陳光普（中共上海市金山區(qū)委黨校，上海 201599）

中國農(nóng)村勞動力流動對縮小城鄉(xiāng)收入差距的實證研究
——基于全國30個省級面板數(shù)據(jù)

陳光普
（中共上海市金山區(qū)委黨校，上海 201599）

針對我國勞動力跨地區(qū)鄉(xiāng)城流動規(guī)模和城鄉(xiāng)收入差距擴大的事實，利用全國30個省份面板數(shù)據(jù)，通過建立固定效應(yīng)等計量經(jīng)濟模型，采用OLS和工具變量回歸估計方法實證分析了中國跨區(qū)域的鄉(xiāng)城勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距的影響。研究表明：從分時間段來看，1992年之后，中國的勞動力流動對縮小城鄉(xiāng)收入差距有顯著作用；從分區(qū)域來看，中、西部的勞動力流動對縮小城鄉(xiāng)收入差距有顯著作用。

農(nóng)村勞動力流動；城鄉(xiāng)收入差距；實證研究

勞動力流動是勞動者以改變就業(yè)形式、改善收入狀況等為導(dǎo)向的一種跨地域流動行為。在任何時期的任何國家，勞動力流動都是勞動力市場的一種常態(tài)。2011年，中國進城農(nóng)民工數(shù)量達到1．59億人，占城鎮(zhèn)就業(yè)比例達到44．2%①。中國的人口流動特別是鄉(xiāng)城人口流動的規(guī)模之大、增速之快，在全世界都是罕見的，中國的人口流動已成為“人類歷史上在和平時期前所未有的、規(guī)模最大的人口遷移活動［1］”。伴隨著農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)的遷移，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比由1978年的2．57上升到2010年的3．23。那么，勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距有沒有影響？如果有，影響的方向和強弱又是怎樣的？這是本文選題的起因，也是本文所要設(shè)法解決的問題。

一、國內(nèi)外研究進展

發(fā)展經(jīng)濟學的經(jīng)典遷移理論認為，城鄉(xiāng)收入差距的擴大是勞動力不斷由農(nóng)村向城鎮(zhèn)遷移的重要原因之一，而勞動力從農(nóng)村向城鎮(zhèn)遷移有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

劉易斯（Lewis）［2］的二元經(jīng)濟理論認為，當農(nóng)業(yè)部門的剩余勞動力減少時，農(nóng)業(yè)部門的邊際生產(chǎn)力開始提高，此時工業(yè)部門要想再從農(nóng)業(yè)部門獲得勞動力就必須提高其工資水平，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)部門的收入增加，進而城鄉(xiāng)收入差距縮小，從而二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)向一元經(jīng)濟轉(zhuǎn)變。托達羅（Todaro）［3］認為，由于某種原因，城市工業(yè)部門的工資比均衡工資高很多，或者存在工業(yè)部門的制度工資，導(dǎo)致勞動力流動不能縮小城鄉(xiāng)之間的工資差別。

關(guān)于勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距的影響，國內(nèi)不同學者有不同的結(jié)論。一些學者的研究表明勞動力流動縮小了城鄉(xiāng)收入差距，如蔡昉等［4］、應(yīng)瑞瑤等［5］、彭定赟等［6］等人的研究結(jié)果。但也有一些學者的研究結(jié)果表明隨著勞動力流動規(guī)模的擴大，城鄉(xiāng)收入差距也在同時擴大。如尹繼東等［7］、Lin等［8］等人的研究結(jié)果。

然而，已有的研究很少使用分省面板數(shù)據(jù)來研究勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距的影響，而且較多地使用OLS回歸估計分析，沒有嘗試用IV回歸估計來分析勞動力流動與城鄉(xiāng)收入差距可能存在互為因果而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。鑒于此，本文在通過相應(yīng)指標的計算來估算勞動力流動數(shù)據(jù)的前提下，嘗試使用分省面板數(shù)據(jù)，在OLS回歸估計的基礎(chǔ)上，進一步使用IV回歸估計來分析勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

二、中國勞動力流動的現(xiàn)狀

勞動力流動在廣義上是指勞動力從一個地區(qū)向另一個地區(qū)遷移、流動的過程。對中國來說，勞動力流動主要是指勞動力由農(nóng)村向城鎮(zhèn)、由農(nóng)業(yè)向非農(nóng)業(yè)的轉(zhuǎn)移過程。本文所研究的勞動力流動是指勞動力的鄉(xiāng)城遷移，更準確地說是指勞動力跨地區(qū)的鄉(xiāng)城流動。

圖1 中國1983－2011年進城農(nóng)民工數(shù)量及其占城鎮(zhèn)就業(yè)比例的變化趨勢圖①1．進城農(nóng)民工數(shù)量的數(shù)據(jù)來源：（1）1983－1996年數(shù)據(jù)來源于農(nóng)業(yè)部產(chǎn)業(yè)政策與法規(guī)司課題組：《農(nóng)村勞動力外出就業(yè)問題研究報告》，《農(nóng)村經(jīng)濟文稿》2001年第12期；（2）1997－2000年數(shù)據(jù)來源于勞動和社會保障部：《中國農(nóng)村勞動力就業(yè)及流動狀況分析》，2000年，http：www．molss．gov．cn／column／index－pl．htm；（3）2001－2004年數(shù)據(jù)來源于勞動和社會保障部調(diào)研組：《當前農(nóng)民工就業(yè)數(shù)量、結(jié)構(gòu)與特點》，載國務(wù)院研究室課題組《中國農(nóng)民工調(diào)研報告》，中國言實出版社2006年版；（4）2005－2007年數(shù)據(jù)來源于蔡昉：《劉易斯轉(zhuǎn)折點——中國經(jīng)濟發(fā)展的新階段》，社會科學文獻出版社2008年版；（5）2008年和2009年的數(shù)據(jù)來源于人力資源和社會保障部相應(yīng)年份《人力資源和社會保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》；（6）2010年和2011年的數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局相應(yīng)年份《國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。2．城鎮(zhèn)就業(yè)數(shù)量數(shù)據(jù)來源：1983－2009年數(shù)據(jù)來源于相應(yīng)年分別的《中國統(tǒng)計年鑒》；2010年和2011年度數(shù)據(jù)來自相應(yīng)年份人力資源和社會保障部《人力資源和社會保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》。

根據(jù)1983－2009年《中國統(tǒng)計年鑒》公布的相應(yīng)年份人口統(tǒng)計數(shù)據(jù)以及其它資料，本文整理出了中國1983－2011年的進城農(nóng)民工數(shù)量及其占城鎮(zhèn)就業(yè)比例的數(shù)據(jù)，并畫出了它們的變化趨勢圖，參見圖1。由于受數(shù)據(jù)可獲得性的限制，其中1984－1989年的數(shù)據(jù)缺失。從圖1中可以看出，1983－2011年中國進城農(nóng)民工數(shù)量總體上處于上升趨勢，但呈現(xiàn)出明顯的階段性特征。主要表現(xiàn)為：1983－1994年處于快速上升時期；1995－1997年處于下降階段；1997年之后處于穩(wěn)步上升階段。農(nóng)民工占城鎮(zhèn)就業(yè)的比例總體上也處于上升趨勢，從1983年的1．7%提高到2011年的44．2%，其變化的趨勢及階段性特征與進城農(nóng)民工數(shù)量相類似，即“上升—下降—上升”的變化趨勢。但值得注意的是，2008年以后進城農(nóng)民工占城鎮(zhèn)就業(yè)的比例出現(xiàn)了下降趨勢并趨于穩(wěn)定，原因主要有：一方面，受全球金融危機的影響，2008年下半年至2009年上半年出現(xiàn)了大規(guī)模的農(nóng)民工回鄉(xiāng)現(xiàn)象，但由于受國家實施的經(jīng)濟刺激和就業(yè)調(diào)整政策影響，從2009年下半年開始，農(nóng)村外出就業(yè)人口逐漸回復(fù)常態(tài)；另一方面，隨著城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)的增長，進城農(nóng)民工數(shù)量的增長量相對較小，主要原因是2008年之后農(nóng)村剩余勞動力規(guī)模出現(xiàn)了很大程度的下降，從而能夠轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)就業(yè)的農(nóng)民工數(shù)量減少。蔡昉等［9］估算結(jié)果表明，中國目前的農(nóng)村剩余勞動力數(shù)量在9000萬人左右，與本世紀初相比大約減少了6000萬人，而且目前的農(nóng)村剩余勞動力主要是以剩余時間的形式存在的，絕對意義上的剩余人口并沒有這么多。

三、中國城鄉(xiāng)收入差距的現(xiàn)狀

對于城鄉(xiāng)收入差距的衡量，本文用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比來表示，包括名義收入之比以及實際收入之比，其中，城鄉(xiāng)實際收入之比是經(jīng)過相應(yīng)年份的城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的消費價格指數(shù)消脹之后得來的。圖2給出了中國改革開放以來城鄉(xiāng)收入差距的名義值和實際值的變化趨勢。從圖中我們可以看出，改革開放以來城鄉(xiāng)收入差距的名義值和實際值總體上是上升的，但上升的幅度不同，城鄉(xiāng)收入差距的名義值和實際值分別從1978年2．57上升到2010年的3．23和2．62，城鄉(xiāng)收入差距的名義值總體上高于實際值，且兩者均呈現(xiàn)出階段性特征。具體地，1978－1984年兩者均呈下降趨勢，1985－1994年呈波動上升趨勢，1995－1997年又呈下降趨勢，1998－2009年又呈上升趨勢，2010年呈下降趨勢。值得注意的是，2010年城鄉(xiāng)收入差距呈下降趨勢，但我們不能由此斷定城鄉(xiāng)收入差距在未來也會下降，因為2010年的下降可能是個別現(xiàn)象，而只有連續(xù)多年的下降才能斷定城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)下降趨勢。

當然，由于中國當前城鄉(xiāng)居民收入的統(tǒng)計性偏差，圖2不一定能真實反映中國的城鄉(xiāng)收入差距，這種統(tǒng)計性偏差包括“漏戶”、“漏人”、“漏記”，所謂“漏戶”是指城鎮(zhèn)住戶調(diào)查中并沒有涵蓋舉家進城的農(nóng)民工；“漏人”是指按照現(xiàn)行調(diào)查制度應(yīng)納入城鎮(zhèn)住戶調(diào)查的農(nóng)民工，并沒有被城鎮(zhèn)住戶調(diào)查所覆蓋；“漏記”是指在農(nóng)村住戶調(diào)查中家庭外出從業(yè)人員的收入沒有被記錄或有效記錄。因此，圖2只是從大體上反映中國城鄉(xiāng)收入差距的變化趨勢，我們大可不必在數(shù)字大小上“鉆牛角尖”。

圖2 中國改革開放以來的城鄉(xiāng)收入差距變化趨勢

四、勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距影響的實證研究

（一）數(shù)據(jù)來源和變量說明

本部分實證研究使用1985－2010年全國30個省、直轄市、自治區(qū)的分省面板數(shù)據(jù)，來分析勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距的影響。使用面板數(shù)據(jù)的原因是，面板數(shù)據(jù)與時間序列數(shù)據(jù)相比具有的優(yōu)點是：面板數(shù)據(jù)含有截面數(shù)據(jù)信息，增加了觀測值和樣本信息量，在一定程度上能夠克服時間序列數(shù)據(jù)受多重共線性的困擾。人均實際GDP①人均實際GDP數(shù)據(jù)根據(jù)GDP縮減指數(shù)進行消脹，其中四個直轄市（北京、天津、上海、重慶）沒有區(qū)分城鄉(xiāng)居民消費價格指數(shù)（1985年＝100）；2010年河北、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、黑龍江、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏人均實際GDP由于人均GDP指數(shù)（上年＝100）數(shù)據(jù)缺失，用居民消費價格指數(shù)代替進行消脹。農(nóng)村居民實際人均純收入和城鎮(zhèn)居民實際人均可支配收入數(shù)據(jù)是經(jīng)過相應(yīng)年份的農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)（1985年＝100）消脹之后得來的，農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)（1985年＝100）是根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》歷年農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)（上一年＝100）進行換算的，西藏1985－1989年城市居民和農(nóng)村居民消費價格指數(shù)數(shù)據(jù)缺失，分別用相應(yīng)年份的新疆數(shù)據(jù)來代替。、城市化水平②由于城鎮(zhèn)人口數(shù)據(jù)的缺失，河北省1985－1999年以及浙江省1991－1994年城市化水平用非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎貋硖娲寝r(nóng)人口數(shù)據(jù)來源于《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》，2001年城鎮(zhèn)總?cè)丝跀?shù)據(jù)來源于《河北經(jīng)濟年鑒2002》。浙江省1985－1988年年底總?cè)丝跀?shù)據(jù)和1985－1999年年底城鎮(zhèn)總?cè)丝跀?shù)據(jù)來源于《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》。重慶市1985－1989年總?cè)丝跀?shù)來源于相應(yīng)年份的《中國城市統(tǒng)計年鑒》，1985－1995年城市化水平數(shù)據(jù)由于城鎮(zhèn)人口數(shù)據(jù)的缺失，用相應(yīng)年份的非農(nóng)人口代替計算出來的，數(shù)據(jù)來源于相應(yīng)年份的《重慶統(tǒng)計年鑒》。西藏、新疆由于2010年年底城鎮(zhèn)總?cè)丝跀?shù)據(jù)缺失，城市化水平是在2009年城市化水平的基礎(chǔ)上根據(jù)2009年的增長率推算的。、農(nóng)業(yè)財政支出③各省市1985－1993年財政農(nóng)業(yè)支出比重數(shù)據(jù)來源于《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》，2007－2010年地方財政農(nóng)業(yè)支出數(shù)據(jù)缺失，使用《中國統(tǒng)計年鑒》中當?shù)馗髂甑霓r(nóng)林水事務(wù)財政支出數(shù)據(jù)，并根據(jù)2007年之前地方財政農(nóng)業(yè)支出占農(nóng)林水事務(wù)財政支出的平均比重近似推算出來的（平均比重近似為65%）。安徽省1985－1989年、甘肅省1985－1986年地方財政農(nóng)業(yè)支出數(shù)據(jù)缺失，用支持農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和事業(yè)數(shù)據(jù)（通過對比發(fā)現(xiàn)，1990－1999年此數(shù)據(jù)與《中國統(tǒng)計年鑒》中地方財政農(nóng)業(yè)支出數(shù)據(jù)完全吻合，只是名稱不同而已）代替，數(shù)據(jù)來源于《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》相應(yīng)年份。、公路鐵路營業(yè)里程④1985－1988年公路里程、鐵路營業(yè)里程數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)交通能源50年統(tǒng)計資料匯編》。以及農(nóng)村居民實際純收入⑤相應(yīng)年份的農(nóng)村居民純收入用農(nóng)村居民消費價格指數(shù)（1984年＝100）進行消脹，其中四個直轄市由于農(nóng)村居民居民消費價格指數(shù)缺失，用相應(yīng)年份的居民消費價格指數(shù)代替。數(shù)據(jù)的來源詳見各指標腳注，沒有特殊說明的數(shù)據(jù)均直接引自《中國統(tǒng)計年鑒》歷年。

本文實證分析模型所采用的因變量是城鄉(xiāng)收入差距，更準確地說，是城鄉(xiāng)實際收入差距，即經(jīng)過各年城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民消費價格指數(shù)消脹之后的城鎮(zhèn)居民實際可支配收入與農(nóng)村居民實際純收入之比。

主變量是勞動力流動，由于本文使用的數(shù)據(jù)是分省面板數(shù)據(jù)，而不同年份省級層面的勞動力流動數(shù)據(jù)缺失，因此本文使用間接衡量指標來度量勞動力流動，即用人口機械增長量占總?cè)丝诘谋戎兀?）來表示，其中，人口機械增長量通過“本年末總?cè)丝冢夏昴┛側(cè)丝冢夏昴┛側(cè)丝凇帘灸耆丝谧匀辉鲩L率”計算而來的。采用該衡量指標的主要原因是受數(shù)據(jù)可獲得性的限制，另一方面原因是該衡量指標與勞動力流動有較強的相關(guān)性（兩者之間的相關(guān)系數(shù)的絕對值為0．894⑥宏觀全國1993－2010年進城農(nóng)民工數(shù)量與人口機械增長量之間的相關(guān)系數(shù)。），且國內(nèi)許多學者使用過該衡量指標作為勞動力流動的代理變量，如文獻［5］等。當然，該指標對勞動力流動的衡量可能存在一些偏差，主要表現(xiàn)為：人口機械增長量既包括城鎮(zhèn)人口機械增長量也包括農(nóng)村人口的機械增長量；城鎮(zhèn)人口的機械增長量不僅包括農(nóng)村進城務(wù)工人員，還包括高校在校學生、農(nóng)村進城非就業(yè)人口等。在估計到可能存在的偏差時，本文仍采用人口機械增長量占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬縿趧恿α鲃拥闹饕蚴牵涸S多經(jīng)濟指標往往很難找到最優(yōu)解釋變量，在數(shù)據(jù)不支持最優(yōu)解釋變量或指標時，為了研究的需要，只能采用次優(yōu)解釋變量或指標。

采用的控制變量包括：人均收入，用經(jīng)過GDP縮減指數(shù)進行消脹之后的人均實際GDP（元／人）的自然對數(shù)形式來衡量；城市化水平，用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎兀?）來衡量；勞動力市場發(fā)育程度，用農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率表示，即第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重與第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)比重之比；工業(yè)化進程，用第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之和占GDP的比重（%）表示；農(nóng)業(yè)財政支出，用地方財政農(nóng)業(yè)支出占地方財政支出的比重（%）表示；基礎(chǔ)設(shè)施，用公路里程和鐵路運營里程之和（萬公里）來表示。當然，在開放背景下還有其它一些影響城鄉(xiāng)收入差距的因素，如市場化程度、開放度、外貿(mào)依存度［10］等，本文為了研究的需要，對這些開放背景下的因素暫不考慮。

（二）實證研究模型

本文建立的實證分析的基本模型為：

式（1）中，Gap代表城鄉(xiāng)收入差距，LM代表勞動力流動，Xj代表其他控制變量（其中，X1、X2、X3、X4、X5和X6分別代表人均收入（自然對數(shù)形式）、城市化水平、勞動力市場發(fā)育程度、工業(yè)化進程、農(nóng)業(yè)財政支出和基礎(chǔ)設(shè)施），j為控制變量的個數(shù)，ε代表隨機誤差項，α和βj是各變量前的系數(shù)。

為了研究不同時間段勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距的不同影響，本文在模型（1）中加入了時間虛擬變量與勞動力流動的交叉項，建立時點固定效應(yīng)模型，參見模型（2）。具體地，以1992年作為分界點，因為從1992年開始，中國的戶籍制度改革加快，并進入到一個新時期，加入此虛擬變量可以分析戶籍制度改革對勞動力流動的影響，進而對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生的間接影響。以乘法形式引入虛擬變量與主變量的交叉項是為了區(qū)別不同時期城鄉(xiāng)收入差距關(guān)于勞動力流動的相對變化情況，即模型斜率系數(shù)的變化情況。本文引入這個變量的依據(jù)是1992年前后城鄉(xiāng)收入差距關(guān)于勞動力流動的斜率系數(shù)有差異的現(xiàn)實狀況。此外，本文在模型（1）中引入地區(qū)（即東部、中部、西部地區(qū)）虛擬變量與勞動力流動的交叉項來分析地域差別對勞動力流動的影響，進而對城鄉(xiāng)收入差距的間接影響，即不同地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距關(guān)于勞動力流動的相對變化情況，形成模型（3）。

在建立實證分析模型之前，本文參照國發(fā)［2000］33號文件標準將中國31個省、直轄市、自治區(qū)分為東部、中部、西部三個地區(qū)①參照國發(fā)［2000］33號文件標準，東部地區(qū)包括北京、天津、遼寧、上海、江蘇、河北、浙江、福建、山東和廣東；中部地區(qū)包括安徽、江西、河南、吉林、黑龍江、山西、湖南和湖北；西部地區(qū)包括四川、重慶、內(nèi)蒙古、廣西、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆和西藏。，并構(gòu)造地區(qū)虛擬變量，且為了避免虛擬變量陷阱，設(shè)定兩個地區(qū)虛擬變量D2和D3。本文以城鄉(xiāng)收入差距為被解釋變量，勞動力流動為核心解釋變量建立時間固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型和個體固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型來估計勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距的影響。其中，時間固定效應(yīng)模型的建立是根據(jù)研究問題的需要，即分析隨著時間變化，勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距的影響會有什么不同；個體固定效應(yīng)模型的建立是基于F檢驗②H0：模型中不同個體的截距相同（即混合回歸模型）；H1：不同個體有不同的截距（即固定效應(yīng)模型）。運用stata軟件，得出F（2，257）＝9．61，prob＞F＝0．000，拒絕原假設(shè)，因此選擇固定效應(yīng)模型（FE）。和Hausman檢驗③H0：個體效應(yīng)與回歸變量無關(guān)（即個體隨機效應(yīng)模型）；H1：個體效應(yīng)與回歸變量相關(guān)（即個體固定效應(yīng)模型）運用stata軟件，得出chis2（2）＝22．74，prob＞chis＝0．000，拒絕原假設(shè)，因此選擇個體固定效應(yīng)模型。，詳見下面腳注。

本文所建立的面板數(shù)據(jù)估計模型如下（2）和（3）：

其中，t為時間（t＝1978，1979，…，2010），i為省、直轄市、自治區(qū)的個數(shù)（i＝1，2，…，30），D1為時間虛擬變量，且，γ被稱為斜率差距系數(shù)，分別表示1992年前后城鄉(xiāng)收入差距函數(shù)斜率存在的差異，u1t為時點固定效應(yīng)，εit為隨機誤差項，且滿足：E（εit）＝0，E（εitu1t）＝0，E（εitεis）＝0（?t，s，t≠s），其他變量含義同前。

其中，D2、D3為地區(qū)虛擬變量，且，u為個體固定效應(yīng)，其他變量含義2i同前。

本文用時間虛擬變量與勞動力流動交叉項的系數(shù)γ來表示1992年之后勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距的影響與1992年之前的差異，其中，系數(shù)α和α＋γ分別表示1992年之前和1992年之后勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距的影響。用地區(qū)虛擬變量與勞動力流動交叉項的系數(shù)γ1和γ2來分別表示中部地區(qū)和西部地區(qū)勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距的影響與東部地區(qū)的差異，其中，系數(shù)α、α＋γ1和α＋γ2分別表示東部、中部和西部地區(qū)勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距的影響。如果這些系數(shù)顯著大于零，則意味著勞動力流動與城鄉(xiāng)收入差距正相關(guān)，即勞動力流動比重的提高會擴大城鄉(xiāng)收入差距，此時應(yīng)該采取限制勞動力流動的措施；反之若顯著小于零，表明勞動力流動與城鄉(xiāng)收入差距負相關(guān)，即勞動力流動會縮小城鄉(xiāng)收入差距，此時應(yīng)該采取鼓勵、支持和促進勞動力流動的措施。

（三）研究假說及實證檢驗

圖3 勞動力流動與城鄉(xiāng)收入差距相關(guān)關(guān)系散點圖

1．提出假說

根據(jù)新古典均等收入理論，生產(chǎn)要素的自由流動有利于提高要素生產(chǎn)率，促進不同區(qū)域經(jīng)濟增長趨同和收入差距的收斂。因此，勞動力的跨區(qū)域流動有助于城鄉(xiāng)之間收入差距的收斂以及城鄉(xiāng)收入差距的縮小。因此，本文提出勞動力流動有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距的假說。具體地，本文假設(shè)：在1992年之后，隨著戶籍制度改革的深化，勞動力流動規(guī)模擴大，勞動力流動縮小了城鄉(xiāng)收入差距；在不同地區(qū)，由于東部地區(qū)是勞動力流動的凈遷入地區(qū)，中、西部地區(qū)是勞動力流動的凈遷出地區(qū)，本文假設(shè)勞動力流動導(dǎo)致東部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的擴大，而對中、西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距有縮小作用，且勞動力流動對西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的縮小作用比中部地區(qū)更強。

2．假說的實證檢驗

為了從直觀上描述勞動力流動與城鄉(xiāng)收入差距之間的相關(guān)關(guān)系，本文利用1985－2010年全國30個省、直轄市和自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，用機械人口增長量占總?cè)丝诘谋戎刈鳛閯趧恿α鲃拥暮饬恐笜?，用城?zhèn)居民實際可支配收入與農(nóng)村居民實際純收入的比值作為城鄉(xiāng)收入差距的衡量指標，繪制出了兩者之間的相關(guān)關(guān)系散點圖，參見圖3。圖3中橫軸LM表示勞動力流動，縱軸Gap表示城鄉(xiāng)收入差距，從圖中可以清晰地看出，勞動力流動與城鄉(xiāng)收入差距之間呈負相關(guān)關(guān)系，即隨著勞動力流動的擴大，城鄉(xiāng)收入差距呈縮小趨勢。

為了探究勞動力流動與城鄉(xiāng)收入差距之間的因果關(guān)系，本文仍使用上面的面板數(shù)據(jù)，把城鄉(xiāng)收入差距作為因變量，勞動力流動作為主要解釋變量，并根據(jù)模型（2）和模型（3），使用OLS回歸估計方法，得出兩者之間的回歸分析結(jié)果，參見表1。

對于模型（2），當回歸方程不包含時間虛擬變量與勞動力流動的交叉項時（參見表1第1列），勞動力流動的系數(shù)α為－0．029且在1%的顯著性水平下通過檢驗，說明勞動力流動與城鄉(xiāng)收入差距有顯著的負相關(guān)，即勞動力流動的擴大顯著縮小了城鄉(xiāng)收入差距，且勞動力流動比重平均每提高一個百分點會導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距下降0．029；當加入時間虛擬變量與勞動力流動的交叉項時（參見表1第2列），系數(shù)α不顯著，在統(tǒng)計上可以看作為零，但交叉項系數(shù)γ為－0．065在1%的水平下顯著，因此系數(shù)α＋γ為－0．065。系數(shù)α與系數(shù)α＋γ分別表示1992年之前勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距沒有顯著影響，而1992年之后勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距有顯著的負影響，即1992年之后勞動力流動會縮小城鄉(xiāng)收入差距，而且勞動力流動平均每提高一個百分點城鄉(xiāng)收入差距會下降0．065，這意味著在現(xiàn)階段應(yīng)該采取一些鼓勵、支持和促進勞動力流動的措施。

對于模型（3），當回歸方程不含時間虛擬變量與勞動力流動的交叉項時（參見表1第4列），即使在10%的顯著性水平下也沒有通過檢驗，此時勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距沒有顯著影響；當加入地區(qū)虛擬變量（D2、D3）與勞動力流動的交叉項時（參見表1第5列），系數(shù)α、α＋γ1和α＋γ2分別為0．053、－0．004和－0．013，而且都在1%的水平下顯著。系數(shù)為0．053且在東、中、西三個地區(qū)中該系數(shù)的經(jīng)濟顯著性最高，說明東部地區(qū)勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距有顯著的較大的正向影響，即勞動力流動比重的提高較大地擴大了城鄉(xiāng)收入差距，原因可能是東部地區(qū)的勞動力流動主要是從中部、西部地區(qū)遷移過來的，且這些遷移人口并不是東部地區(qū)的戶籍人口，而實際上東部地區(qū)本身的城鄉(xiāng)收入差距在擴大，與勞動力流動無關(guān)，即東部地區(qū)勞動力流動與城鄉(xiāng)收入差距擴大具有時間上的趨勢性，兩者可能并無因果關(guān)系；另一個可能原因是農(nóng)村遷移人口在城鎮(zhèn)所獲得的收入太低，農(nóng)村居民收入增長速度遠遠低于城鎮(zhèn)居民收入增長速度。系數(shù)α＋γ1和α＋γ2分別為－0．004和－0．013，說明中、西部地區(qū)勞動力流動對城鄉(xiāng)收入有顯著的負向影響，且與中部地區(qū)相比西部地區(qū)勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距的負向影響更大，這與前面的假說相吻合。

為了控制其它干擾因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響，更準確地分析勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距的影響，本文在模型（2）和（3）中加入了其它一些控制變量重新進行回歸估計分析，回歸估計結(jié)果參見表1。

表1 OLS回歸估計結(jié)果

（1）主變量的回歸估計結(jié)果分析

當在模型（2）中加入控制變量X1、X2、X3、X4、X5和X6時（參見表1第3列），模型的擬合優(yōu)度R2由0．210提高到0．540，說明加入控制變量使得模型對觀測值的擬合程度提高，因此，加入控制變量是必要的。加入控制變量后，勞動力流動的系數(shù)α與不加入控制變量時一樣，都是不顯著的，時間虛擬變量與勞動力流動交叉項的系數(shù)γ的正負號以及顯著性與不加入控制變量時一致，且系數(shù)大小變化不大，說明該交叉項與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系較穩(wěn)健。因此，系數(shù)α在統(tǒng)計上可以看作為零，α＋γ為－0．0323，這說明加入控制變量后1992年之后勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距有負向影響，且當勞動力流動的比重平均每提高一個百分點會導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距下降0．0323。

當在模型（3）中加入控制變量X2、X5和X6時（參見表1第6列），模型的擬合優(yōu)度提高，且地區(qū)虛擬變量與勞動力流動交叉項系數(shù)γ1和γ2的正負號及顯著性與不加入控制變量時一致，系數(shù)α、α＋γ1和α＋γ2分別為0．0326、－0．0002和－0．008，說明東部地區(qū)勞動力流動擴大了城鄉(xiāng)收入差距，而中部和西部地區(qū)勞動力流動縮小了城鄉(xiāng)收入差距，但是，與不加入控制變量相比，系數(shù)的絕對值都減小了，系數(shù)的經(jīng)濟顯著性降低了，說明加入控制變量后東、中、西部地區(qū)勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距的影響減小，主要原因是這些控制變量稀釋了主變量對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

（2）其它控制變量的回歸估計結(jié)果分析

在模型（2）加入的控制變量中，X3的系數(shù)的絕對值最大且在統(tǒng)計上顯著，表明勞動力市場發(fā)育程度（即農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率）對城鄉(xiāng)收入差距的影響最大，且系數(shù)符號為負，說明勞動力市場發(fā)育程度（即農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率）的提高會導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的縮小，這與理論預(yù)期相一致；人均收入、城市化水平和工業(yè)化進程對城鄉(xiāng)收入差距有顯著的負向影響，即這些因素都會導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的縮小，這與理論預(yù)期及其他的實證研究結(jié)果相一致；農(nóng)業(yè)財政支出對城鄉(xiāng)收入差距有顯著的正向影響，這與尚曉賀［11］的研究結(jié)果相一致。原因可能是國家對農(nóng)業(yè)的財政支出主要用于農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，而這些支出并沒有轉(zhuǎn)化為提高農(nóng)村居民收入的途徑；基礎(chǔ)設(shè)施對城鄉(xiāng)收入差距的影響不顯著，即鐵路、公路里程的增加并沒有顯著地增加農(nóng)村居民收入。

在模型（3）加入的控制變量中，城市化水平對城鄉(xiāng)收入差距有正向影響，但顯著性較弱（在10%的水平下顯著）；農(nóng)業(yè)財政支出對城鄉(xiāng)收入差距有顯著的負向影響；基礎(chǔ)設(shè)施對城鄉(xiāng)收入差距有顯著的正向影響，原因可能是城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施的差距較大，城鎮(zhèn)基礎(chǔ)設(shè)施的存量和規(guī)模較大，隨著基礎(chǔ)設(shè)施的擴大，其產(chǎn)生的規(guī)模效益顯著地增加了城鎮(zhèn)居民的收入，但農(nóng)村由于基礎(chǔ)設(shè)施的不完善、存量和規(guī)模相對較小，基礎(chǔ)設(shè)施的些微增加并沒有或者只是較小幅度地提高了農(nóng)村居民的收入。

由以上分析結(jié)果可知，勞動力流動的擴大有利于促進城鄉(xiāng)收入差距的縮小，即勞動力流動擴大是城鄉(xiāng)收入差距縮小的原因，但是，也有可能出現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距的擴大導(dǎo)致勞動力流動擴大的情形，也就是說城鄉(xiāng)收入差距是勞動力流動的原因，這樣，勞動力流動與城鄉(xiāng)收入差距可能互為因果關(guān)系。為了避免勞動力流動與城鄉(xiāng)收入差距互為因果而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題對回歸估計產(chǎn)生的偏差，本文用滯后一期的勞動力流動作為勞動力流動的工具變量來重新估計勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

使用滯后一期的勞動力流動作為勞動力流動的工具變量主要有兩個方面的原因：首先，滯后一期的勞動力流動與當前的勞動力流動之間相關(guān)，但與城鄉(xiāng)收入差距之間不相關(guān)，滿足工具變量所具備的條件。其次，把某個變量的滯后一期作為該變量的工具變量是處理內(nèi)生性問題的常規(guī)做法。如陸銘等［12］把滯后一期的出生率作為城市化（或非農(nóng)人口比重）的工具變量進行回歸計分析；應(yīng)瑞瑤等［5］為了避免內(nèi)生性問題，在估算值模型中把滯后一期的勞動力流動規(guī)模作為工具變量。

工具變量（IV）回歸估計結(jié)果見表2，其中，表的下面部分是第一階段回歸估計相關(guān)統(tǒng)計值，即以當期的勞動力流動作為因變量，滯后一期的勞動力流動作為解釋變量的回歸；表的上面部分是第二階段回歸估計相關(guān)統(tǒng)計值。從表中可以看出，模型（2）和模型（3）的Hausman檢驗p值均大于0．05的顯著性水平，接受原假設(shè)，即固定效應(yīng)IV回歸與原來的固定效應(yīng)回歸估計的系數(shù)沒有系統(tǒng)性差異，主要原因是城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)的勞動力人力資本水平不同，導(dǎo)致不同的收益率和回報率，吸引農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)流動的因素并不是城鄉(xiāng)之間的收入差距，而是已經(jīng)遷移到城鎮(zhèn)的農(nóng)村居民所獲得的收入。IV回歸估計的結(jié)果說明原來的固定效應(yīng)回歸估計模型并沒有出現(xiàn)勞動力流動與城鄉(xiāng)收入差距互為因果的內(nèi)生性問題而產(chǎn)生回歸估計偏差，原固定效應(yīng)回歸估計結(jié)果是可靠的，無需進一步使用IV回歸估計。

表2 IV回歸估計結(jié)果

（四）實證研究結(jié)論

根據(jù)前面的實證研究結(jié)果，可以得出以下結(jié)論：第一，勞動力流動在不同時間段對城鄉(xiāng)收入差距的影響不同，具體地，在1992年之前勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距沒有顯著影響，而在1992年之后勞動力流動顯著地縮小了城鄉(xiāng)收入差距；第二，勞動力流動在不同的地區(qū)對城鄉(xiāng)收入差距的影響也不同，具體地，在東部地區(qū)，勞動力流動顯著地擴大了城鄉(xiāng)收入差距，在中、西部地區(qū)，勞動力流動顯著地縮小了城鄉(xiāng)收入差距，且西部地區(qū)的勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距的縮小作用更大；第三，當在實證回歸模型中加入其它控制變量時，在不同的時間段、不同的地區(qū)，勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距影響的符號與不加入控制變量時一致，說明勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距的影響是較穩(wěn)定的。綜上，本文的實證研究結(jié)果與前面所作的假說相吻合，假說檢驗通過。

五、政策建議

上述研究結(jié)果雖然表明勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距有縮小作用，但是與其它控制變量的回歸系數(shù)絕對值大小相比，勞動力流動變量的回歸系數(shù)絕對值仍然很小，即勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距的影響仍然很小，主要原因是勞動力流動沒有達到應(yīng)有的、合理的規(guī)模，勞動力流動仍然受到不合理的限制。因此，本文認為，應(yīng)該從深化戶籍制度改革和培育城鄉(xiāng)一體化的勞動力市場兩大方面采取政策措施，鼓勵、支持和促進中、西部地區(qū)勞動力合理有序流動，擴大中、西部地區(qū)的勞動力流動規(guī)模，進而發(fā)揮其對城鄉(xiāng)收入差距的縮小作用。

（一）進一步深化戶籍制度改革

戶籍制度一直是阻礙勞動力正常流動的一個最主要的障礙，戶籍上所附加的各種福利政策人為地加大了城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民的不公平和收入差距。戶籍制度改革的重點在于剝離與戶籍相掛鉤的一系列社會福利。要剝離與戶籍捆綁的社會福利，關(guān)鍵在于加快社會保障制度改革，逐步建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一的社會保障制度，這樣才能從根本上消除戶籍觀念。

繼續(xù)深化戶籍制度改革離不開與戶籍制度相配套的一系列改革，包括建立可攜帶的社會保障制度，消除城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)在公共產(chǎn)品、公共服務(wù)和基礎(chǔ)設(shè)施方面的差距等。這些改革措施的實施在一定程度上為農(nóng)村勞動力的合理有序流動提供了制度保證：一方面可以有效地限制農(nóng)村剩余勞動力向城鎮(zhèn)的盲目流動；另一方面可以有效調(diào)動那些有能力轉(zhuǎn)變?yōu)槌擎?zhèn)“市民”的農(nóng)村剩余勞動力的積極性；同時對于解決流動人口的醫(yī)療、養(yǎng)老等社會保障問題以及子女上學等問題有重要作用。

（二）培育和發(fā)展城鄉(xiāng)一體化的勞動力市場

勞動力市場的發(fā)育程度對農(nóng)村勞動力的流動有重要影響，越完善的勞動力市場，或者說城鄉(xiāng)一體化程度越高的勞動力市場有助于促進農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)地區(qū)的流動。培育和發(fā)展城鄉(xiāng)一體化的勞動力市場需要建立城鄉(xiāng)一體化的勞動就業(yè)制度，包括取消對進城農(nóng)民工在就業(yè)工種方面所受到的不合理限制以及對勞動者的身份歧視，逐步建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一的就業(yè)信息網(wǎng)絡(luò)和就業(yè)服務(wù)體系；建立城鄉(xiāng)一體化的社會保障制度，包括建立覆蓋城鄉(xiāng)的社會保障制度，逐步實行農(nóng)民工社會保險與城鎮(zhèn)居民社會保險的相互銜接以及城鄉(xiāng)社會保障制度的相互銜接和轉(zhuǎn)換。

政府部門還應(yīng)該把勞動力市場改革的重點從戶籍制度改革向就業(yè)制度、社會福利制度改革轉(zhuǎn)變，消除農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)流動所受到的各種政策、制度因素的限制，以此來吸引農(nóng)村勞動力從流動狀態(tài)向城鎮(zhèn)永久性居民轉(zhuǎn)變。

［1］蔡昉．人口與勞動綠皮書——中國人口與勞動力問題報告［M］．北京：社會科學文獻出版社，2006．

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［3］TODARO MP．AModelof Labor Migration and Urban Unemployment in Less Development Countries［J］．American Economic Reviews，1969（59）：139－147．

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［5］應(yīng)瑞瑤，馬少曄．勞動力流動、經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距［J］．南京農(nóng)業(yè)大學學報（社會科學版），2011（2）：63－69．

［6］彭定赟，陳志平．勞動力流動對我國城鄉(xiāng)收入差距影響分析［J］．武漢理工大學學報，2009（19）：164－167．

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［11］尚曉賀．財政支出與城鄉(xiāng)收入差距——基于2000－2009年省際面板數(shù)據(jù)的實證分析［J］．山東財政學院學報，2012（1）：37－43．

［12］陸銘，陳釗．城市化、城市傾向的經(jīng)濟政策與城鄉(xiāng)收入差距［J］．經(jīng)濟研究，2004（6）：50－58．

An EMpirical Study of China Labor Force Migration Influence on Narrow ing Urban-rural Income Gap——Based on 30 Provincial Panel Data

CHEN Guang-pu
（Party School of CPC Jinshan District Committee，Shanghai201599，China）

This empirical study，based on the scale of cross-regional rural-to-urban labor forcemigration and the widening of urban-rural income gap as well as the panel data froM30 provinces，analyzed the influence of China cross-regional rural-to-urban labor forcemigration on the urban-rural income gap by setting up an econometricmodel and adopting OLSand instrumental variable regression estimationmethod．The results show that in terms of time period China labor forcemigration has significantly narrowed the urban-rural income gap since 1992，and that in terms of areas the labor forcemigration in themiddle and western areas has significantly narrowed the urban-rural income gap．

rural labor forcemigration；urban-rural income gap；empirical study

F742

A

1008－2670（2014）03－0102－10

（責任編輯 時明芝）

2014－01－02

2012年度國家社會科學基金項目“農(nóng)村勞動力流動與我國城鄉(xiāng)居民收入差距研究”（12BJY032）。

陳光普，男，安徽舒城人，中共上海市金山區(qū)委黨校教師，研究方向：勞動經(jīng)濟學、發(fā)展經(jīng)濟學。

①進城農(nóng)民工數(shù)據(jù)來源于2011年《國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》，城鎮(zhèn)就業(yè)數(shù)據(jù)來源于2011年《人力資源和社會保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》。