城鄉(xiāng)個體經(jīng)營者從業(yè)行為的決策差異及動機

項云帆

[摘? ? 要] 個體工商業(yè)在中國經(jīng)濟發(fā)展中占有重要地位，城鄉(xiāng)居民從事個體工商業(yè)的動機包括主動拉入和被動推入。通過運用面板probit模型探討影響個體工商業(yè)者從業(yè)行為的推拉因素，再運用非線性面板Probit Oaxaca-Blinder差異分解對城鄉(xiāng)個體工商業(yè)從業(yè)行為差異進行分析后發(fā)現(xiàn)：個體工商業(yè)的從業(yè)行為受微觀特征、社會經(jīng)濟和區(qū)域市場化發(fā)展程度影響，城鄉(xiāng)存在顯著差異；教育可以解釋大部分城鄉(xiāng)個體工商業(yè)從業(yè)行為差異，失業(yè)率與個體工商從業(yè)者的城鄉(xiāng)戶籍差異存在顯著的負相關(guān)；“推拉”城鄉(xiāng)居民從事個體工商業(yè)存在異質(zhì)性，其可區(qū)分和解釋個體工商業(yè)作用更偏重于創(chuàng)業(yè)還是謀生，并影響到個體工商業(yè)的成功與失敗。同時，選擇、進入和持續(xù)從事個體工商業(yè)決策的影響因素及城鄉(xiāng)差異具有一致性，退出（涉獵）的行為受到更多因素影響。政策啟示：1.從當前生育率下降及老齡化社會臨近來看，撫養(yǎng)小孩人數(shù)增加有利于個體工商業(yè)，促進個體工商業(yè)政策有利于緩解生育率下降趨勢；2.提升和完善區(qū)域市場化程度，可以為“雙創(chuàng)”和個體工商業(yè)發(fā)展創(chuàng)造良好的環(huán)境，應(yīng)在經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)大力推行當前的全國統(tǒng)一市場建設(shè)政策；3.教育是發(fā)展個體工商業(yè)、“雙創(chuàng)”、減少城鄉(xiāng)差異最重要的影響因素，應(yīng)制定和提供更廣泛、更普惠的社會大眾教育政策，以幫助城鄉(xiāng)個體經(jīng)營者創(chuàng)業(yè)而不只是謀生。

[關(guān)鍵詞] 個體工商業(yè)；城鄉(xiāng)經(jīng)濟；城鄉(xiāng)差異；推拉理論；創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)；個體經(jīng)濟；就業(yè)問題

[中圖分類號] F063.4；C913.68? [文獻標識碼] A [文章編號] 1002-8129（2024）02-0070-16

一、引言

改革開放以來，城鄉(xiāng)個體經(jīng)營得到快速發(fā)展，為我國經(jīng)濟增長作出了重要貢獻。截至2021年底，全國登記在冊個體工商戶已達1.03億戶，約占市場主體總量（1.54億戶）的2/3①。廣義上一般視個體經(jīng)營為自就業(yè)的方式之一，然而，個體經(jīng)營與自就業(yè)在稅收、經(jīng)營風險等方面存在顯著差異，其創(chuàng)業(yè)效應(yīng)相較于自就業(yè)更為明顯。個體工商業(yè)被視作創(chuàng)業(yè)的一個渠道，并且是當下新業(yè)態(tài)之一，如一段時間就業(yè)一段時間個體經(jīng)營，或白天就業(yè)下班后個體經(jīng)營。因此，以個體經(jīng)營作為分析對象具有較強的現(xiàn)實意義。

城市化進程帶來農(nóng)村富余勞動力遷移，產(chǎn)業(yè)升級和供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革影響著就業(yè)形勢變化，“雙創(chuàng)”支持政策促進創(chuàng)業(yè)浪潮及新的就業(yè)形態(tài)形成。城市與鄉(xiāng)村勞動者存在較大差異，教育及工作經(jīng)驗是識別個體經(jīng)營是創(chuàng)業(yè)渠道還是不得已的謀生手段的潛在變量之一，分析推動或拉入個體工商業(yè)的微觀特征因素和創(chuàng)業(yè)動機，以及社會經(jīng)濟及區(qū)域發(fā)展對其的影響，有利于實現(xiàn)精準政策制定，這是此研究的主要目的。

個體工商業(yè)是一個變化的存量指標，通過分析個體經(jīng)營決策的選擇（處于個體經(jīng)營）、進入（從其他業(yè)態(tài)轉(zhuǎn)入）、持續(xù)經(jīng)營（連續(xù)兩個調(diào)查期間處于個體經(jīng)營）以及涉獵（退出，從個體經(jīng)營中退出進入其他業(yè)態(tài)）。現(xiàn)有研究中，并沒有將退出（涉獵者）群體區(qū)分開來，但對個體經(jīng)營的退出（涉獵者）和持續(xù)經(jīng)營的影響分析，有助于更好地理解新就業(yè)形態(tài)，如半職業(yè)組合勞動者的觀念及數(shù)量上顯著增加的原因，有利于了解新就業(yè)形態(tài)在社會經(jīng)濟發(fā)展中的具體作用。本研究更貼近當前真實的中國市場經(jīng)濟場景，為勞動者的就業(yè)與個體經(jīng)營相互轉(zhuǎn)移及混合行為提供了微觀計量證據(jù)，并解釋了中國個體經(jīng)營異質(zhì)性，以及個體工商業(yè)增長原因。

為揭示個體經(jīng)營樣本隱藏的差異，以識別勞動者從事個體經(jīng)營的動機，和不同亞組間的個體經(jīng)營異質(zhì)性程度，本研究通過分析影響個體經(jīng)營決策的優(yōu)勢或劣勢特征，研究城鄉(xiāng)差異影響因子及推拉作用。研究結(jié)果有助于理解個體經(jīng)營者是主動創(chuàng)業(yè)還是被動謀生，其可解釋個體經(jīng)營中的異質(zhì)性，并表明單純將個體經(jīng)營視作創(chuàng)業(yè)或者自就業(yè)而進行研究是不甚合理的。

二、理論分析及文獻綜述

國內(nèi)目前對于個體工商戶從業(yè)行為的分析還較少，實證上大多將個體工商業(yè)歸屬于自就業(yè)，也有部分研究將其歸為創(chuàng)業(yè)。

由韋伯的劣勢理論、萊特的保護市場理論、布萊克的中間人少數(shù)理論可知，具有某些不利屬性的族群及個體，因為在就業(yè)上受到社會排斥，而不得不選擇自就業(yè)。Confurius、Gowricharn和Dagevos在對非洲不同國家移民就業(yè)選擇進行研究后發(fā)現(xiàn)，移民就業(yè)行業(yè)分散，弱勢群體處于地位底層，主要在比較差的部門就業(yè)[1]。在對族群自就業(yè)差異的研究中，Robert W. Fairlie發(fā)現(xiàn)選擇自就業(yè)，父輩因素可以解釋大部分的族群差異[2]。Chaudhary研究表明種族和代際地位影響到自就業(yè)及其產(chǎn)業(yè)部門[3]。Min和Kim研究發(fā)現(xiàn)美國的90后亞洲移民特別是亞洲移民二代，選擇自就業(yè)的可能性相對于70后更小。受過較好教育的移民二代，相對于其祖父輩，在就業(yè)過程中不利性更少[4]。Aldén和Hammarstedt發(fā)現(xiàn)在瑞士，由于財務(wù)資本因素，移民在信貸市場上受歧視，非歐移民比歐洲移民更受歧視。移民主要在零售、貿(mào)易和服務(wù)行業(yè)選擇自就業(yè)[5]。寧光杰和段樂樂根據(jù)2011年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測的廣東和浙江兩省數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)戶籍隱含的公共服務(wù)政策顯著提高了流動人口選擇自我雇傭的概率及收入，戶籍對從事自我雇傭的影響更大[6]。

個人選擇自就業(yè)受外部和不可控因素的影響。影響勞動者選擇自就業(yè)還是有薪就業(yè)的因素存在較大爭議。在失業(yè)研究文獻中，對自就業(yè)認識存在兩個對立的觀點：（1）自就業(yè)是進入勞動力市場就業(yè)的捷徑；（2）存在就業(yè)劣勢而不得不進入自就業(yè)[7]。Dawson和Henley將創(chuàng)業(yè)與“推”和“拉”因素相聯(lián)系，拉力因素主要表現(xiàn)為積極的動機和原因吸引勞動者加盟，推動因素主要表現(xiàn)為負面的動機和原因迫使勞動者選擇這種類型的工作，因而（1）消極的原因和動機，必然“推”動被迫創(chuàng)業(yè)；（2）由積極因素、動機和有利的勞動力市場環(huán)境自我驅(qū)動“拉”入創(chuàng)業(yè)[8]；Fossen和[Büttner]認為推動型創(chuàng)業(yè)者在沒有失業(yè)的情況下不會開始創(chuàng)業(yè)。拉入型創(chuàng)業(yè)支配著男性和女性的創(chuàng)業(yè)活動，且更可能創(chuàng)新，并對宏觀經(jīng)濟績效產(chǎn)生正影響[9]。由經(jīng)濟衰退期失業(yè)增長導(dǎo)致的自就業(yè)增長可以以“推”模型解釋；而自主創(chuàng)業(yè)、創(chuàng)辦小型企業(yè)以及能根本推動經(jīng)濟長期增長的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，可解釋為經(jīng)濟增長時，市場復(fù)蘇、繁榮帶來的創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新增長[10]，進而作為預(yù)測未來經(jīng)濟增長的信號指標。

全球創(chuàng)業(yè)監(jiān)測（GEM）區(qū)分創(chuàng)業(yè)為：機會型和必然型創(chuàng)業(yè)。機會型創(chuàng)業(yè)的動機是為了抓住機會，而必然性創(chuàng)業(yè)是因為需要這樣做[11]。Block和Wagner從理論上解釋了必然性和機會性創(chuàng)業(yè)者在特征、能力和探索機會上的差異。機會創(chuàng)業(yè)者相對于必然的創(chuàng)業(yè)者尋求更多的盈利機會[12]。因此，從失業(yè)中走出的初創(chuàng)企業(yè)生存率明顯低于其他初創(chuàng)企業(yè)，且它們經(jīng)常出現(xiàn)在進入壁壘和資本金要求較低的行業(yè)，員工人數(shù)有限，且企業(yè)成長速度較慢[13]。

新的就業(yè)形態(tài)出現(xiàn)，混合型創(chuàng)業(yè)者可以同時創(chuàng)業(yè)和就業(yè)[14]，在受過高等教育的專業(yè)人士群體及知識密集型和創(chuàng)新型行業(yè)中特別流行這種形式[15]，它在難以放棄有薪工作和創(chuàng)立自己的商業(yè)之間提供一個誘人的橋梁，并為厭惡風險的勞動者提供了一個了解創(chuàng)業(yè)環(huán)境的方式[16]。雖然Solesvik認為這些混合型創(chuàng)業(yè)者群體應(yīng)該被視為一個同質(zhì)群體，因為其可以完全保持全職就業(yè)，其他時間全時自就業(yè)[14]。但Schulz、Urbig和Procher認為這一群體的勞動者不是同質(zhì)的，受教育程度高的相較于受過較少教育的同行之間，創(chuàng)業(yè)行為存在差異[17]。

然而自就業(yè)是否為創(chuàng)業(yè)者，也引起較大爭議。大量的研究將自就業(yè)視為創(chuàng)業(yè)者[18-19]。自就業(yè)僅因為收入風險和不一定需要創(chuàng)新而被認為是最簡單的企業(yè)家類型（創(chuàng)業(yè)者）[9]。質(zhì)疑者認為自就業(yè)和創(chuàng)業(yè)者之間存在區(qū)別，并認為自就業(yè)并不能反映真實的創(chuàng)業(yè)水平[20]。但自就業(yè)仍然被視為創(chuàng)業(yè)者的一個重要替代變量，雖然不是一個理想的代理變量[21-22]。筆者認為在中國，個體工商業(yè)者突破1億，相對于自就業(yè)，在反映創(chuàng)業(yè)者方面，更可以視作一個重要且更理想的替代變量。

微觀特征上的差異影響到個體經(jīng)營的成功與失敗。Robert W. Fairlie和Alicia M. Bobb分析黑人所有企業(yè)和白人所有企業(yè)從銷售、利潤、就業(yè)和生存等方面存在差異，發(fā)現(xiàn)白人所有企業(yè)成功率遠高于黑人所有企業(yè)，認為黑人家庭缺乏家族企業(yè)商務(wù)經(jīng)驗，家庭角色、繼承和與商業(yè)相關(guān)的人力資本是成功差異原因[23]；Petrova研究非全職工作企業(yè)和個體風險忍受的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)個體選擇非全職工作是為了獲得基本工作經(jīng)驗，且其選擇和個體特征相關(guān)[24]。

正規(guī)教育（教育）或非正規(guī)教育（職業(yè)）是自就業(yè)進入的重要決定因素，因為它有助于自營職業(yè)者充分了解情況，提高發(fā)現(xiàn)商機效率，提高商業(yè)發(fā)現(xiàn)和業(yè)務(wù)質(zhì)量，以及提高企業(yè)的效率、增長、壽命和穩(wěn)定性[22][25]。但是這些創(chuàng)業(yè)的技能不太可能僅僅體現(xiàn)在正規(guī)教育中，仍有無法觀察到的因素影響到一個人成為自就業(yè)者，教育的影響可能被產(chǎn)業(yè)間差異所掩蓋[26]。

國內(nèi)研究分析了個體工商業(yè)的作用。陸萬軍等發(fā)現(xiàn)就業(yè)的非正規(guī)性和缺乏城鎮(zhèn)職工基本社會保險是阻礙農(nóng)民工融入城市的重要因素，農(nóng)民工群體主要在私營企業(yè)和個體工商戶部門就業(yè)，就業(yè)的部門特征是導(dǎo)致非正規(guī)就業(yè)比重高且職工基本社會保險覆蓋率過低的主要原因[27]。陳剛發(fā)現(xiàn)政府管制下創(chuàng)業(yè)活動成本提高，且導(dǎo)致個人創(chuàng)業(yè)概率顯著降低，政府管理對“低社會網(wǎng)絡(luò)組”和“低收入組”創(chuàng)業(yè)概率的影響顯著，但對“高社會網(wǎng)絡(luò)組”和“高收入組”的創(chuàng)業(yè)概率影響不顯著[28]。曹永福等認為自我雇傭一直是農(nóng)村勞動力遷移的重要選擇，且給農(nóng)民工帶來的收入增長幅度較小[29]。孔祖根認為個體工商業(yè)對吸納失業(yè)和增加城鄉(xiāng)居民收入而言，無論在發(fā)達地區(qū)還是不發(fā)達地區(qū)都具有重要的作用。個體工商戶在社會融資中處于邊緣化，個體工商戶的金融服務(wù)存在高的系統(tǒng)性風險[30]。

自就業(yè)研究中，一方面將個體經(jīng)營視作自就業(yè)，另一方面將自就業(yè)作為一個完整業(yè)態(tài)，并視為一個黑匣子而忽視其異質(zhì)性。研究者未能分析暫時自就業(yè)、進入和退出自就業(yè)，以及在自就業(yè)和有薪就業(yè)的邊緣、從就業(yè)轉(zhuǎn)入到自就業(yè)并較長時間從事自就業(yè)等個體之間的差異。本研究的目的是揭示個體經(jīng)營業(yè)隱藏的差異，以識別創(chuàng)業(yè)者從事個體經(jīng)營的動機，以及不同亞組間的個體經(jīng)營異質(zhì)性程度。因此，本研究也仔細分析在個體工商業(yè)和其他行業(yè)之間循環(huán)動態(tài)變化群體即涉獵者（退出），并認為有必要分析選擇、進入、持續(xù)和涉獵（退出）個體工商業(yè)影響因素及異質(zhì)性。

然而，值得注意的是，個體經(jīng)營從業(yè)行為存在不確定性，理論上，雖然相對于自就業(yè)行為的異質(zhì)性，個體經(jīng)營具有更多的同質(zhì)的穩(wěn)定屬性。個體經(jīng)營受確定性屬性如先天的性別、戶籍影響，然而依賴于個體的穩(wěn)定屬性集的論點必然是不完整的，因為導(dǎo)致個體經(jīng)營因素不同的時間點可能隨時發(fā)生變化。因此，本研究的探索也包括后天特征、社會經(jīng)濟和地理特征這些影響因素。

三、數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

中國經(jīng)濟發(fā)展和城市化進程使得城鄉(xiāng)勞動者的社會經(jīng)濟和人口特征呈現(xiàn)較大差異，家庭結(jié)構(gòu)及傳統(tǒng)觀念變遷“推”或者“拉”入個體經(jīng)營，進而對城鄉(xiāng)勞動者選擇、進入、退出（涉獵者）、持續(xù)個體經(jīng)營決策會產(chǎn)生不同影響。研究不同于私營企業(yè)或其他性質(zhì)企業(yè)就業(yè)研究，個體工商戶進入、退出、持續(xù)經(jīng)營往往難以由現(xiàn)有經(jīng)營者的收入進行衡量。因此，本研究過程只針對較穩(wěn)定的因素，如對微觀特征進行分析。

自變量用于分析可觀察的社會經(jīng)濟和人口特征，變量構(gòu)成如下：

1.個體人口特征：先天特征變量如性別、年齡，先天及后天單向可變特征，如戶籍等。

2.工作能力（反映后天努力及個人能力變量）：工作經(jīng)驗、教育水平。

3.家庭特征：婚姻狀態(tài)（未婚、已婚、同居、喪偶和離異）、孩子（18歲以下），家庭長輩人數(shù)（居住一起）。

4.社會經(jīng)濟與區(qū)域發(fā)展變量：失業(yè)率（反映宏觀變化對個體工商業(yè)選擇影響）、市場發(fā)展程度變量（區(qū)域發(fā)展影響）。

定義個體經(jīng)營涉獵者為：涉足個體經(jīng)營一段時間后，再轉(zhuǎn)為就業(yè)的經(jīng)營者；持續(xù)者是連續(xù)從事個體經(jīng)營者，他們花更多的時間，因而比涉獵者更依賴個體經(jīng)營。持續(xù)者以個體經(jīng)營完成積累就可能形成更大的企業(yè)，并可能雇傭其他就業(yè)人員，因此，個體經(jīng)營時間長短對區(qū)分個體經(jīng)營者中這兩類子群體起著至關(guān)重要的作用。同時，它也意味著一個經(jīng)驗積累和學習的過程，通過這個過程，個體經(jīng)營者可以隨著時間的推移更多地了解自己的能力，并了解他們是否有能力繼續(xù)從事這個行業(yè)。因此，綜合分析和考慮了個體經(jīng)營從業(yè)行為（選擇）和一段時間變化狀態(tài)（進入、持續(xù)和涉獵）四種狀況。變量定義表如下：

個體特征變量和社會經(jīng)濟中，戶籍、教育水平和工作經(jīng)驗、小孩為主動選擇變量，年齡、性別、失業(yè)率、一起居住長輩數(shù)、市場發(fā)展指數(shù)（就個體工商戶從業(yè)位置而言）為被動選擇變量。

數(shù)據(jù)來自北京大學“985”項目資助、北京大學中國社會科學調(diào)查中心執(zhí)行的中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）。樣本期間為2010-2017年，其中2011、2013、2015和2017年數(shù)據(jù)因較少對應(yīng)歸到2010，2012、2014和2016年構(gòu)成共4期混合面板數(shù)據(jù)。樣本數(shù)據(jù)特征見表2。

從表2來看，調(diào)查樣本非常集中，教育水平主要集中于大專以下。農(nóng)業(yè)人口學歷除自考大專和本科外，也主要在高中及以下，因為農(nóng)業(yè)戶口考上大學遷移為非農(nóng)戶口，樣本中農(nóng)業(yè)人口學歷絕大部分限于高中。撫養(yǎng)小孩數(shù)量和贍養(yǎng)長輩（同住）70%以上為0；婚姻中已婚占比78%左右。

戶口以農(nóng)業(yè)戶口為主，占比約為70%，女性樣本占比50%左右。農(nóng)業(yè)和非農(nóng)樣本中個體工商戶占比如圖1。

由圖1，雖然農(nóng)業(yè)戶口在是否、轉(zhuǎn)入、退出和持續(xù)經(jīng)營的個體工商戶的勞動力人數(shù)超過非農(nóng)戶口，但從比例來看，非農(nóng)戶口均比農(nóng)業(yè)戶口人數(shù)多。其中，樣本數(shù)非農(nóng)個體工商戶占比約8.1%，與全國統(tǒng)計數(shù)據(jù)接近。

四、研究模型與實證結(jié)果

（一） 研究方法及模型

分析由兩部分組成：首先，運用Probit模型探討個體工商戶決策，取個體工商戶經(jīng)營決策行為虛擬變量。當[y]取值[0 1]時，模型如果為logit或者probit模型，設(shè)模型[ys=F（βs′xs）]，其中，[s]取值[u]、[r]，u為非農(nóng)變量，r為農(nóng)業(yè)戶籍變量。

1. 面板Probit模型

構(gòu)建模型如下：

[Prob（Yi=jxi）=pij=exp（x′iβj）i=1mexp（x′iβj），]

[ j=1，…m，i=1，…n]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（1）

依賴于平均邊際效應(yīng)估計解釋回歸模型，運用穩(wěn)健誤差以彌補由面板數(shù)據(jù)所帶來的解釋變量系數(shù)任何錯誤膨脹。對于個體i，相對于y取j概率，第k個回歸變量一個單位的變化對概率影響的邊際效應(yīng)MEs為[31]：

[MEijk=?Pr（y=jx）?xk=?pij?xi=pij（βj-βi）]? ? ? ? （2）

2. Oaxaca-Blinder二值非線性分解

其次，Probit Oaxaca-Blinder分解分析個體工商戶的城鄉(xiāng)差異，F(xiàn)airlie以及Bauer T K和Sinning M將Oaxaca-Blinder分解拓展到二值的非線性分解，以研究美國少數(shù)族裔與主流民族經(jīng)營家族企業(yè)的成功率差異及影響因素[2]，其運用Taylor展開，將logit、probit等非線性模型轉(zhuǎn)化成線性模型，然后進行差異分析[32-33]。非線性分解最終轉(zhuǎn)化為：

[yu-yr≈iNuF（βr′xiu）Nu-iNrF（βr′xir）Nr+iNuF（βu′xiu）Nu-iNuF（βr′xiu）Nu] ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（3）

方程（3）中，[N]為各群體的樣本數(shù)，[y]為各群體的樣本平均概率。[iNuF（βr′xiu）Nu-iNrF（βr′xir）Nr]測度的是自變量變化所導(dǎo)致的差異， [iNuF（βu′xiu）Nu]

[-iNuF（βr′xiu）Nu]測度系數(shù)的變化。Mazeikaite G.、O Donoghue C.和Sologon D. M.運用非線性Probit OB分解分析收入、財務(wù)約束和教育對貧困群體健康的影響[34]。

（二） 實證結(jié)果

分析因變量及模型共4種，分別為是否從事（模型1）和進入（模型2）、涉獵（退出）（模型3）和持續(xù)經(jīng)營（模型4）。表3模型2-4分析個體工商業(yè)進入、持續(xù)還是涉獵（退出）（sein、sedur、seout）意愿影響因素。與個體工商業(yè)選擇（seis）分析相比，2010年為基準。因此，個體工商戶意愿動態(tài)變化分析只有2012、2014和2016年3期樣本。面板probit隨機效應(yīng)模型及變量均值處邊際效應(yīng)分析結(jié)果如表3。

（三） 影響個體工商業(yè)從業(yè)行為的“推”“拉”因素

1. 個體特征的影響

性別虛擬變量（male）：回歸系數(shù)為正（0.339）且統(tǒng)計上顯著性（p < 0.001）。由此可見，男性對個體工商業(yè)的選擇（seis）意愿具有顯著的正效應(yīng)、邊際效應(yīng)（0.0280），男性與女性選擇個體工商業(yè)的差異在0.1%的水平上顯著，結(jié)論表明相對于女性，男性選擇個體工商業(yè)的概率高2.8%。在從其他行業(yè)選擇進入個體工商業(yè)（模型2，sein），男性相對于女性，其概率顯著高0.84%，持續(xù)（模型4，sedur）的概率顯著高 1.06%。然而，涉獵或從個體工商戶經(jīng)營中退出（模型3，seout）的概率也顯著地高0.79%，且P值均小于0.001。

年齡（birthyr）：由模型1（seis），回歸系統(tǒng)為負（-0.0273）且在99.99%的置信水平上高度顯著，表明年齡的增長降低了從事個體工商業(yè)的選擇（seis）意愿。由模型2-4，在0.1%的水平上，年齡增長亦顯著地降低了進入、持續(xù)和涉獵的概率。由邊際效應(yīng)，統(tǒng)計0.1%的水平上顯著，但其降低的概率均較低。

戶籍虛擬變量（idhk）：由模型1（seis），回歸系數(shù)雖然為正，然而統(tǒng)計上并不顯著，這說明城鄉(xiāng)戶籍變量本身對選擇個體工商戶意愿并不存在顯著差異，同樣地，由模型2-4的進入、退出與持續(xù)模型實證結(jié)果，回歸結(jié)果不顯著，這正好反映了個體工商業(yè)的靈活性及無門檻優(yōu)點。

2. 工作能力的影響

教育水平（afat）：回歸系數(shù)為正（0.0756）且在0.1%的統(tǒng)計水平上顯著，結(jié)論表明教育水平越高，從事個體工商業(yè)或者創(chuàng)業(yè)的（seis）概率越大，由邊際效應(yīng)，基于對教育水平的賦值方式，教育水平每增加一個檔次，選擇從事個體工商業(yè)或者創(chuàng)業(yè)（模型seis）的概率增加0.63%。同樣地，教育水平提升增加從其他行業(yè)進入（模型sein）的概率0.22%，增加持續(xù)個體工商業(yè)或創(chuàng)業(yè)（模型sedur）的概率0.32%。然而，由于教育水平提升，教育水平高的勞動者相對于教育水平低的勞動者，更容易就業(yè)，因而也增加了涉獵或者退出（模型seout）的概率0.15%。

工作經(jīng)驗（worky）：由表3，模型1（seis），工作經(jīng)驗變量回歸系數(shù)統(tǒng)計上顯著為正（0.0157），由邊際效應(yīng)，工作經(jīng)驗每增加一個單位，選擇（seis）個體工商業(yè)的概率增加0.13%。由模型2（sein），雖然系數(shù)（0.0065）1%統(tǒng)計水平上顯著為正，且邊際效應(yīng)結(jié)果（0.0004）表明工作經(jīng)驗增加了進入的概率，然而，這個概率是相當?shù)偷摹Ｓ赡Ｐ?（sedur），工作經(jīng)驗與個體工商業(yè)的持續(xù)正相關(guān)（0.0207），且每增加工作經(jīng)驗一個單位，持續(xù)的概率就增加0.13%。然而，模型seout實證結(jié)果表明工作經(jīng)驗的增加，也降低了退出或者涉獵個體工商業(yè)/創(chuàng)業(yè)的概率0.03%，模型1-4的分析結(jié)論表明工作經(jīng)驗有助于提高個體工商業(yè)或者創(chuàng)業(yè)的成功概率。

3. 家庭特征的影響

撫養(yǎng)18歲以下孩子個數(shù)（nchild）：由表3模型1（seis）中，家庭孩子需要照顧的數(shù)量對于個體工商業(yè)選擇（seis）意愿具有顯著的正影響（0.0945），且1個孩子增加帶來個體工商業(yè)選擇概率增加0.78%，同樣地，增加了進入的概率0.52%，但對持續(xù)和涉獵（退出）影響并不顯著。

父母（carno）：贍養(yǎng)長輩對個體工商業(yè)選擇（seis）意愿雖然為負（-0.0303），但統(tǒng)計上并不顯著，表明并沒有顯著的影響。且贍養(yǎng)長輩在進入、涉獵（退出）和持續(xù)的影響統(tǒng)計上也不顯著。

婚姻狀態(tài)虛擬變量：以未婚為基準，離異變量回歸系數(shù)雖然為正，但統(tǒng)計上并不顯著（0.181），其他婚姻狀態(tài)相對于未婚，對個體工商業(yè)選擇（seis）意愿具有統(tǒng)計上的顯著的正影響。其中，選擇個體工商業(yè)的概率已婚高3.09%，同居高4.3%，喪偶高5.06%。已婚對進入、涉獵（退出）和持續(xù)具有顯著的正相關(guān)，增加進入概率1.91%，涉獵（退出）1.65%，持續(xù)2.35%。同居對進入、涉獵（退出）和持續(xù)具有顯著的正影響，并顯著地增加了進入的概率3.52%，但從均值處的邊際效應(yīng)來看，對涉獵（退出）和持續(xù)概率影響并不顯著。喪偶對進入、涉獵（退出）和持續(xù)在0.1%的統(tǒng)計水平上具有顯著的正影響，并顯著地增加了進入的概率2.96%，涉獵（退出）1.49%，持續(xù)3.38%。離異雖然選擇個體工商戶概率高1.13%，且不顯著。但離異對進入、涉獵（退出）和持續(xù)正影響統(tǒng)計上顯著，且增加了進入概率1.1%、涉獵（退出）0.79%和持續(xù)0.91%，且統(tǒng)計上顯著。

4. 社會經(jīng)濟與區(qū)域發(fā)展的影響

宏觀經(jīng)濟環(huán)境（lue）：選擇失業(yè)率作為宏觀經(jīng)濟代理變量，由回歸系數(shù)在0.1%的統(tǒng)計水平上顯著為負（-0.355），失業(yè)率和個體工商業(yè)選擇（seis）意愿呈負相關(guān)，且在均值處，平均失業(yè)率對數(shù)升高一個百分點，個體工商業(yè)選擇（seis）意愿顯著地降低2.94%，即失業(yè)率顯著地降低了個體工商業(yè)選擇（seis）意愿。失業(yè)率與進入、持續(xù)個體工商業(yè)意愿顯著負相關(guān)，且在均值處，降低了進入概率1.49%，持續(xù)概率1.73%，然而，與涉獵（退出）雖然正相關(guān)，但并不顯著。

區(qū)域發(fā)展程度（marketi）：區(qū)域經(jīng)濟市場化程度較高的地方，對個體工商業(yè)選擇（seis）意愿亦具有顯著的正影響（0.212）。同樣地，區(qū)域發(fā)展程度正向影響了進入、持續(xù)個體工商業(yè)意愿，在均值處，區(qū)域發(fā)展程度增加一個單位，增加進入概率0.62%，涉獵（退出）0.78%，持續(xù)0.73%。

考慮到人口流動方向由西部向東部，由鄉(xiāng)村向城市遷移，這表明市場經(jīng)濟發(fā)展有利于個體工商戶發(fā)展或?qū)?chuàng)業(yè)有促進作用。由上述實證結(jié)論，良好的外部環(huán)境有利于選擇從事個體工商業(yè)意愿。

五、“推”與“拉”因素對個體工商業(yè)者從業(yè)行為城鄉(xiāng)差異影響

由上述分析可見，雖然在統(tǒng)計中，戶籍制度對個體工商業(yè)選擇、進入、退出和持續(xù)的影響并不顯著，然而中國城鄉(xiāng)之間福利待遇存在顯著差異，因此，分析影響“推拉”勞動者選擇或者涉獵個體經(jīng)營的影響因素，有利于制定精準扶持個體工商業(yè)或創(chuàng)業(yè)政策。通過對個體之間優(yōu)劣勢運用非線性Probit分解（Fairlie Oaxaca-Blinder分解），分別探討影響個體工商業(yè)者選擇、進入、持續(xù)及涉獵存在的城鄉(xiāng)群體的差異因素。

非線性Probit Oaxaca-Blinder分解結(jié)果如表4，表中E為特征（城鄉(xiāng)）差異引起的個體工商業(yè)者選擇行為概率城鄉(xiāng)差異（稟賦效應(yīng)），即可解釋的差異比，C為系數(shù)差異引起的參與個體工商業(yè)概率差異，即不可解釋的差異比（系數(shù)效應(yīng)）。百分比一欄為該特征（城鄉(xiāng)）所引起的部分占總差異的比率。稟賦效應(yīng)正的系數(shù)說明稟賦（城鄉(xiāng)）差異引起的個體工商業(yè)者選擇行為概率城鄉(xiāng)差異擴大，系數(shù)效應(yīng)的負系數(shù)（不可解釋）說明由于系數(shù)不同引起的差異擴大。

（一） “推”與“拉”對個體工商業(yè)者選擇及進入、持續(xù)與退出城鄉(xiāng)差異影響

如表4，從稟賦效應(yīng)（E）系數(shù)來看，選擇（seis）為-0.0176，進入（sein）-0.0082、持續(xù)（sedur）-0.0056，且在0.1%統(tǒng)計水平上顯著，說明稟賦引起的差異在顯著地減少農(nóng)業(yè)和非農(nóng)所引起的個體工商業(yè)選擇及進入、持續(xù)的概率城鄉(xiāng)差異，但對于涉獵（退出）（seout）概率，稟賦效應(yīng)雖然為0.0010，統(tǒng)計上并不顯著，由系數(shù)效應(yīng)（C）的系數(shù)均為正且0.1%統(tǒng)計水平顯著，表明系數(shù)效應(yīng)引起的不可解釋部分減少了個體工商業(yè)者選擇，以及進入、持續(xù)、涉獵（退出）概率的城鄉(xiāng)差異，非線性Probit的詳細分解結(jié)果見表5。

（二） 個體工商業(yè)從業(yè)行為城鄉(xiāng)差異稟賦效應(yīng)（可解釋）

如果某微觀特征的稟賦效應(yīng)系數(shù)為正，表明在農(nóng)業(yè)戶口擁有和非農(nóng)戶口相同的特征變量分布條件下，該微觀特征增加了個體工商業(yè)概率的城鄉(xiāng)差異。

1. 個體特征對個體工商業(yè)城鄉(xiāng)差異影響

性別虛擬變量（male）：稟賦效應(yīng)（E）系數(shù)選擇（seis）為0.0003、進入（sein）0.0001、持續(xù)（sedur）0.0001，且統(tǒng)計上顯著，顯示男性相對于女性，顯著地增加了個體工商業(yè)城鄉(xiāng)差異選擇（seis）概率1.66%、進入（sein）概率3.07%和持續(xù)（sedur）概率0.85%。但涉獵（退出）稟賦效應(yīng)（0.0001）雖然為正，但統(tǒng)計上并不顯著。即性別對退出（seout）概率的城鄉(xiāng)差異影響不顯著。

年齡（birthyr）：稟賦效應(yīng)（E）系數(shù)選擇（seis）為-0.0061、進入（sein）-0.0012、持續(xù)（sedur）-0.0023，且均在0.1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明年齡顯著地減少了個體工商業(yè)城鄉(xiāng)差異選擇（seis）概率32.67%、進入（sein）概率-43.78%和持續(xù)（sedur）概率21.29%。涉獵（退出）稟賦效應(yīng)（-0.0027）雖然為負，但統(tǒng)計上并不顯著。即性別對退出（seout）概率的城鄉(xiāng)差異影響不顯著。

2. 工作能力影響

教育水平（afat）：由稟賦效應(yīng)來看，教育水平提升顯著地降低了個體工商業(yè)在選擇、進入、持續(xù)概率之間的城鄉(xiāng)差異，且減少的差異占比分別為選擇77.44%、進入230.79%、持續(xù)49.32%，雖然也降低了涉獵（退出）概率之間的城鄉(xiāng)差異，但統(tǒng)計上并不顯著。

工作經(jīng)驗（worky）：工作經(jīng)驗顯著地擴大了個體工商戶選擇（seis）、持續(xù)（sedur）概率城鄉(xiāng)之間的差異，但增加的差異占比較少，選擇2.23%、持續(xù)6.93%，從稟賦效應(yīng)系數(shù)來看，工作經(jīng)驗增長對個體工商戶進入（sein）、涉獵（退出）（seout）概率城鄉(xiāng)之間差異影響統(tǒng)計上并不顯著。

3. 家庭特征影響

撫養(yǎng)18歲以下孩子個數(shù)（nchild）：由差異分解的稟賦效應(yīng)，撫養(yǎng)的小于18歲小孩人數(shù)選擇（seis）-0.0041、進入（sein）-0.0034、持續(xù)（sedur）-0.0014，且統(tǒng)計上均顯著，表明撫養(yǎng)小孩越少，城鄉(xiāng)個體工商業(yè)選擇、進入、持續(xù)概率之間的差異越小，且減少的差異占比分別為選擇21.86%、進入121.02%、持續(xù)12.95%，其中，減少進入個體工商業(yè)概率城鄉(xiāng)之間的差異最大。雖然孩子個數(shù)減少涉獵（退出）（seout）概率城鄉(xiāng)之間差異，但統(tǒng)計上并不顯著。

父母（carno）：贍養(yǎng)的長輩越多，統(tǒng)計上顯著地減少了個體工商業(yè)選擇（-0.0003）、進入（-0.0001）概率的城鄉(xiāng)差異，雖然也降低持續(xù)（-0.00001）、涉獵（-0.0001）概率城鄉(xiāng)差異，但統(tǒng)計上不顯著。

4. 社會經(jīng)濟影響

宏觀經(jīng)濟環(huán)境（lue）：失業(yè)率稟賦效應(yīng)（E）系數(shù)選擇（seis）為-0.0007、持續(xù)（sedur）-0.0006、進入（sein）-0.0004，且均在0.1%統(tǒng)計水平上顯著，表明失業(yè)率顯著地減少了個體工商業(yè)選擇（seis）概率城鄉(xiāng)差異3.58%，持續(xù)（sedur）概率城鄉(xiāng)差異5.97%，進入概率城鄉(xiāng)差異為14.25%。然而，涉獵（退出）稟賦效應(yīng)雖然為正（0.00005），但統(tǒng)計上并不顯著。

區(qū)域市場發(fā)展程度（marketi）：區(qū)域市場發(fā)展程度顯著地擴大了選擇（0.0084）、進入（0.0034）、持續(xù)經(jīng)營個體工商業(yè)（0.0037）概率城鄉(xiāng)差異概率，增加差異占比分別為：選擇44.83%、進入122.06%、持續(xù)34.97%。雖然增加了退出（0.0095）概率的城鄉(xiāng)差異且占比155.92%，但統(tǒng)計上不顯著。

由表5，從個體工商業(yè)退出（seout）概率的城鄉(xiāng)差異影響來看，上述變量的稟賦效應(yīng)均不顯著。教育水平、撫養(yǎng)的小于18歲小孩人數(shù)對減少個體工商戶選擇（seis）概率城鄉(xiāng)差異所占百分比最高，其中教育水平減少選擇概率城鄉(xiāng)差異約77.44%，撫養(yǎng)小于18歲小孩減少了差異的21.86%，其次為年齡和失業(yè)率，影響占比與進入、持續(xù)、涉獵（退出）（sein、sedur、seout）分析結(jié)論一致。

（三） 個體工商業(yè)從業(yè)行為城鄉(xiāng)差異系數(shù)效應(yīng)（不可解釋）

系數(shù)效應(yīng)說明農(nóng)業(yè)戶口在擁有和非農(nóng)戶口相同的特征條件下，負的系數(shù)效應(yīng)微觀特征變量系數(shù)增加了該變量引起的個體工商業(yè)選擇和經(jīng)營決策行為概率城鄉(xiāng)差異。

由表5，撫養(yǎng)小孩人數(shù)的系數(shù)效應(yīng)顯著地減少了選擇（seis）、進入（sein）和持續(xù)（sedur）個體工商業(yè)決策概率的城鄉(xiāng)差異，但對退出經(jīng)營決策（seout）概率影響不顯著。

失業(yè)率的系數(shù)效應(yīng)僅對持續(xù)（sedur）概率的城鄉(xiāng)差異增加影響顯著，教育水平、市場發(fā)展的系數(shù)效應(yīng)均顯著地增加了選擇（seis）、進入（sein）、持續(xù)（sedur）、退出（seout）個體工商業(yè)概率的城鄉(xiāng)差異。

影響個體工商業(yè)選擇（seis）概率的城鄉(xiāng)差異增加的系數(shù)效應(yīng)變量由高到低依次為教育水平、市場發(fā)展、年齡、撫養(yǎng)小孩人數(shù)和贍養(yǎng)長輩人數(shù)；影響進入（sein）、持續(xù)（sedur）概率的系數(shù)效應(yīng)由高到低依次為教育水平和市場發(fā)展；影響退出（seout）概率城鄉(xiāng)差異的系數(shù)效應(yīng)主要變量為年齡、教育水平、贍養(yǎng)長輩人數(shù)。

由劣勢理論及“推拉”模型，影響城鄉(xiāng)選擇、進入、持續(xù)和涉獵個體工商業(yè)差異因素，有3種情形：（1）城鄉(xiāng)均是劣勢，但農(nóng)業(yè)戶籍勞動力劣勢更大；（2）均是優(yōu)勢，但城市居民優(yōu)勢更大；（3）城市居民是優(yōu)勢，而相對于農(nóng)業(yè)戶籍，是劣勢。

（四）“推動”和“拉入”動機

由上述分析，將所有影響因素分為“拉入”因素，其對選擇、進入、持續(xù)和涉獵個體工商業(yè)具有正影響；“推動”因素，即具有負影響。這些因素也“降低”或者“增加”個體工商業(yè)從業(yè)決策城鄉(xiāng)差異，因而所有因素可分為四類，見表6。

由韋伯劣勢理論，具有某些不利屬性如農(nóng)村戶籍勞動者以及城市失業(yè)者，更有可能進入個體工商業(yè)，作為對其在勞動力市場社會排斥的回應(yīng)，且個體工商業(yè)將產(chǎn)生更高的回報，而免除經(jīng)歷更長時間的失業(yè)。由表6可知，失業(yè)推動了個體工商業(yè)的選擇、進入、持續(xù)，并減少了城鄉(xiāng)的從業(yè)決策差異。這正說明個體工商業(yè)吸收了大量失業(yè)人群并且吸納了農(nóng)村遷移至城市具有就業(yè)不利屬性的個體。

涉獵者（退出）與選擇和進入、持續(xù)在社會經(jīng)濟和人口特征上不同。Hussein and Youssef認為由于涉獵者不能確保任何持續(xù)的個體經(jīng)營或就業(yè)，因此他們是出于消極的動機而非自愿選擇從事個體經(jīng)營，因為就業(yè)進入壁壘高，因此被“推動”從事個體經(jīng)營，成為被推動和必要的創(chuàng)業(yè)者[31]。

涉獵者（退出）代表受教育程度較低的勞動者群體，從事非必須且非創(chuàng)業(yè)的個體經(jīng)營。在Weber的弱勢理論、萊特的文化理論和布萊克的中間人少數(shù)民族理論看來，他們在社會上是被邊緣化的，且是不合格的就業(yè)者，具有不太有利的屬性（少數(shù)族裔、有文化和風俗習慣回避、體驗語言障礙、面臨信用準入差、學歷較低等等），因而被“推”到個體經(jīng)營中。由此，涉獵者與持續(xù)的個體經(jīng)營者相比較，在社會經(jīng)濟和人口特征方面是不同的，因而受到的影響也是不同的。涉獵者在個體經(jīng)營和就業(yè)之間進行嘗試，以了解最適合他們的技能或喜好，其嘗試有助于了解自己的能力以及在就業(yè)市場中的優(yōu)劣特征[31]。由表6可知，涉獵者受影響的特征不像個體經(jīng)營與就業(yè)那樣具有明顯的屬性，即回歸結(jié)果并不顯著。

（五）城鄉(xiāng)個體經(jīng)營異質(zhì)性

由于異質(zhì)性，基于推拉模型和城鄉(xiāng)差異，城鄉(xiāng)戶籍并不顯著影響個體工商業(yè)選擇、進入和持續(xù)，但城鄉(xiāng)群體之間選擇、進入和持續(xù)存在顯著差異。由于失業(yè)者大多被視為不稱職，在被雇用時面臨困難，這也適用于在工作中受到歧視的工人[35]。選擇、進入和持續(xù)與涉獵（退出）的決策受推、拉因素影響存在顯著的統(tǒng)計上差異。微觀特征如家庭中的撫養(yǎng)小孩人數(shù)“拉入”并減少了城鄉(xiāng)個體工商業(yè)從業(yè)決策，相對于就業(yè)的嚴格時間要求，個體工商業(yè)從業(yè)的時間自由，有利于撫養(yǎng)小孩，然而，贍養(yǎng)長輩“推動”雖然不顯著，但顯著地減少了從業(yè)決策的城鄉(xiāng)差異。從個體特征變量來看，男性相對于女性，會更大概率選擇、進入和持續(xù)從事個體工商業(yè)，并擴大了城鄉(xiāng)差異，婚姻中同居、喪偶和離異三種家庭狀態(tài)也具有正的影響，并擴大了城鄉(xiāng)差異。個體工商業(yè)的涉獵（退出）分析結(jié)果來看，并不能從個體特征的角度來解釋。因此，解釋選擇個體經(jīng)營在多大程度上“拉入”或被“推入”也顯得困難，特別是同一時間“拉入”和“推動”因素的動機混合和沖突時，這種區(qū)別就變得有點模糊。

從事個體經(jīng)營的動機，基于中國城市化進程及城鄉(xiāng)戶籍差異的現(xiàn)狀，也可用“推”和“拉”模型進行理論解釋。農(nóng)村勞動者進入城市，處于劣勢不利地位，缺乏勞動經(jīng)驗，因而被“推”進個體經(jīng)營；相反地，城市勞動者具有工作經(jīng)驗，存在兩種狀況：有經(jīng)驗的勞動者可以被“拉”入個體經(jīng)營成為創(chuàng)新者，因為個體經(jīng)營的固定稅收及小風險使得其成為初期創(chuàng)業(yè)的渠道，另一種是年齡大的勞動者因為產(chǎn)業(yè)升級而失業(yè)，因而被“推”入，被動成為個體經(jīng)營者。

六、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

當前中國供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、產(chǎn)業(yè)升級及農(nóng)業(yè)人口遷移為城鄉(xiāng)就業(yè)帶來壓力，解決就業(yè)壓力需要萬眾創(chuàng)新和大眾創(chuàng)業(yè)帶來更多就業(yè)機會。然而，具有一些弱勢特征的人群在就業(yè)市場上處于不平等地位。本研究分析了個體工商業(yè)從業(yè)行為影響因素及城鄉(xiāng)差異，探討了微觀特征、社會經(jīng)濟和區(qū)域發(fā)展對個體工商業(yè)從業(yè)的“推拉”因素。主要結(jié)論如下：

1. 個體工商業(yè)的從業(yè)行為受微觀特征、社會經(jīng)濟和區(qū)域市場化發(fā)展程度影響，城鄉(xiāng)從業(yè)行為存在顯著差異。

2 .微觀特征、社會經(jīng)濟和區(qū)域發(fā)展“推拉”城鄉(xiāng)居民從事個體工商業(yè)，其影響存在異質(zhì)性，其可將個體工商業(yè)從業(yè)行為區(qū)分為創(chuàng)業(yè)渠道或謀生手段，并在當前中國經(jīng)濟社會中產(chǎn)生新的就業(yè)形態(tài)，且“推拉”因素影響到個體工商業(yè)的成功與失敗。

3. 選擇、進入和持續(xù)個體工商業(yè)決策的影響因素及城鄉(xiāng)差異具有一致性，退出（涉獵）的行為顯然受到更多因素影響。

（二）進一步地討論：個體經(jīng)營，創(chuàng)業(yè)渠道還是謀生手段？

就業(yè)質(zhì)量顯著正向影響個體獲得感[36]，因此必須對涉獵者和持續(xù)經(jīng)營進行比較。根據(jù)關(guān)鍵特征，將選擇、進入和持續(xù)經(jīng)營視作一個可控制的一系列組合的工作群體，當機會出現(xiàn)時，有可能充分利用個體經(jīng)營和雇員創(chuàng)業(yè)。此時，涉獵者可能只是選擇、進入和持續(xù)個體經(jīng)營而并不長久，由此，個體經(jīng)營視為創(chuàng)業(yè)渠道。

教育、經(jīng)驗有助于“拉入”個體經(jīng)營，意味著創(chuàng)業(yè)。一方面，“拉入”的創(chuàng)業(yè)者是擁有高技能的勞動者，有創(chuàng)新能力。另一方面，不利就業(yè)屬性的勞動者更有可能被“推動”從事個體經(jīng)營。因此，較高教育水平與較長工作經(jīng)驗的勞動者進入個體經(jīng)營意味著是創(chuàng)業(yè)，而較低教育水平與較短工作經(jīng)驗的勞動者“推”入個體經(jīng)營是由于就業(yè)市場處于不利地位。由此表明個體經(jīng)營是創(chuàng)業(yè)的通道。

因此，教育在所有影響因素中，“拉入”個體工商業(yè)及減少城鄉(xiāng)差異的作用是最大的。個體經(jīng)營是受更高教育的勞動者同時選擇就業(yè)和創(chuàng)業(yè)的一種方式，因而，教育對個體工商業(yè)的影響是第一位的。新的就業(yè)形態(tài)，即勞動者在就業(yè)和個體經(jīng)營間進行轉(zhuǎn)換，或者同時保持就業(yè)和額外時間從事個體經(jīng)營。

區(qū)域發(fā)展有利于個體工商業(yè)從業(yè)，并增加了城鄉(xiāng)差異。萊特保護市場理論認為，具有類似劣勢特征的勞動者在空間上聚集從事自就業(yè)，因此個體經(jīng)營存在地理聚集區(qū)和少數(shù)族群的傳統(tǒng)經(jīng)濟。相對于就業(yè)，個體經(jīng)營這種創(chuàng)業(yè)形式可以讓他們快速進入、生存并利用技能進而得到更好的回報。

持續(xù)個體經(jīng)營者更依賴和從事個體經(jīng)營，因而和涉獵者不同，他們更有可能“拉入”和有積極的動機從事個體經(jīng)營。他們具有從事個體經(jīng)營所必需的屬性，且比涉獵者更具優(yōu)勢。因而他們更具創(chuàng)業(yè)精神，類似于“拉入”創(chuàng)業(yè)和機會創(chuàng)業(yè)者。因此，持續(xù)經(jīng)營者是創(chuàng)業(yè)者，而不是在勞動力市場中具有高天賦和熟練技能的就業(yè)者，在涉及人力資本積累、行業(yè)技能水平，以及更符合個體經(jīng)營的屬性方面也不同于就業(yè)勞動者。

（三）政策含義

由“推拉”模型及個體特征對城鄉(xiāng)個體工商業(yè)決策影響上存在的差異，促進個體工商業(yè)的精準政策含義如下：

首先，從當前生育率下降及老齡化社會臨近的現(xiàn)狀來看，撫養(yǎng)小孩人數(shù)有利于個體工商業(yè)，贍養(yǎng)長輩雖然對個體工商業(yè)影響為負但不顯著，兩因素均顯著地減少了城鄉(xiāng)差異。因此，促進個體工商業(yè)政策有利于緩解生育率下降的趨勢。

其次，從促進個體工商業(yè)的政策來看，區(qū)域市場化程度是有益于其發(fā)展的。因此，提升和完善區(qū)域市場化程度，可以為“雙創(chuàng)”和個體工商業(yè)發(fā)展創(chuàng)造良好的環(huán)境。當前的全國統(tǒng)一市場建設(shè)政策，應(yīng)在經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)大力推行，本研究為此政策提供了理論依據(jù)。

最后，結(jié)合城鄉(xiāng)教育差距、工作經(jīng)驗差異及“推拉”因素分析，城鎮(zhèn)居民從事個體工商業(yè)以創(chuàng)業(yè)為主，而農(nóng)村居民則被動進入個體工商業(yè)，并對城鄉(xiāng)從事個體工商業(yè)的成功與否產(chǎn)生影響，教育是發(fā)展個體工商業(yè)、鼓勵“雙創(chuàng)”、減少城鄉(xiāng)差異的最重要影響因素，因而，應(yīng)制定和提供更廣泛、更普惠的教育政策。特別是針對農(nóng)村居民，需要提升教育資源的有效配置，以幫助其創(chuàng)業(yè)而不只是推入謀生。

總而言之，影響個體工商業(yè)決策的城鄉(xiāng)個體特征、社會經(jīng)濟和區(qū)域發(fā)展之間存在顯著差異，因而，在制定鼓勵“雙創(chuàng)”和促進個體工商業(yè)政策時，應(yīng)充分考慮優(yōu)、劣勢個體特征對個體工商業(yè)影響的城鄉(xiāng)差異、區(qū)域市場化程度差異及當前社會經(jīng)濟發(fā)展水平。

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