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摘要：新时代的新型城镇化对农民工市民化提出了高质量要求，农民工与城镇职工高质量的经济同化是其社会融合和心理融合的物质基础。利用CLDS2014和CLDS2016调查数据的分析表明：人力资本较低、迁移时间较长、社会资本较多的农民工自我雇佣的可能性较大;自雇农民工相比受雇农民工具有明显的经济优势，较容易实现与城镇职工（平均水平）的经济同化，是新型城镇化的重要力量;同時，由于职业间的收入差距大于户籍间的收入差距，促进农民工由受雇到自雇的职业转换能在一定程度上缩小城乡收入差距。但从高质量经济同化看：自雇农民工不但初始收入低于自雇城镇职工，且收入增速相对较慢，与自雇城镇职工的收入差距扩大，难以实现高质量经济同化;而受雇农民工的初始收入虽然也低于受雇城镇职工，但收入增速相对较快，与受雇城镇职工的收入差距缩小，具有经济同化的趋势。自雇农民工难以实现高质量经济同化，原因在于人力资本水平较低、社会资本质量不高以及城镇劳动力市场的不完善等导致其大多从事被动的生存型创业。为此，公共政策应通过提升农民工人力资本水平和社会资本质量以及完善劳动力市场体制机制等，鼓励农民工积极自主地进行机会型创业，并对自雇农民工和受雇农民工实行差别化的市民化促进政策。
关键词：自我雇佣;农民工;城镇职工;经济同化;人力资本;社会资本;新型城镇化;农民工市民化
中图分类号：F214.4;F323.6文献标志码：A文章编号：1674-8131（2020）01-0050-14
一、引言
随着城乡统筹发展和新型城镇化加速推进，农村剩余劳动力向城镇非农产业转移，实现职业和社会角色的转变，并最终完成向城镇居民的身份转变，将是未来相当长时间中国经济社会发展的重要内容之一。外来农民要成为真正意义上的市民至少需要经过依次递进的三个阶段：一是在城市找到相对稳定的职业，二是该职业带来的经济收入和社会地位能够使其实现与当地人接近的生活方式，三是在这种生活方式的影响下和与当地社会的接触中形成新的、与当地人相同的价值观[1]。学界也将其称为农民工与城镇居民的经济融合、社会融合和心理融合。其中，经济融合决定了社会融合和心理融合，是农民工市民化最为重要的物质基础。同时，在长期的农村劳动力转移过程中，中国农民工的同质性已被打破，逐渐分化为在职业、收入、社会地位等方面具有较强异质性的不同群体[2]，其中自雇农民工是重要组成部分。国家统计局数据显示，2015 年自雇就业的农民工比例为16.7%。相关研究表明，自雇农民工可以逐渐实现财富积累和向上流动[3]，他们具有较高的收入水平和较强的留城意愿[4-5]，因而是农民工中实现社会融合的优势群体[6]。那么，具有何种特征的农民工更容易从事自我雇佣？自雇农民工与城镇职工的收入差距随迁移时间的动态变化如何？自雇农民工与受雇农民工相比有何不同？在中国深入推进新型城镇化的关键时期，这些问题的回答，有助于我们判断不同就业状态农民工市民化的可能性和推动方向，为合理引导农民工向市民的身份转变提供理论依据和政策参考。
工资（收入）同化理论认为，尽管移民的初始经济地位处于劣势，但随迁移时长的增加，移民可以实现与迁入国（地区）本地居民的经济同化。主要原因在于：随着迁移时间的增加，移民通过增加在迁入国（地区）的人力资本投资（如参加正规学校教育和技能培训、“干中学”等）和积累迁入国（地区）本地化的社会资本，可以获取与迁入国（地区）劳动力市场需求相匹配的人力资本和社会资本，进而促进其就业和经济社会地位的提升;此外，移民具有正向选择性，即那些能力更强、工作更努力、风险偏好更强者的移民倾向更高，这使得外来移民的工资增长曲线较本地居民更为陡峭，因而在一定时间内，他们可以实现与迁入国（地区）本地居民的经济同化。Chiswick（1978）利用1970年美国人口普查数据验证了该理论，其研究发现移民的收入能在10～15年超过美国本地人[7]。Borjas（1986）的研究也表明，随着迁移时长的增加，美国外来移民从事自雇的可能性增大，且自雇型移民收入不但高于工资获取者，甚至高于自我雇佣的本地人[8];Constant（1998）分析发现，自雇型移民不仅可实现与本地自我雇佣者的工资同化，而且其收入高出迁入国的蓝领工人30%[9];Lofstrom（1999）在纠正样本自选择偏差的基础上，比较了自雇型移民和受雇型移民的经济同化，结果发现，受雇型移民难以实现与迁入国本地居民的收入同化，而自雇型移民将在30岁、40岁分别实现与本地受雇者和本地自雇者的收入同化[10]。以上研究表明，自雇型移民可能具有不同于受雇型移民的经济同化模式。
改革开放以来，随着“民工潮”的出现，大量学者从静态的视角研究了中国农民工与城镇职工的收入差距及其成因，但早期的研究大多忽略了两者间收入差距的动态变化，而收入差距的变化是判断农民工能否在生命周期内实现市民化的重要依据。近年来该问题引起部分学者的关注，比如：谢桂华（2012）研究发现，农民工中的高技能者可以实现与城镇居民的经济融合，但低技能者的经济劣势在其生命周期内难以改变[11];陈殉等（2014）采用CHIPS2007数据和经济同化模型的分析发现，农民工初始工资低于城镇职工，初始工资不同的农民工实现与城镇职工工资同化的时间有较大的不同，大致需要10～58年，部分农民工无法在其生命周期内达到与城镇职工同等的工资水平[12]。然而上述文献并未将对劳动报酬具有重要影响的“职业”因素考虑在内，而职业隔离和职业内收入差距也是导致城乡劳动者收入差距的重要因素[13]。对此，吕炜等（2016）利用CHIPS2007数据和经济同化模型考察了职业隔离和职业内差异对农民工工资同化的影响，结果表明，农民工无法通过延长迁移时间来实现从低收入职业向高收入职业的流动，在高收入职业内农民工与城镇职工不存在显著的工资差距，而在低收入职业内农民工与城镇职工存在显著的初始工资差距且无法通过延长迁移时间来实现工资同化[14]。 已有研究为本文的研究提供了基础，但均忽视了农民工的群体分化问题。研究表明，中国农民工已经演化为占有相当生产资本并雇用他人的业主、占有少量资本的自我雇用的个体工商业者和完全依赖打工的受薪者等多个群体[2]，农民工尤其是新生代农民工越来越倾向于通过自雇经营实现职业阶层的提升[15]。然而，农民工市民化的最终实现是其市民化意愿和能力综合作用的结果，在自雇农民工具有强烈留城意愿的情形下[4-5]，市民化能力是決定其能否顺利实现市民化的关键。同时，在大力推进新型城镇化和“大众创业、万众创新”的时代背景下，研究自雇农民工与城镇职工的经济同化，是判断农民工创业能否打开“新型工业化和农业现代化、城镇化和新农村建设协同发展新局面”参见《国务院办公厅关于支持农民工等人员返乡创业的意见》（国办发 〔2015〕47号）。 的重要依据，但现有文献对此的关注不够。
通常认为自雇农民工比受雇农民工有更高的经济收入，因而其经济同化能力和现实状况均强于受雇农民工。但相关文献在对农民工进行就业状态划分（自雇与受雇）时，通常没有对城镇职工的就业状态进行划分，只是分别研究自雇农民工和受雇农民工与城镇职工的经济同化，而没有进一步分析自雇农民工与自雇城镇职工以及受雇农民工与受雇城镇职工的经济同化。事实上，由于职业分化和社会分层的存在，自雇农民在其市民化过程中，不但要实现与城镇职工平均水平的经济同化，还希望实现更高层次的经济同化，即与自雇城镇职工的经济同化。因此，研究自雇农民工与自雇城镇职工经济同化的能力及状态，以更有效地促进农民工高质量市民化，具有重要的现实意义。鉴于此，本文利用CLDS2014和CLDS2016调查数据，分析自雇农民工的特征及农民工自我雇佣的决定因素，并在纠正样本自选择的基础上采用Heckman两步法，考察自雇农民工与自雇城镇职工的经济同化及其与受雇者的异同，以期为促进新型城镇化情景中的农民工高质量市民化提供经验依据和政策参考。
二、样本数据、研究方法与变量选取
1.样本选择与研究方法
本文分析所用数据来源于中山大学的“中国劳动力动态调查”数据（简称CLDS），主要采用2014年的数据进行分析，并用2016年的数据进行稳健性检验。根据联合国和经济合作与发展组织（OECD）对自我雇佣的定义，自我雇佣包括雇主（有雇员）和自雇（无雇员）两种就业状态。因此，本文的研究对象为16～64岁、调查时点为雇员、自雇和雇主三种就业状态的农民工和城镇职工，由于雇主在样本中所占比例较低（3%左右），将自雇和雇主合并为自我雇佣;将农民工界定为户口为农业户口、在本乡镇以外以务工经商为主的农村劳动力。在CLDS2014数据中共获得5 042个劳动力样本，其中自我雇佣者1 074人;自雇农民工和自雇城镇职工分别为787人和287人，受雇农民工和受雇城镇职工分别为1 991人和1 977人。
由于自雇并非随机行为，自雇样本具有自选择性，本文采用Heckman两步法，在纠正样本自选择的基础上，运用经济同化模型检验自雇农民工的经济同化及其与受雇者的异同。首先，以“是否自雇”作为第一阶段回归的被解释变量，使用全部参数对所有样本进行Probit估计。具体形式为：
其中，系数β1测度了具有相同特征的自雇农民工与自雇城镇职工在ysm=0和cohort=0时的收入差距，即2000年以前进城的自雇农民工与自雇城镇职工的初始收入差距;2000年以后进城的自雇农民工与自雇城镇职工的初始收入差距为β2+β3，其中，β3测度了自雇农民工与自雇城镇职工初始收入差距的期群效应期群效应（Cohort effect）的本意是指出生在不同年代的群体，由于制度环境、自然环境等因素的不同，导致其成年后的劳动力市场表现、生活机遇等的不同。在国际移民中，期群效应一般指不同年代的迁入者因迁入国移民政策和个体资源禀赋的差异，导致其在迁入国生活机遇的不同。在本文中，期群效应是指首次流动时间在2000年之前和2000之后的农民工，因两个群体面临的制度环境、自身资源禀赋不同所导致的就业和收入等方面的差异。 ，β2则测度了自雇农民工与具有相同特征自雇城镇职工的收入差距随迁移时长的变化。若β2>0，则自雇农民工与自雇城镇职工间的收入差距随迁移时长的增加而缩小，表明自雇农民工的收入增长快于自雇城镇职工，亦即系数β2反映了自雇农民工向具有相同特征的自雇城镇职工经济同化的速度。
2.变量选取与数据描述
自雇者的收入包含劳动收入和物质资本回报两部分，借鉴Lofstrom（1999）的研究方法，本文将收入界定为包括工资性收入、经营性收入的总收入[10]。同时，由于自雇者工作时间相对自由，且单位时间的工作强度较低，故自雇者和受雇者间工作时间的可比性不强[16]，加上工作时间的缺失值较多，因而本文用年总收入来衡量农民工和城镇职工的收入，并取其对数。
本文的核心自变量为“迁移时长”，由于CLDS2014缺乏劳动者职业流动史的相关数据，只能用首次进城务工至调查时点间的年限来近似表示农民工的迁移时长;同时以2000年为分界点，引入变量“2000年以后进城”，以考察进城时间对农民工收入及经济同化产生的期群效应。人力资本、社会资本及个人和家庭特征均会影响劳动者的就业选择和收入，本文选择的控制变量包括：（1）人力资本，分为以教育为代表的通用人力资本、以工作经验和技能培训为代表的专用人力资本和以身体健康为代表的健康人力资本等，具体变量为“受教育水平”“工作经验”“是否参加培训”“身体健康”和“意志力”其中，“受教育水平”包括“小学及以下”“初中”“高中”“大专及以上”，“工作经验”用“从事现职年限”表示，“技能培训”为虚拟变量（用5年内接受过专业技能培训=1，没有接受过=0），“身体健康”为自评健康（1～5表示从非常不健康到非常健康）;“意志力”用“就算一件事需要花好长时间才能有结果，我仍然会不断地尽”“就算是我不喜欢的事，也会尽全力去做”“就算身体有点不舒服，或者其他理由可以休息我也会努力完成每日应该做的事”三个问题的得分之和衡量，数值越高表示意志力越强。 。（2）社会资本，主要考虑对样本就业有帮助的关系网，用被访者在求职过程中为其提供帮助或者介绍过生意的人数测量。（3）个人和家庭特征，具体包括“年龄”“有无配偶”“6岁以下孩子数”和“父代是否自雇”鉴于职业（尤其是自雇）具有较强的代际传承性，本文引入了“父代是否自雇”变量，如果父母任一方以自我雇佣为主，则视为“父代自雇”。 。此外，本文还引入地区虚拟变量（东部地区=1;其他地区=0），以考察可能存在的地区差异。 对样本进行统计分析（见表1），可以发现，无论是人力资本、社会资本还是其他特征，自雇者与受雇者间均存在显著差异。其中，受教育水平与自我雇佣负相关，表现为自雇者中初中及以下者所占比例较高，而受雇者中高中及以上者所占比重较高，除了城镇职工的高中组外，其他组间差距均在1%的水平上通过了显著性检验;技能培训与自我雇佣也存在负相关，表现为自雇者中5年内接受过专业技能培训的比例较低，城镇户籍劳动者的组间差距更大，且两者均在1%的水平上通过了显著性检验。对农民工来讲，自雇者从事现职的工作年限要大于受雇者，说明自雇者的工作稳定性相对较高;而对城镇职工来讲，现职工作年限的组间差
异不显著。此外，社会资本丰富者更倾向于自我雇佣，表现为自雇者的社会网络规模远大于受雇者，尤其是对农民工而言，自雇者社会资本为受雇者的近30倍。在城镇职工组中，父代从事自雇的劳动者自我雇佣的可能性更高，但其对农民工的影响不明显。随着进入城镇时间的延长，农民工自我雇佣的可能性增大，表现为自雇农民工的平均迁移时间比受雇者长2.77年。从期群效应看，2000年以后进城的农民工受雇的概率更高，这可能与后来者的社会资本和财富积累有限，创业机会识别难度较大且流动性约束更强等因素有关。
表1显示，自雇者的收入水平远高于受雇者，而且不同就业状态的农民工与城镇居民间收入差距的异质性较强。其中，自雇农民工、自雇城镇职工的年平均收入为受雇农民工和受雇城镇职工的2.9倍和2.2倍，受雇农民工的年平均收入分别仅为受雇城镇职工和自雇城镇职工的69.1%和30.7%，而自雇农民工年平均收入分别为受雇城镇职工和自雇城镇职工的2倍和89.5%，说明相对来讲，自雇农民工与城镇职工间的收入差距较小，受雇农民工与城镇职工间的收入差距较大。图1显示，自雇农民工、自雇城镇职工收入的核密度曲线严重右偏于受雇农民工和受雇城镇职工，表明自雇者中高收入者的比例远大于受雇者，而低收入者占比较小。其中，与受雇城镇职工相比，自雇农民工收入核密度曲线呈现出严重的右偏现象，表明自雇农民工中高收入者的比例大大高于受雇城镇职工，而低收入者比例相对较低。可以说，无论从均值还是收入分来看，自雇农民工平均收入均高于受雇城镇职工。同时，图1也较为直观地显示出职业间的收入差距大于户籍间的收入差距，因而促进农民工由受雇到自雇的职业转换，能在一定程度上缩小城乡收入差距。
三、实证分析结果
1.农民工自我雇佣的决定因素
为了防止多重共线性，在Probit模型中需要引入影响是否“自我雇佣”但又不直接影响“收入”的排他变量。基于此，本文选取“社区内企业个数”作为第一阶段的工具变量。一般来说，社区内的企业较多可以促进区域人口的集聚，有利于市场需求的增加和升级，而市场需求的增长和升级会带来更多的创业机会[17]，这有利于农民工和城镇职工创业机会的识别。此外，较多的企业也可以起到示范激励作用，提高劳动者的创业偏好，有利于农民工和城镇职工的自我雇佣。
Probit模型的回归结见表2。在混合样本（农民工和城镇职工）中，“农民工”和“农民工与2000年后进城交互项”的回归系数未通过显著性检验，但“农民工与迁移时间交互项”和“农民工与迁移时间平方交互项”的回归系数分别为0.0222和-0.0004，均在10%的水平上通过了显著性检验。上述结果表明，在进入城镇劳动力市场的初期，农民工与城镇职工自我雇佣的概率不存在显著差异，但随着迁移时间的延长，农民工自我雇佣的概率大于具有相同特征的城镇职工，但增速呈逐年下降的趋势。农民工样本的回归结果显示，“迁移时长”及其平方项的回归系数为0.0265和-0.0006，分别在10%和5%的水平上通过了显著性检验，同样表明农民工自我雇佣的概率随迁移时间的延长而增加，增速逐年下降。可能的原因在于：随着迁移时长的增加，农民工逐渐积累起本地化的社会资本、工作经验并熟悉当地劳动力市场的运行规则，这有利于其对创业机会的识别;同时，迁移时间的延长有助于农民工创业资金的积累，弱化其创业行为所面临的流动性约束;此外，由劳动力市场不完善等导致的职业隔离使农民工在城镇劳动力市场处于不利地位，这可能也是农民工自雇概率较高的重要原因。
从人力资本来看：农民工样本中，以“大专及以上”文化程度者為参照组，“小学及以下”“初中”“高中”的回归系数分别为0.5178、0.5542和0.3623，均在1%的水平上通过了显著性检验，表明小学及以下、初中、高中文化程度的农民工自我雇佣的概率较大专及以上者高;“接受过培训”的回归系数为-0.3660，在1%的水平上通过了显著性检验，表明5年内未接受过专业技能培训的农民工自我雇佣的概率较高;“身体健康”的回归系数为正，但未通过显著性检验，说明身体健康对农民工自我雇佣的影响不显著。以上结果表明，受教育程度和技能水平的提高对农民工自我雇佣存在一定的挤出效应，原因可能在于：受教育程度和技能水平较高的农民工，能相对容易地在城镇劳动力市场找到较为满意的工作，因而他们从事自雇活动的机会成本较高;同时，也可能与人力资本较低的农民工在城镇劳动力市场处于相对弱势，受雇障碍较大有关。
从社会资本来看：农民工样本中，“社会资本”的回归系数为0.1320，在1%的水平上通过了显著性检验，表明社会资本较多的农民工从事自我雇佣的可能性更大。一般来讲，较多的社会资本能为农民工提供更丰富的信息资源和活动渠道，不仅可以通过降低信息获取成本帮助其识别创业机会，还可以帮助其进入信贷供给网络以缓解其创业资金约束[18]。
从个人和家庭特征来看：“有配偶”的回归系数为0.5209，并在1%的水平上通过了显著性检验，表明有配偶的农民工从事自我雇佣的概率较高，其原因在于配偶通常能够提供创业支持并能分担一定的创业风险。“父代自雇”的回归系数为0.4562，并在1%的水平上通过了显著性检验，表明父代为自雇者的农民工从事自我雇佣的概率高于父代非自雇者，说明农民工的自我雇佣行为具有较强的代际传承性。 此外，“社区内企业数”在农民工样本和混和样本中的回归系数为0.2601和0.3208，分别在10%和5%的水平上通过了显著性检验，说明社区内有较多的企业有利于农民工和城镇职工的自我雇佣;“东部地区”在农民工样本和混和样本中的回归系数为-0.2209和-0.1106，均在1%的水平上通过了显著性检验，表明中西部地区城乡劳动者从事自我雇佣的可能性高于东部地区，这可能与中西部地区非农产业提供的就业机会不足有关。
2.不同就业状态农民工与城镇职工的经济同化
Heckman第二阶段回归结果显示（见表3），在自雇者样本中，λ的回归系数为0.0992，在10%的水平上通过了显著性检验，说明Heckman两步法具有适用性。
在自雇样本中，“农民工”和“农民工与2000年以后进城交互项”的回归系数分别为-0.0592和0.0111，说明无论是2000年前进城还是2000年后进城的自雇农民工的初始收入水平均低于自雇城镇职工，但两者均未通过显著性检验，说明这种差距不具有统计学意义的显著性。“农民工与迁移时间平方交互项”的回归系数为-0.0006，在10%的水平上通过了显著性检验，说明随着迁移时间的增加，自雇农民工的收入增速低于自雇城镇职工，致使自雇农民工与自雇城镇职工间的收入差距随迁移时长的增加不断扩大。OLS回归结果也呈现出同样的规律。可能的原因在于：农民工从事被动型的生存性创业的比例较高，样本中63%的自雇农民工为“被动选择”的“生存型自雇”，高出自雇城镇职工8个百分点。一般而言，被动选择的生存型创业具有技术含量低、风险小、资金需求量少的特点，农民工的人力资本等资源禀赋较容易与之相匹配。相关研究表明，生存型创业只能保持现状或仅有小规模发展，而机会型创业通常会取得较大规模的发展[19]。同时，由表1可知，与自雇城镇职工相比，自雇农民工的现职工作经验、受教育水平、技能培训频次和家庭净资产均较低，尽管农民工具有较为丰裕的社会资本，但城镇职工的社会资本质量可能更高且更熟悉本地劳动力市场的运行规则，因而从事机会型创业的可能性大于农民工。可以说，由资源禀赋差异引致的创业动机和创业方式的不同，使自雇农民工的收入增速低于城镇自雇者，因此较难实现经济同化。
为了比较不同就业状态的农民工与城镇职工的经济同化情况，本文进一步采用Heckman两步法考察受雇农民工与受雇城镇职工的经济同化。Heckman第二阶段回归结果显示，在受雇者样本中，“农民工”和“农民工与2000年以后进城交互项”的回归系数为-0.4889和0.1376，分别在1%和在5%的水平上通过了显著性检验。2000年以前进城的受雇农民工的初始收入水平为受雇城镇职工的61.3%，而2000年以后进城的受雇农民工的初始收入水平为受雇城镇职工的70.4%，高出2000年以前进城务工者近9个百分点，这说明2000年以后进城务工者的初始收入水平相对较高，这可能与新生代农民工文化程度相对较高以及农民工就业环境的改善等因素有关。此外，“农民工与迁移时长交互项”和“农民工与迁移时长平方交互项”的回归系数分别为0.0454和-0.0011，均在1%的水平上通过了显著性检验，表明受雇农民工的收入增速高于具有相同特征的受雇城镇职工，两者间的收入差距以逐年递减的速度缩小。受雇农民工在城镇居留时间的延长，有利于其人力资本的积累和社会资本的获取，因而促进了其收入水平的提高。
从其他解释变量来看，自雇样本与受雇样本的Heckman第二阶段回归结果基本一致，只少数变量的显著性存在差异。以自雇样本为例：“小学及以下”“初中”和“高中”的回归系数分别为-1.0705、-0.7305和-0.3800，均在1%的水平上通过了显著性检验，表明具有以上三种文化程度的自雇者的收入显著低于拥有大专以及上文化程度的自雇者，说明自雇者的学历越高获取高收入的概率越大。同时，“接受过培训”的回归系数为0.2852，在1%的水平上通过了显著性检验，说明接受过专业技能培训的自雇者的收入水平为未接受过培训者的1.33倍（e0.2852）。“身体健康”的回归系数为0.1591，在1%的水平上通过了显著性检验，说明身体健康的自雇者具有更高的收入水平。以上分析表明，尽管自我雇傭具有负向选择性，即人力资本较低者从事自我雇佣的概率较高，但对于已从事自我雇佣的劳动者而言，较高的人力资本仍是其获取较高收入的重要保障之一。“社会资本”的回归系数为0.0915，在1%的水平上通过了显著性检验，表明丰裕的社会资本不但能提高城乡劳动者自我雇佣的概率，更为重要的是，其中所蕴含的网络资源还可以通过信息与资源的共享、减少机会主义等途径降低其经营成本，并能及时响应市场的需求变化，进而提高其经营效率[16]，最终表现为自我雇佣者更高的收入。此外，男性自雇者的收入为女性自雇者的1.33倍，在1%的水平上通过了显著性检验，这可能与女性自雇者风险规避程度较高、人力资本和社会资本较男性少等有关;父代为自雇的自我雇佣者的收入水平为父代非自雇的自我雇佣者的1.68倍，在1%的水平上通过了显著性检验，其原因在于自雇的父代可以通过企业家必备技能、声誉和顾客源等社会资本的代际传递[20]，帮助子代从自我雇佣活动中获取更高的经济回报。在受雇样本中，“东部地区”的回归系数为0.1306，在1%的水平上通过了显著性检验，表明东部地区受雇农民工比中西部受雇农民工的收入水平更高;但“父代自雇”未通过显著性检验，表明父代是否自雇对受雇农民工的收入水平没有显著影响;此外，“6岁以下孩子数”通过了显著性检验，表明家庭中6岁以下的儿童越多受雇者的收入水平越低，但对自雇者的收入水平没有显著影响，可能的原因在于自雇者工作时间较为灵活，可以兼顾家庭生活与生产经营。
3.稳健性检验
为了检验结果的稳定性，本文进一步利用CLDS2016年的调查数据进行稳健性检验，其中，各变量的定义和赋值与前文一致，回归结果如表4和表5所示。 表4的回归结果与表2基本一致。在城乡劳动者混合样本中，“农民工”的回归系数为0.0996，未通过显著性检验;但“农民工与2000年后进城交互项”的回归系数为-0.1760，在1%的水平上通过了显著性检验，表明在进入城镇劳动力市场的初期，2000年以前进城的农民工与城镇职工自我雇佣的概率不存在显著差异，而2000年以后进城的农民工自我雇佣的概率低于具有相同特征的城镇职工，这可能与不同时期农民工面临的创业环境、创业进入门槛及其原始资金积累的多少等有关;同时，“农民工与迁移时间交互项”和“农民工与迁移时间平方交互项”的回归系数分别为0.0329和-0.0005，均在1%的水平上通过了显著性检验，表明随着迁移时间的延长，农民工自我雇佣的概率大于具有相同特征的城镇职工，且增速呈逐年下降的趋势。从农民工样本来看，“2000年后进城”的回归系数为-0.1703，在1%的水平上通过了显著性检验，表明2000年以后进城的农民工自我雇佣的概率低于2000年以前进城的农民工;同时，“迁移时长”及其平方项的回归系数为0.0337和-0.0006，均在1%的水平上通过了显著性检验，同样表明农民工自我雇佣的概率随迁移时间的延长而增加，但增速逐年下降。从人力资本来看，农民工样本中，以大专及以上文化程度为参照组，“小学及以下”“初中”和“高中”的回归系数分别为0.4822、0.4724和0.3240，均在1%的水平上通过了显著性检验，表明小学及以下、初中、高中文化程度的农民工自我雇佣的概率较大专及以上者高;“接受过培训”的回归系数为-0.3119，在1%的水平上通过了显著性检验，表明5年内接受过专业技能培训的农民工从事自我经营的概率较低。以上分析表明，受教育水平和技能培训频次对农民工自我雇佣存在一定的挤出效应。从社会资本来看，在农民工样本中“社会资本”的回归系数为0.0458，在1%的水平上通过了显著性检验，表明社会资本越多的农民工事自我雇佣的可能性越大。可见，主要结论与前文分析结果基本一致，说明本文分析结果具有稳健性。
表5的回归结果与表3也基本一致。受雇者样本中λ的回归系数为0.5242，在10%的水平上通过了显著性检验，说明样本具有一定的选择偏差，Heckman两步法具有适用性。从Heckman两阶段模型估计结果来看：在自雇者样本中，“农民工”的回归系数为-0.5102，在1%的水平上通过了显著性检验，但“农民工与2000年以后进城交互项”的回归系数未通过显著性检验，表明无论是2000年前进城还是2000年后进城的自雇农民工，在进入城镇劳动力市场的初期，其收入水平为具有相同特征城镇自雇者的60%左右;“农民工与迁移时间交互项”未通过显著性检验，但“农民工与迁移时间平方交互项的回归系数为-0.0010，在5%的水平上通过了显著性检验，说明随着迁移时间的增加，自雇农民工的收入增速略低于城镇自雇者，这可能会导致自雇农民工与自雇城镇职工间的收入差距呈现随迁移时长的增加而逐渐扩大的趋势。在受雇者样本中，“农民工”的回归系数为-0.5192，在1%的水平上通过了显著性检验，但“农民工与2000年以后进城交互项”的回归系数未通过显著性检验，说明受雇农民工的初始收入水平仅为相同特征受雇城镇职工的59.5%，且不存在显著的代际差异;此外，“农民工与迁移时长交互项”“农民工与迁移时长平方交互项”的回归系数分别为0.0466和-0.0009，均在1%的水平上通过了显著性检验，表明受雇农民工的收入增速高于具有相同特征的受雇城镇职工，两者间的收入差距以逐年递减的速度缩小。以上结果与前文的分析结论基本一致，说明本文的研究结论具有稳健性。
四、结论与启示
在“大众创业、万众创新”和大力推进新型城镇化的时代背景下，研究自雇农民工与城镇自雇者的经济同化，以判断其市民化的可能性，具有重要的现实意义。本文利用CLDS2014调查数据，在考察自雇农民工特征的基础上，分析农民工自我雇佣的决定因素，并进一步采用Heckman两步法分析自雇农民工与自雇城镇职工的经济同化及其与受雇者的异同，同时采用CLDS2016调查数据进行稳健性检验，主要得到以下结论：
第一，迁移时间较长的农民工自我雇佣的可能性较大，且丰富的社会资本是农民工自我雇佣的重要决定因素之一。同时，文化程度不高、近5年未接受过培训的男性农民工从事自我雇佣的可能性较大，这与文化程度和技能较高者更容易在城镇劳动力市场实现满意的正规就业有关，也说明自雇农民工的人力资本水平普遍不高。
第二，作为城镇劳动力市场中的外来者，自雇农民工相比受雇农民工具有明显的经济优势，无论是收入均值还是收入分布，自雇农民工均显著优于受雇城镇职工，因而他们较容易实现与城镇职工（平均水平）的经济同化，将成为中国新型城镇化的重要力量。同时，由于职业间的收入差距大于户籍间的收入差距，促进农民工由受雇到自雇的职业转换，能在一定程度上缩小城乡收入差距。
第三，尽管自雇农民工与城镇职工平均水平的经济同化能力强于受雇农民工，但与自雇城镇职工相比，自雇农民工的初始收入较低，且收入增速较慢，收入差距扩大，难以实现与自雇城镇职工的经济同化;而受雇农民工的初始收入虽然也低于受雇城镇职工，但收入增速较快，收入差距减小，具有与受雇城镇职工经济同化的趋势。
自雇农民工之所以难以实现与自雇城镇职工的经济同化，主要原因在于：一方面，较低的人力资本水平和社会资本质量以及城镇劳动力市场可能存在的户籍歧视，使得自雇農民工的创业大多属于被动选择的生存型创业，而生存型创业通常难以取得较大规模的发展;另一方面，相比自雇农民工，自雇城镇职工的人力资本水平较高、社会资本质量更高，且更熟悉本地劳动力市场，因而更多地从事主动选择的机会型创业，而机会型创业通常可以实现较大规模的发展。因而，自雇农民工的收入增速低于自雇城镇职工。基于此，要实现自雇农民工的高质量经济同化，应针对其人力资本偏低的事实，进一步增加技能培训等公共服务供给，以有效提升其持续经营的能力和自我发展能力;同时，要深化城镇劳动力市场体制机制改革，减少和消除农民工的就业障碍。此外，鉴于社会资本在创业过程中的重要作用，相关政策应该引导自雇农民工增加在流入地的社会资本积累，提升其面向城市发展的社会资本质量。 分析表明，受雇农民工具有不同于自雇农民工的经济同化模式。因此，在新型城镇化背景下的农民工高质量市民化，需要对不同就业状态的农民工应采取差别化的市民化策略。对于经济融合度较高的自雇农民工，政策重点应放在优化创业环境、提高经营绩效上，积极促进其生活方式、价值观等与城镇居民的社会融合，并增强城市社会体系的容纳度，促使其完成真正意义上的市民化。尽管受雇农民工的收入水平较低，但其与受雇城镇职工的收入差距随迁移时间的延长而不断缩小，因而延长受雇农民工在城镇的居留时间有利于其与城镇职工的经济同化。为此，公共政策的重点应是改善受雇农民工的社会福利水平，消除就业限制，激励受雇农民工积极参与在流入地的再学习和各种技能培训，以提高受雇农民工的就业技能和就业质量。同时，要完善农民工创业帮扶体系，鼓励更多的有条件的农民工进行自主创业，实现由受雇到自雇的职业转换。最为重要的是，无论是对于自雇农民工还是对于受雇农民工，构建和完善适合其自身需求的终身学习体系，是实现农民工高质量市民化的长久之道，也是当务之急。
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Abstract： The new-style urbanization at new era raises high-quality requirement for the citizenization of migrant workers， and the high-quality economic assimilation between the migrant workers and urban workers is the physical basis for their social integration and psychological integration. The analysis using CLDS2014 and CLDS 2016 survey data shows that the possibility of self-employment of the migrant workers with low human capital， long migrating time and much social capital is bigger， that comparing with the employed migrant workers， the self-employed migrant workers have significant economic advantage， are easier to realize economic assimilation with urban workers （average level）， and are important group for new-style urbanization. Because the income gap between occupations is bigger than that between household registers， meanwhile， this kind of gap boosts the change of the migrant workers from employed to self-employed， which can narrow the gap between urban area and rural area in China. From the perspective of high-quality economic assimilation， the initial income of self-employed migrant workers is lower than that of urban workers， their income growth rate is slow， as a result， the gap between self-employed migrant workers and urban employed workers is enlarged， the high-quality economic assimilation is difficult to be realized. However， the initial income of employed migrant workers is also lower than urban employed workers， but their income growth rate is faster， the income gap between them and urban employed workers is narrowing， which have the trend of economic assimilation. Self-employed migrant workers are difficult to realize high-quality economic assimilation， which result from lower human capital level， low social capital quality， unperfected urban labor market and so on， and most of them conduct passive survival-style entrepreneurship. Based on that， the public policy should encourage the migrant workers to actively and independently conduct the opportunity-style entrepreneurship， and should use different citizenization policies for self-employed migrant workers and employed migrant workers by raising human capital level and social capital quality of the migrant workers and by perfecting market system and mechanism of labor force and so on.
Key words： self-employment; migrant workers; urban workers; economic assimilation; human capital; social capital; new-style urbanization; migrant worker citizenization
CLC number：F214.4;F323.6Document code： AArticle ID： 1674-8131（2020）01-0050-14
（編辑：段文娟）
关键词：自我雇佣;农民工;城镇职工;经济同化;人力资本;社会资本;新型城镇化;农民工市民化
中图分类号：F214.4;F323.6文献标志码：A文章编号：1674-8131（2020）01-0050-14
一、引言
随着城乡统筹发展和新型城镇化加速推进，农村剩余劳动力向城镇非农产业转移，实现职业和社会角色的转变，并最终完成向城镇居民的身份转变，将是未来相当长时间中国经济社会发展的重要内容之一。外来农民要成为真正意义上的市民至少需要经过依次递进的三个阶段：一是在城市找到相对稳定的职业，二是该职业带来的经济收入和社会地位能够使其实现与当地人接近的生活方式，三是在这种生活方式的影响下和与当地社会的接触中形成新的、与当地人相同的价值观[1]。学界也将其称为农民工与城镇居民的经济融合、社会融合和心理融合。其中，经济融合决定了社会融合和心理融合，是农民工市民化最为重要的物质基础。同时，在长期的农村劳动力转移过程中，中国农民工的同质性已被打破，逐渐分化为在职业、收入、社会地位等方面具有较强异质性的不同群体[2]，其中自雇农民工是重要组成部分。国家统计局数据显示，2015 年自雇就业的农民工比例为16.7%。相关研究表明，自雇农民工可以逐渐实现财富积累和向上流动[3]，他们具有较高的收入水平和较强的留城意愿[4-5]，因而是农民工中实现社会融合的优势群体[6]。那么，具有何种特征的农民工更容易从事自我雇佣？自雇农民工与城镇职工的收入差距随迁移时间的动态变化如何？自雇农民工与受雇农民工相比有何不同？在中国深入推进新型城镇化的关键时期，这些问题的回答，有助于我们判断不同就业状态农民工市民化的可能性和推动方向，为合理引导农民工向市民的身份转变提供理论依据和政策参考。
工资（收入）同化理论认为，尽管移民的初始经济地位处于劣势，但随迁移时长的增加，移民可以实现与迁入国（地区）本地居民的经济同化。主要原因在于：随着迁移时间的增加，移民通过增加在迁入国（地区）的人力资本投资（如参加正规学校教育和技能培训、“干中学”等）和积累迁入国（地区）本地化的社会资本，可以获取与迁入国（地区）劳动力市场需求相匹配的人力资本和社会资本，进而促进其就业和经济社会地位的提升;此外，移民具有正向选择性，即那些能力更强、工作更努力、风险偏好更强者的移民倾向更高，这使得外来移民的工资增长曲线较本地居民更为陡峭，因而在一定时间内，他们可以实现与迁入国（地区）本地居民的经济同化。Chiswick（1978）利用1970年美国人口普查数据验证了该理论，其研究发现移民的收入能在10～15年超过美国本地人[7]。Borjas（1986）的研究也表明，随着迁移时长的增加，美国外来移民从事自雇的可能性增大，且自雇型移民收入不但高于工资获取者，甚至高于自我雇佣的本地人[8];Constant（1998）分析发现，自雇型移民不仅可实现与本地自我雇佣者的工资同化，而且其收入高出迁入国的蓝领工人30%[9];Lofstrom（1999）在纠正样本自选择偏差的基础上，比较了自雇型移民和受雇型移民的经济同化，结果发现，受雇型移民难以实现与迁入国本地居民的收入同化，而自雇型移民将在30岁、40岁分别实现与本地受雇者和本地自雇者的收入同化[10]。以上研究表明，自雇型移民可能具有不同于受雇型移民的经济同化模式。
改革开放以来，随着“民工潮”的出现，大量学者从静态的视角研究了中国农民工与城镇职工的收入差距及其成因，但早期的研究大多忽略了两者间收入差距的动态变化，而收入差距的变化是判断农民工能否在生命周期内实现市民化的重要依据。近年来该问题引起部分学者的关注，比如：谢桂华（2012）研究发现，农民工中的高技能者可以实现与城镇居民的经济融合，但低技能者的经济劣势在其生命周期内难以改变[11];陈殉等（2014）采用CHIPS2007数据和经济同化模型的分析发现，农民工初始工资低于城镇职工，初始工资不同的农民工实现与城镇职工工资同化的时间有较大的不同，大致需要10～58年，部分农民工无法在其生命周期内达到与城镇职工同等的工资水平[12]。然而上述文献并未将对劳动报酬具有重要影响的“职业”因素考虑在内，而职业隔离和职业内收入差距也是导致城乡劳动者收入差距的重要因素[13]。对此，吕炜等（2016）利用CHIPS2007数据和经济同化模型考察了职业隔离和职业内差异对农民工工资同化的影响，结果表明，农民工无法通过延长迁移时间来实现从低收入职业向高收入职业的流动，在高收入职业内农民工与城镇职工不存在显著的工资差距，而在低收入职业内农民工与城镇职工存在显著的初始工资差距且无法通过延长迁移时间来实现工资同化[14]。 已有研究为本文的研究提供了基础，但均忽视了农民工的群体分化问题。研究表明，中国农民工已经演化为占有相当生产资本并雇用他人的业主、占有少量资本的自我雇用的个体工商业者和完全依赖打工的受薪者等多个群体[2]，农民工尤其是新生代农民工越来越倾向于通过自雇经营实现职业阶层的提升[15]。然而，农民工市民化的最终实现是其市民化意愿和能力综合作用的结果，在自雇农民工具有强烈留城意愿的情形下[4-5]，市民化能力是決定其能否顺利实现市民化的关键。同时，在大力推进新型城镇化和“大众创业、万众创新”的时代背景下，研究自雇农民工与城镇职工的经济同化，是判断农民工创业能否打开“新型工业化和农业现代化、城镇化和新农村建设协同发展新局面”参见《国务院办公厅关于支持农民工等人员返乡创业的意见》（国办发 〔2015〕47号）。 的重要依据，但现有文献对此的关注不够。
通常认为自雇农民工比受雇农民工有更高的经济收入，因而其经济同化能力和现实状况均强于受雇农民工。但相关文献在对农民工进行就业状态划分（自雇与受雇）时，通常没有对城镇职工的就业状态进行划分，只是分别研究自雇农民工和受雇农民工与城镇职工的经济同化，而没有进一步分析自雇农民工与自雇城镇职工以及受雇农民工与受雇城镇职工的经济同化。事实上，由于职业分化和社会分层的存在，自雇农民在其市民化过程中，不但要实现与城镇职工平均水平的经济同化，还希望实现更高层次的经济同化，即与自雇城镇职工的经济同化。因此，研究自雇农民工与自雇城镇职工经济同化的能力及状态，以更有效地促进农民工高质量市民化，具有重要的现实意义。鉴于此，本文利用CLDS2014和CLDS2016调查数据，分析自雇农民工的特征及农民工自我雇佣的决定因素，并在纠正样本自选择的基础上采用Heckman两步法，考察自雇农民工与自雇城镇职工的经济同化及其与受雇者的异同，以期为促进新型城镇化情景中的农民工高质量市民化提供经验依据和政策参考。
二、样本数据、研究方法与变量选取
1.样本选择与研究方法
本文分析所用数据来源于中山大学的“中国劳动力动态调查”数据（简称CLDS），主要采用2014年的数据进行分析，并用2016年的数据进行稳健性检验。根据联合国和经济合作与发展组织（OECD）对自我雇佣的定义，自我雇佣包括雇主（有雇员）和自雇（无雇员）两种就业状态。因此，本文的研究对象为16～64岁、调查时点为雇员、自雇和雇主三种就业状态的农民工和城镇职工，由于雇主在样本中所占比例较低（3%左右），将自雇和雇主合并为自我雇佣;将农民工界定为户口为农业户口、在本乡镇以外以务工经商为主的农村劳动力。在CLDS2014数据中共获得5 042个劳动力样本，其中自我雇佣者1 074人;自雇农民工和自雇城镇职工分别为787人和287人，受雇农民工和受雇城镇职工分别为1 991人和1 977人。
由于自雇并非随机行为，自雇样本具有自选择性，本文采用Heckman两步法，在纠正样本自选择的基础上，运用经济同化模型检验自雇农民工的经济同化及其与受雇者的异同。首先，以“是否自雇”作为第一阶段回归的被解释变量，使用全部参数对所有样本进行Probit估计。具体形式为：
其中，系数β1测度了具有相同特征的自雇农民工与自雇城镇职工在ysm=0和cohort=0时的收入差距，即2000年以前进城的自雇农民工与自雇城镇职工的初始收入差距;2000年以后进城的自雇农民工与自雇城镇职工的初始收入差距为β2+β3，其中，β3测度了自雇农民工与自雇城镇职工初始收入差距的期群效应期群效应（Cohort effect）的本意是指出生在不同年代的群体，由于制度环境、自然环境等因素的不同，导致其成年后的劳动力市场表现、生活机遇等的不同。在国际移民中，期群效应一般指不同年代的迁入者因迁入国移民政策和个体资源禀赋的差异，导致其在迁入国生活机遇的不同。在本文中，期群效应是指首次流动时间在2000年之前和2000之后的农民工，因两个群体面临的制度环境、自身资源禀赋不同所导致的就业和收入等方面的差异。 ，β2则测度了自雇农民工与具有相同特征自雇城镇职工的收入差距随迁移时长的变化。若β2>0，则自雇农民工与自雇城镇职工间的收入差距随迁移时长的增加而缩小，表明自雇农民工的收入增长快于自雇城镇职工，亦即系数β2反映了自雇农民工向具有相同特征的自雇城镇职工经济同化的速度。
2.变量选取与数据描述
自雇者的收入包含劳动收入和物质资本回报两部分，借鉴Lofstrom（1999）的研究方法，本文将收入界定为包括工资性收入、经营性收入的总收入[10]。同时，由于自雇者工作时间相对自由，且单位时间的工作强度较低，故自雇者和受雇者间工作时间的可比性不强[16]，加上工作时间的缺失值较多，因而本文用年总收入来衡量农民工和城镇职工的收入，并取其对数。
本文的核心自变量为“迁移时长”，由于CLDS2014缺乏劳动者职业流动史的相关数据，只能用首次进城务工至调查时点间的年限来近似表示农民工的迁移时长;同时以2000年为分界点，引入变量“2000年以后进城”，以考察进城时间对农民工收入及经济同化产生的期群效应。人力资本、社会资本及个人和家庭特征均会影响劳动者的就业选择和收入，本文选择的控制变量包括：（1）人力资本，分为以教育为代表的通用人力资本、以工作经验和技能培训为代表的专用人力资本和以身体健康为代表的健康人力资本等，具体变量为“受教育水平”“工作经验”“是否参加培训”“身体健康”和“意志力”其中，“受教育水平”包括“小学及以下”“初中”“高中”“大专及以上”，“工作经验”用“从事现职年限”表示，“技能培训”为虚拟变量（用5年内接受过专业技能培训=1，没有接受过=0），“身体健康”为自评健康（1～5表示从非常不健康到非常健康）;“意志力”用“就算一件事需要花好长时间才能有结果，我仍然会不断地尽”“就算是我不喜欢的事，也会尽全力去做”“就算身体有点不舒服，或者其他理由可以休息我也会努力完成每日应该做的事”三个问题的得分之和衡量，数值越高表示意志力越强。 。（2）社会资本，主要考虑对样本就业有帮助的关系网，用被访者在求职过程中为其提供帮助或者介绍过生意的人数测量。（3）个人和家庭特征，具体包括“年龄”“有无配偶”“6岁以下孩子数”和“父代是否自雇”鉴于职业（尤其是自雇）具有较强的代际传承性，本文引入了“父代是否自雇”变量，如果父母任一方以自我雇佣为主，则视为“父代自雇”。 。此外，本文还引入地区虚拟变量（东部地区=1;其他地区=0），以考察可能存在的地区差异。 对样本进行统计分析（见表1），可以发现，无论是人力资本、社会资本还是其他特征，自雇者与受雇者间均存在显著差异。其中，受教育水平与自我雇佣负相关，表现为自雇者中初中及以下者所占比例较高，而受雇者中高中及以上者所占比重较高，除了城镇职工的高中组外，其他组间差距均在1%的水平上通过了显著性检验;技能培训与自我雇佣也存在负相关，表现为自雇者中5年内接受过专业技能培训的比例较低，城镇户籍劳动者的组间差距更大，且两者均在1%的水平上通过了显著性检验。对农民工来讲，自雇者从事现职的工作年限要大于受雇者，说明自雇者的工作稳定性相对较高;而对城镇职工来讲，现职工作年限的组间差
异不显著。此外，社会资本丰富者更倾向于自我雇佣，表现为自雇者的社会网络规模远大于受雇者，尤其是对农民工而言，自雇者社会资本为受雇者的近30倍。在城镇职工组中，父代从事自雇的劳动者自我雇佣的可能性更高，但其对农民工的影响不明显。随着进入城镇时间的延长，农民工自我雇佣的可能性增大，表现为自雇农民工的平均迁移时间比受雇者长2.77年。从期群效应看，2000年以后进城的农民工受雇的概率更高，这可能与后来者的社会资本和财富积累有限，创业机会识别难度较大且流动性约束更强等因素有关。
表1显示，自雇者的收入水平远高于受雇者，而且不同就业状态的农民工与城镇居民间收入差距的异质性较强。其中，自雇农民工、自雇城镇职工的年平均收入为受雇农民工和受雇城镇职工的2.9倍和2.2倍，受雇农民工的年平均收入分别仅为受雇城镇职工和自雇城镇职工的69.1%和30.7%，而自雇农民工年平均收入分别为受雇城镇职工和自雇城镇职工的2倍和89.5%，说明相对来讲，自雇农民工与城镇职工间的收入差距较小，受雇农民工与城镇职工间的收入差距较大。图1显示，自雇农民工、自雇城镇职工收入的核密度曲线严重右偏于受雇农民工和受雇城镇职工，表明自雇者中高收入者的比例远大于受雇者，而低收入者占比较小。其中，与受雇城镇职工相比，自雇农民工收入核密度曲线呈现出严重的右偏现象，表明自雇农民工中高收入者的比例大大高于受雇城镇职工，而低收入者比例相对较低。可以说，无论从均值还是收入分来看，自雇农民工平均收入均高于受雇城镇职工。同时，图1也较为直观地显示出职业间的收入差距大于户籍间的收入差距，因而促进农民工由受雇到自雇的职业转换，能在一定程度上缩小城乡收入差距。
三、实证分析结果
1.农民工自我雇佣的决定因素
为了防止多重共线性，在Probit模型中需要引入影响是否“自我雇佣”但又不直接影响“收入”的排他变量。基于此，本文选取“社区内企业个数”作为第一阶段的工具变量。一般来说，社区内的企业较多可以促进区域人口的集聚，有利于市场需求的增加和升级，而市场需求的增长和升级会带来更多的创业机会[17]，这有利于农民工和城镇职工创业机会的识别。此外，较多的企业也可以起到示范激励作用，提高劳动者的创业偏好，有利于农民工和城镇职工的自我雇佣。
Probit模型的回归结见表2。在混合样本（农民工和城镇职工）中，“农民工”和“农民工与2000年后进城交互项”的回归系数未通过显著性检验，但“农民工与迁移时间交互项”和“农民工与迁移时间平方交互项”的回归系数分别为0.0222和-0.0004，均在10%的水平上通过了显著性检验。上述结果表明，在进入城镇劳动力市场的初期，农民工与城镇职工自我雇佣的概率不存在显著差异，但随着迁移时间的延长，农民工自我雇佣的概率大于具有相同特征的城镇职工，但增速呈逐年下降的趋势。农民工样本的回归结果显示，“迁移时长”及其平方项的回归系数为0.0265和-0.0006，分别在10%和5%的水平上通过了显著性检验，同样表明农民工自我雇佣的概率随迁移时间的延长而增加，增速逐年下降。可能的原因在于：随着迁移时长的增加，农民工逐渐积累起本地化的社会资本、工作经验并熟悉当地劳动力市场的运行规则，这有利于其对创业机会的识别;同时，迁移时间的延长有助于农民工创业资金的积累，弱化其创业行为所面临的流动性约束;此外，由劳动力市场不完善等导致的职业隔离使农民工在城镇劳动力市场处于不利地位，这可能也是农民工自雇概率较高的重要原因。
从人力资本来看：农民工样本中，以“大专及以上”文化程度者為参照组，“小学及以下”“初中”“高中”的回归系数分别为0.5178、0.5542和0.3623，均在1%的水平上通过了显著性检验，表明小学及以下、初中、高中文化程度的农民工自我雇佣的概率较大专及以上者高;“接受过培训”的回归系数为-0.3660，在1%的水平上通过了显著性检验，表明5年内未接受过专业技能培训的农民工自我雇佣的概率较高;“身体健康”的回归系数为正，但未通过显著性检验，说明身体健康对农民工自我雇佣的影响不显著。以上结果表明，受教育程度和技能水平的提高对农民工自我雇佣存在一定的挤出效应，原因可能在于：受教育程度和技能水平较高的农民工，能相对容易地在城镇劳动力市场找到较为满意的工作，因而他们从事自雇活动的机会成本较高;同时，也可能与人力资本较低的农民工在城镇劳动力市场处于相对弱势，受雇障碍较大有关。
从社会资本来看：农民工样本中，“社会资本”的回归系数为0.1320，在1%的水平上通过了显著性检验，表明社会资本较多的农民工从事自我雇佣的可能性更大。一般来讲，较多的社会资本能为农民工提供更丰富的信息资源和活动渠道，不仅可以通过降低信息获取成本帮助其识别创业机会，还可以帮助其进入信贷供给网络以缓解其创业资金约束[18]。
从个人和家庭特征来看：“有配偶”的回归系数为0.5209，并在1%的水平上通过了显著性检验，表明有配偶的农民工从事自我雇佣的概率较高，其原因在于配偶通常能够提供创业支持并能分担一定的创业风险。“父代自雇”的回归系数为0.4562，并在1%的水平上通过了显著性检验，表明父代为自雇者的农民工从事自我雇佣的概率高于父代非自雇者，说明农民工的自我雇佣行为具有较强的代际传承性。 此外，“社区内企业数”在农民工样本和混和样本中的回归系数为0.2601和0.3208，分别在10%和5%的水平上通过了显著性检验，说明社区内有较多的企业有利于农民工和城镇职工的自我雇佣;“东部地区”在农民工样本和混和样本中的回归系数为-0.2209和-0.1106，均在1%的水平上通过了显著性检验，表明中西部地区城乡劳动者从事自我雇佣的可能性高于东部地区，这可能与中西部地区非农产业提供的就业机会不足有关。
2.不同就业状态农民工与城镇职工的经济同化
Heckman第二阶段回归结果显示（见表3），在自雇者样本中，λ的回归系数为0.0992，在10%的水平上通过了显著性检验，说明Heckman两步法具有适用性。
在自雇样本中，“农民工”和“农民工与2000年以后进城交互项”的回归系数分别为-0.0592和0.0111，说明无论是2000年前进城还是2000年后进城的自雇农民工的初始收入水平均低于自雇城镇职工，但两者均未通过显著性检验，说明这种差距不具有统计学意义的显著性。“农民工与迁移时间平方交互项”的回归系数为-0.0006，在10%的水平上通过了显著性检验，说明随着迁移时间的增加，自雇农民工的收入增速低于自雇城镇职工，致使自雇农民工与自雇城镇职工间的收入差距随迁移时长的增加不断扩大。OLS回归结果也呈现出同样的规律。可能的原因在于：农民工从事被动型的生存性创业的比例较高，样本中63%的自雇农民工为“被动选择”的“生存型自雇”，高出自雇城镇职工8个百分点。一般而言，被动选择的生存型创业具有技术含量低、风险小、资金需求量少的特点，农民工的人力资本等资源禀赋较容易与之相匹配。相关研究表明，生存型创业只能保持现状或仅有小规模发展，而机会型创业通常会取得较大规模的发展[19]。同时，由表1可知，与自雇城镇职工相比，自雇农民工的现职工作经验、受教育水平、技能培训频次和家庭净资产均较低，尽管农民工具有较为丰裕的社会资本，但城镇职工的社会资本质量可能更高且更熟悉本地劳动力市场的运行规则，因而从事机会型创业的可能性大于农民工。可以说，由资源禀赋差异引致的创业动机和创业方式的不同，使自雇农民工的收入增速低于城镇自雇者，因此较难实现经济同化。
为了比较不同就业状态的农民工与城镇职工的经济同化情况，本文进一步采用Heckman两步法考察受雇农民工与受雇城镇职工的经济同化。Heckman第二阶段回归结果显示，在受雇者样本中，“农民工”和“农民工与2000年以后进城交互项”的回归系数为-0.4889和0.1376，分别在1%和在5%的水平上通过了显著性检验。2000年以前进城的受雇农民工的初始收入水平为受雇城镇职工的61.3%，而2000年以后进城的受雇农民工的初始收入水平为受雇城镇职工的70.4%，高出2000年以前进城务工者近9个百分点，这说明2000年以后进城务工者的初始收入水平相对较高，这可能与新生代农民工文化程度相对较高以及农民工就业环境的改善等因素有关。此外，“农民工与迁移时长交互项”和“农民工与迁移时长平方交互项”的回归系数分别为0.0454和-0.0011，均在1%的水平上通过了显著性检验，表明受雇农民工的收入增速高于具有相同特征的受雇城镇职工，两者间的收入差距以逐年递减的速度缩小。受雇农民工在城镇居留时间的延长，有利于其人力资本的积累和社会资本的获取，因而促进了其收入水平的提高。
从其他解释变量来看，自雇样本与受雇样本的Heckman第二阶段回归结果基本一致，只少数变量的显著性存在差异。以自雇样本为例：“小学及以下”“初中”和“高中”的回归系数分别为-1.0705、-0.7305和-0.3800，均在1%的水平上通过了显著性检验，表明具有以上三种文化程度的自雇者的收入显著低于拥有大专以及上文化程度的自雇者，说明自雇者的学历越高获取高收入的概率越大。同时，“接受过培训”的回归系数为0.2852，在1%的水平上通过了显著性检验，说明接受过专业技能培训的自雇者的收入水平为未接受过培训者的1.33倍（e0.2852）。“身体健康”的回归系数为0.1591，在1%的水平上通过了显著性检验，说明身体健康的自雇者具有更高的收入水平。以上分析表明，尽管自我雇傭具有负向选择性，即人力资本较低者从事自我雇佣的概率较高，但对于已从事自我雇佣的劳动者而言，较高的人力资本仍是其获取较高收入的重要保障之一。“社会资本”的回归系数为0.0915，在1%的水平上通过了显著性检验，表明丰裕的社会资本不但能提高城乡劳动者自我雇佣的概率，更为重要的是，其中所蕴含的网络资源还可以通过信息与资源的共享、减少机会主义等途径降低其经营成本，并能及时响应市场的需求变化，进而提高其经营效率[16]，最终表现为自我雇佣者更高的收入。此外，男性自雇者的收入为女性自雇者的1.33倍，在1%的水平上通过了显著性检验，这可能与女性自雇者风险规避程度较高、人力资本和社会资本较男性少等有关;父代为自雇的自我雇佣者的收入水平为父代非自雇的自我雇佣者的1.68倍，在1%的水平上通过了显著性检验，其原因在于自雇的父代可以通过企业家必备技能、声誉和顾客源等社会资本的代际传递[20]，帮助子代从自我雇佣活动中获取更高的经济回报。在受雇样本中，“东部地区”的回归系数为0.1306，在1%的水平上通过了显著性检验，表明东部地区受雇农民工比中西部受雇农民工的收入水平更高;但“父代自雇”未通过显著性检验，表明父代是否自雇对受雇农民工的收入水平没有显著影响;此外，“6岁以下孩子数”通过了显著性检验，表明家庭中6岁以下的儿童越多受雇者的收入水平越低，但对自雇者的收入水平没有显著影响，可能的原因在于自雇者工作时间较为灵活，可以兼顾家庭生活与生产经营。
3.稳健性检验
为了检验结果的稳定性，本文进一步利用CLDS2016年的调查数据进行稳健性检验，其中，各变量的定义和赋值与前文一致，回归结果如表4和表5所示。 表4的回归结果与表2基本一致。在城乡劳动者混合样本中，“农民工”的回归系数为0.0996，未通过显著性检验;但“农民工与2000年后进城交互项”的回归系数为-0.1760，在1%的水平上通过了显著性检验，表明在进入城镇劳动力市场的初期，2000年以前进城的农民工与城镇职工自我雇佣的概率不存在显著差异，而2000年以后进城的农民工自我雇佣的概率低于具有相同特征的城镇职工，这可能与不同时期农民工面临的创业环境、创业进入门槛及其原始资金积累的多少等有关;同时，“农民工与迁移时间交互项”和“农民工与迁移时间平方交互项”的回归系数分别为0.0329和-0.0005，均在1%的水平上通过了显著性检验，表明随着迁移时间的延长，农民工自我雇佣的概率大于具有相同特征的城镇职工，且增速呈逐年下降的趋势。从农民工样本来看，“2000年后进城”的回归系数为-0.1703，在1%的水平上通过了显著性检验，表明2000年以后进城的农民工自我雇佣的概率低于2000年以前进城的农民工;同时，“迁移时长”及其平方项的回归系数为0.0337和-0.0006，均在1%的水平上通过了显著性检验，同样表明农民工自我雇佣的概率随迁移时间的延长而增加，但增速逐年下降。从人力资本来看，农民工样本中，以大专及以上文化程度为参照组，“小学及以下”“初中”和“高中”的回归系数分别为0.4822、0.4724和0.3240，均在1%的水平上通过了显著性检验，表明小学及以下、初中、高中文化程度的农民工自我雇佣的概率较大专及以上者高;“接受过培训”的回归系数为-0.3119，在1%的水平上通过了显著性检验，表明5年内接受过专业技能培训的农民工从事自我经营的概率较低。以上分析表明，受教育水平和技能培训频次对农民工自我雇佣存在一定的挤出效应。从社会资本来看，在农民工样本中“社会资本”的回归系数为0.0458，在1%的水平上通过了显著性检验，表明社会资本越多的农民工事自我雇佣的可能性越大。可见，主要结论与前文分析结果基本一致，说明本文分析结果具有稳健性。
表5的回归结果与表3也基本一致。受雇者样本中λ的回归系数为0.5242，在10%的水平上通过了显著性检验，说明样本具有一定的选择偏差，Heckman两步法具有适用性。从Heckman两阶段模型估计结果来看：在自雇者样本中，“农民工”的回归系数为-0.5102，在1%的水平上通过了显著性检验，但“农民工与2000年以后进城交互项”的回归系数未通过显著性检验，表明无论是2000年前进城还是2000年后进城的自雇农民工，在进入城镇劳动力市场的初期，其收入水平为具有相同特征城镇自雇者的60%左右;“农民工与迁移时间交互项”未通过显著性检验，但“农民工与迁移时间平方交互项的回归系数为-0.0010，在5%的水平上通过了显著性检验，说明随着迁移时间的增加，自雇农民工的收入增速略低于城镇自雇者，这可能会导致自雇农民工与自雇城镇职工间的收入差距呈现随迁移时长的增加而逐渐扩大的趋势。在受雇者样本中，“农民工”的回归系数为-0.5192，在1%的水平上通过了显著性检验，但“农民工与2000年以后进城交互项”的回归系数未通过显著性检验，说明受雇农民工的初始收入水平仅为相同特征受雇城镇职工的59.5%，且不存在显著的代际差异;此外，“农民工与迁移时长交互项”“农民工与迁移时长平方交互项”的回归系数分别为0.0466和-0.0009，均在1%的水平上通过了显著性检验，表明受雇农民工的收入增速高于具有相同特征的受雇城镇职工，两者间的收入差距以逐年递减的速度缩小。以上结果与前文的分析结论基本一致，说明本文的研究结论具有稳健性。
四、结论与启示
在“大众创业、万众创新”和大力推进新型城镇化的时代背景下，研究自雇农民工与城镇自雇者的经济同化，以判断其市民化的可能性，具有重要的现实意义。本文利用CLDS2014调查数据，在考察自雇农民工特征的基础上，分析农民工自我雇佣的决定因素，并进一步采用Heckman两步法分析自雇农民工与自雇城镇职工的经济同化及其与受雇者的异同，同时采用CLDS2016调查数据进行稳健性检验，主要得到以下结论：
第一，迁移时间较长的农民工自我雇佣的可能性较大，且丰富的社会资本是农民工自我雇佣的重要决定因素之一。同时，文化程度不高、近5年未接受过培训的男性农民工从事自我雇佣的可能性较大，这与文化程度和技能较高者更容易在城镇劳动力市场实现满意的正规就业有关，也说明自雇农民工的人力资本水平普遍不高。
第二，作为城镇劳动力市场中的外来者，自雇农民工相比受雇农民工具有明显的经济优势，无论是收入均值还是收入分布，自雇农民工均显著优于受雇城镇职工，因而他们较容易实现与城镇职工（平均水平）的经济同化，将成为中国新型城镇化的重要力量。同时，由于职业间的收入差距大于户籍间的收入差距，促进农民工由受雇到自雇的职业转换，能在一定程度上缩小城乡收入差距。
第三，尽管自雇农民工与城镇职工平均水平的经济同化能力强于受雇农民工，但与自雇城镇职工相比，自雇农民工的初始收入较低，且收入增速较慢，收入差距扩大，难以实现与自雇城镇职工的经济同化;而受雇农民工的初始收入虽然也低于受雇城镇职工，但收入增速较快，收入差距减小，具有与受雇城镇职工经济同化的趋势。
自雇农民工之所以难以实现与自雇城镇职工的经济同化，主要原因在于：一方面，较低的人力资本水平和社会资本质量以及城镇劳动力市场可能存在的户籍歧视，使得自雇農民工的创业大多属于被动选择的生存型创业，而生存型创业通常难以取得较大规模的发展;另一方面，相比自雇农民工，自雇城镇职工的人力资本水平较高、社会资本质量更高，且更熟悉本地劳动力市场，因而更多地从事主动选择的机会型创业，而机会型创业通常可以实现较大规模的发展。因而，自雇农民工的收入增速低于自雇城镇职工。基于此，要实现自雇农民工的高质量经济同化，应针对其人力资本偏低的事实，进一步增加技能培训等公共服务供给，以有效提升其持续经营的能力和自我发展能力;同时，要深化城镇劳动力市场体制机制改革，减少和消除农民工的就业障碍。此外，鉴于社会资本在创业过程中的重要作用，相关政策应该引导自雇农民工增加在流入地的社会资本积累，提升其面向城市发展的社会资本质量。 分析表明，受雇农民工具有不同于自雇农民工的经济同化模式。因此，在新型城镇化背景下的农民工高质量市民化，需要对不同就业状态的农民工应采取差别化的市民化策略。对于经济融合度较高的自雇农民工，政策重点应放在优化创业环境、提高经营绩效上，积极促进其生活方式、价值观等与城镇居民的社会融合，并增强城市社会体系的容纳度，促使其完成真正意义上的市民化。尽管受雇农民工的收入水平较低，但其与受雇城镇职工的收入差距随迁移时间的延长而不断缩小，因而延长受雇农民工在城镇的居留时间有利于其与城镇职工的经济同化。为此，公共政策的重点应是改善受雇农民工的社会福利水平，消除就业限制，激励受雇农民工积极参与在流入地的再学习和各种技能培训，以提高受雇农民工的就业技能和就业质量。同时，要完善农民工创业帮扶体系，鼓励更多的有条件的农民工进行自主创业，实现由受雇到自雇的职业转换。最为重要的是，无论是对于自雇农民工还是对于受雇农民工，构建和完善适合其自身需求的终身学习体系，是实现农民工高质量市民化的长久之道，也是当务之急。
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Abstract： The new-style urbanization at new era raises high-quality requirement for the citizenization of migrant workers， and the high-quality economic assimilation between the migrant workers and urban workers is the physical basis for their social integration and psychological integration. The analysis using CLDS2014 and CLDS 2016 survey data shows that the possibility of self-employment of the migrant workers with low human capital， long migrating time and much social capital is bigger， that comparing with the employed migrant workers， the self-employed migrant workers have significant economic advantage， are easier to realize economic assimilation with urban workers （average level）， and are important group for new-style urbanization. Because the income gap between occupations is bigger than that between household registers， meanwhile， this kind of gap boosts the change of the migrant workers from employed to self-employed， which can narrow the gap between urban area and rural area in China. From the perspective of high-quality economic assimilation， the initial income of self-employed migrant workers is lower than that of urban workers， their income growth rate is slow， as a result， the gap between self-employed migrant workers and urban employed workers is enlarged， the high-quality economic assimilation is difficult to be realized. However， the initial income of employed migrant workers is also lower than urban employed workers， but their income growth rate is faster， the income gap between them and urban employed workers is narrowing， which have the trend of economic assimilation. Self-employed migrant workers are difficult to realize high-quality economic assimilation， which result from lower human capital level， low social capital quality， unperfected urban labor market and so on， and most of them conduct passive survival-style entrepreneurship. Based on that， the public policy should encourage the migrant workers to actively and independently conduct the opportunity-style entrepreneurship， and should use different citizenization policies for self-employed migrant workers and employed migrant workers by raising human capital level and social capital quality of the migrant workers and by perfecting market system and mechanism of labor force and so on.
Key words： self-employment; migrant workers; urban workers; economic assimilation; human capital; social capital; new-style urbanization; migrant worker citizenization
CLC number：F214.4;F323.6Document code： AArticle ID： 1674-8131（2020）01-0050-14
（編辑：段文娟）