自雇農(nóng)民工的經(jīng)濟同化強于受雇農(nóng)民工嗎？

周春芳　蘇群　常雪

摘要：新時代的新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)民工市民化提出了高質(zhì)量要求，農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工高質(zhì)量的經(jīng)濟同化是其社會融合和心理融合的物質(zhì)基礎(chǔ)。利用CLDS2014和CLDS2016調(diào)查數(shù)據(jù)的分析表明：人力資本較低、遷移時間較長、社會資本較多的農(nóng)民工自我雇傭的可能性較大;自雇農(nóng)民工相比受雇農(nóng)民工具有明顯的經(jīng)濟優(yōu)勢，較容易實現(xiàn)與城鎮(zhèn)職工（平均水平）的經(jīng)濟同化，是新型城鎮(zhèn)化的重要力量;同時，由于職業(yè)間的收入差距大于戶籍間的收入差距，促進農(nóng)民工由受雇到自雇的職業(yè)轉(zhuǎn)換能在一定程度上縮小城鄉(xiāng)收入差距。但從高質(zhì)量經(jīng)濟同化看：自雇農(nóng)民工不但初始收入低于自雇城鎮(zhèn)職工，且收入增速相對較慢，與自雇城鎮(zhèn)職工的收入差距擴大，難以實現(xiàn)高質(zhì)量經(jīng)濟同化;而受雇農(nóng)民工的初始收入雖然也低于受雇城鎮(zhèn)職工，但收入增速相對較快，與受雇城鎮(zhèn)職工的收入差距縮小，具有經(jīng)濟同化的趨勢。自雇農(nóng)民工難以實現(xiàn)高質(zhì)量經(jīng)濟同化，原因在于人力資本水平較低、社會資本質(zhì)量不高以及城鎮(zhèn)勞動力市場的不完善等導(dǎo)致其大多從事被動的生存型創(chuàng)業(yè)。為此，公共政策應(yīng)通過提升農(nóng)民工人力資本水平和社會資本質(zhì)量以及完善勞動力市場體制機制等，鼓勵農(nóng)民工積極自主地進行機會型創(chuàng)業(yè)，并對自雇農(nóng)民工和受雇農(nóng)民工實行差別化的市民化促進政策。

關(guān)鍵詞：自我雇傭;農(nóng)民工;城鎮(zhèn)職工;經(jīng)濟同化;人力資本;社會資本;新型城鎮(zhèn)化;農(nóng)民工市民化

中圖分類號：F214.4;F323.6文獻標(biāo)志碼：A文章編號：1674-8131（2020）01-0050-14

一、引言

隨著城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展和新型城鎮(zhèn)化加速推進，農(nóng)村剩余勞動力向城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，實現(xiàn)職業(yè)和社會角色的轉(zhuǎn)變，并最終完成向城鎮(zhèn)居民的身份轉(zhuǎn)變，將是未來相當(dāng)長時間中國經(jīng)濟社會發(fā)展的重要內(nèi)容之一。外來農(nóng)民要成為真正意義上的市民至少需要經(jīng)過依次遞進的三個階段：一是在城市找到相對穩(wěn)定的職業(yè)，二是該職業(yè)帶來的經(jīng)濟收入和社會地位能夠使其實現(xiàn)與當(dāng)?shù)厝私咏纳罘绞?，三是在這種生活方式的影響下和與當(dāng)?shù)厣鐣慕佑|中形成新的、與當(dāng)?shù)厝讼嗤膬r值觀[1]。學(xué)界也將其稱為農(nóng)民工與城鎮(zhèn)居民的經(jīng)濟融合、社會融合和心理融合。其中，經(jīng)濟融合決定了社會融合和心理融合，是農(nóng)民工市民化最為重要的物質(zhì)基礎(chǔ)。同時，在長期的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移過程中，中國農(nóng)民工的同質(zhì)性已被打破，逐漸分化為在職業(yè)、收入、社會地位等方面具有較強異質(zhì)性的不同群體[2]，其中自雇農(nóng)民工是重要組成部分。國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2015 年自雇就業(yè)的農(nóng)民工比例為16.7%。相關(guān)研究表明，自雇農(nóng)民工可以逐漸實現(xiàn)財富積累和向上流動[3]，他們具有較高的收入水平和較強的留城意愿[4-5]，因而是農(nóng)民工中實現(xiàn)社會融合的優(yōu)勢群體[6]。那么，具有何種特征的農(nóng)民工更容易從事自我雇傭？自雇農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的收入差距隨遷移時間的動態(tài)變化如何？自雇農(nóng)民工與受雇農(nóng)民工相比有何不同？在中國深入推進新型城鎮(zhèn)化的關(guān)鍵時期，這些問題的回答，有助于我們判斷不同就業(yè)狀態(tài)農(nóng)民工市民化的可能性和推動方向，為合理引導(dǎo)農(nóng)民工向市民的身份轉(zhuǎn)變提供理論依據(jù)和政策參考。

工資（收入）同化理論認(rèn)為，盡管移民的初始經(jīng)濟地位處于劣勢，但隨遷移時長的增加，移民可以實現(xiàn)與遷入國（地區(qū)）本地居民的經(jīng)濟同化。主要原因在于：隨著遷移時間的增加，移民通過增加在遷入國（地區(qū)）的人力資本投資（如參加正規(guī)學(xué)校教育和技能培訓(xùn)、“干中學(xué)”等）和積累遷入國（地區(qū)）本地化的社會資本，可以獲取與遷入國（地區(qū)）勞動力市場需求相匹配的人力資本和社會資本，進而促進其就業(yè)和經(jīng)濟社會地位的提升;此外，移民具有正向選擇性，即那些能力更強、工作更努力、風(fēng)險偏好更強者的移民傾向更高，這使得外來移民的工資增長曲線較本地居民更為陡峭，因而在一定時間內(nèi)，他們可以實現(xiàn)與遷入國（地區(qū)）本地居民的經(jīng)濟同化。Chiswick（1978）利用1970年美國人口普查數(shù)據(jù)驗證了該理論，其研究發(fā)現(xiàn)移民的收入能在10～15年超過美國本地人[7]。Borjas（1986）的研究也表明，隨著遷移時長的增加，美國外來移民從事自雇的可能性增大，且自雇型移民收入不但高于工資獲取者，甚至高于自我雇傭的本地人[8];Constant（1998）分析發(fā)現(xiàn)，自雇型移民不僅可實現(xiàn)與本地自我雇傭者的工資同化，而且其收入高出遷入國的藍領(lǐng)工人30%[9];Lofstrom（1999）在糾正樣本自選擇偏差的基礎(chǔ)上，比較了自雇型移民和受雇型移民的經(jīng)濟同化，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，受雇型移民難以實現(xiàn)與遷入國本地居民的收入同化，而自雇型移民將在30歲、40歲分別實現(xiàn)與本地受雇者和本地自雇者的收入同化[10]。以上研究表明，自雇型移民可能具有不同于受雇型移民的經(jīng)濟同化模式。

改革開放以來，隨著“民工潮”的出現(xiàn)，大量學(xué)者從靜態(tài)的視角研究了中國農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的收入差距及其成因，但早期的研究大多忽略了兩者間收入差距的動態(tài)變化，而收入差距的變化是判斷農(nóng)民工能否在生命周期內(nèi)實現(xiàn)市民化的重要依據(jù)。近年來該問題引起部分學(xué)者的關(guān)注，比如：謝桂華（2012）研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民工中的高技能者可以實現(xiàn)與城鎮(zhèn)居民的經(jīng)濟融合，但低技能者的經(jīng)濟劣勢在其生命周期內(nèi)難以改變[11];陳殉等（2014）采用CHIPS2007數(shù)據(jù)和經(jīng)濟同化模型的分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民工初始工資低于城鎮(zhèn)職工，初始工資不同的農(nóng)民工實現(xiàn)與城鎮(zhèn)職工工資同化的時間有較大的不同，大致需要10～58年，部分農(nóng)民工無法在其生命周期內(nèi)達到與城鎮(zhèn)職工同等的工資水平[12]。然而上述文獻并未將對勞動報酬具有重要影響的“職業(yè)”因素考慮在內(nèi)，而職業(yè)隔離和職業(yè)內(nèi)收入差距也是導(dǎo)致城鄉(xiāng)勞動者收入差距的重要因素[13]。對此，呂煒等（2016）利用CHIPS2007數(shù)據(jù)和經(jīng)濟同化模型考察了職業(yè)隔離和職業(yè)內(nèi)差異對農(nóng)民工工資同化的影響，結(jié)果表明，農(nóng)民工無法通過延長遷移時間來實現(xiàn)從低收入職業(yè)向高收入職業(yè)的流動，在高收入職業(yè)內(nèi)農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工不存在顯著的工資差距，而在低收入職業(yè)內(nèi)農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工存在顯著的初始工資差距且無法通過延長遷移時間來實現(xiàn)工資同化[14]。

已有研究為本文的研究提供了基礎(chǔ)，但均忽視了農(nóng)民工的群體分化問題。研究表明，中國農(nóng)民工已經(jīng)演化為占有相當(dāng)生產(chǎn)資本并雇用他人的業(yè)主、占有少量資本的自我雇用的個體工商業(yè)者和完全依賴打工的受薪者等多個群體[2]，農(nóng)民工尤其是新生代農(nóng)民工越來越傾向于通過自雇經(jīng)營實現(xiàn)職業(yè)階層的提升[15]。然而，農(nóng)民工市民化的最終實現(xiàn)是其市民化意愿和能力綜合作用的結(jié)果，在自雇農(nóng)民工具有強烈留城意愿的情形下[4-5]，市民化能力是決定其能否順利實現(xiàn)市民化的關(guān)鍵。同時，在大力推進新型城鎮(zhèn)化和“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的時代背景下，研究自雇農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的經(jīng)濟同化，是判斷農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)能否打開“新型工業(yè)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、城鎮(zhèn)化和新農(nóng)村建設(shè)協(xié)同發(fā)展新局面”參見《國務(wù)院辦公廳關(guān)于支持農(nóng)民工等人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的意見》（國辦發(fā) 〔2015〕47號）。 的重要依據(jù)，但現(xiàn)有文獻對此的關(guān)注不夠。

通常認(rèn)為自雇農(nóng)民工比受雇農(nóng)民工有更高的經(jīng)濟收入，因而其經(jīng)濟同化能力和現(xiàn)實狀況均強于受雇農(nóng)民工。但相關(guān)文獻在對農(nóng)民工進行就業(yè)狀態(tài)劃分（自雇與受雇）時，通常沒有對城鎮(zhèn)職工的就業(yè)狀態(tài)進行劃分，只是分別研究自雇農(nóng)民工和受雇農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的經(jīng)濟同化，而沒有進一步分析自雇農(nóng)民工與自雇城鎮(zhèn)職工以及受雇農(nóng)民工與受雇城鎮(zhèn)職工的經(jīng)濟同化。事實上，由于職業(yè)分化和社會分層的存在，自雇農(nóng)民在其市民化過程中，不但要實現(xiàn)與城鎮(zhèn)職工平均水平的經(jīng)濟同化，還希望實現(xiàn)更高層次的經(jīng)濟同化，即與自雇城鎮(zhèn)職工的經(jīng)濟同化。因此，研究自雇農(nóng)民工與自雇城鎮(zhèn)職工經(jīng)濟同化的能力及狀態(tài)，以更有效地促進農(nóng)民工高質(zhì)量市民化，具有重要的現(xiàn)實意義。鑒于此，本文利用CLDS2014和CLDS2016調(diào)查數(shù)據(jù)，分析自雇農(nóng)民工的特征及農(nóng)民工自我雇傭的決定因素，并在糾正樣本自選擇的基礎(chǔ)上采用Heckman兩步法，考察自雇農(nóng)民工與自雇城鎮(zhèn)職工的經(jīng)濟同化及其與受雇者的異同，以期為促進新型城鎮(zhèn)化情景中的農(nóng)民工高質(zhì)量市民化提供經(jīng)驗依據(jù)和政策參考。

二、樣本數(shù)據(jù)、研究方法與變量選取

1.樣本選擇與研究方法

本文分析所用數(shù)據(jù)來源于中山大學(xué)的“中國勞動力動態(tài)調(diào)查”數(shù)據(jù)（簡稱CLDS），主要采用2014年的數(shù)據(jù)進行分析，并用2016年的數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗。根據(jù)聯(lián)合國和經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（OECD）對自我雇傭的定義，自我雇傭包括雇主（有雇員）和自雇（無雇員）兩種就業(yè)狀態(tài)。因此，本文的研究對象為16～64歲、調(diào)查時點為雇員、自雇和雇主三種就業(yè)狀態(tài)的農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工，由于雇主在樣本中所占比例較低（3%左右），將自雇和雇主合并為自我雇傭;將農(nóng)民工界定為戶口為農(nóng)業(yè)戶口、在本鄉(xiāng)鎮(zhèn)以外以務(wù)工經(jīng)商為主的農(nóng)村勞動力。在CLDS2014數(shù)據(jù)中共獲得5 042個勞動力樣本，其中自我雇傭者1 074人;自雇農(nóng)民工和自雇城鎮(zhèn)職工分別為787人和287人，受雇農(nóng)民工和受雇城鎮(zhèn)職工分別為1 991人和1 977人。

由于自雇并非隨機行為，自雇樣本具有自選擇性，本文采用Heckman兩步法，在糾正樣本自選擇的基礎(chǔ)上，運用經(jīng)濟同化模型檢驗自雇農(nóng)民工的經(jīng)濟同化及其與受雇者的異同。首先，以“是否自雇”作為第一階段回歸的被解釋變量，使用全部參數(shù)對所有樣本進行Probit估計。具體形式為：

其中，系數(shù)β1測度了具有相同特征的自雇農(nóng)民工與自雇城鎮(zhèn)職工在ysm=0和cohort=0時的收入差距，即2000年以前進城的自雇農(nóng)民工與自雇城鎮(zhèn)職工的初始收入差距;2000年以后進城的自雇農(nóng)民工與自雇城鎮(zhèn)職工的初始收入差距為β2+β3，其中，β3測度了自雇農(nóng)民工與自雇城鎮(zhèn)職工初始收入差距的期群效應(yīng)期群效應(yīng)（Cohort effect）的本意是指出生在不同年代的群體，由于制度環(huán)境、自然環(huán)境等因素的不同，導(dǎo)致其成年后的勞動力市場表現(xiàn)、生活機遇等的不同。在國際移民中，期群效應(yīng)一般指不同年代的遷入者因遷入國移民政策和個體資源稟賦的差異，導(dǎo)致其在遷入國生活機遇的不同。在本文中，期群效應(yīng)是指首次流動時間在2000年之前和2000之后的農(nóng)民工，因兩個群體面臨的制度環(huán)境、自身資源稟賦不同所導(dǎo)致的就業(yè)和收入等方面的差異。 ，β2則測度了自雇農(nóng)民工與具有相同特征自雇城鎮(zhèn)職工的收入差距隨遷移時長的變化。若β2>0，則自雇農(nóng)民工與自雇城鎮(zhèn)職工間的收入差距隨遷移時長的增加而縮小，表明自雇農(nóng)民工的收入增長快于自雇城鎮(zhèn)職工，亦即系數(shù)β2反映了自雇農(nóng)民工向具有相同特征的自雇城鎮(zhèn)職工經(jīng)濟同化的速度。

2.變量選取與數(shù)據(jù)描述

自雇者的收入包含勞動收入和物質(zhì)資本回報兩部分，借鑒Lofstrom（1999）的研究方法，本文將收入界定為包括工資性收入、經(jīng)營性收入的總收入[10]。同時，由于自雇者工作時間相對自由，且單位時間的工作強度較低，故自雇者和受雇者間工作時間的可比性不強[16]，加上工作時間的缺失值較多，因而本文用年總收入來衡量農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工的收入，并取其對數(shù)。

本文的核心自變量為“遷移時長”，由于CLDS2014缺乏勞動者職業(yè)流動史的相關(guān)數(shù)據(jù)，只能用首次進城務(wù)工至調(diào)查時點間的年限來近似表示農(nóng)民工的遷移時長;同時以2000年為分界點，引入變量“2000年以后進城”，以考察進城時間對農(nóng)民工收入及經(jīng)濟同化產(chǎn)生的期群效應(yīng)。人力資本、社會資本及個人和家庭特征均會影響勞動者的就業(yè)選擇和收入，本文選擇的控制變量包括：（1）人力資本，分為以教育為代表的通用人力資本、以工作經(jīng)驗和技能培訓(xùn)為代表的專用人力資本和以身體健康為代表的健康人力資本等，具體變量為“受教育水平”“工作經(jīng)驗”“是否參加培訓(xùn)”“身體健康”和“意志力”其中，“受教育水平”包括“小學(xué)及以下”“初中”“高中”“大專及以上”，“工作經(jīng)驗”用“從事現(xiàn)職年限”表示，“技能培訓(xùn)”為虛擬變量（用5年內(nèi)接受過專業(yè)技能培訓(xùn)=1，沒有接受過=0），“身體健康”為自評健康（1～5表示從非常不健康到非常健康）;“意志力”用“就算一件事需要花好長時間才能有結(jié)果，我仍然會不斷地盡”“就算是我不喜歡的事，也會盡全力去做”“就算身體有點不舒服，或者其他理由可以休息我也會努力完成每日應(yīng)該做的事”三個問題的得分之和衡量，數(shù)值越高表示意志力越強。 。（2）社會資本，主要考慮對樣本就業(yè)有幫助的關(guān)系網(wǎng)，用被訪者在求職過程中為其提供幫助或者介紹過生意的人數(shù)測量。（3）個人和家庭特征，具體包括“年齡”“有無配偶”“6歲以下孩子數(shù)”和“父代是否自雇”鑒于職業(yè)（尤其是自雇）具有較強的代際傳承性，本文引入了“父代是否自雇”變量，如果父母任一方以自我雇傭為主，則視為“父代自雇”。 。此外，本文還引入地區(qū)虛擬變量（東部地區(qū)=1;其他地區(qū)=0），以考察可能存在的地區(qū)差異。

對樣本進行統(tǒng)計分析（見表1），可以發(fā)現(xiàn)，無論是人力資本、社會資本還是其他特征，自雇者與受雇者間均存在顯著差異。其中，受教育水平與自我雇傭負(fù)相關(guān)，表現(xiàn)為自雇者中初中及以下者所占比例較高，而受雇者中高中及以上者所占比重較高，除了城鎮(zhèn)職工的高中組外，其他組間差距均在1%的水平上通過了顯著性檢驗;技能培訓(xùn)與自我雇傭也存在負(fù)相關(guān)，表現(xiàn)為自雇者中5年內(nèi)接受過專業(yè)技能培訓(xùn)的比例較低，城鎮(zhèn)戶籍勞動者的組間差距更大，且兩者均在1%的水平上通過了顯著性檢驗。對農(nóng)民工來講，自雇者從事現(xiàn)職的工作年限要大于受雇者，說明自雇者的工作穩(wěn)定性相對較高;而對城鎮(zhèn)職工來講，現(xiàn)職工作年限的組間差

異不顯著。此外，社會資本豐富者更傾向于自我雇傭，表現(xiàn)為自雇者的社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模遠大于受雇者，尤其是對農(nóng)民工而言，自雇者社會資本為受雇者的近30倍。在城鎮(zhèn)職工組中，父代從事自雇的勞動者自我雇傭的可能性更高，但其對農(nóng)民工的影響不明顯。隨著進入城鎮(zhèn)時間的延長，農(nóng)民工自我雇傭的可能性增大，表現(xiàn)為自雇農(nóng)民工的平均遷移時間比受雇者長2.77年。從期群效應(yīng)看，2000年以后進城的農(nóng)民工受雇的概率更高，這可能與后來者的社會資本和財富積累有限，創(chuàng)業(yè)機會識別難度較大且流動性約束更強等因素有關(guān)。

表1顯示，自雇者的收入水平遠高于受雇者，而且不同就業(yè)狀態(tài)的農(nóng)民工與城鎮(zhèn)居民間收入差距的異質(zhì)性較強。其中，自雇農(nóng)民工、自雇城鎮(zhèn)職工的年平均收入為受雇農(nóng)民工和受雇城鎮(zhèn)職工的2.9倍和2.2倍，受雇農(nóng)民工的年平均收入分別僅為受雇城鎮(zhèn)職工和自雇城鎮(zhèn)職工的69.1%和30.7%，而自雇農(nóng)民工年平均收入分別為受雇城鎮(zhèn)職工和自雇城鎮(zhèn)職工的2倍和89.5%，說明相對來講，自雇農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工間的收入差距較小，受雇農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工間的收入差距較大。圖1顯示，自雇農(nóng)民工、自雇城鎮(zhèn)職工收入的核密度曲線嚴(yán)重右偏于受雇農(nóng)民工和受雇城鎮(zhèn)職工，表明自雇者中高收入者的比例遠大于受雇者，而低收入者占比較小。其中，與受雇城鎮(zhèn)職工相比，自雇農(nóng)民工收入核密度曲線呈現(xiàn)出嚴(yán)重的右偏現(xiàn)象，表明自雇農(nóng)民工中高收入者的比例大大高于受雇城鎮(zhèn)職工，而低收入者比例相對較低?？梢哉f，無論從均值還是收入分來看，自雇農(nóng)民工平均收入均高于受雇城鎮(zhèn)職工。同時，圖1也較為直觀地顯示出職業(yè)間的收入差距大于戶籍間的收入差距，因而促進農(nóng)民工由受雇到自雇的職業(yè)轉(zhuǎn)換，能在一定程度上縮小城鄉(xiāng)收入差距。

三、實證分析結(jié)果

1.農(nóng)民工自我雇傭的決定因素

為了防止多重共線性，在Probit模型中需要引入影響是否“自我雇傭”但又不直接影響“收入”的排他變量?；诖耍疚倪x取“社區(qū)內(nèi)企業(yè)個數(shù)”作為第一階段的工具變量。一般來說，社區(qū)內(nèi)的企業(yè)較多可以促進區(qū)域人口的集聚，有利于市場需求的增加和升級，而市場需求的增長和升級會帶來更多的創(chuàng)業(yè)機會[17]，這有利于農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工創(chuàng)業(yè)機會的識別。此外，較多的企業(yè)也可以起到示范激勵作用，提高勞動者的創(chuàng)業(yè)偏好，有利于農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工的自我雇傭。

Probit模型的回歸結(jié)見表2。在混合樣本（農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工）中，“農(nóng)民工”和“農(nóng)民工與2000年后進城交互項”的回歸系數(shù)未通過顯著性檢驗，但“農(nóng)民工與遷移時間交互項”和“農(nóng)民工與遷移時間平方交互項”的回歸系數(shù)分別為0.0222和-0.0004，均在10%的水平上通過了顯著性檢驗。上述結(jié)果表明，在進入城鎮(zhèn)勞動力市場的初期，農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工自我雇傭的概率不存在顯著差異，但隨著遷移時間的延長，農(nóng)民工自我雇傭的概率大于具有相同特征的城鎮(zhèn)職工，但增速呈逐年下降的趨勢。農(nóng)民工樣本的回歸結(jié)果顯示，“遷移時長”及其平方項的回歸系數(shù)為0.0265和-0.0006，分別在10%和5%的水平上通過了顯著性檢驗，同樣表明農(nóng)民工自我雇傭的概率隨遷移時間的延長而增加，增速逐年下降?？赡艿脑蛟谟冢弘S著遷移時長的增加，農(nóng)民工逐漸積累起本地化的社會資本、工作經(jīng)驗并熟悉當(dāng)?shù)貏趧恿κ袌龅倪\行規(guī)則，這有利于其對創(chuàng)業(yè)機會的識別;同時，遷移時間的延長有助于農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)資金的積累，弱化其創(chuàng)業(yè)行為所面臨的流動性約束;此外，由勞動力市場不完善等導(dǎo)致的職業(yè)隔離使農(nóng)民工在城鎮(zhèn)勞動力市場處于不利地位，這可能也是農(nóng)民工自雇概率較高的重要原因。

從人力資本來看：農(nóng)民工樣本中，以“大專及以上”文化程度者為參照組，“小學(xué)及以下”“初中”“高中”的回歸系數(shù)分別為0.5178、0.5542和0.3623，均在1%的水平上通過了顯著性檢驗，表明小學(xué)及以下、初中、高中文化程度的農(nóng)民工自我雇傭的概率較大專及以上者高;“接受過培訓(xùn)”的回歸系數(shù)為-0.3660，在1%的水平上通過了顯著性檢驗，表明5年內(nèi)未接受過專業(yè)技能培訓(xùn)的農(nóng)民工自我雇傭的概率較高;“身體健康”的回歸系數(shù)為正，但未通過顯著性檢驗，說明身體健康對農(nóng)民工自我雇傭的影響不顯著。以上結(jié)果表明，受教育程度和技能水平的提高對農(nóng)民工自我雇傭存在一定的擠出效應(yīng)，原因可能在于：受教育程度和技能水平較高的農(nóng)民工，能相對容易地在城鎮(zhèn)勞動力市場找到較為滿意的工作，因而他們從事自雇活動的機會成本較高;同時，也可能與人力資本較低的農(nóng)民工在城鎮(zhèn)勞動力市場處于相對弱勢，受雇障礙較大有關(guān)。

從社會資本來看：農(nóng)民工樣本中，“社會資本”的回歸系數(shù)為0.1320，在1%的水平上通過了顯著性檢驗，表明社會資本較多的農(nóng)民工從事自我雇傭的可能性更大。一般來講，較多的社會資本能為農(nóng)民工提供更豐富的信息資源和活動渠道，不僅可以通過降低信息獲取成本幫助其識別創(chuàng)業(yè)機會，還可以幫助其進入信貸供給網(wǎng)絡(luò)以緩解其創(chuàng)業(yè)資金約束[18]。

從個人和家庭特征來看：“有配偶”的回歸系數(shù)為0.5209，并在1%的水平上通過了顯著性檢驗，表明有配偶的農(nóng)民工從事自我雇傭的概率較高，其原因在于配偶通常能夠提供創(chuàng)業(yè)支持并能分擔(dān)一定的創(chuàng)業(yè)風(fēng)險?！案复怨汀钡幕貧w系數(shù)為0.4562，并在1%的水平上通過了顯著性檢驗，表明父代為自雇者的農(nóng)民工從事自我雇傭的概率高于父代非自雇者，說明農(nóng)民工的自我雇傭行為具有較強的代際傳承性。

此外，“社區(qū)內(nèi)企業(yè)數(shù)”在農(nóng)民工樣本和混和樣本中的回歸系數(shù)為0.2601和0.3208，分別在10%和5%的水平上通過了顯著性檢驗，說明社區(qū)內(nèi)有較多的企業(yè)有利于農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工的自我雇傭;“東部地區(qū)”在農(nóng)民工樣本和混和樣本中的回歸系數(shù)為-0.2209和-0.1106，均在1%的水平上通過了顯著性檢驗，表明中西部地區(qū)城鄉(xiāng)勞動者從事自我雇傭的可能性高于東部地區(qū)，這可能與中西部地區(qū)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)提供的就業(yè)機會不足有關(guān)。

2.不同就業(yè)狀態(tài)農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的經(jīng)濟同化

Heckman第二階段回歸結(jié)果顯示（見表3），在自雇者樣本中，λ的回歸系數(shù)為0.0992，在10%的水平上通過了顯著性檢驗，說明Heckman兩步法具有適用性。

在自雇樣本中，“農(nóng)民工”和“農(nóng)民工與2000年以后進城交互項”的回歸系數(shù)分別為-0.0592和0.0111，說明無論是2000年前進城還是2000年后進城的自雇農(nóng)民工的初始收入水平均低于自雇城鎮(zhèn)職工，但兩者均未通過顯著性檢驗，說明這種差距不具有統(tǒng)計學(xué)意義的顯著性?！稗r(nóng)民工與遷移時間平方交互項”的回歸系數(shù)為-0.0006，在10%的水平上通過了顯著性檢驗，說明隨著遷移時間的增加，自雇農(nóng)民工的收入增速低于自雇城鎮(zhèn)職工，致使自雇農(nóng)民工與自雇城鎮(zhèn)職工間的收入差距隨遷移時長的增加不斷擴大。OLS回歸結(jié)果也呈現(xiàn)出同樣的規(guī)律。可能的原因在于：農(nóng)民工從事被動型的生存性創(chuàng)業(yè)的比例較高，樣本中63%的自雇農(nóng)民工為“被動選擇”的“生存型自雇”，高出自雇城鎮(zhèn)職工8個百分點。一般而言，被動選擇的生存型創(chuàng)業(yè)具有技術(shù)含量低、風(fēng)險小、資金需求量少的特點，農(nóng)民工的人力資本等資源稟賦較容易與之相匹配。相關(guān)研究表明，生存型創(chuàng)業(yè)只能保持現(xiàn)狀或僅有小規(guī)模發(fā)展，而機會型創(chuàng)業(yè)通常會取得較大規(guī)模的發(fā)展[19]。同時，由表1可知，與自雇城鎮(zhèn)職工相比，自雇農(nóng)民工的現(xiàn)職工作經(jīng)驗、受教育水平、技能培訓(xùn)頻次和家庭凈資產(chǎn)均較低，盡管農(nóng)民工具有較為豐裕的社會資本，但城鎮(zhèn)職工的社會資本質(zhì)量可能更高且更熟悉本地勞動力市場的運行規(guī)則，因而從事機會型創(chuàng)業(yè)的可能性大于農(nóng)民工?？梢哉f，由資源稟賦差異引致的創(chuàng)業(yè)動機和創(chuàng)業(yè)方式的不同，使自雇農(nóng)民工的收入增速低于城鎮(zhèn)自雇者，因此較難實現(xiàn)經(jīng)濟同化。

為了比較不同就業(yè)狀態(tài)的農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的經(jīng)濟同化情況，本文進一步采用Heckman兩步法考察受雇農(nóng)民工與受雇城鎮(zhèn)職工的經(jīng)濟同化。Heckman第二階段回歸結(jié)果顯示，在受雇者樣本中，“農(nóng)民工”和“農(nóng)民工與2000年以后進城交互項”的回歸系數(shù)為-0.4889和0.1376，分別在1%和在5%的水平上通過了顯著性檢驗。2000年以前進城的受雇農(nóng)民工的初始收入水平為受雇城鎮(zhèn)職工的61.3%，而2000年以后進城的受雇農(nóng)民工的初始收入水平為受雇城鎮(zhèn)職工的70.4%，高出2000年以前進城務(wù)工者近9個百分點，這說明2000年以后進城務(wù)工者的初始收入水平相對較高，這可能與新生代農(nóng)民工文化程度相對較高以及農(nóng)民工就業(yè)環(huán)境的改善等因素有關(guān)。此外，“農(nóng)民工與遷移時長交互項”和“農(nóng)民工與遷移時長平方交互項”的回歸系數(shù)分別為0.0454和-0.0011，均在1%的水平上通過了顯著性檢驗，表明受雇農(nóng)民工的收入增速高于具有相同特征的受雇城鎮(zhèn)職工，兩者間的收入差距以逐年遞減的速度縮小。受雇農(nóng)民工在城鎮(zhèn)居留時間的延長，有利于其人力資本的積累和社會資本的獲取，因而促進了其收入水平的提高。

從其他解釋變量來看，自雇樣本與受雇樣本的Heckman第二階段回歸結(jié)果基本一致，只少數(shù)變量的顯著性存在差異。以自雇樣本為例：“小學(xué)及以下”“初中”和“高中”的回歸系數(shù)分別為-1.0705、-0.7305和-0.3800，均在1%的水平上通過了顯著性檢驗，表明具有以上三種文化程度的自雇者的收入顯著低于擁有大專以及上文化程度的自雇者，說明自雇者的學(xué)歷越高獲取高收入的概率越大。同時，“接受過培訓(xùn)”的回歸系數(shù)為0.2852，在1%的水平上通過了顯著性檢驗，說明接受過專業(yè)技能培訓(xùn)的自雇者的收入水平為未接受過培訓(xùn)者的1.33倍（e0.2852）。“身體健康”的回歸系數(shù)為0.1591，在1%的水平上通過了顯著性檢驗，說明身體健康的自雇者具有更高的收入水平。以上分析表明，盡管自我雇傭具有負(fù)向選擇性，即人力資本較低者從事自我雇傭的概率較高，但對于已從事自我雇傭的勞動者而言，較高的人力資本仍是其獲取較高收入的重要保障之一?！吧鐣Y本”的回歸系數(shù)為0.0915，在1%的水平上通過了顯著性檢驗，表明豐裕的社會資本不但能提高城鄉(xiāng)勞動者自我雇傭的概率，更為重要的是，其中所蘊含的網(wǎng)絡(luò)資源還可以通過信息與資源的共享、減少機會主義等途徑降低其經(jīng)營成本，并能及時響應(yīng)市場的需求變化，進而提高其經(jīng)營效率[16]，最終表現(xiàn)為自我雇傭者更高的收入。此外，男性自雇者的收入為女性自雇者的1.33倍，在1%的水平上通過了顯著性檢驗，這可能與女性自雇者風(fēng)險規(guī)避程度較高、人力資本和社會資本較男性少等有關(guān);父代為自雇的自我雇傭者的收入水平為父代非自雇的自我雇傭者的1.68倍，在1%的水平上通過了顯著性檢驗，其原因在于自雇的父代可以通過企業(yè)家必備技能、聲譽和顧客源等社會資本的代際傳遞[20]，幫助子代從自我雇傭活動中獲取更高的經(jīng)濟回報。在受雇樣本中，“東部地區(qū)”的回歸系數(shù)為0.1306，在1%的水平上通過了顯著性檢驗，表明東部地區(qū)受雇農(nóng)民工比中西部受雇農(nóng)民工的收入水平更高;但“父代自雇”未通過顯著性檢驗，表明父代是否自雇對受雇農(nóng)民工的收入水平?jīng)]有顯著影響;此外，“6歲以下孩子數(shù)”通過了顯著性檢驗，表明家庭中6歲以下的兒童越多受雇者的收入水平越低，但對自雇者的收入水平?jīng)]有顯著影響，可能的原因在于自雇者工作時間較為靈活，可以兼顧家庭生活與生產(chǎn)經(jīng)營。

3.穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗結(jié)果的穩(wěn)定性，本文進一步利用CLDS2016年的調(diào)查數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗，其中，各變量的定義和賦值與前文一致，回歸結(jié)果如表4和表5所示。

表4的回歸結(jié)果與表2基本一致。在城鄉(xiāng)勞動者混合樣本中，“農(nóng)民工”的回歸系數(shù)為0.0996，未通過顯著性檢驗;但“農(nóng)民工與2000年后進城交互項”的回歸系數(shù)為-0.1760，在1%的水平上通過了顯著性檢驗，表明在進入城鎮(zhèn)勞動力市場的初期，2000年以前進城的農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工自我雇傭的概率不存在顯著差異，而2000年以后進城的農(nóng)民工自我雇傭的概率低于具有相同特征的城鎮(zhèn)職工，這可能與不同時期農(nóng)民工面臨的創(chuàng)業(yè)環(huán)境、創(chuàng)業(yè)進入門檻及其原始資金積累的多少等有關(guān);同時，“農(nóng)民工與遷移時間交互項”和“農(nóng)民工與遷移時間平方交互項”的回歸系數(shù)分別為0.0329和-0.0005，均在1%的水平上通過了顯著性檢驗，表明隨著遷移時間的延長，農(nóng)民工自我雇傭的概率大于具有相同特征的城鎮(zhèn)職工，且增速呈逐年下降的趨勢。從農(nóng)民工樣本來看，“2000年后進城”的回歸系數(shù)為-0.1703，在1%的水平上通過了顯著性檢驗，表明2000年以后進城的農(nóng)民工自我雇傭的概率低于2000年以前進城的農(nóng)民工;同時，“遷移時長”及其平方項的回歸系數(shù)為0.0337和-0.0006，均在1%的水平上通過了顯著性檢驗，同樣表明農(nóng)民工自我雇傭的概率隨遷移時間的延長而增加，但增速逐年下降。從人力資本來看，農(nóng)民工樣本中，以大專及以上文化程度為參照組，“小學(xué)及以下”“初中”和“高中”的回歸系數(shù)分別為0.4822、0.4724和0.3240，均在1%的水平上通過了顯著性檢驗，表明小學(xué)及以下、初中、高中文化程度的農(nóng)民工自我雇傭的概率較大專及以上者高;“接受過培訓(xùn)”的回歸系數(shù)為-0.3119，在1%的水平上通過了顯著性檢驗，表明5年內(nèi)接受過專業(yè)技能培訓(xùn)的農(nóng)民工從事自我經(jīng)營的概率較低。以上分析表明，受教育水平和技能培訓(xùn)頻次對農(nóng)民工自我雇傭存在一定的擠出效應(yīng)。從社會資本來看，在農(nóng)民工樣本中“社會資本”的回歸系數(shù)為0.0458，在1%的水平上通過了顯著性檢驗，表明社會資本越多的農(nóng)民工事自我雇傭的可能性越大。可見，主要結(jié)論與前文分析結(jié)果基本一致，說明本文分析結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表5的回歸結(jié)果與表3也基本一致。受雇者樣本中λ的回歸系數(shù)為0.5242，在10%的水平上通過了顯著性檢驗，說明樣本具有一定的選擇偏差，Heckman兩步法具有適用性。從Heckman兩階段模型估計結(jié)果來看：在自雇者樣本中，“農(nóng)民工”的回歸系數(shù)為-0.5102，在1%的水平上通過了顯著性檢驗，但“農(nóng)民工與2000年以后進城交互項”的回歸系數(shù)未通過顯著性檢驗，表明無論是2000年前進城還是2000年后進城的自雇農(nóng)民工，在進入城鎮(zhèn)勞動力市場的初期，其收入水平為具有相同特征城鎮(zhèn)自雇者的60%左右;“農(nóng)民工與遷移時間交互項”未通過顯著性檢驗，但“農(nóng)民工與遷移時間平方交互項的回歸系數(shù)為-0.0010，在5%的水平上通過了顯著性檢驗，說明隨著遷移時間的增加，自雇農(nóng)民工的收入增速略低于城鎮(zhèn)自雇者，這可能會導(dǎo)致自雇農(nóng)民工與自雇城鎮(zhèn)職工間的收入差距呈現(xiàn)隨遷移時長的增加而逐漸擴大的趨勢。在受雇者樣本中，“農(nóng)民工”的回歸系數(shù)為-0.5192，在1%的水平上通過了顯著性檢驗，但“農(nóng)民工與2000年以后進城交互項”的回歸系數(shù)未通過顯著性檢驗，說明受雇農(nóng)民工的初始收入水平僅為相同特征受雇城鎮(zhèn)職工的59.5%，且不存在顯著的代際差異;此外，“農(nóng)民工與遷移時長交互項”“農(nóng)民工與遷移時長平方交互項”的回歸系數(shù)分別為0.0466和-0.0009，均在1%的水平上通過了顯著性檢驗，表明受雇農(nóng)民工的收入增速高于具有相同特征的受雇城鎮(zhèn)職工，兩者間的收入差距以逐年遞減的速度縮小。以上結(jié)果與前文的分析結(jié)論基本一致，說明本文的研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

四、結(jié)論與啟示

在“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”和大力推進新型城鎮(zhèn)化的時代背景下，研究自雇農(nóng)民工與城鎮(zhèn)自雇者的經(jīng)濟同化，以判斷其市民化的可能性，具有重要的現(xiàn)實意義。本文利用CLDS2014調(diào)查數(shù)據(jù)，在考察自雇農(nóng)民工特征的基礎(chǔ)上，分析農(nóng)民工自我雇傭的決定因素，并進一步采用Heckman兩步法分析自雇農(nóng)民工與自雇城鎮(zhèn)職工的經(jīng)濟同化及其與受雇者的異同，同時采用CLDS2016調(diào)查數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗，主要得到以下結(jié)論：

第一，遷移時間較長的農(nóng)民工自我雇傭的可能性較大，且豐富的社會資本是農(nóng)民工自我雇傭的重要決定因素之一。同時，文化程度不高、近5年未接受過培訓(xùn)的男性農(nóng)民工從事自我雇傭的可能性較大，這與文化程度和技能較高者更容易在城鎮(zhèn)勞動力市場實現(xiàn)滿意的正規(guī)就業(yè)有關(guān)，也說明自雇農(nóng)民工的人力資本水平普遍不高。

第二，作為城鎮(zhèn)勞動力市場中的外來者，自雇農(nóng)民工相比受雇農(nóng)民工具有明顯的經(jīng)濟優(yōu)勢，無論是收入均值還是收入分布，自雇農(nóng)民工均顯著優(yōu)于受雇城鎮(zhèn)職工，因而他們較容易實現(xiàn)與城鎮(zhèn)職工（平均水平）的經(jīng)濟同化，將成為中國新型城鎮(zhèn)化的重要力量。同時，由于職業(yè)間的收入差距大于戶籍間的收入差距，促進農(nóng)民工由受雇到自雇的職業(yè)轉(zhuǎn)換，能在一定程度上縮小城鄉(xiāng)收入差距。

第三，盡管自雇農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工平均水平的經(jīng)濟同化能力強于受雇農(nóng)民工，但與自雇城鎮(zhèn)職工相比，自雇農(nóng)民工的初始收入較低，且收入增速較慢，收入差距擴大，難以實現(xiàn)與自雇城鎮(zhèn)職工的經(jīng)濟同化;而受雇農(nóng)民工的初始收入雖然也低于受雇城鎮(zhèn)職工，但收入增速較快，收入差距減小，具有與受雇城鎮(zhèn)職工經(jīng)濟同化的趨勢。

自雇農(nóng)民工之所以難以實現(xiàn)與自雇城鎮(zhèn)職工的經(jīng)濟同化，主要原因在于：一方面，較低的人力資本水平和社會資本質(zhì)量以及城鎮(zhèn)勞動力市場可能存在的戶籍歧視，使得自雇農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)大多屬于被動選擇的生存型創(chuàng)業(yè)，而生存型創(chuàng)業(yè)通常難以取得較大規(guī)模的發(fā)展;另一方面，相比自雇農(nóng)民工，自雇城鎮(zhèn)職工的人力資本水平較高、社會資本質(zhì)量更高，且更熟悉本地勞動力市場，因而更多地從事主動選擇的機會型創(chuàng)業(yè)，而機會型創(chuàng)業(yè)通?？梢詫崿F(xiàn)較大規(guī)模的發(fā)展。因而，自雇農(nóng)民工的收入增速低于自雇城鎮(zhèn)職工?；诖耍獙崿F(xiàn)自雇農(nóng)民工的高質(zhì)量經(jīng)濟同化，應(yīng)針對其人力資本偏低的事實，進一步增加技能培訓(xùn)等公共服務(wù)供給，以有效提升其持續(xù)經(jīng)營的能力和自我發(fā)展能力;同時，要深化城鎮(zhèn)勞動力市場體制機制改革，減少和消除農(nóng)民工的就業(yè)障礙。此外，鑒于社會資本在創(chuàng)業(yè)過程中的重要作用，相關(guān)政策應(yīng)該引導(dǎo)自雇農(nóng)民工增加在流入地的社會資本積累，提升其面向城市發(fā)展的社會資本質(zhì)量。

分析表明，受雇農(nóng)民工具有不同于自雇農(nóng)民工的經(jīng)濟同化模式。因此，在新型城鎮(zhèn)化背景下的農(nóng)民工高質(zhì)量市民化，需要對不同就業(yè)狀態(tài)的農(nóng)民工應(yīng)采取差別化的市民化策略。對于經(jīng)濟融合度較高的自雇農(nóng)民工，政策重點應(yīng)放在優(yōu)化創(chuàng)業(yè)環(huán)境、提高經(jīng)營績效上，積極促進其生活方式、價值觀等與城鎮(zhèn)居民的社會融合，并增強城市社會體系的容納度，促使其完成真正意義上的市民化。盡管受雇農(nóng)民工的收入水平較低，但其與受雇城鎮(zhèn)職工的收入差距隨遷移時間的延長而不斷縮小，因而延長受雇農(nóng)民工在城鎮(zhèn)的居留時間有利于其與城鎮(zhèn)職工的經(jīng)濟同化。為此，公共政策的重點應(yīng)是改善受雇農(nóng)民工的社會福利水平，消除就業(yè)限制，激勵受雇農(nóng)民工積極參與在流入地的再學(xué)習(xí)和各種技能培訓(xùn)，以提高受雇農(nóng)民工的就業(yè)技能和就業(yè)質(zhì)量。同時，要完善農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)幫扶體系，鼓勵更多的有條件的農(nóng)民工進行自主創(chuàng)業(yè)，實現(xiàn)由受雇到自雇的職業(yè)轉(zhuǎn)換。最為重要的是，無論是對于自雇農(nóng)民工還是對于受雇農(nóng)民工，構(gòu)建和完善適合其自身需求的終身學(xué)習(xí)體系，是實現(xiàn)農(nóng)民工高質(zhì)量市民化的長久之道，也是當(dāng)務(wù)之急。

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Abstract： The new-style urbanization at new era raises high-quality requirement for the citizenization of migrant workers， and the high-quality economic assimilation between the migrant workers and urban workers is the physical basis for their social integration and psychological integration. The analysis using CLDS2014 and CLDS 2016 survey data shows that the possibility of self-employment of the migrant workers with low human capital， long migrating time and much social capital is bigger， that comparing with the employed migrant workers， the self-employed migrant workers have significant economic advantage， are easier to realize economic assimilation with urban workers （average level）， and are important group for new-style urbanization. Because the income gap between occupations is bigger than that between household registers， meanwhile， this kind of gap boosts the change of the migrant workers from employed to self-employed， which can narrow the gap between urban area and rural area in China. From the perspective of high-quality economic assimilation， the initial income of self-employed migrant workers is lower than that of urban workers， their income growth rate is slow， as a result， the gap between self-employed migrant workers and urban employed workers is enlarged， the high-quality economic assimilation is difficult to be realized. However， the initial income of employed migrant workers is also lower than urban employed workers， but their income growth rate is faster， the income gap between them and urban employed workers is narrowing， which have the trend of economic assimilation. Self-employed migrant workers are difficult to realize high-quality economic assimilation， which result from lower human capital level， low social capital quality， unperfected urban labor market and so on， and most of them conduct passive survival-style entrepreneurship. Based on that， the public policy should encourage the migrant workers to actively and independently conduct the opportunity-style entrepreneurship， and should use different citizenization policies for self-employed migrant workers and employed migrant workers by raising human capital level and social capital quality of the migrant workers and by perfecting market system and mechanism of labor force and so on.

Key words： self-employment; migrant workers; urban workers; economic assimilation; human capital; social capital; new-style urbanization; migrant worker citizenization

CLC number：F214.4;F323.6Document code： AArticle ID：? 1674-8131（2020）01-0050-14

（編輯：段文娟）