預(yù)期收入差距促進(jìn)農(nóng)民工在城創(chuàng)業(yè)了嗎？

唐炫玥　胡浩　陳蘇

摘要：采用CHIP2013年全國外來務(wù)工人員調(diào)查數(shù)據(jù)，研究農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)行為決策因素。用Heckman模型糾正樣本自選擇偏差，通過Probit模型實證分析創(chuàng)業(yè)與雇工2個就業(yè)部門的預(yù)期收入差距對農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)行為的影響，并基于創(chuàng)業(yè)農(nóng)民工內(nèi)部的異質(zhì)性，即雇主和自營勞動者進(jìn)行了分別探討，發(fā)現(xiàn)預(yù)期收入差距對這2個就業(yè)部門的選擇影響有所差異。勞動者選擇從事雇主的概率隨預(yù)期收入差距的增加而增加，但選擇從事自營勞動者創(chuàng)業(yè)的概率隨預(yù)期收入差距的增加反而降低。同時，農(nóng)民工的個人資本、家庭層面、代際人力資本傳遞等因素均能顯著影響農(nóng)民工群體的創(chuàng)業(yè)選擇行為。

關(guān)鍵詞：農(nóng)民工;創(chuàng)業(yè)行為;預(yù)期收入差距;決策因素

中圖分類號： C976.1;F323.6文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A

文章編號：1002-1302（2019）09-0333-05

為充分激發(fā)億萬群眾智慧和創(chuàng)造力，實現(xiàn)國家強盛、人民富裕，國家提出了“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”，并指出要堅決消除創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新的各種束縛和桎梏，匯聚起經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的強大新動能。多年來，農(nóng)民工一直是國家政府關(guān)心的焦點，農(nóng)民工創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)也是政府所提倡和鼓勵支持的。但是，農(nóng)民工創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的內(nèi)容和形式較為寬泛，同時由于城鄉(xiāng)二元戶籍制度的限制、該群體本身受教育水平偏低等原因，也使得農(nóng)民工在創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)之路上遇到了較多困難。因此，為推進(jìn)“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”，農(nóng)民工的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)也不可忽視。已有學(xué)者對農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)研究大多集中于農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)[1-3]，而忽略了在城農(nóng)民工這一創(chuàng)業(yè)群體。雖然大多數(shù)農(nóng)民工選擇的是成為雇工就業(yè)，但是從農(nóng)民工群體中以往學(xué)者測算出有25.06%進(jìn)行自主創(chuàng)業(yè)[4-5]看來，目前農(nóng)民工群體中創(chuàng)業(yè)率達(dá)到四分之一左右，其數(shù)量不可小覷，創(chuàng)業(yè)在解決農(nóng)民工就業(yè)中起到重要的作用。

目前已有相當(dāng)多的研究使用預(yù)期收入差距來解釋就業(yè)的選擇問題，認(rèn)為個體在決定成為一名雇工還是一名企業(yè)家，取決于在每一部門中依據(jù)風(fēng)險調(diào)整而獲得的收益[6]，進(jìn)一步地，Harris等提出了預(yù)期收入差距概念，并引入到城鄉(xiāng)2個部門勞動力流動模型中，指出個體由農(nóng)村部門向城市部門流動是其對2個部門預(yù)期收入差距的理性反應(yīng)[7]。這一點也得到了我國調(diào)查數(shù)據(jù)的驗證，范曉非用CHNS數(shù)據(jù)，用托達(dá)羅模型分析了預(yù)期城鄉(xiāng)收入差距對我國勞動力轉(zhuǎn)移的影響，結(jié)果表明，預(yù)期城鄉(xiāng)收入差距越大，城鄉(xiāng)勞動力轉(zhuǎn)移的可能性越高[8]。在探討就業(yè)選擇的基礎(chǔ)上，有學(xué)者研究了預(yù)期收入差距與創(chuàng)業(yè)的關(guān)系，認(rèn)為創(chuàng)業(yè)與雇工2個部門預(yù)期收入差距的增加顯著提高了一般住戶創(chuàng)業(yè)的可能性，并且實證分析結(jié)果顯示創(chuàng)業(yè)部門較高的預(yù)期收入是自主創(chuàng)業(yè)的主要原因[9-12]。進(jìn)一步地，有學(xué)者考慮到可能影響個體創(chuàng)業(yè)的其他外生因素，諸如性別[13]、教育與年齡[9]、獨立性或自主性[14]、風(fēng)險偏好[15-16]、繼承和饋贈[17-18]、醫(yī)療保險[19]和失業(yè)風(fēng)險[20]等，通過實證分析發(fā)現(xiàn)，這些外生因素同樣也對個體創(chuàng)業(yè)選擇起到重要作用，但預(yù)期收入差距仍然是個體選擇創(chuàng)業(yè)或雇工就業(yè)的選擇中的主導(dǎo)因素。此外，我國農(nóng)民工這一特殊群體的創(chuàng)業(yè)問題同樣也得到了一些學(xué)者的關(guān)注，黃志嶺用CHIP2007對農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)進(jìn)行了研究，得到預(yù)期收入差距越大，農(nóng)民工選擇創(chuàng)業(yè)的概率越大的結(jié)論[21]。但同時也有學(xué)者認(rèn)為預(yù)期收入差距并不是決定農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的唯一因素，戶籍制度[22-23]、社會網(wǎng)絡(luò)和人力資本[24-25]、區(qū)域經(jīng)濟(jì)和家庭規(guī)模[26]也對農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)有重要影響。

而對農(nóng)民工群體的創(chuàng)業(yè)類型的劃分，學(xué)術(shù)界存在著2種觀點：一是“被迫選擇”論：認(rèn)為創(chuàng)業(yè)農(nóng)民工更多的是受教育程度不高或缺乏職業(yè)技能的農(nóng)民工，出于維持生計而被迫選擇的一種生存型的就業(yè)方式[27-28];二是“自主選擇”論：認(rèn)為農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)屬于創(chuàng)業(yè)活動的一種，創(chuàng)業(yè)能帶來更高的收入，是勞動者的理性選擇[29-30]。而部分學(xué)者則是根據(jù)是否付薪雇傭雇工來區(qū)分創(chuàng)業(yè)類型，將其劃分為有付薪雇工和無雇工2種創(chuàng)業(yè)類型[20-25]。鑒于創(chuàng)業(yè)的農(nóng)民工群體內(nèi)部仍存在著異質(zhì)性，他們之間有把握創(chuàng)業(yè)機會的理性選擇，也有迫于生計的低水平就業(yè)，本研究參照前人的做法并結(jié)合本研究的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，將農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)細(xì)分為雇主（主要指付薪雇傭雇工）和自營勞動者（主要指不付薪雇傭雇工）[31]。

通過以上綜述，已有研究對勞動者創(chuàng)業(yè)和雇工兩部門的就業(yè)選擇問題及影響因素方面進(jìn)行了廣泛討論，得出了富有價值的結(jié)論，但仍有進(jìn)一步完善的空間。一是探討城鄉(xiāng)居民創(chuàng)業(yè)行為的研究較少，關(guān)于農(nóng)民工的更為少見。二是農(nóng)民工群體是一個龐大的社會群體，內(nèi)部分化嚴(yán)重，已有研究缺乏對其創(chuàng)業(yè)群體內(nèi)部異質(zhì)性的考慮。因此，筆者參考吳要武等對雇主雇傭人數(shù)大于7人的劃分為私營企業(yè)[32]，本研究將CHIP2013數(shù)據(jù)庫中自營勞動者和雇主雇傭7人及以下的個體定義為農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)群體，從預(yù)期收入差距等方面闡述農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的選擇行為，并進(jìn)一步探討影響雇主和自營勞動者分別與雇工群體就業(yè)選擇差異的因素，以期為相關(guān)部門的政策制定提供理論參考和經(jīng)驗依據(jù)。

1 模型構(gòu)建與變量選擇

1.1 模型構(gòu)建

假定農(nóng)民工個體在就業(yè)市場上僅有2種選擇，要么從事創(chuàng)業(yè)，要么選擇成為雇工，而個體決策的依據(jù)是從哪個部門獲得更高的效用。創(chuàng)業(yè)和雇工的效用受個體特征、家庭特征以及選擇2個部門所帶來的預(yù)期收入差距等因素。如果個體選擇創(chuàng)業(yè)，那么在2個部門所帶來的效用差異表述為：

USEi-UEi=αln（YSEi-YEi）+βXi+εi>0，i=1，2，3，…，n，εi～N（0，σ2i）。（1）

式中：Uji（j=SE，E）代表農(nóng)民工個體2種就業(yè)選擇所獲得的預(yù)期效用，其中SE表示創(chuàng)業(yè)部門，E表示雇工部門;Yji（j=SE，E）代表2個部門就業(yè)所獲得的收入;Xi代表年齡、受教育年限、家庭結(jié)構(gòu)、父輩就業(yè)情況及父輩受教育情況等其他影響農(nóng)民工個體創(chuàng)業(yè)選擇的變量;α、β為待估系數(shù);εi為服從正態(tài)分布的誤差項。

為了解決勞動力轉(zhuǎn)移行為的自選擇問題，即識別轉(zhuǎn)移決策的內(nèi)生性，本研究采用如下的估計方程：

首先，通過Probit模型來估計式（1），如果農(nóng)民工個體選擇創(chuàng)業(yè)，則：

Pr（USEi-UEi>0）=Pr[αln（YSEi-YEi）+βXi+εi]>0，i=1，2，3，…，n。（2）

為了估計該模型，需要2個部門收入變量的數(shù)據(jù)。顯然，個體在任何給定的時間只能從事1個部門，所以其他部門的收入無法觀測。因此，需要分別估計2個部門的收入方程，以此預(yù)測每個個體在每個部門的收入。為了克服由個體在給定的時間僅在1個部門中工作的事實所引起的選擇性問題，本研究采用Hekman兩階段模型[33]，其中樣本選擇項（λSEi，λEi）是從簡化形式獲得的，并放入到收入方程中，其中：

λSEi=φ（K）（K）;

λEi=φ（K）1-（K）。

φ（K）和（K）是單位正態(tài)隨機變量的密度函數(shù)和累積分布函數(shù)。因此，式（2）的預(yù)測值是概率，K是從省略盈余項（2）獲得的概率函數(shù)的指數(shù)。樣本選擇項（λSEi，λEi）能夠一致地估計收入方程，也可以洞察收入方程中的誤差項與簡化形式概率之間的關(guān)系。

其次，這些λji值被用來獲得2個就業(yè)狀態(tài)的工資方程的無偏估計，用于預(yù)測2個就業(yè)狀態(tài)的收入，從而計算出2個就業(yè)狀態(tài)的預(yù)期收入差距（lnSEi-lnEi）：

lnYji=νxXjj+λji+μji，i=1，2，3，…，n;j=SE，E。（3）

最后是結(jié)構(gòu)概率方程的估計，其中預(yù)期收入差距被用作獨立變量得到相應(yīng)的結(jié)論。如果農(nóng)民工個體選擇創(chuàng)業(yè)，則：

Pr（USEi-UEi>0）=Pr[αln（Y[DD（-1*2][HT6]^SEi-Y[DD（-1*2][HT6]^）+βXi+εi]>0，i=1，2，3，…，n。（4）

1.2 變量的選擇與定義

個人特征變量。主要包括受教育程度、年齡、健康、婚姻狀況等。

受教育程度。對創(chuàng)業(yè)和雇工的選擇影響存在2種不同方式：一是Rees&Shah等認(rèn)為教育作為過濾器，受教育水平越高，個體之間的差異呈同質(zhì)化趨向[34]，他們往往也是掌握信息比較豐富，在對創(chuàng)業(yè)機會的評價時顯得更為有效，選擇成為創(chuàng)業(yè)的可能性也就越高。Wit和Lee認(rèn)為，受教育水平越高，他們面臨的就業(yè)選擇越多，選擇創(chuàng)業(yè)部門的機會成本越高，這將阻礙勞動者選擇創(chuàng)業(yè)[35-36]。

年齡。隨著個人年齡的增加，財富和收入不斷累積，這對于創(chuàng)業(yè)的初始投資是重要的，那么選擇創(chuàng)業(yè)的可能性增加，尤其是在資本約束的環(huán)境下。另一方面，年齡越大者越不愿意承擔(dān)風(fēng)險選擇創(chuàng)業(yè)，而是更傾向于雇工工作。

健康狀態(tài)。健康主要通過工作的性質(zhì)影響創(chuàng)業(yè)的選擇，創(chuàng)業(yè)往往需要長時間工作并承擔(dān)較強責(zé)任。通過詢問被調(diào)查者目前的健康狀況（與同齡人比較）而得。

婚姻狀況。Borjast和Blumberg等的研究表明，已婚人士比未婚人士更傾向于選擇創(chuàng)業(yè)，已婚移民有著更大的生存壓力，獲得家庭財富或情感支持的機會也更多，因此顯示出更強的創(chuàng)業(yè)可能性[37-38]。

代際人力資本傳遞變量。Hundley等和Dunn等認(rèn)為創(chuàng)業(yè)行為具有很強的代際傳遞效應(yīng)，一般認(rèn)為這是因為企業(yè)家資本可以實現(xiàn)家庭中代際之間的轉(zhuǎn)移。企業(yè)家資本可以為2類，一類是父輩積累的物質(zhì)資本，它可緩解資金約束，或?qū)a(chǎn)業(yè)直接傳遞給子輩;另一類是父輩所擁有的非物質(zhì)資本，包括工作經(jīng)驗、商譽、商業(yè)網(wǎng)絡(luò)及企業(yè)管理能力等[14，18]。因此，本研究用父親教育程度、父親工作性質(zhì)（非農(nóng)為1）等作為人力資本代際傳遞的代理變量。

家庭中兄弟姐妹個數(shù)。與西方家庭財產(chǎn)長子繼承制不同，中國在傳統(tǒng)社會里家庭財產(chǎn)一般遵循著分家析產(chǎn)的原則。《中國人民共和國繼承法》也賦予了男女同等的繼承權(quán)。因此，家庭中兄弟姐妹數(shù)量越多，單個子輩從父輩獲得的資本也就越少，選擇創(chuàng)業(yè)的可能性就會下降。

為了識別目的，理想情況下，出現(xiàn)在Probit結(jié)構(gòu)概率方程但不在收入模型中的變量，應(yīng)該是影響選擇成為創(chuàng)業(yè)的變量。從技術(shù)上講，這樣的變量應(yīng)該與收入方程的誤差項無關(guān)，但對選擇性有強烈的影響，找到這樣符合條件的變量比較困難。因此，本研究參考Johansson和黃志嶺的做法[10，21]，選擇在收入方程中省略家庭變量即家庭規(guī)模、兄弟姐妹個數(shù)，因為家庭成員的多少并不直接影響個體的收入多少。

與此相類似，出現(xiàn)在收入回歸中的變量而不出現(xiàn)在Probit結(jié)構(gòu)方程中的變量，應(yīng)該是只影響收入而不影響就業(yè)選擇。若要直接度量由于受教育程度而引起一個人轉(zhuǎn)換工作部門的效用非常困難，然而教育水平的差異卻可以影響工資水平，這是勞動經(jīng)濟(jì)學(xué)中的一個眾所周知的事實。因此，筆者借鑒Perloff的做法，假設(shè)受教育程度僅影響工資水平從而間接影響部門選擇決策[34]，體現(xiàn)在文中即在Probit結(jié)構(gòu)概率方程中省略受教育水平的變量。

2 數(shù)據(jù)來源

本研究使用的數(shù)據(jù)來自中國家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)（CHIP2013）中外來務(wù)工人員住戶的調(diào)查樣本，共計726個家庭、2 210個個體，覆蓋了全國31個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)），涵蓋了個體收入、受教育程度、年齡、性別、婚姻狀況、就業(yè)性質(zhì)及家庭特征等信息。本研究需要了解農(nóng)民工家庭的個人特征、就業(yè)情況和收入狀況，CHIP的詳細(xì)數(shù)據(jù)基本滿足對收入數(shù)據(jù)和個人信息數(shù)據(jù)的要求。值得一提的是，在中國對流動人口的調(diào)查并不多，其他數(shù)據(jù)庫中也沒有關(guān)于創(chuàng)業(yè)群體細(xì)分的雇主和自營勞動者。因此，本研究選擇CHIP2013進(jìn)行研究分析，待更新的數(shù)據(jù)庫公開，可以進(jìn)行進(jìn)一步的驗證。

由于本研究關(guān)注的是農(nóng)民工個體在創(chuàng)業(yè)和雇工2種就業(yè)部門的選擇問題，因此在樣本篩選方面做了如下處理：首先，據(jù)《中華人民共和國勞動法》規(guī)定，公民最低工作年齡為16歲，因此刪除不符合年齡規(guī)定的樣本;因為農(nóng)民工群體并沒有嚴(yán)格按照勞動者的退休制度即達(dá)到60歲時不參加工作，所以本研究未對年齡上限作出限制。其次，由于本研究是針對農(nóng)民工個體進(jìn)行分析，所以保留了“與戶主的關(guān)系”回答為“戶主”和“配偶”的樣本。此外，根據(jù)本研究對農(nóng)民工的定義，保留樣本中“戶口性質(zhì)”為“農(nóng)業(yè)戶口”或改為“居民戶口”時“戶口性質(zhì)”為“農(nóng)業(yè)戶口”的個體，并剔除從事農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的個體，最后剔除2013年工作時長小于6個月的個體。再者，基于本研究是探討創(chuàng)業(yè)和雇工2個部門的就業(yè)選擇問題，故刪掉就業(yè)類型為創(chuàng)業(yè)但是還有其他兼職工作的個體。此外，剔除缺失信息的樣本，最終共計獲得樣本883個，其中創(chuàng)業(yè)有273個，雇工有610個。創(chuàng)業(yè)群體約占總樣本的30%，這一比例與歐陽博強、Gagnon等測算結(jié)果[4-5]相差不大，說明本研究選擇的樣本相對具有代表性。

3 實證分析結(jié)果及解釋

表1報告了創(chuàng)業(yè)行為的Probit模型除戶籍地、流入地以及行業(yè)類型以外的穩(wěn)健回歸估計結(jié)果。Probit模型雖然克服了二元線性概率模型預(yù)測值小于0或大于1以及異方差等缺點，但其不足之處在于結(jié)果不易解釋，表2中報告了估計系數(shù)和平均邊際效應(yīng)。如果Probit模型估計的平均邊際效應(yīng)大于0，表明該變量對創(chuàng)業(yè)的概率有正向影響，否則表明其影響為負(fù)。

3.1 預(yù)期收入差距

表1所有樣本回歸結(jié)果顯示，預(yù)期收入差距每提高1個單位，將降低創(chuàng)業(yè)概率81.4百分點，這與常理不符。鑒于創(chuàng)業(yè)群體的異質(zhì)性，筆者對創(chuàng)業(yè)群體進(jìn)行分類，并將其分別與雇工群體進(jìn)行對比分析，結(jié)果表現(xiàn)出了很大的差異性。首先，雇主與雇工2個部門，預(yù)期收入差距每增加1個單位，其創(chuàng)業(yè)概率增加18.4百分點，且在統(tǒng)計上顯著;而自營勞動者與雇工2個部門，預(yù)期收入差距每增加1個單位，其創(chuàng)業(yè)概率降低54.3百分點，且在統(tǒng)計上顯著。造成這樣的結(jié)果可能的原因有兩點，一是如描述性統(tǒng)計所呈現(xiàn)出的結(jié)果，自營勞動者的人力資本比雇工群體低，從而導(dǎo)致了個體的學(xué)習(xí)能力及勞動專業(yè)技能比雇工低，即自營勞動者是由于勞動專業(yè)技能不足而在工資性部門找不到合適的工作然后被迫選擇創(chuàng)業(yè)以維持生計;二是雇主所在部門擁有相對固定的工作地點、有穩(wěn)定且相對較高的收入，而自營勞動者所在部門沒有穩(wěn)定的工作地點和收入保障、流動性高，此時即使農(nóng)民工個體預(yù)期收入增加但也并不愿意被迫創(chuàng)業(yè)成為自營勞動者。

3.2 農(nóng)民工個人特征

表1中的回歸結(jié)果顯示，相比于女性來說，農(nóng)民工男性創(chuàng)業(yè)概率更高，從事雇主概率男性比女性高8.4百分點，從事自營勞動者概率高9.3百分點，這體現(xiàn)了家庭分工的不同。年齡對農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的概率是呈現(xiàn)倒“U”形的，隨著年齡的增長，創(chuàng)業(yè)的概率也隨之增加，但到達(dá)一定年齡后，年齡再增加其創(chuàng)業(yè)概率就將逐步降低。在健康方面，雇主與雇工群體并無顯著性差異，而自營勞動者與雇工群體樣本中，農(nóng)民工的身體健康程度每提高1個單位，其創(chuàng)業(yè)概率增加12百分點， 且在統(tǒng)計上顯著，這反映出自營勞動者部門從事的工作強度大，需要更好身體素質(zhì)的勞動者。在婚姻方面，已婚農(nóng)民工比未婚農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)概率高11.2百分點，且在統(tǒng)計上顯著，這可能是因為已婚農(nóng)民工更易得到來自家庭的勞動力支持和精神支持，且需要承擔(dān)更多的家庭責(zé)任支撐家庭支出。

3.3 農(nóng)民工家庭特征

表1中的回歸結(jié)果顯示，農(nóng)民工父親受教育年限每增加1年，其選擇雇主概率增加1.47百分點;父親就業(yè)為非農(nóng)性質(zhì)比農(nóng)業(yè)性質(zhì)的自營勞動者概率高13.8百分點，且在統(tǒng)計上顯著。這可能是因為對于雇主部門來說，父親的教育水平的增加可能帶來家庭資本的積累，從而為創(chuàng)業(yè)提供資金支持;而父親的非農(nóng)工作經(jīng)驗可能傳遞給勞動者掌握職業(yè)技能水平，從而為創(chuàng)業(yè)提供技能支持。

同時，我們也可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民工家庭規(guī)模越大，創(chuàng)業(yè)概率越高;在雇主和雇工樣本中，家庭規(guī)模增加1個單位，其創(chuàng)業(yè)概率增加1.94百分點，且在統(tǒng)計上顯著;在自營勞動者和雇工樣本中，家庭規(guī)模增加1個單位，其創(chuàng)業(yè)概率增加3.37百分點，且在統(tǒng)計上顯著;在雇主和雇工樣本中，兄弟姐妹數(shù)量每增加1個，創(chuàng)業(yè)概率降低3.25百分點，且在統(tǒng)計上顯著，這說明家中兄弟姐妹增加時，贍養(yǎng)父母的負(fù)擔(dān)責(zé)任相對減少，照顧老人的壓力減小，且父母可資助子女的資本有限，便降低了選擇創(chuàng)業(yè)的概率;在自營勞動者和雇工樣本中，兄弟姐妹數(shù)量在統(tǒng)計學(xué)上無明顯差異，這說明自營勞動者選擇創(chuàng)業(yè)主要是為了謀求自家生計，盡自己本身最大能力支撐家庭開支和贍養(yǎng)父母。家庭方面所呈現(xiàn)出的差異，能夠影響農(nóng)民工群體在就業(yè)部門的選擇，充分說明了選擇創(chuàng)業(yè)就業(yè)方式的優(yōu)越性，能得到更好的收入水平來支撐家庭開支。

3.4 農(nóng)民工戶籍特征

從農(nóng)民工流入地和流出地看來，流出地以東部為基準(zhǔn)，中部在統(tǒng)計學(xué)上無明顯差異，而來自西部與東北部的農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)率明顯降低，說明戶籍在經(jīng)濟(jì)更為發(fā)達(dá)的東部地區(qū)，其勞動者更加具有創(chuàng)業(yè)精神;而2013年流入地以東部為基準(zhǔn)的，中部、西部、東北部的農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)概率均顯著高于東部，說明在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部地區(qū)，就業(yè)機會多，農(nóng)民工更加傾向選擇從事收入波動較小的工資性就業(yè)部門。而流入地在中部、西部、東北部的，其城市相對東部來說，有更多的創(chuàng)業(yè)機會而達(dá)到更高收入的目的，作為一個理性經(jīng)濟(jì)人，選擇創(chuàng)業(yè)的概率則增加了。

4 研究結(jié)論及啟示

本研究采用CHIP2013年的全國外來務(wù)工人員調(diào)查數(shù)據(jù)，研究農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)行為決策因素，重點關(guān)注創(chuàng)業(yè)與雇工2個部門的預(yù)期收入差距對農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)行為的影響;此外，本研究還基于創(chuàng)業(yè)異質(zhì)性對創(chuàng)業(yè)的2種類型即雇主和自營勞動者分別與雇工進(jìn)行研究探討，得到的主要結(jié)論有：

（1）對于農(nóng)民工勞動者，其預(yù)期收入差距的增加因為創(chuàng)業(yè)部門的不同而呈現(xiàn)差異化：勞動者選擇從事雇主的概率隨預(yù)期收入差距的增加而增加，但選擇從事自營勞動者的概率隨預(yù)期收入差距的增加反而降低。造成這樣的結(jié)果可能的原因有2點：一是自營勞動者的人力資本比雇工群體低，從而導(dǎo)致了個體的學(xué)習(xí)能力及勞動專業(yè)技能比雇工低，即自營勞動者是由于勞動專業(yè)技能不足而在工資性部門找不到合適的工作，然后被迫選擇創(chuàng)業(yè)以維持生計;二是雇主所在部門擁有相對固定的工作地點、有穩(wěn)定且相對較高的收入，而自營勞動者所在部門沒有穩(wěn)定的工作地點和收入保障、流動性高，此時即使農(nóng)民工個體預(yù)期收入增加也并不愿意選擇自營勞動創(chuàng)業(yè)。

（2）代際人力資本傳遞在進(jìn)入創(chuàng)業(yè)部門中發(fā)揮了重要作用：對于雇主部門而言，勞動者個體父親的受教育程度增加會增加勞動者選擇創(chuàng)業(yè)的概率;對于自營勞動者而言，勞動者個體父親的非農(nóng)工作會增加勞動者選擇創(chuàng)業(yè)的概率，這可能是因為，父親受教育水平的增加可能帶來家庭資本的積累，從而為創(chuàng)業(yè)提供資金支持;父親的非農(nóng)工作經(jīng)驗可能傳遞給勞動者掌握職業(yè)技能水平，從而為創(chuàng)業(yè)提供技能支持。

本研究結(jié)論提供了一定的政策啟示，部分農(nóng)民工勞動力如果轉(zhuǎn)移到雇主部門，不僅增加了自我收入，而且提供了更多的就業(yè)機會，從而增加了農(nóng)民工群體整體的收入水平，那么為農(nóng)民工勞動力的轉(zhuǎn)移提供更好的制度條件和社會環(huán)境顯得格外重要。

（1）自營勞動者群體受人力資本低、勞動專業(yè)技能低等原因不能在雇工部門找到合適的工作，從而選擇從事創(chuàng)業(yè)，這說明我國職業(yè)技能培訓(xùn)制度仍不完善，需要更多的對勞動力進(jìn)行職業(yè)技能培訓(xùn)，減少被迫從事自營勞動創(chuàng)業(yè)的群體，增加雇主群體。又由于自營勞動者工作不穩(wěn)定、收入不穩(wěn)定等，相關(guān)部門應(yīng)注意這部分群體就業(yè)的規(guī)范性，以保障此部分人群有固定的工作地點且便于執(zhí)法部門監(jiān)督管理。

（2）此外，在人口紅利逐漸向人才紅利轉(zhuǎn)變、經(jīng)濟(jì)增速放緩的大背景下，應(yīng)該嘗試給農(nóng)民工創(chuàng)造一個良好的創(chuàng)業(yè)條件，給農(nóng)民工提供更多合適的政策支持，降低農(nóng)民工被迫創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)業(yè)的風(fēng)險，在有條件有機會獲得更高收入時，不會因為制度限制等各類原因而放棄創(chuàng)業(yè)選擇從事雇工就業(yè)。

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