的整合機(jī)制探討創(chuàng)業(yè)行為影響主觀福利的效應(yīng)與機(jī)制。其中，Nordenmark et al.（2012）理論分析認(rèn)為，創(chuàng)業(yè)的決策主動(dòng)權(quán)與心理壓力之間、工作與生活之間構(gòu)成了明顯的沖突，創(chuàng)業(yè)者的主觀幸福感取決于各因素的效應(yīng)對(duì)比。控制決策主動(dòng)權(quán)后的實(shí)證結(jié)果表明，創(chuàng)業(yè)行為顯著地降低了主觀幸福感。El Harbi and Grolleau（2012）基于國(guó)別數(shù)據(jù)的研究也發(fā)現(xiàn)了創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的幸福抑制效應(yīng)，其機(jī)制是人均收入的負(fù)向影響占據(jù)主導(dǎo)，原因在于低幸福感的國(guó)家人民往往也是容易失業(yè)而進(jìn)行生存型創(chuàng)業(yè)的人群。此外，潘春陽(yáng)和王紫妍（2016）深入分析了創(chuàng)業(yè)行為在貨幣化回報(bào)和非貨幣回報(bào)方面的得（正面效應(yīng)）與失（負(fù)面效應(yīng)），為理解創(chuàng)業(yè)活動(dòng)對(duì)主觀幸福感的凈效應(yīng)提供了比較視角。Sev? et al.（2016）、王慕文和盧二坡（2017）的研究結(jié)果顯示，作為雇主的創(chuàng)業(yè)行動(dòng)顯著提升了創(chuàng)業(yè)者主觀幸福感，其內(nèi)在機(jī)制是創(chuàng)業(yè)的收入增加與經(jīng)濟(jì)地位上升構(gòu)成的正面效應(yīng)超過(guò)了額外時(shí)長(zhǎng)的負(fù)面效應(yīng)。自我雇傭的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)對(duì)主觀幸福感的影響并不顯著，原因在于負(fù)面效應(yīng)抵消了正面效應(yīng)。周爍等（2020）的實(shí)證結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)提升了整體幸福感，基本邏輯是創(chuàng)業(yè)的整體幸福感包含了生活滿(mǎn)意度與工作滿(mǎn)意度。創(chuàng)業(yè)行為雖然降低了創(chuàng)業(yè)者的生活滿(mǎn)意度，但提升了工作滿(mǎn)意度。并且，主觀經(jīng)濟(jì)地位上升、對(duì)未來(lái)的樂(lè)觀預(yù)期以及社會(huì)資本積累均會(huì)緩解生活滿(mǎn)意度的負(fù)面效應(yīng)。

比較分析發(fā)現(xiàn)，就影響方式而言，多數(shù)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)行為提升了創(chuàng)業(yè)者的主觀福利，僅有少量研究揭示了創(chuàng)業(yè)行為對(duì)主觀福利的侵蝕效應(yīng)。不過(guò)，既有文獻(xiàn)對(duì)其中傳導(dǎo)機(jī)制的理解存在明顯的分歧，一部分文獻(xiàn)特別強(qiáng)調(diào)了貨幣化收益的作用，另一部分文獻(xiàn)則重點(diǎn)凸顯了非貨幣化收益的作用，客觀上豐富了我們對(duì)創(chuàng)業(yè)幸福感決定機(jī)理的理解。然而，現(xiàn)有研究尚存在以下兩個(gè)方面有待完善：其一是對(duì)競(jìng)爭(zhēng)性機(jī)制的考慮不足。既有文獻(xiàn)將傳導(dǎo)機(jī)制的重心聚焦于收入水平、工作時(shí)長(zhǎng)、工作自主性、身份地位等個(gè)體內(nèi)部絕對(duì)因素與客觀因素，對(duì)相對(duì)因素與主觀因素缺乏充分、細(xì)致的考量。事實(shí)上，在理解主觀福利的形成機(jī)理時(shí)，收入不平等（Clark et al.，2008；Huang et al.，2016）和社會(huì)信任（Tokuda et al.，2010）是不容忽視的重要環(huán)節(jié)，能夠提供更加完整的邏輯鏈條。其二是對(duì)內(nèi)生性問(wèn)題的處理欠佳。實(shí)證層面考察創(chuàng)業(yè)行為對(duì)主觀福利的影響時(shí)，由于潛在的遺漏變量（例如能力與價(jià)值觀）和反向因果關(guān)系，創(chuàng)業(yè)行為很可能是內(nèi)生的，這將導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果不一致。例如，Naude′ et al.（2014）指出，機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)行為對(duì)幸福感具有一定的促進(jìn)作用，但是，幸福感也會(huì)反過(guò)來(lái)影響機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)決策。遺憾的是，面對(duì)遺漏變量和反向因果關(guān)系兩者同時(shí)引發(fā)的內(nèi)生性問(wèn)題，多數(shù)文獻(xiàn)顧此失彼。因此，有必要引入更加適宜的技術(shù)方法，科學(xué)、干凈地識(shí)別創(chuàng)業(yè)行為對(duì)創(chuàng)業(yè)者主觀幸福感的因果效應(yīng)。本文通過(guò)人工構(gòu)造工具變量并引入條件混合過(guò)程方法處理內(nèi)生性問(wèn)題，實(shí)證考察了創(chuàng)業(yè)行為對(duì)主觀幸福感的因果影響；在此基礎(chǔ)上，將收入不平等和社會(huì)信任作為中間變量，利用中介效應(yīng)分析方法檢驗(yàn)了創(chuàng)業(yè)行為影響主觀幸福感的傳導(dǎo)機(jī)制。與現(xiàn)有文獻(xiàn)的差異之處主要表現(xiàn)為兩點(diǎn)：其一，本文提供了新證據(jù)、新機(jī)制與新解釋?zhuān)菍?duì)既有研究結(jié)果的有益補(bǔ)充；其二，本文采用新方法得到了新發(fā)現(xiàn)，推進(jìn)了條件混合過(guò)程方法在主觀福利評(píng)價(jià)中的具體應(yīng)用。

（二）機(jī)理分析

正如幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)指出的，除卻收入水平、工作時(shí)長(zhǎng)、工作自主性等機(jī)制變量，收入不平等和社會(huì)信任也是理解創(chuàng)業(yè)幸福感形成機(jī)制的關(guān)鍵節(jié)點(diǎn)。

首先，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的收入分配效應(yīng)會(huì)影響人際間收入不平等及預(yù)期，進(jìn)而間接地作用于主觀福利。創(chuàng)業(yè)活動(dòng)能更大概率地為創(chuàng)業(yè)者帶來(lái)可觀的財(cái)產(chǎn)性收入而非普通的工資性收入，是促進(jìn)收入流動(dòng)性和社會(huì)流動(dòng)性的重要方式。然而，成就導(dǎo)向的創(chuàng)業(yè)者不僅關(guān)心絕對(duì)收入水平，更加關(guān)注相對(duì)收入地位（例如，在收入排行榜內(nèi)的排位）。以組內(nèi)收入不平等指標(biāo)度量的相對(duì)收入地位是創(chuàng)業(yè)努力的相對(duì)回報(bào)、客觀績(jī)效，具有積極的、正面的激勵(lì)意義。適度的收入不平等賦予了創(chuàng)業(yè)者更加樂(lè)觀的相對(duì)收入預(yù)期，同時(shí)也強(qiáng)化了廣大創(chuàng)業(yè)者階層向上流動(dòng)的創(chuàng)業(yè)成效預(yù)期，從而產(chǎn)生正向隧道效應(yīng)（Hirschman and Rothschild，1973），一定程度上提升了創(chuàng)業(yè)者的主觀福利。不過(guò)，更為重要的是，創(chuàng)業(yè)行為導(dǎo)致的收入不平等還會(huì)激發(fā)種種心理對(duì)比暗示，塑造人們的心理感知與行為舉止（Wilkinson and Pickett，2019），無(wú)形中引導(dǎo)人們以相對(duì)收入的階層高低來(lái)評(píng)價(jià)自我以及他人。創(chuàng)業(yè)者們正是在與各級(jí)參照系的相互比較中收獲幸福感或剝奪感，此為相對(duì)的“地位踏水車(chē)效應(yīng)”（Binswanger，2006）。當(dāng)創(chuàng)業(yè)者感知到自己所屬的收入階層落后于他人時(shí)，會(huì)形成社會(huì)地位焦慮感，降低其主觀福利；反之，當(dāng)創(chuàng)業(yè)者感知到自身所屬的收入階層領(lǐng)先于他人時(shí)，會(huì)形成社會(huì)地位優(yōu)越感，提高其主觀福利。進(jìn)一步地，根據(jù)“快樂(lè)踏水車(chē)效應(yīng)”（Binswanger，2006；Stilwell，2019）可以預(yù)知，即便創(chuàng)業(yè)者感知到自己的相對(duì)收入屬于頭部階層，一旦對(duì)該層級(jí)習(xí)以為常乃至心生厭倦了，主觀幸福感又會(huì)驟降。對(duì)于創(chuàng)業(yè)者而言，只有占據(jù)更高的“位置商品”（Stilwell，2019）、感知到更高的相對(duì)收入優(yōu)越感，才能再次幸福起來(lái)，否則便會(huì)陷入不幸福狀態(tài)。因此，本文認(rèn)為：其他條件不變的情況下，創(chuàng)業(yè)行為通過(guò)擴(kuò)大收入不平等既會(huì)對(duì)主觀福利產(chǎn)生積極的影響，也會(huì)產(chǎn)生消極的影響，凈效應(yīng)尚不確定。

其次，隨著創(chuàng)業(yè)者與產(chǎn)業(yè)鏈上下游企業(yè)的接觸日益深入，創(chuàng)業(yè)者對(duì)外部社會(huì)的不信任感不可避免地會(huì)逐漸加深（Thurston，1986），不同程度地侵蝕了其主觀福利。受制于市場(chǎng)化程度和契約精神薄弱，創(chuàng)業(yè)伙伴之間、創(chuàng)業(yè)者與上下游利益相關(guān)者之間，難免會(huì)出現(xiàn)意見(jiàn)分歧、事前免費(fèi)乘車(chē)、事后敲竹杠等利益紛爭(zhēng)。特別地，創(chuàng)業(yè)合伙人之間的矛盾沖突、集體懶散、爭(zhēng)奪控制權(quán)、掏空資產(chǎn)等現(xiàn)象，在創(chuàng)業(yè)過(guò)程中是大概率事件。分崩離析的創(chuàng)業(yè)企業(yè)、不歡而散的利益相關(guān)者更是不在少數(shù)。例如，創(chuàng)業(yè)者自己在創(chuàng)業(yè)過(guò)程中吃過(guò)虧，或者目睹過(guò)其他創(chuàng)業(yè)者吃虧，就容易預(yù)設(shè)心理防線(xiàn)，不再相信彼此信任的力量。此外，社會(huì)公眾對(duì)創(chuàng)業(yè)者存在主觀上不公正乃至極端化的認(rèn)知偏見(jiàn)，客觀上也惡化了彼此間的不信任感與社會(huì)距離感。一項(xiàng)不可忽視的事實(shí)是，社會(huì)上小部分人持有“原罪論”與“離場(chǎng)說(shuō)”，鄙視甚至仇視企業(yè)家，侵犯企業(yè)家合法的私有產(chǎn)權(quán)，加劇了創(chuàng)業(yè)企業(yè)家對(duì)外界的隱憂(yōu)與不信任感。因此，創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)活動(dòng)中難免充滿(mǎn)疑慮、撕裂感、不安全感和不信任感，部分創(chuàng)業(yè)者甚至自覺(jué)或不自覺(jué)地形成了一種受害者心理和防衛(wèi)心態(tài)，嚴(yán)重?fù)p害了主觀幸福感。于是，本文認(rèn)為：其他條件不變的情況下，創(chuàng)業(yè)行為通過(guò)降低創(chuàng)業(yè)者對(duì)外部社會(huì)的信任水平而削弱了其主觀福利。

綜合上述分析，本文推斷：其他條件不變的情況下，創(chuàng)業(yè)行為一方面通過(guò)擴(kuò)大收入不平等渠道對(duì)主觀福利產(chǎn)生或正或負(fù)的影響，另一方面通過(guò)降低社會(huì)信任渠道對(duì)主觀福利產(chǎn)生負(fù)向影響，凈效應(yīng)取決于兩項(xiàng)渠道作用的高低。具體的傳導(dǎo)機(jī)制如圖1所示。

圖1 創(chuàng)業(yè)行為影響主觀福利的傳導(dǎo)機(jī)制

三、研究設(shè)計(jì)與初步結(jié)果

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與處理說(shuō)明

本文實(shí)證分析使用的資料來(lái)自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查中心發(fā)布的“2015年和2017年中國(guó)家庭金融調(diào)查”（CHFS2015和CHFS2017）數(shù)據(jù)。CHFS數(shù)據(jù)綜合利用了分層、三階段與規(guī)模度量成比例（PPS）的現(xiàn)代抽樣技術(shù)，樣本覆蓋了除西藏、新疆、我國(guó)港澳臺(tái)地區(qū)以外29個(gè)省（自治區(qū)、直轄市），及縣（區(qū)、縣級(jí)市）、村（居）委會(huì)等層面家庭微觀數(shù)據(jù)。該調(diào)查主題包括主觀態(tài)度、人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征、家庭收支、資產(chǎn)負(fù)債、保險(xiǎn)保障等各方面的信息，在中國(guó)家庭微觀金融數(shù)據(jù)中具有權(quán)威性和代表性。需要說(shuō)明的是，CHFS2015和CHFS2017涉及的問(wèn)項(xiàng)及變量存在較大出入，故無(wú)法將兩者合并；此外，利用這兩組微觀數(shù)據(jù)正好能代表經(jīng)濟(jì)新常態(tài)前后兩個(gè)不同的創(chuàng)業(yè)時(shí)代。有關(guān)該數(shù)據(jù)更多、更全面的介紹與應(yīng)用工作可參見(jiàn)甘犁等（2013）及李江一等（2015）。

為滿(mǎn)足研究需要，本文根據(jù)家庭代碼和個(gè)人編碼對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行合并與匹配，構(gòu)建了包含個(gè)人特質(zhì)和家庭特征信息的微觀數(shù)據(jù)集，并進(jìn)行了如下處理。首先，本文剔除了年齡在18歲以下和 65歲以上的受訪者。其次，直觀起見(jiàn)，本文將主觀幸福感、健康狀況、風(fēng)險(xiǎn)厭惡態(tài)度等3個(gè)有序變量的數(shù)值進(jìn)行了正向化處理，數(shù)值越大，對(duì)應(yīng)的程度越高。

（二）模型設(shè)定與變量選擇

根據(jù)序數(shù)效用論的基本觀點(diǎn)，本文的被解釋變量主觀幸福感是一類(lèi)心理感受，無(wú)法計(jì)量而只能排序，且各位序之間是互斥的。Ordered Probit模型適用于分析因變量類(lèi)型為有序數(shù)據(jù)的情形。本文將主觀福利決定方程（1）和創(chuàng)業(yè)行為選擇方程（2）設(shè)定成為如下形式：

本文采用條件混合過(guò)程（Conditional Mixed Process，CMP）方法對(duì)方程（1）和方程（2）構(gòu)成的方程組進(jìn)行估計(jì)。條件混合過(guò)程方法在多方程、多層次回歸情形下的優(yōu)勢(shì)非常明顯，它適用于擬合似不相關(guān)、工具變量等聯(lián)立方程組。本文方程（1）和方程（2）的因變量屬于不同類(lèi)型，方程（1）的因變量類(lèi)型是有序Probit，方程（2）的因變量類(lèi)型是二元Probit，并且方程（2）的因變量同時(shí)出現(xiàn)在方程（1）的右邊。因此，條件混合過(guò)程方法適用于本文的研究問(wèn)題。實(shí)證分析結(jié)果中，若方程（1）、（2）隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的相關(guān)系數(shù)rho_12顯著，則說(shuō)明采用條件混合過(guò)程方法是有效的。

在分析創(chuàng)業(yè)行為對(duì)主觀福利的影響時(shí)，可能存在的遺漏變量、雙向因果關(guān)系、自選擇效應(yīng)等內(nèi)生性問(wèn)題會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏且不一致。為此，必須采用工具變量法對(duì)內(nèi)生性問(wèn)題進(jìn)行處理，以期干凈地識(shí)別凈因果效應(yīng)。優(yōu)良的工具變量須外生于因變量主觀幸福感同時(shí)要求與內(nèi)生變量創(chuàng)業(yè)行為相關(guān)。本文采用Bayer and Ross（2009）提供的思路方法，人工構(gòu)造工具變量——虛擬朋友圈創(chuàng)業(yè)活動(dòng)平均概率（FrdStartup）。該工具變量基本原理如下：基于可觀測(cè)且相對(duì)外生的變量（年齡、性別、區(qū)域、戶(hù)籍、兄弟姐妹數(shù)量）將全部樣本將全部樣本分為1560組（10個(gè)年齡組×2個(gè)性別組×3個(gè)區(qū)域組×2個(gè)城鄉(xiāng)組×13個(gè)同輩組），為各組內(nèi)的每一位受訪者匹配一群與之具有相同特征的虛擬朋友，然后計(jì)算每一位受訪者虛擬朋友圈的創(chuàng)業(yè)行為平均傾向（概率），該均值即為工具變量觀測(cè)值。人工構(gòu)造出來(lái)的虛擬朋友圈的創(chuàng)業(yè)行為平均傾向，其有效性主要表現(xiàn)在兩方面：一方面，根據(jù)同質(zhì)性社會(huì)交往理論（Mcpherson et al，2001；Wu et al，2017；van Zalk et al，2020），人群具有同質(zhì)性，在同一個(gè)社交圈中的個(gè)體容易通過(guò)社交聯(lián)結(jié)和行為模仿的互動(dòng)機(jī)制相互影響。由于分組后的樣本個(gè)體具有高度相似的特征，故每一個(gè)受訪者的創(chuàng)業(yè)行為平均傾向（概率）與該受訪者虛擬朋友的平均創(chuàng)業(yè)行為平均傾向（概率）息息相關(guān)。另一方面，由于該方法完全基于外生的可觀測(cè)因素，虛擬朋友圈的創(chuàng)業(yè)行為平均傾向（概率）與主觀幸福感方程的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)關(guān)。

基于幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)于主觀福利影響因素的相關(guān)文獻(xiàn)，本文在基準(zhǔn)模型中同時(shí)引入了人口特征變量（年齡及其平方項(xiàng)、性別、受教育程度、婚姻狀況、健康狀況、政治面貌、房貸情況）、家庭特征變量（家庭總資產(chǎn)、家庭收入水平）、社會(huì)保障情況（社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)、養(yǎng)老保險(xiǎn)）、主觀因素（風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度）等四個(gè)方面的控制變量。此外，考慮到創(chuàng)業(yè)環(huán)境的地區(qū)和行業(yè)差異性，本文還引入了省份虛擬變量和行業(yè)虛擬變量以控制住省域固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)。相關(guān)變量定義見(jiàn)表1。

表1 變量定義

四、基準(zhǔn)模型回歸分析

在考慮到創(chuàng)業(yè)行為決策方程與主觀福利決定方程之間相關(guān)性的基礎(chǔ)上，本文分別基于CHFS2015和CHFS2017數(shù)據(jù)，分別運(yùn)用條件混合過(guò)程方法對(duì)方程（1）和方程（2）進(jìn)行回歸，并以此作為基準(zhǔn)模型結(jié)果，結(jié)果見(jiàn)表 2。

表2 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

表2結(jié)果的第1列和第2列基于CHFS2015數(shù)據(jù)得到，創(chuàng)業(yè)行為決策方程的擾動(dòng)項(xiàng)與主觀福利決定方程的擾動(dòng)項(xiàng)之間的相關(guān)系數(shù)rho_12在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明選用條件混合過(guò)程方法是合適的；工具變量FrdStartup的系數(shù)與核心解釋變量Startup的系數(shù)均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，表明創(chuàng)業(yè)行為顯著地提升了主觀幸福感評(píng)價(jià)，產(chǎn)生了福利增進(jìn)效應(yīng)。本文基于CHFS2015得到的正向結(jié)果，與陳福中和盧景新（2019）利用CHFS2013發(fā)現(xiàn)的結(jié)果相同。

表2結(jié)果的第3列和第4列基于CHFS2017數(shù)據(jù)得到，創(chuàng)業(yè)行為決策方程的擾動(dòng)項(xiàng)與主觀福利決定方程的擾動(dòng)項(xiàng)之間的相關(guān)系數(shù)rho_12在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，同樣說(shuō)明選用條件混合過(guò)程方法是合適的。同時(shí)，工具變量FrdStartup的估計(jì)系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正。在矯正了內(nèi)生性問(wèn)題之后，核心解釋變量Startup的系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，表明創(chuàng)業(yè)行為顯著降低了主觀幸福感評(píng)價(jià)，產(chǎn)生了福利侵蝕效應(yīng)。國(guó)外文獻(xiàn)諸如Nordenmark et al.（2012）、El Harbi and Grolleau（2012）也發(fā)現(xiàn)，考慮了內(nèi)生性并控制了工作主動(dòng)權(quán)等因素后，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)顯著地降低了幸福感。

對(duì)比可知，基于CHFS2015與CHFS2017得到的結(jié)論正好相反，主要原因在于創(chuàng)業(yè)者所處的經(jīng)濟(jì)環(huán)境與制度背景已經(jīng)發(fā)生了巨變。CHFS2015調(diào)查的是受訪者在過(guò)去一年（2014）內(nèi)的綜合狀況，彼時(shí)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)尚處于中高速增長(zhǎng)的尾部階段，創(chuàng)業(yè)者乘著高增長(zhǎng)的機(jī)遇即可分享紅利。2015年及之后，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)邁入了中低速“新常態(tài)”，經(jīng)濟(jì)環(huán)境為創(chuàng)業(yè)帶來(lái)的紅利逐漸消失，創(chuàng)業(yè)的經(jīng)濟(jì)回報(bào)以及心理情緒回報(bào)均驟降。魏江和權(quán)予衡（2014）研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)者對(duì)外部環(huán)境的感知及反應(yīng)，在創(chuàng)業(yè)行為影響主觀幸福感的過(guò)程中發(fā)揮了調(diào)節(jié)作用。本文認(rèn)為，外部環(huán)境尤其是經(jīng)營(yíng)環(huán)境趨緊對(duì)創(chuàng)業(yè)者產(chǎn)生的消極影響會(huì)向下調(diào)節(jié)其幸福感，具體表現(xiàn)為以下三個(gè)方面：首先，經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”下呈現(xiàn)出市場(chǎng)動(dòng)蕩與技術(shù)迭代等多重不確定性，創(chuàng)業(yè)者由此涌現(xiàn)的不確定性規(guī)避傾向與失敗恐懼心理勢(shì)必會(huì)沖銷(xiāo)幸福感；更為甚者，負(fù)面的主觀感知會(huì)形成惡性預(yù)期導(dǎo)致循環(huán)累積效應(yīng)。其次，經(jīng)濟(jì)下行帶來(lái)的需求萎靡難以容納擴(kuò)張的產(chǎn)能，產(chǎn)業(yè)層面的競(jìng)爭(zhēng)壓力與生存壓力增大，削弱創(chuàng)業(yè)幸福感。最后，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨緊的新常態(tài)時(shí)期，創(chuàng)業(yè)領(lǐng)域很容易受到外部環(huán)境沖擊，資本要素大量地從風(fēng)險(xiǎn)敞口較大的創(chuàng)業(yè)企業(yè)轉(zhuǎn)移至相對(duì)安全的頭部企業(yè)，創(chuàng)業(yè)企業(yè)能夠獲得外部融資的機(jī)會(huì)大幅下降，勞動(dòng)要素方面則可能出現(xiàn)團(tuán)隊(duì)瓦解、人才流失等困境，創(chuàng)業(yè)失敗率隨之大幅提高，創(chuàng)業(yè)失敗的污名化焦慮上升會(huì)或多或少地侵蝕創(chuàng)業(yè)幸福感。類(lèi)似地，辛剛國(guó)（2019）也認(rèn)為，在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)以及行業(yè)整體困窘的雙重沖擊下，民營(yíng)企業(yè)家群體獲得感不強(qiáng)，悲觀惶惑感、焦慮感上揚(yáng)，一定程度上佐證了本文的觀點(diǎn)。

進(jìn)一步地，創(chuàng)業(yè)者與政策制定者還關(guān)心結(jié)構(gòu)效應(yīng)。為此，本文給出了創(chuàng)業(yè)行為對(duì)各層級(jí)主觀幸福感的邊際影響，結(jié)果如表3所示。

表3 基準(zhǔn)模型的邊際效應(yīng)分解

表3有助于從結(jié)構(gòu)上理解創(chuàng)業(yè)行為對(duì)主觀福利的影響。CHFS2015樣本結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)行為促進(jìn)了受訪者正面（非常幸福和幸福）的主觀幸福感評(píng)價(jià)，削弱了負(fù)面（非常不幸福和不幸福）的主觀幸福感評(píng)價(jià)；在強(qiáng)度上，創(chuàng)業(yè)行為對(duì)中間評(píng)價(jià)（一般）的影響要高于任意兩端評(píng)價(jià)（幸福和不幸福、非常幸福和非常不幸福）的影響，并且正面評(píng)價(jià)遠(yuǎn)高于負(fù)面評(píng)價(jià)。CHFS2017樣本顯示的結(jié)果則相反，創(chuàng)業(yè)行為加劇了受訪者負(fù)面（不幸福和非常不幸福）的主觀幸福感評(píng)價(jià)，削弱了正面（幸福和非常幸福）的主觀幸福感評(píng)價(jià)；在強(qiáng)度上，創(chuàng)業(yè)行為對(duì)中間評(píng)價(jià)（一般）的影響要高于鄰近兩端評(píng)價(jià)（幸福和不幸福）的影響，并且負(fù)面評(píng)價(jià)遠(yuǎn)高于正面評(píng)價(jià)。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了評(píng)估基準(zhǔn)模型結(jié)果的穩(wěn)健性，本部分以虛擬朋友圈創(chuàng)業(yè)活動(dòng)平均概率（FrdStartup）作為工具變量，采用IV兩階段回歸方法重新估計(jì)，結(jié)果如表4。

表4 改用IV兩階段方法回歸結(jié)果

比較CHFS2015和CHFS2017的IV-Probit兩階段回歸結(jié)果可知，第一階段回歸F統(tǒng)計(jì)量均遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于10，說(shuō)明均不存在明顯的弱工具變量問(wèn)題。工具變量FrdStartup的系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，表明創(chuàng)業(yè)行為的示范效應(yīng)顯著。第二階段結(jié)果中，CHFS2015樣本結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)對(duì)主觀幸福感的正向影響顯著，說(shuō)明創(chuàng)業(yè)行為提高了主觀福利。CHFS2017樣本結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)對(duì)主觀幸福感的負(fù)向影響顯著，說(shuō)明創(chuàng)業(yè)行為降低了主觀福利。上述結(jié)果均與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，有力地驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

六、機(jī)制檢驗(yàn)

在基準(zhǔn)回歸分析的基礎(chǔ)上，本部分進(jìn)一步地運(yùn)用中介效應(yīng)分析方法檢驗(yàn)收入不平等渠道和社會(huì)信任渠道，識(shí)別創(chuàng)業(yè)行為影響主觀福利的作用機(jī)制。

（一）識(shí)別策略

根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)原理及方法，我們將創(chuàng)業(yè)行為影響主觀幸福感的結(jié)構(gòu)化方程設(shè)置如下：

其中，SociaTrust為社會(huì)信任，根據(jù)問(wèn)卷問(wèn)題“您對(duì)不認(rèn)識(shí)的人信任度如何？”的選項(xiàng)“1.非常信任；2.比較信任；3.一般；4.不太信任；5.非常不信任”，作為社會(huì)信任程度的刻畫(huà)。hhi_yincome為收入不平等，用以衡量相對(duì)收入地位，數(shù)值越高表示受訪者收入在所屬的群組內(nèi)越靠前。需要說(shuō)明的是，本文的收入不平等是根據(jù)行業(yè)和省份分組，計(jì)算受訪者過(guò)去一年收入在群組內(nèi)的赫芬達(dá)爾指數(shù)，客觀地測(cè)度受訪者收入在省內(nèi)和行業(yè)內(nèi)的相對(duì)集中程度，無(wú)任何褒貶之意。

當(dāng)回歸系數(shù)b、c、d、f、j均顯著時(shí)，表明社會(huì)信任和（或）收入不平等的中介效應(yīng)顯著。進(jìn)一步，根據(jù)系數(shù)e、g的顯著性與強(qiáng)度，中介效應(yīng)還可以區(qū)分為完全中介效應(yīng)和部分中介效應(yīng)。若系數(shù)e、g不顯著，則中介變量產(chǎn)生了完全中介效應(yīng)；若e、g顯著但小于b，則社會(huì)信任和收入不平等作為中介變量產(chǎn)生了部分中介效應(yīng)。

（二）機(jī)制變量的中介效應(yīng)檢驗(yàn)及分析

利用CHFS2015和CHFS2017數(shù)據(jù)，基于中介效應(yīng)方法對(duì)社會(huì)信任機(jī)制和收入不平等機(jī)制進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示。

表5 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

利用CHFS2015的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，就中間變量SocialTrust而言，核心解釋變量Startup在主效應(yīng)方程（3）顯著為正，中介效應(yīng)方程（4）顯著為負(fù)，說(shuō)明創(chuàng)業(yè)行為降低了創(chuàng)業(yè)者對(duì)外界社會(huì)的信任感；在結(jié)果方程（6）中，解釋變量Startup顯著為正且系數(shù)小于主效應(yīng)方程，中間變量SocialTrust的系數(shù)顯著為負(fù)，這說(shuō)明SocialTrust發(fā)揮了部分中介作用。對(duì)中間變量hhi_yincome而言，核心解釋變量Startup在主效應(yīng)方程（3）中顯著為正，在中介效應(yīng)方程（5）中顯著為負(fù)，表明創(chuàng)業(yè)行為縮小了收入不平等；在結(jié)果方程（7）中，中間變量hhi_yincome依然顯著為負(fù)，解釋變量Startup顯著為正，說(shuō)明中間變量hhi_yincome也是發(fā)揮了部分中介作用。上述機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果意味著，在樣本觀察期內(nèi)，創(chuàng)業(yè)行為通過(guò)降低社會(huì)信任、縮小收入不平等途徑提高了創(chuàng)業(yè)者的主觀福利。

利用CHFS2017的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，對(duì)中間變量SocialTrust而言，核心解釋變量Startup在主效應(yīng)方程（3）和中介效應(yīng)方程（4）中均在5%的置信水平上顯著為負(fù)，表明創(chuàng)業(yè)行為降低了創(chuàng)業(yè)者對(duì)外界社會(huì)的信任感；在結(jié)果方程（6）中，解釋變量Startup顯著為負(fù)，中間變量SocialTrust也顯著，這說(shuō)明SocialTrust發(fā)揮了部分中介作用。同樣地，就中間變量hhi_yincome而言，核心解釋變量Startup在主效應(yīng)方程（3）中顯著為負(fù)，在中介效應(yīng)方程（5）中顯著為正，表明創(chuàng)業(yè)行為擴(kuò)大了收入不平等；在結(jié)果方程（7）中，中間變量hhi_yincome、解釋變量Startup依然顯著為負(fù)，說(shuō)明中間變量hhi_yincome發(fā)揮了部分中介作用。由此可見(jiàn)，在樣本觀察期內(nèi)，創(chuàng)業(yè)行為通過(guò)降低社會(huì)信任、擴(kuò)大收入不平等渠道產(chǎn)生的疊加效應(yīng)共同侵蝕了創(chuàng)業(yè)者的主觀福利，驗(yàn)證了本文的推斷。

七、異質(zhì)性討論

接下來(lái)，本部分將基于地區(qū)、城鄉(xiāng)和性別三項(xiàng)維度，分樣本討論創(chuàng)業(yè)行為對(duì)主觀福利的異質(zhì)性影響。

（一）地區(qū)差距

我國(guó)東部、中部和西部地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)、政策優(yōu)惠以及創(chuàng)業(yè)氛圍等方面客觀上存在不同程度的差距（曾鋮等，2018），創(chuàng)業(yè)行為對(duì)創(chuàng)業(yè)者主觀福利的影響可能存在地區(qū)差異。表6報(bào)告了創(chuàng)業(yè)者主觀福利的地區(qū)異質(zhì)性結(jié)果。

表6 地區(qū)異質(zhì)性結(jié)果

基于CHFS2015的地區(qū)異質(zhì)性回歸結(jié)果顯示：東、中部地區(qū)創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)行為提升了主觀幸福感，西部地區(qū)產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響。對(duì)此，可以基于創(chuàng)業(yè)的“得”與“失”對(duì)比視角（潘春陽(yáng)和王紫妍，2016）給出一項(xiàng)可能的解釋。東、中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度和市場(chǎng)成長(zhǎng)速度較高且創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)更多，創(chuàng)業(yè)者預(yù)期獲得的貨幣化回報(bào)更為可觀，由此帶來(lái)的收入效應(yīng)與財(cái)富效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位，足以抵消創(chuàng)業(yè)者所承受的貨幣化與非貨幣化創(chuàng)業(yè)損失（心理健康與工作時(shí)長(zhǎng)等），使得創(chuàng)業(yè)行為提升了創(chuàng)業(yè)者的主觀幸福感。西部地區(qū)創(chuàng)業(yè)者所處的本地化市場(chǎng)較為分散，過(guò)多的創(chuàng)業(yè)者追逐有限的創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)，創(chuàng)業(yè)者面臨的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境更為惡劣，獲得的貨幣化回報(bào)可能難以完全補(bǔ)償創(chuàng)業(yè)付出，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)因此減損了其主觀福利。

基于CHFS2017的地區(qū)異質(zhì)性回歸結(jié)果顯示：東部地區(qū)創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)行為對(duì)其主觀幸福感產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，但在中、西部地區(qū)并不顯著。由此可見(jiàn)，創(chuàng)業(yè)行為對(duì)主觀幸福感的侵蝕效應(yīng)確實(shí)具有明顯的地區(qū)差異。對(duì)東部地區(qū)創(chuàng)業(yè)者群體而言，可能的解釋是：一方面，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，但各階層間的相對(duì)收入差距較大，機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)者對(duì)于相對(duì)優(yōu)勢(shì)地位的渴望更容易產(chǎn)生焦慮感，從而積累更多的負(fù)面情緒，降低自身主觀幸福感；另一方面，東部地區(qū)創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)固然豐裕，但創(chuàng)業(yè)的空間密度過(guò)高也會(huì)導(dǎo)致競(jìng)爭(zhēng)壓力更大，創(chuàng)業(yè)者之間形成的同儕效應(yīng)迫使創(chuàng)業(yè)者付出更多的工作時(shí)間投身創(chuàng)業(yè)，而創(chuàng)業(yè)工作時(shí)長(zhǎng)的增加會(huì)造成健康損耗，降低主觀福利。

（二）城鄉(xiāng)差別

城鄉(xiāng)之間由于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、金融供給、基礎(chǔ)設(shè)施、公共服務(wù)、細(xì)分市場(chǎng)以及資源稟賦等存在差距，農(nóng)村創(chuàng)業(yè)者與城鎮(zhèn)創(chuàng)業(yè)者在主觀幸福感方面的感知方面很可能會(huì)截然不同（萬(wàn)佳樂(lè)和李超偉，2019）。表7報(bào)告了創(chuàng)業(yè)者主觀福利的城鄉(xiāng)異質(zhì)性結(jié)果。

表7 城鄉(xiāng)異質(zhì)性結(jié)果

基于CHFS2015的城鄉(xiāng)異質(zhì)性回歸結(jié)果顯示：農(nóng)村地區(qū)創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)行為對(duì)其主觀幸福感產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，城鎮(zhèn)地區(qū)產(chǎn)生了顯著的正向影響。一項(xiàng)可能的原因是：城鄉(xiāng)地區(qū)早期在供給側(cè)與需求側(cè)兩端的發(fā)達(dá)程度存在懸殊的差距，城鎮(zhèn)地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施、公共服務(wù)供給以及市場(chǎng)集聚稟賦優(yōu)于農(nóng)村，城鎮(zhèn)創(chuàng)業(yè)者依靠先天優(yōu)勢(shì)獲取的創(chuàng)業(yè)保障有助于提升工作與生活的滿(mǎn)意度；在樣本觀察期內(nèi)，農(nóng)村創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)主要是生存型與自雇型創(chuàng)業(yè)，同時(shí)缺乏相應(yīng)的創(chuàng)業(yè)支持與保障，需要在供給側(cè)與需求側(cè)兩端付出額外的努力，創(chuàng)業(yè)的幸福侵蝕效應(yīng)明顯。國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)王瓊和黃維喬（2020）也發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民的生存型創(chuàng)業(yè)與自雇型創(chuàng)業(yè)對(duì)主觀幸福感的影響雖不顯著但呈現(xiàn)負(fù)向趨勢(shì)。

基于CHFS2017的城鄉(xiāng)異質(zhì)性回歸結(jié)果顯示：農(nóng)村地區(qū)創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)行為對(duì)其主觀幸福感產(chǎn)生了顯著的正向影響，但在城鎮(zhèn)樣本中并不顯著?？赡艿慕忉屧谟冢哼~入經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”后，農(nóng)村創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)已從生存型轉(zhuǎn)向機(jī)會(huì)型。一方面，隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略大力推進(jìn)，農(nóng)村涌現(xiàn)出了諸多創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)，創(chuàng)業(yè)致富的增量效應(yīng)明顯，縮小了創(chuàng)業(yè)農(nóng)民與城鎮(zhèn)居民的收入差距，切實(shí)增強(qiáng)了農(nóng)戶(hù)的主觀幸福感；另一方面，作為雇傭者的自尊感有助于農(nóng)村創(chuàng)業(yè)者獲取更高的價(jià)值認(rèn)同感，增進(jìn)主觀幸福感。類(lèi)似地，王瓊和黃維喬（2020）也發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民的機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)與雇主型創(chuàng)業(yè)顯著地提升了農(nóng)民幸福感。

（三）性別差異

中國(guó)家庭內(nèi)部素來(lái)秉持“男主外、女主內(nèi)”的角色分工（馬良和蔡曉陳，2018），但隨著女性人力資本的提升和獨(dú)立主義觀念的盛行，眾多女性投入到了創(chuàng)業(yè)大軍行列?！禔GER 2018安利全球創(chuàng)業(yè)報(bào)告》提供的調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，中國(guó)女性企業(yè)家數(shù)量約占全國(guó)企業(yè)家總數(shù)的四分之一，中國(guó)男女群體的創(chuàng)業(yè)指數(shù)分值非常接近，其中女性創(chuàng)業(yè)指數(shù)分值79分位列全世界第二3資料來(lái)源于中國(guó)江西網(wǎng)，http://www.jxcn.cn/system/2019/12/17/018692884.shtml。。然而，由于女性創(chuàng)業(yè)者面臨家庭與創(chuàng)業(yè)之間的權(quán)衡約束，男女創(chuàng)業(yè)者對(duì)幸福感的自我評(píng)價(jià)也存在差異。表8報(bào)告了創(chuàng)業(yè)者主觀福利的性別異質(zhì)性結(jié)果。

表8 性別異質(zhì)性結(jié)果

基于CHFS2015的性別異質(zhì)性回歸結(jié)果表明：創(chuàng)業(yè)行為提升了男性創(chuàng)業(yè)者的主觀幸福感，但降低了女性創(chuàng)業(yè)者的主觀幸福感。其中可能的原因是：社會(huì)習(xí)俗歷來(lái)對(duì)男性抱有“立業(yè)、立產(chǎn)、立身”的期許，男性創(chuàng)業(yè)行為本身具有適應(yīng)傳統(tǒng)良俗的符號(hào)意義，這種非貨幣化收益提升了其主觀幸福感。創(chuàng)業(yè)女性通常需要兼顧事業(yè)與家庭雙重任務(wù)，在既定的資源約束（勞動(dòng)時(shí)間）下，任務(wù)邊界不清以及目標(biāo)沖突等均會(huì)對(duì)創(chuàng)業(yè)女性的主觀福利產(chǎn)生抑制效應(yīng)。

基于CHFS2017的性別異質(zhì)性回歸結(jié)果表明：創(chuàng)業(yè)行為的幸福侵蝕效應(yīng)對(duì)女性創(chuàng)業(yè)者的影響甚于男性創(chuàng)業(yè)者?？赡艿脑蚴牵阂环矫?，根深蒂固的性別認(rèn)同與角色分工作為一種特殊的社會(huì)規(guī)范（汪圣國(guó)，2019），使得女性創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)過(guò)程中面臨較大的社會(huì)質(zhì)疑，甚至遭遇種種源于性別標(biāo)簽的不公正待遇；另一方面，女性創(chuàng)業(yè)者在男性主導(dǎo)的商業(yè)社會(huì)里，需要比男性創(chuàng)業(yè)者付出更多的時(shí)間精力，犧牲家庭生活與個(gè)人閑暇從而承擔(dān)了更高的機(jī)會(huì)成本。上述兩方面疊加形成的負(fù)面效應(yīng)，導(dǎo)致女性創(chuàng)業(yè)的主觀福利損失更為嚴(yán)重。

八、結(jié)論與建議

在“大眾創(chuàng)業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng)新”浪潮下，創(chuàng)業(yè)者的主觀福利缺乏足夠的關(guān)注。本文基于幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)視角，實(shí)證分析了創(chuàng)業(yè)行為對(duì)主觀福利的因果效應(yīng)及其作用機(jī)制?？紤]并矯正了內(nèi)生性問(wèn)題的基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)前，創(chuàng)業(yè)行為顯著地提升了創(chuàng)業(yè)者的主觀幸福感；經(jīng)濟(jì)邁入新常態(tài)后，創(chuàng)業(yè)行為顯著地降低了創(chuàng)業(yè)者的主觀幸福感。機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果表明，創(chuàng)業(yè)行為通過(guò)收入不平等與社會(huì)信任兩項(xiàng)并行途徑影響創(chuàng)業(yè)者的主觀幸福感。比較地區(qū)、城鄉(xiāng)與性別三層維度的異質(zhì)性結(jié)果，能夠發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)者主觀幸福感在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)前后的“變”與“不變”。明顯的變化是：在新常態(tài)之前，東部地區(qū)創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)行為增進(jìn)了其幸福感；進(jìn)入新常態(tài)，東部地區(qū)創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)行為降低了其幸福感。在新常態(tài)之前，農(nóng)村創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)行為侵蝕了其幸福感；進(jìn)入新常態(tài)后，農(nóng)村創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)行為提升了其幸福感。在新常態(tài)之前，男性創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)行為增進(jìn)了其幸福感；進(jìn)入新常態(tài)后，男性創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)行為降低了其幸福感。不變的是，女性創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)行為在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)前后均侵損了其主觀幸福感。

上述結(jié)論對(duì)完善創(chuàng)業(yè)政策設(shè)計(jì)、增進(jìn)創(chuàng)業(yè)者福祉具有一定的啟發(fā)意義。一是全社會(huì)應(yīng)重視企業(yè)家群體，提高其經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位。公眾務(wù)必呵護(hù)彌足珍貴的企業(yè)家創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)精神，理性地看待企業(yè)家精神作為生產(chǎn)要素參與價(jià)值分配，讓市場(chǎng)矯正價(jià)值低估現(xiàn)象并給出客觀公正的經(jīng)濟(jì)回報(bào)；同時(shí)，關(guān)心企業(yè)家群體創(chuàng)業(yè)的非貨幣化關(guān)切，有條件的情況下可吸納優(yōu)秀的創(chuàng)業(yè)企業(yè)家參政議政，致力于提升其社會(huì)地位，逐漸形成尊敬創(chuàng)業(yè)勞動(dòng)、羨慕創(chuàng)業(yè)行為的社會(huì)規(guī)范。二是完善營(yíng)商環(huán)境，增進(jìn)社會(huì)信任。司法機(jī)構(gòu)需要依法加強(qiáng)對(duì)創(chuàng)業(yè)者知識(shí)產(chǎn)權(quán)和私有產(chǎn)權(quán)的保護(hù)，積極倡導(dǎo)弘揚(yáng)契約精神，營(yíng)造相互信任、誠(chéng)信創(chuàng)業(yè)的社會(huì)氛圍，懲治股東掏空與老賴(lài)等失信行為。三是正視創(chuàng)業(yè)幸福感的地區(qū)差距，特別關(guān)注東部創(chuàng)業(yè)者的幸福危機(jī)。進(jìn)入“新常態(tài)”以來(lái)，東部地區(qū)的創(chuàng)業(yè)者遭遇了嚴(yán)重的幸福感“赤字”，社會(huì)各界應(yīng)該格外關(guān)注東部創(chuàng)業(yè)者心理情緒，組織專(zhuān)業(yè)人士積極疏導(dǎo)，緩解心理壓力與社會(huì)焦慮；同時(shí)，邀請(qǐng)知名創(chuàng)業(yè)導(dǎo)師提供創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)與咨詢(xún)，有針對(duì)性地提升創(chuàng)業(yè)者應(yīng)對(duì)外部環(huán)境不確定性以及創(chuàng)業(yè)逆境的素養(yǎng)，提高應(yīng)對(duì)創(chuàng)業(yè)失敗的自我調(diào)整能力。四是營(yíng)造平等創(chuàng)業(yè)環(huán)境，祛除侵蝕女性創(chuàng)業(yè)者幸福感的因素。政府和社區(qū)應(yīng)該創(chuàng)造公平的創(chuàng)業(yè)環(huán)境、積極引導(dǎo)社會(huì)輿論，制定合理的創(chuàng)業(yè)保障政策為女性創(chuàng)業(yè)者提供便利，為女性創(chuàng)業(yè)者協(xié)調(diào)工作和家庭關(guān)系提供便捷友善安排；家庭成員提供創(chuàng)業(yè)的經(jīng)濟(jì)支援與精神支持，盡量分擔(dān)壓力，減少女性創(chuàng)業(yè)者后顧之憂(yōu)，努力提高廣大創(chuàng)業(yè)女性的主觀福利。