中国农村劳动力流动对缩小城乡收入差距的实证研究——基于全国30

２０１４年第３期　陈光普：中国农村劳动力流动对缩小城乡收入差距的实证研究　中国农村劳动力流动对缩小城乡收入差距　的实证研究　——基于全国３０个省级面板数据　陈光普　（中共上海市金山区委党校，上海２０１５９９）　摘要：针对我国劳动力跨地区乡城流动规模和城乡收入差距扩大的事实，利用全国３０个省份　面板数据，通过建立固定效应等计量经济模型，采用ＯＬＳ和工具变量回归估计方法实证分析了中国　跨区域的乡城劳动力流动对城乡收入差距的影响。研究表明：从分时间段来看，１９９２年之后，中国的　劳动力流动对缩小城乡收入差距有显著作用；从分区域来看，中、西部的劳动力流动对缩小城乡收入　差距有显著作用。　关键词：农村劳动力流动；城乡收入差距；实证研究　中图分类号：Ｆ７４２　文献标识码：Ａ　文章编号：１００８—２６７０（２０１４）０３—０１０２—１０　劳动力流动是劳动者以改变就业形式、改善收入状况等为导向的一种跨地域流动行为。在任何时期的任　何国家，劳动力流动都是劳动力市场的一种常态。２０１　１年，中国进城农民工数量达到１．５９亿人，占城镇就业　比例达到４４．２％　。中国的人口流动特别是乡城人口流动的规模之大、增速之快，在全世界都是罕见的，中国　的人口流动已成为“人类历史上在和平时期前所未有的、规模最大的人口迁移活动　’。伴随着农村劳动力　向城镇的迁移，城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比由１９７８年的２．５７上升到２０１０年的　３．２３。那么，劳动力流动对城乡收入差距有没有影响？如果有，影响的方向和强弱又是怎样的？这是本文选　题的起因，也是本文所要设法解决的问题。　一、国内外研究进展　发展经济学的经典迁移理论认为，城乡收入差距的扩大是劳动力不断由农村向城镇迁移的重要原因之　一，而劳动力从农村向城镇迁移有助于缩小城乡收入差距。　刘易斯（Ｌｅｗｉｓ）　的二元经济理论认为，当农业部门的剩余劳动力减少时，农业部门的边际生产力开始提　高，此时工业部门要想再从农业部门获得劳动力就必须提高其工资水平，导致农业部门的收入增加，进而城乡　收入差距缩小，从而二元经济结构向一元经济转变。托达罗（Ｔｏｄａｒｏ）　认为，由于某种原因，城市工业部门的　收稿日期：２０１４一Ｏ１一ｏ２　基金项目：２０１２年度国家社会科学基金项目“农村劳动力流动与我国城乡居民收入差距研究”（１２ＢＪＹ０３２）。　作者简介：陈光普，男，安徽舒城人，中共上海市金山区委党校教师，研究方向：劳动经济学、发展经济学。　①进城农民工数据来源于２０１１年《国民经济和社会发展统计公报》，城镇就业数据来源于２０１１年《人力资源和社会保障事　业发展统计公报》。　１０２　２０１４年第３期　陈光普：中国农村劳动力流动对缩小城乡收入差距的实证研究　工资比均衡工资高很多，或者存在工业部门的制度工资，导致劳动力流动不能缩小城乡之间的工资差别。　关于劳动力流动对城乡收入差距的影响，国内不同学者有不同的结论。一些学者的研究表明劳动力流动　缩小了城乡收入差距，如蔡防等　Ｊ、应瑞瑶等　Ｊ、彭定赞等　等人的研究结果。但也有一些学者的研究结果　表明随着劳动力流动规模的扩大，城乡收入差距也在同时扩大。如尹继东等　Ｊ、Ｌｉ鸵　ｎ等　等人的研究结果。　然而，已有的研究很少使用分省面板数据来研究劳动力流动对城乡收入差距的影响，而且较多地使用　ＯＬＳ回归估计分析，没有尝试用ＩＶ回归估计来分析劳动力流动与城乡收入差距可能存在互为因果而导致的　内生陛问题。鉴于此，本文在通过相应指标的计算来估算劳动力流动数据的前提下，尝试使用分省面板数据，　在ＯＬＳ回归估计的基础上，进一步使用ＩＶ回归估计来分析劳动力流动对城乡收入差距的影响。　二、中国劳动力流动的现状　劳动力流动在广义上是指劳动力从一个地区向另一个地区迁移、流动的过程。对中国来说，劳动力流动　主要是指劳动力由农村向城镇、由农业向非农业的转移过程。本文所研究的劳动力流动是指劳动力的乡城迁　移，更准确地说是指劳动力跨地区的乡城流动。　图１　中国１９８３—２０１１年进城农民工数量及其占城镇就业比例的变化趋势图①　根据１９８３—２００９年《中国统计年鉴》公布的相应年份人口统计数据以及其它资料，本文整理出了中国　１９８３—２０１１年的进城农民工数量及其占城镇就业比例的数据，并画出了它们的变化趋势图，参见图１。由于　受数据可获得性的限制，其中１９８４—１９８９年的数据缺失。从图１中可以看出，１９８３—２０１１年中国进城农民工　数量总体上处于上升趋势，但呈现出明显的阶段性特征。主要表现为：１９８３—１９９４年处于快速上升时期；　１９９５—１９９７年处于下降阶段；１９９７年之后处于稳步上升阶段。农民工占城镇就业的比例总体上也处于上升　①１．进城农民工数量的数据来源：（１）１９８３—１９９６年数据来源于农业部产业政策与法规司课题组：《农村劳动力外出就业　问题研究报告》，《农村经济文稿）２ＯＯ１年第１２期；（２）１９９７—２０００年数据来源于劳动和社会保障部：《中国农村劳动力就业及　流动状况分析》，２０００年，ｈｔｔｐ：ｗｗｗ．ｍｏｌｓｓ．ｇｏｖ．ｃｎ／ｃｏｌｕｍｎ／ｉｎｄｅｘ—ｐ１．ｈｔｍ；（３）２００１—２００４年数据来源于劳动和社会保障部调研　组：《当前农民工就业数量、结构与特点》，载国务院研究室课题组《中国农民工调研报告》，中国言实出版社２００６年版；（４）２００５　—２００７年数据来源于蔡防：《刘易斯转折点——中国经济发展的新阶段》，社会科学文献出版社２００８年版；（５）２００８年和２００９　年的数据来源于人力资源和社会保障部相应年份《人力资源和社会保障事业发展统计公报》；（６）２０１０年和２０１１年的数据来源　于国家统计局相应年份《国民经济和社会发展统计公报》。２．城镇就业数量数据来源：１９８３—２００９年数据来源于相应年分别的　《中国统计年鉴》；２０１０年和２０１１年度数据来自相应年份人力资源和社会保障部《人力资源和社会保障事业发展统计公报》。　】０３　２０１４年第３期　陈光普：中国农村劳动力流动对缩小城乡收入差距的实证研究　趋势，从１９８３年的１．７％提高到２０１１年的４４．２％，其变化的趋势及阶段性特征与进城农民工数量相类似，即　“上升一下降一上升”的变化趋势。但值得注意的是，２００８年以后进城农民工占城镇就业的比例出现了下降　趋势并趋于稳定，原因主要有：一方面，受全球金融危机的影响，２００８年下半年至２００９年上半年出现了大规　模的农民工回乡现象，但由于受国家实施的经济刺激和就业调整政策影响，从２００９年下半年开始，农村外出　就业人口逐渐回复常态；另一方面，随着城镇就业人数的增长，进城农民工数量的增长量相对较小，主要原因　是２００８年之后农村剩余劳动力规模出现了很大程度的下降，从而能够转移到城镇就业的农民工数量减少。蔡　防等　估算结果表明，中国目前的农村剩余劳动力数量在９０００万人左右，与本世纪初相比大约减少了６ＯＯＯ万　人，而且目前的农村剩余劳动力主要是以剩余时间的形式存在的，绝对意义上的剩余人口并没有这么多。　三、中国城乡收入差距的现状　对于城乡收入差距的衡量，本文用城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比来表示，包括名　义收入之比以及实际收入之比，其中，城乡实际收入之比是经过相应年份的城镇居民和农村居民的消费价格　指数消胀之后得来的。图２给出了中国改革开放以来城乡收入差距的名义值和实际值的变化趋势。从图中　我们可以看出，改革开放以来城乡收入差距的名义值和实际值总体上是上升的，但上升的幅度不同，城乡收入　差距的名义值和实际值分别从１９７８年２．５７上升到２０１０年的３．２３和２．６２，城乡收入差距的名义值总体上高　于实际值，且两者均呈现出阶段性特征。具体地，１９７８—１９８４年两者均呈下降趋势，１９８５—１９９４年呈波动上　升趋势，１９９５—１９９７年又呈下降趋势，１９９８—２００９年又呈上升趋势，２０１０年呈下降趋势。值得注意的是，２０１０　年城乡收入差距呈下降趋势，但我们不能由此断定城乡收入差距在未来也会下降，因为２０１０年的下降可能是　个别现象，而只有连续多年的下降才能断定城乡收入差距呈现下降趋势。　当然，由于中国当前城乡居民收入的统计性偏差，图２不一定能真实反映中国的城乡收入差距，这种统计　性偏差包括“漏户”、“漏人”、“漏记”，所谓“漏户”是指城镇住户调查中并没有涵盖举家进城的农民工；“漏　人”是指按照现行调查制度应纳入城镇住户调查的农民工，并没有被城镇住户调查所覆盖；“漏记”是指在农　村住户调查中家庭外出从业人员的收入没有被记录或有效记录。因此，图２只是从大体上反映中国城乡收入　差距的变化趋势，我们大可不必在数字大小上“钻牛角尖”。　５Ｏ　ＯＯ　５０　Ｏ０　５０　Ｏ０　５０　ｏｏ　ｒ、　…０　∞　Ｎ　∞　ｏ。　…∞　∞　ｏｏ　—●一城乡名义收入之比＋Ｎ　ｏｏ　０　０　城乡实际收入之比　ｏ。　０　０　０　０　０　０　口　…一Ｈ　０　０　０　０　０　Ｎ　０　年份　图２　中国改革开放以来的城乡收入差距变化趋势　注：数据根据《中国统计年鉴》历年相关数据计算得来。　四、劳动力流动对城乡收入差距影响的实证研究　（一）数据来源和变量说明　本部分实证研究使用１９８５—２０１０年全国３０个省、直辖市、自治区的分省面板数据，来分析劳动力流动对　ｌ０４　２０１４年第３期　陈光普：中国农村劳动力流动对缩小城乡收入差距的实证研究　城乡收入差距的影响。使用面板数据的原因是，面板数据与时间序列数据相比具有的优点是：面板数据含有　截面数据信息，增加了观测值和样本信息量，在一定程度上能够克服时间序列数据受多重共线性的困扰。人　均实际ＧＤＰ０）、城市化水平②、农业财政支出③、公路铁路营业里程④以及农村居民实际纯收人⑤数据的来源详　见各指标脚注，没有特殊说明的数据均直接引自《中国统计年鉴》历年。　本文实证分析模型所采用的因变量是城乡收入差距，更准确地说，是城乡实际收入差距，即经过各年城镇　居民和农村居民消费价格指数消胀之后的城镇居民实际可支配收入与农村居民实际纯收入之比。　主变量是劳动力流动，由于本文使用的数据是分省面板数据，而不同年份省级层面的劳动力流动数据缺　失，因此本文使用间接衡量指标来度量劳动力流动，即用人口机械增长量占总人口的比重（％）来表示，其中，　人口机械增长量通过“本年末总人口一上年末总人口一上年末总人口×本年人口自然增长率”计算而来的。　采用该衡量指标的主要原因是受数据可获得性的限制，另一方面原因是该衡量指标与劳动力流动有较强的相　关性（两者之间的相关系数的绝对值为０．８９４＠），且国内许多学者使用过该衡量指标作为劳动力流动的代理　变量，如文献［５］等。当然，该指标对劳动力流动的衡量可能存在一些偏差，主要表现为：人口机械增长量既　包括城镇人口机械增长量也包括农村人口的机械增长量；城镇人口的机械增长量不仅包括农村进城务工人　员，还包括高校在校学生、农村进城非就业人口等。在估计到可能存在的偏差时，本文仍采用人口机械增长量　占总人口的比重来衡量劳动力流动的主要原因是：许多经济指标往往很难找到最优解释变量，在数据不支持　最优解释变量或指标时，为了研究的需要，只能采用次优解释变量或指标。　采用的控制变量包括：人均收入，用经过ＧＤＰ缩减指数进行消胀之后的人均实际ＧＤＰ（　人）的自然对　数形式来衡量；城市化水平，用城镇人口占总人口的比重（％）来衡量；劳动力市场发育程度，用农业比较劳动　生产率表示，即第一产业产值占国内生产总值比重与第一产业就业人数占总就业人数比重之比；工业化进程，　用第二、三产业产值之和占ＧＤＰ的比重（％）表示；农业财政支出，用地方财政农业支出占地方财政支出的比　①人均实际ＧＤＰ数据根据ＧＤＰ缩减指数进行消胀，其中四个直辖市（北京、天津、上海、重庆）没有区分城乡居民消费价格　指数（１９８５年＝１００）；２０１０年河北、山西、内蒙古、辽宁、黑龙江、江西、山东、河南、湖北、湖南、广东、广西、四川、贵州、云南、陕　西、甘肃、青海、宁夏人均实际ＧＤＰ由于人均ＧＤＰ指数（上年＝１００）数据缺失，用居民消费价格指数代替进行消胀。农村居民　实际人均纯收入和城镇居民实际人均可支配收入数据是经过相应年份的农村和城镇居民消费价格指数（１９８５年＝１００）消胀之　后得来的，农村和城镇居民消费价格指数（１９８５年＝１００）是根据《中国统计年鉴》历年农村和城镇居民消费价格指数（上一年　＝１００）进行换算的，西藏１９８５—１９８９年城市居民和农村居民消费价格指数数据缺失，分别用相应年份的新疆数据来代替。　②由于城镇人口数据的缺失，河北省１９８５—１９９９年以及浙江省１９９１—１９９４年城市化水平用非农人口占总人口的比重来替　代，非农人口数据来源于《新中国五十年统计资料汇编》，２００１年城镇总人口数据来源于《河北经济年鉴２００２｝。浙江省１９８５—　１９８８年年底总人口数据和１９８５—１９９９年年底城镇总人口数据来源于《新中国五十年统计资料汇编》。重庆市１９８５—１９８９年总　人口数来源于相应年份的《中国城市统计年鉴》，１９８５—１９９５年城市化水平数据由于城镇人口数据的缺失，用相应年份的非农　人口代替计算出来的，数据来源于相应年份的《重庆统计年鉴》。西藏、新疆由于２０１０年年底城镇总人口数据缺失，城市化水　平是在２００９年城市化水平的基础上根据２００９年的增长率推算的。　③各省市１９８５—１９９３年财政农业支出比重数据来源于《新中国五十年统计资料汇编》，２００７—２０１０年地方财政农业支出数　据缺失，使用《中国统计年鉴》中当地各年的农林水事务财政支出数据，并根据２００７年之前地方财政农业支出占农林水事务财　政支出的平均比重近似推算出来的（平均比重近似为６５％）。安徽省１９８５—１９８９年、甘肃省１９８５—１９８６年地方财政农业支出　数据缺失，用支持农业生产和事业数据（通过对比发现，１９９０—１９９９年此数据与《中国统计年鉴》中地方财政农业支出数据完全　吻合，只是名称不同而已）代替，数据来源于《新中国五十年统计资料汇编》相应年份。　④１９８５—１９８８年公路里程、铁路营业里程数据来源于《中国工业交通能源５Ｏ年统计资料汇编》。　⑤相应年份的农村居民纯收入用农村居民消费价格指数（１９８４年＝１００）进行消胀，其中四个直辖市由于农村居民居民消　费价格指数缺失，用相应年份的居民消费价格指数代替。　⑥宏观全国１９９３—２０１０年进城农民工数量与人口机械增长量之间的相关系数。　１０５　２０１４年第３期　陈光普：中国农村劳动力流动对缩小城乡收入差距的实证研究　重（％）表示；基础设施，用公路里程和铁路运营里程之和（万公里）来表示。当然，在开放背景下还有其它一　些影响城乡收入差距的因素，如市场化程度、开放度、外贸依存度＿ｌ。。等，本文为了研究的需要，对这些开放背　景下的因素暂不考虑。　（二）实证研究模型　本文建立的实证分析的基本模型为：　Ｇａｐ＝　Ｌ　＋卢　＋　（　＝１，２，…，６）　（１）　式（１）中，Ｇａｐ代表城乡收入差距，　代表劳动力流动，　代表其他控制变量（其中，　。、　、　、　、　和　分别代表人均收入（自然对数形式）、城市化水平、劳动力市场发育程度、工业化进程、农业财政支出和基础　设施），　为控制变量的个数，　代表随机误差项，　和卢　是各变量前的系数。　为了研究不同时间段劳动力流动对城乡收入差距的不同影响，本文在模型（１）中加入了时间虚拟变量与　劳动力流动的交叉项，建立时点固定效应模型，参见模型（２）。具体地，以１９９２年作为分界点，因为从１９９２年　开始，中国的户籍制度改革加快，并进入到一个新时期，加入此虚拟变量可以分析户籍制度改革对劳动力流动　的影响，进而对城乡收人差距产生的间接影响。以乘法形式引入虚拟变量与主变量的交叉项是为了区别不同　时期城乡收入差距关于劳动力流动的相对变化情况，即模型斜率系数的变化情况。本文引入这个变量的依据　是１９９２年前后城乡收入差距关于劳动力流动的斜率系数有差异的现实状况。此外，本文在模型（１）中引入　地区（即东部、中部、西部地区）虚拟变量与劳动力流动的交叉项来分析地域差别对劳动力流动的影响，进而　对城乡收入差距的间接影响，即不同地区城乡收入差距关于劳动力流动的相对变化情况，形成模型（３）。　在建立实证分析模型之前，本文参照国发［２０００］３３号文件标准将中国３１个省、直辖市、自治区分为东　部、中部、西部三个地区①，并构造地区虚拟变量，且为了避免虚拟变量陷阱，设定两个地区虚拟变量Ｄ’和Ｄ　。　本文以城乡收入差距为被解释变量，劳动力流动为核心解释变量建立时间固定效应面板数据模型和个体固定　效应面板数据模型来估计劳动力流动对城乡收入差距的影响。其中，时间固定效应模型的建立是根据研究问　题的需要，即分析随着时间变化，劳动力流动对城乡收入差距的影响会有什么不同；个体固定效应模型的建立　是基于Ｆ检验②和Ｈａｕｓｍａｎ检验③，详见下面脚注。　本文所建立的面板数据估计模型如下（２）和（３）：　ａｐｎ＝ａＬＭ“＋　Ｇｍ＋　（Ｄ１×　ｎ）＋　ｌｌ＋　（＿，＝１，２，…，６）　（２）　其中，ｔ为时间（ｔ＝１９７８，１９７９，…，２０１０），ｉ为省、直辖市、自治区的个数（ｉ＝１，２，…，３０），Ｄ　为时间虚拟　变量，且。。＝｛　：　；　辜　詈，　被称为斜率差距系数，分别表示１９９２年前后城乡收入差距函数斜率存在的　差异，　。　为时点固定效应，ｓ　为随机误差项，且满足：Ｅ（　）＝０，Ｅ（８ｉｔ　）＝０，Ｅ（８ｉｔ　）＝０（Ｖｔ，ｓ，ｔ≠ｓ），其他　变量含义同前。　Ｇａｐ　＝ａＬＭ　＋　，　ｍ＋　１（Ｄ２×ＬＭ　）＋　２（Ｄ３×￡　）＋ｕ２　＋８　（３）　①参照国发［２０００］３３号文件标准，东部地区包括北京、天津、辽宁、上海、江苏、河北、浙江、福建、山东和广东；中部地区包　括安徽、江西、河南、吉林、黑龙江、山西、湖南和湖北；西部地区包括四川、重庆、内蒙古、广西、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁　夏、新疆和西藏。　⑦Ｈ０：模型中不同个体的截距相同（即混合回归模型）；Ｈ　：不同个体有不同的截距（即固定效应模型）。运用ｓｔａｔａ软件，得　出Ｆ（２，２５７）＝９．６１，ｐｒｏｂ＞Ｆ＝０．０００，拒绝原假设，因此选择固定效应模型（ＦＥ）。　④Ｈ。：个体效应与回归变量无关（即个体随机效应模型）；Ｈ。：个体效应与回归变量相关（即个体固定效应模型）运用ｓｔａｔａ　软件，得出ｃｈｉｓ　２（２）＝２２．７４，ｐｒｏｂ＞ｃｈｉｓ＝０．０００，拒绝原假设，因此选择个体固定效应模型。　１０６　２０１４年第３期　陈光普：中国农村劳动力流动对缩小城乡收入差距的实证研究　其中，Ｄ２，Ｄ３为地区虚拟变量，且。　＝｛　：　雹釜　，。，｛　：　，　为个体固定效应，其他变量含义　同前。　本文用时间虚拟变量与劳动力流动交叉项的系数　来表示１９９２年之后劳动力流动对城乡收入差距的影　响与１９９２年之前的差异，其中，系数Ｏｔ和　＋　分别表示１９９２年之前和１９９２年之后劳动力流动对城乡收入　差距的影响。用地区虚拟变量与劳动力流动交叉项的系数　和ｙ：来分别表示中部地区和西部地区劳动力　流动对城乡收入差距的影响与东部地区的差异，其中，系数Ｏ／、Ｏ／＋ｙ。和Ｏｄ＋　。分别表示东部、中部和西部地区　劳动力流动对城乡收入差距的影响。如果这些系数显著大于零，则意味着劳动力流动与城乡收入差距正相　关，即劳动力流动比重的提高会扩大城乡收入差距，此时应该采取限制劳动力流动的措施；反之若显著小于　零，表明劳动力流动与城乡收入差距负相关，即劳动力流动会缩小城乡收入差距，此时应该采取鼓励、支持和　促进劳动力流动的措施。　（三）研究假说及实证检验　１．提出假说　根据新古典均等收入理论，生产要素的自由流动有利于提高要素生产率，促进不同区域经济增长趋同和　收入差距的收敛。因此，劳动力的跨区域流动有助于城乡之间收入差距的收敛以及城乡收入差距的缩小。因　此，本文提出劳动力流动有助于缩小城乡收入差距的假说。具体地，本文假设：在１９９２年之后，随着户籍制度　改革的深化，劳动力流动规模扩大，劳动力流动缩小了城乡收入差距；在不同地区，由于东部地区是劳动力流　动的净迁入地区，中、西部地区是劳动力流动的净迁出地区，本文假设劳动力流动导致东部地区城乡收入差距　的扩大，而对中、西部地区的城乡收入差距有缩小作用，且劳动力流动对西部地区城乡收入差距的缩小作用比　中部地区更强。　２．假说的实证检验　为了从直观上描述劳动力流动与城乡收入差距之间的　相关关系，本文利用１９８５—２０１０年全国３０个省、直辖市和　．；　ｃＰ　自治区的面板数据，用机械人口增长量占总人口的比重作为　劳动力流动的衡量指标，用城镇居民实际可支配收入与农村　居民实际纯收入的比值作为城乡收入差距的衡量指标，绘制　■　＼．　＼　・Ｊ　・．｜　●　●　●●　出了两者之间的相关关系散点图，参见图３。图３中横轴　埘表示劳动力流动，纵轴Ｇａｐ表示城乡收人差距，从图中　可以清晰地看出，劳动力流动与城乡收入差距之间呈负相关　关系，即随着劳动力流动的扩大，城乡收入差距呈缩小趋势。　为了探究劳动力流动与城乡收入差距之间的因果关系，　图３　劳动力流动与城乡收入差距相关关系散点图　注：根据ｓｔａｔａｌＯ．０整理得来。　本文仍使用上面的面板数据，把城乡收入差距作为因变量，劳动力流动作为主要解释变量，并根据模型（２）和　模型（３），使用ＯＬＳ回归估计方法，得出两者之间的回归分析结果，参见表１。　对于模型（２），当回归方程不包含时间虚拟变量与劳动力流动的交叉项时（参见表１第１列），劳动力流　动的系数Ｏｒ，为一０．０２９且在１％的显著性水平下通过检验，说明劳动力流动与城乡收入差距有显著的负相关，　即劳动力流动的扩大显著缩小了城乡收入差距，且劳动力流动比重平均每提高一个百分点会导致城乡收入差　距下降０．０２９；当加入时间虚拟变量与劳动力流动的交叉项时（参见表１第２列），系数　不显著，在统计上可　以看作为零，但交叉项系数　为一０．０６５在１％的水平下显著，因此系数Ｏｒ，＋　为一０．０６５。系数　与系数仅＋　＾ｙ分别表示１９９２年之前劳动力流动对城乡收入差距没有显著影响，而１９９２年之后劳动力流动对城乡收入差　１０７　２０１４年第３期　陈光普：中国农村劳动力流动对缩小城乡收入差距的实证研究　距有显著的负影响，即１９９２年之后劳动力流动会缩小城乡收入差距，而且劳动力流动平均每提高一个百分点　城乡收入差距会下降０．０６５，这意味着在现阶段应该采取一些鼓励、支持和促进劳动力流动的措施。　对于模型（３），当回归方程不含时间虚拟变量与劳动力流动的交叉项时（参见表１第４列），即使在１０％　的显著性水平下也没有通过检验，此时劳动力流动对城乡收入差距没有显著影响；当加入地区虚拟变量（Ｄ，、　Ｄ　）与劳动力流动的交叉项时（参见表１第５列），系数仅、仅＋　和　＋＾ｙ：分别为０．０５３、一０．００４和一０．０１３，　而且都在１％的水平下显著。系数为０．０５３且在东、中、西三个地区中该系数的经济显著性最高，说明东部地　区劳动力流动对城乡收入差距有显著的较大的正向影响，即劳动力流动比重的提高较大地扩大了城乡收入差　距，原因可能是东部地区的劳动力流动主要是从中部、西部地区迁移过来的，且这些迁移人口并不是东部地区　的户籍人口，而实际上东部地区本身的城乡收入差距在扩大，与劳动力流动无关，即东部地区劳动力流动与城　乡收入差距扩大具有时间上的趋势性，两者可能并无因果关系；另一个可能原因是农村迁移人口在城镇所获　得的收入太低，农村居民收入增长速度远远低于城镇居民收入增长速度。系数ｏ【＋　和　＋＾ｙ：分别为　一０．００４和一０．０１３，说明中、西部地区劳动力流动对城乡收入有显著的负向影响，且与中部地区相比西部地区　劳动力流动对城乡收入差距的负向影响更大，这与前面的假说相吻合。　为了控制其它干扰因素对城乡收入差距的影响，更准确地分析劳动力流动对城乡收入差距的影响，本文　在模型（２）和（３）中加入了其它一些控制变量重新进行回归估计分析，回归估计结果参见表１。　表１　ＯＬＳ回归估计结果　变量　一模型（２）　０．０２９…　一模型（３）　０．００８５　Ｏ．０００３　０．０５２７…　０．０３２６　０．００７７　ＬＭ　Ｄ。（２．８６６）　一（０．５０１）　０．０６５…　（０．７１９）　一０．０３２３　（０．０４３）　Ｎｏ　（３．１０４７）　Ｎｏ　（２．４８６４）　Ｎ０　×ＬＭ　Ｎｏ　（一３．２０２）　Ｄ　×ＬＭ　Ⅳ０　Ｎｏ　（一１．９９４９）　Ｎｏ　Ｎｏ　０．０５６９…　一０．０３２８　（一２．７２０６）　Ｄ　×Ｌ　—（一２．０２４１）　一０．０４０６…　Ｎｏ　Ｎｏ　Ｎｏ　Ⅳ０　０．０６６０…　（一３．３８６３）　（一２．７２２３）　控制变量　一ｌ　Ｎｏ　Ｎｏ　０．０４０３…　Ｎｏ　Ｎｏ　Ｎｏ　０．００１８　，ｖｏ　Ｎｏ　（一２．８３１２）　一２　Ｎｏ　Ｎｏ　０．００３４…　（一２．８３３３）　一（１．７８２７）　Ｎｏ　３．６８２５…　一，ｖｏ　咒　ＮＮｏ　（１１．４６５５）　０．０５５０…　Ｎ０　Ｎ０　ｏ　Ｎｏ　（一１６．０４３３）　Ｎｏ　Ｎｏ　Ｎｏ　Ｎｏ　Ｎｏ　一０．０７２１…　Ｘ５　Ⅳ０　０．０２７１…　（３．００５５）　０．００２１　（一１２．４３８８）　０．０４６１　Ｎ０　尺　０．２１０　Ⅳ０　０．２２１　（０．３４７３）　Ｎｏ　０．６６５　Ｎｏ　０．６７０４　（１３．３６７７）　０．８０６４　０．５４０２　注：表中数据表示相应变量的回归估计系数，括号中的数据是ｔ统计值，“，ｖｏ”表示估计方程中不含该变量，　别表示在１％、５％和１０％的水平下显著，其他数据和符号的含义同前。　、　和　分　（１）主变量的回归估计结果分析　当在模型（２）中加入控制变量　。、　：、　、　、　和　时（参见表１第３列），模型的拟合优度Ｒ　由０．２１０　１０８　２０１４年第３期　陈光普：中国农村劳动力流动对缩小城乡收人差距的实证研究　提高到０．５４０，说明加入控制变量使得模型对观测值的拟合程度提高，因此，加入控制变量是必要的。加入控　制变量后，劳动力流动的系数　与不加入控制变量时一样，都是不显著的，时间虚拟变量与劳动力流动交叉　项的系数　的正负号以及显著性与不加入控制变量时一致，且系数大小变化不大，说明该交叉项与城乡收入　差距的关系较稳健。因此，系数　在统计上可以看作为零，　＋　为一０．０３２３，这说明加入控制变量后１９９２年　之后劳动力流动对城乡收入差距有负向影响，且当劳动力流动的比重平均每提高一个百分点会导致城乡收入　差距下降０．０３２３。　当在模型（３）中加入控制变量　、　和　时（参见表１第６列），模型的拟合优度提高，且地区虚拟变量　与劳动力流动交叉项系数　。和　：的正负号及显著性与不加入控制变量时一致，系数　、　＋Ｙ　和　＋Ｙ　分别　为０．０３２６、一０．０００２和一０．００８，说明东部地区劳动力流动扩大了城乡收入差距，而中部和西部地区劳动力流　动缩小了城乡收入差距，但是，与不加入控制变量相比，系数的绝对值都减小了，系数的经济显著性降低了，说　明加入控制变量后东、中、西部地区劳动力流动对城乡收入差距的影响减小，主要原因是这些控制变量稀释了　主变量对城乡收入差距的影响。　（２）其它控制变量的回归估计结果分析　在模型（２）加入的控制变量中，　的系数的绝对值最大且在统计上显著，表明劳动力市场发育程度（即农　业比较劳动生产率）对城乡收入差距的影响最大，且系数符号为负，说明劳动力市场发育程度（即农业比较劳　动生产率）的提高会导致城乡收入差距的缩小，这与理论预期相一致；人均收人、城市化水平和工业化进程对　城乡收入差距有显著的负向影响，即这些因素都会导致城乡收入差距的缩小，这与理论预期及其他的实证研　究结果相一致；农业财政支出对城乡收入差距有显著的正向影响，这与尚晓贺¨　的研究结果相一致。原因可　能是国家对农业的财政支出主要用于农业基础设施的建设，而这些支出并没有转化为提高农村居民收人的途　径；基础设施对城乡收入差距的影响不显著，即铁路、公路里程的增加并没有显著地增加农村居民收入。　在模型（３）加入的控制变量中，城市化水平对城乡收入差距有正向影响，但显著性较弱（在１０％的水平下　显著）；农业财政支出对城乡收入差距有显著的负向影响；基础设施对城乡收入差距有显著的正向影响，原因　可能是城乡基础设施的差距较大，城镇基础设施的存量和规模较大，随着基础设施的扩大，其产生的规模效益　显著地增加了城镇居民的收入，但农村由于基础设施的不完善、存量和规模相对较小，基础设施的些微增加并　没有或者只是较小幅度地提高了农村居民的收入。　由以上分析结果可知，劳动力流动的扩大有利于促进城乡收入差距的缩小，即劳动力流动扩大是城乡收　入差距缩小的原因，但是，也有可能出现城乡收入差距的扩大导致劳动力流动扩大的情形，也就是说城乡收入　差距是劳动力流动的原因，这样，劳动力流动与城乡收入差距可能互为因果关系。为了避免劳动力流动与城　乡收入差距互为因果而产生的内生性问题对回归估计产生的偏差，本文用滞后一期的劳动力流动作为劳动力　流动的工具变量来重新估计劳动力流动对城乡收入差距的影响。　使用滞后一期的劳动力流动作为劳动力流动的工具变量主要有两个方面的原因：首先，滞后一期的劳动　力流动与当前的劳动力流动之间相关，但与城乡收人差距之间不相关，满足工具变量所具备的条件。其次，把　某个变量的滞后一期作为该变量的工具变量是处理内生性问题的常规做法。如陆铭等＿１　把滞后一期的出生　率作为城市化（或非农人口比重）的工具变量进行回归计分析；应瑞瑶等　为了避免内生性问题，在估算值模　型中把滞后一期的劳动力流动规模作为工具变量。　工具变量（ＩＶ）回归估计结果见表２，其中，表的下面部分是第一阶段回归估计相关统计值，即以当期的劳　动力流动作为因变量，滞后一期的劳动力流动作为解释变量的回归；表的上面部分是第二阶段回归估计相关　统计值。从表中可以看出，模型（２）和模型（３）的Ｈａｕｓｍａｎ检验Ｐ值均大于０．０５的显著性水平，接受原假设，　即固定效应ＩＶ回归与原来的固定效应回归估计的系数没有系统性差异，主要原因是城镇和农村地区的劳动　力人力资本水平不同，导致不同的收益率和回报率，吸引农村劳动力向城镇流动的因素并不是城乡之间的收　】０９　２０１４年第３期　入差距，而是已经迁移到城镇的农村居民所　获得的收入。ＩＶ回归估计的结果说明原来　的固定效应回归估计模型并没有出现劳动　力流动与城乡收入差距互为因果的内生性　问题而产生回归估计偏差，原固定效应回归　估计结果是可靠的，无需进一步使用ＩＶ回　归估计。　陈光普：中国农村劳动力流动对缩小城乡收入差距的实证研究　表２　ＩＶ回归估计结果　统计值　Ｆ统计值　Ｆ统计值　Ｈａｕｓｍａｎ检验（Ｐ值）　模型（２）　６．５９６８　６．８Ｏ４６　模型（３）　５３．４４４３　５０．９５３５　２．４０８７　０．５３７　第二　段，因变量：城乡收入差距Ｇａｐ　第一阶段，因变量：劳动力流动ＬＭ　１．１０３１　０．４７３　注：Ｈａｕｓｍａｎ检验的原假设是固定效应ＩＶ回归与固定效应回归的估　（四）实证研究结论　计系数没有系统性差异，其它符号的含义同前。　根据前面的实证研究结果，可以得出以下结论：第一，劳动力流动在不同时间段对城乡收入差距的影响不　同，具体地，在１９９２年之前劳动力流动对城乡收入差距没有显著影响，而在１９９２年之后劳动力流动显著地缩　小了城乡收入差距；第二，劳动力流动在不同的地区对城乡收入差距的影响也不同，具体地，在东部地区，劳动　力流动显著地扩大了城乡收入差距，在中、西部地区，劳动力流动显著地缩小了城乡收入差距，且西部地区的　劳动力流动对城乡收人差距的缩小作用更大；第三，当在实证回归模型中加入其它控制变量时，在不同的时间　段、不同的地区，劳动力流动对城乡收入差距影响的符号与不加入控制变量时一致，说明劳动力流动对城乡收　入差距的影响是较稳定的。综上，本文的实证研究结果与前面所作的假说相吻合，假说检验通过。　五、政策建议　上述研究结果虽然表明劳动力流动对城乡收入差距有缩小作用，但是与其它控制变量的回归系数绝对值　大小相比，劳动力流动变量的回归系数绝对值仍然很小，即劳动力流动对城乡收入差距的影响仍然很小，主要　原因是劳动力流动没有达到应有的、合理的规模，劳动力流动仍然受到不合理的限制。因此，本文认为，应该　从深化户籍制度改革和培育城乡一体化的劳动力市场两大方面采取政策措施，鼓励、支持和促进中、西部地区　劳动力合理有序流动，扩大中、西部地区的劳动力流动规模，进而发挥其对城乡收入差距的缩小作用。　（一）进一步深化户籍制度改革　户籍制度一直是阻碍劳动力正常流动的一个最主要的障碍，户籍上所附加的各种福利政策人为地加大了　城镇居民与农村居民的不公平和收入差距。户籍制度改革的重点在于剥离与户籍相挂钩的一系列社会福利。　要剥离与户籍捆绑的社会福利，关键在于加快社会保障制度改革，逐步建立城乡统一的社会保障制度，这样才　能从根本上消除户籍观念。　继续深化户籍制度改革离不开与户籍制度相配套的一系列改革，包括建立可携带的社会保障制度，消除　城镇和农村地区在公共产品、公共服务和基础设施方面的差距等。这些改革措施的实施在一定程度上为农村　劳动力的合理有序流动提供了制度保证：一方面可以有效地限制农村剩余劳动力向城镇的盲目流动；另一方　面可以有效调动那些有能力转变为城镇“市民”的农村剩余劳动力的积极性；同时对于解决流动人口的医疗、　养老等社会保障问题以及子女上学等问题有重要作用。　（二）培育和发展城乡一体化的劳动力市场　劳动力市场的发育程度对农村劳动力的流动有重要影响，越完善的劳动力市场，或者说城乡一体化程度　越高的劳动力市场有助于促进农村劳动力向城镇地区的流动。培育和发展城乡一体化的劳动力市场需要建　立城乡一体化的劳动就业制度，包括取消对进城农民工在就业工种方面所受到的不合理限制以及对劳动者的　身份歧视，逐步建立城乡统一的就业信息网络和就业服务体系；建立城乡一体化的社会保障制度，包括建立覆　盖城乡的社会保障制度，逐步实行农民工社会保险与城镇居民社会保险的相互衔接以及城乡社会保障制度的　１　１０　２０１４年第３期　相互衔接和转换。　陈光普：中国农村劳动力流动对缩小城乡收入差距的实证研究　政府部门还应该把劳动力市场改革的重点从户籍制度改革向就业制度、社会福利制度改革转变，消除农　村劳动力向城镇流动所受到的各种政策、制度因素的限制，以此来吸引农村劳动力从流动状态向城镇永久性　居民转变。　参考文献：　［１］蔡防．人口与劳动绿皮书——中国人口与劳动力问题报告［Ｍ］．北京：社会科学文献出版社，２００６．　［２］ＬＥＷＩＳ　Ｗ　Ａ．Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ　ｗｉｔｈ　Ｕｎｌｉｍｉｔｅｄ　Ｓｕｐｐｌｉｅｄ　ｏｆ　Ｌａｂｏｒ［Ｊ］．Ｔｈｅ　Ｍａｎｃｈｅｓｔｅｒ　Ｓｃｈｏｏｌ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｓｃｉｅｎｃｅ　Ｓｔｕｄｉｅｓ，　１９５４（２２）：１４１—１４５．　［３］ＴＯＤＡＲＯ　Ｍ　Ｐ．Ａ　Ｍｏｄｅｌ　ｏｆ　Ｌａｂｏｒ　Ｍｉｇｒａｔｉｏｎ　ａｎｄ　Ｕｒｂａｎ　Ｕｎｅｍｐｌｏｙｍｅｎｔ　ｉｎ　Ｌｅｓｓ　Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ　Ｃｏｕｎｔｉｒｅｓ［Ｊ］．Ａｍｅｒｉｃａｎ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｒｅ．　ｖｉｅｗｓ，１９６９（５９）：１３９—１４７．　［４］蔡防，王美艳．为什么劳动力流动没有缩小城乡收入差距［Ｊ］．经济学动态，２００９（８）：４—１０．　［５］应瑞瑶，马少哗．劳动力流动、经济增长与城乡收入差距［Ｊ］．南京农业大学学报（社会科学版），２０１１（２）：６３—６９．　［６］彭定赁，陈志平．劳动力流动对我国城乡收入差距影响分析［Ｊ］．武汉理工大学学报，２００９（１９）：１６４—１６７．　［７］尹继东，王秀芝．农村劳动力转移对城乡收入差距的影响：基于江西的实证［Ｊ］．南昌大学学报（人文社会科学版），２００８（２）：　３８—４５．　［８］ＪＵＳＴＩＮ　Ｙ　Ｌ，ＧＥＷＥＩ　Ｗ，ＹＡＯＨＵＩ　Ｚ．Ｒｅｇｉｏｎａｌ　Ｉｎｅｑｕａｌｉｔｙ　ａｎｄ　Ｌａｂｏｒ　Ｔｒａｎｓｆｅｒｓ　ｉｎ　Ｃｈｉｎａ［Ｊ］．Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ　ａｎｄ　Ｃｕｌｔｕｒｌａ　Ｃｈａｎｇｅ，２００４（５２）：５８７—６０３．　［９］蔡防等．中国人口与劳动问题报告［Ｍ］．北京：社会科学文献出版社，２０１１．　［１Ｏ］黄国华．开放格局下的体制束缚、机会不均等与城乡收入差距［Ｊ］．山东财政学院学报，２０１１（１）：４３—４５．　［１１］尚晓贺．财政支出与城乡收入差距——基于２０００—２００９年省际面板数据的实证分析［Ｊ］．山东财政学院学报，２０１２（１）：３７　—４３．　［１２］陆铭，陈钊．城市化、城市倾向的经济政策与城乡收入差距［Ｊ］．经济研究，２００４（６）：５０—５８．　Ａｎ　Ｅｍｐｉｒｉｃａｌ　Ｓｔｕｄｙ　ｏｆ　Ｃｈｉｎａ　Ｌａｂｏｒ　Ｆｏｒｃｅ　Ｍｉｇｒａｔｉｏｎ　Ｉｎｆｌｕｅｎｃｅ　ｏｎ　Ｎａｒｒｏｗｉｎｇ　Ｕｒｂａｎ－ｒｕｒａｌ　Ｉｎｃｏｍｅ　Ｇａｐ　——Ｂａｓｅｄ　ｏｎ　３０　Ｐｒｏｖｉｎｃｉａｌ　Ｐａｎｅｌ　Ｄａｔａ　ＣＨＥＮ　Ｇｕａｎｇ—ｐｕ　（Ｐａｒｔｙ　Ｓｃｈｏｏｌ　ｏｆ　ＣＰＣ　Ｊｉｎｓｈａｎ　Ｄｉｓｔｒｉｃｔ　Ｃｏｍｍｉｔｔｅｅ，Ｓｈａｎｇｈａｉ　２０１５９９，Ｃｈｉｎａ）　Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｔｈｉｓ　ｅｍｐｉｒｉｃａｌ　ｓｔｕｄｙ，ｂａｓｅｄ　ｏｎ　ｔｈｅ　ｓｃａｌｅ　ｏｆ　ｃｒｏｓｓ—ｒｅｇｉｏｎａｌ　ｒｕｒａｌ—ｔｏ－ｕｒｂａｎ　ｌａｂｏｒ　ｆｏｒｃｅ　ｍｉｇｒａｔｉｏｎ　ａｎｄ　ｔｈｅ　ｗｉｄｅｎｉｎｇ　ｏｆ　ｕｒｂａｎ—ｒｕｒａｌ　ｉｎｃｏｍｅ　ｇａｐ　ａｓ　ｗｅｌｌ　ａｓ　ｔｈｅ　ｐａｎｅｌ　ｄａｔａ　ｆｒｏｍ　３０　ｐｒｏｖｉｎｃｅｓ，ａｎａｌｙｚｅｄ　ｔｈｅ　ｉｎｆｌｕｅｎｃｅ　ｏｆ　Ｃｈｉｎａ　ｃｒｏｓｓ‘ｒｅｇｉｏｎａｌ　ｒｕｒａｌ—ｔｏ—ｕｒｂａｎ　ｌａｂｏｒ　ｆｏｒｃｅ　ｍｉｒａｔｇｉｏｎ　ｏｎ　ｔｈｅ　ｕｒｂａｎ－ｕｒｒａｌ　ｉｎｃｏｍｅ　ｇａｐ　ｂｙ　ｓｅｔｔｉｎｇ　ｕｐ　ａｎ　ｅｃｏｎｏｍｅｔｉｒｃ　ｍｏｄｅｌ　ａｎｄ　ａｄｏｐｔｉｎｇ　ＯＬＳ　ａｎｄ　ｉｎｓｔｒｕｍｅｎｔａｌ　ｖａｒｉａｂｌｅ　ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ　ｅｓｔｉｍａｔｉｏｎ　ｍｅｔｈｏｄ．Ｔｈｅ　ｒｅｓｕｌｔｓ　ｓｈｏｗ　ｔｈａｔ　ｉｎ　ｔｅｒｍｓ　ｏｆ　ｔｉｍｅ　ｐｅ—　ｒｉｏｄ　Ｃｈｉｎａ　ｌａｂｏｒ　ｆｏｒｃｅ　ｍｉｇｒａｔｉｏｎ　ｈａｓ　ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｌｙ　ｎａｒｒｏｗｅｄ　ｔｈｅ　ｕｒｂａｎ—ｒｕｒａｌ　ｉｎｃｏｍｅ　ｇａｐ　ｓｉｎｃｅ　１９９２ａｎｄ　ｔｈａｔ　ｉｎ　ｔｅｒｍｓ　，ｏｆ　ａｒｅａｓ　ｔｈｅ　ｌａｂｏｒ　ｆｏｒｃｅ　ｍｉｇｒａｔｉｏｎ　ｉｎ　ｔｈｅ　ｍｉｄｄｌｅ　ａｎｄ　ｗｅｓｔｅｒｎ　ａｒｅａｓ　ｈａｓ　ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｌｙ　ｎａｒｒｏｗｅｄ　ｔｈｅ　ｕｒｂａｎ—ｒｕｒａｌ　ｉｎｃｏｍｅ　ｇａｐ．　．　Ｋｅｙ　ｗｏｒｄｓ：ｒｕｒａｌ　ｌａｂｏｒ　ｆｏｒｃｅ　ｍｉｇｒａｔｉｏｎ；ｕｒｂａｎ－ｒｕｒａｌ　ｉｎｃｏｍｅ　ｇａｐ；ｅｍｐｉｒｉｃａｌ　ｓｔｕｄｙ　（责任编辑时明芝）　１ｌ１