城乡个体经营者从业行为的决策差异及动机

项云帆

[摘    要] 个体工商业在中国经济发展中占有重要地位，城乡居民从事个体工商业的动机包括主动拉入和被动推入。通过运用面板probit模型探讨影响个体工商业者从业行为的推拉因素，再运用非线性面板Probit Oaxaca-Blinder差异分解对城乡个体工商业从业行为差异进行分析后发现：个体工商业的从业行为受微观特征、社会经济和区域市场化发展程度影响，城乡存在显著差异；教育可以解释大部分城乡个体工商业从业行为差异，失业率与个体工商从业者的城乡户籍差异存在显著的负相关；“推拉”城乡居民从事个体工商业存在异质性，其可区分和解释个体工商业作用更偏重于创业还是谋生，并影响到个体工商业的成功与失败。同时，选择、进入和持续从事个体工商业决策的影响因素及城乡差异具有一致性，退出（涉猎）的行为受到更多因素影响。政策启示：1.从当前生育率下降及老龄化社会临近来看，抚养小孩人数增加有利于个体工商业，促进个体工商业政策有利于缓解生育率下降趋势；2.提升和完善区域市场化程度，可以为“双创”和个体工商业发展创造良好的环境，应在经济不发达地区大力推行当前的全国统一市场建设政策；3.教育是发展个体工商业、“双创”、减少城乡差异最重要的影响因素，应制定和提供更广泛、更普惠的社会大众教育政策，以帮助城乡个体经营者创业而不只是谋生。

[关键词] 个体工商业；城乡经济；城乡差异；推拉理论；创新创业；个体经济；就业问题

[中图分类号] F063.4；C913.68  [文献标识码] A [文章编号] 1002-8129（2024）02-0070-16

一、引言

改革开放以来，城乡个体经营得到快速发展，为我国经济增长作出了重要贡献。截至2021年底，全国登记在册个体工商户已达1.03亿户，约占市场主体总量（1.54亿户）的2/3①。广义上一般视个体经营为自就业的方式之一，然而，个体经营与自就业在税收、经营风险等方面存在显著差异，其创业效应相较于自就业更为明显。个体工商业被视作创业的一个渠道，并且是当下新业态之一，如一段时间就业一段时间个体经营，或白天就业下班后个体经营。因此，以个体经营作为分析对象具有较强的现实意义。

城市化进程带来农村富余劳动力迁移，产业升级和供给侧结构性改革影响着就业形势变化，“双创”支持政策促进创业浪潮及新的就业形态形成。城市与乡村劳动者存在较大差异，教育及工作经验是识别个体经营是创业渠道还是不得已的谋生手段的潜在变量之一，分析推动或拉入个体工商业的微观特征因素和创业动机，以及社会经济及区域发展对其的影响，有利于实现精准政策制定，这是此研究的主要目的。

个体工商业是一个变化的存量指标，通过分析个体经营决策的选择（处于个体经营）、进入（从其他业态转入）、持续经营（连续两个调查期间处于个体经营）以及涉猎（退出，从个体经营中退出进入其他业态）。现有研究中，并没有将退出（涉猎者）群体区分开来，但对个体经营的退出（涉猎者）和持续经营的影响分析，有助于更好地理解新就业形态，如半职业组合劳动者的观念及数量上显著增加的原因，有利于了解新就业形态在社会经济发展中的具体作用。本研究更贴近当前真实的中国市场经济场景，为劳动者的就业与个体经营相互转移及混合行为提供了微观计量证据，并解释了中国个体经营异质性，以及个体工商业增长原因。

为揭示个体经营样本隐藏的差异，以识别劳动者从事个体经营的动机，和不同亚组间的个体经营异质性程度，本研究通过分析影响个体经营决策的优势或劣势特征，研究城乡差异影响因子及推拉作用。研究结果有助于理解个体经营者是主动创业还是被动谋生，其可解释个体经营中的异质性，并表明单纯将个体经营视作创业或者自就业而进行研究是不甚合理的。

二、理论分析及文献综述

国内目前对于个体工商户从业行为的分析还较少，实证上大多将个体工商业归属于自就业，也有部分研究将其归为创业。

由韦伯的劣势理论、莱特的保护市场理论、布莱克的中间人少数理论可知，具有某些不利属性的族群及个体，因为在就业上受到社会排斥，而不得不选择自就业。Confurius、Gowricharn和Dagevos在对非洲不同国家移民就业选择进行研究后发现，移民就业行业分散，弱势群体处于地位底层，主要在比较差的部门就业[1]。在对族群自就业差异的研究中，Robert W. Fairlie发现选择自就业，父辈因素可以解释大部分的族群差异[2]。Chaudhary研究表明种族和代际地位影响到自就业及其产业部门[3]。Min和Kim研究发现美国的90后亚洲移民特别是亚洲移民二代，选择自就业的可能性相对于70后更小。受过较好教育的移民二代，相对于其祖父辈，在就业过程中不利性更少[4]。Aldén和Hammarstedt发现在瑞士，由于财务资本因素，移民在信贷市场上受歧视，非欧移民比欧洲移民更受歧视。移民主要在零售、贸易和服务行业选择自就业[5]。宁光杰和段乐乐根据2011年全国流动人口动态监测的广东和浙江两省数据，发现户籍隐含的公共服务政策显著提高了流动人口选择自我雇佣的概率及收入，户籍对从事自我雇佣的影响更大[6]。

个人选择自就业受外部和不可控因素的影响。影响劳动者选择自就业还是有薪就业的因素存在较大争议。在失业研究文献中，对自就业认识存在两个对立的观点：（1）自就业是进入劳动力市场就业的捷径；（2）存在就业劣势而不得不进入自就业[7]。Dawson和Henley将创业与“推”和“拉”因素相联系，拉力因素主要表现为积极的动机和原因吸引劳动者加盟，推动因素主要表现为负面的动机和原因迫使劳动者选择这種类型的工作，因而（1）消极的原因和动机，必然“推”动被迫创业；（2）由积极因素、动机和有利的劳动力市场环境自我驱动“拉”入创业[8]；Fossen和[Büttner]认为推动型创业者在没有失业的情况下不会开始创业。拉入型创业支配着男性和女性的创业活动，且更可能创新，并对宏观经济绩效产生正影响[9]。由经济衰退期失业增长导致的自就业增长可以以“推”模型解释；而自主创业、创办小型企业以及能根本推动经济长期增长的创新创业，可解释为经济增长时，市场复苏、繁荣带来的创业和创新增长[10]，进而作为预测未来经济增长的信号指标。

全球创业监测（GEM）区分创业为：机会型和必然型创业。机会型创业的动机是为了抓住机会，而必然性创业是因为需要这样做[11]。Block和Wagner从理论上解释了必然性和机会性创业者在特征、能力和探索机会上的差异。机会创业者相对于必然的创业者寻求更多的盈利机会[12]。因此，从失业中走出的初创企业生存率明显低于其他初创企业，且它们经常出现在进入壁垒和资本金要求较低的行业，员工人数有限，且企业成长速度较慢[13]。

新的就业形态出现，混合型创业者可以同时创业和就业[14]，在受过高等教育的专业人士群体及知识密集型和创新型行业中特别流行这种形式[15]，它在难以放弃有薪工作和创立自己的商业之间提供一个诱人的桥梁，并为厌恶风险的劳动者提供了一个了解创业环境的方式[16]。虽然Solesvik认为这些混合型创业者群体应该被视为一个同质群体，因为其可以完全保持全职就业，其他时间全时自就业[14]。但Schulz、Urbig和Procher认为这一群体的劳动者不是同质的，受教育程度高的相较于受过较少教育的同行之间，创业行为存在差异[17]。

然而自就业是否为创业者，也引起较大争议。大量的研究将自就业视为创业者[18-19]。自就业仅因为收入风险和不一定需要创新而被认为是最简单的企业家类型（创业者）[9]。质疑者认为自就业和创业者之间存在区别，并认为自就业并不能反映真实的创业水平[20]。但自就业仍然被视为创业者的一个重要替代变量，虽然不是一个理想的代理变量[21-22]。笔者认为在中国，个体工商业者突破1亿，相对于自就业，在反映创业者方面，更可以视作一个重要且更理想的替代变量。

微观特征上的差异影响到个体经营的成功与失败。Robert W. Fairlie和Alicia M. Bobb分析黑人所有企业和白人所有企业从销售、利润、就业和生存等方面存在差异，发现白人所有企业成功率远高于黑人所有企业，认为黑人家庭缺乏家族企业商务经验，家庭角色、继承和与商业相关的人力资本是成功差异原因[23]；Petrova研究非全职工作企业和个体风险忍受的关系，发现个体选择非全职工作是为了获得基本工作经验，且其选择和个体特征相关[24]。

正规教育（教育）或非正规教育（职业）是自就业进入的重要决定因素，因为它有助于自营职业者充分了解情况，提高发现商机效率，提高商业发现和业务质量，以及提高企业的效率、增长、寿命和稳定性[22][25]。但是这些创业的技能不太可能仅仅体现在正规教育中，仍有无法观察到的因素影响到一个人成为自就业者，教育的影响可能被产业间差异所掩盖[26]。

国内研究分析了个体工商业的作用。陆万军等发现就业的非正规性和缺乏城镇职工基本社会保险是阻碍农民工融入城市的重要因素，农民工群体主要在私营企业和个体工商户部门就业，就业的部门特征是导致非正规就业比重高且职工基本社会保险覆盖率过低的主要原因[27]。陈刚发现政府管制下创业活动成本提高，且导致个人创业概率显著降低，政府管理对“低社会网络组”和“低收入组”创业概率的影响显著，但对“高社会网络组”和“高收入组”的创业概率影响不显著[28]。曹永福等认为自我雇佣一直是农村劳动力迁移的重要选择，且给农民工带来的收入增长幅度较小[29]。孔祖根认为个体工商业对吸纳失业和增加城乡居民收入而言，无论在发达地区还是不发达地区都具有重要的作用。个体工商户在社会融资中处于边缘化，个体工商户的金融服务存在高的系统性风险[30]。

自就业研究中，一方面将个体经营视作自就业，另一方面将自就业作为一个完整业态，并视为一个黑匣子而忽视其异质性。研究者未能分析暂时自就业、进入和退出自就业，以及在自就业和有薪就业的边缘、从就业转入到自就业并较长时间从事自就业等个体之间的差异。本研究的目的是揭示个体经营业隐藏的差异，以识别创业者从事个体经营的动机，以及不同亚组间的个体经营异质性程度。因此，本研究也仔细分析在个体工商业和其他行业之间循环动态变化群体即涉猎者（退出），并认为有必要分析选择、进入、持续和涉猎（退出）个体工商业影响因素及异质性。

然而，值得注意的是，个体经营从业行为存在不确定性，理论上，虽然相对于自就业行为的异质性，个体经营具有更多的同质的稳定属性。个体经营受确定性属性如先天的性别、户籍影响，然而依赖于个体的稳定属性集的论点必然是不完整的，因为导致个体经营因素不同的时间点可能随时发生变化。因此，本研究的探索也包括后天特征、社会经济和地理特征这些影响因素。

三、数据来源与描述性统计

中国经济发展和城市化进程使得城鄉劳动者的社会经济和人口特征呈现较大差异，家庭结构及传统观念变迁“推”或者“拉”入个体经营，进而对城乡劳动者选择、进入、退出（涉猎者）、持续个体经营决策会产生不同影响。研究不同于私营企业或其他性质企业就业研究，个体工商户进入、退出、持续经营往往难以由现有经营者的收入进行衡量。因此，本研究过程只针对较稳定的因素，如对微观特征进行分析。

自变量用于分析可观察的社会经济和人口特征，变量构成如下：

1.个体人口特征：先天特征变量如性别、年龄，先天及后天单向可变特征，如户籍等。

2.工作能力（反映后天努力及个人能力变量）：工作经验、教育水平。

3.家庭特征：婚姻状态（未婚、已婚、同居、丧偶和离异）、孩子（18岁以下），家庭长辈人数（居住一起）。

4.社会经济与区域发展变量：失业率（反映宏观变化对个体工商业选择影响）、市场发展程度变量（区域发展影响）。

定义个体经营涉猎者为：涉足个体经营一段时间后，再转为就业的经营者；持续者是连续从事个体经营者，他们花更多的时间，因而比涉猎者更依赖个体经营。持续者以个体经营完成积累就可能形成更大的企业，并可能雇佣其他就业人员，因此，个体经营时间长短对区分个体经营者中这两类子群体起着至关重要的作用。同时，它也意味着一个经验积累和学习的过程，通过这个过程，个体经营者可以随着时间的推移更多地了解自己的能力，并了解他们是否有能力继续从事这个行业。因此，综合分析和考虑了个体经营从业行为（选择）和一段时间变化状态（进入、持续和涉猎）四种状况。变量定义表如下：

个体特征变量和社会经济中，户籍、教育水平和工作经验、小孩为主动选择变量，年龄、性别、失业率、一起居住长辈数、市场发展指数（就个体工商户从业位置而言）为被动选择变量。

数据来自北京大学“985”项目资助、北京大学中国社会科学调查中心执行的中国家庭追踪调查（CFPS）。样本期间为2010-2017年，其中2011、2013、2015和2017年数据因较少对应归到2010，2012、2014和2016年构成共4期混合面板数据。样本数据特征见表2。

从表2来看，调查样本非常集中，教育水平主要集中于大专以下。农业人口学历除自考大专和本科外，也主要在高中及以下，因为农业户口考上大学迁移为非农户口，样本中农业人口学历绝大部分限于高中。抚养小孩数量和赡养长辈（同住）70%以上为0；婚姻中已婚占比78%左右。

户口以农业户口为主，占比约为70%，女性样本占比50%左右。农业和非农样本中个体工商户占比如图1。

由图1，虽然农业户口在是否、转入、退出和持续经营的个体工商户的劳动力人数超过非农户口，但从比例来看，非农户口均比农业户口人数多。其中，样本数非农个体工商户占比约8.1%，与全国统计数据接近。

四、研究模型与实证结果

（一） 研究方法及模型

分析由两部分组成：首先，运用Probit模型探讨个体工商户决策，取个体工商户经营决策行为虚拟变量。当[y]取值[0 1]时，模型如果为logit或者probit模型，设模型[ys=F（βs′xs）]，其中，[s]取值[u]、[r]，u为非农变量，r为农业户籍变量。

1. 面板Probit模型

构建模型如下：

[Prob（Yi=jxi）=pij=exp（x′iβj）i=1mexp（x′iβj），]

[ j=1，…m，i=1，…n]                                                   （1）

依赖于平均边际效应估计解释回归模型，运用稳健误差以弥补由面板数据所带来的解释变量系数任何错误膨胀。对于个体i，相对于y取j概率，第k个回归变量一个单位的变化对概率影响的边际效应MEs为[31]：

[MEijk=∂Pr（y=jx）∂xk=∂pij∂xi=pij（βj-βi）]        （2）

2. Oaxaca-Blinder二值非线性分解

其次，Probit Oaxaca-Blinder分解分析个体工商户的城乡差异，Fairlie以及Bauer T K和Sinning M将Oaxaca-Blinder分解拓展到二值的非线性分解，以研究美国少数族裔与主流民族经营家族企业的成功率差异及影响因素[2]，其运用Taylor展开，将logit、probit等非线性模型转化成线性模型，然后进行差异分析[32-33]。非线性分解最终转化为：

[yu-yr≈iNuF（βr′xiu）Nu-iNrF（βr′xir）Nr+iNuF（βu′xiu）Nu-iNuF（βr′xiu）Nu]                            （3）

方程（3）中，[N]为各群体的样本数，[y]为各群体的样本平均概率。[iNuF（βr′xiu）Nu-iNrF（βr′xir）Nr]测度的是自变量变化所导致的差异， [iNuF（βu′xiu）Nu]

[-iNuF（βr′xiu）Nu]测度系数的变化。Mazeikaite G.、O Donoghue C.和Sologon D. M.运用非线性Probit OB分解分析收入、财务约束和教育对贫困群体健康的影响[34]。

（二） 实证结果

分析因变量及模型共4种，分别为是否从事（模型1）和进入（模型2）、涉獵（退出）（模型3）和持续经营（模型4）。表3模型2-4分析个体工商业进入、持续还是涉猎（退出）（sein、sedur、seout）意愿影响因素。与个体工商业选择（seis）分析相比，2010年为基准。因此，个体工商户意愿动态变化分析只有2012、2014和2016年3期样本。面板probit随机效应模型及变量均值处边际效应分析结果如表3。

（三） 影响个体工商业从业行为的“推”“拉”因素

1. 个体特征的影响

性别虚拟变量（male）：回归系数为正（0.339）且统计上显著性（p < 0.001）。由此可见，男性对个体工商业的选择（seis）意愿具有显著的正效应、边际效应（0.0280），男性与女性选择个体工商业的差异在0.1%的水平上显著，结论表明相对于女性，男性选择个体工商业的概率高2.8%。在从其他行业选择进入个体工商业（模型2，sein），男性相对于女性，其概率显著高0.84%，持续（模型4，sedur）的概率显著高 1.06%。然而，涉猎或从个体工商户经营中退出（模型3，seout）的概率也显著地高0.79%，且P值均小于0.001。

年龄（birthyr）：由模型1（seis），回归系统为负（-0.0273）且在99.99%的置信水平上高度显著，表明年龄的增长降低了从事个体工商业的选择（seis）意愿。由模型2-4，在0.1%的水平上，年龄增长亦显著地降低了进入、持续和涉猎的概率。由边际效应，统计0.1%的水平上显著，但其降低的概率均较低。

户籍虚拟变量（idhk）：由模型1（seis），回归系数虽然为正，然而统计上并不显著，这说明城乡户籍变量本身对选择个体工商户意愿并不存在显著差异，同样地，由模型2-4的进入、退出与持续模型实证结果，回归结果不显著，这正好反映了个体工商业的灵活性及无门槛优点。

2. 工作能力的影响

教育水平（afat）：回归系数为正（0.0756）且在0.1%的统计水平上显著，结论表明教育水平越高，从事个体工商业或者创业的（seis）概率越大，由边际效应，基于对教育水平的赋值方式，教育水平每增加一个档次，選择从事个体工商业或者创业（模型seis）的概率增加0.63%。同样地，教育水平提升增加从其他行业进入（模型sein）的概率0.22%，增加持续个体工商业或创业（模型sedur）的概率0.32%。然而，由于教育水平提升，教育水平高的劳动者相对于教育水平低的劳动者，更容易就业，因而也增加了涉猎或者退出（模型seout）的概率0.15%。

工作经验（worky）：由表3，模型1（seis），工作经验变量回归系数统计上显著为正（0.0157），由边际效应，工作经验每增加一个单位，选择（seis）个体工商业的概率增加0.13%。由模型2（sein），虽然系数（0.0065）1%统计水平上显著为正，且边际效应结果（0.0004）表明工作经验增加了进入的概率，然而，这个概率是相当低的。由模型4（sedur），工作经验与个体工商业的持续正相关（0.0207），且每增加工作经验一个单位，持续的概率就增加0.13%。然而，模型seout实证结果表明工作经验的增加，也降低了退出或者涉猎个体工商业/创业的概率0.03%，模型1-4的分析结论表明工作经验有助于提高个体工商业或者创业的成功概率。

3. 家庭特征的影响

抚养18岁以下孩子个数（nchild）：由表3模型1（seis）中，家庭孩子需要照顾的数量对于个体工商业选择（seis）意愿具有显著的正影响（0.0945），且1个孩子增加带来个体工商业选择概率增加0.78%，同样地，增加了进入的概率0.52%，但对持续和涉猎（退出）影响并不显著。

父母（carno）：赡养长辈对个体工商业选择（seis）意愿虽然为负（-0.0303），但统计上并不显著，表明并没有显著的影响。且赡养长辈在进入、涉猎（退出）和持续的影响统计上也不显著。

婚姻状态虚拟变量：以未婚为基准，离异变量回归系数虽然为正，但统计上并不显著（0.181），其他婚姻状态相对于未婚，对个体工商业选择（seis）意愿具有统计上的显著的正影响。其中，选择个体工商业的概率已婚高3.09%，同居高4.3%，丧偶高5.06%。已婚对进入、涉猎（退出）和持续具有显著的正相关，增加进入概率1.91%，涉猎（退出）1.65%，持续2.35%。同居对进入、涉猎（退出）和持续具有显著的正影响，并显著地增加了进入的概率3.52%，但从均值处的边际效应来看，对涉猎（退出）和持续概率影响并不显著。丧偶对进入、涉猎（退出）和持续在0.1%的统计水平上具有显著的正影响，并显著地增加了进入的概率2.96%，涉猎（退出）1.49%，持续3.38%。离异虽然选择个体工商户概率高1.13%，且不显著。但离异对进入、涉猎（退出）和持续正影响统计上显著，且增加了进入概率1.1%、涉猎（退出）0.79%和持续0.91%，且统计上显著。

4. 社会经济与区域发展的影响

宏观经济环境（lue）：选择失业率作为宏观经济代理变量，由回归系数在0.1%的统计水平上显著为负（-0.355），失业率和个体工商业选择（seis）意愿呈负相关，且在均值处，平均失业率对数升高一个百分点，个体工商业选择（seis）意愿显著地降低2.94%，即失业率显著地降低了个体工商业选择（seis）意愿。失业率与进入、持续个体工商业意愿显著负相关，且在均值处，降低了进入概率1.49%，持续概率1.73%，然而，与涉猎（退出）虽然正相关，但并不显著。

区域发展程度（marketi）：区域经济市场化程度较高的地方，对个体工商业选择（seis）意愿亦具有显著的正影响（0.212）。同样地，区域发展程度正向影响了进入、持续个体工商业意愿，在均值处，区域发展程度增加一个单位，增加进入概率0.62%，涉猎（退出）0.78%，持续0.73%。

考虑到人口流动方向由西部向东部，由乡村向城市迁移，这表明市场经济发展有利于个体工商户发展或对创业有促进作用。由上述实证结论，良好的外部环境有利于选择从事个体工商业意愿。

五、“推”与“拉”因素对个体工商业者从业行为城乡差异影响

由上述分析可见，虽然在统计中，户籍制度对个体工商业选择、进入、退出和持续的影响并不显著，然而中国城乡之间福利待遇存在显著差异，因此，分析影响“推拉”劳动者选择或者涉猎个体经营的影响因素，有利于制定精准扶持个体工商业或创业政策。通过对个体之间优劣势运用非线性Probit分解（Fairlie Oaxaca-Blinder分解），分别探讨影响个体工商业者选择、进入、持续及涉猎存在的城乡群体的差异因素。

非线性Probit Oaxaca-Blinder分解结果如表4，表中E为特征（城乡）差异引起的个体工商业者选择行为概率城乡差异（禀赋效应），即可解释的差异比，C为系数差异引起的参与个体工商业概率差异，即不可解释的差异比（系数效应）。百分比一栏为该特征（城乡）所引起的部分占总差异的比率。禀赋效应正的系数说明禀赋（城乡）差异引起的个体工商业者选择行为概率城乡差异扩大，系数效应的负系数（不可解释）说明由于系数不同引起的差异扩大。

（一） “推”与“拉”对个体工商业者选择及进入、持续与退出城乡差异影响

如表4，从禀赋效应（E）系数来看，选择（seis）为-0.0176，进入（sein）-0.0082、持续（sedur）-0.0056，且在0.1%统计水平上显著，说明禀赋引起的差异在显著地减少农业和非农所引起的个体工商业选择及进入、持续的概率城乡差异，但对于涉猎（退出）（seout）概率，禀赋效应虽然为0.0010，统计上并不显著，由系数效应（C）的系数均为正且0.1%统计水平显著，表明系数效应引起的不可解释部分减少了个体工商业者选择，以及进入、持续、涉猎（退出）概率的城乡差异，非线性Probit的详细分解结果见表5。

（二） 个体工商业从业行为城乡差异禀赋效应（可解释）

如果某微观特征的禀赋效应系数为正，表明在农业户口拥有和非农户口相同的特征变量分布条件下，该微观特征增加了个体工商业概率的城乡差异。

1. 个体特征对个体工商业城乡差异影响

性别虚拟变量（male）：禀赋效应（E）系数选择（seis）为0.0003、进入（sein）0.0001、持续（sedur）0.0001，且统计上显著，显示男性相对于女性，显著地增加了个体工商业城乡差异选择（seis）概率1.66%、进入（sein）概率3.07%和持续（sedur）概率0.85%。但涉猎（退出）禀赋效应（0.0001）虽然为正，但统计上并不显著。即性别对退出（seout）概率的城乡差异影响不显著。

年龄（birthyr）：禀赋效应（E）系数选择（seis）为-0.0061、进入（sein）-0.0012、持续（sedur）-0.0023，且均在0.1%的统计水平上显著，表明年龄显著地减少了个体工商业城乡差异选择（seis）概率32.67%、进入（sein）概率-43.78%和持续（sedur）概率21.29%。涉猎（退出）禀赋效应（-0.0027）虽然为负，但统计上并不显著。即性别对退出（seout）概率的城乡差异影响不显著。

2. 工作能力影响

教育水平（afat）：由禀赋效应来看，教育水平提升显著地降低了个体工商业在选择、进入、持续概率之间的城乡差异，且减少的差异占比分别为选择77.44%、进入230.79%、持续49.32%，虽然也降低了涉猎（退出）概率之间的城乡差异，但统计上并不显著。

工作经验（worky）：工作经验显著地扩大了个体工商户选择（seis）、持续（sedur）概率城乡之间的差异，但增加的差异占比较少，选择2.23%、持续6.93%，从禀赋效应系数来看，工作经验增长对个体工商户进入（sein）、涉猎（退出）（seout）概率城乡之间差异影响统计上并不显著。

3. 家庭特征影响

抚养18岁以下孩子个数（nchild）：由差异分解的禀赋效应，抚养的小于18岁小孩人数选择（seis）-0.0041、进入（sein）-0.0034、持续（sedur）-0.0014，且统计上均显著，表明抚养小孩越少，城乡个体工商业选择、进入、持续概率之间的差异越小，且减少的差异占比分别为选择21.86%、进入121.02%、持续12.95%，其中，减少进入个体工商业概率城乡之间的差异最大。虽然孩子个数减少涉猎（退出）（seout）概率城乡之间差异，但统计上并不显著。

父母（carno）：赡养的长辈越多，统计上显著地减少了個体工商业选择（-0.0003）、进入（-0.0001）概率的城乡差异，虽然也降低持续（-0.00001）、涉猎（-0.0001）概率城乡差异，但统计上不显著。

4. 社会经济影响

宏观经济环境（lue）：失业率禀赋效应（E）系数选择（seis）为-0.0007、持续（sedur）-0.0006、进入（sein）-0.0004，且均在0.1%统计水平上显著，表明失业率显著地减少了个体工商业选择（seis）概率城乡差异3.58%，持续（sedur）概率城乡差异5.97%，进入概率城乡差异为14.25%。然而，涉猎（退出）禀赋效应虽然为正（0.00005），但统计上并不显著。

区域市场发展程度（marketi）：区域市场发展程度显著地扩大了选择（0.0084）、进入（0.0034）、持续经营个体工商业（0.0037）概率城乡差异概率，增加差异占比分别为：选择44.83%、进入122.06%、持续34.97%。虽然增加了退出（0.0095）概率的城乡差异且占比155.92%，但统计上不显著。

由表5，从个体工商业退出（seout）概率的城乡差异影响来看，上述变量的禀赋效应均不显著。教育水平、抚养的小于18岁小孩人数对减少个体工商户选择（seis）概率城乡差异所占百分比最高，其中教育水平减少选择概率城乡差异约77.44%，抚养小于18岁小孩减少了差异的21.86%，其次为年龄和失业率，影响占比与进入、持续、涉猎（退出）（sein、sedur、seout）分析结论一致。

（三） 个体工商业从业行为城乡差异系数效应（不可解释）

系数效应说明农业户口在拥有和非农户口相同的特征条件下，负的系数效应微观特征变量系数增加了该变量引起的个体工商业选择和经营决策行为概率城乡差异。

由表5，抚养小孩人数的系数效应显著地减少了选择（seis）、进入（sein）和持续（sedur）个体工商业决策概率的城乡差异，但对退出经营决策（seout）概率影响不显著。

失业率的系数效应仅对持续（sedur）概率的城乡差异增加影响显著，教育水平、市场发展的系数效应均显著地增加了选择（seis）、进入（sein）、持续（sedur）、退出（seout）个体工商业概率的城乡差异。

影响个体工商业选择（seis）概率的城乡差异增加的系数效应变量由高到低依次为教育水平、市场发展、年龄、抚养小孩人数和赡养长辈人数；影响进入（sein）、持续（sedur）概率的系数效应由高到低依次为教育水平和市场发展；影响退出（seout）概率城乡差异的系数效应主要变量为年龄、教育水平、赡养长辈人数。

由劣势理论及“推拉”模型，影响城乡选择、进入、持续和涉猎个体工商业差异因素，有3种情形：（1）城乡均是劣势，但农业户籍劳动力劣势更大；（2）均是优势，但城市居民优势更大；（3）城市居民是优势，而相对于农业户籍，是劣势。

（四）“推动”和“拉入”动机

由上述分析，将所有影响因素分为“拉入”因素，其对选择、进入、持续和涉猎个体工商业具有正影响；“推动”因素，即具有负影响。这些因素也“降低”或者“增加”个体工商业从业决策城乡差异，因而所有因素可分为四类，见表6。

由韦伯劣势理论，具有某些不利属性如农村户籍劳动者以及城市失业者，更有可能进入个体工商业，作为对其在劳动力市场社会排斥的回应，且个体工商业将产生更高的回报，而免除经历更长时间的失业。由表6可知，失业推动了个体工商业的选择、进入、持续，并减少了城乡的从业决策差异。这正说明个体工商业吸收了大量失业人群并且吸纳了农村迁移至城市具有就业不利属性的个体。

涉猎者（退出）与选择和进入、持续在社会经济和人口特征上不同。Hussein and Youssef认为由于涉猎者不能确保任何持续的个体经营或就业，因此他们是出于消极的动机而非自愿选择从事个体经营，因为就业进入壁垒高，因此被“推动”从事个体经营，成为被推动和必要的创业者[31]。

涉猎者（退出）代表受教育程度较低的劳动者群体，从事非必须且非创业的个体经营。在Weber的弱势理论、莱特的文化理论和布莱克的中间人少数民族理论看来，他们在社会上是被边缘化的，且是不合格的就业者，具有不太有利的属性（少数族裔、有文化和风俗习惯回避、体验语言障碍、面临信用准入差、学历较低等等），因而被“推”到个体经营中。由此，涉猎者与持续的个体经营者相比较，在社会经济和人口特征方面是不同的，因而受到的影响也是不同的。涉猎者在个体经营和就业之间进行尝试，以了解最适合他们的技能或喜好，其尝试有助于了解自己的能力以及在就业市场中的优劣特征[31]。由表6可知，涉猎者受影响的特征不像个体经营与就业那样具有明显的属性，即回归结果并不显著。

（五）城乡个体经营异质性

由于异质性，基于推拉模型和城乡差异，城乡户籍并不显著影响个体工商业选择、进入和持续，但城乡群体之间选择、进入和持续存在显著差异。由于失业者大多被视为不称职，在被雇用时面临困难，这也适用于在工作中受到歧视的工人[35]。选择、进入和持续与涉猎（退出）的决策受推、拉因素影响存在显著的统计上差异。微观特征如家庭中的抚养小孩人数“拉入”并减少了城乡个体工商业从业决策，相对于就业的严格时间要求，个体工商业从业的时间自由，有利于抚养小孩，然而，赡养长辈“推动”虽然不显著，但显著地减少了从业决策的城乡差异。从个体特征变量来看，男性相对于女性，会更大概率选择、进入和持续从事个体工商业，并扩大了城乡差异，婚姻中同居、丧偶和离异三种家庭状态也具有正的影响，并扩大了城乡差异。个体工商业的涉猎（退出）分析结果来看，并不能从个体特征的角度来解释。因此，解释选择个体经营在多大程度上“拉入”或被“推入”也显得困难，特别是同一时间“拉入”和“推动”因素的动机混合和冲突时，这种区别就变得有点模糊。

从事个体经营的动机，基于中国城市化进程及城乡户籍差异的现状，也可用“推”和“拉”模型进行理论解释。农村劳动者进入城市，處于劣势不利地位，缺乏劳动经验，因而被“推”进个体经营；相反地，城市劳动者具有工作经验，存在两种状况：有经验的劳动者可以被“拉”入个体经营成为创新者，因为个体经营的固定税收及小风险使得其成为初期创业的渠道，另一种是年龄大的劳动者因为产业升级而失业，因而被“推”入，被动成为个体经营者。

六、结论与政策建议

（一）结论

当前中国供给侧结构性改革、产业升级及农业人口迁移为城乡就业带来压力，解决就业压力需要万众创新和大众创业带来更多就业机会。然而，具有一些弱势特征的人群在就业市场上处于不平等地位。本研究分析了个体工商业从业行为影响因素及城乡差异，探讨了微观特征、社会经济和区域发展对个体工商业从业的“推拉”因素。主要结论如下：

1. 个体工商业的从业行为受微观特征、社会经济和区域市场化发展程度影响，城乡从业行为存在显著差异。

2 .微观特征、社会经济和区域发展“推拉”城乡居民从事个体工商业，其影响存在异质性，其可将个体工商业从业行为区分为创业渠道或谋生手段，并在当前中国经济社会中产生新的就业形态，且“推拉”因素影响到个体工商业的成功与失败。

3. 选择、进入和持续个体工商业决策的影响因素及城乡差异具有一致性，退出（涉猎）的行为显然受到更多因素影响。

（二）进一步地讨论：个体经营，创业渠道还是谋生手段？

就业质量显著正向影响个体获得感[36]，因此必须对涉猎者和持续经营进行比较。根据关键特征，将选择、进入和持续经营视作一个可控制的一系列组合的工作群体，当机会出现时，有可能充分利用个体经营和雇员创业。此时，涉猎者可能只是选择、进入和持续个体经营而并不长久，由此，个体经营视为创业渠道。

教育、经验有助于“拉入”个体经营，意味着创业。一方面，“拉入”的创业者是拥有高技能的劳动者，有创新能力。另一方面，不利就业属性的劳动者更有可能被“推动”从事个体经营。因此，较高教育水平与较长工作经验的劳动者进入个体经营意味着是创业，而较低教育水平与较短工作经验的劳动者“推”入个体经营是由于就业市场处于不利地位。由此表明个体经营是创业的通道。

因此，教育在所有影响因素中，“拉入”个体工商业及减少城乡差异的作用是最大的。个体经营是受更高教育的劳动者同时选择就业和创业的一种方式，因而，教育对个体工商业的影响是第一位的。新的就业形态，即劳动者在就业和个体经营间进行转换，或者同时保持就业和额外时间从事个体经营。

区域发展有利于个体工商业从业，并增加了城乡差异。莱特保护市场理论认为，具有类似劣势特征的劳动者在空间上聚集从事自就业，因此个体经营存在地理聚集区和少数族群的传统经济。相对于就业，个体经营这种创业形式可以让他们快速进入、生存并利用技能进而得到更好的回报。

持续个体经营者更依赖和从事个体经营，因而和涉猎者不同，他们更有可能“拉入”和有积极的动机从事个体经营。他们具有从事个体经营所必需的属性，且比涉猎者更具优势。因而他们更具创业精神，类似于“拉入”创业和机会创业者。因此，持续经营者是创业者，而不是在劳动力市场中具有高天赋和熟练技能的就业者，在涉及人力资本积累、行业技能水平，以及更符合个体经营的属性方面也不同于就业劳动者。

（三）政策含义

由“推拉”模型及个体特征对城乡个体工商业决策影响上存在的差异，促进个体工商业的精准政策含义如下：

首先，从当前生育率下降及老龄化社会临近的现状来看，抚养小孩人数有利于个体工商业，赡养长辈虽然对个体工商业影响为负但不显著，两因素均显著地减少了城乡差异。因此，促进个体工商业政策有利于缓解生育率下降的趋势。

其次，从促进个体工商业的政策来看，区域市场化程度是有益于其发展的。因此，提升和完善区域市场化程度，可以为“双创”和个体工商业发展创造良好的环境。当前的全国统一市场建设政策，应在经济不发达地区大力推行，本研究为此政策提供了理论依据。

最后，结合城乡教育差距、工作经验差异及“推拉”因素分析，城镇居民从事个体工商业以创业为主，而农村居民则被动进入个体工商业，并对城乡从事个体工商业的成功与否产生影响，教育是发展个体工商业、鼓励“双创”、减少城乡差异的最重要影响因素，因而，应制定和提供更广泛、更普惠的教育政策。特别是针对农村居民，需要提升教育资源的有效配置，以帮助其创业而不只是推入谋生。

总而言之，影响个体工商业决策的城乡个体特征、社会经济和区域发展之间存在显著差异，因而，在制定鼓励“双创”和促进个体工商业政策时，应充分考虑优、劣势个体特征对个体工商业影响的城乡差异、区域市场化程度差异及当前社会经济发展水平。

[参考文献]

[1]  Confurius， D.， Gowricharn， R. and Dagevos， J.： Labour market participation of Sub-Saharan Africans in the Netherlands： the limits of the human capital approach[J].Journal of Ethnic and Migration Studies， 45（13）， 2019.

[2]  Fairlie， R. W.： The Absence of the African-American Owned Business： An Analysis of the Dynamics of Self-Employment[J].Journal of Labor Economics， 17（1）， 1999.

[3]  Chaudhary， A. R.： Racialized Incorporation： The Effects of Race and Generational Status on？Self-Employment and Industry-Sector Prestige in the United States[J].International Migration Review， 49（2）， 2015.

[4]  Min， P. G. and Kim， C.： The Changing Effect of Education on Asian Immigrants' Self-Employment[J].Sociological Inquiry， 88（3）， 2018.

[5]  Aldén， L. and Hammarstedt， M.： Discrimination in the Credit Market？ Access to Financial Capital among Self-employed Immigrants[J].Kyklos， 69（1）， 2016.

[6]  寧光杰，段乐乐.流动人口的创业选择与收入——户籍的作用及改革启示[J].经济学（季刊），2017，（2）.

[7]  Urwin， P. J. and Buscha， F.： The role of small businesses in employment and enterprise[J].Federation of Small Businesses， 2012.

[8]  Dawson， C. and Henley， A.： “Push” versus “pull” entrepreneurship： an ambiguous distinction？ [J].International Journal of Entrepreneurial Behavior & Research， 18（6）， 2012.

[9]  Fossen， F. M. and Büttner， T. J. M.： The returns to education for opportunity entrepreneurs， necessity entrepreneurs， and paid employees[J].Economics of Education Review， 37， 2013.

[10]  Haj Youssef， M. S.， Hussein， H. M. and Christodoulou， I.： Competitiveness and managerial discretion： an empirical investigation at the national-level[J].Competitiveness Review： An International Business Journal， 29（2）， 2019.

[11]  Reynolds， P.， Bosma， N.， Autio， E.， Hunt， S.， De Bono， N.， Servais， I.， Lopez-Garcia， P. and Chin， N.： Global Entrepreneurship Monitor： Data Collection Design and Implementation 1998-2003[J].Small Business Economics， 24（3）， 2005.

[12]  Block， J. H. and Wagner， M.： Necessity and Opportunity Entrepreneurs in Germany： Characteristics and Earning s Differentials[J].Schmalenbach Business Review， 62（2）， 2010.

[13]  Pfeiffer， F. and Reize， F.： Business start-ups by the unemployed — an econometric analysis based on firm data[J].Labour Economics， 7（5）， 2000.

[14]  Z. Solesvik， M.： Hybrid Entrepreneurship： How and Why Entrepreneurs Combine Employment with Self-Employment[J].Technology Innovation Management Review， 7（3）， 2017.

[15]  Petrova， K.： Part-time entrepreneurship and financial constraints： evidence from the Panel Study of Entrepreneurial Dynamics[J].Small Business Economics， 39（2）， 2012.

[16]  Smallbone， D. and Welter， F.： The Distinctiveness of Entrepreneurship in Transition Economies[J].Small Business Economics， 16（4）， 2001.

[17]  Schulz， M.， Urbig， D. and Procher， V.： Hybrid entrepreneurship and public policy： The case of firm entry deregulation[J].Journal of Business Venturing， 31（3）， 2016.

[18]  Block， J. and Sandner， P.： Necessity and Opportunity Entrepreneurs and Their Duration in Self-employment： Evidence from German Micro Data， Journal of Industry[J].Competition and Trade， 9（2）， 2009.

[19]  Lofstrom， M. and Bates， T.： Latina entrepreneurship[J].Small Business Economics， 33（4）， 2009.

[20]  Krasniqi， B. A.： Personal， household and business environmental determinants of entrepreneurship[J].Journal of Small Business and Enterprise Development， 16（1）， 2009.

[21]  Caliendo， M.， Fossen， F. M. and Kritikos， A. S.： Risk attitudes of nascent entrepreneurs–new evidence from an experimentally validated survey[J].Small Business Economics， 32（2）， 2009.

[22]  Thurik， A. R.， Carree， M. A.， van Stel， A. and Audretsch， D. B.： Does self-employment reduce unemployment？ [J].Journal of Business Venturing， 23（6）， 2008.

[23]  Fairlie， R. W. and Robb， A.： Families， Human Capital， and Small Business： Evidence from the Characteristics of Business Owners Survey[J].ILR Review， 60（2）， 2007.

[24]  Petrova， K.： Part-Time Entrepreneurship and Risk Tolerance[J].Journal of Applied Business and Economics， 20（1）， 2018.

[25]  Baptista， R. M. K. and Leit？o， J. C.： Diversification by Young， Small Firms （Summary）[J].Frontiers of Entrepreneurship Research， 30（2）， 2010.

[26]  Falk， M. and Leoni， T.： Characteristics of self-employment among university graduates[J].Applied Economics Letters， 16（10）， 2009.

[27]  陸万军，张彬斌.就业类型、社会福利与流动人口城市融入——来自微观数据的经验证据[J].经济学家，2018，（8）.

[28]  陈刚.管制与创业——来自中国的微观证据[J].管理世界，2015，（5）.

[29]  曹永福，杨梦婕，宋月萍.农民工自我雇佣与收入：基于倾向得分的实证分析[J].中国农村经济，2013，（10）.

[30]  孔祖根.系统性风险下的差别待遇：丽水市个体工商户金融服务个案研究[J].金融研究，2002，（7）.

[31]  Hussein， H. M. and Youssef， M. S. H.： In and Out of Self-Employment， Are You Really an Entrepreneur： The Rise of a New Division[J].Entrepreneurship Research Journal， 2021.

[32]  Fairlie， R. X.， W.， Robb， A. X. and M.： Why Are Black‐Owned Businesses Less Successful than White‐Owned Businesses？ The Role of Families， Inheritances， and Business Human Capital[J].Journal of Labor Economics， 25（2）， 2007.

[33]  Bauer， T. K. and Sinning， M.： An extension of the Blinder–Oaxaca decomposition to？nonlinear？models[J].AStA Advances in Statistical Analysis， 92（2）， 2008.

[34]  Mazeikaite， G.， O Donoghue， C. and Sologon， D. M.： The Great Recession， financial strain and self-assessed health in Ireland[J].The European Journal of Health Economics， 20（4）， 2019.

[35]  Haj Youssef， M. S.， Hussein， H. M. and Awada， H.： The more you value， the less you practice： a study on culture and managerial discretion[J].Cross Cultural & Strategic Management， 27（1）， 2019.

[36]  江维国，李湘容，黄雯敏.就业质量、社会资本与农民工的获得感[J].决策与信息，2022，（11）.

[责任编辑：汪智力]