流动人口自我雇佣收入效应的户籍差异

谢 健，林 浩，孟凡强

（广东财经大学a.经济学院；b.国民经济研究中心，广州510320）

一、引 言

国家统计局数据显示，2018年全国流动人口高达2.41亿，从户籍地来看，这一群体主要分为两类，一类是城—城流动人口，一类是乡—城流动人口，即农民工，他们流动的目的主要是为了就业和提高收入。自我雇佣作为流动人口就业的一种重要形式，和受雇就业相比具有较强的灵活性。2020年政府工作报告指出要加强对重点群体就业的支持，努力稳定现有就业，积极增加新的就业，千方百计稳定和扩大就业，而自我雇佣不但可以解决流动人口本身的就业问题，同时还可以创造更多的就业机会，是实现农村剩余劳动力转移和吸收农村富余劳动力的有效途径之一（宁光杰等，2017）[1]。自我雇佣不仅能增加自我雇佣者的收益，还会创造正的外部性，对于承受巨大就业压力的发展中经济体而言具有重要意义（Nopo&Valenzuela，2007）[2]。十九大报告指出，中国未来一段时间就业政策的重点是提高劳动者的就业质量，以创业带动就业。此外，就业问题对于推动我国新型城镇化建设也具有十分重要的作用，新型城镇化建设的对象不仅涉及进城农民工还包含城城流动人口，就业和收入问题是影响流动人口城镇化建设的重要因素，因此对流动人口自我雇佣活动的研究具有重要的实践意义。

当前关于自我雇佣的收入效应研究成果非常丰富，一些学者研究发现自雇与受雇之间存在较高的收入差异会促使个体选择自我雇佣（刘云平等，2013；黄志岭，2014）[3][4]，但关于自我雇佣者的收入是否高于受雇者，国内外的实证研究结论不尽一致。大部分研究发现，自我雇佣者在劳动力市场上获得的经济回报要高于受雇者（Borjas，1986；Lofstrom，2000；章莉，2018；叶静怡等，2013；朱志胜，2017；黄志岭，2017）[5-10]；但另一些学者在纠正偏差后发现，自我雇佣和受雇之间的收入不存在显著差异或增幅较小（Hurst&Lusardi，2004；Arias&Khamis，2008；曹永福等，2013）[11-13]。宁光杰（2012）区分了受雇者中的长期工和短期工，并认为自我雇佣者的小时收入高于短期工，但低于长期工[14]。

虽然关于自我雇佣收入效应的研究较多，但多数的研究只聚焦于农民工、农村居民或者城镇居民等单一群体，考虑户籍差异下自我雇佣收入效应的研究较少。近些年来，学者们才开始探讨自我雇佣收入效应的户籍差异。在以往的研究中，大多认为中国劳动力市场中存在户籍歧视，即劳动者在就业求职中存在因户籍导致的就业机会和工资待遇的差异，但这一现象主要是针对受雇劳动者而言，那么对于自我雇佣的劳动者来说，其收入是否也存在户籍差异呢？有学者发现城镇居民自我雇佣的收入效应要高于农民工（王春超等，2018；黄志岭等，2019）[15][16]。黄志岭（2013）发现造成城镇职工和外来务工人员自我雇佣收入差距的因素是个体资源禀赋差异和户籍歧视[17]。朱涛（2019）从户籍分割角度出发，发现自我雇佣对城镇居民的收入促进作用具有全局性，而对农民工收入的正向作用从50%收入分位数以上才开始显著[18]。宁光杰等（2017）将户籍进行细分，进一步发现本省非本市户籍自我雇佣的收入效应要高于外省，外省户籍的自我雇佣收入效应要高于本市[1]。通过已有研究可以发现，已有学者从户籍的角度对流动人口自我雇佣的收入效应进行了初步探讨，但是涉及的文献资料较少并且大部分文献着重分析户籍作为影响因素的作用，研究视角和内容较为单一。因此通过比较进城农民工和城城流动人口自我雇佣的收入效应不仅有助于完善自我雇佣的研究内容，还对于引导流动人口自我雇佣、进一步理解自我雇佣的收入效应等都具有重要的理论意义。此外，我国正大力推进户籍制度改革，该问题的研究可以为未来我国户籍制度改革提供研究参考。

综上所述，本文从户籍的视角对流动人口自我雇佣的收入效应进行比较分析。本文的贡献在于多角度比较了流动人口自我雇佣收入效应的户籍差异：第一，考察城城流动人口与农民工群体之间自我雇佣收入效应的差异，并从代际角度进一步比较两群体不同代际间自我雇佣收入效应的差异；第二，从不同收入分位数上探讨流动人口自我雇佣收入效应的户籍差异，比较每一分位数上两群体收入效应的差异；第三，从自我雇佣类型进一步分析两群体间的收入效应，分析不同自我雇佣类型收入效应的户籍差异。

二、数据与模型

（一）数据介绍

本文采用2017年中国流动人口动态监测调查数据，它覆盖了全国31个省（区、市）和新疆生产建设兵团中流动人口较为集中的流入地，是目前研究流动人口问题的大型权威数据之一，具有代表性强和样本量大的特点。

出于实证分析的需要，本文对数据进行如下处理：1.根据《中华人民共和国劳动法》《国务院关于工人退休、退职的暂行办法》对于最低劳动年龄以及退休年龄的规定，只保留年龄16岁到59岁①部分劳动力存在超过60岁仍在工作的情况，但为便于与其他研究对照，本文仍然采用了最为惯常的做法将样本年龄限定在16～59岁。、就业身份为雇员和自雇的流动人口群体。2.为便于与现有研究对照，删除了新疆生产建设兵团的样本。3.参考王春光（2001）①参考王春光（2001）对农民工代际的区分做法，将1980（含）以后出生的视为新一代流动人口，1980年以前出生的视为老一代流动人口。的做法，将流动人口划分为新生代和老一代[19]。4.将户口性质为农业、农业转居民以及通过户口改革（当地不再有农业户口）获得居民户口的个体定义为农民工，而将非农业户口、非农业转居民以及居民户口（排除农村户口改革）的个体定义为城城流动人口。5.参考刘学军等（2009）②参考刘学军等（2009）的部分做法，剔除月收入低于50的畸低观测值，但是考虑到自我雇佣会存在高收入群体，因此对月收入高于9000的人群未做处理。的做法，剔除月收入小于50元的异常值[20]。6.将行业划分为四类，第一产业：农林牧渔；第二产业：采矿、制造、电煤水热生产供应；生产性服务业：交通运输业、仓储和邮政、金融、信息传输、软件和信息技术服务、科研和技术服务、租赁和商务服务；生活性服务业：批发零售、住宿餐饮、房地产、水利、环境和公共设施管理、居民服务、修理和其他服务业、教育、卫生和社会工作、文体和娱乐、公共管理、社会保障和社会组织。7.参考国家统计局标准将全国划分为四个地区，东部地区：北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东以及海南；中部地区：山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地区：内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆；东北地区：辽宁、吉林、黑龙江。

（二）变量设定

本文选取流动人口的平均月收入为被解释变量，并以流动人口是否从事自我雇佣作为核心解释变量。目前学术界关于自我雇佣的概念主要采用联合国、国际劳工组织等机构的界定，将就业形式为雇主（雇佣一个或者更多的雇员）或者个体经营者（不雇佣任何雇员）归为自我雇佣，本文依然采用这一做法，将身份是雇主或自营劳动者的流动人口定义为自雇者并赋值为1，将有固定雇主的雇员或无固定雇主的劳动者定义为受雇者并赋值为0。由于本文主要分析户籍差异下流动人口自雇的收入问题，因此根据户籍将流动人口划分为城城流动人口和农民工并将农民工赋值为1，将城城流动人口赋值为0；为了进一步比较自我雇佣类型的差异，参考朱志胜（2017）③将问卷中就业身份是雇主的定义为机会型自雇，就业身份是自营劳动者的定义为生存型自雇。的做法进一步将自我雇佣划分为生存型自雇和机会型自雇[9]，生存型自雇主要包括个体经营以及无酬的家庭帮工，机会型自雇主要是按照劳动力市场的工资定价雇佣其他劳动者。根据以往的研究选取七类影响自我雇佣以及收入的控制变量，分别是个人特征、家庭特征、人力资本、流动特征、行业特征、社会网络特征以及地区特征：（1）个人特征包括性别、年龄、年龄的平方、婚姻状况、民族、健康状况、党员身份；（2）人力资本方面包括受教育年限和工作强度（周工作时长）；（3）家庭特征包括6岁以下儿童数目和家庭规模；（4）流动特征包括流动范围、配偶随迁、子女随迁以及跨省流动；（5）行业特征包括第一产业、第二产业、生产性服务业以及生活性服务业；（6）社会网络特征包括参加工会、老乡会、志愿者协会、同学会以及家乡商会；（7）区域特征分为东部地区、中部地区、西部地区以及东北地区。

表1描述了两个群体间的自我雇佣和受雇在收入等方面的差异。表1显示，两个群体从事自我雇佣的比例均低于受雇的比例，两个群体均以工资性就业为主，并且农民工从事自我雇佣的比例高于城城流动人口，前者为41%，后者为28%。从自我雇佣类型来看，两个群体主要是以生存型自雇为主，从事机会型自雇的比例都很低，但城城流动人口从事机会型自雇的比例要略高于农民工，前者为7%，后者为5%。从农民工和城城流动人口的平均月收入来看，自我雇佣群体的平均月收入均高于受雇群体，并且城城流动人口中生存型自雇和机会型自雇的平均月收入均高于农民工群体；从收入的差异来看，城城流动人口自我雇佣的收入提升要高于农民工，前者为584.11元，后者为554.2元。

表1 描述统计

此外，农民工和城城流动人口两个群体中自我雇佣者的受教育程度也具有差异性。城城流动人口自我雇佣群体的受教育年限整体上高于农民工群体，具体来看又呈现阶段性差异，农民工自我雇佣群体中受教育程度在低层次教育层面（小学及以下和初中）的比例高于城城流动人口，而在高层次教育层面（高中、中专、大专及以上）又低于城城流动人口，农民工中自我雇佣者在低层次教育上的比例高于受雇者，而在高层次教育上的比例低于受雇者；城城流动人口中自我雇佣者在低层次教育以及高中及中专的比例均高于受雇者，在大专及以上学历的比例低于受雇者。农民工群体中自我雇佣者的受教育程度分布主要集中在小学到高中之间，比例达到99%，受教育程度最多的是初中，达到了55%，而城城流动人口自我雇佣的受教育程度分布主要集中在初中到高中之间，达到86%，受教育程度为高中及中专的最多，达到了53%。在社会网络方面，整体上来看，城城流动人口中自我雇佣者的社会网络参与程度要高于农民工自我雇佣群体。城城流动人口群体中自我雇佣者参加工会、志愿者协会、同学会以及家乡商会的比例均高于农民工自我雇佣群体，但是在参加老乡会方面，城城流动人口自我雇佣者的比例略低于农民工。

（三）模型

本文的基准模型是选用OLS回归来考察自我雇佣对流动人口收入的影响。具体如下：

上式中，LnYi为平均月收入的自然对数，Selfemi为虚拟变量，代表流动人口是否进行自我雇佣，选择自我雇佣则Selfemi=1，受雇则Selfemi=0，Xi为控制变量，包括个人特征、家庭特征、人力资本、流动特征、行业特征以及地区特征等。

为了比较自我雇佣在城城流动人口与农民工群体中对收入的影响差异，进一步采用基于似无相关模型SUR的检验，设立如下模型：

上述模型检验允许两组中所有变量的系数都存在差异，同时也允许两组的干扰项具有不同的分布，且彼此相关[21]。其中N1和N2分别代表城城流动人口与农民工群体，由于城城流动人口和农民工所处的社会环境以及面对的劳动力市场基本都相同，使得二者干扰项可能相关，即corr（μ1i，μ2i）≠0。此时，对两样本进行联合估计（GLS）会更有效率（Greene，2012）[22]

然而由于选择自我雇佣的流动人口可能存在一些和受雇者不同的但又无法观测的特征而影响了其自我雇佣的选择，使得流动人口自我雇佣或者受雇的概率不再是随机的。因此，在估计流动人口自我雇佣的收入效应时，需要考虑自选择偏差问题。本文采用倾向得分匹配法（PSM）控制流动人口自我雇佣选择的内生性，校正流动人口的选择性偏差。Rosenbaum&Rubin（1983）[23]率先提出该方法，它通过构建反事实框架将非随机数据近似随机化。通过使用“倾向得分”模拟从事自我雇佣的流动人口选择受雇的反事实状况，以获得无法观测的反事实收入。倾向得分匹配分析在使用观测数据进行干预效应评估时具有较强的可操作性。它将多维的协变量简化成一维的概率值，虽然倾向值是一种极为粗略的平衡值（Rosenbaum&Rubin，1983）[23]，但是它可以平衡处理组与控制组间可观察协变量的差异。

首先，通过Probit 或者Logit 模型根据影响流动人口选择自我雇佣的协变量计算出每个流动人口的倾向得分，即预测的条件概率。

其次，根据得到的倾向得分值进行匹配，即在选择受雇的流动人口中找到与自我雇佣流动人口得分相似的样本，将自我雇佣流动人口与受雇者进行匹配。

最后，根据匹配后的样本估算出选择自我雇佣的流动人口如果选择受雇的收入会如何变化，即计算平均处理效应ATT，公式如下：

公式（1）和（3）中，若样本进入处理组，则Selfmi=1，若样本进入控制组，则Selfmi=0；p(Xi)为第i 个样本的倾向值；Y1i和Y0i分别表示处理组和控制组的估计值，其中Y0i是反事实的估计结果。

三、实证分析结果与讨论

（一）基准模型的估计结果

表2 自我雇佣对收入的影响

本文首先对流动人口的收入进行估计，表2 中（1）～（3）是全样本和分样本的OLS 回归，（4）是基于似无相关模型SUR的检验结果。观察全样本和分样本的估计结果发现，在全样本中自我雇佣的收入效应比受雇者平均高13%，而在农民工和城城流动人口中，这种收入效应为11.9%和21.2%。“SUSET”检验发现，城城流动人口中自我雇佣的收入效应要显著高于农民工9.2个百分点。可能的解释之一是由两个群体间的受教育程度差异导致的，农民工群体中自我雇佣的受教育程度更低，而受教育程度的高低会影响劳动者选择生存型自雇还是机会型自雇，劳动者受教育程度越低越有可能选择生存型自雇，受教育程度越高，越有可能选择发展型自雇（石丹淅等，2015）[24]，而发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会网络关系引起的，研究发现社会关系对劳动者的创业选择具有提供资本和提高企业家能力的作用（王春超等，2018）[15]，然而与城城流动人口自我雇佣群体相比，农民工自我雇佣群体参加工会、志愿者协会、同学会以及家乡商会的比例较低，这也可能导致农民工自我雇佣的收入效应低于城城流动人口。

（二）倾向得分匹配的估计结果

在进行倾向得分匹配前，需要筛选协变量，协变量的选取原则是影响处理变量或者结果变量。因此，本文一方面纳入了基准方程中所有影响流动人口收入的变量，另一方面还包括了影响流动人口选择自我雇佣的变量，主要有反映家庭变量的六岁以下儿童数目和家庭人数，反映社会网络关系的工会参与、志愿者协会参与、同学会参与、老乡会参与以及家乡商会参与，反映流动特征变量的配偶随迁、子女随迁以及跨省流动。为了保证匹配后处理效应的合理性，倾向得分匹配需要满足两个条件。第一，协变量在自我雇佣组和受雇组的分布必须是平衡的，即满足平衡性假设，其中，标准化平均值差值是用来检验协变量是否达到平衡的方式之一，如果匹配后的标准化偏差较匹配前有所降低，并小于10%，就认为该协变量在匹配后更加平衡①以下三种匹配方法均通过了平衡性检验，限于篇幅，未列出。；第二，协变量的分布必须是重合的，即满足共同支撑假设。图1给出了最近邻匹配前后的倾向得分共同取值范围，显示可以满足共同支撑假设。

表3列出了全样本、农民工以及城城流动人口的三种匹配估计结果，结果显示，三个样本的平均处理效应均大于0，并且均在1%的水平上显著。表3显示，无论是全样本、农民工还是城城流动人口，自我雇佣对收入的提升作用都是显著的，进一步验证了自我雇佣存在显著的收入溢价效应。此外，三种匹配的结果显示，农民工群体中自我雇佣的收入效应均在0.14左右，城城流动人口中自我雇佣的收入效应均在0.22左右，城城流动人口的平均处理效应要高于农民工的平均处理效应，表明城城流动人口的自我雇佣收入效应要高于农民工群体，与表2中基准回归的结论基本一致，且三种匹配方法的平均处理效应十分接近，这也进一步说明城城流动人口的自我雇佣收入效应高于农民工群体的结论是稳健的。

图1 倾向得分的共同取值范围

表3 PSM估计结果

四、异质性分析

（一）收入分布层面自我雇佣收入效应的户籍差异

为了更全面的研究自我雇佣的收入效应在不同分位数上的大小，我们进行了分位数回归。图2画出了两个群体在5%、10%、20%、30%、40%、50%、60%、70%、80%、90%及95%分位数上的自我雇佣收入效应估计结果①限于篇幅，未报告自我雇佣收入效应的具体数值。。在城城流动人口中，除5%分位数外，自我雇佣的收入效应均大于0，并且随着收入分位数的上升而增大；在农民工群体中，自我雇佣的收入效应在5%、10%以及20%分位数上都小于0，说明在低收入农民工群体中，自我雇佣的收入效应为负，农民工选择自我雇佣会降低平均月收入。图2 表明，自我雇佣的收入效应随着收入分位数的上升而增大。在每一个分位数上，城城流动人口的自我雇佣收入效应均大于农民工，但是自我雇佣收入效应的户籍差异在不同分位数上没有明显差异。

图2 不同分位数上自我雇佣的收入效应

（二）代际视角下自我雇佣收入效应的户籍差异

2017年中国流动人口动态监测调查（CMDS）显示，我国新生代流动人口占总流动人口的60.33%，在农民工群体和城城流动人口群体中的比例分别为59.62%和64.08%，可见新生代流动人口正逐渐成为流动人口的主力军。研究发现新生代农民工的就业稳定性高于老一代农民工（丁娟等，2016）[25]，自我雇佣的就业形式具有非稳定性的特点，为了更进一步了解自我雇佣的收入效应是否存在代际差异，本文进一步对两个群体进行了代际异质性分析。表4显示，两个群体中新生代流动人口自我雇佣的收入效应均高于老一代，在农民工群体中，SUSET 检验结果显示，这一显著性差异达到了5.2%，并在1%的水平上显著，而在城城流动人口中这一差异为2.3%，低于农民工群体，并且SUSET 检验在统计上不显著。这说明，农民工群体和城城流动人口中自我雇佣收入效应的代际差异具有异质性，农民工群体中自我雇佣的收入效应具有代际差异，而城城流动人口群体中自我雇佣收入效应的代际差异不显著。

表4 自我雇佣对收入影响的异质性分析

五、进一步讨论

为了进一步厘清自我雇佣类型对收入影响的差异，表5将自我雇佣划分为生存型自雇和机会型自雇，并以受雇为基准组，研究不同自我雇佣类型对收入的影响，进一步分析了两群体中代际视角下不同自我雇佣类型对收入的影响。结果发现，与受雇相比，生存型自雇和机会型自雇在两个群体中均能显著提高其收入，并且两群体中机会型自雇的收入效应更大。从户籍差异来看，城城流动人口中生存型自雇和机会型自雇的收入效应均大于农民工群体，并且生存型自雇收入效应的户籍差异略高于机会型自雇。从代际差异来看①表5分别对农民工和城城流动人口中老一代和新生代流动人口做了SUSET检验，结果显示，农民工群体中生存型自雇的代际差异在1%水平上显著，城城流动人口中生存型自雇的代际差异在10%水平上显著，而机会型自雇的代际差异在两个群体中均不显著。，两种自雇类型收入效应的代际差异存在不同，生存型自雇的收入效应存在代际差异，而机会型自雇不存在代际差异，具体来看，新一代流动人口的生存型自雇收入效应大于老一代。

表5 不同自我雇佣类型对收入影响的估计

六、结论与政策含义

本文利用2017年CMDS数据研究了流动人口自我雇佣收入效应的户籍差异。结果显示与受雇相比，自我雇佣有显著的正向收入效应，流动人口从事自我雇佣活动会显著提高其收入；从户籍差异来看，城城流动人口的自我雇佣收入效应大于农民工群体；在收入分布层面，流动人口自我雇佣的收入效应随着分位数的上升而增大，并且城城流动人口的自我雇佣收入效应在每一分位数上均大于农民工，与城城流动人口在5%分位数以下自我雇佣的负收入效应相比，农民工群体在20%分位数以下自我雇佣的收入效应为负，但是自我雇佣收入效应的户籍差异在不同分位数上却基本不变；从代际差异来看，农民工群体中自我雇佣的收入效应存在代际差异，具体表现为新一代农民工自我雇佣的收入效应要显著高于老一代农民工。进一步讨论发现，城城流动人口中生存型自雇和机会型自雇的收入效应均大于农民工群体，并且生存型自雇的收入效应存在代际差异，而机会型自雇不存在收入效应的代际差异，具体表现为新一代农民工的生存型自雇收入效应要高于老一代农民工。

结合以上结论，本文提出以下几点建议：第一、为鼓励和引导流动人口从事自我雇佣活动，政府可以采取适当的财税金融政策予以支持，简化自我雇佣者经营的审批手续，营造良好的营商环境，完善自我雇佣就业的政策法规，加强对自我雇佣者的法律保护；第二，机会型自雇的收入效应具有明显优势。流动人口主要从事生存型自雇，农民工和城城流动人口从事机会型自雇的比例较低，尤其是农民工群体。因此，政府可以从技术支持、创业培训以及税收优惠等方面提高机会型自雇的创业环境，逐步引导流动人口的自我雇佣活动由生存型向机会型转变。比如对流动人口进行免费职业技术培训、减免流动人口进行再教育的学费、为流动人口进行再教育提供经费资助、鼓励社区大学以及成人教育的发展等。