1101户籍制度改革对中国农村劳动力流动的影响

户籍制度改革对中国农村劳动力流动的影响* 孙文凯 白重恩 谢沛初 内容提要:户籍制度曾经是我国劳动力流动的巨大障碍，近年对其进行的改革促进了 大量永久移民的形成，这是得到公认的。但是，户籍制度改革对短期劳动力流动的影响则 缺乏研究，而这也是城市化进程的重要部分。在 1998 年中央政府明确了严格控制大城市 规模、合理发展中等城市和小城市的改革目标后，户籍制度改革是否起到了引导农村劳动 力流动的作用从而为实现这一目标做出贡献，则需要用数据 分析 定性数据统计分析pdf销售业绩分析模板建筑结构震害分析销售进度分析表京东商城竞争战略分析 。本文对 2003—2006 年 期间发生的大中城市户籍制度改革的效果进行检验，通过双差回归 方法 快递客服问题件处理详细方法山木方法pdf计算方法pdf华与华方法下载八字理论方法下载 在户改对农村劳 动力流动总量以及向大中城市而不是省会等特大城市流动的效应方面进行定量研究，发 现在此期间，很少有证据显示户籍制度改革对短期劳动力流动产生了显著影响，这意味着 当前的户籍制度改革在引导农民工流动方面的作用有限。另外，社会网络、农村收入增加 都对农民工外出务工有显著影响。 关键词:户籍制度改革 劳动力流动 双差法 * 孙文凯，中国人民大学经济学院，邮政编码:100872，电子信箱:sunwk@ ruc. edu. cn;白重恩，清华大学经济管理学院，邮政 编码:100084，电子信箱:baichn@ sem. tsinghua. edu. cn;谢沛初，北京大学国家发展研究院，邮政编码:100871，电子信箱:xiepeichu@ gmail. com。本研究受国家社科基金(10CJL030)和国家杰出青年基金(70625002)资助，特此致谢。本文曾参加北京师范大学收入 与分配研究中心研讨会及中国人民大学吴玉章论坛，感谢尹恒、邢春冰、封进、葛玉好的意见，也感谢两位匿名审稿人的宝贵意见。 一、引 言 户籍制度改革促成了大量的永久移民(邓曲恒和古斯塔夫森，2007)，促进了城市化的进程。 但是，户改是否对向城市短期流动的农村劳动力即农民工产生影响?这也是影响实际城市化水平 的一个分析维度，但长期缺乏定量分析。并且，农民工外出务工对于促进农民收入增长、减少城乡 差距有很大意义(林毅夫，2006;Giles，2006;孙文凯等，2007)。如果户改影响农民工的行为，也会 进一步影响农民收入和城乡及地区差距。本文意在通过调查数据，分析近年来的户籍制度改革对 农民工流动的数量和分布的影响。 建国初期出于重工业发展的需要，我国曾实行了严格控制城市规模的户籍制度，由此导致了我 国严重的城乡分割，阻碍了城市化进程(王小鲁，2002;蔡昉等，2001，2003;Cai，2003;Hertel and Zhai，2006)。1958 年以来的户籍制度是阻碍农村劳动力流动的重要因素，如今我国农村人口仍占 总人口 50%以上。一些研究显示户籍制度也是导致当前城乡差距的关键因素(Yao et al，2004; Whalley and Zhang，2007)。 基于公平和效率的考虑，户籍制度被要求不断改革。在改革开放后至今不断放开户籍制度的 背景下，农村劳动力经历了向农村农业外其他部门、向乡镇企业和跨省流动的过程(蔡昉，2007)。 当前我国户籍制度并不再像 1984 年以前那样完全限制劳动力跨地区流动，只是不同户籍对应不同 水平的社会福利。这体现在医疗、教育以及住房分配等众多消费项目上，有当地户籍的居民要享受 更多好处。《法制文萃报》2010 年 7 月 21 日头条《户口阻碍母亲捐肝救子》报导了因为户籍原因， 82 孙文凯等:户籍制度改革对中国农村劳动力流动的影响 孩子得重病而不得医治:在广州打工的父母由于孩子未落广州户口，广州医院的医生不给做肝移植 手术。 但是，户籍制度如果全面放开，农村居民将可能大量向城市转移。比如，郑州市 2003 年宽松的 户籍制度改革引致了大量外来人口，并因城市不堪重负而在次年部分叫停。① 因此，我国 20 世纪 末开始进行的户籍制度改革基本是局部性的并附带苛刻条件的，这些改革下文会进一步详细总结 回顾。即便如此，从理论上说，带有条件的户改仍然为农民提供了成为城市人的机会。那么，这种 户籍制度改革是否会引导农民工去努力争取获得城市户口的条件，从而改变其外出务工量? 当前户改的另一个特点是不同类型城市改革力度不同。1998 年，国务院批转公安部《关于解 决当前户口管理工作中几个突出问题的意见》(以下称《意见》)，目的是在继续坚持严格控制大城 市规模、合理发展中等城市和小城市的原则下，逐步改革现行户口 管理制度 档案管理制度下载食品安全管理制度下载三类维修管理制度下载财务管理制度免费下载安全设施管理制度下载 。近些年来，全国大部 分省区都根据自身情况进行了一定程度的改革。王美艳和蔡昉(2008)发现小城镇户籍制度改革 的力度最大，中小城市次之，省会等特大城市户籍制度改革的力度最小。这样的户籍制度改革是否 影响农民工外出务工的地点分布，即不同城市间形成替代关系? 除了户籍制度改革的直接影响，还有其他因素影响农民工的流动，这些因素在分析户改影响时 需要加以控制。这些影响因素包括:城乡收入差距(Zhang and Song，2003;Seeborg et al，2000; Wang et al，2007;王德文等，2008)、农村劳动人口年龄和性别结构(Fan，2004;Roberts，2001)、社会 网络(Roberts，2001)等。Bogue(1959)把所有影响因素概括为两个大的方面:迁入地“拉力”因素 如高收入、高生活质量、教育机会、文化设施、交通条件和福利水平等，以及迁出地的“推力”因素如 自然资源枯竭、农业生产成本增加、农村劳动力过剩导致失业率上升、较低的经济收入水平和福利 保障等。以上这些因素需要尽量加以考虑。 本文结构安排如下:第二部分说明分析户改对劳动力影响所选择的省份;第三部分描述微观数 据的加总结果;第四部分进行计量分析;最后对全文进行总结。 二、户籍制度改革回顾和研究省份确定 关于户籍制度改革对劳动力流动影响的定量研究，必须对各省户改情况有较详细的掌握。根 据这一思路，本文主要对 1998—2006 年期间各省相关户籍改革政策、法规和文件进行了整理，按照 户籍改革时间、范围和程度对各省在这段时间的户改进行了归纳，从而为进一步研究各省不同户改 对劳动力流动的影响提供明确的户改时间、范围和程度依据。同时，本文根据各省户改情况确定出 在户籍制度改革方面具有典型意义的省份研究对象。 (一)1998 年以后的户籍制度改革 从 1998 年开始，中央政府的有关文件表现出对农村劳动力流动的积极支持和鼓励，明确提出 改革城乡分割体制、取消对农民进城就业的不合理限制的指导性思路。这被称作城乡统筹就业的 政策，并明确写进 2001 年公布的《第十个五年 计划 项目进度计划表范例计划下载计划下载计划下载课程教学计划下载 纲要》和 2006 年公布的《第十一个五年规划纲 要》中。 为研究 21 世纪初户籍改革对劳动力流动的影响，本文对 1998—2006 年期间各省发生户籍改 革的情况，在改革时间、改革范围、改革程度三个维度上进行了总结，主要基于有据可查的资料。其 中，考虑到 1998 年国务院批转公安部《意见》中明确了我国户改目标，将户改时间定位于 1998— 2006 年共 9 年时间。同时，为了提高利用下文“双差分析”方法定量分析劳动力流动受户籍改革影 92 2011 年第 1 期 ① 人民网:《不能承受人口激增压力，郑州“户籍新政”部分叫停》，http:/ / www. people. com. cn /GB / shizheng /14562 / 2785187. html(2009 年 7 月 1 日)。 响的准确性，将户籍改革的时间精确到月份;户籍改革范围按照 1998—2006 年间户籍制度改革实 施范围由小到大分为六个级别，包括小城镇试点、县级或地级市、除省城和特大城市以外全省、除省 会外大中城市、省会城市和全省;户籍制度改革程度按各省户籍管理制度改革实施办法中户口登记 管理制度和进城人口计划指标管理上的 措施 《全国民用建筑工程设计技术措施》规划•建筑•景观全国民用建筑工程设计技术措施》规划•建筑•景观软件质量保证措施下载工地伤害及预防措施下载关于贯彻落实的具体措施 进行分类，按实施办法的力度和程度分为四个等级，包 括仅对高端人才的改革、采取“准入条件”(或常住户口)的改革、实行“居民户口”改革、实行“准入 条件”和“居民户口”同时改革。户籍制度改革实施范围和力度、程度的分类的方法，是在对 1998— 2006 年期间全国各省户籍制度改革实施办法归纳整理后得出的。实施办法的力度和程度中，4 个 级别具体所代表的含义如表 1 所示。将上述统计信息制作成表，为研究方便，将户籍制度改革范围 分别标号为 1—6，户籍制度改革程度标号为 1A-4A。例如 4-4A 表示除省会外的大中城市在户口登 记管理制度上实行“准入条件”且在进城人口计划指标管理上实行“居民户口”的改革。分类如表 2 所示。 表 1 户籍制度改革实施力度和程度细则 户改实施程度 代号 说明 针对高端人才改革 1A 针对到迁入地工作的具有国民教育系列大学本科以上学历;对国家做 出突出贡献的中青年专家或享受政府津贴人员;获省(市、自治区)以 上荣誉称号人员;以上人员本人及其直系亲属(限 5 人以内);调动、录 用、聘用、招收人员;驻迁入地办事机构的人员;海外留学人才等进行 户籍制度改革 “准入条件”(或常住户口改革) 2A 人口迁移户籍管理实行条件准入制，基本条件为具有固定住所、相对 稳定的职业或合法的生活来源，同时，结合年龄、婚龄、文化程度(学 位、学历)、职业能力(专业技术资格、职业资格)、纳税、投资、就业、养 老保险等方面的条件，综合作为准予迁入本市申报登记常住户口的依 据。 “居民户口”改革 3A 城乡统一的户口登记管理制度。按照实际居住地登记户口的原则，在 迁入地范围内取消农业户口、非农业户口、自理口粮户口及其他类型 的户口性质划分，实行户口登记管理一体化，统一登记为居民户口。 “居民户口”+“准入条件” 4A “准入条件”和“居民户口”改革同时进行 注:一般来讲从 1 到 4 对应着改革力度稍微加大。虽然如此，若要享受城市待遇，实际都有相似的住房和稳定工作的限制，因 此后文分析并不做严格区分。 资料来源:根据北大法律网、人民网、搜狐网和南方网等整理。 从表 2 中可以发现，虽然 1998 年以后各年各省户籍制度改革的进程都为由小城镇到大中城市 再到省会城市，户籍制度改革程度和力度递减，但是各省户籍制度改革的时间和力度却有很大的差 异，这为下一步使用对比研究的方法提供了条件。 (二)省份研究对象确定原则 不同省份研究对象的确定在本研究中最为重要。研究对象选取主要考虑以下三个方面。 1. 降低统计分析的误差 考虑到后续研究会利用“双差”等方法对劳动力流动情况进行研究，需要户改省份和控制省 份，为了尽量降低两个省份的观察变量(除受户籍制度不同影响外)所受的其他不同性质的影响， 除了引入控制变量以外，对比研究的省份尽量做到规模相当、地域相邻、经济实力相仿。 2. 数据约束 “农村固定观察点农户调查项目”仅在 2003—2006 年对农户外出打工情况做了较详细的调 查。因此，选择数据库中这段期间有改革的省份。 3. 覆盖范围 03 孙文凯等:户籍制度改革对中国农村劳动力流动的影响 为使研究具有代表性，尽量对每个区域如东北、东部、中部、西部省区都选择典型省区进行研 究。 表 2 1998—2006 年各省户籍制度改革进展总结 省份 1998 年 1999 年 2000 年 2001 年 2002 年 2003 年 2004 年 2005 年 2006 年 河北 6 月-2-2A 7 月-6-4A 山西 3 月-5-2A 9 月-4-2A 内蒙古 4 月-2-2A 1 月-5-2A 3 月-4-1A 辽宁 6 月-2-2A 1 月-6-3A 8 月 4-1A 黑龙江 江苏 8 月-2-2A 4 月-4-2A 11 月 3-4A 4 月 4-4A 7 月-5-4A 浙江 7 月-4-3A 10 月 2-4A 安徽 7 月-2-2A 福建 12 月 2-2A 12 月 6-4A 3 月-5-4A 5 月 4-2A 山东 1 月-3-2A 10 月 6-2A 8 月-6-4A 12 月 5-4A 河南 1 月-1-2A 3 月-2-2A 9 月-2-4A 8 月-5-4A 湖北 10 月 2-3A 3 月-3-4A 湖南 9 月-1-2A 10 月 3-4A 陕西 9 月-2-2A 1 月-6-4A 2 月-5-1A 甘肃 3 月-2-2A 8 月-2-2A 5 月-4-2A 宁夏 6 月-1-2A 资料来源:根据北大法律网、人民网、搜狐网和南方网等整理。为节省篇幅，去掉了部分未研究省份。 (三)省份确定结果 出于以上三个主要原则的考虑，将研究省份确定为在 2003—2006 年期间发生大中城市(非省 会等特大城市)户籍制度改革的省份和 2003—2006 年期间几乎没有发生户籍制度改革的相邻相似 省份。这里需要说明两点:第一是虽然我们回顾了 1998 年以后的户改政策，但选取的数据分析区 间在 2003—2006 年，这一方面是数据的限制，另一方面，通过表 2 可以看到，2003 年及以后各省大 城市改革力度较大;第二个要说明的问题是，虽然各省一般只是部分地区进行了改革，但由于我们 的数据库中无法区别农民属于哪个地区，因此使用全省农民工流动数据进行户改影响的分析。有 两点原因可以使得此做法的问题不至于很大:第一，如果户籍制度改革对劳动力流动的影响较大， 那么示范效应和预期效应可能使省内其他未改革市区的劳动力产生一定程度的流动效应;第二，部 分户籍改革较多涉及省内大城市，如江苏省。如果改革市劳动力流动较明显，此时全省也应该比较 明显。依照表 2 中 1998—2006 年各省户籍制度改革进展的总结，选取相应省份。我们选取浙江省 为江苏省和福建省的控制省，选取安徽省为湖北省的控制省，选取黑龙江省为辽宁省的控制省。西 北部地区由于没有青海和宁夏两省的数据，所以没有相应的控制省，只有典型户改省份甘肃;西南 部省区没有较合适的研究户籍改革的省份，所以下文中没有进行研究。控制省份中浙江省的情况 较为特殊，2003 年以后，浙江只在 2003 年 10 月对嘉兴的海宁市进行了 2-3A 级户改，由于范围仅是 一个县级市，所以将其对全省劳动力流动的影响忽略，令浙江作为江苏和福建两省的控制省。① 本文主要研究大中城市户籍制度改革对劳动力流动的影响，更关注各省大中城市户籍制度的 13 2011 年第 1 期 ① 需要说明的是，即使改革省和控制省在劳动力流动上存在固有差异，但只要控制了相应的影响变量，还是可以使用双差 分析，即下文的附带控制变量的双差分析。但我们仍然选用邻近省为控制省，原因在于尽可能希望实验省和控制省的其他指标一 致，以避免遗漏变量问题。 改革。以上选取的发生户籍制度改革的研究省份和几乎没有发生户籍制度改革的对照省份在大中 城市户籍制度改革方面的信息列于表 3。其他各省户籍改革方面的信息可以据表 2 所示进行查 找。 表 3 研究省份 2003—2006 年大中城市户籍制度改革情况 研究省份 对照省份 大中城镇户改事件概要 江苏 浙江 户改类型 4-4A — 福建 浙江 户改类型 4-2A — 湖北 安徽 户改类型 3-4A — 辽宁 黑龙江 户改类型 4-1A — 甘肃 — 户改类型 4-2A — 2003 年 4 月苏州市，5 月无锡市、徐州市，10 月南通市分别实行户籍管理制度改 革，实行“居民户口”的城乡统一的户口登记管理制度，实行户口迁移“准入条 件”的进城人口指标管理制度，并出台相应实施办法 2003 年 5 月厦门等市主要实行户籍管理制度改革，如投资落户的“准入条件”， 调用、录用、聘用、招收人员落户的“准入条件”，驻厦办事机构落户的“准入条 件”等，并出台相应实施办法 2003 年 3 月除武汉市外全部实行户籍管理制度改革，实行“居民户口”的城乡 统一的户口登记管理制度，在全省范围内统称为“湖北居民户口”。实行户口 迁移“准入条件”的进城人口指标管理制度，并出台相应实施办法 2003 年 8 月大连市主要针对高端人才引进，实行户籍管理制度改革，并出台相 应实施办法。 2004 年 5 月嘉峪关市实行户籍管理制度改革，实行户口迁移“准入条件”的进 城人口指标管理制度，并出台相应实施办法 资料来源:根据北大法律网、人民网、搜狐网和南方网等整理。 三、户改对劳动力流动总量的影响 本节就省级加总数据对户改对劳动力流动的影响进行描述性分析。 (一)数据 本文数据来自中央政策研究室和农业部联合进行的农户各年定点调查，这一调查从 1986 年开 始，内容包含了各类农户的丰富信息。2003—2006 年期间的数据，在外出务工收入方面有对外出 务工地点较详细的分类，包括本乡农村、本县外乡、外县农村、外县城镇、本省省城、外省农村、外省 城镇和境外共八个划分区域。根据本文研究的需要将外出务工地点合并为四类，包括本省农村 (本乡农村、本县外乡和外县农村)、大中城市(外县城镇)、本省省会(本省省城)和其他(外省农 村、外省城镇和境外)。 本文使用 2003—2006 年的数据，包括江苏、浙江、福建、安徽、湖北、辽宁、黑龙江、甘肃八个省。 其中甘肃省在 2006 年没有调查数据。同时，消除异常数据后，2003—2006 年期间的样本家庭共有 24019 个。① 劳动力流动的衡量主要采用两个指标:家庭单位劳动力外出务工时间和家庭劳动力外出务工 比例，这两个指标都针对省会和大中城市分别计算，外出时间还针对全省计算。本文的主要研究目 标是研究大中城市户籍改革对劳动力流动的影响，以下分别对省级加总指标和农户微观指标进行 讨论。 本文中，农户微观层面上的数据是在农户中个人数据基础上合并得到。由于中国农村居民更 23 孙文凯等:户籍制度改革对中国农村劳动力流动的影响 ① 由于剔除了在分析时段信息不连续存在的样本，因此本文使用的样本与原始样本可能存在差异。在对比了删除样本和 本文使用样本的家庭人口、收入等重要变量后，我们发现这并不影响样本的代表性。当然，本文使用的是跟踪数据，其可能和农村 整体情况存在一定差异，但符合我们的研究目的。 多地是家庭决策，因此我们以家庭为分析对象。省级加总指标通过在农户微观层面上逐级合并到 家庭所在组、所在村，最后到家庭所在省得到，可以看作对省家庭的平均水平的描述性统计。 (二)省级加总指标 上节总结了 2003—2006 年期间发生的户籍改革的情况，同时确定了覆盖全国大部分区域的五 个研究对照组。下面使用 2003—2006 年省级加总指标对研究省份发生的大中城市户籍制度改革 对劳动力流动的影响进行初步研究，并与没有发生户籍制度改革的对照省份进行对比。限于篇幅， 且本部分由于没有控制更多变量，并非分析重点，我们不用图表形式描述，只对数据结果进行简要 总结与分析。发生大中城市户籍制度改革的典型研究省份和没有发生户籍制度改革的对照省份， 省级加总指标上劳动力分地区的流动情况描述如下: (1)从几个指标看，2004 年与 2003 年、2005 年与 2004 年相比，江苏省家庭劳动力去大中城市 务工的比例分别增加 22. 8%和 31. 65%，务工的时间分别增加 20. 8%和 35. 4%。而家庭劳动力去 省会特大城市务工的比例分别减少 26. 3%和 23. 0%，务工的时间分别减少 31. 3%和 21. 2%。对 应地，2004 年与 2003 年、2005 年与 2004 年相比，浙江省家庭劳动力去大中城市务工的比例分别 减少 20. 9%和 7. 4%，务工的时间分别减少 26. 6%和 8. 5%，而去省会特大城市的情形基本不变。 由于江苏省在 2003 年 4—10 月间对徐州、苏州、南通、无锡等多个大城市进行了 4-4A 级户籍制度 改革，而浙江几乎没有，从这些对比分析可以看出，江苏省对大中城市进行户籍改革，在省级加总指 标上对劳动力流动的数量和方向起到了一定的影响。 (2)2005 年与 2003 年、2006 年与 2005 年相比，福建省家庭劳动力去大中城市务工的比例分别 增加 1. 7%和 12. 6%，务工的时间分别增加 9. 4%和 7. 6%，而家庭劳动力去省会特大城市务工的 比例分别减少 1. 0%和 17. 7%，务工的时间分别增加 3. 2%和减少 14. 2%。2004 年福建省这些指 标和 2003 年相比变动不明显。福建省在 2003 年 5 月对厦门市进行了 4-2A 级户改，而浙江几乎没 有。从上述对比可以看出，除去 2004 年可能存在滞后效应外，福建省对大中城市进行户籍改革，在 省级总量层面上对劳动力流动方向起到了一定的影响，和上文中江苏类似。同时可以发现，由于改 革地区较少，其流动的替代程度明显弱于江苏省。 (3)2004 年与 2003 年、2005 年与 2004 年相比，湖北省家庭劳动力去大中城市务工的比例分别 增加 25. 3%和 4. 3%，务工的时间分别增加 44. 2%和 4%，而家庭劳动力去省会特大城市务工的比 例分别减少 3%和 11. 8%，务工的时间分别减少 5. 1%和 12. 1%。对应地，2004 年与 2003 年、2005 年与 2004 年相比，安徽省家庭劳动力去大中城市务工的比例分别减少 2%、增加 26%，务工的时间 分别减少 16. 2%、增加 31%，而家庭劳动力去省会特大城市务工的比例分别增加 34. 5% 和 26. 8%，务工的时间分别增加 43. 6%和 22. 9%。湖北省在 2003 年 3 月对武汉市以外地区进行了 3-4A 级改革，而安徽省几乎没有。从上述对比分析可以看出湖北省劳动力流动变动相对大。 (4)2004 年与 2003 年相比，辽宁省家庭劳动力去大中城市务工的比例减少 2. 4%，务工时间增 加 4. 5%。对应地，2004 年与 2003 年相比，黑龙江省家庭劳动力去大中城市务工的比例减少 3. 8%，务工时间增加 6. 0%。辽宁省在 2003 年 8 月对大连市进行了 4-1A 级改革，而黑龙江省几乎 没有。从上述对比分析可以看出辽宁省对大中城市进行户籍改革，改革程度很小，在省级加总指标 上对劳动力流动起到了很小的影响。 (5)甘肃省 2004 年与 2003 年相比劳动力去大中城市务工的比例先减少 4. 7%后持平，务工时 间先是减少 23. 2%后增加 1. 0%。甘肃省在 2004 年 5 月对嘉峪关市进行了 4-2A 级户籍改革，这 可能是甘肃省在 2003—2005 年间大中城市外出务工量由减少变为少许上升的原因。 通过以上统计可见，户籍制度改革对劳动力流动可能有效，并且影响程度与改革的程度及实施 户籍制度改革的城市多寡密切相关，改革程度越强、改革城市越多，影响也就越强，相反就越弱。各 33 2011 年第 1 期 个劳动力流动衡量指标变化的趋势一致、幅度差异较大。 虽然户籍政策是城乡人口流动的主要障碍，但是劳动力流动的影响因素很多。由于没有控制 这些变动的因素，用上述加总指标统计得出的结论更多是一种猜想。其他因素包括省级的宏观经 济变量和农户层面的家庭特征变量应该被控制。另外，上文没有用加总指标研究发生户籍制度改 革后本省劳动力外出务工总量的变化情况。 四、户改对农户影响的微观证据 上述加总数据没有考虑农村劳动力流动的微观影响因素，是一种简单趋势对比观察。本部分 的微观层面研究使用添加控制变量的“双差”(difference in difference)回归分析法来进行进一步检 验，其研究结果可以为加总层面的研究进行核实和补充。 (一)加入控制变量的双差方法 本文使用加入控制变量的“双差”分析法对前四组省份在 2003—2006 年间发生的户籍制度改 革对劳动力流动的影响进行定量研究。① 双差分析采用如下基本回归形式: Y = β0 + β1 * T + β2 * SH + β3 * (T_SH)+ e (1) 其中，T 代表时间哑变量，改革前 T = 0，改革后 T = 1。SH 代表省份哑变量，实验省 = 1，控制省 = 0。 T_SH 代表时间和省份交叉项。交叉项系数 β3 就代表了改革对实验省的影响的净值。虽然这个回 归方法简单易行，但一般双差分析基于一个基本假设:研究对象与控制对象除在事件发生上一个存 在另一个不存在而外，其他性质相同。事实上，本文的研究对象和参照对象来自两个不同省份的许 多家庭，它们许多不同质且变动的属性会对劳动力流动产生影响。所以若要尽量精确地度量户改 的影响，还需要控制这些不同质属性对观测变量的影响。因此，本文使用添加控制变量的“双差” 回归分析法对微观数据进行研究，回归方程的形式如下: Yi，t = β0 + β1 * T + β2 * SH + β3 * (T_SH)+ X′γ + e (2) 其中，X 为添加的控制变量向量，γ 是其影响系数向量。参照已有文献对影响因素的分析，本文引 入的对农户微观层面劳动力流动有影响的控制变量包括以下几个方面: (1)家庭人口结构，包括:家庭人数(个)、家庭劳动力人口比例(%)、家庭有无新生儿(哑变 量)、家庭有无健康情况差者(哑变量)。(2)家庭开放程度，包括:家庭人口中最高教育年限(年)、 家庭有无技术人员(哑变量)、家庭有无村干部(哑变量)、家庭有无国家机关干部或职工(哑变 量)。(3)家庭外出务工收入和机会成本，包括:家庭外出务工收入时间比(元 /天)、家庭除去外出 务工每单位劳动力的收入(元)。(4)家庭资产情况，包括:家庭人均财富(元 /人)，此概念可参考 孙文凯和白重恩(2008)。(5)家庭所在村信息开放程度，包括:村外出务工的人数(人 /年)、村是否 地势好(哑变量)、村是否小康村(哑变量)、村是否工矿郊区(哑变量)、村是否城镇郊区(哑变量)。 (6)所在省份宏观经济变量:当年 GDP 增长率、第二三产业比重、登记失业率。 添加以上控制变量，利用公式(2)的回归方程对微观数据进行回归，不仅具有一般双差回归的 优点，同时可以控制其他可能因素的干扰，从而分离出户籍制度改革这一外部事件对衡量劳动力流 动的变量的影响，还可以发现对劳动力流动可能有影响的其他因素。 (二)检验户籍改革影响的三个假说 本文使用双差方法进行检验时，主要围绕下面三个假说，以期就户改对劳动力流动的影响问题 进行更全面的解答。待检验假说如下: 43 孙文凯等:户籍制度改革对中国农村劳动力流动的影响 ① 四个实验省为江苏、福建、湖北和辽宁，因为甘肃省没有合适的控制省，无法进行双差分析。 假说Ⅰ:发生户籍制度改革后，家庭总外出务工量增加。 假说Ⅱ:在发生大中城市户籍制度改革后，家庭劳动力去大中城市务工的人数比例增加，家庭 劳动力去省会特大城市务工的人数比例减少。 假说Ⅲ:在发生大中城市户籍制度改革后，家庭劳动力去大中城市务工的时间增加，家庭劳动 力去省会特大城市务工的时间减少。提出假说Ⅲ的原因在于:户籍改革一般要求在城市有稳定工 作，这要求农民工在户改当地的工作时间尽可能长。 表 4 总外出务工时间的双差回归方程估计结果 (1) (2) (3) (4) 江苏—浙江 福建—浙江 湖北—安徽 辽宁—黑龙江 交叉项系数: 2003—2004 年 － 8. 05(－ 0. 92) － 11. 33(－ 1. 57) 5. 60 (1. 51) 0. 08(0. 03) 2003—2005 年 － 0. 75(－ 0. 10) － 10. 84(－ 1. 38) 6. 12(0. 53) 2. 34(0. 31) 2003—2006 年 － 0. 60(－ 0. 09) － 12. 60(－ 1. 39) 90. 55(2. 12) － 1. 65(－ 0. 15) 其他控制变量系数(2006 年): 村外出人数 0. 92(22. 99) 0. 41(17. 92) 0. 34(12. 80) 0. 39(20. 29) 家庭人数 8. 67(7. 75) 3. 95(4. 39) 4. 92(8. 86) 0. 59(1. 07) 劳动力比例 － 45. 07(－ 5. 77) － 20. 14(－ 3. 26) － 2. 25(－ 0. 62) － 1. 77(－ 0. 53) 户有无新生儿 － 32. 33(－ 4. 52) － 25. 54(－ 5. 78) － 18. 62(－ 5. 59) － 3. 16(－ 0. 98) 最高教育年限 0. 28(1. 81)* 2. 70(7. 07) － 0. 05(－ 0. 61) 0. 76(2. 84) 有健康差者 － 13. 76(－ 4. 02) － 2. 83(－ 0. 82) － 8. 59(－ 4. 45) － 4. 20(－ 2. 33) 有技术人员 － 4. 28(－ 1. 48) － 0. 99(－ 0. 37) 10. 49(5. 77) － 2. 91(－ 1. 84)* 外出务工工资 － 0. 29(－ 8. 38) － 0. 27(－ 9. 75) － 0. 11(－ 10. 59) － 0. 89(－ 27. 58) 除务工外每单位劳 动力收入 0. 00(－ 17. 29) 0. 00(－ 21. 99) － 0. 02(－ 82. 76) － 0. 02(－ 63. 40) 家庭人均财富 0. 00(－ 2. 34) 0. 00(－ 3. 57) 0. 00(0. 60) 0. 00(－ 2. 45) 村干部家庭 － 28. 44(－ 3. 70) － 14. 25(－ 2. 80) － 0. 40(－ 0. 12) － 11. 84(－ 3. 76) 国家干部职工 － 30. 70(－ 5. 45) － 29. 91(－ 5. 67) － 8. 53(－ 2. 87) － 1. 44(－ 0. 45) 村地势是否好 7. 84(2. 23) 0. 89(0. 35) 4. 57(3. 04) － 2. 91(－ 2. 42) 是否小康村 － 44. 68(－ 13. 94) － 3. 17(－ 1. 19) － 0. 06(－ 0. 04) － 3. 81(－ 2. 80) 是否工矿郊区 15. 75(1. 72)* 12. 55(1. 13) 11. 72(2. 70) － 8. 00(－ 0. 78) 是否城郊 － 2. 55(－ 0. 45) － 0. 11(－ 0. 03) － 1. 53(－ 0. 90) 12. 78(5. 62) 常数项 － 394. 22(－ 1. 00) 384. 27(1. 34) － 1252. 47(－ 2. 08) － 206. 95(－ 0. 70) 省失业率、二三产业比重及省 GDP 增长率控制 样本数 4864 5739 8348 6440 R—squared 0. 32 0. 25 0. 54 0. 52 注:括号中为 t 估计值，* 代表 10%显著水平，代表 5%显著水平，代表 1%显著水平。以下各表同。 1. 假说Ⅰ检验 对发生户籍改革后，本省总体外出务工量有所增加这一假设进行检验。选取实验省份和控制 省份农户单位劳动力的外出务工总时间为观测变量。含有交叉项和其他控制变量的回归方程的估 计结果列于表 4 中。为了考察时间跨度的影响，回归期限分别选择 2003—2004 年、2003—2005 年 和 2003—2006 年三个时段。表 4 列出了三个时期回归的交叉项系数和最后一个时期回归的其他 53 2011 年第 1 期 变量的结果。观察表 4 中交叉项的系数可以发现，在户籍改革事件的冲击下，各对照组的交叉项只 有湖北省在 2003—2006 年这一阶段的回归结果显著为正，而其他省份基本没有显著影响。交叉项 系数代表的是农户总外出务工时间是否随户籍改革变化，所以在用家庭外出务工总时间作为外出 务工量的衡量指标时，假说Ⅰ在湖北省 2003—2006 年这一时段得到验证，而在大多数省份和时段 并不成立。 2. 假说Ⅱ检验 对发生大中城市户籍制度改革后，家庭劳动力去大中城市务工的人数比例增加，家庭劳动力去 省会特大城市务工的人数比例减少这一假设进行检验。选取实验省和控制省农户劳动力到大中城 市和到省城的人数占总劳动力的比例为观测变量。含有交叉项和控制变量的回归方程的估计结果 列于表 5 和表 6 中。① 同样观察三个时段的回归结果。 表 5 家庭劳动力到大中城市务工人数比例的双差回归方程估计结果 (1) (2) (3) (4) 江苏—浙江 福建—浙江 湖北—安徽 辽宁—黑龙江 交叉项系数: 2003—2004 年 0 . 01(1. 05) 0. 014(1. 19) 0. 004(1. 01) 0. 0005(0. 08) 2003—2005 年 0. 01(0. 76) 0. 013(1. 04) 0. 005(1. 09) － 0. 006(－ 0. 41) 2003—2006 年 0. 25(2. 12) 0. 003(0. 23) 0. 02(0. 51) － 0. 025(－ 1. 10) 其他控制变量系数(2006 年): 村外出人数 0. 00(2. 31) 0. 00(3. 47) 0. 00(4. 49) 0. 00(5. 98) 家庭人数 0. 01(3. 17) 0. 01(6. 34) 0. 00(0. 88) 0. 00(－ 0. 67) 劳动力比例 － 0. 01(－ 1. 15) 0. 02(2. 14) － 0. 02(－ 5. 62) － 0. 02(－ 4. 27) 户有无新生儿 0. 01(0. 95) － 0. 02(－ 3. 39) 0. 00(－ 0. 96) 0. 00(－ 0. 77) 最高教育年限 － 0. 01(－ 0. 95) 0. 00(1. 06) 0. 00(－ 1. 18) 0. 00(1. 70)* 有健康差者 0. 00(－ 0. 77) 0. 00(1. 21) 0. 00(0. 07) 0. 00(2. 30) 有技术人员 － 0. 03(－ 5. 37) － 0. 01(－ 3. 35) 0. 01(2. 73) 0. 01(2. 06) 外出务工工资 0. 00(－ 0. 50) 0. 00(－ 2. 61) 0. 00(－ 2. 81) 0. 00(－ 8. 80) 除务工外每单位 劳动力收入 0. 00(－ 0. 09) 0. 00(－ 1. 55) 0. 00(－ 0. 45) 0. 00(－ 7. 13) 家庭人均财富 0. 00(1. 40) 0. 00(2. 73) 0. 00(0. 72) 0. 00(0. 46) 村干部家庭 － 0. 05(－ 3. 71) － 0. 02(－ 2. 47) 0. 00(－ 0. 44) 0. 00(－ 0. 74) 国家干部职工 － 0. 02(－ 1. 97)* － 0. 02(－ 2. 83) 0. 00(－ 0. 55) 0. 00(－ 0. 58) 村地势是否好 － 0. 02(－ 3. 33) － 0. 04(－ 10. 42) 0. 01(4. 40) － 0. 01(－ 2. 68) 是否小康村 － 0. 01(－ 1. 57) 0. 03(－ 7. 29) 0. 00(－ 1. 31) 0. 00(－ 1. 96) 是否工矿郊区 － 0. 14(－ 9. 21) － 0. 05(－ 2. 55) 0. 00(－ 0. 69) － 0. 01(－ 0. 40) 是否城郊 0. 11(11. 25) 0. 01(1. 62)* 0. 00(1. 98)* － 0. 01(－ 2. 64) 常数项 0. 17(0. 26) 0. 49(1. 02) － 0. 91O(－ 1. 43) － 0. 63(－ 1. 33) 省失业率、二三产业比重及省 GDP 增长率控制 样本数 4864 5739 8348 6440 R—squared 0. 32 0. 28 0. 51 0. 52 63 孙文凯等:户籍制度改革对中国农村劳动力流动的影响 ① 假说Ⅱ的两个估计如果采用联立方程系统估计方法能得到更有效的结果，我们采用了普通估计和联立方程估计，发现结 果差异不大。为表述方便起见，表 5 及以后各表都直接列出普通双差分析的结果。 表 6 家庭劳动力到省城务工人数比例的双差回归方程估计结果 (1) (2) (3) (4) 江苏—浙江 福建—浙江 湖北—安徽 辽宁—黑龙江 交叉项系数: 2003—2004 年 0 . 001(0. 29) 0. 005(0. 48) － 0. 004(－ 1. 10) － 0. 002(－ 0. 42) 2003—2005 年 0. 00(0. 00) 0. 004(0. 45) － 0. 002(－ 0. 58) － 0. 01(－ 1. 06) 2003—2006 年 － 0. 08(－ 1. 46) － 0. 001(－ 0. 13) 0. 06(1. 30) － 0. 02(－ 1. 22) 其他控制变量系数(2006 年): 村外出人数 0. 00(2. 31) 0. 00(3. 47) 0. 00(4. 49) 0. 00(14. 24) 家庭人数 0. 01(6. 10) 0. 01(4. 53) 0. 00(0. 88) 0. 00(0. 18) 劳动力比例 0. 01(1. 96) － 0. 01(－ 0. 98) － 0. 02(－ 5. 62) － 0. 02(－ 2. 19) 户有无新生儿 － 0. 01(－ 2. 05) － 0. 02(－ 4. 06) 0. 00(－ 0. 96) 0. 00(0. 66) 最高教育年限 － 0. 01(－ 2. 10) 0. 00(1. 21) 0. 00(－ 1. 18) 0. 00(0. 34) 有健康差者 － 0. 01(－ 2. 10) 0. 00(－ 0. 01) 0. 00(0. 07) 0. 00(2. 17) 有技术人员 0. 01(2. 68) 0. 01(4. 20) 0. 00(2. 73) 0. 00(－ 1. 31) 外出务工工资 0. 02(57. 75) 0. 01(51. 72) 0. 02(57. 52) 0. 01(24. 09) 除务工外每单位 劳动力收入 0. 00(－ 2. 10) 0. 00(－ 4. 46) 0. 00(－ 0. 45) 0. 00(－ 11. 47) 家庭人均财富 0. 00(0. 61) 0. 00(1. 17) 0. 00(0. 72) 0. 00(0. 27) 村干部家庭 － 0. 01(－ 1. 00) － 0. 01(－ 1. 73)* 0. 00(－ 0. 44) － 0. 02(－ 3. 52) 国家干部职工 － 0. 01(－ 1. 22) － 0. 01(－ 1. 66)* － 0. 01(－ 0. 55) － 0. 02(－ 2. 71) 村地势是否好 － 0. 01(－ 4. 34) － 0. 02(－ 8. 49) 0. 01(4. 40) 0. 01(3. 49) 是否小康村 0. 01(3. 23) － 0. 00(－ 0. 10) 0. 00(－ 1. 31) 0. 00(－ 1. 30) 是否工矿郊区 － 0. 03(－ 3. 65) － 0. 02(－ 1. 70)* 0. 00(－ 0. 69) － 0. 01(－ 0. 52) 是否城郊 0. 01(1. 62) 0. 01(0. 25) 0. 00(1. 98) 0. 01(1. 17) 常数项 － 1. 97(－ 1. 67)* － 0. 34(－ 5. 02) － 0. 91(－ 1. 43) － 1. 05(－ 1. 73) 省失业率、二三产业比重及省 GDP 增长率控制 样本数 4864 5739 8348 6440 R—squared 0. 51 0. 53 0. 66 0. 61 从务工人数占总劳动力的比例看，观察表 5 中交叉项的系数可以发现，在大中城市户籍改革事 件的冲击下，各对照组的交叉项只在江苏省显著为正，而且只在第三个时段成立。假设Ⅱ前半部分 对江苏成立，对其他省份不显著。通过表 6 可以看到假说Ⅱ后半部分不成立。 3. 假说Ⅲ检验 在发生大中城市户籍制度改革后，对家庭劳动力去大中城市务工的时间增加，家庭劳动力去省 会特大城市务工的时间减少这一假设进行检验。选取研究省和控制省农户劳动力到大中城市和到 省城的外出务工时间为观测变量。含有交叉项和有显著影响的控制变量的回归方程的估计结果列 于表 7 和表 8 中。 观察表 7 中交叉项的系数可以发现，在大中城市户籍改革事件的冲击下，只有江苏省第三个时 段、福建省第一个时段、湖北省前两个时段显著。假设Ⅲ前半部分对其他省份和时段不成立。观察 表 8 中交叉项的系数可以发现，在大中城市户籍改革事件的冲击下，各对照组的交叉项不显著。假 设Ⅱ后半部分得不到支持。 73 2011 年第 1 期 表 7 家庭劳动力到大中城市务工时间的双差回归方程估计结果 (1) (2) (3) (4) 江苏—浙江 福建—浙江 湖北—安徽 辽宁—黑龙江 交叉项系数: 2003—2004 年 4. 94(1. 37) 5. 66(1. 63)* 2. 25(1. 90)* 0. 28(0. 20) 2003—2005 年 4. 17(0. 91) 5. 39(1. 46) 2. 54(1. 88)* － 1. 96(－ 1. 55) 2003—2006 年 76. 83(2. 28) 1. 65(0. 39) 13. 54(1. 00) － 5. 47(－ 1. 05) 其他控制变量系数(2006 年): 村外出人数 0. 04(2. 02) 0. 03(2. 93) 0. 01(0. 64) 0. 10(11. 52) 家庭人数 2. 09(4. 03) 2. 46(5. 87) 0. 21(1. 22) 0. 13(0. 52) 劳动力比例 － 1. 77(－ 0. 49) 6. 24(2. 17) － 4. 43(－ 3. 89) － 2. 42(－ 1. 55) 户有无新生儿 3. 79(1. 14) － 7. 27(－ 3. 54) － 0. 87(－ 0. 83) 1. 18(0. 79) 最高教育年限 － 1. 04(－ 0. 66) － 0. 43(－ 0. 27) － 0. 03(－ 0. 05) 0. 31(2. 52) 有健康差者 － 0. 05(－ 0. 72) 0. 26(1. 45) 0. 01(0. 56) 1. 06(1. 27) 有技术人员 － 6. 80(－ 5. 07) － 4. 73(－ 3. 86) 0. 13(0. 22) － 1. 34(－ 1. 83)* 外出务工工资 － 0. 02(－ 1. 41) － 0. 04(－ 3. 16) － 0. 01(－ 2. 71) － 0. 36(－ 23. 88) 除务工外每单位劳 动力收入 0. 00(－ 1. 04) 0. 00(－ 2. 37) 0. 00(－ 0. 12) 0. 00(－ 15. 46) 家庭人均财富 0. 00(1. 47) 0. 00(2. 61) 0. 00(1. 37) 0. 00(－ 0. 19) 村干部家庭 － 14. 72(－ 4. 12) － 4. 54(－ 1. 92)* － 0. 12(－ 0. 11) － 4. 86(－ 3. 33) 国家干部职工 － 4. 22(－ 1. 61) － 6. 28(－ 2. 56) － 1. 37(－ 1. 46) － 3. 81(－ 2. 59) 村地势是否好 － 5. 69(－ 3. 49) － 11. 37(－ 9. 55) － 0. 30(－ 0. 62) 1. 46(2. 62) 是否小康村 － 1. 43(－ 0. 96) － 7. 95(－ 6. 41) 0. 74(1. 36) － 0. 49(－ 0. 78) 是否工矿郊区 － 42. 86(－ 10. 10) － 12. 43(－ 2. 41) 0. 50(0. 36) － 3. 09(－ 0. 65) 是否城郊 33. 36(12. 58) 2. 75(1. 76)* － 0. 11(－ 0. 21) 1. 88(1. 79)* 常数项 117. 41(0. 64) 184. 62(1. 38) － 153. 41(－ 0. 81) － 219. 39(－ 1. 61) 省失业率、二三产业比重及省 GDP 增长率控制 样本数 4864 5739 8348 6440 R—squared 0. 31 0. 27 0. 47 0. 54 (三)变量影响的简要总结 通过上文的研究可以发现，虽然通过加总指标可以看到户改对劳动力流动的数量和分布有一 定影响，但微观计量分析的结果显示，在发生大中城市户籍改革的省份，劳动力流动受到的影响十 分有限。从总量上看，只有湖北省最后一个时段户改使得劳动力外出时间有显著的增加。湖北的 改革范围较广，除武汉外都进行了改革。从占劳动力比例看，只有江苏省最后一个时段农村劳动力 向大中城市的流动明显增加。江苏的改革相对浙江范围也很大。在不同地点的工作时间，也只有 在少数省份的少数时段有一定影响。 其他有共性的控制变量对外出务工的影响简要总结如下: 第一，反映外出务工的社会网络环境的重要变量———所在村外出务工人数，几乎在所有方程中 都有显著正的影响。可以说，通过村里人互相介绍帮扶外出务工仍是中国农民工流动的一个重要 方式。 83 孙文凯等:户籍制度改革对中国农村劳动力流动的影响 表 8 家庭劳动力到省城务工时间的双差回归方程估计结果 (1) (2) (3) (4) 江苏—浙江 福建—浙江 湖北—安徽 辽宁—黑龙江 交叉项系数: 2003—2004 年 1. 21(0. 70) 1. 96(0. 63) － 0. 88(－ 0. 85) 0. 52(0. 44) 2003—2005 年 0 . 78(0. 36) 1. 81(0. 67) － 0. 54(－ 0. 48) － 3. 05(－ 1. 06) 2003—2006 年 － 23. 64(－ 1. 45) 3. 21(0. 79) 9. 63(0. 78) － 4. 00(－ 0. 96) 其他控制变量系数(2006 年