何雅菲

(桂林理工大學(xué) 公共管理與傳媒學(xué)院，廣西 桂林 541004)

一、引言

近年來，世界各國非常重視創(chuàng)業(yè)議題，原因之一是創(chuàng)業(yè)背后所隱含的創(chuàng)新能力及新事業(yè)創(chuàng)立有助于增加就業(yè)機(jī)會與就業(yè)質(zhì)量。[1]187-202，[2]143-151同時，隨著全球化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷、信息技術(shù)革新、女性教育普及，世界組織均大力倡導(dǎo)各國以性別主流化政策為契機(jī)，激勵女性以更主動的姿態(tài)投入經(jīng)濟(jì)活動。如聯(lián)合國鼓勵各國發(fā)展以微型創(chuàng)業(yè)貸款與創(chuàng)業(yè)計劃為契機(jī)帶動女性就業(yè)及創(chuàng)業(yè)率的攀升，以強(qiáng)化女性自尊；OECD 強(qiáng)調(diào)增加女性借貸知識、特別貸款基金的監(jiān)督和咨詢服務(wù)，并提出對女性貸款提供特別評估、彈性償還時間表以及提升女性的正面形象等策略，以改善女性創(chuàng)業(yè)初期的社會角色束縛和資金取得困難；世界銀行同樣將改善性別不平等與女性充權(quán)列為促進(jìn)各國成長與消除貧窮的首要目標(biāo)，倡議在信貸規(guī)模、利率定價、貸款期限、業(yè)務(wù)創(chuàng)新等方面給予創(chuàng)業(yè)婦女傾斜和優(yōu)惠，力促女性自我實現(xiàn)。

隨著我國“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”熱潮的掀起，性別主流化政策方向從早期著重弱勢婦女扶助、受雇女性勞動權(quán)益，發(fā)展到鼓勵婦女自雇創(chuàng)業(yè)。2015年《中國性別平等與婦女發(fā)展白皮書》顯示，中國女企業(yè)家群體不斷壯大，女企業(yè)家約占企業(yè)家總數(shù)的四分之一，特別是女性企業(yè)家在互聯(lián)網(wǎng)領(lǐng)域的比重高達(dá)55%。另從中國青年創(chuàng)業(yè)就業(yè)基金會聯(lián)合中國勞動和社會保障科學(xué)研究對外發(fā)布的《中國青年創(chuàng)業(yè)發(fā)展評估報告(2017)》顯示，在以知識、創(chuàng)新、服務(wù)為主要內(nèi)容的全新經(jīng)濟(jì)模式下，女性創(chuàng)業(yè)者占比已達(dá)40%。從上述數(shù)據(jù)看，女性傾向于穩(wěn)定就業(yè)的刻板印象已改變，女性加入自雇創(chuàng)業(yè)行列的人數(shù)顯著攀升，且性別紅利尚有很大的成長空間。

在女性自雇創(chuàng)業(yè)活動日益活躍及其對經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展積極作用凸顯的背景下，學(xué)術(shù)界以女性自雇創(chuàng)業(yè)為主軸的研究逐漸豐富。其中，最受歡迎的主題包括女性自雇創(chuàng)業(yè)的融資、社會網(wǎng)絡(luò)、成功與績效等相關(guān)議題的研究[3]272-281，[4]118-125，[5]80-85。其他主題則是有關(guān)性別角色、個人特征以及行為或生命歷程，如創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向或自我效能、意圖和動機(jī)、決策模型和洞察力[6]43-47，[7]102-117，亦有少數(shù)是研究機(jī)會辨識及制度環(huán)境的議題[8]144-148，[9]59-64，[10]23-41。綜合女性自雇創(chuàng)業(yè)研究的成果，其問題意識多半奠基在雙元勞動市場論、金融賦權(quán)論、生命周期論與績效管理論的基礎(chǔ)上，以人力資源與工業(yè)關(guān)系、增權(quán)與政策評估等為視角展開研究。

與上述研究不同，本文從收入差異視角聚焦流動女性自雇創(chuàng)業(yè)問題。本研究設(shè)計來源于三個方面的思考：第一，女性自雇創(chuàng)業(yè)可能是根治勞動力市場性別歧視的良藥，也是檢驗我國當(dāng)前經(jīng)濟(jì)環(huán)境是否有利于女性就業(yè)的重要標(biāo)準(zhǔn)；第二，研究自雇創(chuàng)業(yè)行為對其效用的影響是理解個體創(chuàng)業(yè)選擇行為動機(jī)的關(guān)鍵，而經(jīng)濟(jì)收入是最常用的衡量個體效用水平的指標(biāo)，也是“女力”(women power)內(nèi)在價值提升的具體體現(xiàn)，更是女性自雇創(chuàng)業(yè)成效最直白的檢驗；第三，中國存在著規(guī)模較大的自雇經(jīng)濟(jì)部門，但現(xiàn)有統(tǒng)計數(shù)據(jù)中沒有給出雇員經(jīng)濟(jì)和自雇經(jīng)濟(jì)分類信息，因而難以清晰地勾勒出女性就業(yè)群體內(nèi)部收入分配格局的實際變化?；诖?，本文試圖對比分析自我創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)兩種模式下的收入差異，以期能夠粗略理解中國女性就業(yè)決策以及勞動報酬份額的影響因素，并有的放矢地給出優(yōu)化女性就業(yè)的建議。

二、理論基礎(chǔ)

針對自雇創(chuàng)業(yè)的概念，學(xué)術(shù)界并沒有給出一個統(tǒng)一、明確的定義，多數(shù)研究沿用了聯(lián)合國、國際勞工組織或經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織對自雇就業(yè)的解釋說明。如聯(lián)合國和國際勞工組織(1995)根據(jù)勞動就業(yè)的雇傭特征，把雇主和個體經(jīng)營者兩類就業(yè)狀態(tài)歸類于自我雇傭；經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織(2002)從自負(fù)盈虧的視角將自雇就業(yè)定義為就業(yè)者獨(dú)立作出經(jīng)營決策并對企業(yè)的福利負(fù)責(zé)，其利潤和薪酬來自于創(chuàng)辦企業(yè)的盈利。從上述定義來看，“自雇創(chuàng)業(yè)”是區(qū)別于以工資作為收入來源的一種就業(yè)形式，即就業(yè)性質(zhì)不是“工資性工作”的個體均為自雇創(chuàng)業(yè)者[11]16-28。

判斷個人到底是雇傭就業(yè)還是自雇創(chuàng)業(yè)，主要還是依據(jù)自身勞動偏好和資源配置，權(quán)衡成本和收益后作出就業(yè)選擇。從創(chuàng)業(yè)動機(jī)來看，這種就業(yè)選擇可分為自發(fā)型和誘發(fā)型：前者的創(chuàng)業(yè)動機(jī)多為經(jīng)濟(jì)因素所逼，或為了兼顧家庭與工作、完成理想、追求成就感，或是看到市場需求；后者的動機(jī)多半是因為本身具有相關(guān)的工作經(jīng)驗，或由親朋好友提供資金協(xié)助創(chuàng)業(yè)[12]105-115。許艷麗和郭達(dá)(2015)則將女性創(chuàng)業(yè)動機(jī)闡述為“被動反應(yīng)”和“主動愿望”。其中，“被動反應(yīng)”的因素包括工資低、求職難，需要彈性工時；“主動愿望”的因素包括自我實現(xiàn)、渴望財富、社會地位和權(quán)力等[13]110-117。

在關(guān)于女性“who”更傾向于成為自雇創(chuàng)業(yè)者，研究關(guān)注點(diǎn)主要從四個維度展開。一是個體特征，如Hisrich & Brush(1984)的研究顯示，女性創(chuàng)業(yè)者集中在年齡40歲之后，主要原因在于此年齡段的女性通常擁有穩(wěn)定的家庭、子女對其依賴性降低，能夠有更多的時間和經(jīng)歷投入創(chuàng)業(yè)活動[14]30-37；Santiagocastro & Michael(2013)通過對波多黎各自治邦的女性創(chuàng)業(yè)者調(diào)研分析發(fā)現(xiàn)，學(xué)歷背景和選擇創(chuàng)業(yè)之間的關(guān)系呈現(xiàn)“U”字型[15]131-150。二是家庭因素，如單身女性創(chuàng)業(yè)者在時間管理上具有優(yōu)勢，可以自由支配自己的時間，但缺少家人的支持則是劣勢[16]286-305；對于已婚女性，擁有子女特別是子女?dāng)?shù)量較多的女性選擇創(chuàng)業(yè)比就業(yè)的可能性更大[17]549-569，子女年齡的大小會影響女性投入創(chuàng)業(yè)的時間[18]139-153。三是社會資本，即社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的構(gòu)建比起單純的高學(xué)歷更有可能起到非常顯著的激勵效應(yīng)[19]96-99，但社會資本增加超過一定的閾值反而會降低女性的創(chuàng)業(yè)選擇[20]112-126。四是創(chuàng)業(yè)環(huán)境，研究關(guān)注的焦點(diǎn)為地區(qū)間的資源稟賦差異、女性性別和母親身份的競爭優(yōu)勢、政府的鼓勵和扶持等[21]100-105。

關(guān)于自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)的收入差異的探討，早期研究也并未得出統(tǒng)一結(jié)論。Nopo & Valen-zuela(2007)通過分析1996—2001年智利的面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，勞動者從工薪就業(yè)轉(zhuǎn)向自我創(chuàng)業(yè)，收入有正的顯著增加。[22]Wang 等(2010)依托Mincer收入方程的研究也表明，工資收入者比自雇人員的教育回報率高出2個百分點(diǎn)左右。[23]123-145Arias & Khamis(2008)考慮了正規(guī)部門工作的正向選擇偏差后，證明阿根廷正規(guī)部門勞動者的收入與自我雇傭者沒有顯著差異。[24]寧光杰(2012)發(fā)現(xiàn)，自我雇傭者的小時收入比短期工資獲得者的小時收入高，但并不比長期工資獲得者的高。[25]54-66檢視這些文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，研究僅將性別作為人口變項的考量因素，并未深入開展性別議題的討論，因而研究結(jié)果無法嚴(yán)謹(jǐn)推論女性自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)的收入差異，這為本研究的開展提供了空間。

三、研究策略

(一)數(shù)據(jù)來源

本文選用國家衛(wèi)計委流動人口服務(wù)中心提供的2016年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)。之所以選用全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)而不是國內(nèi)其他微觀數(shù)據(jù)，主要是該數(shù)據(jù)通過多階段、隨機(jī)集群方法采集了大規(guī)模的流動人口就業(yè)、收入等情況的數(shù)據(jù)資源。這為本文探析自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)對女性收入差距的影響積累了寶貴的數(shù)據(jù)資源。

(二)模型構(gòu)建

為了較全面地刻畫自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)對收入波動的影響，本文參考了Mincer的收入決定方程，構(gòu)建出如下收入函數(shù)：

Lnincome=βiXi+ε

式(1)

在上式中，被解釋變量(Lnincome)的測量指標(biāo)是女性流動人口上個月就業(yè)收入的自然對數(shù)。Xi為解釋變量，內(nèi)含核心自變量和控制變量。其中，核心自變量是二分變量，表示“是否自雇創(chuàng)業(yè)”。如果受訪者在2016年調(diào)查時處于工作狀態(tài)，則他/她會被問到：“您目前的工作是通過什么途徑獲得的？”問卷中給出了11項選擇，當(dāng)回答“自主就業(yè)”就可以被視為“自雇創(chuàng)業(yè)”，回答其他選項則被視為“雇傭就業(yè)”。這種主觀認(rèn)定方法在以往的研究中也曾被應(yīng)用[26]12-21，[27]87-97?？刂谱兞堪彝ヌ卣鳌⑷肆Y本和就業(yè)特征三大方面的因素。家庭特征因素為戶籍、婚姻狀況、子女?dāng)?shù)量、家庭經(jīng)濟(jì)等變量；人力資本因素為年齡、是否是黨員、受教育年限、工作經(jīng)驗等變量；就業(yè)環(huán)境包括工作時間(小時/周)、行業(yè)類別、工作地點(diǎn)、社會保障等變量。特別需要指明的是，流動人口動態(tài)調(diào)查并未涉及實際工作經(jīng)驗的詢問。為此，本研究中將工作經(jīng)驗定義為潛在工作經(jīng)驗，即年齡-受教育年限-6。此外，已婚婦女可能為照顧幼兒和老人放棄了工作，使得潛在工作經(jīng)驗產(chǎn)生夸大的效果。為此，構(gòu)建已婚狀況與潛在工作經(jīng)驗的交互項，可部分控制已婚女性的實際工作經(jīng)驗。

表1 變量的定義及說明

(三)研究思路

自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組間的收入差異，這并不是隨機(jī)過程，它受到多個條件的限制。例如，社會保障的收入替代效應(yīng)對雇傭就業(yè)組收入波動的影響會顯著高于自雇創(chuàng)業(yè)組。由于自雇創(chuàng)業(yè)組和雇傭就業(yè)組的初始條件不同，簡單比較兩個群體的收入差異，會存在樣本選擇性偏差。目前，國際上針對樣本選擇性偏差問題的處理大多使用傾向值匹配模型(PSM)。

首先，為正確測算出不同就業(yè)選擇的收入效應(yīng)，本研究利用分層為自我創(chuàng)業(yè)群體(實驗組)搜尋家庭特征、人力資本結(jié)構(gòu)、就業(yè)特征相似的雇傭就業(yè)樣本(對照組)，并通過“數(shù)據(jù)平衡”處理樣本的選擇性偏差問題。

其次，由于傳統(tǒng)的OLS只能在均值水平上反映相關(guān)解釋變量對收入的影響，不能體現(xiàn)不同分位下收入水平的相關(guān)解釋變量作用可能出現(xiàn)的變化。此外，與傳統(tǒng)的OLS方法相比較，分位數(shù)回歸方法的優(yōu)點(diǎn)還體現(xiàn)為：(1)它不像OLS方法需要滿足一系列相對苛刻的分布假定，只需要滿足在各分位上隨機(jī)擾動項為零的條件；(2)分位數(shù)回歸中的參數(shù)求解方法注定了異常點(diǎn)對其參數(shù)估計影響不大，相對于OLS 下的參數(shù)估計更加穩(wěn)健；(3)分位數(shù)回歸估計的參數(shù)估計在大樣本條件下同樣具有一些漸進(jìn)優(yōu)良性。故本文采用Firpo et al.(2009)提出的RIF映射(Re-centered Influence Function)分位數(shù)回歸法，全面地刻畫諸因素對不同分位下收入變動的邊際作用，分位數(shù)回歸模型為：

RIF(Lnincome;Qr)=βiXi+ε

式(2)

再次，為了探討自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組間收入差距的成因，按照反事實模擬的思路，在給定自雇創(chuàng)業(yè)或雇傭就業(yè)的收入分布函數(shù)情況下，利用分位數(shù)分解法(Juhn-Murphy-Pierce分解方法)深入考察在不同收入水平下稟賦效應(yīng)和參數(shù)效應(yīng)的影響程度。基于Oaxaca-Bliner 的框架，本文將RIF映射分位數(shù)回歸法與Oaxaca-Blinder方法相結(jié)合，自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組間收入差異分解為三部分：一是可被自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組間特征或稟賦差異解釋的“合理部分”，表述為特征效應(yīng)；二是為自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)收益率不同導(dǎo)致的差異，屬于不可解釋的就業(yè)“歧視”部分，表述為系數(shù)效應(yīng)；三是無法通過稟賦效應(yīng)和系數(shù)效應(yīng)解釋的部分，表述為殘差效應(yīng)。分解式請參見下式：

式(3)

四、實證過程

(一)樣本選擇性偏差的處理

為處理樣本潛在選擇性的偏差問題，本文采用二分類logistic 回歸模型對核心自變量的傾向值得分進(jìn)行匹配估計。在具體匹配過程中，我們使用了最近鄰1對4匹配法。由圖1可以清晰地發(fā)現(xiàn)，匹配前各個協(xié)變量的核密度分布存在顯著的偏差。這樣的匹配結(jié)果也就指明了前文一直提到的問題，即樣本選擇偏誤。如果直接拿樣本進(jìn)行研究比較，關(guān)于自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)對收入波動的影響效應(yīng)必然是有偏的。相較之下，匹配后各協(xié)變量的核密度分布已不存在顯著偏差，這表明樣本匹配較成功。

從表2可更清晰地論證上述的分析結(jié)果：自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組在各維度的特征均值非常相近，%bias 絕對值均未超過5%；預(yù)測傾向值的協(xié)變量t檢驗結(jié)果都在5%的水平下不存在顯著差異，p>chi2值表示實驗組(自雇創(chuàng)業(yè)組)和控制組(雇傭就業(yè)組)沒有顯著差異。換用半徑匹配法和核匹配法后獲得的結(jié)果也與此相似。這表明，實驗組(自我創(chuàng)業(yè)組)和對照組(雇傭就業(yè)組)的樣本匹配較好地實現(xiàn)了平衡。

表2 樣本匹配后誤差消減情況

表3 全樣本ATT估計

為確保匹配質(zhì)量與估計結(jié)果的可靠性，還需驗證共同支撐性假設(shè)。圖2展示了自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組匹配后的核密度函數(shù)圖。根據(jù)圖2顯示，實驗組和控制組的傾向得分區(qū)間有大范圍的重疊(超過80%)，表明大多數(shù)觀察值有很大的共同支持域。也就是說，在進(jìn)行傾向得分匹配的過程中多數(shù)樣本會得到保留，共同支撐性條件滿足。

另根據(jù)平均處理效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，不管采用最近鄰匹配(n=4)、半徑匹配(caplier=0.01)亦或核匹配(帶寬為0.05)方法，結(jié)果均表明：第一，經(jīng)過傾向性得分匹配后的平均處理效應(yīng)達(dá)到14%，即解決了變量“自我選擇”后自雇創(chuàng)業(yè)較工作雇傭?qū)ε允杖氩▌拥男?yīng)為14%，表明就業(yè)渠道差異確實存在著明顯的收入效應(yīng)；第二，匹配前得到的平均處理效應(yīng)的結(jié)論均明顯偏低，大約低估了6.3%～6.7%?？梢姡疚倪\(yùn)用PSM 方法能夠在一定程度上消除樣本選擇偏誤所帶來的估計偏差問題。

(二)自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)收入差異的分位數(shù)回歸

平均處理效應(yīng)驗證了自雇創(chuàng)業(yè)組與雇傭就業(yè)組存在明顯的收入效應(yīng)。為更直觀地看出不同收入水平下自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組的要素邊際報酬率，本文以不同分位點(diǎn)的收入為被解釋變量，構(gòu)建自我創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組的分位數(shù)回歸模型。在此，我們選擇3個具有代表性的分位數(shù)，分別是0.25、0.5和0.75。從表4的結(jié)果中我們得到以下幾點(diǎn)發(fā)現(xiàn)：

第一，自雇創(chuàng)業(yè)組的教育回報率僅在50%分位數(shù)下顯著，雇傭就業(yè)組的教育收益率線性相等，且與自雇創(chuàng)業(yè)的組間差異隨分位數(shù)由低到高呈現(xiàn)倒U型波動趨勢。比如，在25%分位數(shù)，自雇創(chuàng)業(yè)組的教育回報率為1.1%，而雇傭就業(yè)組為2.4%，二者相差1.3%；在50%分位數(shù)，自雇創(chuàng)業(yè)組的教育回報率為1.8%，較雇傭就業(yè)組低0.6%；而在75%高分位數(shù)，二者相差1%。就平均而言，自雇創(chuàng)業(yè)組與雇傭就業(yè)組的教育回報率分別為1.43%和2.40%，二者相差0.97個百分點(diǎn)。對于自雇創(chuàng)業(yè)組與雇傭就業(yè)組教育回報率的異質(zhì)性，其經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋可能為：第一，雇傭就業(yè)通常指向勞動力市場中的正規(guī)就業(yè)，正規(guī)就業(yè)市場中存在一定的“門檻”準(zhǔn)入限制，特別是強(qiáng)調(diào)教育的“信號”效應(yīng)，即擁有較高學(xué)歷的員工獲得的回報率比較大；第二，自雇創(chuàng)業(yè)通常指向勞動力市場中的非正規(guī)就業(yè)，非正規(guī)就業(yè)者的教育稟賦大多都處于相對“弱勢”，因此，非正規(guī)就業(yè)的人力資本配置效率難以通過市場機(jī)制發(fā)揮出來。

第二，黨員身份對創(chuàng)業(yè)女性的增收效應(yīng)不顯著，但對雇傭就業(yè)組的促進(jìn)效應(yīng)較強(qiáng)。對于上述的研究結(jié)論，程名望等(2016)、嚴(yán)善平(2017)、鄒宇春和敖丹(2017)的研究給出了相應(yīng)的解釋：第一，黨員既是一種政治身份，也是個體綜合能力的體現(xiàn)，合二為一即為政治資本；第二，既然是政治資本，作為可投資的個人資源，它能為個體帶來價值增值的回報，即在勞動力市場中往往比非黨員擁有更多的機(jī)會從事較高地位和收入的職業(yè)；第三，在市場化進(jìn)程中，自雇創(chuàng)業(yè)用工相對不正規(guī)，黨員身份的附加值難以轉(zhuǎn)化為顯著的經(jīng)濟(jì)收益。[28]46-59，[29]105-128，[30]198-224

第三，自雇創(chuàng)業(yè)和雇傭就業(yè)群體的年齡效應(yīng)、戶籍回報率隨分位數(shù)由低到高呈現(xiàn)上揚(yáng)的正效應(yīng)，但兩者的回報率有所不同。以戶籍回報率為例，在25%、50%和75%分位數(shù)上，自雇創(chuàng)業(yè)組的戶口收入回報率分別為9.4%、10.3% 和18.1%；而雇傭就業(yè)組的戶口收入回報率分別為7.8%、11.9%和18.1%。這一結(jié)果表明，無論是自雇創(chuàng)業(yè)組還是雇傭就業(yè)組，戶口的收入效應(yīng)隨著分位數(shù)的增加而上揚(yáng)。此外，相比于自雇創(chuàng)業(yè)人員，雇傭就業(yè)群體的組內(nèi)差異更大。這說明，雇傭就業(yè)群體的戶口歧視現(xiàn)象更嚴(yán)重。

第四，婚育對于收入的影響比較復(fù)雜。第一，從婚姻的收入效應(yīng)來看，已婚者較未婚者更有利于促進(jìn)收入水平的增加。其中，自我創(chuàng)業(yè)組的作用程度分別為30.2%～39.7%；而雇傭就業(yè)組的作用程度分別為17.3%～23.8%。第二，結(jié)合實際工作經(jīng)驗的回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn)，該回歸系數(shù)在各分位上顯著為負(fù)，且自我創(chuàng)業(yè)組的影響強(qiáng)度大于雇傭就業(yè)組。此結(jié)果表明，婚姻歧視現(xiàn)象廣泛存在于勞動力市場中，且自我創(chuàng)業(yè)組遭受的婚姻懲罰更為嚴(yán)重。第三，子女?dāng)?shù)量的回歸效應(yīng)雖整體上不顯著，但在中低收入組的回歸系數(shù)為負(fù)。這也一定程度上反映出，勞動市場對女性收入的“詛咒”還會通過養(yǎng)育職責(zé)傳遞。

第五，就業(yè)特征對自雇創(chuàng)業(yè)和雇傭就業(yè)的收入作用程度不同。具體來說，隨著分位數(shù)的增加，社會保障的收入效應(yīng)逐漸下降；工作時間對雇傭就業(yè)者的收入影響較穩(wěn)定，但對自雇創(chuàng)業(yè)者沒有顯著影響；隨著分位數(shù)的提升，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)較第一產(chǎn)業(yè)對女性的收入提升作用更大；對自雇女性群體來說，華北、東北、華南地區(qū)為其收入增加提供了廣闊的空間，收入的溢價效應(yīng)達(dá)到16.5%～23.2%；而對工資雇傭群體來說，華北、華東、西南對工資的溢價效應(yīng)較顯著，工作溢價效應(yīng)為6.1%～22.9%。

表4 自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)的分位數(shù)回歸

注：()內(nèi)為T值, * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001

(三)自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)收入差異的分位數(shù)分解

鑒于女性個體特征、人力資本與工作特征變量在自雇創(chuàng)業(yè)和雇傭就業(yè)群組的收入回報率不相同，下面進(jìn)一步利用分位數(shù)回歸模型估計收入的反事實分布，比較要素回報率差異和系數(shù)效應(yīng)在收入差距中的作用。表3給出了不同分位數(shù)上自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)收入差距的分解結(jié)果，在分解過程中計算了10個分?jǐn)?shù)估計來進(jìn)行收入分布的反事實模擬，各個分解效應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)差通過Bootstrap方法獲得(Bootstrap 次數(shù)為100)。

表5 自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)收入差異的分位數(shù)分解

從分解結(jié)果可以看出，自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組間的收入差距隨著分位數(shù)不斷擴(kuò)大；在10%～30%分位數(shù)點(diǎn)中，雇傭就業(yè)群體的收入高于自雇創(chuàng)業(yè)群體，兩者的收入差異在0.007～0.097間波動，系數(shù)效應(yīng)和殘差效應(yīng)對兩類群體收入差異的貢獻(xiàn)率較大；到40%分位點(diǎn)后，自雇創(chuàng)業(yè)群體的收入高于雇傭就業(yè)群體，最大收入差異上升為0.278，稟賦效應(yīng)對兩類群體收入差異的貢獻(xiàn)率較大。上述反事實狀態(tài)下的研究結(jié)果說明：在低收入階層，即使兩類人群持有相近的特征變量，勞動力市場向著不利于低收入自雇創(chuàng)業(yè)群體的方向發(fā)展，自雇創(chuàng)業(yè)群體的生存境遇惡化；在中高收入階層，自雇創(chuàng)業(yè)群體通過自身稟賦改變勞動力市場的劣勢地位，自雇創(chuàng)業(yè)群體獲得與雇傭就業(yè)群體一樣甚至更高的報酬。針對反事實狀態(tài)下得出的結(jié)果說明，本文嘗試給出以下兩點(diǎn)解釋：

第一，在市場經(jīng)濟(jì)的就業(yè)選擇中，就業(yè)群體可細(xì)分為工資獲得者、有雇員自我雇傭者和無雇員自我雇傭者。勞動者無論以何種方式就業(yè)，他們都必須通過競爭實現(xiàn)自身的資源配置。在本研究中，教育水平偏低、無雇工自雇是低收入自雇群體的主要特征，他們廣泛分布于制造業(yè)、建筑業(yè)、批發(fā)零售、倉儲郵政業(yè)、住宿餐飲服務(wù)、居民服務(wù)和修理以及其他服務(wù)等低技能、低收入行業(yè)中。站在弱勢群體的立場看，他們之所以選擇自雇就業(yè)方式，是基于自身人力資本稟賦在勞動力市場中處于不利競爭窘境的考量，更是應(yīng)謀生需要而進(jìn)行的理性選擇。另一方面，相對工資性工作，“自己當(dāng)老板”的非貨幣性福利也不容忽視。[31]115-125特別是女性需要將更多的時間精力投入到家庭中。那么，“自己當(dāng)老板”具有更好的彈性工時、也能充分發(fā)揮技能和追求理想，這極大滿足了生育女性的就業(yè)需求。

第二，本研究中并未嚴(yán)格將自雇活動區(qū)分為有雇員的自我雇傭和無雇員自我雇傭活動。為此，收入差距的原因僅簡單地歸結(jié)為要素稟賦差異與就業(yè)分割的系數(shù)效應(yīng)，這可能忽視一些無法歸結(jié)的其他因素，諸如反映創(chuàng)新性、開拓性和冒險性的企業(yè)家精神。流動女性以自雇形式進(jìn)入激烈的市場競爭中，在她們身上自然體現(xiàn)著企業(yè)家精神。[32]21-27在自雇初期，由于經(jīng)營管理的淺嘗輒止，自雇女性的企業(yè)家精神可能不明顯。但隨著市場經(jīng)驗不斷積累，這些自雇創(chuàng)業(yè)者對市場機(jī)會的“警覺”程度越來越高，她們的投資能力、管理水平不斷提高，這時她們的企業(yè)家精神特征明顯。在發(fā)揚(yáng)企業(yè)家精神的過程中，這些女性自雇者的 “高收入特性”創(chuàng)業(yè)選擇效應(yīng)越來越凸顯。

四、結(jié)論與政策啟示

隨著多元化就業(yè)的快速推進(jìn)，提高收入仍是大多數(shù)流動人口的主要目標(biāo)。那么，相較于雇傭就業(yè)模式，自雇創(chuàng)業(yè)能獲得更高的收入嗎？兩者的收入差異根源是什么？基于此，本文采用2016年中國流動人口動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)，借助傾向值匹配、分位數(shù)回歸和分位數(shù)分解等方法，探求女性群體自我創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)的收入差異以及影響因素。研究發(fā)現(xiàn)：(1)控制樣本選擇偏差后，女性自雇創(chuàng)業(yè)較雇傭就業(yè)對收入的平均處理效應(yīng)更顯著；(2)影響女性自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組收入分配的因素是多元而復(fù)雜的，既有人力資本、婚育、家庭經(jīng)濟(jì)狀況等內(nèi)在要素的約束，也有戶籍制度、行業(yè)差異、區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異等外在要素的影響；(3)當(dāng)收入階層相近時，要素稟賦成為自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組收入差距的主要原因；(4)在低收入階層，系數(shù)效應(yīng)和殘差效應(yīng)對自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組間收入差異的貢獻(xiàn)率較大，說明低收入自雇創(chuàng)業(yè)群體較雇傭就業(yè)群體在勞動力市場面臨更嚴(yán)峻的進(jìn)入壁壘；(5)在中高收入階層，稟賦效應(yīng)對自雇創(chuàng)業(yè)與雇傭就業(yè)組間收入差異的貢獻(xiàn)率更突顯，說明自雇創(chuàng)業(yè)群體能夠通過自身稟賦改變勞動力市場分割的歧視。

針對以上研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：第一，以立法形式降低勞動力市場分割或職業(yè)進(jìn)入壁壘，促使女性流動人口(特別是低收入女性流動人口)能夠在不同區(qū)域或?qū)哟蔚膭趧恿κ袌鲩g靈活轉(zhuǎn)換；第二，給予低收入自雇創(chuàng)業(yè)女性群體一定的政策扶持，例如營造適宜自雇創(chuàng)業(yè)的市場環(huán)境、給予稅收減免或低息貸款政策、提供經(jīng)營知識和法律知識培訓(xùn)；第三，繼續(xù)重視女性人力資本投資，多角度、多層次培育女性的企業(yè)家精神或創(chuàng)業(yè)技能，消弭學(xué)用落差；第四，健全社會保障體系，如精準(zhǔn)扶貧引入性別因素、加大對靈活就業(yè)女性社保補(bǔ)貼的傾斜力度、完善育兒福利體系。