2. 西密歇根大学 经济学院, 美国密歇根州 卡拉马祖 49008
创业活动有利于促进创新,增强市场竞争水平,创造就业岗位。随着中国经济从高速增长转向高质量发展,营造创业创新生态成为经济发展的迫切要求。在国家创业政策推动和地方创业教育的鼓励支持下,创业活动日益活跃,创业企业数量迅猛增长。在创业活动中,农民群体的参与比重逐渐增大,成为当前大众创业不容忽视的组成部分。一方面,农民创业有助于带动农村剩余劳动力的就业,缓解当前就业困境;有助于增加农民收入,促进乡村振兴和繁荣。另一方面,农民自主创业作为特殊的就业形式,相比于打工、务农等就业形式而言,能否增进创业农民群体的幸福感呢?随着当前大众创业的深入,农民创业的幸福效应需要通过实证研究予以说明,以为政府完善创业政策提供有价值的参考。
国外关于创业带来幸福效应的研究已较为丰富,但是针对转型国家的研究结论存在较大差异,专门针对农民群体的研究也较少。而国内关于创业带来幸福效应的研究并不多。一些研究虽检验了创业活动与幸福感的因果效应[1-3],但研究的角度非常分散,尚未形成一般性的理论框架对创业影响幸福的作用机制提供有力支撑,同时基于群体异质性的考察也往往不足。由此,本文对现有研究进行了拓展:第一,从幸福经济学理论出发,基于幸福函数关系构建了创业影响幸福感的一般理论框架,为创业影响幸福感的因果效应及中介效应分析提供了基础。第二,紧密结合农民群体特性和劳动市场现实状况,梳理了农民创业带来幸福效应的理论逻辑,加深中国情境下农民创业带来福利效果的认识。第三,充分考虑了创业活动的异质性,从创业动因、雇工差异两个角度对创业活动进行了更细致的分类,并结合中介效应检验更清晰地显示了不同类型创业对农民群体幸福感影响的差异。不过由于数据局限性,本文所研究的均是短期影响,未能对农民创业带来的长期幸福效应进行研究,这也是未来研究的努力方向。
二、理论分析与研究假说人类幸福最大化是社会和经济发展的终极目标。不同学科基于不同视角对幸福做出了诠释。传统经济学认为幸福是人们对自身欲望的满足,其用效用指代幸福,提出以收入和财富为基础的福利分析框架。心理学则分别从情感和认知维度对幸福进行了定义:在情感维度上,幸福被定义为积极情感和消极情感的平衡[4];在认知维度上,幸福被定义为个体依据自己持有的准则、期望对自身生活质量的总体评价[5]。而幸福经济学结合经济学、心理学的研究方法,对传统经济学的效用和福利范畴进行了扩展,其强调个体的幸福是多方面、多层次需求和欲望的满足。
在幸福的度量方面,传统经济学采用显示偏好法,即通过个体的现实选择发现个体关于自身福利状况的信息,进而做出福利改善或降低的结论。但这种显示性的偏好很可能是个体在并不令人满意的诸多方案中做出,故它提供的福利状况改善或降低的信息可能是不准确或有限的。幸福经济学则采用明示偏好法,通过个体自我报告或他人评价这两种方式进行幸福度量[6],从而发现个体在现实选择背后的真实幸福差异。
幸福经济学强调个体的幸福不仅来源于财富或收入,还来源于收入之外的其他因素。由此可以构建以下幸福函数关系:
(1) |
公式(1)中,H表示幸福感,W表示收入或财富,C表示消费。在个体众多的欲望和需求中,物质需求是最基本的组成部分,因为收入或财富可以用于消费,维持个体基本生存,进而间接增进满足感。而个体的需求是一个从低级到高级、从物质到精神的过程。在基本的物质需求得到满足以后,其他需求的重要性就开始凸显。公式(1)中S表示非物质性需求,X表示经济、社会等环境特征,虽然幸福感具有主观性,但各种需求本身是在不同的客观条件下产生,需求的满足状况依客观条件变化而变化。由此幸福函数关系揭示出个体的幸福感是在经济、社会等客观环境下诸多欲望或需求的满足总和,是各种满足状况的整体结果。
创业活动作为劳动活动之一,也会影响劳动者诸多需求的满足,进而影响其幸福感。但创业群体特性不同,所处的经济和社会环境不同,其在创业过程中持有的预期以及对各类物质和非物质需求的偏好程度会存在差异。对农民群体而言,其拥有的资源较少,城乡二元经济差异使得他们在收入水平、消费能力、社会保障等方面受到不同程度的挤压[7]。而且与非农劳动者相比,该群体受教育程度相对较低,再加上户籍制度带来的身份歧视,使得其在劳动市场竞争中往往处于劣势地位,对就业领域和就业岗位的选择非常有限,社会地位不高,社会认同感不足。同时由于长期处于乡土社会环境中,村邻对其劳动成就的认同也会影响其心理满足感[8]。由此,创业活动往往通过两方面路径影响创业农民的幸福感:第一,创业活动影响农民对劳动收入、社会保障等物质需要的满足。这往往是农民从事创业活动的首要目的。第二,创业活动影响农民对闲暇、健康、自主选择、价值实现等非物质需求的满足。具体而言,创业投入的时间长短和时间灵活性会影响农民对闲暇需求的满足[9];与创业伴随的工作压力会带来紧张、焦虑等负面情绪,进而影响其对健康需求的满足[10];自主性是人们的基本心理需求,这种需求可以通过包含创业在内的个体行为而得到满足[11];另外,创业活动体现的劳动者才能发挥还影响农民对自身人力资本价值实现这一需求的满足。然而,创业活动涉及不同类型,它既可以划分为机会型创业和生存型创业,还可以划分为雇主型创业和自雇型创业。不同类型创业具有的特征和创业结果并不相同,故其对农民群体物质、非物质需求的满足程度存在差异,相比于务农和受雇活动,不一定都能提升农民群体幸福感。综上,提出以下研究假说:
假说1:相比于非创业活动,创业总体上不一定能提升农民幸福感。
机会型创业是劳动者已具有其他工作选择,但为抓住发展机会而主动选择的创业活动。它更易获得较好的收益,并在很大程度上反映农民创业者掌控客观环境、选择职业方向的能力,故能较好地满足其自主性心理需求,进而增进幸福感[12]。雇主型创业者是有雇工的私营企业或个体工商户,创业带来的货币收入回报相对较高[13],且“自己当老板”更能显示其才能,相比于务农和受雇者,这种创业活动很容易被村邻知悉,且在衣锦还乡时更易获得乡邻对其成就的认可,形成积极正面的自我评价,从而增进幸福感[8]。同时相比于受雇活动,农民从事机会型或雇主型创业,可以更灵活地安排劳动时间,促进工作和家庭的平衡,从而满足闲暇和情感归属的需要,由此增进幸福感[14-15]。但雇主型创业通常经营规模相对较大,农民创业者可能承担更大的工作压力,容易导致心理疲惫,影响其精神健康,在一定程度上降低其幸福感。不过农民创业带来的幸福结果往往具有整体特性。即使雇主型创业增加了工作压力,但如果其较好地满足了创业者的物质需求及闲暇、自主选择和价值实现等非物质需求,也可以抵消工作压力增加带来的负效应,进而从整体上提升幸福感。由此提出以下研究假说:
假说2:机会型或雇主型创业能提升农民幸福感。
假说3:机会型或雇主型创业通过诸多物质和非物质需求满足进而提升农民幸福感。
生存型创业是劳动者没有其他工作选择,出于失业压力而被迫选择的创业活动。它意味着劳动者缺乏自主选择,自主性需求无法得到满足,进而幸福感难以提升[12]。而自雇型创业是自我雇佣、无雇工的创业活动。相比于受雇活动而言,这两类创业带来的盈利空间都非常有限,且经营上的不确定性还带来创业收入的不稳定性,使农民创业者无力承担养老保险和医疗保险缴费中较高档位的缴费额,导致社会保障水平相对较低,无法增进其对物质需求的满足程度,故难以带来积极的幸福体验。同时,这两类创业通常集中于批发、零售贸易和餐饮业以及社会服务业①。这些行业通常工作时间较长且无规律,创业收入的增长更依赖于劳动时间的过度投入,使得农民创业者更易感到身心疲惫,且因创业占用过多时间而无暇顾及家庭生活,进而难以满足其对闲暇和情感归属的需要[16-17]。由此提出以下研究假说:
① 根据CLDS数据计算得到,批发、零售贸易和餐饮业占57.4%,社会服务业占15.84%。
假说4:生存型或自雇型创业未能提升农民幸福感。
假说5:生存型或自雇型创业未能增进诸多物质和非物质需求满足, 故未能提升农民幸福感。
三、数据来源与模型设定 (一) 数据来源本文数据来源于中山大学社会科学调查中心开展的中国劳动力动态调查(China Labor-force Dynamic Survey,简称CLDS)。该调查以15~64岁的劳动年龄人口为对象,调查内容包括劳动力的教育、迁移、工作状况、健康状况、幸福感、社会保障等方面,是目前研究国内劳动力就业、创业活动等问题的高质量微观数据。本文选取的是2014年追踪调查数据。由于本文研究目的是探讨农民创业是否更幸福,故选取了年龄在18岁及以上且60岁以下,户口类型为“农业户口”或“统一居民户口之前为农业户口”的样本;剔除了无工作和部分数据缺失的样本,最终得到8739个有效样本。
(二) 模型设定为获得个体对自身幸福的态度或看法,幸福经济学采取单项问题或多项问题两种方法来询问受访者的幸福状况,并通过受访者自我报告或者他人评价两种方式将幸福结果报告出来。其中,询问单项问题的方法使用得最为广泛,同时由于自我报告或他人评价两种方式在报告个体幸福结果时是高度相关且都是有效的[18],故大多数调查采取自我报告方式来获得个体的幸福结果。考虑到幸福感的序数特性,本文采用有序概率模型(Oprobit Model)进行估计。该模型认为,观测到的幸福感是由个体真实的幸福感决定的,真实幸福感本身是连续的,只是由于观测的不完全性,才以离散的形式报告出来,故模型设定如公式(2)所示。其中,Hi*表示个体真实的幸福感,Hi表示调查中个体自我报告的幸福感,是Hi*的函数,基于Hi*与H1、H2、H3、H4四个分断点的相对大小,得到不同的Hi数值。Ei代表创业活动以及其他工作类型,Zi代表控制变量。β、γ代表待估计的系数向量,ε为扰动项。
(2) |
考虑到模型可能会因选择性偏误而存在内生性,后续进一步采取倾向得分匹配法来检验估计结果的可靠性,模型设定如公式(3)所示。其中,ATT为创业者的平均处理效应,Di=1表示个体创业,Di=0表示个体未创业。H1i和H0i分别表示个体i在创业和未创业情况下的幸福感。P(Xi)为依据个体特征变量、家庭特征变量等多维因素所得的个体i进入创业组的条件概率。
(3) |
在中介效应分析中,模型设定如公式(4)和公式(5)所示。其中Mi为拟检验的中介变量。公式(5)为公式(2)加入中介变量Mi的结果。根据Judd[19]和Baron[20]提出的依次检验法,如果公式(4)中系数向量a所含估计系数和公式(5)中系数向量b所含估计系数都显著,则说明存在中介效应;但如果两者中至少有一个不显著,则依次检验法的检验力度较低,应采取Sobel[21]和Iacobucci[22]检验法。前者统计量为
(4) |
(5) |
1.因变量:幸福感。CLDS问卷中对应的问题是“总体来说,您认为您的生活过得是否幸福”,根据受访者回答的“非常不幸福”到“非常幸福”5种结果,分别赋值为1~5,数值越大表示幸福感越高。
2.关键自变量:创业活动。不同文献对创业内涵的界定并不完全相同。本文将农民创业定义为农民借助家庭单位或创建新的单位,通过投入或整合各项资源,在农业或其他行业从事新的生产经营活动以持续生计并谋求发展的过程。问卷中劳动者的工作类型被划分为务农、受雇、雇主和自雇(包括自由工作)四类。本文将雇主和自雇(自由工作①除外)都定义为创业活动;对照组为非创业活动,包括受雇和其他工作②,分别设成相互独立的虚拟变量,根据研究的不同角度,在回归方程中指定不同对照组。
① 自由工作包括自由职业以及零散工、摊贩、无派遣单位的保姆、自营运司机、手工工匠等。虽然有些文献将其列入创业范畴,但在国内,这类工作都属于比较零散的工作,工作变化较大,经营规模也难以扩大,与创业的内涵存在差异,故本文将其列入非创业活动。
② 其他工作包括务农和上述从自雇中单列出来的自由工作。
现有文献已发现不同类型的创业活动对幸福感的影响不同,故本文进一步从两个角度将创业活动进行分类。第一,参考Block等[23]和Carree[13]的研究,从创业动因角度进行分类,将创业活动分为机会型和生存型两类,前者指为了捕获新的发展机会而主动开展的创业活动,后者指因缺乏其他就业选择、为避免失业而从事的创业活动。第二,参考Blanchflower[24]的研究,并考虑到当前中央政策“鼓励创业带动就业”的政策意涵,从雇工差异角度进行分类,将创业活动划分为雇主型(即具有1人及以上雇工的私营企业或个体工商户)和自雇型(即无雇工的个体工商户)两类,前者发挥了创业带动就业的作用,后者仅解决了劳动者自身就业。不同类型创业活动分别设成相互独立的虚拟变量。
3.控制变量:由个人、家庭和地区三类特征变量构成。个人特征变量包括年龄、年龄平方、性别、婚姻状况、受教育程度、是否是中共党员、自评健康、个人年收入等,根据变量特性定义为连续变量或虚拟变量。其中,受教育程度划分为“小学及以下”“初中”“高中(含职高、技校、中专)”“大学及以上”四类,以“小学及以下”作为对照组。自评健康根据健康程度定义成1~5的连续变量。个人年收入包括个人上一年农业收入、工资收入、经营收入等各项收入总和,并取自然对数。家庭特征变量包括父亲受教育年限、家庭同住人口数和家庭负担人口数。家庭负担人口数由家庭尚在读书且未工作的子女数以及家庭丧失劳动能力的人口数加总而得。地区特征变量包括是否存在非农经济以及地区虚拟变量①。值得一提的是,一些文献已发现不同人格类型的劳动者持有的生活准则和工作态度不同,会间接影响其幸福感。更乐观、更自信、自控力更高、更努力克服障碍的劳动者更易做出创业活动可行的判断,且更易以积极的态度来评估创业活动带来的结果[25]。故本文还加入了反映劳动者是否具有持之以恒、自信的品质以及克服困难、控制自身行为能力的人格特征变量,定义成坚持、自信和控制力三个虚拟变量。主要变量在不同样本下的均值如表 1所示。
① 地区虚拟变量是根据国家统计局规定的东部、中部、西部和东北地区的划分标准来分类,以西部地区为对照组。
变量名称 | 创业样本 | 非创业样本 | ||||||||
创业总体 | 创业动因 | 雇工类别 | 非创业总体 | 分类 | ||||||
机会型 | 生存型 | 雇主型 | 自雇型 | 受雇 | 其他 | |||||
幸福感 | 3.829 | 3.952 | 3.720 | 4.104 | 3.716 | 3.647 | 3.738 | 3.587 | ||
年龄 | 39.624 | 38.785 | 40.232 | 39.916 | 39.525 | 42.488 | 37.424 | 45.812 | ||
性别 | 0.573 | 0.625 | 0.536 | 0.675 | 0.539 | 0.544 | 0.562 | 0.532 | ||
婚姻 | 0.939 | 0.924 | 0.950 | 0.940 | 0.939 | 0.892 | 0.831 | 0.932 | ||
小学及以下 | 0.176 | 0.171 | 0.179 | 0.120 | 0.195 | 0.287 | 0.178 | 0.359 | ||
初中 | 0.505 | 0.487 | 0.517 | 0.470 | 0.516 | 0.403 | 0.432 | 0.384 | ||
高中 | 0.234 | 0.255 | 0.219 | 0.289 | 0.215 | 0.139 | 0.218 | 0.087 | ||
大学及以上 | 0.055 | 0.080 | 0.037 | 0.084 | 0.045 | 0.060 | 0.140 | 0.007 | ||
党员 | 0.056 | 0.078 | 0.040 | 0.073 | 0.050 | 0.054 | 0.082 | 0.036 | ||
自评健康 | 3.945 | 4.044 | 3.873 | 3.933 | 3.949 | 3.735 | 3.908 | 3.621 | ||
个人年收入 | 10.571 | 10.831 | 10.383 | 11.249 | 10.341 | 9.595 | 10.098 | 9.264 | ||
坚持 | 0.416 | 0.447 | 0.393 | 0.458 | 0.402 | 0.494 | 0.475 | 0.507 | ||
自信 | 0.836 | 0.836 | 0.836 | 0.843 | 0.834 | 0.868 | 0.833 | 0.891 | ||
控制力 | 0.870 | 0.880 | 0.863 | 0.867 | 0.871 | 0.858 | 0.849 | 0.864 | ||
父亲受教育年限 | 0.743 | 0.738 | 0.747 | 0.789 | 0.727 | 0.746 | 0.750 | 0.742 | ||
家庭同住人口数 | 0.758 | 0.756 | 0.760 | 0.771 | 0.754 | 0.719 | 0.745 | 0.702 | ||
家庭负担人口数 | 5.475 | 5.716 | 5.301 | 5.824 | 5.357 | 4.405 | 5.777 | 3.501 | ||
非农经济 | 3.867 | 3.775 | 3.934 | 3.952 | 3.838 | 3.611 | 3.713 | 3.545 |
可以发现,创业者总体上比非创业者幸福感更高。在创业样本内部,机会型创业者和雇主型创业者的幸福感均值分别为3.95和4.10,明显高于生存型创业者或自雇型创业者。同时,与非创业者相比,前两者的幸福感均值高于受雇者和其他工作者;而生存型创业者或自雇型创业者的幸福感均值虽高于其他工作者,但都略低于受雇者。不过这些差异是否显著,需要借助具体的回归分析才能得到更精确的结果。
四、实证检验及分析 (一) 创业总体对幸福感的影响表 2为运用公式(2)并选择不同对照组估计的创业总体对农民幸福感的影响结果。从表 2第2列可以看出,相比于非创业活动,创业总体上虽正向影响农民幸福感,但显著性水平仅为10%①。细分对照组后发现,相比于其他工作(即务农及自由工作),创业总体对农民幸福感影响的回归系数值和显著性水平都上升(表 2第4列);但相比于受雇活动,创业总体并未显著提升农民幸福感(表 2第3列)。这说明在农民幸福感的提升上,创业活动总体上并非优于所有非创业活动。由此假说1得到证实。
① 限于篇幅,本文各表中报告的是回归系数,未给出各自变量在因变量取5个不同序数值时的平均边际效应。但通常情况下,回归系数的绝对值越大,计算所得的平均边际效应的绝对值也越大,且显著性是一致的。故只要回归系数值是正值,且数值越大,就说明“较幸福”“非常幸福”的可能性越大,而“一般”“较不幸福”“非常不幸福”的可能性越小。
变量 | 因变量:幸福感 | ||
创业总体 | 0.0801*(0.0468) | 0.0645(0.0487) | 0.0987** (0.0495) |
受雇 | 0.0341*(0.0196) | ||
其他工作 | -0.0342(0.0196)* | ||
年龄 | -0.0309***(0.0092) | -0.0303***(0.0092) | -0.0303***(0.0092) |
年龄平方 | 0.0004***(0.0001) | 0.0004***(0.0001) | 0.0004***(0.0001) |
性别 | -0.1491***(0.0247) | -0.1478***(0.0248) | -0.1478***(0.0248) |
婚姻状况 | 0.3466***(0.0444) | 0.3472***(0.0444) | 0.3472***(0.0444) |
初中 | 0.0244(0.0281) | 0.0214(0.0282) | 0.0214(0.0282) |
高中 | 0.1069***(0.0391) | 0.1001** (0.0395) | 0.1001** (0.0395) |
大学及以上 | 0.2736***(0.0588) | 0.2623***(0.0596) | 0.2623***(0.0596) |
党员 | 0.2590***(0.0533) | 0.2561***(0.0533) | 0.2561***(0.0533) |
自评健康 | 0.2353***(0.0133) | 0.2358***(0.0133) | 0.2358***(0.0133) |
个人年收入 | 0.0801***(0.0121) | 0.0771***(0.0124) | 0.0771***(0.0124) |
坚持 | 0.1463***(0.0336) | 0.1469***(0.0336) | 0.1469***(0.0336) |
自信 | 0.1908***(0.0338) | 0.1909***(0.0338) | 0.1909***(0.0338) |
控制力 | 0.2512***(0.0328) | 0.2507***(0.0328) | 0.2507***(0.0328) |
父亲受教育年限 | 0.0023(0.0032) | 0.0021(0.0032) | 0.0021(0.0032) |
家庭同住人口数 | 0.0323***(0.0080) | 0.0326***(0.0080) | 0.0326***(0.0080) |
家庭负担人口数 | -0.0352***(0.0123) | -0.0351***(0.0123) | -0.0351***(0.0123) |
有非农经济 | 0.0995***(0.0268) | 0.0985***(0.0268) | 0.0985***(0.0268) |
东部地区 | -0.0309(0.0294) | -0.0378(0.0300) | -0.0378(0.0300) |
中部地区 | -0.0778**(0.0345) | -0.0808** (0.0346) | -0.0808** (0.0346) |
东北地区 | 0.0358(0.0502) | 0.0388(0.0503) | 0.0388(0.0503) |
样本数 | 8739 | 8739 | 8739 |
准R2 | 0.049 | 0.049 | 0.049 |
注:***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平,括号内为标准误。 |
表 3是在表 2基础上进一步区分创业类型后的估计结果。可以看出,机会型创业和雇主型创业对农民幸福感影响的回归系数值较表 2明显上升,且系数的显著性也明显增强(表 3第2行和第4行)。无论相比于受雇活动还是其他工作,两者都在5%甚至1%的显著性水平上增进了农民幸福感,由此假说2得到证实。而生存型创业和自雇型创业对幸福感的影响结果却截然不同(表 3第3行和第5行),无论相比于受雇活动还是其他工作,两者对农民幸福感的影响都不显著,甚至还呈现负向趋势,故假说4也得到证实。表 3的估计结果充分显示,只有抓住发展机会的主动创业或能够带动他人就业的雇主型创业才具有显著的幸福正效应。
分类 | 因变量:幸福感 | ||||||
创业动因 | 机会型 | 0.1872*** (0.0704) |
0.1725** (0.0715) |
0.2082*** (0.0726) |
|||
生存型 | 0.0058 (0.0593) |
-0.0115 (0.0610) |
0.0242 (0.0612) |
||||
雇工差异 | 雇主型 | 0.4238*** (0.0919) |
0.4098*** (0.0925) |
0.4485*** (0.0938) |
|||
自雇型 | -0.0256 (0.0526) |
-0.0443 (0.0545) |
-0.0055 (0.0548) |
||||
对照组 | 受雇 | 0.0357* (0.0199) |
0.0387* (0.0199) |
||||
其他工作 | -0.0358* (0.0199) |
-0.0388* (0.0199) |
|||||
其他变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | |
样本数 | 8739 | 8739 | 8739 | 8739 | 8739 | 8739 | |
准R2 | 0.049 | 0.049 | 0.049 | 0.050 | 0.050 | 0.050 | |
注:①***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平,括号内为标准误;②限于篇幅,其他变量的回归结果未列出。 |
上述回归中已加入坚持、自信、控制力这三项既可能影响创业选择又可能导致劳动者更高幸福感的人格特征变量,故因遗漏变量带来的内生性问题即使存在,也不会太严重。同时,农民创业者可能本身就是更具幸福感的群体,所以可能存在选择性偏误问题。故本部分运用倾向得分匹配法(PSM)来构建反事实组,以进一步检验上述估计结果的可靠性(表 4)。
匹配方法 | 具体指标 | 创业总体 | 创业动因 | 雇工差异 | |||
机会型 | 生存型 | 雇主型 | 自雇型 | ||||
一对四近邻匹配 | ATT | 0.0748* (0.0398) |
0.1659*** (0.0576) |
-0.0054 (0.0520) |
0.3896*** (0.0734) |
-0.0398 (0.0451) |
|
T检验 | 通过 | 通过 | 通过 | 通过 | 通过 | ||
匹配后分布 | 接近 | 接近 | 接近 | 接近 | 接近 | ||
一对一近邻匹配 | ATT | 0.0890* (0.0495) |
0.1746** (0.0705) |
-0.0990 (0.0602) |
0.3788*** (0.0873) |
-0.0103 (0.0545) |
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T检验 | 1个未通过 | 通过 | 通过 | 1个未通过 | 通过 | ||
匹配后分布 | 非常接近 | 非常接近 | 非常接近 | 非常接近 | 非常接近 | ||
局部线性回归匹配 | ATT | 0.0785 (0.0497) |
0.1768** (0.0732) |
-0.0072 (0.0658) |
0.3591*** (0.0935) |
-0.0182 (0.0579) |
|
T检验 | 1个未通过 | 通过 | 通过 | 1个未通过 | 通过 | ||
匹配后分布 | 非常接近 | 非常接近 | 非常接近 | 非常接近 | 非常接近 | ||
样条匹配 | ATT | 0.0762** (0.0332) |
0.1713** (0.0473) |
0.0089 (0.0405) |
0.3570*** (0.0736) |
-0.0295 (0.0283) |
|
T检验 | 1个未通过 | 通过 | 通过 | 1个未通过 | 通过 | ||
匹配后分布 | 非常接近 | 非常接近 | 非常接近 | 非常接近 | 非常接近 | ||
注:①***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。②括号内为标准误。其中近邻匹配显示的是Abadie等[27]提供的AI稳健标准误;其他匹配显示的是由重复抽样法得到的标准误。③T检验中显示的“1个未通过”指匹配后处理组和控制组覆盖的自变量中有1个自变量的标准化偏差在小于等于10%的统计水平上显著。 |
以创业者为处理组,非创业者为控制组,以上述回归中的控制变量为匹配依据,采取多种方法进行匹配。在匹配过程中仅保留倾向得分重叠部分的个体,以符合重叠假定。同时为保证匹配后所得处理组平均处理效应(ATT)具有可靠性,还需满足处理组和控制组在匹配后自变量的分布是平衡的。T检验法只能检验两组个体在匹配后自变量的均值是否有显著差异,分布的其他特征无法检验。而Imbens等[26]已证明,如果匹配后两组倾向得分的期望值相同,那么两组的自变量分布就相同。故本文首先进行了T检验,并进一步通过比较匹配前后处理组和控制组之间倾向得分的概率密度图来判断自变量的分布平衡性①。由此可以发现,采取一对四近邻匹配后不仅完全通过T检验,而且匹配后两组倾向得分的分布接近,说明匹配效果较好;而一对一近邻匹配、局部线性回归匹配和样条匹配的匹配效果次之,仅在对创业总体或雇主型创业进行分析时,匹配后有一个自变量未通过T检验。所以这四种匹配法所得的ATT值都具有参考性。可以看出,创业总体的ATT值并非都具有统计显著性;但机会型创业和雇主型创业对应的ATT值都为正值,且都在5%甚至1%的统计水平上显著;而生存型创业和自雇型创业对应的ATT值都不显著。这与表 2和表 3的估计结果相一致,由此假说1、假说2和假说4得到进一步证实。
① 为节省篇幅,本文未给出各匹配法在匹配前后处理组和控制组之间倾向得分概率密度图,仅将比较结果归纳入表 4。由于核匹配和卡尺匹配的匹配效果不佳,所得ATT值不宜做参考,故估计结果未列入表 4中。
(四) 创业影响幸福感的中介效应CLDS调查询问了受访者对自身工作、生活等多方面的满足状况,根据第二部分的理论分析,本部分从中筛选出两类因素,定义成不同变量以进行中介效应检验。第一类因素为创业活动对劳动者物质需要的满足,设定“工作收入”和“社会保障”两个变量。前者反映劳动者对收入高低以及收入稳定性的满意情况,根据回答的满意程度差异定义为1~5的序数值。后者反映劳动者参与养老保险和医疗保险的情况②,将“两者都未参加”“已参加一项”“两者都参加”依次定义为1~3的序数值。第二类因素为创业活动对劳动者非物质需要的满足,设定“工作时间”“工作压力”“才能发挥”“自主选择”这4个变量。其中,“工作时间”反映劳动者对工作时间长短和时间灵活性的满意情况,“自主选择”将选择自主性的分析扩大到劳动者生活全部领域,以反映创业对农民自主性需求的满足情况。这4个变量也定义为程度逐渐增大的序数值。
② 在当前环境下,无雇工的个体工商户以及灵活就业人员在交纳社保时,只能办理养老保险和医疗保险两种。有雇工的个体工商户办理社保的流程与公司一样,可以办理五险。故为了保证多种工作类型比较的一致性,此处仅考虑参加养老、医疗两种保险的情况,这两种保险也是五险中最为重要的,缴费金额也是最高的。
根据中介效应的分析步骤,表 5报告了不同类型创业对拟检验的中介变量的影响结果③。可以看出,机会型创业和雇主型创业对工作收入、工作时间、才能发挥和自主选择这4个变量都产生了非常显著或较为显著的正影响。同时,雇主型创业还在10%的统计水平上对工作压力产生了显著正影响。表 6报告了在表 3第3列和第6列中依次加入拟检验的中介变量后的估计结果以及相应的中介效应判断结果。可以看出,这6个变量都显著影响了农民幸福感,且依次加入这6个变量后,无论机会型创业还是雇主型创业对农民幸福感影响的回归系数值(或显著性水平)都发生了相应的变化。根据依次检验法或Sobel检验法可以判断出,工作收入、工作时间、才能发挥和自主选择这4项因素都在机会型创业和雇主型创业带来的幸福效应中发挥了中介作用。不过有所不同的是,在雇主型创业的幸福效应中,工作压力的增加也发挥了中介作用,但在诸多中介因素的共同影响下,其对幸福感的负效应被抵消,使得雇主型创业仍显著提升了农民幸福感。综上,假说3得以证实。
③ 温忠麟等[28]认为中介效应分析的前提是关键自变量对因变量的影响显著。虽然实证结果显示,生存型创业和自雇型创业对幸福感的影响不显著,但仍可能存在间接效应。故表 5中也报告了其对中介变量的影响结果,为下文分析提供基础。
创业类别 | 工作收入 | 社会保障 | 工作时间 | 工作压力 | 才能发挥 | 自主选择 |
机会型创业 | 0.2616*** (0.0690) |
-0.0884 (0.0744) |
0.1327* (0.0698) |
0.0724 (0.0684) |
0.1259* (0.0693) |
0.2965*** (0.0671) |
生存型创业 | -0.0390 (0.0581) |
-0.2232*** (0.0620) |
-0.0726** (0.0346) |
0.0552 (0.0581) |
0.0503 (0.0584) |
0.0273 (0.0563) |
其他变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
样本数 | 8677 | 8739 | 8478 | 8739 | 8739 | 8739 |
准R2 | 0.026 | 0.032 | 0.019 | 0.032 | 0.014 | 0.016 |
雇主型创业 | 0.1768** (0.0879) |
-0.1092 (0.0948) |
0.2535*** (0.0889) |
0.1593* (0.0872) |
0.2821*** (0.0889) |
0.3196*** (0.0857) |
自雇型创业 | 0.0543 (0.0518) |
-0.1875*** (0.0555) |
-0.0666** (0.0338) |
0.0308 (0.0517) |
0.0174 (0.0520) |
0.0790 (0.0502) |
其他变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
样本数 | 8677 | 8739 | 8478 | 8739 | 8739 | 8739 |
准R2 | 0.026 | 0.032 | 0.019 | 0.032 | 0.014 | 0.016 |
注:①***、**、*分别为1%、5%和10%的显著性水平,括号内为标准误。②限于篇幅,其他变量回归结果未列出。 |
变量 | 因变量:幸福感 | 检验方法 | 中介效应 | |||||
机会型创业 | 0.1330* (0.0709) |
0.1891*** (0.0704) |
0.1697** (0.0710) |
0.1931*** (0.0704) |
0.1737** (0.0706) |
0.1341* (0.0708) |
||
工作收入 | 0.2850*** (0.0125) |
依次检验 | 存在 | |||||
社会保障 | 0.0698*** (0.0238) |
Sobel检验 P=0.2708 |
不存在 | |||||
工作时间 | 0.2146*** (0.0134) |
依次检验 | 存在 | |||||
工作压力 | -0.0633*** (0.0091) |
Sobel检验 P=0.2953 |
不存在 | |||||
才能发挥 | 0.1580*** (0.0120) |
依次检验 | 存在 | |||||
自主选择 | 0.1118*** (0.0058) |
依次检验 | 存在 | |||||
其他变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | ||
准R2 | 0.072 | 0.049 | 0.066 | 0.051 | 0.057 | 0.061 | ||
雇主型创业 | 0.3967*** (0.0923) |
0.4285*** (0.0919) |
0.3922*** (0.0922) |
0.4367*** (0.0919) |
0.3941*** (0.0921) |
0.3704*** (0.0922) |
||
工作收入 | 0.2853*** (0.0125) |
依次检验 | 存在 | |||||
社会保障 | 0.0706*** (0.0238) |
Sobel检验 P=0.2829 |
不存在 | |||||
工作时间 | 0.2137*** (0.0134) |
依次检验 | 存在 | |||||
工作压力 | -0.0639*** (0.0091) |
依次检验 | 存在 | |||||
才能发挥 | 0.1571*** (0.0120) |
依次检验 | 存在 | |||||
自主选择 | 0.1116*** (0.0058) |
依次检验 | 存在 | |||||
其他变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | ||
准R2 | 0.073 | 0.050 | 0.061 | 0.052 | 0.057 | 0.066 | ||
注:①***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平,括号内为标准误。②Iacobucci检验法得到的结论与Sobel检验法所得结论相同,故表中未列出。 |
值得一提的是,社会保障这个变量并没有在机会型创业和雇主型创业带来的幸福效应中发挥中介作用。一个可能的原因是,农民群体所享受的养老和医疗保障长期不足,虽然2009年后新型农村养老保险和新型农村合作医疗保险在全国范围内基本实现了全覆盖,但与城镇职工、机关事业单位养老保险及医疗保险相比,其保障水平还相对较低。即使机会型创业或雇主型创业改善了农民创业者的劳动收入,但由于创业活动通常集中于城镇非正规就业部门,无法享受到正规就业部门相对更优的保障制度,故难以从这一路径提升农民幸福感。这也意味着对农民创业者的社会保障问题需要进一步关注。
表 5还显示生存型创业和自雇型创业均未对工作收入、才能发挥、自主选择这3个变量产生显著正影响,却在1%或5%的显著性水平上对社会保障、工作时间这两个变量产生了负影响。这说明这两类创业使农民对自身社会保障状况和工作时间安排都不满意。而表 6的回归结果进一步显示社会保障和工作时间这两个变量对农民幸福感的提升具有显著正效应。根据效应的遮掩性①不难看出,生存型创业和自雇型创业由于没有增加甚至还减少了农民对诸多需求的满足程度,从而未能提升其幸福感。由此,假说5得以证实。
① 关键自变量对中介变量产生显著负(正)影响,中介变量对因变量产生显著正(负)影响,前后抵消,故总效应(关键自变量对因变量的影响)不显著。
五、结论与政策建议表 7汇总了上述实证结果,得到的具体结论如下:第一,并非所有类型的创业活动都能显著提升农民幸福感。机会型创业和雇主型创业对农民幸福感具有显著正影响,而生存型创业和自雇型创业的幸福效应并不显著。第二,创业活动是通过影响农民物质和非物质需求的满足而间接影响其幸福感。机会型创业和雇主型创业通过增进其对物质需求、闲暇需求、价值实现需求和自主性需求的满足程度进而间接增进其幸福感;而生存型创业和自雇型创业却不如此,两者甚至降低了其对物质需求和闲暇需求的满足程度。
创业类型 | 对幸福感影响结果 | 影响路径:对各项需求的满足状况 |
机会型创业 | 显著正影响 | 物质需求(+)、闲暇需求(+)、价值实现需求(+)、自主性需求(+) |
生存型创业 | 不显著 | 物质需求(-)、闲暇需求(-) |
雇主型创业 | 显著正影响 | 物质需求(+)、闲暇需求(+)、价值实现需求(+)、自主性需求(+)、健康需求(-) |
自雇型创业 | 不显著 | 物质需求(-)、闲暇需求(-) |
注:“+”表示增进了对该项需求的满足程度,“—”表示减少了对该项需求的满足程度。 |
这些结论进一步得到如下启示:第一,虽然受雇活动是当前农村劳动力转移中较为理想的工作类型,但抓住较好发展机会或创造他人就业岗位的创业活动对农民幸福感的提升作用甚至优于受雇活动。故从繁荣经济且增进农民幸福感的角度来看,这两类创业活动是农民非农就业的较好选择。第二,低水平、被迫选择的创业活动相比于传统的务农和受雇活动,对农民幸福感并无显著的正影响。由此,当前大众创业以及返乡创业政策如果要提升其幸福感,应通过创业活动增加农民物质和非物质需求的满足程度,仅仅增加创业活动数量、扩大创业群体的覆盖面是不够的,应更注重创业活动的质量。
由此,相应的政策建议包括:第一,强化创业技能培训。低水平、窄领域、小规模的创业活动与农民自身知识技能不足紧密相关。应实施农民创业培训专项计划,对农民劳动者进行创业机遇识别、创业项目选择、创业计划制定、创业风险规避、创业企业管理等方面培训,帮助其提高对当前新技术、新产品、新业态和新模式的认识,优化创业的行业和产品选择,提高机会型创业甚至雇主型创业的比重。第二,扫除进城创业或返乡创业障碍。创业融资难、服务获得难以及返乡创业时经营用地难等问题是农民创业中的主要障碍,应着力解决“三难”问题。例如进一步推动金融服务创新以满足农民创业融资需要,允许农村集体建设用地用于返乡人员创业,打造为农民创业提供金融、物流、人力资源、网络技术等便捷优惠服务的创业综合服务平台,以帮助其提升创业水平和盈利能力。第三,提升农民创业者的社会保障水平。长期以来中国各类社会保险制度都呈现地域分割、群体分割和制度碎片化特性,对农民外出务工过程中幸福状况提升产生了负面影响,故应进一步完善社会保险制度,推进不同群体、不同地域间社会保险的统一,公平待遇水平,打通农民劳动者在异地创业和返乡创业中社会保险的转移接续路径,以减少其创业选择的后顾之忧,提升幸福水平。
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