劉麗麗，寧光杰，陳建建

(1.南開大學經濟學院，天津 300071；2.山東大學商學院，山東 威海 264209；3.天津大學管理與經濟學部，天津 300072)

一、引 言

2020年3月28日，國家發(fā)展改革委等部門聯合印發(fā)的《關于促進消費擴容提質加快形成強大國內市場的實施意見》提出“擴大消費是對沖疫情影響的重要著力點”。那么，如何擴大消費呢？2020年，《政府工作報告》指出“通過穩(wěn)就業(yè)促增收保民生，提高居民消費意愿和能力；在保民生方面，要合理設定流動攤販經營場所”，這為農民工的自我雇傭提供了良好的政策環(huán)境，為保障農民工的消費能力奠定基礎。農民工有望成為提振消費的潛在群體，原因包括以下幾點。首先，農民工群體數量較大。2019年，農民工總量達2.91億人(1)數據來源：http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202004/t20200430_1742724.html。，占全國總人口的20.78%。其次，隨著“劉易斯拐點”的到來，農民工的收入逐年上升。2008～2019年，農民工的收入扣除消費者價格指數后增幅為130.7%。再次，農民工無論邊際消費傾向、平均消費傾向還是收入彈性，均低于城鎮(zhèn)居民[1][2][3]，受城鎮(zhèn)居民示范效應的影響，農民工的消費提升空間較大。最后，隨著我國市民化制度的不斷完善，農民工面臨的不確定性逐步降低，有利于消費水平的提升[4]。因此，農民工群體在提高我國消費水平方面發(fā)揮著舉足輕重的作用。

關于啟動農民工群體的消費的相關文獻主要圍繞市民化展開。已有研究發(fā)現，市民化水平、市民化意愿和市民化能力的提高都有利于提升農民工的消費水平[5][6][7]。就業(yè)是市民化的重要內容。一方面，就業(yè)是獲取收入的主要渠道，也是農民工市民化能力的體現；另一方面，農民工在城市就業(yè)才能保證正常的城市生活，是產生市民化意愿的前提。就業(yè)和消費的現有研究聚焦于非農就業(yè)，非農就業(yè)通過增收效應、預期效應、示范效應和擠出效應顯著提升農村居民的家庭消費[8][9]。對農民工群體而言，就業(yè)選擇不僅包括農業(yè)就業(yè)和非農就業(yè)，還包括自我雇傭和成為工資獲得者，該就業(yè)選擇是否也對農民工消費產生影響？這一研究對引導農民工的就業(yè)選擇，以實現保就業(yè)的目標及促消費擴內需具有重要的現實意義。但目前文獻對該問題的討論較少。周闖和白冰(2020)認為自我雇傭就業(yè)能顯著提升農民工的消費水平[10]。

本文的主要貢獻在于：一方面，從就業(yè)選擇角度探討如何提升農民工的消費需求?？紤]到自我雇傭類型中的生存型自我雇傭不同于機會型自我雇傭[11]，自我雇傭引起的消費提升很可能是機會型自我雇傭的作用。因此，本文將就業(yè)選擇劃分為成為工資獲得者、生存型自我雇傭和機會型自我雇傭，研究其消費差異；另一方面，目前對就業(yè)選擇的相關研究集中于探討以收入為核心的經濟回報[12][13]。出于避稅的目的，自我雇傭者存在低報收入的動機，收入并不能很好地反映其經濟回報[14]，但消費基本不存在這一問題，因此本文從消費的視角考察我國農民工就業(yè)選擇的經濟回報。

二、文獻綜述與理論假說

(一)文獻綜述

關于農民工消費影響因素的研究，已有文獻主要圍繞市民化展開討論。農民工市民化可提高農民工家庭的邊際消費傾向、提升消費水平、優(yōu)化消費結構，使其從生存型消費轉向發(fā)展型和享受型消費[5][15]。其內在機理主要包括三個方面：一是降低家庭面臨的收入和支出不確定性；二是影響農民工的社會網絡，使其消費觀念和消費習慣接近于城市居民[15]；三是市民化有利于提高農民工子女受教育水平、提升子女就業(yè)能力、增加家庭總收入，對農民工消費的影響具有持久性[5]。

市民化程度的提高取決于農民工的市民化意愿和市民化能力。市民化意愿(包括長期居住意愿、定居意愿和留城意愿)可促進消費水平的提升[6][16][17]。在市民化能力方面，主要集中于收入，因為農民工外出務工的目的是獲取收入。農民工工資水平越高，在城市的消費水平就越高[7]。但與城市居民相比，大部分農民工屬于低收入群體，相對收入可能強化其攀比動機，而過大的收入差距又弱化其攀比動機[18]。實證結果表明，農民工的消費水平、消費收入彈性和邊際消費傾向均低于城鎮(zhèn)居民[3][19][20]，說明城鄉(xiāng)工資差距抑制了農民工消費。

戶籍制度是我國農民工與城鎮(zhèn)居民消費差異的根本來源。一方面，戶籍與基本公共服務(如教育、醫(yī)療等)掛鉤。已有研究發(fā)現，城鎮(zhèn)醫(yī)療保險可促進農民工消費水平的提高[21]。養(yǎng)老保險對消費的影響具有異質性：對高消費家庭而言，有養(yǎng)老保險的農民工家庭的收入彈性更高，無養(yǎng)老保險的農民工家庭的預防性儲蓄動機更高[22]；對單位就業(yè)的農民工而言，職工養(yǎng)老保險提高了其對未來收入的預期，消費水平更高；對個體就業(yè)的農民工而言，養(yǎng)老保險對其消費無明顯影響[23][24]。另一方面，因戶籍制度約束，農民工缺乏城市融入感，返鄉(xiāng)養(yǎng)老的動機增強，舉家遷移概率降低，預防性儲蓄加大[25]。假設農民工的稟賦特征不變，若從農村戶籍轉為城市居民身份，按照城市居民的消費模式來消費的話，人均總消費將大幅增長27%[26]。

戶籍制度抑制農民工消費水平提升的重要原因是城市勞動力市場分割。城市居民往往就業(yè)于正規(guī)部門，農民工大都就業(yè)于非正規(guī)部門。對農民工而言，就業(yè)是實現市民化的前提，也是市民化能力的重要體現。農民工的人力資本較低、社會網絡較小，在城市較難獲取穩(wěn)定的長期工作。如果農民工選擇自我雇傭，初期投資需借貸，但城市金融機構基于資本收益和風險控制的考慮，往往不愿意給農民工提供足夠的金融支持[25]。因此，農民工在城市勞動力市場上處于劣勢地位。在此背景下，農民工的就業(yè)選擇并非基于個人比較優(yōu)勢。目前的相關文獻多集中于探討就業(yè)選擇對收入的影響。考慮到稅收與收入正相關，出于避稅原因，自我雇傭者的收入可能低報，而消費受收入影響且不存在虛報動機。因此，本文基于消費的視角考察就業(yè)選擇的經濟回報，并從就業(yè)選擇角度分析如何提升農民工的消費需求。

(二)理論假說

相比于工資獲得者，自我雇傭者實現就業(yè)需租賃或購買固定的經營場所，以租賃較為常見。受經濟條件限制，多數自我雇傭者居住于經營場所，導致居住地點和經營場所不分離，因此住房支出相對較高。為維持正常經營，自我雇傭者需進行一定的社交活動(如與地方官員保持定期聯系、節(jié)假日饋贈老客戶禮物、發(fā)展新客戶等)，使人情費支出、通訊郵寄支出及交通燃油支出等增加?？傊?，自我雇傭者的工作模式使其消費水平高于工資獲得者?；诖?，本文提出理論假說1：相比于工資獲得者，自我雇傭者的消費水平更高。

若農民工的就業(yè)選擇是被動的，那么其收入低且收入風險較高，根據預防性儲蓄理論，此情況下的農民工的預防性儲蓄動機增強，消費水平下降；若自由選擇就業(yè)，勞動者基于自身比較優(yōu)勢做出就業(yè)決策，就業(yè)匹配效率高，收入水平提高，消費水平上升。自我雇傭按動機可劃分為生存型自我雇傭和機會型自我雇傭。生存型自我雇傭是指找不到其他工作而選擇自我經營[11]，由于這是被動選擇，因此生存型自我雇傭者的消費水平低于工資獲得者。機會型自我雇傭是指看到商業(yè)機會而選擇創(chuàng)業(yè)，由于這是主動擇業(yè)，所以對應群體(即企業(yè)家)的消費水平較高。綜合上述結論，本文提出理論假說2：相比于工資獲得者，生存型自我雇傭者的消費水平較低，而機會型自我雇傭者的消費水平較高。

根據雙重勞動力市場理論，勞動力市場包括正規(guī)部門和非正規(guī)部門。正規(guī)部門受最低工資法、稅法和勞動力市場規(guī)制的約束，就業(yè)數量有限，使部分勞動者被排除在正規(guī)就業(yè)之外。流動受阻理論認為，移民在本土勞動力市場上處于劣勢地位，就業(yè)機會有限，為實現就業(yè)而只能自我雇傭，這是移民就業(yè)受限后的次優(yōu)選擇[27]。寧光杰(2012)驗證在我國勞動力市場上農民工的自我雇傭屬于此類情況[28]。由于自我雇傭者包括機會型自我雇傭者和生存型自我雇傭者，前者主動擇業(yè)，后者被動就業(yè)，因此后者被排除在正規(guī)就業(yè)部門之外。部分勞動者的退出削弱了正規(guī)部門的就業(yè)競爭，使正規(guī)部門就業(yè)者的工資水平高于市場出清水平，形成工資溢價。因此，相對于生存型自我雇傭者，工資獲得者存在工資溢價。從人力資本的角度來看，相比于工資獲得者，企業(yè)家面臨的組織限制更少，人力資本的使用更易受個人控制，促使其收入水平提高[29]。消費水平隨收入的增加而提升。因此，收入是就業(yè)選擇影響消費的機制之一?；诖?，本文提出理論假說3：相比于工資獲得者，生存型自我雇傭者的收入水平更低，機會型自我雇傭者的收入水平更高，收入水平的上升可提高農民工的消費水平。

農民工的長期居住意愿受落戶難易程度的影響。在我國大部分城市的落戶文件中，落戶的前提是繳滿一定年限的社會保險。農民工的社會保險大多由正規(guī)工作單位按比例繳納，因此工資獲得者基本都有社會保險，而生存型自我雇傭者的就業(yè)不穩(wěn)定且沒有單位為其繳納社會保險，其落戶概率低于工資獲得者，長期居住意愿隨之降低。但生存型自我雇傭者并未選擇離開當前城市，說明在等待更好的就業(yè)機會，因此其與工資獲得者的長期居住意愿可能沒有顯著差異。機會型自我雇傭者可通過創(chuàng)業(yè)投資這一渠道落戶，該群體也容易獲取高收入，對事業(yè)的追求引致其長期居住意愿。因此，在不同的就業(yè)狀態(tài)下，農民工的長期居住意愿存在差異。對農民工而言，長期居住意愿越高，常住后在當地產生教育、醫(yī)療、耐用品等消費需求，相應的消費也增加，同時舉家遷移概率提升，消費水平隨之上升[16]。因此，長期居住意愿是就業(yè)選擇影響消費的另一個機制?；诖?，本文提出理論假說4：生存型自我雇傭者的長期居住意愿與工資獲得者無明顯差異，機會型自我雇傭者的長期居住意愿更高，長期居住意愿有助于農民工消費水平的提升。

三、研究數據、變量定義與計量模型

(一)研究數據

本研究使用2016～2017年中國鄉(xiāng)城人口流動調查數據(RUMiC)。該數據源自暨南大學社會調查中心開展的調查項目，涵蓋15個大中城市，分別來自我國九大人口遷入和遷出的省份和直轄市，覆蓋我國的東中西部地區(qū)。調查對象為農業(yè)戶口或農業(yè)戶口轉城鎮(zhèn)居民戶口、過去一年在城市累計居住達到3個月、16周歲及以上的流動人口。考慮到大量流動人口居住在工廠宿舍、建筑工地，調查以工作單位為抽樣單位，而非以住址為單位，可有效避免對自我雇傭的流動人口的高估。問卷內容包括個人層面和家庭層面，個人層面包括家庭成員基本特征、家庭成員其他信息、子女教育、家庭和社會關系，家庭層面包括生活事件表、家庭收支、耐用消費品、居住條件和老家基本信息。本文研究農民工的就業(yè)選擇和消費問題，因此樣本保留就業(yè)、年齡18～64歲的農村勞動力，同時只保留戶主，樣本量為6200個，滿足研究的需要。

(二)變量定義與描述性統(tǒng)計

本文的被解釋變量為家庭人均月消費水平，計算方法為家庭在本地的月消費性支出除以本地家庭規(guī)模。月消費性支出包括食品支出、衣著支出、居住支出、耐用消費品支出、家庭日用品和日常服務支出、醫(yī)療費、藥品、保健品和醫(yī)療保健服務支出、交通費、燃油和交通工具維修費支出、通訊費和郵寄費等、娛樂文化支出、教育支出、非儲蓄性保險支出、其他消費性支出。

核心解釋變量包括兩個指標：一是自我雇傭的虛擬變量。問卷中對應的問題是“目前的主要工作是自我經營還是工資性工作？”。若選項為“自我經營”，賦值1；選項為“工資性工作”，則賦值0。二是就業(yè)選擇的類別變量。根據“您當前主要工作的性質”和“您從事自我經營的主要原因”，將就業(yè)選擇劃分為成為工資獲得者、生存型自我雇傭者和機會型自我雇傭者的類別變量，分別賦值為0、1和2。具體來說，將當前主要工作性質是“固定期限的工作”“無固定期限的工作”“以完成一定工作任務為要求的工作”“無合同的臨時工”“不領工資的家庭幫工”“打零工”定義為工資獲得者，賦值0。根據生存型自我雇傭和機會型自我雇傭的定義[11]，按照從事自我經營的原因，將“找不到打工機會”和“其他”定義為生存型自我雇傭者，賦值1；將“自我經營掙得更多”“想自己當老板”“自由自在”歸為機會型自我雇傭者，賦值2。

本文的工具變量為自我雇傭經歷。由于自我雇傭經歷影響是否自我雇傭的就業(yè)選擇，二者具有相關性。自我雇傭經歷不直接影響消費且屬于歷史數據，具有一定的外生性。具體衡量方式為：根據問題“在城里是否有過自我雇傭經歷？”，將回答“是”的賦值1，回答“否”的賦值0。由于該回答有較多缺失值，我們進一步根據問題“在城里第一份工作是不是目前工作”和“第一份工作類型”，將“第一份工作(非目前工作)是自我經營”的賦值1，“在城里第一份工作是目前工作”的賦值0。根據問題“被訪者目前主要工作是自我經營還是工資性工作”來判斷受訪者的工作類型，對于目前自我經營的農民工，將“從事這份經營前，主要從事其他的自我經營活動”的賦值1，“主要從事工資性工作、沒有工作、參加培訓、上學、務農”的賦值0。對于目前是工資獲得者的農民工，將“從未考慮過或沒有正式考慮過自我經營”的賦值0(2)為進一步填補缺失值，我們將“從未考慮過”和“沒有正式考慮過”定義為沒有自我雇傭經歷，其原因在于：意愿是行為的前提，沒有自我雇傭意愿就不會產生自我雇傭行為。。

本文的控制變量涵蓋性別、年齡及其平方、受教育年限、婚姻、健康、保險、社會網絡(春節(jié)問候的人數、幫助自己的人數)等個人層面及孩子數量、家庭規(guī)模、自有住房等家庭層面和產業(yè)層面的虛擬變量(第一產業(yè)、第二產業(yè)、生活性服務業(yè)、高等生產性服務業(yè)和低等生產性服務業(yè))、城市固定效應及年份固定效應(3)生活性服務業(yè)參考《生活性服務業(yè)統(tǒng)計分類》(2019)(http://www.stats.gov.cn/tjsj/tjbz/201904/t20190417_1660043.html)。(4)高等生產性服務業(yè)參考《國家科技服務業(yè)統(tǒng)計分類》(2018)(http://www.stats.gov.cn/tjgz/tzgb/201812/t20181218_1640075.html)。(5)低等生產性服務業(yè)劃分標準參考《國家科技服務業(yè)統(tǒng)計分類》(2018)和《生產性服務業(yè)統(tǒng)計分類》(2019)(http://www.stats.gov.cn/tjsj/tjbz/201904/t20190417_1660042.html)。。上述變量的描述性統(tǒng)計結果見表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

(三)計量方法

1.半對數模型。本文的被解釋變量為家庭人均月消費對數且屬于連續(xù)型變量，基準模型使用半對數模型，具體設定如下：

log(consump)=α0+α1selfemp+α2X+ε

(1)

其中，consump為消費水平并進行1%的縮尾處理，selfemp為“是否自我雇傭”的虛擬變量，X為控制變量，ε是均值為0的隨機擾動項，待估參數為α0、α1和α2。本文重點關注α1的取值方向、大小及顯著性。在估計就業(yè)選擇(成為工資獲得者、生存型自我雇傭和機會型自我雇傭)對消費水平的影響時，我們將模型(1)的核心解釋變量替換為就業(yè)選擇的類別變量，其余變量和估計模型保持不變。

2.處理效應模型/多元處理效應模型。考慮到就業(yè)選擇受不可觀測變量的影響(如生產率、創(chuàng)業(yè)精神等)，可能產生選擇偏差問題，本文采用Maddala(1983)提出的處理效應模型加以緩解[30]，具體如下：

log(consump)=β1selfemp+β2X+μ1

(2)

其中，selfemp表示個體的就業(yè)決策(即成為工資獲得者還是自我雇傭者)。本文的處理效應模型使用極大似然法進行估計。就業(yè)決策由以下的處理方程決定：

(3)

其中，I(·)為示性函數，z′為上文的控制變量和自我雇傭經歷。當就業(yè)選擇是成為工資獲得者、生存型自我雇傭和機會型自我雇傭時，使用多元處理效應模型來緩解選擇偏差問題。該模型類似于處理效應模型，差別在于就業(yè)決定方程。處理效應模型的就業(yè)決定方程使用probit模型，而多元處理效應模型的就業(yè)決定方程使用多元logit模型。

四、實證研究結果及分析

(一)基本結果

若農民工迫于生存壓力而自我雇傭，其收入較低且收入風險較高，預防性儲蓄動機增強，當前消費下降。若農民工基于個人比較優(yōu)勢而自我雇傭，其收入水平上升，消費水平也提高。因此，我們可根據消費水平的升降來判斷自我雇傭是否是被動選擇。表2的模型(1)采用OLS估計自我雇傭對農民工消費水平的影響，結果顯示相比于工資獲得者，自我雇傭者的消費水平顯著提高25.4%，說明我國農民工的自我雇傭是基于自身比較優(yōu)勢做出的就業(yè)決策。

表2 就業(yè)選擇對農民工消費水平的影響(N=6098)

考慮到農民工的人力資本水平較低，自我雇傭以生存型自我雇傭為主，機會型自我雇傭的存在造成高估，因此我們進一步將就業(yè)群體劃分為工資獲得者、生存型自我雇傭者和機會型自我雇傭者(結果詳見模型(2))?？梢姡啾扔诠べY獲得者，生存型自我雇傭者和機會型自我雇傭者的消費水平分別顯著提升24.0%和25.6%。結合數據發(fā)現，工資獲得者、生存型自我雇傭者和機會型自我雇傭者的子女平均數量分別為1.01個、1.43個和1.46個，子女教育支出是家庭消費的重要方面，子女數量越多，教育支出相對更高，導致自我雇傭者的總消費水平高于工資獲得者。

考慮到就業(yè)選擇受不可觀測因素的影響，可能產生自我選擇問題。為消除該影響，我們使用處理效應模型對模型(1)再估計。選取自我雇傭經歷作為工具變量，其屬于歷史數據，具有一定的外生性。Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計量為23.04，高于Stock-Yogo在10%的顯著性水平下的臨界值16.38，通過弱工具變量檢驗。模型(3)的回歸結果顯示，相比于工資獲得者，自我雇傭者的消費水平顯著提升30.7%，這與模型(1)的結果一致，因而理論假說1得到驗證。使用多元處理效應模型估計模型(2)，緩解自選擇問題后的結果顯示(詳見模型(4))，相比于工資獲得者，生存型自我雇傭者的消費水平沒有顯著提高；機會型自我雇傭者的消費水平顯著提高32.3%，這在一定程度上支持了理論假說2。因此，自我雇傭者的消費水平之所以高于工資獲得者，主要源自機會型自我雇傭者。其他控制變量的結果基本符合預期。

(二)穩(wěn)健性檢驗

為保證上述結論是可靠的，本文進一步考慮其他可能對結果產生影響的因素。一方面，不同的就業(yè)選擇是勞動者自我選擇的結果，初始條件不同，可能造成選擇偏差問題。考慮到自我雇傭者和工資獲得者的個人特征、家庭特征等存在顯著差異，這兩個群體不能直接進行對比，否則造成估計偏誤。為增強二者的可比性，我們使用傾向得分匹配法(PSM)進行估計。匹配前的工資獲得者與自我雇傭者差異的p值為0.000，匹配后對應的p值為0.748，說明匹配后工資獲得者與自我雇傭者之間不存在顯著差異。使用匹配后的樣本的估計結果為表3的模型(1)，發(fā)現自我雇傭者的消費水平依然顯著高于工資獲得者28.6%，這與表2的模型(3)對應的系數(30.7%)差異不大，因而結論保持穩(wěn)健。

另一方面，根據職業(yè)選擇等級理論，生產率最高的個體會選擇成為企業(yè)家，其次為自我雇傭，其余的則選擇成為工人[31][32]。生產率高的個體的收入和消費水平往往也較高，因而不同就業(yè)狀態(tài)的消費差異可能源自個體生產率的差異。為排除該影響，我們使用兩種方法解決：一是將自我雇傭經歷作為工具變量，使用工具變量法估計農民工的自我雇傭對消費水平的影響(結果為表3的模型(2))，發(fā)現自我雇傭的消費水平顯著高于工資獲得者，這與前文的結論保持一致。二是使用固定效應模型進行穩(wěn)健性檢驗(結果為表3的模型(3))，發(fā)現排除個體不可觀測特征后，生存型自我雇傭者的消費水平與工資獲得者無明顯差異，機會型自我雇傭的消費水平依然顯著高于工資獲得者，故結論基本保持穩(wěn)健。

表3 穩(wěn)健性檢驗結果

(三)機制分析

考慮到就業(yè)選擇與收入、長期居住意愿緊密相關，而收入和長期居住意愿均會促進農民工消費水平的提升，本文對這兩個可能的中間機制進行檢驗(結果見表4的模型(1)～(4))。模型(1)使用多元處理效應模型估計就業(yè)選擇對收入水平的影響，發(fā)現生存型自我雇傭者的收入水平低于工資獲得者，但在統(tǒng)計上不顯著，而機會型自我雇傭者的收入水平顯著高于工資獲得者。從收入的角度看，可能仍存在一定程度的勞動力市場分割。從模型(2)可看出，消費隨收入水平的上升而提高。模型(1)、(2)說明收入是就業(yè)選擇影響消費水平的中間機制之一，從而驗證了理論假說3。

表4 機制分析

模型(3)使用線性概率模型估計就業(yè)選擇對長期居住意愿的影響，結果顯示生存型自我雇傭者的長期居住意愿與工資獲得者無明顯差異，但機會型自我雇傭者的長期居住意愿顯著高于工資獲得者。其原因在于：對生存型自我雇傭者而言，目前收入低、收入風險高，抑制長期居住意愿的產生，同時流入城市的潛在就業(yè)機會增強其未來預期，提高了長期居住意愿，二者作用互相抵消。對機會型自我雇傭者而言，收入水平高、對事業(yè)的追求等促使長期居住意愿增強。從模型(4)可看出，長期居住意愿有利于消費水平的提升，原因在于常住后會產生消費需求和舉家遷移概率，進而提升消費水平。上述分析說明長期居住意愿是就業(yè)選擇影響消費水平的另一個中間機制，因而理論假說4得以驗證。

總之，對生存型自我雇傭者而言，收入水平和長期居住意愿均與工資獲得者無顯著差異，因此消費水平也并未表現明顯區(qū)別。對機會型自我雇傭者而言，個人收入水平和長期居住意愿均顯著高于工資獲得者，因此總消費水平也超過工資獲得者。

(四)異質性分析

由于個體所處的相對位置會影響個體的職業(yè)回報，因此本文使用分位數回歸研究就業(yè)選擇對不同分位點的消費水平可能存在的影響。我們主要考察就業(yè)選擇對消費水平的5%分位數、50%分位數和95%分位數的影響差異，對應的回歸結果如表5的模型(1)～(3)所示。生存型自我雇傭對消費水平的5%分位數無顯著影響，對50%及以上分位數具有顯著的正向影響，機會型自我雇傭對消費水平的各分位數均產生顯著影響。不論生存型自我雇傭還是機會型自我雇傭，隨著消費水平分位數的提高，回歸系數逐步增大，說明消費水平越高，農民工從自我雇傭這一就業(yè)形式中獲益最大。

考慮到不同地區(qū)的經濟發(fā)展水平不同，收入水平相差較大，可能導致流入不同地區(qū)的農民工存在消費差異。因此，本文將樣本分為東、中、西部地區(qū)進行研究(結果詳見表5的模型(4)～(6))(6)根據經濟地帶的劃分，我們將上海、東莞、南京、寧波、廣州、無錫、杭州和深圳歸為東部地區(qū)，合肥、武漢、洛陽、蚌埠和鄭州歸為中部地區(qū)，成都和重慶歸為西部地區(qū)。?？梢?，農民工若流入中西部地區(qū)，生存型自我雇傭者的消費水平與工資獲得者無顯著差異；若流入東部地區(qū)，生存型自我雇傭者的消費水平顯著高于工資獲得者。其原因在于：流入東部地區(qū)，即使從事生存型自我雇傭，農民工也受地區(qū)經濟發(fā)展水平的推動而得到較高收入，消費能力得以提升。

表5 異質性分析

(五)就業(yè)選擇對各項消費的影響

上文的結論表明，自我雇傭者的消費水平之所以高于工資獲得者，主要是由機會型自我雇傭者推動的。為進一步探究機會型自我雇傭的工作模式是否引起消費水平的提升，本部分研究就業(yè)選擇對居住支出、通訊郵寄費及交通燃油費的影響(結果見表6所示)。模型(1)的估計結果表明，相比于工資獲得者，生存型自我雇傭者的居住支出明顯高于工資獲得者，其原因可能在于生存型自我雇傭者需租賃經營場所，但受經濟條件限制往往居住于經營場所，出現居住場所與經營場所不分離的現象，導致居住支出的上升。但機會型自我雇傭者的居住支出顯著下降，這可能是由于機會型自我雇傭者具備較強的購房能力，相應的居住支出降低、購房支出增加，導致居住支出低于工資獲得者。從數據分析中可知，機會型自我雇傭者的購房概率顯著高于工資獲得者10.4個百分點，也印證了這一觀點。模型(2)、(3)的估計結果表明，相比于工資獲得者，生存型自我雇傭者的通訊郵寄費和交通燃油費無明顯提高，而機會型自我雇傭者的對應支出分別顯著提高19.0%和46.2%，說明機會型自我雇傭者為維持企業(yè)的營運需展開一定的社交活動(如維護與政府工作人員的關系、留住老客戶、拓展新客戶)，這些社交活動都需定期的通話聯系、禮品郵寄或當面交流等。

表6 就業(yè)選擇對各項消費影響的估計結果(N=6081)

五、結 論

在新冠疫情的沖擊之下，保就業(yè)成為維持我國經濟平穩(wěn)發(fā)展的重點任務，而農民工是保就業(yè)的重要目標群體。農民工為保證自身消費的連續(xù)性，從事地攤生意成為可行選擇，“地攤經濟”一度成為社會關注的焦點。就業(yè)是消費的基石，那么農民工選擇何種就業(yè)來提升消費水平呢？鑒于此，本文研究農民工的就業(yè)選擇對消費水平的影響，這對提振內需、引導農民工的就業(yè)選擇以實現保就業(yè)的目標具有重大的現實意義。本文利用2016～2017年的RUMiC數據，考察就業(yè)選擇對農民工消費水平的影響，得到如下的幾點結論。首先，整體而言，自我雇傭有利于農民工消費水平的提升。在控制個人特征、家庭特征、產業(yè)固定效應、城市固定效應及時間固定效應等因素并考慮選擇偏差后，發(fā)現相比于工資獲得者，自我雇傭者的消費水平顯著上升30.7%。相比于工資獲得者，生存型自我雇傭者的消費水平沒有明顯變化，而機會型自我雇傭者的消費水平顯著提升32.3%。因此，自我雇傭促進消費水平的提升主要源自機會型自我雇傭者的貢獻。其次，收入和長期居住意愿是機會型自我雇傭者消費水平提升的中間機制。機會型自我雇傭者的收入較高，長期居住意愿較強，這些都有利推動了其消費水平的提升。再次，生存型自我雇傭對農民工消費水平存在異質性影響。生存型自我雇傭者在低分位點的消費水平與工資獲得者無明顯差異，在中等和高分位點的消費水平均顯著高于工資獲得者。流入中西部地區(qū)的生存型自我雇傭者的消費水平與工資獲得者無明顯區(qū)別，但流入東部地區(qū)的顯著高于工資獲得者。最后，相比于工資獲得者，生存型自我雇傭者的居住支出增加，機會型自我雇傭者消費水平的提升主要源自通訊郵寄費和交通燃油費，反映不同的工作模式對消費結構的差異性影響。

本研究的結論對國家改善農民工就業(yè)環(huán)境和生活質量、促消費擴內需具有較強的政策啟示意義。由于自我雇傭促進消費水平提升主要是受機會型自我雇傭者的推動，因此需實施相應的政策，為農民工的機會型自我雇傭創(chuàng)造條件，以有效提升農民工的消費水平。對各級政府而言，應提供良好的政策環(huán)境(如加強生存型自我雇傭農民工的創(chuàng)業(yè)技能培訓、降低金融貸款門檻、簡化金融貸款手續(xù)等)，為農民工從生存型自我雇傭轉向機會型自我雇傭提供條件。對農民工自身而言，應關注就業(yè)政策變化、積極響應政府的創(chuàng)業(yè)技能培訓，強化創(chuàng)業(yè)技能，提高收入水平，為增強市民化能力、提升消費能力奠定基礎。