性別視角下我國(guó)農(nóng)民工的自我雇傭與收入效應(yīng)

周春芳

（江蘇省社會(huì)科學(xué)院 農(nóng)村發(fā)展研究所，江蘇 南京 210004）

一、研究背景

自我雇傭是與受雇于他人相對(duì)應(yīng)的一種就業(yè)狀態(tài)。作為創(chuàng)業(yè)的初始形式，自我雇傭不僅在貧困減少、創(chuàng)新精神培育、創(chuàng)業(yè)型經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會(huì)財(cái)富增長(zhǎng)等方面具有重要作用［1］，而且是勞動(dòng)者實(shí)現(xiàn)向上社會(huì)經(jīng)濟(jì)躍遷的重要基石［2?3］。已有研究顯示，無論是工作滿意度、經(jīng)濟(jì)收入、社會(huì)地位，還是幸福感，自雇者均優(yōu)于受雇者［4?5］，尤其是對(duì)創(chuàng)業(yè)成功的農(nóng)民工而言，自雇的收入溢價(jià)效果更顯著［6］。針對(duì)國(guó)際移民的研究亦表明，自雇型移民年收入是遷入國(guó)藍(lán)領(lǐng)工人的1.3倍［7］，甚至可能超過遷入國(guó)自雇者的收入水平［8］；與之相比，工資獲取型移民則難以實(shí)現(xiàn)與遷入國(guó)本地居民的收入同化［9］，說明自我雇傭是外來移民實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)融合的重要途徑。此外，基于德國(guó)自雇者的一項(xiàng)研究表明，生存型自雇能顯著改善從業(yè)者的心理健康，而機(jī)會(huì)型自雇者的身心健康均得到顯著改善［10］。國(guó)內(nèi)針對(duì)農(nóng)民工的研究也得出類似結(jié)論。研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)自雇農(nóng)民工可逐漸實(shí)現(xiàn)積累和向上流動(dòng)［11］，他們有較高的收入水平和較強(qiáng)的留城意愿［12?13］，較受雇者更容易實(shí)現(xiàn)與城鎮(zhèn)職工的經(jīng)濟(jì)同化［14］。自我雇傭亦能改善農(nóng)民工的健康水平，尤其是對(duì)在打工地居住少于5年、省會(huì)城市、男性農(nóng)民工的促進(jìn)更顯著［15］。綜上，自我雇傭能是提升勞動(dòng)者福利水平的重要途徑。

生物學(xué)特征、社會(huì)性別分工以及自身資源稟賦的差異，女性在風(fēng)險(xiǎn)感知、創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)識(shí)別、創(chuàng)業(yè)資金獲取等方面均處于劣勢(shì)，故女性創(chuàng)業(yè)者的比例較男性低，且女性創(chuàng)業(yè)具有規(guī)模偏小、技術(shù)含量偏低、經(jīng)營(yíng)績(jī)效劣于男性創(chuàng)業(yè)者等特點(diǎn)［15］。女性具有不同于男性的創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)，男性大多是為尋求更高的社會(huì)地位和家庭聲譽(yù)而創(chuàng)業(yè)，女性創(chuàng)業(yè)大多是為了追求獨(dú)立性以及家庭和工作的兼顧［16］，創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)的不同將導(dǎo)致性別間創(chuàng)業(yè)績(jī)效的差異。那么，作為向上社會(huì)流動(dòng)的重要形式和農(nóng)民工社會(huì)融合的重要途徑，具有何種特征的農(nóng)民工更容易選擇自我雇傭？不同性別農(nóng)民工從事自我經(jīng)營(yíng)的可能性是否存在顯著差異？對(duì)于自雇農(nóng)民工而言，自我雇傭的類型及其收入效應(yīng)是否存在明顯的性別差距？作用機(jī)理如何？回答以上問題不僅有利于我國(guó)創(chuàng)業(yè)型經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，還有助于研判女性農(nóng)民工在城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)中的位置，為從社會(huì)性別視角提供差別化的社會(huì)支持政策提供依據(jù)。

早期研究表明，自我雇傭?yàn)槟切┦芙逃潭鹊?，技術(shù)不熟練或處于失業(yè)的弱勢(shì)群體提供一個(gè)應(yīng)對(duì)機(jī)制［17］，人們往因無法獲得工資性工作而被迫選擇自我雇傭以維持生計(jì)，自我雇傭大多被歸為非正規(guī)就業(yè)。近期研究顯示，隨著就業(yè)環(huán)境的改變，自我雇傭不再是勞動(dòng)者的被動(dòng)選擇，而具有企業(yè)家精神或創(chuàng)業(yè)才能的個(gè)體權(quán)衡利弊后的主動(dòng)選擇［18］。自我雇傭是追求效用最大化的勞動(dòng)者在資源約束條件下的理性選擇。研究表明，人力資本、社會(huì)資本與當(dāng)?shù)貏趧?dòng)力市場(chǎng)條件均會(huì)影響農(nóng)民工的就業(yè)選擇［19?20］，其中學(xué)歷較高、未婚女性從事自雇的可能性較小，而非認(rèn)知能力較強(qiáng)者更傾向于選擇自我雇傭［21］。父母職業(yè)對(duì)子代的自雇選擇有顯著影響，自雇的父母可通過財(cái)富代際傳遞、技能與價(jià)值觀的代際傳遞、聲譽(yù)和顧客源等社會(huì)資本的代際傳遞，促進(jìn)其子代的自雇活動(dòng)［22］。此外，流動(dòng)性約束降低個(gè)體從事自我雇傭的概率，初始資本投入規(guī)模對(duì)自雇收入有正面影響［19］。與對(duì)國(guó)際移民的研究結(jié)論相類似，我國(guó)自雇農(nóng)民工的收入遠(yuǎn)高于受雇者［23?24］。

以上文獻(xiàn)構(gòu)成本研究的基礎(chǔ)，但現(xiàn)有文獻(xiàn)尚缺乏從性別視角對(duì)自我雇傭決定機(jī)制與收入效應(yīng)的研究。實(shí)際上，女性自我雇傭的動(dòng)機(jī)和行為具有不同于男性的特點(diǎn)，其風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避程度高、人力資本和社會(huì)資本較男性差，且性別分工使其面臨嚴(yán)重的工作-家庭沖突，這會(huì)導(dǎo)致女性自我雇傭的可能性、自我雇傭的類型及自我雇傭的收入與男性存在較大差異，而忽略這種性別差異將導(dǎo)致我國(guó)政策干預(yù)的偏差?；诖耍狙芯恐乜疾煳覈?guó)農(nóng)民工從事自我雇傭及其收入回報(bào)的性別差異。

二、農(nóng)民工自雇經(jīng)營(yíng)與個(gè)體特征的性別差異

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究采用中山大學(xué)CLDS2014數(shù)據(jù)。根據(jù)以往研究和自我雇傭的定義，本研究中自我雇傭包括雇主（有雇員）和自雇（無雇員）?；诖?，筆者將研究對(duì)象界定從事自我雇傭的16~64歲的農(nóng)民工，并將受雇農(nóng)民工作為參照組；農(nóng)民工界定為戶口為農(nóng)業(yè)、在戶籍所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)外的務(wù)工經(jīng)商者。共獲得有效樣本2769個(gè)，如無特殊說明，下文分析均是基于2769個(gè)樣本。

（二）不同就業(yè)狀態(tài)農(nóng)民工特征的性別差異

所有變量的數(shù)據(jù)特征如表1所示。從事自雇經(jīng)營(yíng)的農(nóng)民工有780人，占比28.16%；受雇農(nóng)民工有1989人，占比71.83%。從性別分布看，男性1629人，占比58.94%；女性1140人，占比41.06%。從事自雇經(jīng)營(yíng)的農(nóng)民工中，男性有519人，占比66.54%，女性有261人，占比33.46%。

由表1可知，從事自我雇傭的農(nóng)民工平均年齡為41歲，較受雇者長(zhǎng)4歲左右。這可能與年長(zhǎng)者經(jīng)驗(yàn)較為豐富且流動(dòng)性約束較低有關(guān)。無論是自雇還是受雇，女性農(nóng)民工的年齡均低于男性約3歲左右。從事自我雇傭的農(nóng)民工中，高中及以下學(xué)歷者占94.81%，而受雇農(nóng)民工中大專以及上學(xué)歷者占到16.63%，說明受教育程度越高，個(gè)體從事自我雇傭的概率越低。從性別差異看，女性自雇者受教育年限低于男性，大多分布在初中及以下文化程度。此外，自雇者參加技能培訓(xùn)的比例較受雇者低約10個(gè)百分點(diǎn)，且女性自雇者參加培訓(xùn)的比例更低，僅為男性自雇者的55.90%。自雇者的外出年限為16.2年，高出受雇者3年左右，一般而言，外出年限較長(zhǎng)的農(nóng)民工更熟悉勞動(dòng)力市場(chǎng)的運(yùn)行規(guī)則，能更好地識(shí)別出創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)，且較長(zhǎng)的外出務(wù)工年限可以促進(jìn)農(nóng)民工的財(cái)富積累，弱化其從事自我雇傭的流動(dòng)性約束。但與男性自雇者相比，女性自雇者的外出年限少2.6年。本研究采用的身體健康為自評(píng)健康，1-5表示從非常不健康到非常健康。由表1可知，自雇者與受雇者間身體健康的差異不明顯，但女性自雇者的健康狀況劣于男性。本研究以對(duì)其工作有幫助的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)規(guī)模來度量社會(huì)資本，由表1可知，自雇者的社會(huì)資本總量為受雇者的28.4倍。一般而言，社會(huì)資本可以提供豐富的創(chuàng)業(yè)信息資源和有效的資金支持，這有利于潛在主體更好地進(jìn)行創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)識(shí)別，且社會(huì)資本可以為自雇活動(dòng)的擴(kuò)展提供稀缺性資源，因而是農(nóng)民工從事自我雇傭及其收入的重要決定因素，但由表1可知，女性自雇者的社會(huì)資本總量?jī)H為男性的14.8%。

自雇者的收入包括對(duì)其人力資本的回報(bào)和金融資產(chǎn)的投資收益兩部分，而受雇者的收入僅涵蓋了前者，如果不剔除自雇收入中的投資收益部分，那么可能會(huì)高估自我雇傭的收入回報(bào)。基于此，本研究借鑒Hurst and Lusardi（2003）提出的自我雇傭凈收入法［25］，即在自我雇傭收入中減去金融資本的投資收益，投資收益率一般按照5%來測(cè)算。由于自雇者工作時(shí)間的安排更自由，單位時(shí)間的工作強(qiáng)度較低，故自雇者和受雇者間工作時(shí)間的可比性不強(qiáng)，因而本研究將城鄉(xiāng)勞動(dòng)者收入界定為年總收入，并取其對(duì)數(shù)?；谧晕夜蛡騼羰杖敕ㄓ?jì)算的自雇者年均收入為9.59萬元，為受雇者的2.7倍。這可能與自雇者勞動(dòng)時(shí)間較長(zhǎng)有關(guān)，進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，樣本中，自雇者每周和每月的工作時(shí)間分別是受雇者的1.06倍和1.05倍，更為重要的是，自雇者不僅要擔(dān)任管理者和勞動(dòng)者的雙重角色，還要應(yīng)對(duì)復(fù)雜多變的外部環(huán)境，而受雇者大多從事標(biāo)準(zhǔn)化、日?；?、簡(jiǎn)單化的勞動(dòng)，從這種意義上講，自雇者較高的收入水平是對(duì)其較長(zhǎng)工作時(shí)間、復(fù)雜勞動(dòng)的回報(bào)。從性別角度看，盡管女性自雇者的工作時(shí)間長(zhǎng)于男性，但其年收入僅為男性自雇者的60.99%，而女性受雇者的年收入為2.76萬元，為男性受雇者的66.44%，這是女性自雇者人力資本、社會(huì)資本等資源稟賦較低的結(jié)果，也可能與在自雇勞動(dòng)力市場(chǎng)上女性遭遇更為嚴(yán)重的歧視有關(guān)。

（三）農(nóng)民工自雇行為的性別差異

不同性別農(nóng)民工自我雇傭行為的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。由表2可知，女性農(nóng)民工從事自雇的比例較男性低近9個(gè)百分點(diǎn)，這與女性資源稟賦、生理特征及社會(huì)性別分工有關(guān)。GEM（全球創(chuàng)業(yè)觀察）將自雇者按原因劃分為機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)者和生存型創(chuàng)業(yè)者。前者是那些看到商業(yè)機(jī)遇才選擇成為創(chuàng)業(yè)者的人，后者是那些因?yàn)檎也坏狡渌ぷ鞫x擇自我雇傭的人。本研究據(jù)此將因?yàn)椤白プ『玫膭?chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)”“當(dāng)時(shí)有好的工作崗位，但創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)更加好”而從事自雇者界定為機(jī)會(huì)型，將“沒有更好的工作選擇”“沒有更好的工作選擇、抓住好的創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)”而從事自雇者界定為生存型。據(jù)此定義，農(nóng)民工中有近2/3的自我雇傭者屬于生存型，女性自雇農(nóng)民工中生存型的比例高出男性3%。一般而言，生存型自雇具有技術(shù)含量低、風(fēng)險(xiǎn)小、資金需求少的特點(diǎn)，女性人力資本、社會(huì)資本等資源稟賦與風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避程度較容易與之相匹配；更為重要的是，生存型自雇具有工作時(shí)間相對(duì)靈活的特點(diǎn)，可以使女性在為家庭提供收入來源的同時(shí)，兼顧到家庭生產(chǎn)的責(zé)任，因而女性農(nóng)民工中生存型自雇的比例較高。

表2 農(nóng)民工自我雇傭行為的性別差異

從行業(yè)分布看，2/3的女性農(nóng)民工在批發(fā)和零售貿(mào)易、餐飲業(yè)及社會(huì)服務(wù)業(yè)從事自雇活動(dòng)，其中51.33%的女性自雇者集中在批發(fā)和零售貿(mào)易、餐飲業(yè)；近54%的男性農(nóng)民工在批發(fā)和零售貿(mào)易、餐飲業(yè)和建筑業(yè)從事自雇活動(dòng)，其中建筑業(yè)的男性自雇者占28.54%，行業(yè)分布的差異與男女體能和心理特征、社會(huì)性別分工具有較強(qiáng)關(guān)系。自雇農(nóng)民工的經(jīng)營(yíng)規(guī)模相對(duì)較小，近3/4的自雇者初始投資規(guī)模在5萬元以下，相對(duì)而言，男性自雇者無論是初始投資還是現(xiàn)有資產(chǎn)總額均高于女性，初始投入資金在10萬元~50萬元的男性自雇者高出女性7個(gè)百分點(diǎn)，5萬元以下者比女性自雇者低7個(gè)百分點(diǎn)；男性自雇者的現(xiàn)有資產(chǎn)總額為9.27萬元，為女性的1.85倍。家庭儲(chǔ)蓄是農(nóng)民工自我雇傭重要的資金來源，女性依靠自身積累的比例略高，通過銀行貸款等市場(chǎng)化渠道略低；且女性負(fù)債總額較男性少，這可能與女性風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避程度較高、經(jīng)營(yíng)規(guī)模較小有關(guān)。從創(chuàng)造的就業(yè)崗位來看，男性自雇者平均雇員人數(shù)為1.75人，最高者達(dá)到400人，分別是女性的2.5倍和13.3倍左右。女性自雇者的經(jīng)營(yíng)績(jī)效明顯低于男性，其中男性自雇者的利潤(rùn)總額為8.33萬元，是女性自雇者的1.5倍。

綜上所述，女性農(nóng)民工從事自我雇傭的比例低于男性，且對(duì)于從事自我雇傭的農(nóng)民工而言，無論是經(jīng)營(yíng)規(guī)模還是經(jīng)營(yíng)績(jī)效，女性自雇者均低于男性，這可能與女性自雇者生存型的比例較高有關(guān)。研究表明，生存型自我雇傭者大多缺乏足夠的主觀能動(dòng)性，只能保持現(xiàn)狀或僅有小規(guī)模發(fā)展；而機(jī)會(huì)型的自我雇傭者將自雇視為實(shí)現(xiàn)其個(gè)人目標(biāo)的重要手段，具有充分的進(jìn)取性，通常會(huì)取得大規(guī)模的發(fā)展［15］。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）研究方法

Hurst and Lusardi認(rèn)為，直接比較自雇者和受雇者年收入的做法缺乏合理性，因?yàn)樽怨筒⒎请S機(jī)行為，它受到投入的資金和精力、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)等因素約束，且收入較高、風(fēng)險(xiǎn)偏好更強(qiáng)的勞動(dòng)者選擇自我雇傭的概率越高，由此我們得到的自我雇傭樣本具有自選擇性［25］。基于此，本研究選用Heckman兩階段法，在消除樣本選擇偏誤的基礎(chǔ)上，實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)民工自我雇傭及其收入效應(yīng)的性別差異。

自我雇傭歸根到底是農(nóng)民工的職業(yè)選擇問題。一般而言，在一定的預(yù)算約束內(nèi)，追求效用最大化的勞動(dòng)者會(huì)權(quán)衡不同就業(yè)狀態(tài)的成本和收益，選擇能夠?qū)崿F(xiàn)個(gè)人最大效用的就業(yè)狀態(tài)，從而每個(gè)勞動(dòng)者都會(huì)選擇有利于實(shí)現(xiàn)自身比較優(yōu)勢(shì)的職業(yè)。本研究假定，作為經(jīng)濟(jì)理性人，農(nóng)民工的就業(yè)選擇是在自身資源稟賦的約束下，對(duì)自雇和受雇兩種就業(yè)狀態(tài)所帶來的總效用進(jìn)行比較的結(jié)果。假定農(nóng)民工從事自雇經(jīng)營(yíng)和工資性工作的收入分別為Yi se和Ywsi，均為可觀測(cè)變量Xi和不可觀測(cè)特征的εi（如能力和偏好）的函數(shù)，具體可表示為：

其中，εse和εws服從均值為 0，方差分別為、的正態(tài)分布。

當(dāng)Yse>Yws時(shí)，即：農(nóng)民工選擇自我雇傭，而當(dāng)Ii*=Yise-Yiws=wiγ+ei<0時(shí)，農(nóng)民工選擇從事工資性勞動(dòng)，可以寫成如下方程：

λ=該方程可通過 Probit模型進(jìn)行估算，具體為以“是否自雇”作為第一階段估計(jì)的被解釋變量，使用全部參數(shù)對(duì)所有樣本進(jìn)行probit估計(jì)，并可從probit中得到轉(zhuǎn)換比率λ以修正收入決定方程的選擇性偏誤。轉(zhuǎn)換公式為：

其中，?(ziγ/σ0)為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的密度函數(shù)，φ(ziγ/σ0)為相應(yīng)的累積分布函數(shù)。

為了糾正樣本的選擇性偏誤，將由Probit估計(jì)得到的λ引入自雇收入決定方程，以糾正選擇性偏誤，公式的具體形式為：lnYi=β0Gi+β1Hi+β2Si+β3Xi+αλi+εi

其中，Yi代表樣本i的自雇收入，Gi為樣本i的性別，其中Gi=1表示男性，Gi=0為女性；Hi代表樣本i的人力資本水平，主要包括教育、務(wù)工經(jīng)商年限、培訓(xùn)狀況、健康狀況等變量；Si為樣本i的社會(huì)資本水平，用對(duì)工作提供過幫助的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)規(guī)模來度量；Xi為樣本i包括人口學(xué)特征、家庭特征在內(nèi)的控制變量，具體為年齡、婚姻狀況、父代是否自雇（父母有一方以自雇為主即認(rèn)為父代為自雇）、家庭凈資產(chǎn)（房產(chǎn)、金融資產(chǎn)減去負(fù)債后的余額）、地區(qū)變量等，εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；α為λi的回歸系數(shù)，若通過了顯著性檢驗(yàn)，則表明樣本存在選擇性偏誤，Heckman兩步法具有適用性。

為了增強(qiáng)模型的可識(shí)別性并防止由第一階段計(jì)算得到的逆米爾斯比（λ）與第二階段模型的被解釋變量出現(xiàn)嚴(yán)重的多重共線性，在第一階段Probit模型中的解釋變量需要引入與職業(yè)選擇有關(guān)但與收入獲取無關(guān)的變量。結(jié)合數(shù)據(jù)，本研究選擇“社區(qū)內(nèi)企業(yè)個(gè)數(shù)”作為排他變量。通常而言，社區(qū)內(nèi)較多的企業(yè)可通過人口集聚效應(yīng)創(chuàng)造一定的創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)，而較多的企業(yè)數(shù)亦能起到積極示范作用，增強(qiáng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的偏好。

（二）實(shí)證結(jié)果與分析

1.不同性別農(nóng)民工自我雇傭選擇方程

農(nóng)民工從事自我雇傭的影響因素如表3所示。由表3可知，在農(nóng)民工總體樣本和男性農(nóng)民工樣本中，社區(qū)內(nèi)企業(yè)數(shù)的回歸系數(shù)分別為0.4379和0.6264，且均在1%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，表明社區(qū)內(nèi)較多的企業(yè)個(gè)數(shù)可以促進(jìn)農(nóng)民工的自我雇傭，這與理論預(yù)期相一致，也說明了工具變量選取的合理性。

生物學(xué)特征和社會(huì)習(xí)俗所導(dǎo)致的社會(huì)性別分工，以及較低的人力資本和社會(huì)資本水平，阻礙了女性的自雇行為，受雇可能是女性更好的選擇，這是女性從事自我雇傭的阻力；另一方面，作為家庭的主要照料者，女性面臨的工作-家庭沖突更大，加之其在勞動(dòng)力市場(chǎng)上遭遇的就業(yè)歧視，可能會(huì)促使她們選擇工作時(shí)間彈性更大的自我雇傭，以實(shí)現(xiàn)家庭和事業(yè)的兼顧，這是女性從事自我雇傭的拉力。性別對(duì)自我雇傭的影響實(shí)際上取決于上述兩種作用力的大小。由表3可知，性別的回歸系數(shù)為0.2181，且在1%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，說明男性農(nóng)民工從事自我雇傭的概率高出女性24個(gè)百分點(diǎn)，這與前文結(jié)論相一致，表明女性從事自我雇傭的阻力大于拉力。

表3 農(nóng)民工從事自我雇傭決定因素的probit回歸結(jié)果

人力資本是農(nóng)民工從事自我雇傭的重要決定因素。在總樣本、男性農(nóng)民工、女性農(nóng)民工樣本中，教育年限的回歸系數(shù)分別為-0.0628、-0.0704和-0.0530，且均在1%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，說明教育程度較高的農(nóng)民工從事自雇的可能性較低，這可能與學(xué)歷較低的農(nóng)民工在工資部門遭受更大的就業(yè)歧視有關(guān)［23］，同時(shí)女性農(nóng)民工教育年限的回歸系數(shù)高于男性，這可能與文化程度高的女性農(nóng)民工受雇的可能性較大，且她們大多喜歡穩(wěn)定性較強(qiáng)的工作有關(guān)；也說明自雇農(nóng)民工的學(xué)歷水平不高，尤其是女性。在男性、女性農(nóng)民工樣本中，接受過培訓(xùn)的回歸系數(shù)分別為-0.2386和-0.5061，表明接受過培訓(xùn)的男性和女性農(nóng)民工，從事自我雇傭的概率是未接受過培訓(xùn)者的78.78%和60.28%，這可能與接受過培訓(xùn)的農(nóng)民工在工資部門可以獲得較高的收入回報(bào)，從事自我雇傭的機(jī)會(huì)成本較高有關(guān)。是否接受過培訓(xùn)對(duì)女性農(nóng)民工的影響大于男性，這可能與女性農(nóng)民工大多屬于生存型自雇，技能的回報(bào)率較低，因而擁有一技之長(zhǎng)者大多選擇工資性就業(yè)有關(guān)。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，樣本中22.49%的女性自雇者認(rèn)為不需要接受專門的訓(xùn)練或培訓(xùn)，而在男性自雇者中該比例為36.14%，說明女性自雇者的技能要求較低。務(wù)工年限在總體樣本中的回歸系數(shù)為0.0163，在10%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，但其二次項(xiàng)未通過顯著性檢驗(yàn)，表明務(wù)工經(jīng)商年限較長(zhǎng)的農(nóng)民工從事自我雇傭可能性較大。從性別差異看，務(wù)工年限對(duì)男性從事自我雇傭的概率不存在顯著影響，但可以顯著促進(jìn)女性從事自我雇傭的可能性。與男性相比，女性較為保守、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)力弱，而務(wù)工經(jīng)商時(shí)間的延長(zhǎng)，有利于她們積累本地化社會(huì)資本并掌握流入地勞動(dòng)力市場(chǎng)的運(yùn)行規(guī)則，這有助于其創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)的識(shí)別。

社會(huì)資本也是影響農(nóng)民工自我雇傭的重要因素。在男性和女性農(nóng)民工樣本中，社會(huì)資本的回歸系數(shù)分別為0.1438和0.1140，且均在1%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，表明社會(huì)資本豐富的農(nóng)民工從事自我雇傭的可能性更大。一般來講，社會(huì)資本能為農(nóng)民工提供豐富的信息資源，可以降低自我雇傭者的信息獲取成本，不僅有助于創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)的識(shí)別，并通過與網(wǎng)絡(luò)成員的討論思考和資源評(píng)價(jià)對(duì)有關(guān)機(jī)會(huì)進(jìn)行開發(fā)［26］，亦幫助潛在自雇者進(jìn)入信貸供給網(wǎng)絡(luò)以緩解其信貸約束，且直接或間接的政治社會(huì)資本還能夠協(xié)助他們獲得營(yíng)業(yè)許可執(zhí)照［27］。與女性相比，社會(huì)資本對(duì)男性從事自我雇傭的促進(jìn)作用較大，這可能與女性社會(huì)資本具有同質(zhì)性強(qiáng)、規(guī)模小、層級(jí)低和非理性的特點(diǎn)，因而動(dòng)員資源能力較弱有關(guān)［15］。

農(nóng)民工自我雇傭也受個(gè)人和家庭特征的影響。其中，年齡在總體樣本、男性農(nóng)民工樣本中的回歸系數(shù)分別為0.0463和0.0577，經(jīng)計(jì)算，其邊際回歸系數(shù)分別為0.0142和0.0178，均在5%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，但其二次項(xiàng)的影響不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，因而隨著年齡增長(zhǎng)，農(nóng)民工尤其是男性農(nóng)民工從事自我雇傭的概率增加，其中年齡每增長(zhǎng)1歲，農(nóng)民工整體、男性農(nóng)民工從事自我雇傭的概率將提高1.42%和1.78%，但其對(duì)女性自雇未有顯著影響。有配偶者的回歸系數(shù)為0.1740，在10%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，表明有配偶者從事自我雇傭的概率較無配偶者高19%，這與配偶能提供創(chuàng)業(yè)支持并能分擔(dān)一定的創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)有關(guān)。父代從事自雇的農(nóng)民工仍然從事自我雇傭的可能性為參照組的1.32倍，對(duì)女性農(nóng)民工而言，該參數(shù)為1.59倍，而在男性農(nóng)民工自雇決策方程中，該系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)，說明父代從事自雇更有利于女性農(nóng)民工的自我雇傭。一般而言，女性農(nóng)民工人力資本水平有限且風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避程度較高，父代為自雇者可以積累相關(guān)經(jīng)驗(yàn)，增強(qiáng)其從事自我雇傭的風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知，因而有利于其自雇選擇。東部地區(qū)農(nóng)民工從事自我雇傭的概率較中西部地區(qū)低31.8%，這與西部地區(qū)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)提供的就業(yè)機(jī)會(huì)不足有關(guān)。

2.不同性別自雇農(nóng)民工的收入決定方程

不同農(nóng)民工自我雇傭收入影響因素如表4所示。由表4可知，λ的回歸系數(shù)在總樣本、男性農(nóng)民工樣本中回歸系數(shù)分別為0.1688和0.2848，分別在10%和5%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，表明農(nóng)民工樣本尤其是男性農(nóng)民工樣本存在顯著的選擇性偏誤，Heckman兩步法適用。

表4 農(nóng)民工自雇收入的性別差異及其決定因素

在總樣本回歸中，性別的回歸系數(shù)為0.2704，且在1%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，說明在從事自我雇傭的農(nóng)民工樣本中，男性的收入水平高出女性31%，這與前文分析結(jié)果相一致，女性較低的人力資本、社會(huì)資本及其創(chuàng)業(yè)類型、創(chuàng)業(yè)規(guī)模的不同，均可能導(dǎo)致女性自雇者的收入低于男性。

人力資本對(duì)自雇農(nóng)民工收入具有顯著的正向影響。其中，教育年限的回歸系數(shù)為0.1057，且在1%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，說明文化程度較高的自雇者更容易獲得高收入。從性別差異看，女性自雇者的教育回報(bào)率略高于男性，說明女性自雇者教育水平對(duì)其收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用更大。接受過培訓(xùn)的回歸系數(shù)為0.2996，在10%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，說明，接受過培訓(xùn)的自雇者收入較未接受過培訓(xùn)者高35個(gè)百分點(diǎn)，但這種效應(yīng)在男性樣本中未通過顯著性檢驗(yàn)，而接受過培訓(xùn)的女性自雇農(nóng)民工較未接受過培訓(xùn)者的收入高133.5個(gè)百分點(diǎn)。這可能與學(xué)歷高、接受過培訓(xùn)的女性從事機(jī)會(huì)型自雇活動(dòng)的概率較高有關(guān)。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，樣本中，高中及以上文化程度、接受過培訓(xùn)的女性自雇者，其從事機(jī)會(huì)型自雇活動(dòng)的比例高出男性6.36和11個(gè)百分點(diǎn)，因而她們能獲得較高的收入。遷移時(shí)長(zhǎng)及其平方項(xiàng)在總樣本中的回歸系數(shù)分別為0.0277和-0.0007，均在5%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，男性樣本中同樣如此，說明外出務(wù)工年限的延長(zhǎng)，可以促進(jìn)自雇者收入的提高，尤其是對(duì)男性農(nóng)民工自雇者而言，這與前文分析相一致。但外出務(wù)工年限對(duì)女性自雇者收入的促進(jìn)作用并未通過顯著性檢驗(yàn)，這可能與女性自雇者大多屬于生存型創(chuàng)業(yè)，她們更加重視自雇活動(dòng)所帶來的時(shí)間自由、可以兼顧家庭等非收入目標(biāo)，而男性自雇者“養(yǎng)家糊口”的角色定位使其更偏好于收入目標(biāo)。身體健康的回歸系數(shù)為0.1899，在1%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，說明身體健康者更容易獲得較高的自雇收入，尤其是對(duì)男性農(nóng)民工而言，說明身體健康對(duì)男性自雇者的收入具有更為重要的影響。這與男性自雇者集中在建筑業(yè)等對(duì)體力要求較高的行業(yè)中有關(guān)，而女性自雇者大多集中在社會(huì)服務(wù)業(yè)。

社會(huì)資本在總樣本中的回歸系數(shù)為0.0754，在1%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，說明社會(huì)資本是農(nóng)民工自雇收入的重要決定因素。這與社會(huì)資本可以為創(chuàng)業(yè)者提供信息資源、創(chuàng)業(yè)資金支持等有關(guān)，這不但有利于創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)的識(shí)別，更為重要的是，其中所蘊(yùn)含的商業(yè)性社會(huì)資本，可以為自雇者提供更多的市場(chǎng)信息和企業(yè)發(fā)展所需的管理、技術(shù)知識(shí)，因而有利于其經(jīng)營(yíng)績(jī)效的提升。從性別差異來看，社會(huì)資本在男性自雇者樣本中的回歸系數(shù)為0.1114，高于農(nóng)民工總體水平，且在1%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，而其對(duì)女性自雇者收入的影響未通過顯著性檢驗(yàn)，這可能與女性社會(huì)資本量少、同質(zhì)性較強(qiáng)有關(guān)。農(nóng)村地區(qū)的傳統(tǒng)文化往往不贊成女性參與家庭外關(guān)系網(wǎng)和社團(tuán)關(guān)系網(wǎng)，尤其是限制男女共同參與社會(huì)非正式交往［15］，加上女性農(nóng)民工的職業(yè)特征和心理特點(diǎn)，其社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)往往以家庭關(guān)系網(wǎng)為核心，規(guī)模較小且同質(zhì)性較強(qiáng)，難以從中獲取自雇活動(dòng)所需的關(guān)鍵性資源，因而社會(huì)資本難以促進(jìn)女性自雇者收入的提升。

個(gè)人和家庭特征也是影響農(nóng)民工自雇收入的重要因素。其中，有配偶者的自雇收入高出無配偶者54.03%，男性自雇者這一比例為56.98%，但其對(duì)女性自雇者收入的影響不顯著。說明婚姻狀況對(duì)男性自雇者的收入影響更大。一般而言，“男主外、女主內(nèi)”的家庭分工模式，使得女性大多擔(dān)任相夫教子的角色，婚姻帶給女性的家庭責(zé)任往往使其面臨工作與家庭的兩難選擇，尤其是在養(yǎng)育孩子或家中有需要照料的老人時(shí)，女性往往會(huì)將更多精力投入到家庭生產(chǎn)活動(dòng)中，這會(huì)影響對(duì)其自雇活動(dòng)的投入，甚至將時(shí)間安排較為靈活的自雇視作實(shí)現(xiàn)其家庭事業(yè)平衡的重要途徑；而對(duì)男性自雇者來講，“主外”的角色定位以及配偶所承擔(dān)的家庭責(zé)任，他們可以將更多精力投入到自雇活動(dòng)中，使其通過經(jīng)營(yíng)績(jī)效的提升尋求更高的社會(huì)地位，因而婚姻有助于男性自雇者收入水平的提高。父代自雇有利于農(nóng)民工自雇收入的提高。其中，父代從事自雇的男性自雇者收入水平為參照組的1.86倍，女性這一比例更高，為參照組的2.29倍。研究表明，自雇的父代可以通過提高子女獲得財(cái)產(chǎn)性收入的可能性、企業(yè)家必備技能和價(jià)值觀的代際傳遞、聲譽(yù)和顧客源等社會(huì)資本的代際傳遞［22］，不僅提高其從事自我雇傭的可能性，還有助于他們從自雇活動(dòng)中獲取更高的回報(bào)。此外，地區(qū)變量未通過顯著性檢驗(yàn)，說明在其他變量相同的情況下，地區(qū)間農(nóng)民工自雇者的收入差異不明顯。

值得注意的是，無論是對(duì)農(nóng)民工的自雇選擇還是自雇收入，家庭資產(chǎn)的回歸系數(shù)均未通過顯著性檢驗(yàn)。這可能與“財(cái)不外露”導(dǎo)致被調(diào)查者對(duì)金融資產(chǎn)的過度低估有關(guān)。

四、結(jié)論與建議

本研究利用CLDS2014調(diào)查數(shù)據(jù)，采用Heckman兩步法，從性別差異的視角考察了農(nóng)民工自我雇傭的職業(yè)選擇及其收入回報(bào)，主要得到如下結(jié)論：

第一，農(nóng)民工自我雇傭具有較強(qiáng)的負(fù)向選擇性，表現(xiàn)為文化程度不高、未接受過培訓(xùn)、父代自雇的男性農(nóng)民工，從事自我雇傭的可能性更大。因豐富的社會(huì)資本可為農(nóng)民工自雇活動(dòng)提供關(guān)鍵性資源，因而是農(nóng)民工自我雇傭經(jīng)營(yíng)及其收入的重要決定因素。

第二，女性農(nóng)民工從事自我雇傭的可能性低于男性。主要原因在于：生物學(xué)特征和社會(huì)習(xí)俗所導(dǎo)致的社會(huì)性別分工，相對(duì)較短的外出年限及“量少”“低質(zhì)”的社會(huì)資本，阻礙女性農(nóng)民工的自雇選擇。同時(shí)，女性自雇者生存型創(chuàng)業(yè)的比例高于男性。主要原因在于：生存型創(chuàng)業(yè)具有技術(shù)含量低、風(fēng)險(xiǎn)小、資金需求少的特點(diǎn)，女性人力資本、社會(huì)資本等資源稟賦與風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避程度較容易與之相匹配；且時(shí)間安排靈活的生存型創(chuàng)業(yè)可以使女性實(shí)現(xiàn)家庭與事業(yè)的平衡。

第三，女性自雇者經(jīng)營(yíng)規(guī)模小、經(jīng)營(yíng)績(jī)效劣于男性，因而自雇者農(nóng)民工的收入存在顯著的性別差異。主要原因在于：由于人力資本和社會(huì)資本水平較低，女性農(nóng)民工從事生存型自雇的比例較高，且傳統(tǒng)文化導(dǎo)致的家庭性別分工使她們更加重視自雇活動(dòng)所帶來的時(shí)間自由、可以兼顧家庭等非收入目標(biāo)，因而其自雇活動(dòng)僅能保持小規(guī)模發(fā)展；而男性自雇者“主外”的角色定位使其更加偏好于收入目標(biāo)，他們通常將自雇活動(dòng)視為實(shí)現(xiàn)其宏觀目標(biāo)的重要手段，且男性自雇者往往擁有豐富的社會(huì)資本，可以為其自雇活動(dòng)提供更多的市場(chǎng)信息和企業(yè)發(fā)展所需的關(guān)鍵性資源，使其通過經(jīng)營(yíng)績(jī)效的提升實(shí)現(xiàn)社會(huì)地位的提高。因而，創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)的不同是導(dǎo)致兩性間自雇收入差異的重要原因。

自我雇傭不僅是實(shí)現(xiàn)兩性社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位平等的重要手段，也是農(nóng)民工經(jīng)濟(jì)和社會(huì)融合的重要途徑。從這個(gè)意義上講，提高女性農(nóng)民工自我雇傭的比例和層次，對(duì)于我國(guó)新型城鎮(zhèn)化目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)具有重要意義。那么，針對(duì)女性農(nóng)民工在自雇中的弱勢(shì)地位特點(diǎn)，公共政策應(yīng)將性別意識(shí)納入決策范疇，為女性農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)提供更多的政策支持。如針對(duì)農(nóng)民工中的女性自雇者人力資本水平較低的特點(diǎn)，政府需加大政策宣傳力度，提供創(chuàng)業(yè)技能培訓(xùn)等公共服務(wù)以提升其運(yùn)營(yíng)能力和水平；借鑒歐盟等發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)，構(gòu)建女性創(chuàng)業(yè)教育、培訓(xùn)及支持體系，為女性的創(chuàng)業(yè)提供更好的支持。同時(shí)，引導(dǎo)女性農(nóng)民工增加在流入地社會(huì)資本的積累，并通過資金融通弱化其流動(dòng)性約束進(jìn)而實(shí)現(xiàn)由受雇向自雇就業(yè)的轉(zhuǎn)變。此外，加快發(fā)展多層次的保育事業(yè)、養(yǎng)老事業(yè)和家庭服務(wù)事業(yè)，對(duì)女性農(nóng)民工提供一定程度的補(bǔ)貼，減輕其家務(wù)負(fù)擔(dān)；倡導(dǎo)兩性平等承擔(dān)家庭責(zé)任，制定關(guān)于促進(jìn)兩性平等就業(yè)的法律法規(guī)，幫助她們更好地平衡工作與家庭，以促進(jìn)我國(guó)“以人為本”城鎮(zhèn)化目標(biāo)的順利實(shí)現(xiàn)。