自雇創(chuàng)業(yè)還是雇傭就業(yè)
——基于中國女性流動人口收入差異的考量*

何雅菲

(桂林理工大學(xué) 公共管理與傳媒學(xué)院，廣西 桂林 541004)

一、引言

近年來，世界各國非常重視創(chuàng)業(yè)議題，原因之一是創(chuàng)業(yè)背后所隱含的創(chuàng)新能力及新事業(yè)創(chuàng)立有助于增加就業(yè)機會與就業(yè)質(zhì)量。[1]187-202，[2]143-151同時，隨著全球化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷、信息技術(shù)革新、女性教育普及，世界組織均大力倡導(dǎo)各國以性別主流化政策為契機，激勵女性以更主動的姿態(tài)投入經(jīng)濟活動。如聯(lián)合國鼓勵各國發(fā)展以微型創(chuàng)業(yè)貸款與創(chuàng)業(yè)計劃為契機帶動女性就業(yè)及創(chuàng)業(yè)率的攀升，以強化女性自尊；OECD 強調(diào)增加女性借貸知識、特別貸款基金的監(jiān)督和咨詢服務(wù)，并提出對女性貸款提供特別評估、彈性償還時間表以及提升女性的正面形象等策略，以改善女性創(chuàng)業(yè)初期的社會角色束縛和資金取得困難；世界銀行同樣將改善性別不平等與女性充權(quán)列為促進各國成長與消除貧窮的首要目標，倡議在信貸規(guī)模、利率定價、貸款期限、業(yè)務(wù)創(chuàng)新等方面給予創(chuàng)業(yè)婦女傾斜和優(yōu)惠，力促女性自我實現(xiàn)。

隨著我國“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”熱潮的掀起，性別主流化政策方向從早期著重弱勢婦女扶助、受雇女性勞動權(quán)益，發(fā)展到鼓勵婦女自雇創(chuàng)業(yè)。2015年《中國性別平等與婦女發(fā)展白皮書》顯示，中國女企業(yè)家群體不斷壯大，女企業(yè)家約占企業(yè)家總數(shù)的四分之一，特別是女性企業(yè)家在互聯(lián)網(wǎng)領(lǐng)域的比重高達55%。另從中國青年創(chuàng)業(yè)就業(yè)基金會聯(lián)合中國勞動和社會保障科學(xué)研究對外發(fā)布的《中國青年創(chuàng)業(yè)發(fā)展評估報告(2017)》顯示，在以知識、創(chuàng)新、服務(wù)為主要內(nèi)容的全新經(jīng)濟模式下，女性創(chuàng)業(yè)者占比已達40%。從上述數(shù)據(jù)看，女性傾向于穩(wěn)定就業(yè)的刻板印象已改變，女性加入自雇創(chuàng)業(yè)行列的人數(shù)顯著攀升，且性別紅利尚有很大的成長空間。

在女性自雇創(chuàng)業(yè)活動日益活躍及其對經(jīng)濟社會發(fā)展積極作用凸顯的背景下，學(xué)術(shù)界以女性自雇創(chuàng)業(yè)為主軸的研究逐漸豐富。其中，最受歡迎的主題包括女性自雇創(chuàng)業(yè)的融資、社會網(wǎng)絡(luò)、成功與績效等相關(guān)議題的研究[3]272-281，[4]118-125，[5]80-85。其他主題則是有關(guān)性別角色、個人特征以及行為或生命歷程，如創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向或自我效能、意圖和動機、決策模型和洞察力[6]43-47，[7]102-117，亦有少數(shù)是研究機會辨識及制度環(huán)境的議題[8]144-148，[9]59-64，[10]23-41。綜合女性自雇創(chuàng)業(yè)研究的成果，其問題意識多半奠基在雙元勞動市場論、金融賦權(quán)論、生命周期論與績效管理論的基礎(chǔ)上，以人力資源與工業(yè)關(guān)系、增權(quán)與政策評估等為視角展開研究。

與上述研究不同，本文從收入差異視角聚焦流動女性自雇創(chuàng)業(yè)問題。本研究設(shè)計來源于三個方面的思考：第一，女性自雇創(chuàng)業(yè)可能是根治勞動力市場性別歧視的良藥，也是檢驗我國當(dāng)前經(jīng)濟環(huán)境是否有利于女性就業(yè)的重要標準；第二，研究自雇創(chuàng)業(yè)行為對其效用的影響是理解個體創(chuàng)業(yè)選擇行為動機的關(guān)鍵，而經(jīng)濟收入是最常用的衡量個體效用水平的指標，也是“女力”(women power)內(nèi)在價值提升的具體體現(xiàn)，更是女性自雇創(chuàng)業(yè)成效最直白的檢驗；第三，中國存在著規(guī)模較大的自雇經(jīng)濟部門，但現(xiàn)有統(tǒng)計數(shù)據(jù)中沒有給出雇員經(jīng)濟和自雇經(jīng)濟分類信息，因而難以清晰地勾勒出女性就業(yè)群體內(nèi)部收入分配格局的實際變化?；诖耍疚脑噲D對比分析自我創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)兩種模式下的收入差異，以期能夠粗略理解中國女性就業(yè)決策以及勞動報酬份額的影響因素，并有的放矢地給出優(yōu)化女性就業(yè)的建議。

二、理論基礎(chǔ)

針對自雇創(chuàng)業(yè)的概念，學(xué)術(shù)界并沒有給出一個統(tǒng)一、明確的定義，多數(shù)研究沿用了聯(lián)合國、國際勞工組織或經(jīng)濟合作與發(fā)展組織對自雇就業(yè)的解釋說明。如聯(lián)合國和國際勞工組織(1995)根據(jù)勞動就業(yè)的雇傭特征，把雇主和個體經(jīng)營者兩類就業(yè)狀態(tài)歸類于自我雇傭；經(jīng)濟合作與發(fā)展組織(2002)從自負盈虧的視角將自雇就業(yè)定義為就業(yè)者獨立作出經(jīng)營決策并對企業(yè)的福利負責(zé)，其利潤和薪酬來自于創(chuàng)辦企業(yè)的盈利。從上述定義來看，“自雇創(chuàng)業(yè)”是區(qū)別于以工資作為收入來源的一種就業(yè)形式，即就業(yè)性質(zhì)不是“工資性工作”的個體均為自雇創(chuàng)業(yè)者[11]16-28。

判斷個人到底是雇傭就業(yè)還是自雇創(chuàng)業(yè)，主要還是依據(jù)自身勞動偏好和資源配置，權(quán)衡成本和收益后作出就業(yè)選擇。從創(chuàng)業(yè)動機來看，這種就業(yè)選擇可分為自發(fā)型和誘發(fā)型：前者的創(chuàng)業(yè)動機多為經(jīng)濟因素所逼，或為了兼顧家庭與工作、完成理想、追求成就感，或是看到市場需求；后者的動機多半是因為本身具有相關(guān)的工作經(jīng)驗，或由親朋好友提供資金協(xié)助創(chuàng)業(yè)[12]105-115。許艷麗和郭達(2015)則將女性創(chuàng)業(yè)動機闡述為“被動反應(yīng)”和“主動愿望”。其中，“被動反應(yīng)”的因素包括工資低、求職難，需要彈性工時；“主動愿望”的因素包括自我實現(xiàn)、渴望財富、社會地位和權(quán)力等[13]110-117。

在關(guān)于女性“who”更傾向于成為自雇創(chuàng)業(yè)者，研究關(guān)注點主要從四個維度展開。一是個體特征，如Hisrich & Brush(1984)的研究顯示，女性創(chuàng)業(yè)者集中在年齡40歲之后，主要原因在于此年齡段的女性通常擁有穩(wěn)定的家庭、子女對其依賴性降低，能夠有更多的時間和經(jīng)歷投入創(chuàng)業(yè)活動[14]30-37；Santiagocastro & Michael(2013)通過對波多黎各自治邦的女性創(chuàng)業(yè)者調(diào)研分析發(fā)現(xiàn)，學(xué)歷背景和選擇創(chuàng)業(yè)之間的關(guān)系呈現(xiàn)“U”字型[15]131-150。二是家庭因素，如單身女性創(chuàng)業(yè)者在時間管理上具有優(yōu)勢，可以自由支配自己的時間，但缺少家人的支持則是劣勢[16]286-305；對于已婚女性，擁有子女特別是子女?dāng)?shù)量較多的女性選擇創(chuàng)業(yè)比就業(yè)的可能性更大[17]549-569，子女年齡的大小會影響女性投入創(chuàng)業(yè)的時間[18]139-153。三是社會資本，即社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的構(gòu)建比起單純的高學(xué)歷更有可能起到非常顯著的激勵效應(yīng)[19]96-99，但社會資本增加超過一定的閾值反而會降低女性的創(chuàng)業(yè)選擇[20]112-126。四是創(chuàng)業(yè)環(huán)境，研究關(guān)注的焦點為地區(qū)間的資源稟賦差異、女性性別和母親身份的競爭優(yōu)勢、政府的鼓勵和扶持等[21]100-105。

關(guān)于自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)的收入差異的探討，早期研究也并未得出統(tǒng)一結(jié)論。Nopo & Valen-zuela(2007)通過分析1996—2001年智利的面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，勞動者從工薪就業(yè)轉(zhuǎn)向自我創(chuàng)業(yè)，收入有正的顯著增加。[22]Wang 等(2010)依托Mincer收入方程的研究也表明，工資收入者比自雇人員的教育回報率高出2個百分點左右。[23]123-145Arias & Khamis(2008)考慮了正規(guī)部門工作的正向選擇偏差后，證明阿根廷正規(guī)部門勞動者的收入與自我雇傭者沒有顯著差異。[24]寧光杰(2012)發(fā)現(xiàn)，自我雇傭者的小時收入比短期工資獲得者的小時收入高，但并不比長期工資獲得者的高。[25]54-66檢視這些文獻發(fā)現(xiàn)，研究僅將性別作為人口變項的考量因素，并未深入開展性別議題的討論，因而研究結(jié)果無法嚴謹推論女性自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)的收入差異，這為本研究的開展提供了空間。

三、研究策略

(一)數(shù)據(jù)來源

本文選用國家衛(wèi)計委流動人口服務(wù)中心提供的2016年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)。之所以選用全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)而不是國內(nèi)其他微觀數(shù)據(jù)，主要是該數(shù)據(jù)通過多階段、隨機集群方法采集了大規(guī)模的流動人口就業(yè)、收入等情況的數(shù)據(jù)資源。這為本文探析自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)對女性收入差距的影響積累了寶貴的數(shù)據(jù)資源。

(二)模型構(gòu)建

為了較全面地刻畫自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)對收入波動的影響，本文參考了Mincer的收入決定方程，構(gòu)建出如下收入函數(shù)：

Lnincome=βiXi+ε

式(1)

在上式中，被解釋變量(Lnincome)的測量指標是女性流動人口上個月就業(yè)收入的自然對數(shù)。Xi為解釋變量，內(nèi)含核心自變量和控制變量。其中，核心自變量是二分變量，表示“是否自雇創(chuàng)業(yè)”。如果受訪者在2016年調(diào)查時處于工作狀態(tài)，則他/她會被問到：“您目前的工作是通過什么途徑獲得的？”問卷中給出了11項選擇，當(dāng)回答“自主就業(yè)”就可以被視為“自雇創(chuàng)業(yè)”，回答其他選項則被視為“雇傭就業(yè)”。這種主觀認定方法在以往的研究中也曾被應(yīng)用[26]12-21，[27]87-97?？刂谱兞堪彝ヌ卣?、人力資本和就業(yè)特征三大方面的因素。家庭特征因素為戶籍、婚姻狀況、子女?dāng)?shù)量、家庭經(jīng)濟等變量；人力資本因素為年齡、是否是黨員、受教育年限、工作經(jīng)驗等變量；就業(yè)環(huán)境包括工作時間(小時/周)、行業(yè)類別、工作地點、社會保障等變量。特別需要指明的是，流動人口動態(tài)調(diào)查并未涉及實際工作經(jīng)驗的詢問。為此，本研究中將工作經(jīng)驗定義為潛在工作經(jīng)驗，即年齡-受教育年限-6。此外，已婚婦女可能為照顧幼兒和老人放棄了工作，使得潛在工作經(jīng)驗產(chǎn)生夸大的效果。為此，構(gòu)建已婚狀況與潛在工作經(jīng)驗的交互項，可部分控制已婚女性的實際工作經(jīng)驗。

表1 變量的定義及說明

(三)研究思路

自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組間的收入差異，這并不是隨機過程，它受到多個條件的限制。例如，社會保障的收入替代效應(yīng)對雇傭就業(yè)組收入波動的影響會顯著高于自雇創(chuàng)業(yè)組。由于自雇創(chuàng)業(yè)組和雇傭就業(yè)組的初始條件不同，簡單比較兩個群體的收入差異，會存在樣本選擇性偏差。目前，國際上針對樣本選擇性偏差問題的處理大多使用傾向值匹配模型(PSM)。

首先，為正確測算出不同就業(yè)選擇的收入效應(yīng)，本研究利用分層為自我創(chuàng)業(yè)群體(實驗組)搜尋家庭特征、人力資本結(jié)構(gòu)、就業(yè)特征相似的雇傭就業(yè)樣本(對照組)，并通過“數(shù)據(jù)平衡”處理樣本的選擇性偏差問題。

其次，由于傳統(tǒng)的OLS只能在均值水平上反映相關(guān)解釋變量對收入的影響，不能體現(xiàn)不同分位下收入水平的相關(guān)解釋變量作用可能出現(xiàn)的變化。此外，與傳統(tǒng)的OLS方法相比較，分位數(shù)回歸方法的優(yōu)點還體現(xiàn)為：(1)它不像OLS方法需要滿足一系列相對苛刻的分布假定，只需要滿足在各分位上隨機擾動項為零的條件；(2)分位數(shù)回歸中的參數(shù)求解方法注定了異常點對其參數(shù)估計影響不大，相對于OLS 下的參數(shù)估計更加穩(wěn)??；(3)分位數(shù)回歸估計的參數(shù)估計在大樣本條件下同樣具有一些漸進優(yōu)良性。故本文采用Firpo et al.(2009)提出的RIF映射(Re-centered Influence Function)分位數(shù)回歸法，全面地刻畫諸因素對不同分位下收入變動的邊際作用，分位數(shù)回歸模型為：

RIF(Lnincome;Qr)=βiXi+ε

式(2)

再次，為了探討自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組間收入差距的成因，按照反事實模擬的思路，在給定自雇創(chuàng)業(yè)或雇傭就業(yè)的收入分布函數(shù)情況下，利用分位數(shù)分解法(Juhn-Murphy-Pierce分解方法)深入考察在不同收入水平下稟賦效應(yīng)和參數(shù)效應(yīng)的影響程度。基于Oaxaca-Bliner 的框架，本文將RIF映射分位數(shù)回歸法與Oaxaca-Blinder方法相結(jié)合，自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組間收入差異分解為三部分：一是可被自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組間特征或稟賦差異解釋的“合理部分”，表述為特征效應(yīng)；二是為自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)收益率不同導(dǎo)致的差異，屬于不可解釋的就業(yè)“歧視”部分，表述為系數(shù)效應(yīng)；三是無法通過稟賦效應(yīng)和系數(shù)效應(yīng)解釋的部分，表述為殘差效應(yīng)。分解式請參見下式：

式(3)

四、實證過程

(一)樣本選擇性偏差的處理

為處理樣本潛在選擇性的偏差問題，本文采用二分類logistic 回歸模型對核心自變量的傾向值得分進行匹配估計。在具體匹配過程中，我們使用了最近鄰1對4匹配法。由圖1可以清晰地發(fā)現(xiàn)，匹配前各個協(xié)變量的核密度分布存在顯著的偏差。這樣的匹配結(jié)果也就指明了前文一直提到的問題，即樣本選擇偏誤。如果直接拿樣本進行研究比較，關(guān)于自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)對收入波動的影響效應(yīng)必然是有偏的。相較之下，匹配后各協(xié)變量的核密度分布已不存在顯著偏差，這表明樣本匹配較成功。

從表2可更清晰地論證上述的分析結(jié)果：自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組在各維度的特征均值非常相近，%bias 絕對值均未超過5%；預(yù)測傾向值的協(xié)變量t檢驗結(jié)果都在5%的水平下不存在顯著差異，p>chi2值表示實驗組(自雇創(chuàng)業(yè)組)和控制組(雇傭就業(yè)組)沒有顯著差異。換用半徑匹配法和核匹配法后獲得的結(jié)果也與此相似。這表明，實驗組(自我創(chuàng)業(yè)組)和對照組(雇傭就業(yè)組)的樣本匹配較好地實現(xiàn)了平衡。

表2 樣本匹配后誤差消減情況

表3 全樣本ATT估計

為確保匹配質(zhì)量與估計結(jié)果的可靠性，還需驗證共同支撐性假設(shè)。圖2展示了自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組匹配后的核密度函數(shù)圖。根據(jù)圖2顯示，實驗組和控制組的傾向得分區(qū)間有大范圍的重疊(超過80%)，表明大多數(shù)觀察值有很大的共同支持域。也就是說，在進行傾向得分匹配的過程中多數(shù)樣本會得到保留，共同支撐性條件滿足。

另根據(jù)平均處理效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，不管采用最近鄰匹配(n=4)、半徑匹配(caplier=0.01)亦或核匹配(帶寬為0.05)方法，結(jié)果均表明：第一，經(jīng)過傾向性得分匹配后的平均處理效應(yīng)達到14%，即解決了變量“自我選擇”后自雇創(chuàng)業(yè)較工作雇傭?qū)ε允杖氩▌拥男?yīng)為14%，表明就業(yè)渠道差異確實存在著明顯的收入效應(yīng)；第二，匹配前得到的平均處理效應(yīng)的結(jié)論均明顯偏低，大約低估了6.3%～6.7%?？梢姡疚倪\用PSM 方法能夠在一定程度上消除樣本選擇偏誤所帶來的估計偏差問題。

(二)自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)收入差異的分位數(shù)回歸

平均處理效應(yīng)驗證了自雇創(chuàng)業(yè)組與雇傭就業(yè)組存在明顯的收入效應(yīng)。為更直觀地看出不同收入水平下自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組的要素邊際報酬率，本文以不同分位點的收入為被解釋變量，構(gòu)建自我創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組的分位數(shù)回歸模型。在此，我們選擇3個具有代表性的分位數(shù)，分別是0.25、0.5和0.75。從表4的結(jié)果中我們得到以下幾點發(fā)現(xiàn)：

第一，自雇創(chuàng)業(yè)組的教育回報率僅在50%分位數(shù)下顯著，雇傭就業(yè)組的教育收益率線性相等，且與自雇創(chuàng)業(yè)的組間差異隨分位數(shù)由低到高呈現(xiàn)倒U型波動趨勢。比如，在25%分位數(shù)，自雇創(chuàng)業(yè)組的教育回報率為1.1%，而雇傭就業(yè)組為2.4%，二者相差1.3%；在50%分位數(shù)，自雇創(chuàng)業(yè)組的教育回報率為1.8%，較雇傭就業(yè)組低0.6%；而在75%高分位數(shù)，二者相差1%。就平均而言，自雇創(chuàng)業(yè)組與雇傭就業(yè)組的教育回報率分別為1.43%和2.40%，二者相差0.97個百分點。對于自雇創(chuàng)業(yè)組與雇傭就業(yè)組教育回報率的異質(zhì)性，其經(jīng)濟學(xué)解釋可能為：第一，雇傭就業(yè)通常指向勞動力市場中的正規(guī)就業(yè)，正規(guī)就業(yè)市場中存在一定的“門檻”準入限制，特別是強調(diào)教育的“信號”效應(yīng)，即擁有較高學(xué)歷的員工獲得的回報率比較大；第二，自雇創(chuàng)業(yè)通常指向勞動力市場中的非正規(guī)就業(yè)，非正規(guī)就業(yè)者的教育稟賦大多都處于相對“弱勢”，因此，非正規(guī)就業(yè)的人力資本配置效率難以通過市場機制發(fā)揮出來。

第二，黨員身份對創(chuàng)業(yè)女性的增收效應(yīng)不顯著，但對雇傭就業(yè)組的促進效應(yīng)較強。對于上述的研究結(jié)論，程名望等(2016)、嚴善平(2017)、鄒宇春和敖丹(2017)的研究給出了相應(yīng)的解釋：第一，黨員既是一種政治身份，也是個體綜合能力的體現(xiàn)，合二為一即為政治資本；第二，既然是政治資本，作為可投資的個人資源，它能為個體帶來價值增值的回報，即在勞動力市場中往往比非黨員擁有更多的機會從事較高地位和收入的職業(yè)；第三，在市場化進程中，自雇創(chuàng)業(yè)用工相對不正規(guī)，黨員身份的附加值難以轉(zhuǎn)化為顯著的經(jīng)濟收益。[28]46-59，[29]105-128，[30]198-224

第三，自雇創(chuàng)業(yè)和雇傭就業(yè)群體的年齡效應(yīng)、戶籍回報率隨分位數(shù)由低到高呈現(xiàn)上揚的正效應(yīng)，但兩者的回報率有所不同。以戶籍回報率為例，在25%、50%和75%分位數(shù)上，自雇創(chuàng)業(yè)組的戶口收入回報率分別為9.4%、10.3% 和18.1%；而雇傭就業(yè)組的戶口收入回報率分別為7.8%、11.9%和18.1%。這一結(jié)果表明，無論是自雇創(chuàng)業(yè)組還是雇傭就業(yè)組，戶口的收入效應(yīng)隨著分位數(shù)的增加而上揚。此外，相比于自雇創(chuàng)業(yè)人員，雇傭就業(yè)群體的組內(nèi)差異更大。這說明，雇傭就業(yè)群體的戶口歧視現(xiàn)象更嚴重。

第四，婚育對于收入的影響比較復(fù)雜。第一，從婚姻的收入效應(yīng)來看，已婚者較未婚者更有利于促進收入水平的增加。其中，自我創(chuàng)業(yè)組的作用程度分別為30.2%～39.7%；而雇傭就業(yè)組的作用程度分別為17.3%～23.8%。第二，結(jié)合實際工作經(jīng)驗的回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn)，該回歸系數(shù)在各分位上顯著為負，且自我創(chuàng)業(yè)組的影響強度大于雇傭就業(yè)組。此結(jié)果表明，婚姻歧視現(xiàn)象廣泛存在于勞動力市場中，且自我創(chuàng)業(yè)組遭受的婚姻懲罰更為嚴重。第三，子女?dāng)?shù)量的回歸效應(yīng)雖整體上不顯著，但在中低收入組的回歸系數(shù)為負。這也一定程度上反映出，勞動市場對女性收入的“詛咒”還會通過養(yǎng)育職責(zé)傳遞。

第五，就業(yè)特征對自雇創(chuàng)業(yè)和雇傭就業(yè)的收入作用程度不同。具體來說，隨著分位數(shù)的增加，社會保障的收入效應(yīng)逐漸下降；工作時間對雇傭就業(yè)者的收入影響較穩(wěn)定，但對自雇創(chuàng)業(yè)者沒有顯著影響；隨著分位數(shù)的提升，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)較第一產(chǎn)業(yè)對女性的收入提升作用更大；對自雇女性群體來說，華北、東北、華南地區(qū)為其收入增加提供了廣闊的空間，收入的溢價效應(yīng)達到16.5%～23.2%；而對工資雇傭群體來說，華北、華東、西南對工資的溢價效應(yīng)較顯著，工作溢價效應(yīng)為6.1%～22.9%。

表4 自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)的分位數(shù)回歸

注：()內(nèi)為T值, * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001

(三)自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)收入差異的分位數(shù)分解

鑒于女性個體特征、人力資本與工作特征變量在自雇創(chuàng)業(yè)和雇傭就業(yè)群組的收入回報率不相同，下面進一步利用分位數(shù)回歸模型估計收入的反事實分布，比較要素回報率差異和系數(shù)效應(yīng)在收入差距中的作用。表3給出了不同分位數(shù)上自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)收入差距的分解結(jié)果，在分解過程中計算了10個分數(shù)估計來進行收入分布的反事實模擬，各個分解效應(yīng)的標準差通過Bootstrap方法獲得(Bootstrap 次數(shù)為100)。

表5 自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)收入差異的分位數(shù)分解

從分解結(jié)果可以看出，自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組間的收入差距隨著分位數(shù)不斷擴大；在10%～30%分位數(shù)點中，雇傭就業(yè)群體的收入高于自雇創(chuàng)業(yè)群體，兩者的收入差異在0.007～0.097間波動，系數(shù)效應(yīng)和殘差效應(yīng)對兩類群體收入差異的貢獻率較大；到40%分位點后，自雇創(chuàng)業(yè)群體的收入高于雇傭就業(yè)群體，最大收入差異上升為0.278，稟賦效應(yīng)對兩類群體收入差異的貢獻率較大。上述反事實狀態(tài)下的研究結(jié)果說明：在低收入階層，即使兩類人群持有相近的特征變量，勞動力市場向著不利于低收入自雇創(chuàng)業(yè)群體的方向發(fā)展，自雇創(chuàng)業(yè)群體的生存境遇惡化；在中高收入階層，自雇創(chuàng)業(yè)群體通過自身稟賦改變勞動力市場的劣勢地位，自雇創(chuàng)業(yè)群體獲得與雇傭就業(yè)群體一樣甚至更高的報酬。針對反事實狀態(tài)下得出的結(jié)果說明，本文嘗試給出以下兩點解釋：

第一，在市場經(jīng)濟的就業(yè)選擇中，就業(yè)群體可細分為工資獲得者、有雇員自我雇傭者和無雇員自我雇傭者。勞動者無論以何種方式就業(yè)，他們都必須通過競爭實現(xiàn)自身的資源配置。在本研究中，教育水平偏低、無雇工自雇是低收入自雇群體的主要特征，他們廣泛分布于制造業(yè)、建筑業(yè)、批發(fā)零售、倉儲郵政業(yè)、住宿餐飲服務(wù)、居民服務(wù)和修理以及其他服務(wù)等低技能、低收入行業(yè)中。站在弱勢群體的立場看，他們之所以選擇自雇就業(yè)方式，是基于自身人力資本稟賦在勞動力市場中處于不利競爭窘境的考量，更是應(yīng)謀生需要而進行的理性選擇。另一方面，相對工資性工作，“自己當(dāng)老板”的非貨幣性福利也不容忽視。[31]115-125特別是女性需要將更多的時間精力投入到家庭中。那么，“自己當(dāng)老板”具有更好的彈性工時、也能充分發(fā)揮技能和追求理想，這極大滿足了生育女性的就業(yè)需求。

第二，本研究中并未嚴格將自雇活動區(qū)分為有雇員的自我雇傭和無雇員自我雇傭活動。為此，收入差距的原因僅簡單地歸結(jié)為要素稟賦差異與就業(yè)分割的系數(shù)效應(yīng)，這可能忽視一些無法歸結(jié)的其他因素，諸如反映創(chuàng)新性、開拓性和冒險性的企業(yè)家精神。流動女性以自雇形式進入激烈的市場競爭中，在她們身上自然體現(xiàn)著企業(yè)家精神。[32]21-27在自雇初期，由于經(jīng)營管理的淺嘗輒止，自雇女性的企業(yè)家精神可能不明顯。但隨著市場經(jīng)驗不斷積累，這些自雇創(chuàng)業(yè)者對市場機會的“警覺”程度越來越高，她們的投資能力、管理水平不斷提高，這時她們的企業(yè)家精神特征明顯。在發(fā)揚企業(yè)家精神的過程中，這些女性自雇者的 “高收入特性”創(chuàng)業(yè)選擇效應(yīng)越來越凸顯。

四、結(jié)論與政策啟示

隨著多元化就業(yè)的快速推進，提高收入仍是大多數(shù)流動人口的主要目標。那么，相較于雇傭就業(yè)模式，自雇創(chuàng)業(yè)能獲得更高的收入嗎？兩者的收入差異根源是什么？基于此，本文采用2016年中國流動人口動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)，借助傾向值匹配、分位數(shù)回歸和分位數(shù)分解等方法，探求女性群體自我創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)的收入差異以及影響因素。研究發(fā)現(xiàn)：(1)控制樣本選擇偏差后，女性自雇創(chuàng)業(yè)較雇傭就業(yè)對收入的平均處理效應(yīng)更顯著；(2)影響女性自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組收入分配的因素是多元而復(fù)雜的，既有人力資本、婚育、家庭經(jīng)濟狀況等內(nèi)在要素的約束，也有戶籍制度、行業(yè)差異、區(qū)域經(jīng)濟差異等外在要素的影響；(3)當(dāng)收入階層相近時，要素稟賦成為自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組收入差距的主要原因；(4)在低收入階層，系數(shù)效應(yīng)和殘差效應(yīng)對自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組間收入差異的貢獻率較大，說明低收入自雇創(chuàng)業(yè)群體較雇傭就業(yè)群體在勞動力市場面臨更嚴峻的進入壁壘；(5)在中高收入階層，稟賦效應(yīng)對自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組間收入差異的貢獻率更突顯，說明自雇創(chuàng)業(yè)群體能夠通過自身稟賦改變勞動力市場分割的歧視。

針對以上研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：第一，以立法形式降低勞動力市場分割或職業(yè)進入壁壘，促使女性流動人口(特別是低收入女性流動人口)能夠在不同區(qū)域或?qū)哟蔚膭趧恿κ袌鲩g靈活轉(zhuǎn)換；第二，給予低收入自雇創(chuàng)業(yè)女性群體一定的政策扶持，例如營造適宜自雇創(chuàng)業(yè)的市場環(huán)境、給予稅收減免或低息貸款政策、提供經(jīng)營知識和法律知識培訓(xùn)；第三，繼續(xù)重視女性人力資本投資，多角度、多層次培育女性的企業(yè)家精神或創(chuàng)業(yè)技能，消弭學(xué)用落差；第四，健全社會保障體系，如精準扶貧引入性別因素、加大對靈活就業(yè)女性社保補貼的傾斜力度、完善育兒福利體系。