农民工的就业选择与消费差异：理论解释及经验证据

刘丽丽，宁光杰，陈建建

(1.南开大学经济学院，天津 300071；2.山东大学商学院，山东 威海 264209；3.天津大学管理与经济学部，天津 300072)

一、引 言

2020年3月28日，国家发展改革委等部门联合印发的《关于促进消费扩容提质加快形成强大国内市场的实施意见》提出“扩大消费是对冲疫情影响的重要着力点”。那么，如何扩大消费呢？2020年，《政府工作报告》指出“通过稳就业促增收保民生，提高居民消费意愿和能力；在保民生方面，要合理设定流动摊贩经营场所”，这为农民工的自我雇佣提供了良好的政策环境，为保障农民工的消费能力奠定基础。农民工有望成为提振消费的潜在群体，原因包括以下几点。首先，农民工群体数量较大。2019年，农民工总量达2.91亿人(1)数据来源：http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202004/t20200430_1742724.html。，占全国总人口的20.78%。其次，随着“刘易斯拐点”的到来，农民工的收入逐年上升。2008～2019年，农民工的收入扣除消费者价格指数后增幅为130.7%。再次，农民工无论边际消费倾向、平均消费倾向还是收入弹性，均低于城镇居民[1][2][3]，受城镇居民示范效应的影响，农民工的消费提升空间较大。最后，随着我国市民化制度的不断完善，农民工面临的不确定性逐步降低，有利于消费水平的提升[4]。因此，农民工群体在提高我国消费水平方面发挥着举足轻重的作用。

关于启动农民工群体的消费的相关文献主要围绕市民化展开。已有研究发现，市民化水平、市民化意愿和市民化能力的提高都有利于提升农民工的消费水平[5][6][7]。就业是市民化的重要内容。一方面，就业是获取收入的主要渠道，也是农民工市民化能力的体现；另一方面，农民工在城市就业才能保证正常的城市生活，是产生市民化意愿的前提。就业和消费的现有研究聚焦于非农就业，非农就业通过增收效应、预期效应、示范效应和挤出效应显著提升农村居民的家庭消费[8][9]。对农民工群体而言，就业选择不仅包括农业就业和非农就业，还包括自我雇佣和成为工资获得者，该就业选择是否也对农民工消费产生影响？这一研究对引导农民工的就业选择，以实现保就业的目标及促消费扩内需具有重要的现实意义。但目前文献对该问题的讨论较少。周闯和白冰(2020)认为自我雇佣就业能显著提升农民工的消费水平[10]。

本文的主要贡献在于：一方面，从就业选择角度探讨如何提升农民工的消费需求。考虑到自我雇佣类型中的生存型自我雇佣不同于机会型自我雇佣[11]，自我雇佣引起的消费提升很可能是机会型自我雇佣的作用。因此，本文将就业选择划分为成为工资获得者、生存型自我雇佣和机会型自我雇佣，研究其消费差异；另一方面，目前对就业选择的相关研究集中于探讨以收入为核心的经济回报[12][13]。出于避税的目的，自我雇佣者存在低报收入的动机，收入并不能很好地反映其经济回报[14]，但消费基本不存在这一问题，因此本文从消费的视角考察我国农民工就业选择的经济回报。

二、文献综述与理论假说

(一)文献综述

关于农民工消费影响因素的研究，已有文献主要围绕市民化展开讨论。农民工市民化可提高农民工家庭的边际消费倾向、提升消费水平、优化消费结构，使其从生存型消费转向发展型和享受型消费[5][15]。其内在机理主要包括三个方面：一是降低家庭面临的收入和支出不确定性；二是影响农民工的社会网络，使其消费观念和消费习惯接近于城市居民[15]；三是市民化有利于提高农民工子女受教育水平、提升子女就业能力、增加家庭总收入，对农民工消费的影响具有持久性[5]。

市民化程度的提高取决于农民工的市民化意愿和市民化能力。市民化意愿(包括长期居住意愿、定居意愿和留城意愿)可促进消费水平的提升[6][16][17]。在市民化能力方面，主要集中于收入，因为农民工外出务工的目的是获取收入。农民工工资水平越高，在城市的消费水平就越高[7]。但与城市居民相比，大部分农民工属于低收入群体，相对收入可能强化其攀比动机，而过大的收入差距又弱化其攀比动机[18]。实证结果表明，农民工的消费水平、消费收入弹性和边际消费倾向均低于城镇居民[3][19][20]，说明城乡工资差距抑制了农民工消费。

户籍制度是我国农民工与城镇居民消费差异的根本来源。一方面，户籍与基本公共服务(如教育、医疗等)挂钩。已有研究发现，城镇医疗保险可促进农民工消费水平的提高[21]。养老保险对消费的影响具有异质性：对高消费家庭而言，有养老保险的农民工家庭的收入弹性更高，无养老保险的农民工家庭的预防性储蓄动机更高[22]；对单位就业的农民工而言，职工养老保险提高了其对未来收入的预期，消费水平更高；对个体就业的农民工而言，养老保险对其消费无明显影响[23][24]。另一方面，因户籍制度约束，农民工缺乏城市融入感，返乡养老的动机增强，举家迁移概率降低，预防性储蓄加大[25]。假设农民工的禀赋特征不变，若从农村户籍转为城市居民身份，按照城市居民的消费模式来消费的话，人均总消费将大幅增长27%[26]。

户籍制度抑制农民工消费水平提升的重要原因是城市劳动力市场分割。城市居民往往就业于正规部门，农民工大都就业于非正规部门。对农民工而言，就业是实现市民化的前提，也是市民化能力的重要体现。农民工的人力资本较低、社会网络较小，在城市较难获取稳定的长期工作。如果农民工选择自我雇佣，初期投资需借贷，但城市金融机构基于资本收益和风险控制的考虑，往往不愿意给农民工提供足够的金融支持[25]。因此，农民工在城市劳动力市场上处于劣势地位。在此背景下，农民工的就业选择并非基于个人比较优势。目前的相关文献多集中于探讨就业选择对收入的影响。考虑到税收与收入正相关，出于避税原因，自我雇佣者的收入可能低报，而消费受收入影响且不存在虚报动机。因此，本文基于消费的视角考察就业选择的经济回报，并从就业选择角度分析如何提升农民工的消费需求。

(二)理论假说

相比于工资获得者，自我雇佣者实现就业需租赁或购买固定的经营场所，以租赁较为常见。受经济条件限制，多数自我雇佣者居住于经营场所，导致居住地点和经营场所不分离，因此住房支出相对较高。为维持正常经营，自我雇佣者需进行一定的社交活动(如与地方官员保持定期联系、节假日馈赠老客户礼物、发展新客户等)，使人情费支出、通讯邮寄支出及交通燃油支出等增加。总之，自我雇佣者的工作模式使其消费水平高于工资获得者。基于此，本文提出理论假说1：相比于工资获得者，自我雇佣者的消费水平更高。

若农民工的就业选择是被动的，那么其收入低且收入风险较高，根据预防性储蓄理论，此情况下的农民工的预防性储蓄动机增强，消费水平下降；若自由选择就业，劳动者基于自身比较优势做出就业决策，就业匹配效率高，收入水平提高，消费水平上升。自我雇佣按动机可划分为生存型自我雇佣和机会型自我雇佣。生存型自我雇佣是指找不到其他工作而选择自我经营[11]，由于这是被动选择，因此生存型自我雇佣者的消费水平低于工资获得者。机会型自我雇佣是指看到商业机会而选择创业，由于这是主动择业，所以对应群体(即企业家)的消费水平较高。综合上述结论，本文提出理论假说2：相比于工资获得者，生存型自我雇佣者的消费水平较低，而机会型自我雇佣者的消费水平较高。

根据双重劳动力市场理论，劳动力市场包括正规部门和非正规部门。正规部门受最低工资法、税法和劳动力市场规制的约束，就业数量有限，使部分劳动者被排除在正规就业之外。流动受阻理论认为，移民在本土劳动力市场上处于劣势地位，就业机会有限，为实现就业而只能自我雇佣，这是移民就业受限后的次优选择[27]。宁光杰(2012)验证在我国劳动力市场上农民工的自我雇佣属于此类情况[28]。由于自我雇佣者包括机会型自我雇佣者和生存型自我雇佣者，前者主动择业，后者被动就业，因此后者被排除在正规就业部门之外。部分劳动者的退出削弱了正规部门的就业竞争，使正规部门就业者的工资水平高于市场出清水平，形成工资溢价。因此，相对于生存型自我雇佣者，工资获得者存在工资溢价。从人力资本的角度来看，相比于工资获得者，企业家面临的组织限制更少，人力资本的使用更易受个人控制，促使其收入水平提高[29]。消费水平随收入的增加而提升。因此，收入是就业选择影响消费的机制之一。基于此，本文提出理论假说3：相比于工资获得者，生存型自我雇佣者的收入水平更低，机会型自我雇佣者的收入水平更高，收入水平的上升可提高农民工的消费水平。

农民工的长期居住意愿受落户难易程度的影响。在我国大部分城市的落户文件中，落户的前提是缴满一定年限的社会保险。农民工的社会保险大多由正规工作单位按比例缴纳，因此工资获得者基本都有社会保险，而生存型自我雇佣者的就业不稳定且没有单位为其缴纳社会保险，其落户概率低于工资获得者，长期居住意愿随之降低。但生存型自我雇佣者并未选择离开当前城市，说明在等待更好的就业机会，因此其与工资获得者的长期居住意愿可能没有显著差异。机会型自我雇佣者可通过创业投资这一渠道落户，该群体也容易获取高收入，对事业的追求引致其长期居住意愿。因此，在不同的就业状态下，农民工的长期居住意愿存在差异。对农民工而言，长期居住意愿越高，常住后在当地产生教育、医疗、耐用品等消费需求，相应的消费也增加，同时举家迁移概率提升，消费水平随之上升[16]。因此，长期居住意愿是就业选择影响消费的另一个机制。基于此，本文提出理论假说4：生存型自我雇佣者的长期居住意愿与工资获得者无明显差异，机会型自我雇佣者的长期居住意愿更高，长期居住意愿有助于农民工消费水平的提升。

三、研究数据、变量定义与计量模型

(一)研究数据

本研究使用2016～2017年中国乡城人口流动调查数据(RUMiC)。该数据源自暨南大学社会调查中心开展的调查项目，涵盖15个大中城市，分别来自我国九大人口迁入和迁出的省份和直辖市，覆盖我国的东中西部地区。调查对象为农业户口或农业户口转城镇居民户口、过去一年在城市累计居住达到3个月、16周岁及以上的流动人口。考虑到大量流动人口居住在工厂宿舍、建筑工地，调查以工作单位为抽样单位，而非以住址为单位，可有效避免对自我雇佣的流动人口的高估。问卷内容包括个人层面和家庭层面，个人层面包括家庭成员基本特征、家庭成员其他信息、子女教育、家庭和社会关系，家庭层面包括生活事件表、家庭收支、耐用消费品、居住条件和老家基本信息。本文研究农民工的就业选择和消费问题，因此样本保留就业、年龄18～64岁的农村劳动力，同时只保留户主，样本量为6200个，满足研究的需要。

(二)变量定义与描述性统计

本文的被解释变量为家庭人均月消费水平，计算方法为家庭在本地的月消费性支出除以本地家庭规模。月消费性支出包括食品支出、衣着支出、居住支出、耐用消费品支出、家庭日用品和日常服务支出、医疗费、药品、保健品和医疗保健服务支出、交通费、燃油和交通工具维修费支出、通讯费和邮寄费等、娱乐文化支出、教育支出、非储蓄性保险支出、其他消费性支出。

核心解释变量包括两个指标：一是自我雇佣的虚拟变量。问卷中对应的问题是“目前的主要工作是自我经营还是工资性工作？”。若选项为“自我经营”，赋值1；选项为“工资性工作”，则赋值0。二是就业选择的类别变量。根据“您当前主要工作的性质”和“您从事自我经营的主要原因”，将就业选择划分为成为工资获得者、生存型自我雇佣者和机会型自我雇佣者的类别变量，分别赋值为0、1和2。具体来说，将当前主要工作性质是“固定期限的工作”“无固定期限的工作”“以完成一定工作任务为要求的工作”“无合同的临时工”“不领工资的家庭帮工”“打零工”定义为工资获得者，赋值0。根据生存型自我雇佣和机会型自我雇佣的定义[11]，按照从事自我经营的原因，将“找不到打工机会”和“其他”定义为生存型自我雇佣者，赋值1；将“自我经营挣得更多”“想自己当老板”“自由自在”归为机会型自我雇佣者，赋值2。

本文的工具变量为自我雇佣经历。由于自我雇佣经历影响是否自我雇佣的就业选择，二者具有相关性。自我雇佣经历不直接影响消费且属于历史数据，具有一定的外生性。具体衡量方式为：根据问题“在城里是否有过自我雇佣经历？”，将回答“是”的赋值1，回答“否”的赋值0。由于该回答有较多缺失值，我们进一步根据问题“在城里第一份工作是不是目前工作”和“第一份工作类型”，将“第一份工作(非目前工作)是自我经营”的赋值1，“在城里第一份工作是目前工作”的赋值0。根据问题“被访者目前主要工作是自我经营还是工资性工作”来判断受访者的工作类型，对于目前自我经营的农民工，将“从事这份经营前，主要从事其他的自我经营活动”的赋值1，“主要从事工资性工作、没有工作、参加培训、上学、务农”的赋值0。对于目前是工资获得者的农民工，将“从未考虑过或没有正式考虑过自我经营”的赋值0(2)为进一步填补缺失值，我们将“从未考虑过”和“没有正式考虑过”定义为没有自我雇佣经历，其原因在于：意愿是行为的前提，没有自我雇佣意愿就不会产生自我雇佣行为。。

本文的控制变量涵盖性别、年龄及其平方、受教育年限、婚姻、健康、保险、社会网络(春节问候的人数、帮助自己的人数)等个人层面及孩子数量、家庭规模、自有住房等家庭层面和产业层面的虚拟变量(第一产业、第二产业、生活性服务业、高等生产性服务业和低等生产性服务业)、城市固定效应及年份固定效应(3)生活性服务业参考《生活性服务业统计分类》(2019)(http://www.stats.gov.cn/tjsj/tjbz/201904/t20190417_1660043.html)。(4)高等生产性服务业参考《国家科技服务业统计分类》(2018)(http://www.stats.gov.cn/tjgz/tzgb/201812/t20181218_1640075.html)。(5)低等生产性服务业划分标准参考《国家科技服务业统计分类》(2018)和《生产性服务业统计分类》(2019)(http://www.stats.gov.cn/tjsj/tjbz/201904/t20190417_1660042.html)。。上述变量的描述性统计结果见表1所示。

表1 变量的描述性统计

(三)计量方法

1.半对数模型。本文的被解释变量为家庭人均月消费对数且属于连续型变量，基准模型使用半对数模型，具体设定如下：

log(consump)=α0+α1selfemp+α2X+ε

(1)

其中，consump为消费水平并进行1%的缩尾处理，selfemp为“是否自我雇佣”的虚拟变量，X为控制变量，ε是均值为0的随机扰动项，待估参数为α0、α1和α2。本文重点关注α1的取值方向、大小及显著性。在估计就业选择(成为工资获得者、生存型自我雇佣和机会型自我雇佣)对消费水平的影响时，我们将模型(1)的核心解释变量替换为就业选择的类别变量，其余变量和估计模型保持不变。

2.处理效应模型/多元处理效应模型。考虑到就业选择受不可观测变量的影响(如生产率、创业精神等)，可能产生选择偏差问题，本文采用Maddala(1983)提出的处理效应模型加以缓解[30]，具体如下：

log(consump)=β1selfemp+β2X+μ1

(2)

其中，selfemp表示个体的就业决策(即成为工资获得者还是自我雇佣者)。本文的处理效应模型使用极大似然法进行估计。就业决策由以下的处理方程决定：

(3)

其中，I(·)为示性函数，z′为上文的控制变量和自我雇佣经历。当就业选择是成为工资获得者、生存型自我雇佣和机会型自我雇佣时，使用多元处理效应模型来缓解选择偏差问题。该模型类似于处理效应模型，差别在于就业决定方程。处理效应模型的就业决定方程使用probit模型，而多元处理效应模型的就业决定方程使用多元logit模型。

四、实证研究结果及分析

(一)基本结果

若农民工迫于生存压力而自我雇佣，其收入较低且收入风险较高，预防性储蓄动机增强，当前消费下降。若农民工基于个人比较优势而自我雇佣，其收入水平上升，消费水平也提高。因此，我们可根据消费水平的升降来判断自我雇佣是否是被动选择。表2的模型(1)采用OLS估计自我雇佣对农民工消费水平的影响，结果显示相比于工资获得者，自我雇佣者的消费水平显著提高25.4%，说明我国农民工的自我雇佣是基于自身比较优势做出的就业决策。

表2 就业选择对农民工消费水平的影响(N=6098)

考虑到农民工的人力资本水平较低，自我雇佣以生存型自我雇佣为主，机会型自我雇佣的存在造成高估，因此我们进一步将就业群体划分为工资获得者、生存型自我雇佣者和机会型自我雇佣者(结果详见模型(2))。可见，相比于工资获得者，生存型自我雇佣者和机会型自我雇佣者的消费水平分别显著提升24.0%和25.6%。结合数据发现，工资获得者、生存型自我雇佣者和机会型自我雇佣者的子女平均数量分别为1.01个、1.43个和1.46个，子女教育支出是家庭消费的重要方面，子女数量越多，教育支出相对更高，导致自我雇佣者的总消费水平高于工资获得者。

考虑到就业选择受不可观测因素的影响，可能产生自我选择问题。为消除该影响，我们使用处理效应模型对模型(1)再估计。选取自我雇佣经历作为工具变量，其属于历史数据，具有一定的外生性。Kleibergen-Paap rk Wald F统计量为23.04，高于Stock-Yogo在10%的显著性水平下的临界值16.38，通过弱工具变量检验。模型(3)的回归结果显示，相比于工资获得者，自我雇佣者的消费水平显著提升30.7%，这与模型(1)的结果一致，因而理论假说1得到验证。使用多元处理效应模型估计模型(2)，缓解自选择问题后的结果显示(详见模型(4))，相比于工资获得者，生存型自我雇佣者的消费水平没有显著提高；机会型自我雇佣者的消费水平显著提高32.3%，这在一定程度上支持了理论假说2。因此，自我雇佣者的消费水平之所以高于工资获得者，主要源自机会型自我雇佣者。其他控制变量的结果基本符合预期。

(二)稳健性检验

为保证上述结论是可靠的，本文进一步考虑其他可能对结果产生影响的因素。一方面，不同的就业选择是劳动者自我选择的结果，初始条件不同，可能造成选择偏差问题。考虑到自我雇佣者和工资获得者的个人特征、家庭特征等存在显著差异，这两个群体不能直接进行对比，否则造成估计偏误。为增强二者的可比性，我们使用倾向得分匹配法(PSM)进行估计。匹配前的工资获得者与自我雇佣者差异的p值为0.000，匹配后对应的p值为0.748，说明匹配后工资获得者与自我雇佣者之间不存在显著差异。使用匹配后的样本的估计结果为表3的模型(1)，发现自我雇佣者的消费水平依然显著高于工资获得者28.6%，这与表2的模型(3)对应的系数(30.7%)差异不大，因而结论保持稳健。

另一方面，根据职业选择等级理论，生产率最高的个体会选择成为企业家，其次为自我雇佣，其余的则选择成为工人[31][32]。生产率高的个体的收入和消费水平往往也较高，因而不同就业状态的消费差异可能源自个体生产率的差异。为排除该影响，我们使用两种方法解决：一是将自我雇佣经历作为工具变量，使用工具变量法估计农民工的自我雇佣对消费水平的影响(结果为表3的模型(2))，发现自我雇佣的消费水平显著高于工资获得者，这与前文的结论保持一致。二是使用固定效应模型进行稳健性检验(结果为表3的模型(3))，发现排除个体不可观测特征后，生存型自我雇佣者的消费水平与工资获得者无明显差异，机会型自我雇佣的消费水平依然显著高于工资获得者，故结论基本保持稳健。

表3 稳健性检验结果

(三)机制分析

考虑到就业选择与收入、长期居住意愿紧密相关，而收入和长期居住意愿均会促进农民工消费水平的提升，本文对这两个可能的中间机制进行检验(结果见表4的模型(1)～(4))。模型(1)使用多元处理效应模型估计就业选择对收入水平的影响，发现生存型自我雇佣者的收入水平低于工资获得者，但在统计上不显著，而机会型自我雇佣者的收入水平显著高于工资获得者。从收入的角度看，可能仍存在一定程度的劳动力市场分割。从模型(2)可看出，消费随收入水平的上升而提高。模型(1)、(2)说明收入是就业选择影响消费水平的中间机制之一，从而验证了理论假说3。

表4 机制分析

模型(3)使用线性概率模型估计就业选择对长期居住意愿的影响，结果显示生存型自我雇佣者的长期居住意愿与工资获得者无明显差异，但机会型自我雇佣者的长期居住意愿显著高于工资获得者。其原因在于：对生存型自我雇佣者而言，目前收入低、收入风险高，抑制长期居住意愿的产生，同时流入城市的潜在就业机会增强其未来预期，提高了长期居住意愿，二者作用互相抵消。对机会型自我雇佣者而言，收入水平高、对事业的追求等促使长期居住意愿增强。从模型(4)可看出，长期居住意愿有利于消费水平的提升，原因在于常住后会产生消费需求和举家迁移概率，进而提升消费水平。上述分析说明长期居住意愿是就业选择影响消费水平的另一个中间机制，因而理论假说4得以验证。

总之，对生存型自我雇佣者而言，收入水平和长期居住意愿均与工资获得者无显著差异，因此消费水平也并未表现明显区别。对机会型自我雇佣者而言，个人收入水平和长期居住意愿均显著高于工资获得者，因此总消费水平也超过工资获得者。

(四)异质性分析

由于个体所处的相对位置会影响个体的职业回报，因此本文使用分位数回归研究就业选择对不同分位点的消费水平可能存在的影响。我们主要考察就业选择对消费水平的5%分位数、50%分位数和95%分位数的影响差异，对应的回归结果如表5的模型(1)～(3)所示。生存型自我雇佣对消费水平的5%分位数无显著影响，对50%及以上分位数具有显著的正向影响，机会型自我雇佣对消费水平的各分位数均产生显著影响。不论生存型自我雇佣还是机会型自我雇佣，随着消费水平分位数的提高，回归系数逐步增大，说明消费水平越高，农民工从自我雇佣这一就业形式中获益最大。

考虑到不同地区的经济发展水平不同，收入水平相差较大，可能导致流入不同地区的农民工存在消费差异。因此，本文将样本分为东、中、西部地区进行研究(结果详见表5的模型(4)～(6))(6)根据经济地带的划分，我们将上海、东莞、南京、宁波、广州、无锡、杭州和深圳归为东部地区，合肥、武汉、洛阳、蚌埠和郑州归为中部地区，成都和重庆归为西部地区。。可见，农民工若流入中西部地区，生存型自我雇佣者的消费水平与工资获得者无显著差异；若流入东部地区，生存型自我雇佣者的消费水平显著高于工资获得者。其原因在于：流入东部地区，即使从事生存型自我雇佣，农民工也受地区经济发展水平的推动而得到较高收入，消费能力得以提升。

表5 异质性分析

(五)就业选择对各项消费的影响

上文的结论表明，自我雇佣者的消费水平之所以高于工资获得者，主要是由机会型自我雇佣者推动的。为进一步探究机会型自我雇佣的工作模式是否引起消费水平的提升，本部分研究就业选择对居住支出、通讯邮寄费及交通燃油费的影响(结果见表6所示)。模型(1)的估计结果表明，相比于工资获得者，生存型自我雇佣者的居住支出明显高于工资获得者，其原因可能在于生存型自我雇佣者需租赁经营场所，但受经济条件限制往往居住于经营场所，出现居住场所与经营场所不分离的现象，导致居住支出的上升。但机会型自我雇佣者的居住支出显著下降，这可能是由于机会型自我雇佣者具备较强的购房能力，相应的居住支出降低、购房支出增加，导致居住支出低于工资获得者。从数据分析中可知，机会型自我雇佣者的购房概率显著高于工资获得者10.4个百分点，也印证了这一观点。模型(2)、(3)的估计结果表明，相比于工资获得者，生存型自我雇佣者的通讯邮寄费和交通燃油费无明显提高，而机会型自我雇佣者的对应支出分别显著提高19.0%和46.2%，说明机会型自我雇佣者为维持企业的营运需展开一定的社交活动(如维护与政府工作人员的关系、留住老客户、拓展新客户)，这些社交活动都需定期的通话联系、礼品邮寄或当面交流等。

表6 就业选择对各项消费影响的估计结果(N=6081)

五、结 论

在新冠疫情的冲击之下，保就业成为维持我国经济平稳发展的重点任务，而农民工是保就业的重要目标群体。农民工为保证自身消费的连续性，从事地摊生意成为可行选择，“地摊经济”一度成为社会关注的焦点。就业是消费的基石，那么农民工选择何种就业来提升消费水平呢？鉴于此，本文研究农民工的就业选择对消费水平的影响，这对提振内需、引导农民工的就业选择以实现保就业的目标具有重大的现实意义。本文利用2016～2017年的RUMiC数据，考察就业选择对农民工消费水平的影响，得到如下的几点结论。首先，整体而言，自我雇佣有利于农民工消费水平的提升。在控制个人特征、家庭特征、产业固定效应、城市固定效应及时间固定效应等因素并考虑选择偏差后，发现相比于工资获得者，自我雇佣者的消费水平显著上升30.7%。相比于工资获得者，生存型自我雇佣者的消费水平没有明显变化，而机会型自我雇佣者的消费水平显著提升32.3%。因此，自我雇佣促进消费水平的提升主要源自机会型自我雇佣者的贡献。其次，收入和长期居住意愿是机会型自我雇佣者消费水平提升的中间机制。机会型自我雇佣者的收入较高，长期居住意愿较强，这些都有利推动了其消费水平的提升。再次，生存型自我雇佣对农民工消费水平存在异质性影响。生存型自我雇佣者在低分位点的消费水平与工资获得者无明显差异，在中等和高分位点的消费水平均显著高于工资获得者。流入中西部地区的生存型自我雇佣者的消费水平与工资获得者无明显区别，但流入东部地区的显著高于工资获得者。最后，相比于工资获得者，生存型自我雇佣者的居住支出增加，机会型自我雇佣者消费水平的提升主要源自通讯邮寄费和交通燃油费，反映不同的工作模式对消费结构的差异性影响。

本研究的结论对国家改善农民工就业环境和生活质量、促消费扩内需具有较强的政策启示意义。由于自我雇佣促进消费水平提升主要是受机会型自我雇佣者的推动，因此需实施相应的政策，为农民工的机会型自我雇佣创造条件，以有效提升农民工的消费水平。对各级政府而言，应提供良好的政策环境(如加强生存型自我雇佣农民工的创业技能培训、降低金融贷款门槛、简化金融贷款手续等)，为农民工从生存型自我雇佣转向机会型自我雇佣提供条件。对农民工自身而言，应关注就业政策变化、积极响应政府的创业技能培训，强化创业技能，提高收入水平，为增强市民化能力、提升消费能力奠定基础。