流動(dòng)人口自我雇傭收入效應(yīng)的戶籍差異

謝 健，林 浩，孟凡強(qiáng)

（廣東財(cái)經(jīng)大學(xué)a.經(jīng)濟(jì)學(xué)院；b.國(guó)民經(jīng)濟(jì)研究中心，廣州510320）

一、引 言

國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2018年全國(guó)流動(dòng)人口高達(dá)2.41億，從戶籍地來看，這一群體主要分為兩類，一類是城—城流動(dòng)人口，一類是鄉(xiāng)—城流動(dòng)人口，即農(nóng)民工，他們流動(dòng)的目的主要是為了就業(yè)和提高收入。自我雇傭作為流動(dòng)人口就業(yè)的一種重要形式，和受雇就業(yè)相比具有較強(qiáng)的靈活性。2020年政府工作報(bào)告指出要加強(qiáng)對(duì)重點(diǎn)群體就業(yè)的支持，努力穩(wěn)定現(xiàn)有就業(yè)，積極增加新的就業(yè)，千方百計(jì)穩(wěn)定和擴(kuò)大就業(yè)，而自我雇傭不但可以解決流動(dòng)人口本身的就業(yè)問題，同時(shí)還可以創(chuàng)造更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，是實(shí)現(xiàn)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和吸收農(nóng)村富余勞動(dòng)力的有效途徑之一（寧光杰等，2017）[1]。自我雇傭不僅能增加自我雇傭者的收益，還會(huì)創(chuàng)造正的外部性，對(duì)于承受巨大就業(yè)壓力的發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體而言具有重要意義（Nopo&Valenzuela，2007）[2]。十九大報(bào)告指出，中國(guó)未來一段時(shí)間就業(yè)政策的重點(diǎn)是提高勞動(dòng)者的就業(yè)質(zhì)量，以創(chuàng)業(yè)帶動(dòng)就業(yè)。此外，就業(yè)問題對(duì)于推動(dòng)我國(guó)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)也具有十分重要的作用，新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的對(duì)象不僅涉及進(jìn)城農(nóng)民工還包含城城流動(dòng)人口，就業(yè)和收入問題是影響流動(dòng)人口城鎮(zhèn)化建設(shè)的重要因素，因此對(duì)流動(dòng)人口自我雇傭活動(dòng)的研究具有重要的實(shí)踐意義。

當(dāng)前關(guān)于自我雇傭的收入效應(yīng)研究成果非常豐富，一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)自雇與受雇之間存在較高的收入差異會(huì)促使個(gè)體選擇自我雇傭（劉云平等，2013；黃志嶺，2014）[3][4]，但關(guān)于自我雇傭者的收入是否高于受雇者，國(guó)內(nèi)外的實(shí)證研究結(jié)論不盡一致。大部分研究發(fā)現(xiàn)，自我雇傭者在勞動(dòng)力市場(chǎng)上獲得的經(jīng)濟(jì)回報(bào)要高于受雇者（Borjas，1986；Lofstrom，2000；章莉，2018；葉靜怡等，2013；朱志勝，2017；黃志嶺，2017）[5-10]；但另一些學(xué)者在糾正偏差后發(fā)現(xiàn)，自我雇傭和受雇之間的收入不存在顯著差異或增幅較?。℉urst&Lusardi，2004；Arias&Khamis，2008；曹永福等，2013）[11-13]。寧光杰（2012）區(qū)分了受雇者中的長(zhǎng)期工和短期工，并認(rèn)為自我雇傭者的小時(shí)收入高于短期工，但低于長(zhǎng)期工[14]。

雖然關(guān)于自我雇傭收入效應(yīng)的研究較多，但多數(shù)的研究只聚焦于農(nóng)民工、農(nóng)村居民或者城鎮(zhèn)居民等單一群體，考慮戶籍差異下自我雇傭收入效應(yīng)的研究較少。近些年來，學(xué)者們才開始探討自我雇傭收入效應(yīng)的戶籍差異。在以往的研究中，大多認(rèn)為中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)中存在戶籍歧視，即勞動(dòng)者在就業(yè)求職中存在因戶籍導(dǎo)致的就業(yè)機(jī)會(huì)和工資待遇的差異，但這一現(xiàn)象主要是針對(duì)受雇勞動(dòng)者而言，那么對(duì)于自我雇傭的勞動(dòng)者來說，其收入是否也存在戶籍差異呢？有學(xué)者發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民自我雇傭的收入效應(yīng)要高于農(nóng)民工（王春超等，2018；黃志嶺等，2019）[15][16]。黃志嶺（2013）發(fā)現(xiàn)造成城鎮(zhèn)職工和外來務(wù)工人員自我雇傭收入差距的因素是個(gè)體資源稟賦差異和戶籍歧視[17]。朱濤（2019）從戶籍分割角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)自我雇傭?qū)Τ擎?zhèn)居民的收入促進(jìn)作用具有全局性，而對(duì)農(nóng)民工收入的正向作用從50%收入分位數(shù)以上才開始顯著[18]。寧光杰等（2017）將戶籍進(jìn)行細(xì)分，進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)本省非本市戶籍自我雇傭的收入效應(yīng)要高于外省，外省戶籍的自我雇傭收入效應(yīng)要高于本市[1]。通過已有研究可以發(fā)現(xiàn)，已有學(xué)者從戶籍的角度對(duì)流動(dòng)人口自我雇傭的收入效應(yīng)進(jìn)行了初步探討，但是涉及的文獻(xiàn)資料較少并且大部分文獻(xiàn)著重分析戶籍作為影響因素的作用，研究視角和內(nèi)容較為單一。因此通過比較進(jìn)城農(nóng)民工和城城流動(dòng)人口自我雇傭的收入效應(yīng)不僅有助于完善自我雇傭的研究?jī)?nèi)容，還對(duì)于引導(dǎo)流動(dòng)人口自我雇傭、進(jìn)一步理解自我雇傭的收入效應(yīng)等都具有重要的理論意義。此外，我國(guó)正大力推進(jìn)戶籍制度改革，該問題的研究可以為未來我國(guó)戶籍制度改革提供研究參考。

綜上所述，本文從戶籍的視角對(duì)流動(dòng)人口自我雇傭的收入效應(yīng)進(jìn)行比較分析。本文的貢獻(xiàn)在于多角度比較了流動(dòng)人口自我雇傭收入效應(yīng)的戶籍差異：第一，考察城城流動(dòng)人口與農(nóng)民工群體之間自我雇傭收入效應(yīng)的差異，并從代際角度進(jìn)一步比較兩群體不同代際間自我雇傭收入效應(yīng)的差異；第二，從不同收入分位數(shù)上探討流動(dòng)人口自我雇傭收入效應(yīng)的戶籍差異，比較每一分位數(shù)上兩群體收入效應(yīng)的差異；第三，從自我雇傭類型進(jìn)一步分析兩群體間的收入效應(yīng)，分析不同自我雇傭類型收入效應(yīng)的戶籍差異。

二、數(shù)據(jù)與模型

（一）數(shù)據(jù)介紹

本文采用2017年中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)，它覆蓋了全國(guó)31個(gè)?。▍^(qū)、市）和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)中流動(dòng)人口較為集中的流入地，是目前研究流動(dòng)人口問題的大型權(quán)威數(shù)據(jù)之一，具有代表性強(qiáng)和樣本量大的特點(diǎn)。

出于實(shí)證分析的需要，本文對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：1.根據(jù)《中華人民共和國(guó)勞動(dòng)法》《國(guó)務(wù)院關(guān)于工人退休、退職的暫行辦法》對(duì)于最低勞動(dòng)年齡以及退休年齡的規(guī)定，只保留年齡16歲到59歲①部分勞動(dòng)力存在超過60歲仍在工作的情況，但為便于與其他研究對(duì)照，本文仍然采用了最為慣常的做法將樣本年齡限定在16～59歲。、就業(yè)身份為雇員和自雇的流動(dòng)人口群體。2.為便于與現(xiàn)有研究對(duì)照，刪除了新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)的樣本。3.參考王春光（2001）①參考王春光（2001）對(duì)農(nóng)民工代際的區(qū)分做法，將1980（含）以后出生的視為新一代流動(dòng)人口，1980年以前出生的視為老一代流動(dòng)人口。的做法，將流動(dòng)人口劃分為新生代和老一代[19]。4.將戶口性質(zhì)為農(nóng)業(yè)、農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)居民以及通過戶口改革（當(dāng)?shù)夭辉儆修r(nóng)業(yè)戶口）獲得居民戶口的個(gè)體定義為農(nóng)民工，而將非農(nóng)業(yè)戶口、非農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)居民以及居民戶口（排除農(nóng)村戶口改革）的個(gè)體定義為城城流動(dòng)人口。5.參考劉學(xué)軍等（2009）②參考劉學(xué)軍等（2009）的部分做法，剔除月收入低于50的畸低觀測(cè)值，但是考慮到自我雇傭會(huì)存在高收入群體，因此對(duì)月收入高于9000的人群未做處理。的做法，剔除月收入小于50元的異常值[20]。6.將行業(yè)劃分為四類，第一產(chǎn)業(yè)：農(nóng)林牧漁；第二產(chǎn)業(yè)：采礦、制造、電煤水熱生產(chǎn)供應(yīng)；生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)：交通運(yùn)輸業(yè)、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政、金融、信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)、科研和技術(shù)服務(wù)、租賃和商務(wù)服務(wù)；生活性服務(wù)業(yè)：批發(fā)零售、住宿餐飲、房地產(chǎn)、水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理、居民服務(wù)、修理和其他服務(wù)業(yè)、教育、衛(wèi)生和社會(huì)工作、文體和娛樂、公共管理、社會(huì)保障和社會(huì)組織。7.參考國(guó)家統(tǒng)計(jì)局標(biāo)準(zhǔn)將全國(guó)劃分為四個(gè)地區(qū)，東部地區(qū)：北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東以及海南；中部地區(qū)：山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)：內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆；東北地區(qū)：遼寧、吉林、黑龍江。

（二）變量設(shè)定

本文選取流動(dòng)人口的平均月收入為被解釋變量，并以流動(dòng)人口是否從事自我雇傭作為核心解釋變量。目前學(xué)術(shù)界關(guān)于自我雇傭的概念主要采用聯(lián)合國(guó)、國(guó)際勞工組織等機(jī)構(gòu)的界定，將就業(yè)形式為雇主（雇傭一個(gè)或者更多的雇員）或者個(gè)體經(jīng)營(yíng)者（不雇傭任何雇員）歸為自我雇傭，本文依然采用這一做法，將身份是雇主或自營(yíng)勞動(dòng)者的流動(dòng)人口定義為自雇者并賦值為1，將有固定雇主的雇員或無固定雇主的勞動(dòng)者定義為受雇者并賦值為0。由于本文主要分析戶籍差異下流動(dòng)人口自雇的收入問題，因此根據(jù)戶籍將流動(dòng)人口劃分為城城流動(dòng)人口和農(nóng)民工并將農(nóng)民工賦值為1，將城城流動(dòng)人口賦值為0；為了進(jìn)一步比較自我雇傭類型的差異，參考朱志勝（2017）③將問卷中就業(yè)身份是雇主的定義為機(jī)會(huì)型自雇，就業(yè)身份是自營(yíng)勞動(dòng)者的定義為生存型自雇。的做法進(jìn)一步將自我雇傭劃分為生存型自雇和機(jī)會(huì)型自雇[9]，生存型自雇主要包括個(gè)體經(jīng)營(yíng)以及無酬的家庭幫工，機(jī)會(huì)型自雇主要是按照勞動(dòng)力市場(chǎng)的工資定價(jià)雇傭其他勞動(dòng)者。根據(jù)以往的研究選取七類影響自我雇傭以及收入的控制變量，分別是個(gè)人特征、家庭特征、人力資本、流動(dòng)特征、行業(yè)特征、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)特征以及地區(qū)特征：（1）個(gè)人特征包括性別、年齡、年齡的平方、婚姻狀況、民族、健康狀況、黨員身份；（2）人力資本方面包括受教育年限和工作強(qiáng)度（周工作時(shí)長(zhǎng)）；（3）家庭特征包括6歲以下兒童數(shù)目和家庭規(guī)模；（4）流動(dòng)特征包括流動(dòng)范圍、配偶隨遷、子女隨遷以及跨省流動(dòng)；（5）行業(yè)特征包括第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)以及生活性服務(wù)業(yè)；（6）社會(huì)網(wǎng)絡(luò)特征包括參加工會(huì)、老鄉(xiāng)會(huì)、志愿者協(xié)會(huì)、同學(xué)會(huì)以及家鄉(xiāng)商會(huì)；（7）區(qū)域特征分為東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)以及東北地區(qū)。

表1描述了兩個(gè)群體間的自我雇傭和受雇在收入等方面的差異。表1顯示，兩個(gè)群體從事自我雇傭的比例均低于受雇的比例，兩個(gè)群體均以工資性就業(yè)為主，并且農(nóng)民工從事自我雇傭的比例高于城城流動(dòng)人口，前者為41%，后者為28%。從自我雇傭類型來看，兩個(gè)群體主要是以生存型自雇為主，從事機(jī)會(huì)型自雇的比例都很低，但城城流動(dòng)人口從事機(jī)會(huì)型自雇的比例要略高于農(nóng)民工，前者為7%，后者為5%。從農(nóng)民工和城城流動(dòng)人口的平均月收入來看，自我雇傭群體的平均月收入均高于受雇群體，并且城城流動(dòng)人口中生存型自雇和機(jī)會(huì)型自雇的平均月收入均高于農(nóng)民工群體；從收入的差異來看，城城流動(dòng)人口自我雇傭的收入提升要高于農(nóng)民工，前者為584.11元，后者為554.2元。

表1 描述統(tǒng)計(jì)

此外，農(nóng)民工和城城流動(dòng)人口兩個(gè)群體中自我雇傭者的受教育程度也具有差異性。城城流動(dòng)人口自我雇傭群體的受教育年限整體上高于農(nóng)民工群體，具體來看又呈現(xiàn)階段性差異，農(nóng)民工自我雇傭群體中受教育程度在低層次教育層面（小學(xué)及以下和初中）的比例高于城城流動(dòng)人口，而在高層次教育層面（高中、中專、大專及以上）又低于城城流動(dòng)人口，農(nóng)民工中自我雇傭者在低層次教育上的比例高于受雇者，而在高層次教育上的比例低于受雇者；城城流動(dòng)人口中自我雇傭者在低層次教育以及高中及中專的比例均高于受雇者，在大專及以上學(xué)歷的比例低于受雇者。農(nóng)民工群體中自我雇傭者的受教育程度分布主要集中在小學(xué)到高中之間，比例達(dá)到99%，受教育程度最多的是初中，達(dá)到了55%，而城城流動(dòng)人口自我雇傭的受教育程度分布主要集中在初中到高中之間，達(dá)到86%，受教育程度為高中及中專的最多，達(dá)到了53%。在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)方面，整體上來看，城城流動(dòng)人口中自我雇傭者的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)參與程度要高于農(nóng)民工自我雇傭群體。城城流動(dòng)人口群體中自我雇傭者參加工會(huì)、志愿者協(xié)會(huì)、同學(xué)會(huì)以及家鄉(xiāng)商會(huì)的比例均高于農(nóng)民工自我雇傭群體，但是在參加老鄉(xiāng)會(huì)方面，城城流動(dòng)人口自我雇傭者的比例略低于農(nóng)民工。

（三）模型

本文的基準(zhǔn)模型是選用OLS回歸來考察自我雇傭?qū)α鲃?dòng)人口收入的影響。具體如下：

上式中，LnYi為平均月收入的自然對(duì)數(shù)，Selfemi為虛擬變量，代表流動(dòng)人口是否進(jìn)行自我雇傭，選擇自我雇傭則Selfemi=1，受雇則Selfemi=0，Xi為控制變量，包括個(gè)人特征、家庭特征、人力資本、流動(dòng)特征、行業(yè)特征以及地區(qū)特征等。

為了比較自我雇傭在城城流動(dòng)人口與農(nóng)民工群體中對(duì)收入的影響差異，進(jìn)一步采用基于似無相關(guān)模型SUR的檢驗(yàn)，設(shè)立如下模型：

上述模型檢驗(yàn)允許兩組中所有變量的系數(shù)都存在差異，同時(shí)也允許兩組的干擾項(xiàng)具有不同的分布，且彼此相關(guān)[21]。其中N1和N2分別代表城城流動(dòng)人口與農(nóng)民工群體，由于城城流動(dòng)人口和農(nóng)民工所處的社會(huì)環(huán)境以及面對(duì)的勞動(dòng)力市場(chǎng)基本都相同，使得二者干擾項(xiàng)可能相關(guān)，即corr（μ1i，μ2i）≠0。此時(shí)，對(duì)兩樣本進(jìn)行聯(lián)合估計(jì)（GLS）會(huì)更有效率（Greene，2012）[22]

然而由于選擇自我雇傭的流動(dòng)人口可能存在一些和受雇者不同的但又無法觀測(cè)的特征而影響了其自我雇傭的選擇，使得流動(dòng)人口自我雇傭或者受雇的概率不再是隨機(jī)的。因此，在估計(jì)流動(dòng)人口自我雇傭的收入效應(yīng)時(shí)，需要考慮自選擇偏差問題。本文采用傾向得分匹配法（PSM）控制流動(dòng)人口自我雇傭選擇的內(nèi)生性，校正流動(dòng)人口的選擇性偏差。Rosenbaum&Rubin（1983）[23]率先提出該方法，它通過構(gòu)建反事實(shí)框架將非隨機(jī)數(shù)據(jù)近似隨機(jī)化。通過使用“傾向得分”模擬從事自我雇傭的流動(dòng)人口選擇受雇的反事實(shí)狀況，以獲得無法觀測(cè)的反事實(shí)收入。傾向得分匹配分析在使用觀測(cè)數(shù)據(jù)進(jìn)行干預(yù)效應(yīng)評(píng)估時(shí)具有較強(qiáng)的可操作性。它將多維的協(xié)變量簡(jiǎn)化成一維的概率值，雖然傾向值是一種極為粗略的平衡值（Rosenbaum&Rubin，1983）[23]，但是它可以平衡處理組與控制組間可觀察協(xié)變量的差異。

首先，通過Probit 或者Logit 模型根據(jù)影響流動(dòng)人口選擇自我雇傭的協(xié)變量計(jì)算出每個(gè)流動(dòng)人口的傾向得分，即預(yù)測(cè)的條件概率。

其次，根據(jù)得到的傾向得分值進(jìn)行匹配，即在選擇受雇的流動(dòng)人口中找到與自我雇傭流動(dòng)人口得分相似的樣本，將自我雇傭流動(dòng)人口與受雇者進(jìn)行匹配。

最后，根據(jù)匹配后的樣本估算出選擇自我雇傭的流動(dòng)人口如果選擇受雇的收入會(huì)如何變化，即計(jì)算平均處理效應(yīng)ATT，公式如下：

公式（1）和（3）中，若樣本進(jìn)入處理組，則Selfmi=1，若樣本進(jìn)入控制組，則Selfmi=0；p(Xi)為第i 個(gè)樣本的傾向值；Y1i和Y0i分別表示處理組和控制組的估計(jì)值，其中Y0i是反事實(shí)的估計(jì)結(jié)果。

三、實(shí)證分析結(jié)果與討論

（一）基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果

表2 自我雇傭?qū)κ杖氲挠绊?/p>

本文首先對(duì)流動(dòng)人口的收入進(jìn)行估計(jì)，表2 中（1）～（3）是全樣本和分樣本的OLS 回歸，（4）是基于似無相關(guān)模型SUR的檢驗(yàn)結(jié)果。觀察全樣本和分樣本的估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在全樣本中自我雇傭的收入效應(yīng)比受雇者平均高13%，而在農(nóng)民工和城城流動(dòng)人口中，這種收入效應(yīng)為11.9%和21.2%?！癝USET”檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，城城流動(dòng)人口中自我雇傭的收入效應(yīng)要顯著高于農(nóng)民工9.2個(gè)百分點(diǎn)?？赡艿慕忉屩皇怯蓛蓚€(gè)群體間的受教育程度差異導(dǎo)致的，農(nóng)民工群體中自我雇傭的受教育程度更低，而受教育程度的高低會(huì)影響勞動(dòng)者選擇生存型自雇還是機(jī)會(huì)型自雇，勞動(dòng)者受教育程度越低越有可能選擇生存型自雇，受教育程度越高，越有可能選擇發(fā)展型自雇（石丹淅等，2015）[24]，而發(fā)展型自雇的收入普遍高于生存型自雇的收入。另一方面可能的原因是社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系引起的，研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)關(guān)系對(duì)勞動(dòng)者的創(chuàng)業(yè)選擇具有提供資本和提高企業(yè)家能力的作用（王春超等，2018）[15]，然而與城城流動(dòng)人口自我雇傭群體相比，農(nóng)民工自我雇傭群體參加工會(huì)、志愿者協(xié)會(huì)、同學(xué)會(huì)以及家鄉(xiāng)商會(huì)的比例較低，這也可能導(dǎo)致農(nóng)民工自我雇傭的收入效應(yīng)低于城城流動(dòng)人口。

（二）傾向得分匹配的估計(jì)結(jié)果

在進(jìn)行傾向得分匹配前，需要篩選協(xié)變量，協(xié)變量的選取原則是影響處理變量或者結(jié)果變量。因此，本文一方面納入了基準(zhǔn)方程中所有影響流動(dòng)人口收入的變量，另一方面還包括了影響流動(dòng)人口選擇自我雇傭的變量，主要有反映家庭變量的六歲以下兒童數(shù)目和家庭人數(shù)，反映社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的工會(huì)參與、志愿者協(xié)會(huì)參與、同學(xué)會(huì)參與、老鄉(xiāng)會(huì)參與以及家鄉(xiāng)商會(huì)參與，反映流動(dòng)特征變量的配偶隨遷、子女隨遷以及跨省流動(dòng)。為了保證匹配后處理效應(yīng)的合理性，傾向得分匹配需要滿足兩個(gè)條件。第一，協(xié)變量在自我雇傭組和受雇組的分布必須是平衡的，即滿足平衡性假設(shè)，其中，標(biāo)準(zhǔn)化平均值差值是用來檢驗(yàn)協(xié)變量是否達(dá)到平衡的方式之一，如果匹配后的標(biāo)準(zhǔn)化偏差較匹配前有所降低，并小于10%，就認(rèn)為該協(xié)變量在匹配后更加平衡①以下三種匹配方法均通過了平衡性檢驗(yàn)，限于篇幅，未列出。；第二，協(xié)變量的分布必須是重合的，即滿足共同支撐假設(shè)。圖1給出了最近鄰匹配前后的傾向得分共同取值范圍，顯示可以滿足共同支撐假設(shè)。

表3列出了全樣本、農(nóng)民工以及城城流動(dòng)人口的三種匹配估計(jì)結(jié)果，結(jié)果顯示，三個(gè)樣本的平均處理效應(yīng)均大于0，并且均在1%的水平上顯著。表3顯示，無論是全樣本、農(nóng)民工還是城城流動(dòng)人口，自我雇傭?qū)κ杖氲奶嵘饔枚际秋@著的，進(jìn)一步驗(yàn)證了自我雇傭存在顯著的收入溢價(jià)效應(yīng)。此外，三種匹配的結(jié)果顯示，農(nóng)民工群體中自我雇傭的收入效應(yīng)均在0.14左右，城城流動(dòng)人口中自我雇傭的收入效應(yīng)均在0.22左右，城城流動(dòng)人口的平均處理效應(yīng)要高于農(nóng)民工的平均處理效應(yīng)，表明城城流動(dòng)人口的自我雇傭收入效應(yīng)要高于農(nóng)民工群體，與表2中基準(zhǔn)回歸的結(jié)論基本一致，且三種匹配方法的平均處理效應(yīng)十分接近，這也進(jìn)一步說明城城流動(dòng)人口的自我雇傭收入效應(yīng)高于農(nóng)民工群體的結(jié)論是穩(wěn)健的。

圖1 傾向得分的共同取值范圍

表3 PSM估計(jì)結(jié)果

四、異質(zhì)性分析

（一）收入分布層面自我雇傭收入效應(yīng)的戶籍差異

為了更全面的研究自我雇傭的收入效應(yīng)在不同分位數(shù)上的大小，我們進(jìn)行了分位數(shù)回歸。圖2畫出了兩個(gè)群體在5%、10%、20%、30%、40%、50%、60%、70%、80%、90%及95%分位數(shù)上的自我雇傭收入效應(yīng)估計(jì)結(jié)果①限于篇幅，未報(bào)告自我雇傭收入效應(yīng)的具體數(shù)值。。在城城流動(dòng)人口中，除5%分位數(shù)外，自我雇傭的收入效應(yīng)均大于0，并且隨著收入分位數(shù)的上升而增大；在農(nóng)民工群體中，自我雇傭的收入效應(yīng)在5%、10%以及20%分位數(shù)上都小于0，說明在低收入農(nóng)民工群體中，自我雇傭的收入效應(yīng)為負(fù)，農(nóng)民工選擇自我雇傭會(huì)降低平均月收入。圖2 表明，自我雇傭的收入效應(yīng)隨著收入分位數(shù)的上升而增大。在每一個(gè)分位數(shù)上，城城流動(dòng)人口的自我雇傭收入效應(yīng)均大于農(nóng)民工，但是自我雇傭收入效應(yīng)的戶籍差異在不同分位數(shù)上沒有明顯差異。

圖2 不同分位數(shù)上自我雇傭的收入效應(yīng)

（二）代際視角下自我雇傭收入效應(yīng)的戶籍差異

2017年中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查（CMDS）顯示，我國(guó)新生代流動(dòng)人口占總流動(dòng)人口的60.33%，在農(nóng)民工群體和城城流動(dòng)人口群體中的比例分別為59.62%和64.08%，可見新生代流動(dòng)人口正逐漸成為流動(dòng)人口的主力軍。研究發(fā)現(xiàn)新生代農(nóng)民工的就業(yè)穩(wěn)定性高于老一代農(nóng)民工（丁娟等，2016）[25]，自我雇傭的就業(yè)形式具有非穩(wěn)定性的特點(diǎn)，為了更進(jìn)一步了解自我雇傭的收入效應(yīng)是否存在代際差異，本文進(jìn)一步對(duì)兩個(gè)群體進(jìn)行了代際異質(zhì)性分析。表4顯示，兩個(gè)群體中新生代流動(dòng)人口自我雇傭的收入效應(yīng)均高于老一代，在農(nóng)民工群體中，SUSET 檢驗(yàn)結(jié)果顯示，這一顯著性差異達(dá)到了5.2%，并在1%的水平上顯著，而在城城流動(dòng)人口中這一差異為2.3%，低于農(nóng)民工群體，并且SUSET 檢驗(yàn)在統(tǒng)計(jì)上不顯著。這說明，農(nóng)民工群體和城城流動(dòng)人口中自我雇傭收入效應(yīng)的代際差異具有異質(zhì)性，農(nóng)民工群體中自我雇傭的收入效應(yīng)具有代際差異，而城城流動(dòng)人口群體中自我雇傭收入效應(yīng)的代際差異不顯著。

表4 自我雇傭?qū)κ杖胗绊懙漠愘|(zhì)性分析

五、進(jìn)一步討論

為了進(jìn)一步厘清自我雇傭類型對(duì)收入影響的差異，表5將自我雇傭劃分為生存型自雇和機(jī)會(huì)型自雇，并以受雇為基準(zhǔn)組，研究不同自我雇傭類型對(duì)收入的影響，進(jìn)一步分析了兩群體中代際視角下不同自我雇傭類型對(duì)收入的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，與受雇相比，生存型自雇和機(jī)會(huì)型自雇在兩個(gè)群體中均能顯著提高其收入，并且兩群體中機(jī)會(huì)型自雇的收入效應(yīng)更大。從戶籍差異來看，城城流動(dòng)人口中生存型自雇和機(jī)會(huì)型自雇的收入效應(yīng)均大于農(nóng)民工群體，并且生存型自雇收入效應(yīng)的戶籍差異略高于機(jī)會(huì)型自雇。從代際差異來看①表5分別對(duì)農(nóng)民工和城城流動(dòng)人口中老一代和新生代流動(dòng)人口做了SUSET檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，農(nóng)民工群體中生存型自雇的代際差異在1%水平上顯著，城城流動(dòng)人口中生存型自雇的代際差異在10%水平上顯著，而機(jī)會(huì)型自雇的代際差異在兩個(gè)群體中均不顯著。，兩種自雇類型收入效應(yīng)的代際差異存在不同，生存型自雇的收入效應(yīng)存在代際差異，而機(jī)會(huì)型自雇不存在代際差異，具體來看，新一代流動(dòng)人口的生存型自雇收入效應(yīng)大于老一代。

表5 不同自我雇傭類型對(duì)收入影響的估計(jì)

六、結(jié)論與政策含義

本文利用2017年CMDS數(shù)據(jù)研究了流動(dòng)人口自我雇傭收入效應(yīng)的戶籍差異。結(jié)果顯示與受雇相比，自我雇傭有顯著的正向收入效應(yīng)，流動(dòng)人口從事自我雇傭活動(dòng)會(huì)顯著提高其收入；從戶籍差異來看，城城流動(dòng)人口的自我雇傭收入效應(yīng)大于農(nóng)民工群體；在收入分布層面，流動(dòng)人口自我雇傭的收入效應(yīng)隨著分位數(shù)的上升而增大，并且城城流動(dòng)人口的自我雇傭收入效應(yīng)在每一分位數(shù)上均大于農(nóng)民工，與城城流動(dòng)人口在5%分位數(shù)以下自我雇傭的負(fù)收入效應(yīng)相比，農(nóng)民工群體在20%分位數(shù)以下自我雇傭的收入效應(yīng)為負(fù)，但是自我雇傭收入效應(yīng)的戶籍差異在不同分位數(shù)上卻基本不變；從代際差異來看，農(nóng)民工群體中自我雇傭的收入效應(yīng)存在代際差異，具體表現(xiàn)為新一代農(nóng)民工自我雇傭的收入效應(yīng)要顯著高于老一代農(nóng)民工。進(jìn)一步討論發(fā)現(xiàn)，城城流動(dòng)人口中生存型自雇和機(jī)會(huì)型自雇的收入效應(yīng)均大于農(nóng)民工群體，并且生存型自雇的收入效應(yīng)存在代際差異，而機(jī)會(huì)型自雇不存在收入效應(yīng)的代際差異，具體表現(xiàn)為新一代農(nóng)民工的生存型自雇收入效應(yīng)要高于老一代農(nóng)民工。

結(jié)合以上結(jié)論，本文提出以下幾點(diǎn)建議：第一、為鼓勵(lì)和引導(dǎo)流動(dòng)人口從事自我雇傭活動(dòng)，政府可以采取適當(dāng)?shù)呢?cái)稅金融政策予以支持，簡(jiǎn)化自我雇傭者經(jīng)營(yíng)的審批手續(xù)，營(yíng)造良好的營(yíng)商環(huán)境，完善自我雇傭就業(yè)的政策法規(guī)，加強(qiáng)對(duì)自我雇傭者的法律保護(hù)；第二，機(jī)會(huì)型自雇的收入效應(yīng)具有明顯優(yōu)勢(shì)。流動(dòng)人口主要從事生存型自雇，農(nóng)民工和城城流動(dòng)人口從事機(jī)會(huì)型自雇的比例較低，尤其是農(nóng)民工群體。因此，政府可以從技術(shù)支持、創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)以及稅收優(yōu)惠等方面提高機(jī)會(huì)型自雇的創(chuàng)業(yè)環(huán)境，逐步引導(dǎo)流動(dòng)人口的自我雇傭活動(dòng)由生存型向機(jī)會(huì)型轉(zhuǎn)變。比如對(duì)流動(dòng)人口進(jìn)行免費(fèi)職業(yè)技術(shù)培訓(xùn)、減免流動(dòng)人口進(jìn)行再教育的學(xué)費(fèi)、為流動(dòng)人口進(jìn)行再教育提供經(jīng)費(fèi)資助、鼓勵(lì)社區(qū)大學(xué)以及成人教育的發(fā)展等。