戶籍制度改革與永久移民的形成

戶籍制度改革與永久移民的形成

一、戶籍制度改革對農民工外出勞務的影響家庭制度改革促進了大量永久移民（鄧曲恒和格斯塔夫森，2007），促進了城市化進程。但是,戶改是否對向城市短期流動的農村勞動力即農民工產生影響?這也是影響實際城市化水平的一個分析維度,但長期缺乏定量分析。并且,農民工外出務工對于促進農民收入增長、減少城鄉(xiāng)差距有很大意義(林毅夫,2006;Giles,2006;孫文凱等,2007)。如果戶改影響農民工的行為,也會進一步影響農民收入和城鄉(xiāng)及地區(qū)差距。本文意在通過調查數據,分析近年來的戶籍制度改革對農民工流動的數量和分布的影響。建國初期出于重工業(yè)發(fā)展的需要,我國曾實行了嚴格控制城市規(guī)模的戶籍制度,由此導致了我國嚴重的城鄉(xiāng)分割,阻礙了城市化進程(王小魯,2002;蔡昉等,2001,2003;Cai,2003;HertelandZhai,2006)。1958年以來的戶籍制度是阻礙農村勞動力流動的重要因素,如今我國農村人口仍占總人口50%以上。一些研究顯示戶籍制度也是導致當前城鄉(xiāng)差距的關鍵因素(Yaoetal,2004;WhalleyandZhang,2007)?；诠胶托实目紤],戶籍制度被要求不斷改革。在改革開放后至今不斷放開戶籍制度的背景下,農村勞動力經歷了向農村農業(yè)外其他部門、向鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)和跨省流動的過程(蔡昉,2007)。當前我國戶籍制度并不再像1984年以前那樣完全限制勞動力跨地區(qū)流動,只是不同戶籍對應不同水平的社會福利。這體現(xiàn)在醫(yī)療、教育以及住房分配等眾多消費項目上,有當地戶籍的居民要享受更多好處。《法制文萃報》2010年7月21日頭條《戶口阻礙母親捐肝救子》報導了因為戶籍原因,孩子得重病而不得醫(yī)治:在廣州打工的父母由于孩子未落廣州戶口,廣州醫(yī)院的醫(yī)生不給做肝移植手術。但是,戶籍制度如果全面放開,農村居民將可能大量向城市轉移。比如,鄭州市2003年寬松的戶籍制度改革引致了大量外來人口,并因城市不堪重負而在次年部分叫停。(1)因此,我國20世紀末開始進行的戶籍制度改革基本是局部性的并附帶苛刻條件的,這些改革下文會進一步詳細總結回顧。即便如此,從理論上說,帶有條件的戶改仍然為農民提供了成為城市人的機會。那么,這種戶籍制度改革是否會引導農民工去努力爭取獲得城市戶口的條件,從而改變其外出務工量?當前戶改的另一個特點是不同類型城市改革力度不同。1998年,國務院批轉公安部《關于解決當前戶口管理工作中幾個突出問題的意見》(以下稱《意見》),目的是在繼續(xù)堅持嚴格控制大城市規(guī)模、合理發(fā)展中等城市和小城市的原則下,逐步改革現(xiàn)行戶口管理制度。近些年來,全國大部分省區(qū)都根據自身情況進行了一定程度的改革。王美艷和蔡昉(2008)發(fā)現(xiàn)小城鎮(zhèn)戶籍制度改革的力度最大,中小城市次之,省會等特大城市戶籍制度改革的力度最小。這樣的戶籍制度改革是否影響農民工外出務工的地點分布,即不同城市間形成替代關系?除了戶籍制度改革的直接影響,還有其他因素影響農民工的流動,這些因素在分析戶改影響時需要加以控制。這些影響因素包括:城鄉(xiāng)收入差距(ZhangandSong,2003;Seeborgetal,2000;Wangetal,2007;王德文等,2008)、農村勞動人口年齡和性別結構(Fan,2004;Roberts,2001)、社會網絡(Roberts,2001)等。Bogue(1959)把所有影響因素概括為兩個大的方面:遷入地“拉力”因素如高收入、高生活質量、教育機會、文化設施、交通條件和福利水平等,以及遷出地的“推力”因素如自然資源枯竭、農業(yè)生產成本增加、農村勞動力過剩導致失業(yè)率上升、較低的經濟收入水平和福利保障等。以上這些因素需要盡量加以考慮。本文結構安排如下:第二部分說明分析戶改對勞動力影響所選擇的省份;第三部分描述微觀數據的加總結果;第四部分進行計量分析;最后對全文進行總結。二、省的戶改應明確時間、范圍和程度,為減少勞動力流動提供依據關于戶籍制度改革對勞動力流動影響的定量研究,必須對各省戶改情況有較詳細的掌握。根據這一思路,本文主要對1998—2006年期間各省相關戶籍改革政策、法規(guī)和文件進行了整理,按照戶籍改革時間、范圍和程度對各省在這段時間的戶改進行了歸納,從而為進一步研究各省不同戶改對勞動力流動的影響提供明確的戶改時間、范圍和程度依據。同時,本文根據各省戶改情況確定出在戶籍制度改革方面具有典型意義的省份研究對象。(一)對戶籍制度改革實施范圍和力度、程度的設定方法從1998年開始,中央政府的有關文件表現(xiàn)出對農村勞動力流動的積極支持和鼓勵,明確提出改革城鄉(xiāng)分割體制、取消對農民進城就業(yè)的不合理限制的指導性思路。這被稱作城鄉(xiāng)統(tǒng)籌就業(yè)的政策,并明確寫進2001年公布的《第十個五年計劃綱要》和2006年公布的《第十一個五年規(guī)劃綱要》中。為研究21世紀初戶籍改革對勞動力流動的影響,本文對1998—2006年期間各省發(fā)生戶籍改革的情況,在改革時間、改革范圍、改革程度三個維度上進行了總結,主要基于有據可查的資料。其中,考慮到1998年國務院批轉公安部《意見》中明確了我國戶改目標,將戶改時間定位于1998—2006年共9年時間。同時,為了提高利用下文“雙差分析”方法定量分析勞動力流動受戶籍改革影響的準確性,將戶籍改革的時間精確到月份;戶籍改革范圍按照1998—2006年間戶籍制度改革實施范圍由小到大分為六個級別,包括小城鎮(zhèn)試點、縣級或地級市、除省城和特大城市以外全省、除省會外大中城市、省會城市和全省;戶籍制度改革程度按各省戶籍管理制度改革實施辦法中戶口登記管理制度和進城人口計劃指標管理上的措施進行分類,按實施辦法的力度和程度分為四個等級,包括僅對高端人才的改革、采取“準入條件”(或常住戶口)的改革、實行“居民戶口”改革、實行“準入條件”和“居民戶口”同時改革。戶籍制度改革實施范圍和力度、程度的分類的方法,是在對1998—2006年期間全國各省戶籍制度改革實施辦法歸納整理后得出的。實施辦法的力度和程度中,4個級別具體所代表的含義如表1所示。將上述統(tǒng)計信息制作成表,為研究方便,將戶籍制度改革范圍分別標號為1—6,戶籍制度改革程度標號為1A-4A。例如4-4A表示除省會外的大中城市在戶口登記管理制度上實行“準入條件”且在進城人口計劃指標管理上實行“居民戶口”的改革。分類如表2所示。從表2中可以發(fā)現(xiàn),雖然1998年以后各年各省戶籍制度改革的進程都為由小城鎮(zhèn)到大中城市再到省會城市,戶籍制度改革程度和力度遞減,但是各省戶籍制度改革的時間和力度卻有很大的差異,這為下一步使用對比研究的方法提供了條件。(二)確定省級研究對象的原則不同省份研究對象的確定在本研究中最為重要。研究對象選取主要考慮以下三個方面。1.戶改省份和控制省份考慮到后續(xù)研究會利用“雙差”等方法對勞動力流動情況進行研究,需要戶改省份和控制省份,為了盡量降低兩個省份的觀察變量(除受戶籍制度不同影響外)所受的其他不同性質的影響,除了引入控制變量以外,對比研究的省份盡量做到規(guī)模相當、地域相鄰、經濟實力相仿。2.數據約束“農村固定觀察點農戶調查項目”僅在2003—2006年對農戶外出打工情況做了較詳細的調查。因此,選擇數據庫中這段期間有改革的省份。3.覆蓋為使研究具有代表性,盡量對每個區(qū)域如東北、東部、中部、西部省區(qū)都選擇典型省區(qū)進行研究。(三)主要省份的選取和確立出于以上三個主要原則的考慮,將研究省份確定為在2003—2006年期間發(fā)生大中城市(非省會等特大城市)戶籍制度改革的省份和2003—2006年期間幾乎沒有發(fā)生戶籍制度改革的相鄰相似省份。這里需要說明兩點:第一是雖然我們回顧了1998年以后的戶改政策,但選取的數據分析區(qū)間在2003—2006年,這一方面是數據的限制,另一方面,通過表2可以看到,2003年及以后各省大城市改革力度較大;第二個要說明的問題是,雖然各省一般只是部分地區(qū)進行了改革,但由于我們的數據庫中無法區(qū)別農民屬于哪個地區(qū),因此使用全省農民工流動數據進行戶改影響的分析。有兩點原因可以使得此做法的問題不至于很大:第一,如果戶籍制度改革對勞動力流動的影響較大,那么示范效應和預期效應可能使省內其他未改革市區(qū)的勞動力產生一定程度的流動效應;第二,部分戶籍改革較多涉及省內大城市,如江蘇省。如果改革市勞動力流動較明顯,此時全省也應該比較明顯。依照表2中1998—2006年各省戶籍制度改革進展的總結,選取相應省份。我們選取浙江省為江蘇省和福建省的控制省,選取安徽省為湖北省的控制省,選取黑龍江省為遼寧省的控制省。西北部地區(qū)由于沒有青海和寧夏兩省的數據,所以沒有相應的控制省,只有典型戶改省份甘肅;西南部省區(qū)沒有較合適的研究戶籍改革的省份,所以下文中沒有進行研究?？刂剖》葜姓憬〉那闆r較為特殊,2003年以后,浙江只在2003年10月對嘉興的海寧市進行了2-3A級戶改,由于范圍僅是一個縣級市,所以將其對全省勞動力流動的影響忽略,令浙江作為江蘇和福建兩省的控制省。(1)本文主要研究大中城市戶籍制度改革對勞動力流動的影響,更關注各省大中城市戶籍制度的改革。以上選取的發(fā)生戶籍制度改革的研究省份和幾乎沒有發(fā)生戶籍制度改革的對照省份在大中城市戶籍制度改革方面的信息列于表3。其他各省戶籍改革方面的信息可以據表2所示進行查找。三、家庭改革對勞動力全球流動的影響本節(jié)就省級加總數據對戶改對勞動力流動的影響進行描述性分析。(一)施工地點合并本文數據來自中央政策研究室和農業(yè)部聯(lián)合進行的農戶各年定點調查,這一調查從1986年開始,內容包含了各類農戶的豐富信息。2003—2006年期間的數據,在外出務工收入方面有對外出務工地點較詳細的分類,包括本鄉(xiāng)農村、本縣外鄉(xiāng)、外縣農村、外縣城鎮(zhèn)、本省省城、外省農村、外省城鎮(zhèn)和境外共八個劃分區(qū)域。根據本文研究的需要將外出務工地點合并為四類,包括本省農村(本鄉(xiāng)農村、本縣外鄉(xiāng)和外縣農村)、大中城市(外縣城鎮(zhèn))、本省省會(本省省城)和其他(外省農村、外省城鎮(zhèn)和境外)。本文使用2003—2006年的數據,包括江蘇、浙江、福建、安徽、湖北、遼寧、黑龍江、甘肅八個省。其中甘肅省在2006年沒有調查數據。同時,消除異常數據后,2003—2006年期間的樣本家庭共有24019個。(1)勞動力流動的衡量主要采用兩個指標:家庭單位勞動力外出務工時間和家庭勞動力外出務工比例,這兩個指標都針對省會和大中城市分別計算,外出時間還針對全省計算。本文的主要研究目標是研究大中城市戶籍改革對勞動力流動的影響,以下分別對省級加總指標和農戶微觀指標進行討論。本文中,農戶微觀層面上的數據是在農戶中個人數據基礎上合并得到。由于中國農村居民更多地是家庭決策,因此我們以家庭為分析對象。省級加總指標通過在農戶微觀層面上逐級合并到家庭所在組、所在村,最后到家庭所在省得到,可以看作對省家庭的平均水平的描述性統(tǒng)計。(二)從對比分析的結果上節(jié)總結了2003—2006年期間發(fā)生的戶籍改革的情況,同時確定了覆蓋全國大部分區(qū)域的五個研究對照組。下面使用2003—2006年省級加總指標對研究省份發(fā)生的大中城市戶籍制度改革對勞動力流動的影響進行初步研究,并與沒有發(fā)生戶籍制度改革的對照省份進行對比。限于篇幅,且本部分由于沒有控制更多變量,并非分析重點,我們不用圖表形式描述,只對數據結果進行簡要總結與分析。發(fā)生大中城市戶籍制度改革的典型研究省份和沒有發(fā)生戶籍制度改革的對照省份,省級加總指標上勞動力分地區(qū)的流動情況描述如下:(1)從幾個指標看,2004年與2003年、2005年與2004年相比,江蘇省家庭勞動力去大中城市務工的比例分別增加22.8%和31.65%,務工的時間分別增加20.8%和35.4%。而家庭勞動力去省會特大城市務工的比例分別減少26.3%和23.0%,務工的時間分別減少31.3%和21.2%。對應地,2004年與2003年、2005年與2004年相比,浙江省家庭勞動力去大中城市務工的比例分別減少20.9%和7.4%,務工的時間分別減少26.6%和8.5%,而去省會特大城市的情形基本不變。由于江蘇省在2003年4—10月間對徐州、蘇州、南通、無錫等多個大城市進行了4-4A級戶籍制度改革,而浙江幾乎沒有,從這些對比分析可以看出,江蘇省對大中城市進行戶籍改革,在省級加總指標上對勞動力流動的數量和方向起到了一定的影響。(2)2005年與2003年、2006年與2005年相比,福建省家庭勞動力去大中城市務工的比例分別增加1.7%和12.6%,務工的時間分別增加9.4%和7.6%,而家庭勞動力去省會特大城市務工的比例分別減少1.0%和17.7%,務工的時間分別增加3.2%和減少14.2%。2004年福建省這些指標和2003年相比變動不明顯。福建省在2003年5月對廈門市進行了4-2A級戶改,而浙江幾乎沒有。從上述對比可以看出,除去2004年可能存在滯后效應外,福建省對大中城市進行戶籍改革,在省級總量層面上對勞動力流動方向起到了一定的影響,和上文中江蘇類似。同時可以發(fā)現(xiàn),由于改革地區(qū)較少,其流動的替代程度明顯弱于江蘇省。(3)2004年與2003年、2005年與2004年相比,湖北省家庭勞動力去大中城市務工的比例分別增加25.3%和4.3%,務工的時間分別增加44.2%和4%,而家庭勞動力去省會特大城市務工的比例分別減少3%和11.8%,務工的時間分別減少5.1%和12.1%。對應地,2004年與2003年、2005年與2004年相比,安徽省家庭勞動力去大中城市務工的比例分別減少2%、增加26%,務工的時間分別減少16.2%、增加31%,而家庭勞動力去省會特大城市務工的比例分別增加34.5%和26.8%,務工的時間分別增加43.6%和22.9%。湖北省在2003年3月對武漢市以外地區(qū)進行了3-4A級改革,而安徽省幾乎沒有。從上述對比分析可以看出湖北省勞動力流動變動相對大。(4)2004年與2003年相比,遼寧省家庭勞動力去大中城市務工的比例減少2.4%,務工時間增加4.5%。對應地,2004年與2003年相比,黑龍江省家庭勞動力去大中城市務工的比例減少3.8%,務工時間增加6.0%。遼寧省在2003年8月對大連市進行了4-1A級改革,而黑龍江省幾乎沒有。從上述對比分析可以看出遼寧省對大中城市進行戶籍改革,改革程度很小,在省級加總指標上對勞動力流動起到了很小的影響。(5)甘肅省2004年與2003年相比勞動力去大中城市務工的比例先減少4.7%后持平,務工時間先是減少23.2%后增加1.0%。甘肅省在2004年5月對嘉峪關市進行了4-2A級戶籍改革,這可能是甘肅省在2003—2005年間大中城市外出務工量由減少變?yōu)樯僭S上升的原因。通過以上統(tǒng)計可見,戶籍制度改革對勞動力流動可能有效,并且影響程度與改革的程度及實施戶籍制度改革的城市多寡密切相關,改革程度越強、改革城市越多,影響也就越強,相反就越弱。各個勞動力流動衡量指標變化的趨勢一致、幅度差異較大。雖然戶籍政策是城鄉(xiāng)人口流動的主要障礙,但是勞動力流動的影響因素很多。由于沒有控制這些變動的因素,用上述加總指標統(tǒng)計得出的結論更多是一種猜想。其他因素包括省級的宏觀經濟變量和農戶層面的家庭特征變量應該被控制。另外,上文沒有用加總指標研究發(fā)生戶籍制度改革后本省勞動力外出務工總量的變化情況。四、趨勢對比觀察上述加總數據沒有考慮農村勞動力流動的微觀影響因素,是一種簡單趨勢對比觀察。本部分的微觀層面研究使用添加控制變量的“雙差”(differenceindifference)回歸分析法來進行進一步檢驗,其研究結果可以為加總層面的研究進行核實和補充。(一)影響農戶微觀層面勞動力流動的因素本文使用加入控制變量的“雙差”分析法對前四組省份在2003—2006年間發(fā)生的戶籍制度改革對勞動力流動的影響進行定量研究。(1)雙差分析采用如下基本回歸形式:其中,T代表時間啞變量,改革前T=0,改革后T=1。SH代表省份啞變量,實驗省=1,控制省=0。T_SH代表時間和省份交叉項。交叉項系數β3就代表了改革對實驗省的影響的凈值。雖然這個回歸方法簡單易行,但一般雙差分析基于一個基本假設:研究對象與控制對象除在事件發(fā)生上一個存在另一個不存在而外,其他性質相同。事實上,本文的研究對象和參照對象來自兩個不同省份的許多家庭,它們許多不同質且變動的屬性會對勞動力流動產生影響。所以若要盡量精確地度量戶改的影響,還需要控制這些不同質屬性對觀測變量的影響。因此,本文使用添加控制變量的“雙差”回歸分析法對微觀數據進行研究,回歸方程的形式如下:其中,X為添加的控制變量向量,γ是其影響系數向量。參照已有文獻對影響因素的分析,本文引入的對農戶微觀層面勞動力流動有影響的控制變量包括以下幾個方面:(1)家庭人口結構,包括:家庭人數(個)、家庭勞動力人口比例(%)、家庭有無新生兒(啞變量)、家庭有無健康情況差者(啞變量)。(2)家庭開放程度,包括:家庭人口中最高教育年限(年)、家庭有無技術人員(啞變量)、家庭有無村干部(啞變量)、家庭有無國家機關干部或職工(啞變量)。(3)家庭外出務工收入和機會成本,包括:家庭外出務工收入時間比(元/天)、家庭除去外出務工每單位勞動力的收入(元)。(4)家庭資產情況,包括:家庭人均財富(元/人),此概念可參考孫文凱和白重恩(2008)。(5)家庭所在村信息開放程度,包括:村外出務工的人數(人/年)、村是否地勢好(啞變量)、村是否小康村(啞變量)、村是否工礦郊區(qū)(啞變量)、村是否城鎮(zhèn)郊區(qū)(啞變量)。(6)所在省份宏觀經濟變量:當年GDP增長率、第二三產業(yè)比重、登記失業(yè)率。添加以上控制變量,利用公式(2)的回歸方程對微觀數據進行回歸,不僅具有一般雙差回歸的優(yōu)點,同時可以控制其他可能因素的干擾,從而分離出戶籍制度改革這一外部事件對衡量勞動力流動的變量的影響,還可以發(fā)現(xiàn)對勞動力流動可能有影響的其他因素。(二)戶籍制度改革后家庭勞動力去城市勞務的變化本文使用雙差方法進行檢驗時,主要圍繞下面三個假說,以期就戶改對勞動力流動的影響問題進行更全面的解答。待檢驗假說如下:假說Ⅰ:發(fā)生戶籍制度改革后,家庭總外出務工量增加。假說Ⅱ:在發(fā)生大中城市戶籍制度改革后,家庭勞動力去大中城市務工的人數比例增加,家庭勞動力去省會特大城市務工的人數比例減少。假說Ⅲ:在發(fā)生大中城市戶籍制度改革后,家庭勞動力去大中城市務工的時間增加,家庭勞動力去省會特大城市務工的時間減少。提出假說Ⅲ的原因在于:戶籍改革一般要求在城市有穩(wěn)定工作,這要求農民工在戶改當地的工作時間盡可能長。1.時間跨度對各變量回歸的影響對發(fā)生戶籍改革后,本省總體外出務工量有所增加這一假設進行檢驗。選取實驗省份和控制省份農戶單位勞動力的外出務工總時間為觀測變量。含有交叉項和其他控制變量的回歸方程的估計結果列于表4中。為了考察時間跨度的影響,回歸期限分別選擇2003—2004年、2003—2005年和2003—2006年三個時段。表4列出了三個時期回歸的交叉項系數和最后一個時期回歸的其他變量的結果。觀察表4中交叉項的系數可以發(fā)現(xiàn),在戶籍改革事件的沖擊下,各對照組的交叉項只有湖北省在2003—2006年這一階段的回歸結果顯著為正,而其他省份基本沒有顯著影響。交叉項系數代表的是農戶總外出務工時間是否隨戶籍改革變化,所以在用家庭外出務工總時間作為外出務工量的衡量指標時,假說Ⅰ在湖北省2003—2006年這一時段得到驗證,而在大多數省份和時段并不成立。2.回歸結果分析對發(fā)生大中城市戶籍制度改革后,家庭勞動力去大中城市務工的人數比例增加,家庭勞動力去省會特大城市務工的人數比例減少這一假設進行檢驗。選取實驗省和控制省農戶勞動力到大中城市和到省城的人數占總勞動力的比例為觀測變量。含有交叉項和控制變量的回歸方程的估計結果列于表5和表6中。(1)同樣觀察三個時段的回歸結果。從務工人數占總勞動力的比例看,觀察表5中交叉項的系數可以發(fā)現(xiàn),在大中城市戶籍改革事件的沖擊下,各對照組的交叉項只在江蘇省顯著為正,而且只在第三個時段成立。假設Ⅱ前半部分對江蘇成立,對其他省份不顯著。通過表6可以看到假說Ⅱ后半部分不成立。3.控制省農戶勞動力外出時間在發(fā)生大中城市戶籍制度改革后,對家庭勞動力去大中城市務工的時間增加,家庭勞動力去省會特大城市務工的時間減少這一假設進行檢驗。選取研究省和控制省農戶勞動力到大中城市和到省城的外出務工時間為觀測變量。含有交叉項和有顯著影響的控制變量的回歸方程的估計結果列于表7和表8中。觀察表7中交叉項的系數可以發(fā)現(xiàn),在大中城市戶籍改革事件的沖擊下,只有江蘇省第三個時段、福建省第一個時段、湖北省前兩個時段顯著。假設Ⅲ前半部分對其他省份和時段不成立。觀察表8中交叉項的系數可以發(fā)現(xiàn),在大中城市戶籍改革事件的沖擊下,各對照組的交叉項不顯著。假設Ⅱ后半部分得不到支持。(三)從流動時間和影響因素看,農村勞動力流動總體特征在總體上看是外出警務的通過上文的研究可以發(fā)現(xiàn),雖然通過加總指標可以看到戶改對勞動力流動的數量和分布有一定影響,但微觀計量分析的結果顯示,在發(fā)生大中城市戶籍改革的省份,勞動力流動受到的影響十分有限。從總量上看,只有湖北省最后一個時段戶改使得勞動力外出時間有顯著的增加。湖北的改革范圍較廣,除武漢外都進行了改革。從占勞動力比例看,只有江蘇省最后一個時段農村勞動力向大中城市的流動明顯增加。江蘇的改革相對浙江范圍也很大。在不同地點的工作時間,也只有在少數省份的少數時段有一定影響。其他有共性的控制變量對外出務工的影響簡要總結如下:第一,反映外出務工的社會網絡環(huán)境的重要變量——所在村外出務工人數,幾乎在所有方程中都有顯著正的影響?？梢哉f,通過村里人互相介紹幫扶外出務工仍是中國農民工流動的一個重要方式。第二,家庭的一些特征對外出務工有顯著影響。如人口越多的家庭越傾向于外出,并且務工時間更長。有新生兒的家庭傾向于減少外出務工的可能性和數量。家庭受教育程度提高,對外出務工有促進作用。第三,反映外出務工機會成本的本地每單位勞動力的收入則與外出務工的數量顯著負相關。這符合一般常識,也可以證明2003年以后國家各項補貼農民的政策對農民外出務工的負向作用。另外,戶主為村干部等反映本地高收入的變量,都與外出務工負相關。第四,家庭所在村是否是小康村、地勢、是否是城市郊區(qū)均與外出務工有顯著關系,但因省份和檢驗假說不同而不同,沒有確定的影響方向。五、促進戶籍制度改