□劉 聰

（西北農(nóng)林科技大學經(jīng)濟管理學院 陜西 咸陽 712000）

1 研究背景

近年來，在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略持續(xù)推動下，返鄉(xiāng)農(nóng)民工的規(guī)模不斷擴大，許多農(nóng)民工在“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”的熱潮下返鄉(xiāng)就業(yè)或投身創(chuàng)業(yè)，成為實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的主力軍。返鄉(xiāng)農(nóng)民工就業(yè)一直都是“三農(nóng)”問題的重點并且受到各界的廣泛關注。勞動者的就業(yè)狀態(tài)可細分為工資雇傭、自我雇傭和失業(yè)[1-3]。農(nóng)民工在返鄉(xiāng)后，無論是創(chuàng)辦中小企業(yè)還是從事個體經(jīng)營，其就業(yè)狀態(tài)都可以歸納為自我雇傭。自我雇傭是農(nóng)民工群體主要的就業(yè)狀態(tài)之一[4]，是除了受雇與務農(nóng)以外返鄉(xiāng)農(nóng)民工就業(yè)的重要途徑和方式[5-6]。返鄉(xiāng)后的農(nóng)民工具有一定的工作經(jīng)驗，自雇創(chuàng)業(yè)是一個理想的生計選擇，既可以促進鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟的發(fā)展，同時可以緩解城市的就業(yè)壓力。此外，在新冠肺炎疫情的沖擊下，疫情與經(jīng)濟下行壓力相互疊加，農(nóng)民工返城就業(yè)形勢愈加嚴峻。自我雇傭作為非正規(guī)就業(yè)形式，是很多被迫留鄉(xiāng)的農(nóng)民工面臨的就業(yè)選擇，因此引導與支持返鄉(xiāng)農(nóng)民工通過自我雇傭?qū)崿F(xiàn)就業(yè)，進而穩(wěn)定和擴大就業(yè)市場，具有重要的現(xiàn)實意義。在我國經(jīng)濟已經(jīng)由高速增長轉(zhuǎn)變?yōu)楦哔|(zhì)量發(fā)展的情形下，促進勞動力就業(yè)正在從追求就業(yè)數(shù)量向提升就業(yè)質(zhì)量的方向轉(zhuǎn)變，穩(wěn)定和擴大就業(yè)的同時更應強調(diào)高質(zhì)量就業(yè)。因此，幫助與引導有條件、有能力、有意愿的返鄉(xiāng)農(nóng)民工通過自我雇傭?qū)崿F(xiàn)就業(yè)，在增加就業(yè)數(shù)量方面發(fā)力的同時，更應關注返鄉(xiāng)農(nóng)民工自我雇傭群體的就業(yè)質(zhì)量，推動返鄉(xiāng)農(nóng)民工通過自我雇傭?qū)崿F(xiàn)高質(zhì)量就業(yè)。

就業(yè)質(zhì)量這一概念最早由國際勞動組織（International Labour Organization，ILO）在1995年召開的社會發(fā)展問題世界首腦大會上以“核心勞工標準”的形式提出。國內(nèi)對于就業(yè)質(zhì)量的評價多基于主客觀結(jié)合的角度，采用收入水平[7-11]、勞動權益保障[12-13]、工作環(huán)境條件[14]等客觀指標和就業(yè)滿意度[15]、職業(yè)發(fā)展、就業(yè)前景期望等主觀指標進行綜合評價。許多研究關注到農(nóng)民工群體的就業(yè)質(zhì)量及其影響因素[16-17]，但有關研究均圍繞進城農(nóng)民工群體展開，鮮有研究探究返鄉(xiāng)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量，更缺乏對返鄉(xiāng)農(nóng)民工自我雇傭群體的就業(yè)質(zhì)量的關注。返鄉(xiāng)農(nóng)民工一直以來都是學界的熱點話題，特別是返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)問題引起眾多學者的關注，相關研究涵蓋返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿[18-21]、創(chuàng)業(yè)行為[22]、創(chuàng)業(yè)績效[23-25]等諸多方面。雖然創(chuàng)業(yè)者的就業(yè)狀態(tài)通常被界定為自我雇傭，但是“創(chuàng)業(yè)”一詞很難涵蓋所有返鄉(xiāng)農(nóng)民工自我雇傭群體[26]。通過自雇創(chuàng)業(yè)的形式進入就業(yè)市場的返鄉(xiāng)農(nóng)民工，是鄉(xiāng)鎮(zhèn)勞動力就業(yè)市場不可忽視的力量，但是目前已有研究缺乏對這一群體的就業(yè)質(zhì)量現(xiàn)狀及其影響因素的關注。

基于現(xiàn)有研究的不足，擬借鑒學術界廣泛應用的“可持續(xù)生計框架”，探究資本稟賦對于返鄉(xiāng)農(nóng)民工自我雇傭群體就業(yè)質(zhì)量（下文簡稱為自雇質(zhì)量）的影響。另外，“巧婦難為無米之炊”，返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量很可能與他們所預期的在回鄉(xiāng)自雇創(chuàng)業(yè)時所能夠獲取的創(chuàng)業(yè)經(jīng)營所需要素的多少和難易程度有關?？梢灶A期的是，農(nóng)民工能夠獲取的創(chuàng)業(yè)要素越多且越容易，則他們自雇質(zhì)量水平可能會越高。所以，在考慮到資本稟賦這一“內(nèi)源性”影響因素的同時，要引入要素流動這一“外源性”因素，更好地把握返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量水平與現(xiàn)狀，進而深入探討提高返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量的可行路徑。

2 研究假設

2.1 資本稟賦對自雇質(zhì)量的影響效應

資本是指生產(chǎn)中可投入的生產(chǎn)資料，經(jīng)濟學意義上的稟賦則可指代勞動力、技術、土地等。綜合現(xiàn)有研究，將農(nóng)民工的資本稟賦定義為“在一定時期一定環(huán)境條件下，農(nóng)戶自身及家庭先天具備或后天獲取的可用于生產(chǎn)生活的資源、技能和本領”，具體包括人力資本、社會資本、物質(zhì)資本和金融資本等諸多相關構(gòu)成維度[27-29]。在資本稟賦的衡量方面，最具有影響力的是DFID 提出的分析框架，該框架的核心是生計資本，并將其劃分為自然資本、物質(zhì)資本、金融資本、社會資本和人力資本等5 類具體的資本稟賦[30]。

目前，對于資本稟賦和就業(yè)質(zhì)量關系的研究，學者著重關注人力資本和社會資本對就業(yè)質(zhì)量的影響效應，對于其他類別與就業(yè)質(zhì)量關系的相關研究較為缺乏，但是資本稟賦對就業(yè)質(zhì)量的重要維度——勞動力收入水平的影響研究較為豐富，并且不同研究表明各類資本稟賦的收入效應存在異質(zhì)性。仁義科等（2015）[31]分別以月工資、日工作時間和工作穩(wěn)定性表征新生代農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量，發(fā)現(xiàn)人力資本和社會資本對其就業(yè)質(zhì)量產(chǎn)生顯著影響。毛晶晶等（2020）[32]基于上海農(nóng)民工調(diào)研數(shù)據(jù)，同樣發(fā)現(xiàn)人力資本和社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量影響顯著。鄧睿（2020）基于中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)社會資本對農(nóng)民工工資收入具有顯著的促增作用。高夢滔和姚洋（2006）[33]利用微觀面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)物質(zhì)資本對于農(nóng)戶收入差距沒有顯著影響。馮振東和惠寧（2010）[34]通過對陜西吳起縣1 105 戶農(nóng)村家庭收入的調(diào)查數(shù)據(jù)研究，發(fā)現(xiàn)人力資本和物質(zhì)資本是拉開收入差距的間接力量。李聰?shù)龋?019）[35]認為，五大生計資本對農(nóng)戶收入水平的影響及收入不平等的貢獻度不盡相同。汪文雄等（2020）[36]以湖北恩施和貴州畢節(jié)農(nóng)戶為例，發(fā)現(xiàn)部分物質(zhì)資本和金融資本對于農(nóng)戶增收脫貧產(chǎn)生顯著影響。綜合以上研究可以看出，資本稟賦是影響勞動力就業(yè)質(zhì)量的潛在重要因素，但是不同具體類別的資本稟賦對就業(yè)質(zhì)量的影響效應可能存在差異。基于此，提出假設H1：多數(shù)資本稟賦對返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量產(chǎn)生顯著的正向影響。

2.2 要素流動對自雇質(zhì)量的影響效應

經(jīng)濟學意義上的生產(chǎn)要素是指在生產(chǎn)活動中必須具備的主要因素，主要包括土地、勞動力和資本等。自我雇傭者多為私營業(yè)主或個體經(jīng)營者，因此，資金、土地等經(jīng)營資源與生產(chǎn)要素的流動性及可獲得性是影響自雇者收入水平、創(chuàng)業(yè)績效的重要因素[37-38]。資金、土地等生產(chǎn)要素的流動性越強，其可獲得性也會隨之提升，進而使個體經(jīng)營者擁有較高的經(jīng)營績效。鄉(xiāng)村生產(chǎn)要素的流動性顯然事關返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇經(jīng)營時獲取要素的難易程度和多少?？镞h鳳（2018）[39]基于新古典生產(chǎn)函數(shù)的理論推導與實證分析認為，鄉(xiāng)村生產(chǎn)要素的流動性大小會作用于創(chuàng)業(yè)要素的可獲取性，如果在鄉(xiāng)村可較為容易地獲得創(chuàng)業(yè)要素和資源，則隨著農(nóng)民工個體人力資本的提升，其創(chuàng)業(yè)可能獲取的預期凈收益大于零的可能性也會增大。因此，提出假設H2：要素流動對返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量產(chǎn)生顯著的正向影響。

3 數(shù)據(jù)來源與變量設定

3.1 數(shù)據(jù)來源

依據(jù)國家發(fā)展改革委聯(lián)合十部委公布的第二批與第三批返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)試點地區(qū)名單，選定陜西省返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點地區(qū)咸陽市楊陵區(qū)與寶雞市眉縣作為調(diào)研區(qū)域。具體調(diào)研區(qū)域為楊陵區(qū)五泉鎮(zhèn)、揉谷鎮(zhèn)和眉縣常興鎮(zhèn)、槐芽鎮(zhèn)、橫渠鎮(zhèn)、湯峪鎮(zhèn)等。本次調(diào)研共發(fā)放問卷300 份，收回問卷224 份。調(diào)研主要集中在集鎮(zhèn)附近開展，絕大多數(shù)受訪者為兼業(yè)農(nóng)戶，返鄉(xiāng)后僅從事務農(nóng)或以農(nóng)業(yè)收入為主要收入來源的農(nóng)民工受訪者僅有1 人，失業(yè)或待業(yè)僅有1 人，因樣本數(shù)據(jù)量過少予以剔除。最終經(jīng)過篩選保留有效問卷222 份，問卷有效率74.00%。按照返鄉(xiāng)后的就業(yè)狀態(tài)，將受訪的返鄉(xiāng)農(nóng)民工分為自我雇傭和受人雇傭兩組，其中自我雇傭的返鄉(xiāng)農(nóng)民工158 人，占比71.17%；受人雇傭的返鄉(xiāng)農(nóng)民工64 人，占比28.83%。

3.2 變量設置

3.2.1 被解釋變量

以返鄉(xiāng)農(nóng)民工自我雇傭群體就業(yè)質(zhì)量作為被解釋變量。就業(yè)質(zhì)量是一個多維度綜合性的概念，因此結(jié)合相關研究，從收入水平、工作時長、勞動保障、工作滿意度等方面出發(fā)，利用就業(yè)質(zhì)量測度中經(jīng)常用到的因子分析法構(gòu)造出一種簡單的因子得分，用以綜合評價返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量。返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量具體指標選取見表1。

表1 返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量具體指標

（1）為檢驗變量是否適合因子分析，首先對數(shù)據(jù)指標進行KMO 與Bartlett 檢驗，結(jié)果見表2。其中，KMO 的值為0.722，Bartlett 球形檢驗的p值均為0.000，通過顯著性檢驗，說明選取的變量可以進行因子分析。

表2 返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量KMO與Bartlett球形檢驗

（2）通過對評價量表數(shù)據(jù)的綜合分析計算，得到相關陣R 的特征值、貢獻率和累積貢獻率后，選擇出3 個因子作為綜合因子，并由選出的3 個因子得到因子載荷矩陣并使用最大方差正交旋轉(zhuǎn)法旋轉(zhuǎn)。旋轉(zhuǎn)后得到因子載荷矩陣以及方差貢獻率，見表3。由表3 可知，3 個公因子的累計方差貢獻率達到了64.722%，說明3 個公因子包含了全部指標信息的64.722%，基本能夠較好地反映出原始數(shù)據(jù)的信息。

表3 返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量因子載荷矩陣和方差貢獻率

根據(jù)因子得分系數(shù)矩陣和各因子方差貢獻率，以方差貢獻率作為權重，最終得到返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量因子得分。由于得到的自雇質(zhì)量因子得分有正有負，因此采用極差標準化對得到的因子得分進行進一步處理，并將上述計算結(jié)果乘以100，最終得到返鄉(xiāng)農(nóng)民自雇質(zhì)量評分，具體分布水平見圖1。由圖1 可知，返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量多集中在20～50 分，處于較低水平，說明返鄉(xiāng)農(nóng)民工自我雇傭群體就業(yè)質(zhì)量有待提升。

3.2.2 核心解釋變量

（1）資本稟賦。借鑒可持續(xù)生計框架，同時結(jié)合現(xiàn)

有文獻，將返鄉(xiāng)農(nóng)民工資本稟賦具體分為人力資本、社會資本、物質(zhì)資本、金融資本、自然資本等5 類。在人力資本方面，勞動力的人力資本通常包括教育、技能和健康等維度，選取受教育程度和健康狀況表征返鄉(xiāng)農(nóng)民工的人力資本。在社會資本方面，基于從網(wǎng)絡、信任、規(guī)范等維度所界定的社會資本經(jīng)典定義[40]，設計社會資本評價量表，基于10 個題項評價返鄉(xiāng)農(nóng)民工社會資本，通過因子分析得到返鄉(xiāng)農(nóng)民工社會資本因子得分（返鄉(xiāng)農(nóng)民工社會資本因子得分的計算過程與前述自雇質(zhì)量因子得分計算過程相同）；選取近一年禮金支出，從投入強度的角度評價返鄉(xiāng)農(nóng)民工社會資本水平。在物質(zhì)資本方面，選取生產(chǎn)設備現(xiàn)值、交通工具現(xiàn)值和家庭住房現(xiàn)值表征返鄉(xiāng)農(nóng)民工人力資本。在金融資本方面，一般而言，家庭經(jīng)濟條件越優(yōu)越，其擁有的存款、債券等金融產(chǎn)品或金融資產(chǎn)越多，所以選取家庭經(jīng)濟水平表征返鄉(xiāng)農(nóng)民工金融資本。在自然資本方面，選取耕地面積表征返鄉(xiāng)農(nóng)民工自然資本。

（2）要素流動。根據(jù)鄉(xiāng)村生產(chǎn)要素流動性這一潛在構(gòu)念，根據(jù)多個方面和角度加以衡量的特征，從鄉(xiāng)村商品生產(chǎn)和流通中所需的資金、土地、人才、信息和交通等重要生產(chǎn)要素和相關政策等方面分別設計題項，構(gòu)成鄉(xiāng)村生產(chǎn)要素流動性特征的感知量表，具體為李克特5 點量表形式，從1（完全不同意）～5（完全同意），讓農(nóng)民工根據(jù)其“如果鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的話獲取以上創(chuàng)業(yè)所需要素或資源的難易程度”進行打分，共10 個題項，樣題為“從本地銀行、信用社等金融機構(gòu)獲得貸款比較容易”等?；谝亓鲃有蕴卣鞯母兄勘?，通過因子分析計算出最終的要素流動因子得分（要素流動因子得分的計算過程與前述自雇質(zhì)量因子得分計算過程相同），用以表征鄉(xiāng)村生產(chǎn)要素流動性。

3.2.3 控制變量

勞動力外出流動帶來的對于現(xiàn)代生產(chǎn)、工作方式的習得很大程度上會影響勞動力的就業(yè)觀念[41]，并對勞動力的就業(yè)質(zhì)量產(chǎn)生顯著影響[42]。所以，在控制樣本性別、年齡等變量的同時，考慮到返鄉(xiāng)農(nóng)民工工作經(jīng)歷對于其自雇質(zhì)量可能產(chǎn)生的影響，選取外地務工就業(yè)狀態(tài)和返鄉(xiāng)工作年限對返鄉(xiāng)農(nóng)民工工作經(jīng)歷進行控制。變量含義、賦值說明及其統(tǒng)計性描述見表4。

表4 變量選擇、賦值及統(tǒng)計性描述

4 實證分析

4.1 模型設定

由于返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量評價指數(shù)屬于連續(xù)型變量，應采用多元線性回歸分析各類資本稟賦對自雇質(zhì)量直接的影響效應。但是，在分析資本稟賦、要素流動對返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量的影響時，需要考慮到樣本選擇問題。事實上，農(nóng)民工是否選擇自我雇傭并不是隨機的，性別、年齡、受教育程度[43]、自身經(jīng)濟條件[44]、社會網(wǎng)絡等因素都可能對農(nóng)民工選擇自我雇傭產(chǎn)生影響，即返鄉(xiāng)農(nóng)民工自我雇傭群體是經(jīng)過選擇后的樣本。因此，采用Heckman 兩階段模型以克服自雇選擇導致的樣本選擇問題。構(gòu)建模型如下。

第一階段，采用Probit 模型來估計分析返鄉(xiāng)農(nóng)民工自我雇傭選擇影響因素，這是一個定性分析階段，用來判斷返鄉(xiāng)農(nóng)民工自我雇傭的可能性。具體模型定義如下。

式中：p代表返鄉(xiāng)農(nóng)民工選擇自我雇傭的概率，考察返鄉(xiāng)農(nóng)民工自我雇傭的可能性。若p>0，表示返鄉(xiāng)農(nóng)民工選擇自我雇傭；若p=0，表示返鄉(xiāng)農(nóng)民工未選擇自我雇傭。在第一階段中，需要從Probit 模型中估計得到一逆米爾斯比率λ，表達式如下。

第二階段，把第一階段估計的逆米爾斯比λ作為一個新變量，采用OLS 估計返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量的影響因素，估計模型如下。

式中：Y表示返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量，Zi表示影響返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量的諸多因素。式（3）為Heckman第二階段的意愿結(jié)果模型，與普通OLS 方法不同的是，這里引進的比率λ用以修正樣本選擇的有偏性。實證分析時，如果該比率估計不為0，而且在統(tǒng)計上顯著，表明存在樣本選擇偏差，選擇Heckman 兩階段決策模型是有效的。

4.2 計量結(jié)果及相應分析

運用Stata 15.0 軟件得出相關回歸結(jié)果，模型回歸結(jié)果如表5 所示。其中，模型1 為未考慮樣本選擇偏誤時采用OLS 回歸的結(jié)果。模型2～模型7 是考慮到樣本選擇偏誤問題時采用Heckman 兩階段模型回歸的結(jié)果（第一階段，即返鄉(xiāng)農(nóng)民工自我雇傭選擇回歸采用的被解釋變量來自于本研究設置的變量）。通過模型回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，資本稟賦和要素流動對返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量產(chǎn)生顯著影響，但是具體到不同類別的資本稟賦對返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量的影響存在異質(zhì)性。Heckman 兩階段模型第一階段回歸得到的逆米爾斯比率在1%的水平上顯著，表明存在樣本選擇性偏誤問題，也表明使用Heckman 兩階段模型是合適的。

表5 模型回歸結(jié)果

4.2.1 核心解釋變量對返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量的影響效應

在人力資本方面，受教育程度是影響自雇質(zhì)量的重要因素，對于返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量具有顯著的提升效應。受教育程度較高的返鄉(xiāng)農(nóng)民工，其眼界寬、經(jīng)驗豐富，往往能更好地把握商業(yè)機會與市場需求，進而可以通過“創(chuàng)業(yè)型”自我雇傭?qū)崿F(xiàn)高質(zhì)量就業(yè)。結(jié)合經(jīng)典的人力資本理論可知，受教育程度對于勞動力收入水平具有顯著的促增作用，而收入水平是就業(yè)質(zhì)量的重要維度，因此，受教育程度對返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量具有顯著的正向影響。不考慮其他類型資本稟賦的影響效應，健康狀況對于受教育程度具有一定的顯著影響，但是模型2 中這種影響效應并不顯著。原因可能在于，相對于其他資本稟賦，健康程度并不是返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量的重要因素。

在社會資本方面，近一年禮金支出對于返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量產(chǎn)生顯著的正向影響。禮金支出通常被作為社會資本的重要表征變量，特別是在鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)，人情社會更加重視“禮順人情”，禮金支出金額越高往往意味著更加廣泛和緊密的社會網(wǎng)絡。同時，作為信息、資金等生產(chǎn)經(jīng)營的生產(chǎn)要素的重要來源渠道，社會網(wǎng)絡對于返鄉(xiāng)農(nóng)民工自我雇傭者的經(jīng)營績效、收入水平都會產(chǎn)生重要影響。但是，相對于近一年禮金支出，在控制住樣本選擇問題和其他資本稟賦后，社會資本因子評分對于自雇質(zhì)量影響并不顯著。

在物質(zhì)資本、金融資本和自然資本方面，物質(zhì)資本、金融資本對返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量均沒有產(chǎn)生顯著影響，自然資本對返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量產(chǎn)生顯著的正向影響。住房現(xiàn)值、交通工具現(xiàn)值和生產(chǎn)設備現(xiàn)值對返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量影響均不顯著，原因可能在于通過自雇實現(xiàn)就業(yè)的返鄉(xiāng)農(nóng)民工，其住房、交通工具、生產(chǎn)設備雖然作為其物質(zhì)資本存量，但這些物質(zhì)資本并不參與返鄉(xiāng)農(nóng)民工就業(yè)或經(jīng)營活動。返鄉(xiāng)農(nóng)民工自我雇傭群體多為小規(guī)模經(jīng)營，物質(zhì)資本對返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量水平的影響效應并不顯著。家庭經(jīng)濟條件對于返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量的影響效應同樣不顯著。但是，耕地面積對于返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量產(chǎn)生顯著正向影響，原因可能在于返鄉(xiāng)農(nóng)民工作為農(nóng)業(yè)人口，并未完全脫離農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為，因此耕地面積越多，返鄉(xiāng)農(nóng)民工收入水平越高，因而對返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量產(chǎn)生一定的正向影響。

在要素流動方面，無論是否考慮樣本選擇偏誤問題，要素流動對返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量均產(chǎn)生顯著的正向影響。鄉(xiāng)村要素流動性越高，返鄉(xiāng)農(nóng)民工在自雇經(jīng)營過程中越容易獲得各種信息、資金等生產(chǎn)要素，因而對經(jīng)營產(chǎn)生正向的影響效應，進而提升返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量。

4.2.2 控制變量對返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量的影響效應

控制變量方面，返鄉(xiāng)農(nóng)民工外地務工就業(yè)狀態(tài)對于返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量產(chǎn)生顯著的正向影響。具體而言，外地務工時為自我雇傭的農(nóng)民工，其在返鄉(xiāng)后通過自我雇傭更容易實現(xiàn)“高質(zhì)量就業(yè)”。原因在于，在外地務工時選擇自我雇傭的農(nóng)民工，其在返鄉(xiāng)的就業(yè)選擇上會表現(xiàn)出一定的“路徑依賴”，返鄉(xiāng)后更可能延續(xù)自己在外的生意；并且在外地做生意時的經(jīng)驗、眼界使其返鄉(xiāng)經(jīng)營同業(yè)更容易實現(xiàn)較好的經(jīng)營績效。

5 結(jié)束語

基于陜西省返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點地區(qū)咸陽市楊陵區(qū)和寶雞市眉縣的調(diào)研數(shù)據(jù)，采用因子分析法初步評估了返鄉(xiāng)農(nóng)民工自我雇傭群體就業(yè)質(zhì)量水平，運用Heckman 兩階段模型探索分析資本稟賦、要素流動對返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量的影響效應。通過實證分析發(fā)現(xiàn)，首先，資本稟賦對返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量產(chǎn)生顯著影響，但是不同類型的資本稟賦對返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)

量的影響效應存在異質(zhì)性。部分人力資本、社會資本、自然資本對返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量產(chǎn)生正向影響，但是物質(zhì)資本和金融資本對返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量的影響效應并不顯著。其次，無論是否控制資本稟賦變量以及是否考慮樣本選擇偏誤問題，要素流動均對返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量產(chǎn)生正向影響。此外，在控制變量方面，外出務工就業(yè)狀態(tài)對返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量影響顯著，表現(xiàn)出返鄉(xiāng)農(nóng)民工就業(yè)選擇的路徑依賴特征。

基于上述結(jié)論，認為要想提升返鄉(xiāng)農(nóng)民工自雇質(zhì)量，需要返鄉(xiāng)農(nóng)民工個人與政府共同努力。返鄉(xiāng)農(nóng)民工應維護好原有的社會資本，同時拓展異質(zhì)性社會資本，提高社會資本利用能力，進而促進就業(yè)質(zhì)量的提升。政府和有關部門可以從提升鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)勞動力人力資本存量方面入手，提高非義務階段教育入學率并降低義務階段教育輟學率，通過提高勞動力的素質(zhì)來提高勞動力的就業(yè)質(zhì)量。此外，在從“內(nèi)源性”因素資本稟賦方面發(fā)力的同時，還應重視“外源性”因素要素流動的對自雇質(zhì)量的重要影響。有關部門應營造良好的營商環(huán)境與營商氛圍，保障有條件、有能力、有意愿的返鄉(xiāng)農(nóng)民工通過自我雇傭?qū)崿F(xiàn)高質(zhì)量就業(yè)。