Page 43 - 北京工商大学学报社会科学版2018年第6期

北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2018 年摇 第 6 期

摇 摇 表 4摇 2013 年雇主、非雇主的描述性统计 应。 在全部 2 年 6 组估计结果中,纠正了自我雇
雇主 非雇主 佣的选择性偏差后,自我雇佣呈现出显著的收入
变量
均值 标准差 均值 标准差 溢价效应。 举例说明:2002 年选择自我雇佣的农
民工月收入为 820 元,而他们如果转成受雇者,其
性别 0郾 72 0郾 45 0郾 57 0郾 49
月收入将为 531 元,显著下降 289 元,即 2002 年
年龄 41郾 67 8郾 23 41郾 49 9郾 12
农民工的自我雇佣收入溢价为 289 元;同理,2013
婚姻情况 0郾 95 0郾 21 0郾 94 0郾 24
年城镇自我雇佣者的收入溢价更是高达 1 056
受教育程度 元。 表 5 和表 6 中显示的自我雇佣收入溢价效应
摇 小学及以下 0郾 06 0郾 23 0郾 14 0郾 35 说明,在大部分情况下我国劳动者选择自我雇佣
摇 初中 0郾 38 0郾 49 0郾 49 0郾 50 而不选择受雇符合收入最大化的理性原则,自雇
摇 高中 0郾 33 0郾 47 0郾 27 0郾 45 者发挥自身不可观测的能力优势获取了更多的收
入。 通过对比表 5 匹配前和匹配后的结果,可以
摇 大专及以上 0郾 23 0郾 42 0郾 09 0郾 29
推测 2002 年城镇劳动者群体观察到的自我雇佣
工作年限 24郾 94 9郾 45 26郾 07 10郾 47
收入呈现惩罚效应的可能解释是:1998 年开始的
日工作时间 8郾 98 1郾 84 9郾 11 2郾 14
国有企业改革使得大量冗员下岗,他们通常年龄
行业
较大且人力资本水平较低,面对失业而选择自我
摇 农业 0郾 04 0郾 20 0郾 07 0郾 25 雇佣实属无奈之举,并没有不可观测才能供发挥,
摇 制造业 0郾 26 0郾 44 0郾 07 0郾 25 自然也无法获得收入溢价。
摇 低端服务业 0郾 53 0郾 50 0郾 68 0郾 47 其次,与 2002 年相比,2013 年自我雇佣的收
入溢价效应更加显著。 具体而言,从全部样本来
摇 高端服务业 0郾 18 0郾 38 0郾 19 0郾 39
看,自我雇佣收入溢价从 2002 年的 198 元增加到
地区
2013 年的 990 元,其中农民工从 289 元增长到
摇 东部 0郾 33 0郾 47 0郾 28 0郾 45
415 元,城镇劳动者更是从 97 元大幅增长到 1 056
摇 中部 0郾 43 0郾 50 0郾 48 0郾 50
元。 自我雇佣收入溢价效应随时间增大的可能解
摇 西部 0郾 24 0郾 43 0郾 24 0郾 42 释是:伴随着劳动力资源配置的市场化,劳动者选

父辈自雇情况 0郾 58 0郾 49 0郾 65 0郾 48 择就业的自由权变大了,具有企业家才能的劳动
起始资金 148 318郾 60 342 124郾 50 34 974郾 30 69 248郾 54 者选择自我雇佣,他们在创新创业过程中发挥其
月收入 4 608郾 77 5 466郾 49 2 445郾 53 2 321郾 68 不可观测能力承担了经营风险和不确定性,并从
市场中得到了高额的回报。
样本量 295 1 250
再次,自我雇佣收入溢价效应的城乡差异随
协变量性别、年龄、婚姻情况、受教育程度、工作年 时间变化发生了反转。 2002 年农民工自我雇佣
限、日工作时间、所从事的行业、就业地区估计劳 所获得的收入溢价为 289 元,高出城镇劳动者
动者自我雇佣的倾向得分值,然后采用一对一最 192 元;而到了 2013 年,城镇自我雇佣的收入溢

于 价为 1 056 元,远超出农民工 642 元。 城乡自我
近邻匹配的方式进行匹配,并计算 ATT 值 。
四、实证分析结果 雇佣收入溢价效应对比反转的可能解释是:尽管
(一)自我雇佣的收入效应分析 随着时间的变化,劳动者的就业更加自由了,然而
表 5、表 6 是基于最近邻匹配方法,将自我雇 自我雇佣相对而言更是城镇劳动者的自由选择,

佣劳动者设定为处理组,将受雇者设定为控制组, 对于农民工来说自我雇佣可能只是他们无法获得
计算出的 2002 年和 2013 年四个群体匹配前观察 正规就业岗位的次优选择,设若市场为农民工提
到的自我雇佣和受雇者的收入差异和匹配后基于 供较充裕的正规就业岗位,而不至于将其挤入低
反事实估计出的收入差异。 端受雇岗位,自我雇佣的农民工中相当大的部分
首先,自我雇佣收入从整体上表现出溢价效 很可能会选择受雇。

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