于文超 陳 剛

一、引言

中國經(jīng)濟(jì)已進(jìn)入了轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵時期，更加重視供給側(cè)的改革成為中國經(jīng)濟(jì)改革的著力點。因此，繁榮企業(yè)家精神對中國經(jīng)濟(jì)在未來改革和增長極端重要。企業(yè)家通過實現(xiàn)新的要素組合，引進(jìn)新產(chǎn)品，引用新技術(shù)，開辟新市場和實現(xiàn)新的企業(yè)組織（熊比特，1991［1］），進(jìn)而有助于促進(jìn)結(jié)構(gòu)升級和經(jīng)濟(jì)增長。大量的經(jīng)驗研究證實，企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)活動不僅創(chuàng)造了大量新的工作崗位并增加了就業(yè)（Decker等，2014［2］），而且促進(jìn)了“創(chuàng)造性毀壞”的創(chuàng)新型經(jīng)濟(jì)增長（Beugelsdijk 和 Noorderhaven，2004［3］）。正是源自以上共識，2017年9月，中央首次出臺意見聚焦企業(yè)家精神，強(qiáng)調(diào)為弘揚(yáng)企業(yè)家精神營造良好外部環(huán)境①資料來源： 新華網(wǎng)，http：//news.xinhuanet.com/2017 －09/25/c＿1121722103.htm。；黨的十九大報告更是明確提出：激發(fā)和保護(hù)企業(yè)家精神，鼓勵更多社會主體投身創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)。

創(chuàng)業(yè)活動是企業(yè)家精神的直觀體現(xiàn)，近年來，有大量文獻(xiàn)從宏觀政策環(huán)境和微觀個體特征兩個層面考察了創(chuàng)業(yè)活動的決定因素，并對促進(jìn)創(chuàng)業(yè)的有效路徑進(jìn)行了系統(tǒng)探討（陳剛，2015［4］；倪鵬途和陸銘，2016［5］；尹志超等，2015［6］；李濤等，2017［7］）。同時，隨著幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的興起，很多學(xué)者注意到幸福感這一情緒因素對個人行為決策的影響，強(qiáng)調(diào)幸福感對于改變個人親社會行為和風(fēng)險偏好的重要作用（李樹和陳剛，2015［8］；Rao 等，2016［9］）。然而，幸福感將如何影響個人創(chuàng)業(yè)決策？其影響機(jī)制如何？這個問題在現(xiàn)有文獻(xiàn)中并未得到系統(tǒng)評估。而厘清這個問題的答案不僅有助于補(bǔ)充和完善幸福感影響個人行為的研究文獻(xiàn)，而且對當(dāng)下中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級也有著重要的政策含義。

鑒于此，本文基于3期CGSS數(shù)據(jù)，系統(tǒng)探討主觀幸福感對個人創(chuàng)業(yè)決策的影響及其機(jī)制。在使用地區(qū)平均溫度作為幸福感的工具變量基礎(chǔ)上，IV Probit模型回歸結(jié)果證實，更高幸福感會顯著提高個人創(chuàng)業(yè)概率。同時，幸福感對“自我雇用”型和“自己是老板”型創(chuàng)業(yè)均有顯著正向影響。進(jìn)一步的機(jī)制檢驗表明，更高幸福感能豐富個人社會資本，卻降低了個人風(fēng)險偏好，這表明增加社會資本是主觀幸福感提升個人創(chuàng)業(yè)概率的重要機(jī)制。

本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在兩方面：第一，已有文獻(xiàn)考察了幸福感對個人工作效率、親社會行為、消費和儲蓄決策、風(fēng)險態(tài)度等方面的影響，但缺乏針對幸福感如何影響個人創(chuàng)業(yè)決策及其影響機(jī)制的系統(tǒng)研究，本文為深入理解幸福感的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)提供了新證據(jù)。同時，本文還凸顯了個人主觀情緒因素在創(chuàng)業(yè)決策中的重要性，擴(kuò)展了觀察中國居民創(chuàng)業(yè)行為的研究視野。第二，本文回應(yīng)了中央政府日益強(qiáng)調(diào)“讓人民生活得更加幸福、更有尊嚴(yán)”這一執(zhí)政理念的積極意義。中國黨政高層以提高人民幸福感為最終目標(biāo)的執(zhí)政理念的轉(zhuǎn)變與中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級的目標(biāo)在實際上是高度契合的。因為，人民幸福感的提升有助于繁榮中國的企業(yè)家精神，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級，而經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級反過來也有益于更好地提升人民的幸福感。

文章之后的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為文獻(xiàn)評述與理論分析；第三部分為研究設(shè)計，包括數(shù)據(jù)說明、模型設(shè)定、描述性統(tǒng)計；第四部分為實證結(jié)果分析；第五部分為影響機(jī)制檢驗；第六部分為研究結(jié)論。

二、文獻(xiàn)評述與理論分析

經(jīng)濟(jì)增長和政府政策的最終歸宿是提高國民福利，而緣于幸福感是個人主觀福利的一種直接度量，使得對幸福的經(jīng)濟(jì)學(xué)研究成為一個重要且熱門的課題?，F(xiàn)有文獻(xiàn)研究大多關(guān)注居民幸福感的決定因素，從外部制度環(huán)境和微觀個體特征兩個方面普遍證實了居民收入、信任、宗教信仰、教育經(jīng)歷、關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、地方政府質(zhì)量、空氣污染、民生環(huán)境等一系列因素對居民幸福感的顯著影響（Frey和Stutzer，2002［10］；劉軍強(qiáng)等，2012［11］；陳剛和李樹，2012［12］；Jiang 等，2012［13］； 楊繼東和章逸然，2014［14］； 阮榮平等，2014［15］；周紹杰等，2015［16］）。隨著幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的興起，越來越多的學(xué)者將研究注意力轉(zhuǎn)向主觀幸福感如何影響人們的行為決策。在心理學(xué)研究中，情緒意指個人的情感及其獨特的思想、心理和生理狀態(tài)，以及一系列行動的傾向，預(yù)期情緒（expected e?motions）和即時情緒（immediate emotions）都顯著地影響著個人的決策和行為（Isen，2008［17］；Rick和Loewenstein，2007［18］）。同時，幸福感作為一種典型的正向情緒（如樂觀、熱情、幫助他人），勢必對個人的行為選擇和行為結(jié)果產(chǎn)生重要影響（Andrews和 Withey，1976［19］）。

國外文獻(xiàn)使用實驗經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，證實了正向情緒能顯著促進(jìn)個人親社會行為（pro?social behaviors）（如互惠、慷慨、利他等），抑制那些因憤怒而對他人實施報復(fù)的行為（Capra，2004［20］；Kirchsteiger等，2006［21］；Hopfensitz 和 Reuben，2009［22］）；而在相關(guān)博弈實驗中，研究也表明幸福感更高的人對他人自私行為的負(fù)面評價更少，在集體行動中有更多貢獻(xiàn)（ Drouvelis 和 Powdthavee，2015［23］； Drouvelis 和Grosskopf，2016［24］）。Guven（2011）［25］的經(jīng)驗研究還證實，幸福感能顯著增加個人社會資本。除去促進(jìn)了個人的親社會行為，大量文獻(xiàn)研究還發(fā)現(xiàn)幸福感能為個人帶來可觀的客觀收益，包括提高了個人的收入和生產(chǎn)率（Oswald 等，2009［26］；De Neve和 Oswald，2012［27］）、提高再就業(yè)概率和再就業(yè)工資（Krause，2013［28］）、減少個人過度冒險行為（Goudie 等，2014［29］）等。

國內(nèi)學(xué)者針對幸福感如何影響個人行為決策也進(jìn)行了系統(tǒng)研究。李樹和陳剛（2015）［8］利用2002年、2007年兩期CHIP調(diào)查數(shù)據(jù)證實，幸福感與勞動力就業(yè)（失業(yè)勞動力隱性再就業(yè)）概率顯著正相關(guān)。亢楠楠和王爾大（2017）［30］基于2010年 CGSS數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，較高的幸福感能促進(jìn)居民環(huán)境參與行為。除此之外，更多文獻(xiàn)關(guān)注幸福感對家庭資產(chǎn)配置的影響，但并未取得一致研究結(jié)論（葉德珠和周麗燕，2015［31］；張海洋和耿廣杰，2017［32］；Rao 等，2016［9］；周雅玲等，2017［33］）。既然幸福感能顯著地影響人們的行為選擇，那么，幸福感可能也顯著地影響了個人的創(chuàng)業(yè)決策?，F(xiàn)有文獻(xiàn)廣泛證實，在微觀層面，社會網(wǎng)絡(luò)、風(fēng)險態(tài)度、人際信任、金融知識、家庭背景、宗教信仰、認(rèn)知能力等個人特征對家庭或個人的創(chuàng)業(yè)概率有顯著的影響（Djankov 等，2006［34］； Yueh，2009［35］；阮榮平等，2014［15］；周廣肅等，2015［36］；尹志超等，2015［6］；李雪蓮等，2015［37］；李濤等，2017［7］）；而在宏觀環(huán)境方面，住房制度改革、政府管制、市場準(zhǔn)入、房價上漲、融資環(huán)境等也是影響創(chuàng)業(yè)活動的重要因素（Wang，2012［38］；周京奎和黃征學(xué)，2014［39］； 吳曉瑜等，2014［40］； 陳剛，2015［4］；倪鵬途和陸銘，2016［5］）。

基于已有文獻(xiàn)，主觀幸福感可能通過如下兩種機(jī)制影響創(chuàng)業(yè)活動：首先，幸福感可能決定著個人的風(fēng)險偏好，進(jìn)而影響個人的創(chuàng)業(yè)概率。創(chuàng)業(yè)過程充滿了風(fēng)險和不確定性（奈特，2005［41］），因而，只有那些有很高風(fēng)險容忍的個人才愿意承擔(dān)和忍受創(chuàng)業(yè)過程中的高風(fēng)險和高不確定性，進(jìn)而成功創(chuàng)業(yè)而成為企業(yè)家，這在大量文獻(xiàn)研究中都得到了證實（Brown等，2011［42］；Hvide 和 Panos，2014［43］）。從理論上而言，幸福感等正向情緒對個人風(fēng)險行為和風(fēng)險偏好有正反兩方面影響。幸福感更高的人具有更強(qiáng)的理性分析能力，對于風(fēng)險活動的結(jié)果有更樂觀預(yù)期，這將提高其風(fēng)險容忍度，促使個人更愿意參與風(fēng)險活動；然而，幸福感更高的人寄希望“維持”當(dāng)前狀態(tài)，在評估風(fēng)險時更加謹(jǐn)慎和理性，具有更少的過度冒險行為（Goudie等，2014［29］）。同時，有關(guān)幸福感與個人風(fēng)險偏好的經(jīng)驗研究也未能取得一致意見。例如，Delis和 Mylonidis（2015）［44］證實幸福感越高的人投資風(fēng)險資產(chǎn)的可能性越低，張海洋和耿廣杰（2017）［32］利用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)也得到了類似結(jié)論；然而，Rao等（2016）［9］使用中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)的研究卻發(fā)現(xiàn)，幸福感顯著地提高了個人的股市參與率和參與深度。因此，從風(fēng)險偏好的角度而言，主觀幸福感對創(chuàng)業(yè)活動的影響存在方向上的不確定性。

其次，幸福感可能通過增加個人擁有的社會資本而促進(jìn)創(chuàng)業(yè)活動。如前文所述，幸福感較高的人表現(xiàn)出更多親社會行為，包括更愿意參與公共事務(wù)、更頻繁地參加社交活動等，這無疑有助于豐富個人社會資本；而在宏觀層面，地區(qū)幸福感也被視為地區(qū)社會資本的一個重要維度，與一個地區(qū)的信任水平、社會規(guī)范等密切相關(guān)（修宗峰和杜興強(qiáng)，2011［45］；修宗峰，2015［46］）。進(jìn)一步地，個人社會資本對推動創(chuàng)業(yè)的積極意義已得到文獻(xiàn)廣泛證實。作為社會資本的重要組成部分，豐富的社會網(wǎng)絡(luò)能幫助個人獲得更多民間融資，進(jìn)而緩解潛在創(chuàng)業(yè)者可能面臨的融資約束（Yueh，2009［35］；馬光榮和楊恩艷，2011［47］；胡金焱和張博，2014［48］）。同時，豐富的社會網(wǎng)絡(luò)還能提供有效的風(fēng)險分擔(dān)機(jī)制，促使?jié)撛趧?chuàng)業(yè)者更愿意從事高風(fēng)險的創(chuàng)業(yè)活動，并提供更全面、準(zhǔn)確的創(chuàng)業(yè)信息，以幫助潛在創(chuàng)業(yè)者識別有效的創(chuàng)業(yè)機(jī)會。除此之外，較高幸福感還能提升個人社會信任水平，而信任能通過促進(jìn)風(fēng)險分擔(dān)、構(gòu)建“弱聯(lián)系”、拓展社會網(wǎng)絡(luò)等渠道促進(jìn)創(chuàng)業(yè)（周廣肅等，2015［36］）?？梢?，從社會資本角度看，幸福感能通過豐富個人社會資本促進(jìn)創(chuàng)業(yè)。

綜合上述分析，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多關(guān)注客觀因素對創(chuàng)業(yè)活動的影響，對于主觀因素的考察卻較少。本文將從主觀幸福感這一角度出發(fā)，系統(tǒng)探討其對創(chuàng)業(yè)的影響及其機(jī)制。

三、研究設(shè)計

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于2010年、2011年、2013年3期中國綜合社會調(diào)查（CGSS）。CGSS是中國人民大學(xué)社會學(xué)系在全國范圍內(nèi)開展的大規(guī)模抽樣調(diào)查項目，其提供的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)在學(xué)術(shù)界研究我國居民幸福感、創(chuàng)業(yè)、價值觀等熱點問題時得到了廣泛應(yīng)用。為了檢驗主觀幸福感對居民創(chuàng)業(yè)概率的影響，參照阮榮平等（2014）［15］、陳剛（2015）［4］的研究，本文將回歸方程設(shè)定為基于個體數(shù)據(jù)的Probit模型，如方程（1）所示：

被解釋變量cy為0－1虛擬變量，當(dāng)個人在受訪時從事創(chuàng)業(yè)活動，cy取值為1，否則取值為0。具體而言，當(dāng)受訪者選擇工作狀況為“自己是老板（或者是合伙人）”、“個體工商戶”、“自由職業(yè)者”時，我們視其為存在創(chuàng)業(yè)活動，變量cy賦值為1；當(dāng)受訪者的工作狀況為其他選項時，變量cy賦值為0。延續(xù)已有文獻(xiàn)的處理方式［38］，本文進(jìn)一步將創(chuàng)業(yè)活動劃分為“自我雇用”的創(chuàng)業(yè)（包括“個體工商戶”、“自由職業(yè)者”）和“自己是老板”的創(chuàng)業(yè)活動，并分別使用二元虛擬變量cy＿self、cy＿boss定義這兩種類型創(chuàng)業(yè)活動。以最近的CGSS2013調(diào)查結(jié)果為例，中國創(chuàng)業(yè)率排名前三位的省份分別是重慶（47.46%）、甘肅（47.37%）、寧夏（39.02%），創(chuàng)業(yè)率最低的分別為河北（11.63%）、上海（13.13%）、山西（13.77%），詳見圖1。當(dāng)然，重慶、甘肅、寧夏三個省份的創(chuàng)業(yè)率明顯高于其他省份，很可能與這三個省份的抽樣規(guī)模遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于其他省份有關(guān)；同時，不同省份創(chuàng)業(yè)率的差異也可能由地區(qū)產(chǎn)業(yè)政策、政府管制、國有經(jīng)濟(jì)比重等深層次因素引起。

圖1 2013年中國各省份的平均創(chuàng)業(yè)率

在方程右側(cè)，happiness代表受訪者的主觀幸福感，問卷詢問受訪者“總的來說，您覺得您的生活是否幸福？”對應(yīng)選項為“很不幸?！薄氨容^不幸?！薄敖橛谛腋Ｅc不幸福之間” “比較幸?！?“完全幸福”，我們依次將變量happiness賦值為1、2、3、4、5，happiness取值越大代表受訪者幸福感越高。表1報告了受訪者主觀幸福感調(diào)查結(jié)果的分布情況。以回答“完全幸福”的受訪者比例為例，2010年調(diào)查中這一比例是15.99%，2011年這一比例是20.34%，2013年這一比例是13.81%?？偟膩碚f，三次調(diào)查的受訪者主觀幸福感分布較為穩(wěn)定，大部分受訪者對自己的生活感到“比較幸?！薄巴耆腋！?。

表1 受訪者主觀幸福感分布情況

個人創(chuàng)業(yè)概率通常會受到兩類因素影響：首先是個人特征因素X，包括：性別male，其中，男性賦值為1，女性賦值為0；年齡age及年齡平方age＿squ；政治身份dangyuan，其中，中共黨員賦值為1，非中共黨員賦值為0；受教育年限edu＿year，根據(jù)受訪者的最高教育程度“沒有受過任何教育/私塾”“小學(xué)”“初中” “職業(yè)高中/普通高中/中專/技校” “?？啤薄氨究啤?“研究生及以上”，變量edu＿year依次賦值為0、6、9、12、15、16、19；戶籍變量urban，其中，城鎮(zhèn)戶口賦值為1，非城鎮(zhèn)戶口賦值為0；受訪者是否有配偶，若有配偶，變量spouse賦值為1，否則賦值為0；受訪者宗教信仰xinyang，若受訪者有宗教信仰賦值為1，反之賦值為0；受訪者收入水平lnincome，代表受訪者滯后一期總收入的自然對數(shù)①為避免受訪者收入水平income為零時造成變量lnincome缺失，我們設(shè)定lnincome＝ln（income＋1）。。另外，我們還控制滯后一期的地區(qū)人口規(guī)模lnpopu與經(jīng)濟(jì)增長速度gdpgro兩類地區(qū)因素對創(chuàng)業(yè)活動的影響。因為人口規(guī)模擴(kuò)張能夠產(chǎn)生集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，降低創(chuàng)業(yè)成本并促進(jìn)創(chuàng)業(yè)活動，而較快經(jīng)濟(jì)增長能產(chǎn)生更多市場需求和創(chuàng)業(yè)機(jī)會，進(jìn)而提升人們參與創(chuàng)業(yè)活動的概率與收益?？紤]到2011年、2013年兩年的調(diào)查數(shù)據(jù)并未提供受訪者所在城市的信息，人口規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長速度是省份層面數(shù)據(jù)。

表2中匯報了主要變量的描述性統(tǒng)計。總體而言，有23.2%的受訪居民在從事創(chuàng)業(yè)活動，這一比例高于2011年中國家庭金融調(diào)查（CHFS2011）得到的13.3%的家戶創(chuàng)業(yè)率（胡金焱和張博，2014［48］）。同時，在這些從事創(chuàng)業(yè)活動的受訪者中，“自我雇用”型創(chuàng)業(yè)比例明顯高于“自己是老板”型創(chuàng)業(yè)。happi?ness均值為3.832，這說明平均而言，受訪者對生活感到“比較幸?！?。變量male、dangyuan、urban、spouse、xinyang均值分別為 0.591、0.148、0.601、0.811、0.107，表明有 59.1%的受訪者為男性，14.8%的受訪者為中共黨員，60.1%的受訪者具有城鎮(zhèn)戶口，81.1%的受訪者有配偶，10.7%的受訪者有宗教信仰。變量age、edu＿year的均值分別為40.043、11.100，可見，受訪者的平均年齡為40.1歲，平均受教育年限為11.1年。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸

表3前兩列報告了針對方程（1）進(jìn)行Probit模型估計的偏回歸系數(shù)與邊際效應(yīng)系數(shù)。為便于經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋，我們主要關(guān)注第（2）列報告的各解釋變量的邊際效應(yīng)。在控制相關(guān)因素的基礎(chǔ)上，表3第（2）列結(jié)果顯示，變量happiness系數(shù)為0.010 9而且在5%水平上顯著，這初步表明較高幸福感有助于提升個人創(chuàng)業(yè)概率，平均而言，個人主觀幸福感每上升一個標(biāo)準(zhǔn)差（0.803），個人創(chuàng)業(yè)概率大約上升0.875個百分點。

控制變量中，年齡與創(chuàng)業(yè)概率存在倒U型關(guān)系，這意味著，隨著個人年齡增長，其創(chuàng)業(yè)概率先上升后下降，而倒U型曲線的拐點年齡為48歲左右①需要說明的是，為減弱同時將年齡和年齡平方加入方程可能產(chǎn)生的共線性，我們將年齡進(jìn)行了中心化處理，即表3至表7回歸中使用變量age及其平方age＿squ為受訪者實際年齡減去年齡均值（40.043）及其平方。。變量dangyuan系數(shù)顯著為負(fù)，結(jié)果表明黨員創(chuàng)業(yè)概率比非黨員低14.89個百分點。變量edu＿year系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，受教育水平越高的人創(chuàng)業(yè)概率越低，平均而言，受教育年限每增加一個標(biāo)準(zhǔn)差（3.793），個人創(chuàng)業(yè)概率會降低4.55個百分點。變量urban系數(shù)顯著為負(fù)且在1%水平上顯著，城鎮(zhèn)戶口個人比非城鎮(zhèn)戶口個人的創(chuàng)業(yè)概率低7.80個百分點。實際上，黨員身份、受教育年限、城鎮(zhèn)戶籍這三類因素影響個人創(chuàng)業(yè)概率的理論機(jī)制是一致的，中共黨員、受教育年限越高和具有城鎮(zhèn)戶籍的個人能夠獲得相對穩(wěn)定滿意的工作，他們更不愿意開展創(chuàng)業(yè)活動（Yueh，2009［35］）。同時，變量spouse系數(shù)在 1% 水平上顯著為正，表示有配偶的個人有更高創(chuàng)業(yè)概率。這可能源于，配偶的聯(lián)姻關(guān)系能擴(kuò)展個人社會網(wǎng)絡(luò)，弱化個人面臨的融資約束，分散個人面臨的創(chuàng)業(yè)風(fēng)險，進(jìn)而提高了個人創(chuàng)業(yè)概率（陳剛，2015［4］）。變量xinyang系數(shù)顯著為正，這意味著，有宗教信仰的個人的創(chuàng)業(yè)概率更高，主要原因是，宗教信仰不僅會通過增加個人社會資本放松個人創(chuàng)業(yè)約束，而且會通過擠占人力資本投資降低個人在勞動市場上的競爭力，這些都會促使個人從事創(chuàng)業(yè)活動（阮榮平等，2014［15］）。

此外，地區(qū)人口規(guī)模lnpopu、經(jīng)濟(jì)增長速度gdp?gro對個人創(chuàng)業(yè)概率存在顯著正向影響，這可能因為，人口規(guī)模的擴(kuò)大帶來的集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)降低了創(chuàng)業(yè)成本，從而提高了個人從事創(chuàng)業(yè)活動的激勵；而經(jīng)濟(jì)發(fā)展越好的地區(qū)，創(chuàng)業(yè)的機(jī)會可能越大，創(chuàng)業(yè)活動帶來的潛在收益可能越高。

表3 主觀幸福感對居民創(chuàng)業(yè)的影響：基準(zhǔn)回歸

續(xù)前表

（二）內(nèi)生性處理

初步的回歸分析表明，較高的幸福感能顯著提升個人創(chuàng)業(yè)概率，但變量潛在的內(nèi)生性可能對這一結(jié)論帶來挑戰(zhàn)，因為創(chuàng)業(yè)活動可能會影響個體幸福感，創(chuàng)業(yè)活動產(chǎn)生的收益和風(fēng)險會使人們產(chǎn)生積極或消極的情緒，創(chuàng)業(yè)帶來的就業(yè)狀態(tài)改變也會影響個體幸福感，因此，幸福感與創(chuàng)業(yè)決策可能存在逆向因果關(guān)系。由逆向因果產(chǎn)生的內(nèi)生性問題會導(dǎo)致回歸偏誤，而解決變量內(nèi)生性的有效方法在于尋找工具變量（IV）并展開IV Probit估計。

現(xiàn)有文獻(xiàn)往往使用平均氣溫、降水量、日照時長等氣候因素作為幸福感的工具變量，因為氣候因素具有較強(qiáng)外生性，對個人創(chuàng)業(yè)決策無直接影響；同時，氣候因素容易影響人們?nèi)粘Ｉ钍孢m度與主觀幸福感，比如，當(dāng)一個地區(qū)氣溫適宜、天氣晴朗時，人們往往心情愉悅，幸福感更高（李樹和陳剛，2015［8］；張海洋和耿廣杰，2017［32］；Maddison 和 Rehdanz，2011［49］；亢楠楠和王爾大，2017［30］）。借鑒上述文獻(xiàn)，本文使用《中國氣象災(zāi)害年鑒》提供的各地區(qū)平均氣溫temp作為幸福感的工具變量（IV）。為了檢驗地區(qū)平均氣溫作為IV的有效性，我們將幸福感作為被解釋變量，針對地區(qū)平均氣溫和方程（1）中控制變量展開第一階段OLS回歸。表3第（3）列結(jié)果顯示，變量temp系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，表示地區(qū)平均氣溫越高，個體幸福感越低；同時，針對變量temp進(jìn)行顯著性檢驗的F統(tǒng)計量為33.83，說明地區(qū)平均氣溫不是幸福感的弱工具變量。表3第（4）列報告了對方程（1）進(jìn)行IV Probit估計的邊際效應(yīng)系數(shù)，Wald檢驗在5%的顯著性水平上拒絕了變量happiness是外生變量的原假設(shè)。相比于第（2）列Probit估計結(jié)果，變量happiness邊際效應(yīng)系數(shù)明顯提升，平均而言，個人幸福感每增加一個標(biāo)準(zhǔn)差（0.803），其創(chuàng)業(yè)概率將會因此提升15個百分點。產(chǎn)生這一差異的可能原因在于，創(chuàng)業(yè)會反過來影響主觀幸福感，導(dǎo)致幸福感與方程殘差項負(fù)相關(guān)，進(jìn)而導(dǎo)致Probit估計低估了幸福感對創(chuàng)業(yè)的實際影響。其他控制變量的回歸結(jié)果與第（2）列中的結(jié)果類似。

（三）穩(wěn)健性分析

對于年齡較大的受訪者而言，其主觀創(chuàng)業(yè)意愿更低，面臨創(chuàng)業(yè)約束更多（如精力有限、健康不佳等），為檢驗前文結(jié)果穩(wěn)健性，我們剔除大于60周歲的受訪者重新估計方程（1），結(jié)果列示在表4前三列。同時，由于地區(qū)資源稟賦、文化習(xí)俗等不隨時間變化的因素可能同時影響個人幸福感與創(chuàng)業(yè)概率，本文還嘗試在方程（1）中加入省份虛擬變量，重新估計后的結(jié)果報告在表4后三列。上述兩種穩(wěn)健性檢驗都顯示變量happiness的邊際效應(yīng)系數(shù)顯著為正，說明“幸福感有助于提升個人創(chuàng)業(yè)概率”這一結(jié)論依然成立。值得注意的是，在控制省份虛擬變量的情況下，IV Probit第一階段OLS回歸中變量temp的系數(shù)在10%水平上顯著為負(fù)，相應(yīng)的F統(tǒng)計量為3.80（表4第（5）列），這可能源于不同地區(qū)平均氣溫在時間維度上變化較小，省份虛擬變量會在一定程度上削弱地區(qū)平均氣溫對個體幸福感的解釋力。

表4 主觀幸福感對居民創(chuàng)業(yè)的影響：穩(wěn)健性分析

（四）幸福感對不同類型創(chuàng)業(yè)的影響

個人創(chuàng)業(yè)活動的目的可以分為兩類：尋求商業(yè)機(jī)會與實現(xiàn)自身就業(yè)。對于在勞動力市場上難以找到滿意工作的個人而言，他們可能通過“自我雇用”的創(chuàng)業(yè)活動實現(xiàn)就業(yè)；而對于在勞動力市場上享有足夠就業(yè)機(jī)會的個人而言，他們愿意承擔(dān)更高風(fēng)險從事“自己是老板”的創(chuàng)業(yè)活動是為了尋求商業(yè)機(jī)會、實現(xiàn)自我價值。那么，幸福感對這兩種類型的創(chuàng)業(yè)活動是否存在異質(zhì)性影響？表5第（1）、（2）列Probit回歸結(jié)果顯示，變量happiness系數(shù)為正但不顯著，而在考慮變量內(nèi)生性之后，第（3）、（4）列IV Probit回歸結(jié)果顯示，變量happiness系數(shù)在5%水平顯著為正，且Wald檢驗顯著拒絕了變量happiness是外生變量的原假設(shè)。綜上可知，幸福感對“自我雇用”型創(chuàng)業(yè)和“自己是老板”型創(chuàng)業(yè)都有顯著促進(jìn)作用，且對“自己是老板”型創(chuàng)業(yè)的影響略大。以IV Probit回歸為例，平均而言，個體幸福感每增加一個標(biāo)準(zhǔn)差（0.803），“自我雇用”型創(chuàng)業(yè)概率會因此增加12.57個百分點，“自己是老板”型創(chuàng)業(yè)概率會因此增加15.10個百分點。

表5 主觀幸福感對不同類型創(chuàng)業(yè)的影響

續(xù)前表

表6 幸福感與個人風(fēng)險偏好

五、影響機(jī)制檢驗

前文理論分析表明，幸福感會通過個人風(fēng)險偏好和社會資本兩種機(jī)制影響個人創(chuàng)業(yè)概率。那么，上述機(jī)制能否得到經(jīng)驗證據(jù)的支持？接下來，我們將利用CGSS數(shù)據(jù)在經(jīng)驗上檢驗和識別幸福感可能影響個人創(chuàng)業(yè)活動的機(jī)制。

（一）幸福感與風(fēng)險偏好

創(chuàng)業(yè)過程伴隨著風(fēng)險和不確定性，那些具有較強(qiáng)風(fēng)險偏好的人更愿意從事創(chuàng)業(yè)活動。如前文所述，幸福感對個人風(fēng)險偏好可能存在正反兩方面影響，這有待于本文實證檢驗。由于CGSS未提供衡量個人主觀風(fēng)險偏好的信息，因此，本文借鑒現(xiàn)有研究個人風(fēng)險偏好的文獻(xiàn)［43］的處理方式，以個人是否持有股票stock、是否持有風(fēng)險資產(chǎn)riskasset來衡量個人的客觀風(fēng)險偏好。通常來說，持有股票、基金等風(fēng)險資產(chǎn)的個人比沒有持有風(fēng)險資產(chǎn)的個人，有更高的風(fēng)險偏好。具體而言，當(dāng)受訪者從事股票投資活動時，stock賦值為1，否則賦值為0；當(dāng)受訪者從事股票、基金、債券、期貨、權(quán)證、炒房、外匯等任意一種（及以上）投資活動時，riskasset賦值為1，否則賦值為0①由于CGSS2011未涉及個人投資活動，這部分實證研究主要基于CGSS2010、CGSS2013兩期數(shù)據(jù)展開。。

表6中第（1）、（2）列分別報告了以riskasset、stock為被解釋變量的Probit回歸結(jié)果，變量happiness的邊際效應(yīng)系數(shù)為正但不顯著；第（3）、（4）列是以地區(qū)平均氣溫為工具變量的IV Probit回歸結(jié)果，變量happiness的邊際效應(yīng)系數(shù)為負(fù)且在1%水平上顯著?？紤]到Wald檢驗在1%顯著性水平上拒絕了變量happiness是外生變量的原假設(shè)，我們主要關(guān)注IV Probit回歸結(jié)果，即幸福感越高，個人持有股票和風(fēng)險資產(chǎn)的概率越低，這意味著，較高幸福感不僅未增加反而減弱了個人風(fēng)險偏好。由此可見，風(fēng)險偏好并不是幸福感影響個人創(chuàng)業(yè)概率的重要機(jī)制。

控制變量中，隨著年齡增加，個人持有股票和風(fēng)險資產(chǎn)的概率先降低后增加，拐點年齡為47歲左右。相比于非中共黨員，中共黨員持有風(fēng)險資產(chǎn)（股票）的概率高4.67（4.29）個百分點左右。受教育年限越長的受訪者持有風(fēng)險資產(chǎn)或股票的概率越高，可能的解釋是，受教育經(jīng)歷會增加個人金融知識，促使個人更積極地持有風(fēng)險資產(chǎn)。有配偶和宗教信仰的受訪者持有風(fēng)險資產(chǎn)的概率更高，這可能源于，擁有配偶和宗教信仰會拓展個人社會網(wǎng)絡(luò)，而社會網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)生的社會互動和信息渠道將提高個人持有風(fēng)險資產(chǎn)可能性（朱光偉等，2014［50］）。另外，收入水平較高的受訪者持有風(fēng)險資產(chǎn)的概率更高，這符合我們的經(jīng)濟(jì)學(xué)直覺。

續(xù)前表

（二）幸福感與社會資本

在中國這樣典型的“關(guān)系”社會中，擁有更多社會資本的個人能夠更好地分散風(fēng)險、獲取豐富的創(chuàng)業(yè)資源和信息，而更幸福的人往往具有一系列親社會行為（如慷慨、合作、互助等），這有助于促進(jìn)個人所擁有的社會資本。因此，增加個人社會資本，可能是幸福感影響個人創(chuàng)業(yè)決策的重要機(jī)制。借鑒張爽等（2007）［51］、張梁梁和楊俊（2015）［52］的研究，我們主要從社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任兩個維度衡量社會資本。

本文將家庭人情送禮支出數(shù)額的自然對數(shù)①為避免變量為零時直接取自然對數(shù)造成缺失值，我們將人情送禮支出的絕對數(shù)加1之后再取自然對數(shù)。作為衡量社會網(wǎng)絡(luò)network的代理變量。由于各年CGSS調(diào)查在問題設(shè)計上存在一定差別，僅有2010年調(diào)查數(shù)據(jù)提供了受訪者“人情送禮支出”信息，因此，我們將利用2010年的調(diào)查數(shù)據(jù)評估幸福感對社會網(wǎng)絡(luò)的影響。同時，為了衡量受訪者的社會信任水平，我們基于3期CGSS調(diào)查設(shè)計的同一問題：“您同不同意在這個社會上，絕大多數(shù)人都是可以信任的？”利用其對應(yīng)選項“完全不同意” “比較不同意” “無所謂同意不同意”“比較同意”“完全同意”，依次將變量trust賦值為1、2、3、4、5，用以刻畫受訪者的社會信任水平。此外，回歸方程的控制變量與方程（1）相一致。

表7第（1）列的OLS回歸表明，變量happiness系數(shù)為正且在1%水平上顯著，幸福感對人情送禮支出數(shù)額有顯著正向影響?？紤]到社會網(wǎng)絡(luò)與幸福感存在逆向因果關(guān)系，我們使用地區(qū)平均氣溫作為個人幸福感的工具變量，相應(yīng)的2SLS回歸結(jié)果報告在第（2）列?？梢钥闯?，幸福感依然對人情禮金支出數(shù)額有顯著正向影響，即幸福感有助于拓展個人社會網(wǎng)絡(luò)。繼續(xù)關(guān)注幸福感對信任的影響。由于描述社會信任水平的變量trust為離散序數(shù)，數(shù)值越大，代表信任水平越高，我們使用Ordered Probit進(jìn)行回歸。表7第（3）列顯示，變量happiness系數(shù)顯著為正，這意味著幸福感有助于增加個人社會信任。本文還使用地區(qū)平均氣溫作為個人幸福感的工具變量展開2SLS回歸，幸福感依然對個人社會信任水平有顯著正向影響。綜上可知，增加個人社會資本的確可能是較高幸福感提升創(chuàng)業(yè)概率的重要機(jī)制。

通過控制變量系數(shù)，我們還能得到如下基本事實：相比于女性受訪者，男性受訪者報告的家庭人情禮金支出更多，自身社會信任水平也更高；社會信任水平與年齡存在倒U型關(guān)系，即社會信任水平隨著年齡增長而先上升后降低，拐點年齡為57歲左右；中共黨員身份、受教育年限對人情禮金支出和社會信任水平有顯著正向影響，這說明黨員身份與更長受教育年限能豐富人們所擁有的社會資本；農(nóng)村居民比城鎮(zhèn)居民社會信任水平更高，這可能與中國農(nóng)村傳統(tǒng)的“熟人社會”密切相關(guān)。

表7 幸福感與個人社會資本

六、結(jié)論

個人的決策和行為不可避免地受其情緒因素的左右。一般來說，感覺更幸福的個人往往有更多的正向情緒和更少的負(fù)向情緒，因此，幸福感對人們的行為有著重要的影響。本文使用CGSS數(shù)據(jù)，評估了主觀幸福感對個人創(chuàng)業(yè)行為的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)幸福感顯著地提高了個人的創(chuàng)業(yè)概率，且同時提高了個人從事“自我雇用”型和“自己是老板”型創(chuàng)業(yè)活動的概率。幸福感之所以顯著提高了個人的創(chuàng)業(yè)概率，主要原因可能是更幸福的人有更高的風(fēng)險偏好和擁有更多的社會資本，實證結(jié)果顯示幸福感的確如預(yù)期顯著增加了個人的社會資本，但對以風(fēng)險資產(chǎn)持有情況來衡量的風(fēng)險偏好卻存在顯著負(fù)向影響。

中國經(jīng)濟(jì)現(xiàn)在已進(jìn)入了轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵時期，更加重視供給側(cè)的結(jié)構(gòu)改革成為中國經(jīng)濟(jì)改革的著力點。同時，隨著中央政府的施政理念日益強(qiáng)調(diào)“以人為本”，提高居民幸福感成為中國各級政府公共政策的重點瞄準(zhǔn)目標(biāo)。黨的十九大報告更是將“提高保障和改善民生水平”作為未來經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展中的一項重要任務(wù)。本文的研究意味著，中國政府將提高居民幸福感作為公共政策的瞄準(zhǔn)目標(biāo)，這不僅是使公共政策回歸其最終目標(biāo)之舉，而且還可能通過提高個人的創(chuàng)業(yè)概率和繁榮企業(yè)家精神促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型升級。