資本稟賦、要素流動對返鄉農民工自雇質量的影響
——以陜西省返鄉創業試點地區為例

□劉 聰

（西北農林科技大學經濟管理學院 陜西 咸陽 712000）

1 研究背景

近年來，在鄉村振興戰略持續推動下，返鄉農民工的規模不斷擴大，許多農民工在“大眾創業，萬眾創新”的熱潮下返鄉就業或投身創業，成為實現鄉村振興的主力軍。返鄉農民工就業一直都是“三農”問題的重點并且受到各界的廣泛關注。勞動者的就業狀態可細分為工資雇傭、自我雇傭和失業[1-3]。農民工在返鄉后，無論是創辦中小企業還是從事個體經營，其就業狀態都可以歸納為自我雇傭。自我雇傭是農民工群體主要的就業狀態之一[4]，是除了受雇與務農以外返鄉農民工就業的重要途徑和方式[5-6]。返鄉后的農民工具有一定的工作經驗，自雇創業是一個理想的生計選擇，既可以促進鄉鎮經濟的發展，同時可以緩解城市的就業壓力。此外，在新冠肺炎疫情的沖擊下，疫情與經濟下行壓力相互疊加，農民工返城就業形勢愈加嚴峻。自我雇傭作為非正規就業形式，是很多被迫留鄉的農民工面臨的就業選擇，因此引導與支持返鄉農民工通過自我雇傭實現就業，進而穩定和擴大就業市場，具有重要的現實意義。在我國經濟已經由高速增長轉變為高質量發展的情形下，促進勞動力就業正在從追求就業數量向提升就業質量的方向轉變，穩定和擴大就業的同時更應強調高質量就業。因此，幫助與引導有條件、有能力、有意愿的返鄉農民工通過自我雇傭實現就業，在增加就業數量方面發力的同時，更應關注返鄉農民工自我雇傭群體的就業質量，推動返鄉農民工通過自我雇傭實現高質量就業。

就業質量這一概念最早由國際勞動組織（International Labour Organization，ILO）在1995年召開的社會發展問題世界首腦大會上以“核心勞工標準”的形式提出。國內對于就業質量的評價多基于主客觀結合的角度，采用收入水平[7-11]、勞動權益保障[12-13]、工作環境條件[14]等客觀指標和就業滿意度[15]、職業發展、就業前景期望等主觀指標進行綜合評價。許多研究關注到農民工群體的就業質量及其影響因素[16-17]，但有關研究均圍繞進城農民工群體展開，鮮有研究探究返鄉農民工就業質量，更缺乏對返鄉農民工自我雇傭群體的就業質量的關注。返鄉農民工一直以來都是學界的熱點話題，特別是返鄉農民工創業問題引起眾多學者的關注，相關研究涵蓋返鄉創業意愿[18-21]、創業行為[22]、創業績效[23-25]等諸多方面。雖然創業者的就業狀態通常被界定為自我雇傭，但是“創業”一詞很難涵蓋所有返鄉農民工自我雇傭群體[26]。通過自雇創業的形式進入就業市場的返鄉農民工，是鄉鎮勞動力就業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質量現狀及其影響因素的關注。

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

2 研究假設

2.1 資本稟賦對自雇質量的影響效應

資本是指生產中可投入的生產資料，經濟學意義上的稟賦則可指代勞動力、技術、土地等。綜合現有研究，將農民工的資本稟賦定義為“在一定時期一定環境條件下，農戶自身及家庭先天具備或后天獲取的可用于生產生活的資源、技能和本領”，具體包括人力資本、社會資本、物質資本和金融資本等諸多相關構成維度[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質量關系的研究，學者著重關注人力資本和社會資本對就業質量的影響效應，對于其他類別與就業質量關系的相關研究較為缺乏，但是資本稟賦對就業質量的重要維度——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性。仁義科等（2015）[31]分別以月工資、日工作時間和工作穩定性表征新生代農民工就業質量，發現人力資本和社會資本對其就業質量產生顯著影響。毛晶晶等（2020）[32]基于上海農民工調研數據，同樣發現人力資本和社會資本對農民工就業質量影響顯著。鄧睿（2020）基于中國勞動力動態調查數據，發現社會資本對農民工工資收入具有顯著的促增作用。高夢滔和姚洋（2006）[33]利用微觀面板數據，發現物質資本對于農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 戶農村家庭收入的調查數據研究，發現人力資本和物質資本是拉開收入差距的間接力量。李聰等（2019）[35]認為，五大生計資本對農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農戶為例，發現部分物質資本和金融資本對于農戶增收脫貧產生顯著影響。綜合以上研究可以看出，資本稟賦是影響勞動力就業質量的潛在重要因素，但是不同具體類別的資本稟賦對就業質量的影響效應可能存在差異?；诖?，提出假設H1：多數資本稟賦對返鄉農民工自雇質量產生顯著的正向影響。

2.2 要素流動對自雇質量的影響效應

經濟學意義上的生產要素是指在生產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主或個體經營者，因此，資金、土地等經營資源與生產要素的流動性及可獲得性是影響自雇者收入水平、創業績效的重要因素[37-38]。資金、土地等生產要素的流動性越強，其可獲得性也會隨之提升，進而使個體經營者擁有較高的經營績效。鄉村生產要素的流動性顯然事關返鄉農民工自雇經營時獲取要素的難易程度和多少?？镞h鳳（2018）[39]基于新古典生產函數的理論推導與實證分析認為，鄉村生產要素的流動性大小會作用于創業要素的可獲取性，如果在鄉村可較為容易地獲得創業要素和資源，則隨著農民工個體人力資本的提升，其創業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：要素流動對返鄉農民工自雇質量產生顯著的正向影響。

3 數據來源與變量設定

3.1 數據來源

依據國家發展改革委聯合十部委公布的第二批與第三批返鄉農民工創業試點地區名單，選定陜西省返鄉創業試點地區咸陽市楊陵區與寶雞市眉縣作為調研區域。具體調研區域為楊陵區五泉鎮、揉谷鎮和眉縣常興鎮、槐芽鎮、橫渠鎮、湯峪鎮等。本次調研共發放問卷300 份，收回問卷224 份。調研主要集中在集鎮附近開展，絕大多數受訪者為兼業農戶，返鄉后僅從事務農或以農業收入為主要收入來源的農民工受訪者僅有1 人，失業或待業僅有1 人，因樣本數據量過少予以剔除。最終經過篩選保留有效問卷222 份，問卷有效率74.00%。按照返鄉后的就業狀態，將受訪的返鄉農民工分為自我雇傭和受人雇傭兩組，其中自我雇傭的返鄉農民工158 人，占比71.17%；受人雇傭的返鄉農民工64 人，占比28.83%。

3.2 變量設置

3.2.1 被解釋變量

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

表1 返鄉農民工自雇質量具體指標

（1）為檢驗變量是否適合因子分析，首先對數據指標進行KMO 與Bartlett 檢驗，結果見表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 返鄉農民工自雇質量KMO與Bartlett球形檢驗

（2）通過對評價量表數據的綜合分析計算，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法旋轉。旋轉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據的信息。

表3 返鄉農民工自雇質量因子載荷矩陣和方差貢獻率

根據因子得分系數矩陣和各因子方差貢獻率，以方差貢獻率作為權重，最終得到返鄉農民工自雇質量因子得分。由于得到的自雇質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，并將上述計算結果乘以100，最終得到返鄉農民自雇質量評分，具體分布水平見圖1。由圖1 可知，返鄉農民工自雇質量多集中在20～50 分，處于較低水平，說明返鄉農民工自我雇傭群體就業質量有待提升。

3.2.2 核心解釋變量

（1）資本稟賦。借鑒可持續生計框架，同時結合現

有文獻，將返鄉農民工資本稟賦具體分為人力資本、社會資本、物質資本、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農民工的人力資本。在社會資本方面，基于從網絡、信任、規范等維度所界定的社會資本經典定義[40]，設計社會資本評價量表，基于10 個題項評價返鄉農民工社會資本，通過因子分析得到返鄉農民工社會資本因子得分（返鄉農民工社會資本因子得分的計算過程與前述自雇質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農民工社會資本水平。在物質資本方面，選取生產設備現值、交通工具現值和家庭住房現值表征返鄉農民工人力資本。在金融資本方面，一般而言，家庭經濟條件越優越，其擁有的存款、債券等金融產品或金融資產越多，所以選取家庭經濟水平表征返鄉農民工金融資本。在自然資本方面，選取耕地面積表征返鄉農民工自然資本。

（2）要素流動。根據鄉村生產要素流動性這一潛在構念，根據多個方面和角度加以衡量的特征，從鄉村商品生產和流通中所需的資金、土地、人才、信息和交通等重要生產要素和相關政策等方面分別設計題項，構成鄉村生產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），讓農民工根據其“如果鄉創業的話獲取以上創業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量因子得分計算過程相同），用以表征鄉村生產要素流動性。

3.2.3 控制變量

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

表4 變量選擇、賦值及統計性描述

4 實證分析

4.1 模型設定

由于返鄉農民工自雇質量評價指數屬于連續型變量，應采用多元線性回歸分析各類資本稟賦對自雇質量直接的影響效應。但是，在分析資本稟賦、要素流動對返鄉農民工自雇質量的影響時，需要考慮到樣本選擇問題。事實上，農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]、自身經濟條件[44]、社會網絡等因素都可能對農民工選擇自我雇傭產生影響，即返鄉農民工自我雇傭群體是經過選擇后的樣本。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。構建模型如下。

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

式中：p代表返鄉農民工選擇自我雇傭的概率，考察返鄉農民工自我雇傭的可能性。若p>0，表示返鄉農民工選擇自我雇傭；若p=0，表示返鄉農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 估計返鄉農民工自雇質量的影響因素，估計模型如下。

式中：Y表示返鄉農民工自雇質量，Zi表示影響返鄉農民工自雇質量的諸多因素。式（3）為Heckman第二階段的意愿結果模型，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 計量結果及相應分析

運用Stata 15.0 軟件得出相關回歸結果，模型回歸結果如表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果（第一階段，即返鄉農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）。通過模型回歸結果可以發現，資本稟賦和要素流動對返鄉農民工自雇質量產生顯著影響，但是具體到不同類別的資本稟賦對返鄉農民工自雇質量的影響存在異質性。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 模型回歸結果

4.2.1 核心解釋變量對返鄉農民工自雇質量的影響效應

在人力資本方面，受教育程度是影響自雇質量的重要因素，對于返鄉農民工自雇質量具有顯著的提升效應。受教育程度較高的返鄉農民工，其眼界寬、經驗豐富，往往能更好地把握商業機會與市場需求，進而可以通過“創業型”自我雇傭實現高質量就業。結合經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，而收入水平是就業質量的重要維度，因此，受教育程度對返鄉農民工自雇質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農民工自雇質量的重要因素。

在社會資本方面，近一年禮金支出對于返鄉農民工自雇質量產生顯著的正向影響。禮金支出通常被作為社會資本的重要表征變量，特別是在鄉鎮地區，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絡。同時，作為信息、資金等生產經營的生產要素的重要來源渠道，社會網絡對于返鄉農民工自我雇傭者的經營績效、收入水平都會產生重要影響。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量影響并不顯著。

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

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

4.2.2 控制變量對返鄉農民工自雇質量的影響效應

控制變量方面，返鄉農民工外地務工就業狀態對于返鄉農民工自雇質量產生顯著的正向影響。具體而言，外地務工時為自我雇傭的農民工，其在返鄉后通過自我雇傭更容易實現“高質量就業”。原因在于，在外地務工時選擇自我雇傭的農民工，其在返鄉的就業選擇上會表現出一定的“路徑依賴”，返鄉后更可能延續自己在外的生意；并且在外地做生意時的經驗、眼界使其返鄉經營同業更容易實現較好的經營績效。

5 結束語

基于陜西省返鄉創業試點地區咸陽市楊陵區和寶雞市眉縣的調研數據，采用因子分析法初步評估了返鄉農民工自我雇傭群體就業質量水平，運用Heckman 兩階段模型探索分析資本稟賦、要素流動對返鄉農民工自雇質量的影響效應。通過實證分析發現，首先，資本稟賦對返鄉農民工自雇質量產生顯著影響，但是不同類型的資本稟賦對返鄉農民工自雇質

量的影響效應存在異質性。部分人力資本、社會資本、自然資本對返鄉農民工自雇質量產生正向影響，但是物質資本和金融資本對返鄉農民工自雇質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，要素流動均對返鄉農民工自雇質量產生正向影響。此外，在控制變量方面，外出務工就業狀態對返鄉農民工自雇質量影響顯著，表現出返鄉農民工就業選擇的路徑依賴特征。

基于上述結論，認為要想提升返鄉農民工自雇質量，需要返鄉農民工個人與政府共同努力。返鄉農民工應維護好原有的社會資本，同時拓展異質性社會資本，提高社會資本利用能力，進而促進就業質量的提升。政府和有關部門可以從提升鄉鎮地區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來提高勞動力的就業質量。此外，在從“內源性”因素資本稟賦方面發力的同時，還應重視“外源性”因素要素流動的對自雇質量的重要影響。有關部門應營造良好的營商環境與營商氛圍，保障有條件、有能力、有意愿的返鄉農民工通過自我雇傭實現高質量就業。