創業對個人主觀社會地位影響研究

唐 浩

(南京財經大學公共管理學院，江蘇南京210023)

一、引言

黨的十八大以來，黨中央多次強調“大眾創業，萬眾創新” ，并制定了一系列旨在刺激和保護個人創業的政策法規，這些舉措從客觀上來看，確實在一定程度上提高了創業者、企業家的社會地位。然而，從勞動者的求職意愿來看，根據全球創業發展研究院公布的《2018年全球創業指數報告》顯示，中國在137個經濟體中創業指數僅排名第43名，創業意愿遠遠落后于西方發達國家，而與之形成鮮明對比的是，2009～2018年這十年間每年國考報名人數都達百萬人次以上，想要進入事業單位、國有企業的求職者也是數不勝數。那么，個體究竟是否能夠通過創業這一途徑獲得較高的主觀社會地位呢?如果不能，政府又該采取何種激勵政策提高創業個體的主觀社會地位?由于鮮有文章對二者之間的關系進行深入的研究，因此論文意在分析創業對于個人主觀社會地位的真實影響，為政府如何在未來構建更好的創業環境、制定更好的創業政策提供啟示。

二、文獻綜述

社會地位的測量有主觀法、客觀法和綜合法三種方式(彭希哲和任遠，1998)，通過主觀法所測量的便是個體的主觀社會地位，主觀社會地位的測量大多通過五級量表和十級量表測得。相較于客觀法測量的客觀社會地位如Blau和Duncan最早提出的國際社會經濟地位指數(ISEI)，主觀社會地位通過對個體的實際測量更能夠反映個體內心真實的想法，因此更具有研究價值。

對于主觀社會地位的研究，國外大多將之納入對個體身心健康的研究框架當中(Singh-Manoux et al.，1982；Demakakos et al.，2008)。而國內的研究主要分為三類:第一類是借助主觀社會地位來研究社會分層(盧福營和張兆曙，2006；張冀，2011)、社會流動(陽義男和連玉君，2015)、主客觀社會地位偏移(吳瓊，2014；范曉光和陳云松，2015)等社會學問題；第二類是將主觀社會地位作為自變量，來研究個體主觀社會地位的高低對個體其他變量的影響，如個體主觀社會地位會影響個體的幸福感(曹大宇，2009；徐淑一和陳平，2017；王敏和王峰，2019)、影響居民的自感健康(徐淑一和王寧寧，2015)；第三類則是將主觀社會地位看作是因變量，來探究哪些因素影響了主觀社會地位。

論文著重梳理第三類研究即探究是哪些因素影響了個體的主觀社會地位。此類研究又可以細分為兩個方面:第一個方面是綜合利用數據考察哪些自變量影響了個體的主觀社會地位，于鐵山利用CLDS2012的數據發現個人因素如年齡、性別、戶口、政治身份、收入、幸福感、受教育年限等和社會因素如朋友圈數量、社會互助等是影響個人主觀社會地位的重要來源。黃雪琴等人通過CLDS2014的數據也發現個體客觀因素如年齡、收入、性別、戶口、政治身份、受教育年限等會顯著影響個體的主觀社會地位，但與于鐵山的研究不同的是，黃雪琴等人發現社會環境因素中如朋友數量、社區關系等變量并不會顯著影響個體的主觀社會地位；第二個方面是探究某些具體的變量對于主觀社會地位的影響，如劉妍良發現性別會對主觀社會地位產生異質性影響，張亮、杭斌發現個體的受教育年限對于主觀社會地位有著顯著正向影響。

既然受教育年限等個體客觀變量能夠影響個體的主觀社會地位，那么作為個人職業選擇方式之一的創業是否也會影響個體的主觀社會地位呢?根據韋伯的“三位一體” 社會分層理論(劉妍良，2016)，創業極有可能通過影響個體的財富、聲望、權力這三條路徑間接影響個體的主觀社會地位，但目前對于兩者關系的研究較少。黃學琴等人用OLS回歸發現創業能顯著提高個體0.281級(10級量表)的主觀社會地位；陳欣通過CGSS2013的數據探究了創業者與非創業者兩者間十年前、現在、十年后主觀社會地位的平均差距，在利用傾向得分匹配消除了選擇性偏差后，她發現當下創業者的平均處理效應ATT為0.228，即創業者比非創業者平均高0.228級(10級量表)的主觀社會地位，但她并沒有深入地探究創業究竟能使個體進入到哪個階層，創業對于個體進入每個階層的作用是否同質，不同的創業方式對于提高個體主觀社會地位的影響是否具有異質性。論文擬基于前人研究解決上述問題，來完善創業對于主觀社會地位的影響研究。

三、數據來源、模型設定與變量描述

(一)數據來源

中國綜合社會調查(Chinese General Social Survey，CGSS)始于2003年，是我國最早的全國性、綜合性、連續性學術調查項目。

(二)Ologit模型設定

論文的被解釋變量即個人主觀社會地位，我們根據CGSS調查問題“在我們的社會里，有些人處在社會的上層，有些人處在社會的下層，您認為您自己目前在哪個等級上?”來構造有序類別變量。該測量運用的是10階梯量表，即將個人主觀社會地位從低到高劃分成為10個階層，分數越高，代表所屬階層越高，讓調查者選擇自己所在的社會階層。

由于因變量個人主觀社會地位是有序類別變量，因此本文采用有序邏輯回歸(ordinal logistic regression)，構造比例發生比模型(proportional oddsmodels)，被解釋變量為Status，解釋變量矩陣為X，那么模型如(1):

由于這是一個非線性模型，估計方法采用極大似然估計法(MLE)較為有效。

(三)變量選取

該數據共有10968個樣本，首先我們限定了年齡，選取了22～59歲處于正常工作年齡的人，最終得到6026個有效樣本。

在核心解釋變量的選定上，我們根據調查問題“下列各種情形，哪一種更符合您目前工作的狀況?” 的答案來構造二值虛擬變量，我們參照現有研究大多對于創業的定義，將“自己是老板(或者是合伙人)” “個體工商戶” “自由職業者”三者劃入創業組(處理組)取1，將剩余的情形歸入非創業組(控制組)取0。

(四)變量的描述性統計

表1是本文研究中各個變量的描述性統計。

表1 描述性統計分析表

四、實證結果

實證分為三個部分。首先，我們運用Ologit、OLS、Logit三種不同的估計方法來初步判斷創業對于主觀社會地位的影響；其次，我們對收入是否是創業影響主觀社會地位的一條中介機制進行了檢驗；最后，通過傾向匹配得分來消除選擇性偏差所引致的內生性，進而估算出創業組的平均處理效應以及不同創業方式對于主觀社會地位的異質性影響。

(一)Ologit、OLS、Logit回歸的估計

我們在表2中構建了4個模型。模型一是運用Ologit估計所得的結果，此時我們將因變量主觀社會地位看作有序變量，表格中呈現的是Ologit回歸下各變量系數。為了避免用于Ologit回歸的比例發生比模型中關于平行線假設的誤設，也為了進一步探究創業對于具體主觀社會地位層級的影響，我們在模型三和模型四中分別構造了二值Logit模型進行回歸，首先將10分類有序因變量依次劃分為五類，命名方法參考張翼的研究，分別為:上層(9～10)、中上層(7～8)、中層(5～6)、中下層(3～4)、下層(1～2)；其次，我們將中上層和上層即7～10級設置為虛擬變量的“1” ，其余為“0” ，解釋變量和控制變量不變，記為模型三，并呈現模型三各變量的邊際效應。在模型四中我們進一步改造因變量，將取得中層主觀社會地位(5～6)記為“1” ，其余為“0” ，解釋變量和控制變量繼續保持不變，也計算出了各變量的邊際效應。

表2 有序邏輯回歸、普通最小二乘回歸、邏輯回歸結果

續表

表2回歸結果顯示:

第一，模型一是運用Ologit所得的模型，結果發現創業對個體主觀社會地位的影響呈顯著正向影響，但提高的幅度不大，其他控制變量除漢族外也顯著影響個體的主觀社會地位，因此我們初步判斷，創業能顯著地略微提升個體的主觀社會地位。由于Ologit結果解釋較為復雜，于是在模型二中我們將因變量看作連續變量進行了OLS回歸，回歸結果正如現有研究發現的那樣，OLS估計結果與Ologit結果在系數大小和符號方向上十分接近，OLS回歸結果也顯示選擇創業能夠使個體顯著提高0.232級左右的主觀社會地位，相較于黃學琴所計算的0.282級略低了0.05級，在10級量表中0.232級的差異僅占2%左右的變動，故而創業對于提高主觀社會地位作用很小。綜合模型一、二中的結果來看，創業對于個體主觀社會地位的影響僅低于“處于在婚狀態” 0.352級、“14歲時的主觀社會地位” 0.372級和“房產數量” 0.262級，但高于了“是否為黨員”0.183級的影響，這說明了家庭代際間的社會地位傳遞和結婚對于主觀社會地位的“溢價效應” 大于創業的影響。第二，模型三回歸結果顯示，創業對于獲得中上層和上層主觀社會地位的影響并不顯著，且許多控制變量也不再顯著，因此我們可以得出結論創業無法使個體獲得中上層和上層即7～10級的主觀社會地位，這也說明了創業者在我國仍然難以躋身社會的中層之上。既然創業者難以進入到社會的中上層和上層，那么創業者能夠進入中層嗎?模型四的回歸結果顯示，創業對于進入中層的影響顯著，且邊際效應系數達到0.0478，因而我們通過模型三、四可以得到結論:創業能夠顯著為個體帶來中層(5～6級)的主觀社會地位，但并不能顯著為個體帶來中上層(7～8)和上層(9～10)的主觀社會地位。

(二)收入的中介效應檢驗

前面的分析表明，創業的確能夠提高個體的主觀社會地位，可創業究竟是通過怎樣的渠道來影響主觀社會地位呢?正如前文所分析的，創業可能通過提高個體的聲望、財富、政治資本來提高個體的主觀社會地位，然而個體外在聲望的轉變和所擁有的政治資本難以測量和估算，因此論文著重檢驗創業是否通過提高個體的收入從而提高了個體的主觀社會地位。

我們采用Baron在1986年提出的因果逐步回歸法來檢驗收入的中介效應。模型設定如下:

Status是結果變量主觀社會地位，Entre是自變量創業，lnincome是中介變量月收入對數。如果β1、β2、γ顯著，同時β不顯著或者相較于β1來說系數明顯下降，說明存在收入的中介效應。

回歸結果如表3顯示，β1、β2、γ都十分顯著，而在方程(3)中隨著月收入對數的加入，創業對主觀社會地位值的影響系數顯著降低，說明了收入中介效應的存在，收入的提高的確是創業影響主觀社會地位的重要機制之一。另外，創業對收入對數的系數達到1.611，接近月收入對數標準差的38%，說明創業對收入的效果非常顯著。

表3 收入的中介效應

五、結論與討論

創業者能獲得怎樣的主觀社會地位對于社會的創業環境乃至于地區經濟發展都有著重要的影響，論文通過對CGSS2015截面數據的研究，得出以下結論。

總體來看，盡管創業對個體主觀社會地位有一定程度的正效應，但是，創業對個體主觀社會地位的作用不大。理由是:創業只能提高個體0.3級左右的主觀社會地位，達不到主觀社會地位量表10級中的1級；也達不到主觀社會地位標準差的1/5，從而不改變主觀社會地位的分布；創業也不能顯著使個體獲得中上層和上層的主觀社會地位。這一結論表明，創業對于一個社會來說具有重要意義，但對個體主觀社會地位的提升作用有限。換言之，創業具有一定的正外部性，需要政府對創業者進行主觀社會地位方面的激勵。具體建議是:

第一，從經濟政策上來看，政府需要繼續大力對于社會各類群體提供創業補貼、創業指導、創業優惠，努力擴大投身創業的人數；進一步放開開辦公司的準入門檻，減少公司審批的流程，讓個體便捷創業；政府應該放開某些管制領域，引入更多的民間企業和資本的涌入，讓經濟和市場變得更有活力；繼續構建“親、清” 的政商環境，嚴厲打擊尋租等腐敗現象，保障市場內企業的公平競爭；政府不應當根據企業的規模大小、盈利多少、納稅多少從而歧視一些小微企業，而應該讓大小企業家都能享有無差別的政策對待，讓他們都能夠享受到政府的公平支持，減少著重扶持大企業而忽視小企業的現象；對于個體工商戶和自由職業者，政府更應當保護他們的基本權利，積極地從經濟政策、社會保障上給予他們支持和關心，讓他們免去后顧之憂、減輕經濟壓力。

第二，從非經濟政策上來看，政府可以吸納一些政治可靠的企業家參政議政，給予他們更多的話語權和建議權，讓上級領導能夠聽得到他們的呼聲和訴求，從而更好地保障他們的基本權益；鼓勵各類合法行業協會、地區商業協會的正常活動，給予它們一定的話語權和活動權；各個地區可以組織各類評選優秀創業者、民營企業家的活動，給予優秀的創業者、企業家一些精神、物質上的鼓勵和嘉獎。