胡鳳霞

(揚州大學(xué)商學(xué)院，江蘇揚州 225127)

一、引 言

西方特別是美國社會學(xué)者對外來移民族群聚集現(xiàn)象以及外來移民自雇傭就業(yè)有大量的研究，尤其是“中間人族裔商人與企業(yè)家”理論對外來移民自雇傭就業(yè)的解釋很具有影響力。該理論認(rèn)為，外來移民更傾向于自雇傭就業(yè)是為了應(yīng)對市場歧視的一種理性選擇:那些阻礙勞動力就業(yè)的障礙降低了他們從事自雇傭就業(yè)的機會成本，因此，在其他條件相同的情況下，為了生存、自我保護以及代際流動的需要，被歧視群體(外來移民)更多的從事了自雇傭就業(yè)。通常情況下，自雇傭者的平均收入水平明顯高于受雇者的平均收入水平，社會經(jīng)濟地位的向上流動也非常明顯。但也有一些學(xué)者持反對意見，Kenneth＆Stephen指出即使在沒有歧視情況下，一些群體特征也會影響外來移民的自雇傭選擇［1］;Portes＆Zhou認(rèn)為自雇傭者的高工資主要歸因于他們超時勞動的“自我剝削”和高的人力、物質(zhì)資本水平，一旦控制了這些差異，自雇傭者的收入優(yōu)勢就會消失［2］;Bates的研究則顯示那些從事自雇傭就業(yè)的外來移民經(jīng)濟狀況進展并不好，他們面臨著高的失敗率和低的利潤率［3］。

伴隨著中國市場就業(yè)多樣化改革的推進，自雇傭已經(jīng)成為農(nóng)民工就業(yè)的重要方式。劉妍、李岳云對南京351個有效農(nóng)民工樣本的研究顯示，有32.1%的農(nóng)民工通過自己打拼的方式就業(yè)，是繼地緣和血緣關(guān)系后的第二大就業(yè)途徑［4］。但是，與農(nóng)民工自雇傭就業(yè)實踐規(guī)模不斷擴大相比，有關(guān)農(nóng)民工自雇傭就業(yè)的專項研究卻很空白，本文試圖對這一問題進行一個嘗試性的研究。雖然“中間人族裔商人和企業(yè)家”理論對外來移民自雇傭就業(yè)的解釋存在著許多爭議，但其對當(dāng)今中國越來越多存在的自雇傭就業(yè)農(nóng)民工及其生存狀況的研究極有參考意義:在一個整體隔離的勞動力市場上，農(nóng)民工就業(yè)如何在群體內(nèi)部分流成受雇傭和自雇傭?這些分流是否表明農(nóng)民工市場內(nèi)部的進一步分層?自雇傭者的個體特征及其就業(yè)效果與受雇傭者相比，存在著怎樣的差異?哪些因素影響著農(nóng)民工的自雇傭選擇?這些問題的解答對我國加深對農(nóng)民工就業(yè)的理解以及形成統(tǒng)一、完善的勞動力市場具有重要的意義。

二、計量方法及其模型設(shè)定

農(nóng)民工從事自雇傭就業(yè)的可能性可以用一個潛變量yi*來表示。當(dāng)yi*＞0，農(nóng)民工選擇了自雇傭就業(yè);當(dāng)yi*=0時，農(nóng)民工受雇于企業(yè)。潛變量yi*可以用一個二值因變量yi代替，當(dāng)農(nóng)民工被觀測到從事自雇傭就業(yè)時等于1，否則等于0，給出表達式:

其中u為隨機擾動項，服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，X＇則是一系列影響勞動力自雇傭就業(yè)的自變量，包括教育、年齡、性別、政治面貌、婚姻狀況等變量。

首先，由于收入水平與勞動力的就業(yè)選擇息息相關(guān)［5］，因而，將自雇傭者與受雇傭者的工資收入引入選擇方程具有一定的合理性。但是，影響農(nóng)民工自雇傭就業(yè)選擇的某些無法觀測的變量可能與勞動力的收入水平相關(guān)，比如勞動力的自主能力(independent ability):通常情況下，自主能力越強，勞動力越傾向于自我雇傭，同時，自主能力越強，勞動力的工資收入也越高，在此情況下存在著內(nèi)生性問題。解決內(nèi)生性問題的一個有效方法是采用工具變量估計。工具變量的選取必須滿足兩個條件:一是工具變量要和內(nèi)生變量高度相關(guān)，二是工具變量和殘差是不相關(guān)的。據(jù)此，本文采用勞動力承擔(dān)的家庭月平均消費支出作為月收入水平的工具變量:一般情況下，消費支出和收入水平兩者成正的強相關(guān)關(guān)系，高的消費水平對應(yīng)著高的工資收入;同時，消費支出與影響勞動力就業(yè)選擇的自主能力是不相關(guān)的。

其次，根據(jù)Nee＆Sanders、Yueh等人的研究，社會資本是外來移民自雇傭就業(yè)選擇的重要解釋變量［6－7］。所謂社會資本是指嵌入在一個人社會網(wǎng)絡(luò)中的權(quán)利、財富和名望，雖然個人無法直接占有，但卻可以通過直接或間接的社會關(guān)系借用和攝取。社會資本源于社會網(wǎng)絡(luò)，邊燕杰認(rèn)為，網(wǎng)頂、網(wǎng)差、網(wǎng)絡(luò)規(guī)模和網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)是影響社會資本的四個重要方面，其中網(wǎng)差因子對社會資本的貢獻最大，而網(wǎng)差最主要體現(xiàn)在所交往人群的職業(yè)類別和單位類型的范圍［8］。本文采納上述學(xué)者的觀點，并將“網(wǎng)差”引入農(nóng)民工自雇傭就業(yè)選擇模型中，但是認(rèn)為，職業(yè)類別更多地影響勞動力的收入水平，而單位類型則對勞動力就業(yè)選擇的影響更為重要。因此，社會資本主要以觀測樣本春節(jié)期間聯(lián)系的親戚朋友的工作單位類型為標(biāo)示量。

上述“網(wǎng)差”僅僅體現(xiàn)了觀測對象本身的社會資本，如果考慮家庭在個體經(jīng)濟活動中的作用，社會資本將會被放大。正如Nee＆Sanders所言，家庭是支撐外來移民自雇傭就業(yè)最主要的社會組織，其原因是當(dāng)創(chuàng)業(yè)資金不足時，求助于家庭內(nèi)部成員可以有效降低交易成本。他們的實證研究也證實了這一點:有18歲以上家庭成員的美國移民從事自雇傭的概率更高［6］。我國農(nóng)民工的自雇傭就業(yè)選擇是否也會受家庭社會資本的影響?考慮到這一點，本文也將“有18歲以上家庭成員”變量納入模型①。

再次，F(xiàn)ields、Mazumdar等人認(rèn)為，在發(fā)展中國家，自雇傭是失業(yè)的一個替代選擇，同時，職業(yè)的代際傳遞在農(nóng)民工中也可能存在［9－10］。因此，本文將農(nóng)民工以往的失業(yè)經(jīng)歷和勞動力父親的職業(yè)都作為解釋變量納入方程。

三、數(shù)據(jù)來源及其分析

本文使用的數(shù)據(jù)是2006年及2008年中國人民大學(xué)發(fā)起的“綜合社會調(diào)查”項目的兩套抽樣數(shù)據(jù)(CGSS)②。這兩次調(diào)查問卷設(shè)計非常相似，都采用隨機抽樣的方法，涉及全國28個省市自治區(qū)，覆蓋面廣，具有很強的代表性，而且數(shù)據(jù)詳細(xì)記錄了農(nóng)民工受教育水平、就業(yè)、家庭背景及其工作變動等豐富信息，能夠很好地滿足本文的研究要求。根據(jù)研究的需要，本文提取了處于就業(yè)狀態(tài)有工資收入，且年齡在16—65周歲的農(nóng)民工樣本，剔除教育、性別、收入等有缺失信息的樣本后最終獲得有效樣本2 232個，其中受雇傭樣本1 532個，自雇傭樣本700個。

表1給出了農(nóng)民工自雇傭者與受雇傭者的個人及就業(yè)信息。首先，與受雇傭者相比，自雇傭者的平均年齡更高一些(自雇傭者的平均年齡為39歲，而受雇傭者的平均年齡為36歲)，他們的平均受教育年限(9.5年)也高于受雇傭者的平均教育年限(7.7年)。這意味著代表人力資本存量的教育及其工作經(jīng)驗會對農(nóng)民工的自雇傭選擇產(chǎn)生深刻的影響。其次，自雇傭者獲取了更高的工資收入(平均月收入比受雇傭者高了近200元)，但同時工作強度和壓力更大:每周工作時間達到了62小時，幾乎比受雇傭者高了10個小時。再次，配偶的就業(yè)特征可能會對農(nóng)民工的自雇傭就業(yè)選擇產(chǎn)生重要影響:對男性勞動力而言，從事自雇傭就業(yè)者的妻子從事自雇傭或者在自家生意中幫忙的比例最高，為27.43%，從事半職或臨時性就業(yè)的比例最低，只有7.14%。而那些從事受雇傭就業(yè)者的妻子則更多地從事全職就業(yè)(33.49%)或務(wù)農(nóng)(24.15%)。最后，自雇傭者的就業(yè)類型基本都屬于非正規(guī)就業(yè)③:高達68.43%的自雇傭者沒有雇員，29.43%的自雇傭者雇員在10人以下，說明從事自雇傭就業(yè)的農(nóng)民工依然處于勞動力市場的邊緣。

表1 自雇傭者與受雇傭者個人特征及就業(yè)信息

表2 勞動者對工作及其生活評價

自雇傭者與受雇傭者對工作及其生活評價有何差異呢?表2給出了相應(yīng)的統(tǒng)計結(jié)果:自雇傭者對總的工作狀況表示比較或非常滿意的比例為36.29%，高于受雇傭者的相應(yīng)比例(24.15%)，但是對總的工作狀況表示不大或者很不滿意的比例為33.71%，比受雇傭者高了近6個百分點，說明自雇傭者對工作的評價兩極化比較嚴(yán)重。在社會等級評價中，有近40.71%的自雇傭者認(rèn)為自己處于至少處于中等階級，有36.23%的受雇傭者認(rèn)為自己處于中等或中上階級，說明自雇傭者對城市生活的融入感相對比較高?？鞓放c否，能夠揭示勞動者整體上的生活滿意度，感覺生活整體上比較或很快樂的自雇傭者為43.00%，受雇傭者為34.01%，前者比后者高了近10個百分點，這可能與自雇傭者更高的經(jīng)濟收入有關(guān)。

表3 自雇傭者與受雇傭者的社會資本差異

表3給出了自雇傭者與受雇傭者社會資本的差異:自雇傭者在春節(jié)期間平均交往的親戚朋友人數(shù)整體上高于受雇傭者，而且，在這些親戚朋友中，從事個體、私營經(jīng)營的比例為59.29%左右，比受雇傭者的相應(yīng)指標(biāo)平均高了近13%(由于示范效應(yīng)，我們可以預(yù)期，親戚朋友從事個體經(jīng)營的比例越高，勞動力越容易選擇自雇傭就業(yè))。信息網(wǎng)絡(luò)的運用在很大程度上會提高勞動者的社會資本，盡管農(nóng)民工整體教育水平不高，但卻有11.71%的自雇傭者有自己的Email地址，受雇傭者的相應(yīng)比例為4.18%。另外，一般情況下，勞動者的情商越高，可以調(diào)動的社會資本也越高。因此，本文給出了“我和周圍人相處得很好”這一主觀評判的統(tǒng)計結(jié)果:93%以上的自雇傭者給出了“同意”或者“非常同意”的回答，85%左右的受雇傭者給出了“同意”或者“非常同意”的回答，前者的肯定回答比例明顯高于后者。

四、實證結(jié)果討論

根據(jù)前文的設(shè)定，表4、表5、表6給出了農(nóng)民工自雇傭就業(yè)選擇的回歸結(jié)果。由于男性勞動力和女性勞動力面臨著不同的就業(yè)約束，本文分別給出了農(nóng)民工總樣本、男性勞動力和女性勞動力自雇傭就業(yè)選擇工具變量估計的結(jié)果。同時，為了方便比較，給出了二值響應(yīng)指標(biāo)模型的最大似然估計結(jié)果以及不考慮社會資本(網(wǎng)差和18歲以上家庭成員)時工具變量回歸結(jié)果④。

教育在所有樣本回歸中的系數(shù)為正，且在1%的水平上非常顯著，換句話說，隨著農(nóng)民工受教育程度的提高，他們從事自雇傭就業(yè)的概率會顯著上升，這與Bates(1997)等人的研究結(jié)論相同。究其原因，教育往往和家庭社會背景以及創(chuàng)業(yè)自主意識正相關(guān)。教育程度越高，意味著社會背景越良好，農(nóng)民工越容易從親戚朋友處獲得創(chuàng)業(yè)所需的啟動資金和人力資源，能夠有效減少自雇傭就業(yè)的信貸約束和人力資源約束，從而提高他們從事自雇傭就業(yè)的可能性。

年齡及其年齡平方的系數(shù)值在總樣本和男性樣本中很顯著(在1%的水平上)，即使不考慮內(nèi)生性問題，年齡的增長也會提高農(nóng)民工從事自雇傭就業(yè)的概率。我國嚴(yán)格的信貸約束或許是這一結(jié)果的重要原因:沒有市民資格的農(nóng)民工根本無法向銀行等信用機構(gòu)獲取創(chuàng)業(yè)所需的資金，他們必須通過長時間的收入積累來獲得必需的物質(zhì)資本。但是在女性樣本中，工具變量回歸后的年齡變量系數(shù)值不顯著，這可能與女性勞動力面臨的就業(yè)約束有關(guān):正如前文的統(tǒng)計結(jié)果顯示，自雇傭者往往需要更長的工作時間，而女性勞動力年齡越長，他們花費在家庭及其孩子教育上的時間和精力就越多，為了平衡工作和家庭，年長的女性勞動力更多地成為了受雇傭者。

給定其他變量，月收入水平的系數(shù)值在所有回歸結(jié)果中都很顯著(在5%的水平上)，而且隨著收入水平的提高，農(nóng)民工從事自雇傭就業(yè)的概率顯著上升，即相對比較高的收入水平是吸引農(nóng)民工從事自雇傭就業(yè)的重要原因。這里值得指出的是，經(jīng)過內(nèi)生性調(diào)整后，月收入對農(nóng)民工自雇傭就業(yè)選擇的影響程度明顯提高，簡言之，如果不考慮內(nèi)生性問題，回歸結(jié)果將低估收入水平對農(nóng)民工自雇傭就業(yè)選擇的影響。

根據(jù)Yueh(2009)的觀點:已婚勞動力更容易從事自雇傭就業(yè)，其原因是配偶和親戚朋友的加入是自雇傭就業(yè)者解決人力資源和啟動資金約束的重要方法。實際上，與未婚勞動力相比，已婚勞動力本身在社會資源和工作經(jīng)驗上都相對比較豐富，從而更具備自雇傭就業(yè)的條件。但是本文的回歸結(jié)果顯示，未婚虛擬變量系數(shù)值在所有回歸中雖然都為負(fù)，卻只在總樣本和男性樣本中顯著。原因比較簡單:對女性勞動力而言，已婚意味著年長的年齡和家庭責(zé)任的增加，更多的就業(yè)約束使得未婚虛擬變量的系數(shù)值變得不顯著。

代表個人特征變量的男性虛擬變量的系數(shù)值顯著為正，自雇傭就業(yè)選擇的性別差異非常明顯:女性農(nóng)民工具有更低的人力資本存量，更不容易獲取到自雇傭就業(yè)的啟動資金。面臨著更大的流動性約束以及更弱的承擔(dān)風(fēng)險精神是造成她們更多從事低報酬、缺乏職業(yè)升遷的有酬勞動的原因。

黨員虛擬變量的系數(shù)值在所有回歸中都為正，而且在1%的水平上非常顯著:黨員從事自雇傭就業(yè)的可能性明顯高于非黨員。這一點很好理解:不管是男性勞動力還是女性勞動力，與非黨員相比，無論是在領(lǐng)導(dǎo)性、自主性、開拓性方面還是在社會經(jīng)驗方面，黨員都具有一定的優(yōu)勢，而且他們承擔(dān)創(chuàng)業(yè)風(fēng)險的能力也比較強，從而更容易從事自雇傭就業(yè)。

表4 農(nóng)民工自雇傭選擇回歸結(jié)果(總樣本)

經(jīng)過內(nèi)生性調(diào)整后，失業(yè)經(jīng)歷虛擬變量在5%的水平上顯著提高了總樣本和女性勞動力從事自雇傭就業(yè)的概率，但是在男性勞動力樣本中，失業(yè)經(jīng)歷虛擬變量的系數(shù)值不顯著，盡管回歸系數(shù)為正。換句話說，以往的市場經(jīng)歷對農(nóng)民工自雇傭就業(yè)選擇影響并不明確，自雇傭就業(yè)是失業(yè)的一個替代選擇這一論斷只是部分成立。

父輩的職業(yè)對男性農(nóng)民工自雇傭就業(yè)選擇會產(chǎn)生重要影響:如果農(nóng)民工14歲時父親的職業(yè)是自雇傭(在自家生意中幫工)的話⑤，他們從事自雇傭就業(yè)的概率會在5%的水平上顯著上升。自雇傭會在代際間傳遞，原因是那些父輩從事自雇傭的勞動力，他們有更好的機會學(xué)習(xí)經(jīng)營管理的方法。但是，這一規(guī)律在女性樣本中并沒有得到驗證:自雇傭(父親職業(yè))虛擬變量的回歸系數(shù)值并不顯著，這可能與我國農(nóng)村社會家庭結(jié)構(gòu)有關(guān)，具體原因還有待進一步研究。

表5 農(nóng)民工自雇傭選擇回歸結(jié)果(男性樣本)

表6 農(nóng)民工自雇傭選擇回歸結(jié)果(女性樣本)

有18歲以上家庭成員虛擬變量的系數(shù)值在三次回歸中都不顯著，即家庭社會資本不會顯著影響農(nóng)民工的自雇傭選擇，這一結(jié)論并不支持Nee＆Sanders(1996)的研究結(jié)果，可能的原因是我國農(nóng)民工的流動并沒有伴隨著戶籍和居住地的轉(zhuǎn)移，父母、兄弟姐妹和子女往往留守原戶籍地。因此，農(nóng)村勞動力一旦發(fā)生流動，尤其是省際間的流動，和家庭有關(guān)的社會資本就會發(fā)生斷裂，從而不會對農(nóng)民工自雇傭就業(yè)選擇產(chǎn)生顯著影響。對于代表社會資本(網(wǎng)差)的企業(yè)類型，個體、私營企業(yè)虛擬變量在所有回歸中都很顯著，且為正，即對于農(nóng)民工交往的親戚朋友，與他們在國有企業(yè)就業(yè)相比，他們在私營、個體企業(yè)就業(yè)會顯著提高農(nóng)民工從事自雇傭就業(yè)的概率，這與預(yù)期的相同:就業(yè)的示范作用非常明顯。而三資企業(yè)虛擬變量經(jīng)過內(nèi)生性調(diào)整后，在總樣本和男性樣本中也很顯著(為正)，但卻不會影響女性勞動力的自雇傭就業(yè)選擇。

五簡單結(jié)論

1.從事自雇傭就業(yè)的農(nóng)民工獲取了更高的工資收入，但是也承擔(dān)了更重的工作強度和壓力，他們對工作評價的兩極化比較嚴(yán)重，但是對城市生活的融入感相對比較高。

2.不管是從信息網(wǎng)絡(luò)運用上，還是人際交往上，自雇傭者的社會資本都優(yōu)于受雇傭者，且在社會資本網(wǎng)差因子中，個體、私營企業(yè)(農(nóng)民工交往的親戚朋友所在單位)虛擬變量顯著提高了農(nóng)民工從事自雇傭就業(yè)的概率。但是，與家庭成員有關(guān)的社會資本由于發(fā)生斷裂，對農(nóng)民工的自雇傭選擇不會產(chǎn)生顯著影響。

3.與預(yù)期的相同，教育顯著提高農(nóng)民工的自雇傭就業(yè)選擇，而且，為了解決由于嚴(yán)格的信貸約束所造成的資金短缺，年齡越長的、已婚的男性農(nóng)民工更傾向于自雇傭就業(yè)，黨員從事自雇傭就業(yè)的概率也顯著高于非黨員。

4.失業(yè)經(jīng)歷不會顯著影響男性農(nóng)民工從事自雇傭的概率。但隨著收入水平的提高，男性農(nóng)民工和女性農(nóng)民工從事自雇傭就業(yè)的概率都會顯著上升，這或許意味著農(nóng)民工自雇傭就業(yè)選擇具有更多的自主性，是對高工資收入的一種理性反應(yīng)。

注釋:

①這里“有18歲以上家庭成員”是指除配偶、父母以外，生活在一起的家庭成員。

②此數(shù)據(jù)來源于中國調(diào)查數(shù)據(jù)網(wǎng):http://www.chinasurveycenter.org，在此非常感謝中國人民大學(xué)“綜合社會調(diào)查”項目組對本研究提供的數(shù)據(jù)支持。

③目前，非正規(guī)就業(yè)并沒有一個統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，但國內(nèi)外很多學(xué)者都將微型企業(yè)直接納入非正規(guī)就業(yè)的范疇。

④根據(jù)內(nèi)生性檢驗，總樣本的wald檢驗系數(shù)分別為5.05和3.70;男性樣本的wald檢驗系數(shù)分別為3.95和3.71;女性樣本的wald檢驗系數(shù)分別為4.12和3.83:表明內(nèi)生性假設(shè)是合理的。

⑤由于數(shù)據(jù)中缺乏父親是否為自雇傭或者私營企業(yè)者的信息，本文用在自家生意中做工這一變量作為替代變量。通常情況下，我們有理由認(rèn)為自家生意類似于自我雇傭或者微型家庭企業(yè)，而父親往往充當(dāng)著重要的領(lǐng)導(dǎo)角色，尤其是對于農(nóng)民(工)而言，這種可能性更大。

［1］Kenneth＆Stephen.2000.Pushed out or pulled in self-employment among ethnic minorities in England and wales.Labor economics 7:603－628.

［2］Portes，A.＆Zhou，M 1996.self-employment and earnings of immigrants，American Sociological Review.61:219－240.

［3］Bates，T.1997.Race，Self-Employment＆Upward Mobility:An Illusive American Dream.Woodrow Wilson Center Press，Washington，DC.

［4］劉妍，李岳云.城市外來農(nóng)村勞動力非正規(guī)就業(yè)的性別差異分析［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟，2007(12):20－27.

［5］胡鳳霞，姚先國.農(nóng)民工非正規(guī)就業(yè)選擇研究［J］.人口與經(jīng)濟，2011(4):23－28

［6］Nee，J.M，＆Sanders，V 1996.immigrant self-employment:the family as social capital and the value of human capital.American Sociological Review.61:231－249.

［7］Yueh，L 2009.Self-employment in urban China:Networking in transition economy.China Economic Review.20:471－484.

［8］邊燕杰.城市居民社會資本的來源及作用:網(wǎng)絡(luò)觀點與調(diào)查發(fā)現(xiàn)［J］.中國社會科學(xué)，2004(3):137－208.

［9］Fields，G S 1975.Rural-urban migration，urban unemployment and underemployment，and job search activity in LDC’s.Journal of Development Economics.2:165－187.

［10］Mazumdar，D 1976.The urban informal sector.World Development，4(8):655–679.