安磊 鄢偉波

摘要：

在中國(guó)人口紅利機(jī)會(huì)窗口逐步縮窄背景下，需要對(duì)新一輪戶籍改革的勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置效應(yīng)進(jìn)行評(píng)估。通過構(gòu)建一個(gè)勞動(dòng)力多元化流動(dòng)決策的分析框架，闡釋戶籍改革影響勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置的理論機(jī)制，并基于2012—2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn)：新一輪戶籍改革顯著促進(jìn)了農(nóng)村勞動(dòng)力向城市轉(zhuǎn)移，與未放開戶籍管制的城市相比，放開落戶限制城市持有農(nóng)業(yè)戶口且在農(nóng)村地區(qū)就業(yè)的勞動(dòng)力減少了3.4%，該效應(yīng)可進(jìn)一步分解為持有非農(nóng)戶口勞動(dòng)力比重增加1.9%，流動(dòng)人口比重增加1.5%；戶籍改革引致的落戶門檻降低和公共服務(wù)均等化，在降低遷徙成本的同時(shí)提高了遷徙收益，促進(jìn)了勞動(dòng)力城鄉(xiāng)間的再配置；城市財(cái)政壓力、戶籍所在地的農(nóng)地價(jià)值、遷徙的心理與社會(huì)融入成本以及不穩(wěn)定就業(yè)均會(huì)對(duì)戶籍改革的勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置效應(yīng)形成制約。拓展性分析表明，城市間落戶政策差異引致的勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置會(huì)進(jìn)一步擴(kuò)大特大城市與其他城市人力資本差距。因此，應(yīng)進(jìn)一步深化戶籍制度改革，降低一線城市落戶門檻，同時(shí)促進(jìn)基本公共服務(wù)均等化，充分釋放勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置潛力。

關(guān)鍵詞：戶籍改革；城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移；遷徙成本；遷徙收益；人力資本文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A???文章編號(hào)：100228482024（01）004515

一、問題提出

人口紅利理論認(rèn)為，當(dāng)一個(gè)經(jīng)濟(jì)體的人口分布呈現(xiàn)出“勞動(dòng)年齡人口規(guī)模持續(xù)增長(zhǎng)、人口撫養(yǎng)比下降”特征時(shí)，人口結(jié)構(gòu)有助于經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，由此釋放“人口紅利”。在中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，充裕的勞動(dòng)力供給、高儲(chǔ)蓄率與投資回報(bào)率以及勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置引發(fā)的“庫茲涅茨過程”被視為經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的源泉[12]。然而，隨著人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)趨勢(shì)的逆轉(zhuǎn)，勞動(dòng)力無限供給特征消失，普通勞動(dòng)力短缺現(xiàn)象日益嚴(yán)峻，勞動(dòng)力成本也隨之大幅上漲，高投資回報(bào)率難以為繼，傳統(tǒng)意義上的人口紅利逐漸消失，進(jìn)而從不同維度對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展形成掣肘。在此情形下，進(jìn)一步促進(jìn)勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置，是延長(zhǎng)中國(guó)人口紅利機(jī)會(huì)窗口的應(yīng)有之義，而戶籍制度引發(fā)的城鄉(xiāng)勞動(dòng)力市場(chǎng)分割和公共服務(wù)可得性差距，則成為阻礙中國(guó)勞動(dòng)要素在城鄉(xiāng)間自由配置的制度性障礙。

2014年7月，國(guó)務(wù)院出臺(tái)《關(guān)于進(jìn)一步推進(jìn)戶籍制度改革的意見》，農(nóng)村勞動(dòng)力落戶城鎮(zhèn)的限制在絕大部分城市均得到放松。此輪改革也明確了公共服務(wù)供給的施策目標(biāo)，要求穩(wěn)步推進(jìn)義務(wù)教育、就業(yè)服務(wù)、基本養(yǎng)老、基本醫(yī)療衛(wèi)生、住房保障等城鎮(zhèn)基本公共服務(wù)覆蓋全部常住人口。與此同時(shí)，中國(guó)的城鎮(zhèn)化進(jìn)程也在加快推進(jìn)，戶籍人口城鎮(zhèn)化率由2010年的34.17%提升到2020年的45.40%

數(shù)據(jù)來源于《國(guó)家新型城鎮(zhèn)化報(bào)告（2015）》和公安部2020年發(fā)布的數(shù)據(jù)。，常住人口城鎮(zhèn)化率由2010年的49.68%增長(zhǎng)至2020年的63.89%；相應(yīng)地，流動(dòng)人口規(guī)模也由2010年的2.214億人增加到2020年的3.758億人

數(shù)據(jù)來源于《第七次全國(guó)人口普查公報(bào)》。。在此背景下，從城鄉(xiāng)勞動(dòng)力再配置視角考察新一輪戶籍改革產(chǎn)生的政策效果及其作用路徑具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。那么，戶籍改革促進(jìn)了城鄉(xiāng)勞動(dòng)力再配置嗎？背后的作用機(jī)制是什么呢？

為了回答上述問題，本文對(duì)新一輪戶籍改革的勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置效應(yīng)進(jìn)行了研究。通過構(gòu)建一個(gè)勞動(dòng)力多元化流動(dòng)決策的分析框架，闡釋戶籍改革影響勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置的理論機(jī)制，并基于2012—2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在三個(gè)方面：第一，拓展了戶籍制度改革影響勞動(dòng)力流動(dòng)的相關(guān)研究。已有文獻(xiàn)分別從戶籍改革的成本收益[3]、落戶門檻[4]以及勞動(dòng)力回流[5]等角度研究了戶籍改革可能的經(jīng)濟(jì)影響，但缺少對(duì)2014年這輪戶籍改革的關(guān)注，本文從城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移視角評(píng)估2014年戶籍改革的政策效果，為中國(guó)城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移潛力的存在性提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。第二，對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的動(dòng)力機(jī)制及其制約因素相關(guān)研究形成了補(bǔ)充。本文基于一個(gè)勞動(dòng)力多元化流動(dòng)決策的分析框架以及較為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)囊蚬茢嗖呗?，揭示新一輪戶籍改革下城鄉(xiāng)勞動(dòng)力再配置的動(dòng)力機(jī)制與制約因素，為深化戶籍改革和完善相關(guān)配套措施帶來了新的啟示。第三，豐富了特大城市與中小城市人力資本差距成因的相關(guān)研究?，F(xiàn)有研究主要從經(jīng)濟(jì)集聚效應(yīng)、勞動(dòng)力匹配效率以及人力資本溢出效應(yīng)[6]等角度解釋特大城市與中小城市人力資本差距和特大城市工資溢價(jià)的成因，本文從戶籍限制視角為理解特大城市的人力資本優(yōu)勢(shì)和工資溢價(jià)提供了新的證據(jù)。??2024年1月?第46卷?第1期

安磊，鄢偉波

新一輪戶籍改革的勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置效應(yīng)：理論機(jī)制與經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

二、制度背景、文獻(xiàn)回顧與理論分析

（一）制度背景

發(fā)軔于1958年的戶籍制度，是計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下推行重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略的產(chǎn)物。以人民公社體制下的生產(chǎn)隊(duì)為單位，通過糧食統(tǒng)購統(tǒng)銷制度下的工農(nóng)產(chǎn)品剪刀差、財(cái)政和金融政策，將農(nóng)業(yè)剩余源源不斷地向工業(yè)部門轉(zhuǎn)移。若要素自由流動(dòng)，則兩部門的生產(chǎn)率會(huì)趨于相等，將城鄉(xiāng)勞動(dòng)力分割的戶籍制度維持了這種有利于工業(yè)部門和城市的配置格局[7]。直至1978年改革開放，農(nóng)村人口都被嚴(yán)格限制進(jìn)入城市。20世紀(jì)80年代至90年代中期，盡管部分經(jīng)濟(jì)特區(qū)的興起吸引了少量農(nóng)村勞動(dòng)力，但農(nóng)村人口大規(guī)?？缡×鲃?dòng)大潮未興。90年代中期以來，城市地區(qū)加速改革，對(duì)非熟練勞動(dòng)力的需求持續(xù)上升，由此開啟了農(nóng)村人口向城市地區(qū)大規(guī)模轉(zhuǎn)移的浪潮。改革開放以來的戶籍管理權(quán)力逐漸由中央政府下放到地方政府，戶籍制度出現(xiàn)了局部和選擇性松動(dòng)。一是部分東部和沿海城市取消了本地農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)戶口區(qū)分；二是部分城市對(duì)高收入群體開放了“投資”和“購房”落戶通道；三是小城市逐漸放開落戶限制。然而，由于流動(dòng)人口大多從中西部農(nóng)村地區(qū)流向沿海地區(qū)，小城市的工作機(jī)會(huì)和公共福利對(duì)流動(dòng)人口吸引力有限，戶籍制度的城鄉(xiāng)和地區(qū)屬性使得這三類改革均未實(shí)質(zhì)性移除人口自由流動(dòng)的障礙。Song?[8]總結(jié)了不同城市的落戶標(biāo)準(zhǔn)，認(rèn)為人口規(guī)模在500萬人以上的特大城市落戶條件幾乎只針對(duì)高收入和高受教育群體，而大多數(shù)流動(dòng)人口均不滿足相應(yīng)的落戶條件。

飽受爭(zhēng)議的戶籍制度引發(fā)了一系列經(jīng)濟(jì)社會(huì)問題，主要表現(xiàn)為勞動(dòng)配置效率的損失和社會(huì)不平等的加劇。一方面，城鄉(xiāng)二元戶籍制度給勞動(dòng)力自由遷徙設(shè)置了壁壘，會(huì)提高遷徙成本，阻礙勞動(dòng)力再配置，造成要素配置效率損失。另一方面，農(nóng)業(yè)戶口與非農(nóng)業(yè)戶口的區(qū)分，也使得持有農(nóng)業(yè)戶口的人口，在勞動(dòng)力市場(chǎng)和公共服務(wù)可得性方面面臨戶籍歧視，因戶籍而產(chǎn)生的社會(huì)不平等現(xiàn)象加劇。計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略催生的戶籍制度，如今仍未退出歷史舞臺(tái)，但無論從經(jīng)濟(jì)效率還是社會(huì)公平角度而言，戶籍制度仍有很大的完善空間。2014年7月，國(guó)務(wù)院《關(guān)于進(jìn)一步推進(jìn)戶籍制度改革的意見》（以下簡(jiǎn)稱《意見》）出臺(tái)，人口規(guī)模50萬人以下的小城市和建制鎮(zhèn)的落戶限制基本全面放開，人口規(guī)模位于50萬～100萬的中等城市落戶限制大幅放開。而人口在100萬～500萬之間的大城市落戶需滿足一定的條件，其中300萬～500萬人口的大城市落戶條件更加嚴(yán)格，與此同時(shí)，人口超過500萬的特大城市落戶仍受到嚴(yán)格限制，控制人口流入。相應(yīng)地，此輪改革也明確了公共服務(wù)供給的施策目標(biāo)，要求穩(wěn)步推進(jìn)義務(wù)教育、就業(yè)服務(wù)、基本養(yǎng)老、基本醫(yī)療衛(wèi)生、住房保障等城鎮(zhèn)基本公共服務(wù)覆蓋全部常住人口。在配套舉措方面，《意見》指出，要加強(qiáng)基本公共服務(wù)供給過程中的財(cái)力保障，通過機(jī)制設(shè)計(jì)使財(cái)政轉(zhuǎn)移支付與農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化掛鉤。在此基礎(chǔ)上，完善有助于基本公共服務(wù)均等化的公共財(cái)政體系，逐步理順事權(quán)關(guān)系，中央和地方按照事權(quán)劃分來承擔(dān)財(cái)政支出責(zé)任?？傮w而言，新一輪戶籍改革除大幅降低農(nóng)村勞動(dòng)力到城市落戶的門檻外，也使其可能獲得的潛在收益有了明顯提高。

（二）文獻(xiàn)回顧

本文在狹義上主要涉及戶籍制度通過遷徙成本和遷徙收益影響勞動(dòng)力區(qū)域再配置兩類文獻(xiàn)。勞動(dòng)力遷徙成本方面，現(xiàn)有文獻(xiàn)的一個(gè)基本共識(shí)是：中國(guó)的戶籍制度導(dǎo)致了城鄉(xiāng)勞動(dòng)力市場(chǎng)分割，增加了遷徙成本，有損勞動(dòng)要素配置效率。勞動(dòng)要素的跨區(qū)域配置屬于地理經(jīng)濟(jì)學(xué)范疇，Redding[9]將區(qū)域貿(mào)易因素和人口因素納入空間數(shù)理模型，指出區(qū)域間貿(mào)易成本以及人口遷徙成本是影響要素配置效率至關(guān)重要的兩個(gè)因素。考慮到本文的研究主題，此處主要關(guān)注人口遷徙成本的影響?，F(xiàn)有以不同國(guó)家為樣本的理論和實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，人口遷徙成本降低有助于提高勞動(dòng)要素的空間配置效率。這意味著，戶籍制度引發(fā)的人口流動(dòng)“制度鴻溝”，會(huì)加大人口遷徙成本，造成勞動(dòng)要素配置非效率。在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期，人口在城鄉(xiāng)間流動(dòng)與戶口遷徙均受到嚴(yán)格管制，勞動(dòng)要素配置的市場(chǎng)機(jī)制幾乎完全失效。20世紀(jì)90年代中期以來，人口在地理流動(dòng)方面的管制基本放開，勞動(dòng)要素配置的市場(chǎng)機(jī)制開始發(fā)揮作用。蔡昉[10]指出中國(guó)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)中，有將近一半來源于勞動(dòng)力由農(nóng)業(yè)部門往城市部門轉(zhuǎn)移產(chǎn)生的“勞動(dòng)力再配置效應(yīng)”。

從勞動(dòng)力遷徙收益層面看，由于流動(dòng)人口沒有當(dāng)?shù)胤寝r(nóng)戶口，因此通常難以享受附著在非農(nóng)戶口上的住房、教育以及醫(yī)療保險(xiǎn)方面的基本公共服務(wù)[11]，這使得流動(dòng)人口享有的住房和醫(yī)療條件更差，受到的社會(huì)保障水平更低，其子女受教育機(jī)會(huì)也受到較大限制[12]。值得一提的是，1998年住房市場(chǎng)化以來的房?jī)r(jià)持續(xù)上漲以及自1999年開始的大學(xué)擴(kuò)招，對(duì)住房和教育可得性更高的城市人口顯然更為有利，使其不僅實(shí)現(xiàn)了住房財(cái)富的增值，同時(shí)有助于其子女獲得更多接受高等教育的機(jī)會(huì)，這無疑會(huì)進(jìn)一步加重流動(dòng)人口和城市本地人口之間的公共服務(wù)不均等，加劇社會(huì)不平等問題[1314]。允許勞動(dòng)力在地理空間上的流動(dòng)但卻限制其戶口轉(zhuǎn)換使得要素自由配置仍然受阻，事實(shí)上，由于戶籍改革未能取得突破性進(jìn)展，中國(guó)勞動(dòng)力流動(dòng)一直處于“跛腳”狀態(tài)。現(xiàn)有文獻(xiàn)指出，從農(nóng)村流動(dòng)到城市的勞動(dòng)力因無法獲得當(dāng)?shù)胤寝r(nóng)戶口，不能充分享有與城市戶口掛鉤的公共福利，遷徙收益的受損使得城市部門吸引農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的“拉力不足”，限制了農(nóng)村勞動(dòng)力往城市轉(zhuǎn)移潛力，進(jìn)而阻礙了中國(guó)城市化進(jìn)程和勞動(dòng)力配置效率的進(jìn)一步提高[15]。

總體而言，現(xiàn)有文獻(xiàn)已圍繞戶籍制度對(duì)勞動(dòng)力遷徙成本和遷徙收益的影響進(jìn)行了較為豐富的研究，但就戶籍改革能否通過以上兩個(gè)渠道改善勞動(dòng)要素配置效率的研究仍不多見，尤其對(duì)2014年這一輪戶籍改革產(chǎn)生的政策效應(yīng)缺乏關(guān)注。早期的研究，如孫文凱等[16]基于雙重差分模型的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，2003—2006年部分城市的戶籍管制放松對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力往城市流動(dòng)幾乎沒有影響。然而，這一時(shí)期的戶籍管制放松對(duì)落戶申請(qǐng)者學(xué)歷、住所和職業(yè)的要求均更加嚴(yán)苛，未能遍及學(xué)歷較低、沒有穩(wěn)定職位和住所的流動(dòng)人口，戶籍改革力度有限。2014年戶籍改革的制度背景和改革力度均發(fā)生了明顯變化，政策所及范圍更加廣泛。因此，基于2014年這輪戶籍改革，重新審視落戶限制放開產(chǎn)生的政策效應(yīng)是必要的。

（三）理論分析

An等[17]總結(jié)了新一輪戶籍改革下勞動(dòng)力流動(dòng)一個(gè)重要特征事實(shí)：在2014年新一輪戶籍改革實(shí)施以后，勞動(dòng)力流動(dòng)到放開落戶限制的中小城市概率顯著增大。事實(shí)上，新一輪戶籍改革下，勞動(dòng)力流動(dòng)還存在另一典型特征，即除了在新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略和新一輪戶籍改革實(shí)施當(dāng)年（2014—2015年），戶籍人口城鎮(zhèn)化率與常住人口城鎮(zhèn)化率差距有明顯縮小外，后續(xù)年份仍然保持穩(wěn)步上升的態(tài)勢(shì)。換言之，新一輪戶籍改革明顯改變了農(nóng)村勞動(dòng)力流向不同規(guī)模城市的傾向，且這種流動(dòng)有較大比重屬于“臨時(shí)性遷徙”。本文通過構(gòu)建一個(gè)勞動(dòng)力多元化流動(dòng)決策的分析框架，闡釋新一輪戶籍改革下勞動(dòng)力永久性遷徙和臨時(shí)性遷徙并存的理論機(jī)制。

為了刻畫農(nóng)村勞動(dòng)力多元化流動(dòng)動(dòng)態(tài)決策過程，本文提出“預(yù)期凈經(jīng)濟(jì)收益”（IFY）和“城市持久生活能力凈值”（OFY）兩個(gè)概念，前者決定鄉(xiāng)城遷徙向度的流動(dòng)決策，后者決定鄉(xiāng)城臨時(shí)性遷徙或城際折回式回流向度的流動(dòng)決策。

鄉(xiāng)城遷徙向度的流動(dòng)決策方面，根據(jù)已有理論和實(shí)證研究成果，決定勞動(dòng)力流動(dòng)與否的關(guān)鍵因素是流入地與流出地預(yù)期凈經(jīng)濟(jì)收益的差額，且預(yù)期凈經(jīng)濟(jì)收益同時(shí)受市場(chǎng)、制度和非制度因素的影響，農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)到城市的動(dòng)因就是尋求正的預(yù)期凈經(jīng)濟(jì)收益（IFY>0），具體表示為：

IFY0=∫n0WIt+PUIEt+PIte-rtdt-∫n0{SCt+LCt+PCt+maxAIt，NAIt}e-rtdt

[JY]（1）

其中，IFY（0）表示預(yù)期凈經(jīng)濟(jì)收益的現(xiàn)值，WI（t）、PUIE（t）、PI（t）分別表示流動(dòng)到城市預(yù)期的工資性收入、福利性收入和心理收益

值得注意的是，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)制度與政策變遷所造成的影響不僅在于其對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)的直接引導(dǎo)和強(qiáng)化，更重要的是其對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力的“生活預(yù)期”“生活目標(biāo)”“心理定位”“生命周期”等非制度心理因素的動(dòng)態(tài)長(zhǎng)期作用，所以本文將心理收益這一非制度因素納入成本收益分析框架。，SC（t）、LC（t）、PC（t）分別表示流動(dòng)到城市的制度性成本、城市基本生活成本、心理和社會(huì)融入成本，AI（t）、NAI（t）分別表示留在農(nóng)村務(wù)農(nóng)凈收入和留在農(nóng)村務(wù)工凈收益。當(dāng)IFY（0）>0時(shí)，農(nóng)村勞動(dòng)力會(huì)選擇流動(dòng)到城市。

關(guān)于鄉(xiāng)城臨時(shí)性遷徙或城際折回式回流向度的流動(dòng)決策方面，城市持久生活能力凈值是決定勞動(dòng)力是否流出的關(guān)鍵因素，城市持久生活能力凈值由過去和未來一段時(shí)間城市實(shí)際工資收入和實(shí)際福利性收入貼現(xiàn)值扣除城市持久生活的實(shí)際總成本的貼現(xiàn)值，具體表示為：

OFY0=∫n-nPt×wt+PUIte-rtdt-∫n-n［SCt+LCt］e-rtdt[JY]（2）

其中，P（t）、w（t）、PUI（t）分別表示勞動(dòng)力在城市的實(shí)際就業(yè)率、實(shí)際工資率和實(shí)際福利性收入

此時(shí)，機(jī)會(huì)成本和心理成本不再是勞動(dòng)力需要考慮的因素，因?yàn)榇藭r(shí)勞動(dòng)力所要關(guān)注的僅是其生活中需實(shí)際支付的成本[18]。。當(dāng)OFY（0）>0時(shí)，該勞動(dòng)力具備城市生活能力，可以選擇繼續(xù)留在城市工作；反之，則會(huì)選擇臨時(shí)性遷徙或城際折回式回流。

新一輪戶籍改革有兩個(gè)突出特征。一是遷徙成本大幅降低，遷徙收益明顯提高。大部分城市都放開了農(nóng)村勞動(dòng)力落戶城市的限制，同時(shí)放開落戶限制城市要穩(wěn)步推進(jìn)城鎮(zhèn)基本公共服務(wù)常住人口全覆蓋。二是戶籍改革力度因城市規(guī)模表現(xiàn)出明顯的差異化特征，全面放開建制鎮(zhèn)和小城市落戶限制，有序放開中等城市落戶限制，合理確定大城市落戶條件，嚴(yán)格控制特大城市人口規(guī)模。在勞動(dòng)力多元化流動(dòng)的決策模型框架下，新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的戶籍改革導(dǎo)致勞動(dòng)力遷徙成本和遷徙收益變動(dòng)，進(jìn)而改變了勞動(dòng)力遷徙的預(yù)期凈經(jīng)濟(jì)收益和城市持久生活能力凈值。具體而言，新一輪戶籍改革下落戶門檻的下調(diào)，降低了農(nóng)村勞動(dòng)力遷徙到城市的制度性成本，這會(huì)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力往放開落戶限制城市流動(dòng)形成正向激勵(lì)，存在“新一輪戶籍改革→落戶門檻降低→勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置”的傳導(dǎo)機(jī)制。與此同時(shí)，新一輪戶籍改革通過常住人口基本公共服務(wù)全覆蓋，使得在城市居住的福利性收入增加，這不僅提高了勞動(dòng)力遷徙的預(yù)期凈經(jīng)濟(jì)收益，也提升了城市持久生活能力凈值，兩者的變動(dòng)均有助于促使農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力往放開落戶限制城市集聚，存在“新一輪戶籍改革→公共服務(wù)可得性提高→勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置”傳導(dǎo)機(jī)制。根據(jù)上述分析，本文提出以下研究假說：

假說1：新一輪戶籍改革會(huì)促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力向城市轉(zhuǎn)移，產(chǎn)生勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置效應(yīng)。

新一輪戶籍改革的勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置效應(yīng)還受到一系列制度和非制度因素制約，這種制約既表現(xiàn)于勞動(dòng)力遷徙的臨時(shí)性，也表現(xiàn)于勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置被弱化。首先，戶籍制度引致的城鄉(xiāng)“二元結(jié)構(gòu)”將附著在戶口上的利益在城鄉(xiāng)之間進(jìn)行了明顯區(qū)分，新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的戶籍改革，雖在提高城市基本公共服務(wù)對(duì)常住人口的覆蓋率方面取得了重要突破，但并沒有針對(duì)附著在農(nóng)業(yè)戶口上的利益該如何轉(zhuǎn)換到新的戶口進(jìn)行相應(yīng)制度安排，農(nóng)村勞動(dòng)力永久遷徙的制度性成本雖有所降低但仍然存在，部分勞動(dòng)力因而選擇以臨時(shí)性遷徙的方式流動(dòng)到城市[19]。考慮到戶籍地經(jīng)營(yíng)用地和宅基地是附著在農(nóng)業(yè)戶口上的核心權(quán)益，兩者價(jià)值的提高勢(shì)必會(huì)對(duì)新一輪戶籍改革的勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置效應(yīng)形成負(fù)向激勵(lì)。其次，新一輪戶籍改革實(shí)質(zhì)是促進(jìn)農(nóng)村轉(zhuǎn)移人口市民化，但這一轉(zhuǎn)化既可能發(fā)生在本地，也可能發(fā)生在外地。在當(dāng)前財(cái)政事權(quán)與支出責(zé)任劃分框架下，城市公共服務(wù)供給主要依靠地方財(cái)政收入。臨時(shí)性遷入的外來人口隨時(shí)有可能流出，地方政府承擔(dān)這類勞動(dòng)力在住房、教育以及醫(yī)療等基本公共服務(wù)方面的成本后，收益卻可能隨著人口流出而流向外地，即產(chǎn)生公共服務(wù)供給的“跨界外部性”問題。理論上，公共服務(wù)供給跨界外部性問題的解決需中央政府介入，由中央財(cái)政來分擔(dān)臨時(shí)性流入人口的部分基本公共服務(wù)供給成本，這一“成本分擔(dān)機(jī)制”的缺位使得新一輪戶籍改革的勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置效應(yīng)會(huì)因地方財(cái)政壓力的增大而減弱，也會(huì)導(dǎo)致部分農(nóng)村勞動(dòng)力以臨時(shí)性遷徙而非永久性遷徙方式轉(zhuǎn)移到城市。最后，勞動(dòng)力遷徙面臨的心理因素和社會(huì)融入等非制度約束、城市持續(xù)的工作保障和生活障礙不確定性預(yù)期也對(duì)勞動(dòng)力永久性遷徙形成了制約。田旭[20]基于2012—2017年全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究表明，良好的城市融入尤其是心理融入有助于提高農(nóng)民工落戶意愿；而程郁等[21]的研究則指出，可持續(xù)的城市生活與工作保障是破解農(nóng)民工市民化過程中“愿落不能落、能落不愿落”兩難困境的關(guān)鍵。這意味著，心理與社會(huì)融入成本以及就業(yè)不穩(wěn)定性的增加將會(huì)弱化新一輪戶籍改革的勞動(dòng)力再配置效應(yīng)。因此，新一輪戶籍改革引致的勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置會(huì)由永久性遷徙和臨時(shí)性遷徙共同驅(qū)動(dòng)。新一輪戶籍改革下勞動(dòng)力再配置的理論機(jī)制及其約束條件如圖1所示。本文提出以下研究假說：

假說2：新一輪戶籍改革的勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置效應(yīng)會(huì)由永久性遷徙和臨時(shí)性遷徙共同驅(qū)動(dòng)。

假說3：新一輪戶籍改革的勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置效應(yīng)會(huì)因城市財(cái)政壓力增大、戶籍所在地的農(nóng)地價(jià)值提升、遷徙的心理與社會(huì)融入成本以及就業(yè)不穩(wěn)定性的增加而減弱。

三、數(shù)據(jù)、模型與變量

（一）數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來自中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）。CFPS重點(diǎn)關(guān)注中國(guó)居民在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、教育獲得、人口遷移等多方面的信息，樣本覆蓋全國(guó)25個(gè)省份。本文通過以下步驟對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行清洗：首先，由于2012年2月發(fā)布了《國(guó)務(wù)院辦公廳關(guān)于積極穩(wěn)妥推進(jìn)戶籍管理制度改革的通知》，為了排除這一政策的干擾，剔除2010年的數(shù)據(jù)。其次，考慮到年齡在18歲以下以及65歲以上的個(gè)體在勞動(dòng)力市場(chǎng)中的代表性可能不足，本文僅保留年齡處于18～64歲的個(gè)體。最后，剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本。

（二）計(jì)量模型設(shè)定

為驗(yàn)證戶籍改革對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力往城市轉(zhuǎn)移的影響，在控制其他可能影響農(nóng)村勞動(dòng)力往城市轉(zhuǎn)移決策的因素基礎(chǔ)上，本文構(gòu)建如下模型：

其中，RULi，c，t為城市c的個(gè)體i在年份t的結(jié)果變量，若個(gè)體i持有農(nóng)業(yè)戶口且在農(nóng)村地區(qū)就業(yè)，RULi，c，t取值為1，反之為0。Tc表示個(gè)體工作所在城市是否受戶籍改革影響，若放開了落戶限制取值為1，未放開取值為0。Pt為政策變量，2016、2018年取值為1，2012、2014年取值為0；X為控制變量，模型中控制了城市固定效應(yīng)γc和年份固定效應(yīng)δt，εi，c，t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（三）變量說明

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移（RUL）。若個(gè)人擁有農(nóng)業(yè)戶口且在農(nóng)村地區(qū)工作取值為1，反之取值為0，這一變量的均值表示農(nóng)業(yè)戶口持有者在農(nóng)村地區(qū)就業(yè)的比重。由于戶籍改革引起的勞動(dòng)力再配置可能存在“農(nóng)業(yè)戶口轉(zhuǎn)為非農(nóng)戶口”以及“農(nóng)村地區(qū)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)為城市地區(qū)流動(dòng)人口”兩種形式，而農(nóng)業(yè)戶口持有者在農(nóng)村地區(qū)就業(yè)的比重這一指標(biāo)能同時(shí)反映上述兩種形式的勞動(dòng)力再配置，因此本文將其作為農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的基準(zhǔn)衡量指標(biāo)。同時(shí)以個(gè)體是否持有非農(nóng)戶口的虛擬變量（URB1）以及是否在城市地區(qū)就業(yè)且持有農(nóng)業(yè)戶口的虛擬變量（URB2）作為輔助指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為新一輪戶籍改革。城市2014年城區(qū)人口規(guī)模大于500萬人定義為對(duì)照組（分組變量T=0），反之為實(shí)驗(yàn)組（分組變量T=1）。分組變量與政策變量（Pt）的交互項(xiàng)為本文的核心解釋變量。

3.控制變量參考現(xiàn)有研究，并考慮到數(shù)據(jù)可得性，本文引入以下變量來控制其他潛在因素對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響（描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1）：個(gè)體的性別（MAL），男性取值為1，女性取值為0；年齡（AGE）及其平方項(xiàng)（AGE2）；婚姻狀況（MAR），若個(gè)體在婚取值為1，反之為0；受教育程度（EDU），文盲與半文盲取值為0，小學(xué)取值為6，初中取值為9，高中或中專取值為12，大學(xué)?？迫≈禐?5，大學(xué)本科及以上取值為16。在此基礎(chǔ)上，本文還控制城市層面可能影響農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的因素，包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDP），以人均GDP對(duì)數(shù)值表示；人口規(guī)模（POP），以城市常住人口對(duì)數(shù)值衡量；城鎮(zhèn)化水平（UBZ），以非農(nóng)戶籍人口占總?cè)丝诒戎胤从常灰约爱a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，以第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重（SEC）和第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重（TER）刻畫。為減輕雙向因果問題，宏觀層面控制變量作滯后兩期處理。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

表2報(bào)告了戶籍改革對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。第（1）列為僅控制年份和城市固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，核心解釋變量T×P回歸系數(shù)為0.040，在1%水平上通過顯著性檢驗(yàn)，表明戶籍改革明顯促進(jìn)了農(nóng)村勞動(dòng)力往城市轉(zhuǎn)移。戶籍改革后，與未放開戶籍管制的城市相比，放開落戶限制城市持有農(nóng)業(yè)戶口且在農(nóng)村地區(qū)就業(yè)的勞動(dòng)力比重降低了4個(gè)百分點(diǎn)，考慮到在本文選擇的樣本區(qū)間內(nèi)，農(nóng)村地區(qū)就業(yè)的農(nóng)業(yè)戶口持有者占比為50.27%，戶籍改革使得農(nóng)村勞動(dòng)力中有7.88%的個(gè)體轉(zhuǎn)移到了城市，具有較好的經(jīng)濟(jì)顯著性。本文在第（1）列的基礎(chǔ)上相繼引入個(gè)體層面、城市層面的控制變量，結(jié)果如第（2）（3）列所示。核心解釋變量T×P回歸系數(shù)數(shù)值大小基本保持穩(wěn)定，且均在1%水平通過顯著性檢驗(yàn)。在加入完整的控制變量情形下，戶籍改革使持有農(nóng)業(yè)戶口且在農(nóng)村地區(qū)就業(yè)的勞動(dòng)力比重降低了3.4個(gè)百分點(diǎn)。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

雙重差分（DID）模型適用前提是平行趨勢(shì)假定，本文將政策發(fā)生前兩期（2012年）作為參照0點(diǎn)，通過事件研究法對(duì)此進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如圖2所示。戶籍改革前，持有農(nóng)業(yè)戶口且在農(nóng)村地區(qū)就業(yè)的勞動(dòng)力比重在實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組之間不存在顯著差異，DID模型滿足平行趨勢(shì)假定。

2.農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移效應(yīng)的分解

本文進(jìn)一步探究戶籍改革對(duì)非農(nóng)戶口持有比重和城市流動(dòng)人口比重的影響，結(jié)果如表3所示。變量T×P回歸系數(shù)在第（1）（2）列中均在1%水平上顯著為正，戶籍改革明顯提高了持有非農(nóng)戶口的勞動(dòng)力比重；在加入控制變量情形下，戶籍改革使得放開落戶限制城市的非農(nóng)戶口勞動(dòng)力比重提高了1.9個(gè)百分點(diǎn)。核心解釋變量回歸系數(shù)在第（3）（4）列中均至少在5%水平上顯著為正，戶籍改革對(duì)農(nóng)村地區(qū)勞動(dòng)力流動(dòng)到城市就業(yè)同樣產(chǎn)生了驅(qū)動(dòng)作用。相較于改革前，放開落戶限制城市的流動(dòng)人口比重上升了1.5個(gè)百分點(diǎn)。由此說明，戶籍改革會(huì)促使農(nóng)村勞動(dòng)力通過“農(nóng)業(yè)戶口→非農(nóng)戶口”的戶口轉(zhuǎn)換和“農(nóng)村部門→城市部門”的就業(yè)部門轉(zhuǎn)換兩種方式進(jìn)行轉(zhuǎn)移，且兩者的效應(yīng)之和在數(shù)值上與持有農(nóng)業(yè)戶口且在農(nóng)村地區(qū)就業(yè)的勞動(dòng)力減少幅度幾乎相等。

3.?其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文進(jìn)一步從以下幾個(gè)方面論證了基準(zhǔn)結(jié)論的穩(wěn)健性

囿于篇幅，本文未報(bào)告其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果，留存?zhèn)渌鳌＃海?）剔除超大城市和較小城市的干擾，相繼剔除北京、上海、天津和重慶4個(gè)直轄市以及市區(qū)人口規(guī)模低于100萬人、50萬人的城市；（2）變更實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的劃分界限，選取300萬人作為劃分實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的界限；（3）控制其他固定效應(yīng)，進(jìn)一步在基準(zhǔn)模型中控制區(qū)縣層面、家庭層面以及個(gè)體層面固定效應(yīng)，回歸結(jié)果均與基準(zhǔn)結(jié)果保持一致；（4）外部有效性檢驗(yàn)，利用2011—2017年中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查（CMDS）數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)新一輪戶籍改革增加了放開落戶限制城市新流入的勞動(dòng)力比重，以此證實(shí)了基準(zhǔn)研究結(jié)論的外部有效性。

五、機(jī)制分析、制約因素與進(jìn)一步討論

（一）作用機(jī)制分析

1.?落戶門檻機(jī)制檢驗(yàn)

為了展現(xiàn)新一輪戶籍改革政策力度與早期改革的差異，本文基于Fan?[22]構(gòu)建的中國(guó)1997—2010年地級(jí)市層面的戶籍改革指數(shù)以及張吉鵬等[4]構(gòu)建的中國(guó)2000—2016年120個(gè)城市的落戶門檻指數(shù)

張吉鵬等[4]構(gòu)建了中國(guó)2000—2016年120個(gè)城市的落戶門檻指數(shù)，分為2000—2013年和2014—2016年兩個(gè)時(shí)間段，指標(biāo)包含投資落戶門檻、購房落戶門檻、高端就業(yè)落戶門檻、普通就業(yè)落戶門檻以及綜合落戶門檻等，由于2014年戶籍改革主要針對(duì)一般的農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力，所以本文選取普通就業(yè)落戶門檻作為衡量指標(biāo)。進(jìn)行分析，結(jié)果如圖3所示。1997—2010年，不同規(guī)模等級(jí)的城市戶籍改革力度均呈現(xiàn)出明顯上升趨勢(shì)，但改革力度并沒有因城市規(guī)模而表現(xiàn)出明顯差異。2014—2016年，人口規(guī)模在500萬人以下的城市落戶門檻明顯降低，且隨著人口規(guī)模的減小，落戶門檻降低幅度越大。由此說明，新一輪戶籍改革確實(shí)降低了大部分城市的落戶門檻。

在此基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步利用城市落戶門檻的截面差異檢驗(yàn)落戶門檻對(duì)新一輪戶籍改革的勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置效應(yīng)的影響。具體而言，本文基于張吉鵬等[4]構(gòu)建的落戶門檻指數(shù)，得到120個(gè)城市落戶門檻在2014年前后的變動(dòng)情況，然后基于樣本中位數(shù)將其劃分為落戶門檻降低幅度較大/較小兩個(gè)子樣本并匹配到CFPS數(shù)據(jù)。分別基于兩個(gè)子樣本估計(jì)基準(zhǔn)計(jì)量模型，結(jié)果如表4所示。由于匹配過程中出現(xiàn)了明顯的樣本損失，第（1）（2）列報(bào)告了基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果，變量T×P回歸系數(shù)仍在5%水平下顯著，且數(shù)值與基準(zhǔn)結(jié)果較為接近，說明數(shù)據(jù)匹配過程中的樣本損失未對(duì)研究結(jié)論產(chǎn)生較大干擾。此處重點(diǎn)關(guān)注第（3）（4）列中基于落戶門檻降低幅度較大/較小兩個(gè)子樣本的估計(jì)結(jié)果，容易看出，新一輪戶籍改革的勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置效應(yīng)主要表現(xiàn)在落戶門檻降低幅度較大的城市中，與預(yù)期相符。綜合圖3和表4中的結(jié)果，本文提供了“新一輪戶籍改革→落戶門檻降低→勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置”傳導(dǎo)機(jī)制的存在證據(jù)。

2.公共服務(wù)均等化機(jī)制檢驗(yàn)

本文進(jìn)一步從公共服務(wù)可得性的戶籍差異、戶籍改革對(duì)公共服務(wù)可得性戶籍差異影響以及公共服務(wù)均等化與戶籍改革的勞動(dòng)力再配置效應(yīng)三個(gè)層面對(duì)公共服務(wù)均等化供給在影響勞動(dòng)力再配置過程中發(fā)揮的關(guān)鍵作用進(jìn)行檢驗(yàn)。

首先，式（4）用于檢驗(yàn)公共服務(wù)可得性的戶籍差異。Yi，c，t為個(gè)體i在年份t的公共服務(wù)可得性，本文以個(gè)體是否被養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)、失業(yè)保險(xiǎn)、工傷保險(xiǎn)、生育保險(xiǎn)以及住房公積金覆蓋的虛擬變量表示（若被覆蓋，則取值為1，反之取值為0）。Mi，c，t為核心解釋變量，為個(gè)體是否持有非農(nóng)戶口的虛擬變量（若持有非農(nóng)戶口則取值為1，反之取值為0）。其次，本文在式（4）基礎(chǔ)上引入交互項(xiàng)Mi，c，t×?Pt和Mi，c，t×?Pt×?Tc，通過雙重差分模型式（5）和三重差分模型式（6）檢驗(yàn)新一輪戶籍改革是否縮小了公共服務(wù)可得性因戶口而產(chǎn)生的差異。再次，利用式（4），按城市進(jìn)行回歸分析，得到每個(gè)城市養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率的戶籍差異系數(shù)

由于養(yǎng)老保險(xiǎn)在“五險(xiǎn)一金”中占比最高，故而本文以養(yǎng)老保險(xiǎn)作為公共服務(wù)均等化程度的衡量標(biāo)準(zhǔn)。。然后，以該戶籍差異系數(shù)作為分組依據(jù)對(duì)樣本進(jìn)行分組，若該市養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率的戶籍差異系數(shù)高于樣本中位數(shù)值，則歸為“公共服務(wù)均等化程度低”子樣本，反之則歸為“公共服務(wù)均等化程度高”子樣本。最后，基于兩個(gè)子樣本再次對(duì)本文的基準(zhǔn)計(jì)量模型式（3）進(jìn)行估計(jì)，考察公共服務(wù)均等化對(duì)戶籍改革勞動(dòng)力再配置效應(yīng)產(chǎn)生的影響。

式（4）估計(jì)結(jié)果如表5所示，變量URB1在第（1）～（6）列中回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，表明持有非農(nóng)戶口的勞動(dòng)者在“五險(xiǎn)一金”可得性方面高于持有農(nóng)業(yè)戶口的勞動(dòng)者，公共服務(wù)可得性存在明顯的戶籍差異，農(nóng)村地區(qū)勞動(dòng)者通過戶口轉(zhuǎn)換的方式轉(zhuǎn)移到城市，能實(shí)現(xiàn)公共服務(wù)可得性的改善。

式（5）估計(jì)結(jié)果如表6所示。第（1）～（3）列中交互項(xiàng)URB1×P回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，而第（4）～（6）列中交互項(xiàng)回歸系數(shù)不顯著，戶籍改革后，勞動(dòng)力在養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)和失業(yè)保險(xiǎn)等公共服務(wù)可得性方面因戶口產(chǎn)生的差異明顯縮小。考慮到養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)是社會(huì)保險(xiǎn)中最為重要的兩項(xiàng)，以上結(jié)果說明2014年戶籍改革對(duì)中國(guó)的公共服務(wù)供給產(chǎn)生了實(shí)質(zhì)影響，有助于公共服務(wù)均等化供給。

式（6）估計(jì)結(jié)果如表7所示。第（1）～（6）列中，三重差分項(xiàng)URB1×P×T回歸系數(shù)均為負(fù)，且整體上具有統(tǒng)計(jì)顯著性，戶籍改革對(duì)公共服務(wù)可得性差異產(chǎn)生的負(fù)向調(diào)節(jié)作用在放開了落戶限制的城市中表現(xiàn)更為明顯，與預(yù)期相符。

基于“公共服務(wù)均等化程度低”和“公共服務(wù)均等化程度高”兩個(gè)子樣本對(duì)基準(zhǔn)計(jì)量模型進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果如表8所示。容易看出，在公共服務(wù)均等化程度較低的子樣本中，變量T×P的回歸系數(shù)不顯著，戶籍改革對(duì)勞動(dòng)力城鄉(xiāng)間的再配置并未產(chǎn)生顯著影響。而在公共服務(wù)均等化程度高子樣本中，變量T×P的回歸系數(shù)為-0.040，在5%水平上通過顯著性檢驗(yàn)。第（3）（4）列中以戶籍差異系數(shù)的75%分位數(shù)作為公共服務(wù)均等化程度高低的輔助劃分界限，實(shí)證結(jié)果與第（1）（2）列保持一致。以上結(jié)果表明，公共服務(wù)均等化供給對(duì)戶籍改革的勞動(dòng)力再配置效應(yīng)具有明顯的約束力，戶籍改革對(duì)勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置的有效影響，依賴地方政府在公共服務(wù)供給方面的實(shí)質(zhì)改善。

（二）制約因素

盡管2014年發(fā)起的新一輪戶籍改革是中國(guó)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)進(jìn)程中的里程碑式事件，但由于諸多配套措施不夠完善，新一輪戶籍改革的勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置效應(yīng)仍受到較大制約，因而呈現(xiàn)出永久性遷徙和臨時(shí)性遷徙并存的特征。本文從城市財(cái)政壓力、戶籍所在地的農(nóng)地價(jià)值、遷徙的心理與社會(huì)融入成本以及不穩(wěn)定就業(yè)等角度，通過異質(zhì)性分析加以討論。

一方面，新一輪戶籍改革的勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置效應(yīng)仍然面臨公共服務(wù)供給的央地財(cái)政事權(quán)與支出責(zé)任劃分機(jī)制滯后、土地制度改革進(jìn)程滯后等制度約束。由于城市公共服務(wù)供給主要依靠地方財(cái)政收入，在中央財(cái)政未能有效為地方分擔(dān)部分戶籍改革成本約束下，新一輪戶籍改革的城鄉(xiāng)勞動(dòng)力再配置效應(yīng)會(huì)受到地方財(cái)政壓力制約，地方財(cái)政壓力的增大將會(huì)限制戶籍改革對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力往城市轉(zhuǎn)移的促進(jìn)作用。本文利用地方政府財(cái)政壓力的截面差異，通過分樣本回歸來檢驗(yàn)上述推斷。財(cái)政壓力的測(cè)度方面，基于朱軍等[23]的測(cè)算結(jié)果，按城市取均值，得到各城市的財(cái)政壓力指標(biāo)并將其與CFPS數(shù)據(jù)匹配。然后以樣本中位數(shù)為分界點(diǎn)，將城市分為地方財(cái)政壓力小、地方財(cái)政壓力大兩個(gè)子樣本，分別基于子樣本估計(jì)基準(zhǔn)模型，結(jié)果如表9第（1）（2）列所示。雙重差分項(xiàng)（T×P）回歸系數(shù)絕對(duì)值在地方財(cái)政壓力大的子樣本中明顯更小，說明新一輪戶籍改革的勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置效應(yīng)會(huì)隨著地方財(cái)政壓力的增大而減小，與預(yù)期相符。

新一輪戶籍改革并沒有針對(duì)附著在農(nóng)村戶口上的利益該如何轉(zhuǎn)換到新的戶口進(jìn)行相應(yīng)制度安排，土地制度改革進(jìn)程的滯后使得農(nóng)村勞動(dòng)力遷徙的機(jī)會(huì)成本被放大。這意味著，流動(dòng)人口在戶籍地的農(nóng)地價(jià)值會(huì)對(duì)其永久性遷入城市形成負(fù)向激勵(lì)。2017年中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)通過問題“您個(gè)人在戶籍地老家承包大約有幾畝地”“您個(gè)人大約在戶籍地老家有多少方米宅基地”收集了各城市流動(dòng)人口在其戶籍地的經(jīng)營(yíng)用地和宅基地面積，本文利用該數(shù)據(jù)整理得到各城市流動(dòng)人口面臨其戶籍所在地農(nóng)地價(jià)值約束強(qiáng)弱指標(biāo)，若戶籍地平均經(jīng)營(yíng)用地面積高于樣本中位數(shù)，則定義為戶籍地經(jīng)營(yíng)土地約束強(qiáng)子樣本，反之則定義為戶籍地經(jīng)營(yíng)土地約束弱子樣本；若戶籍地平均宅基地面積高于樣本中位數(shù)，則定義為戶籍地宅基地約束強(qiáng)子樣本，反之則定義為戶籍地宅基地約束弱子樣本。分別基于以上子樣本數(shù)據(jù)估計(jì)基準(zhǔn)模型，結(jié)果如表9第（3）～（6）列所示。變量T×P回歸系數(shù)絕對(duì)值在戶籍地土地約束強(qiáng)的子樣本中明顯更小，表明新一輪戶籍改革的城鄉(xiāng)勞動(dòng)力再配置效應(yīng)受到附著在農(nóng)村戶口上的土地價(jià)值制約，土地價(jià)值越高，新一輪戶籍改革能夠產(chǎn)生的影響越弱。

另一方面，新一輪戶籍改革的勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置效應(yīng)還面臨著遷徙的心理與社會(huì)融入成本以及不穩(wěn)定就業(yè)制約，本文對(duì)此作進(jìn)一步討論。遷徙的心理與社會(huì)融入成本方面，2017年CMDS數(shù)據(jù)通過問題“目前在本地，您家有被本地人看不起嗎”“目前在本地，您家有生活不習(xí)慣的困難嗎”進(jìn)行了采集，本文分別利用上述兩個(gè)指標(biāo)在城市層面作平均處理，即可得到每個(gè)城市流動(dòng)人口心理和社會(huì)融入成本高低的截面數(shù)據(jù)，然后將其與CFPS數(shù)據(jù)匹配，并基于兩個(gè)指標(biāo)的樣本中位數(shù)定義社會(huì)身份融入難/易和社會(huì)生活融入難/易子樣本。分別基于子樣本數(shù)據(jù)估計(jì)基準(zhǔn)模型，結(jié)果如表10所示。比較第（1）（2）列和第（3）（4）列中雙重差分項(xiàng)回歸系數(shù)可以看出，遷徙的心理與社會(huì)融入成本會(huì)對(duì)新一輪戶籍改革的勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置效應(yīng)形成明顯制約，新一輪戶籍改革對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力往城市轉(zhuǎn)移產(chǎn)生的促進(jìn)作用在流動(dòng)人口更易融入的城市表現(xiàn)更為明顯。就業(yè)穩(wěn)定性方面，本文同樣基于2017年流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)，計(jì)算得到各城市簽訂勞動(dòng)合同的流動(dòng)人口比重?？傮w而言，流動(dòng)人口能夠與就業(yè)單位簽訂勞動(dòng)合同意味著就業(yè)更為穩(wěn)定。然后，將該指標(biāo)在城市層面的截面數(shù)據(jù)與CFPS數(shù)據(jù)匹配，并按簽訂勞動(dòng)合同比重的樣本中位數(shù)，將原樣本劃分為就業(yè)穩(wěn)定性高、就業(yè)穩(wěn)定性低兩個(gè)子樣本，再次分別利用子樣本數(shù)據(jù)估計(jì)基準(zhǔn)模型，結(jié)果如表10第（5）（6）列所示。在就業(yè)穩(wěn)定性高的子樣本中，變量T×P回歸系數(shù)更為顯著，表明就業(yè)不穩(wěn)定會(huì)對(duì)新一輪戶籍改革的勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置效應(yīng)形成制約，與預(yù)期一致。

（三）進(jìn)一步討論

基于前文的研究結(jié)論，本文認(rèn)為一個(gè)值得進(jìn)一步討論的問題是：新一輪戶籍改革引起勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置是否對(duì)城市人力資本構(gòu)成產(chǎn)生了影響，這在廣義角度也屬于勞動(dòng)力區(qū)域間再配置的范疇。從理論層面而言，農(nóng)村勞動(dòng)力的人力資本要明顯低于城市地區(qū)，城市涌入大量來自農(nóng)村地區(qū)的轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力會(huì)拉低城市地區(qū)整體的人力資本水平。而那些實(shí)施控制人口流入政策、未放開落戶限制的特大城市人力資本受農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響較小。這意味著，特大城市與其他城市之間因落戶限制放開程度的差異，?其人力表11?新一輪戶籍改革與人力資本的區(qū)域分化估計(jì)結(jié)果資本差距也將會(huì)擴(kuò)大。換言之，2014年的戶籍制度改革可能會(huì)導(dǎo)致特大城市與其他城市間人力資本出現(xiàn)分化趨勢(shì)。為了驗(yàn)證這一推斷，本文再次基于CFPS數(shù)據(jù)進(jìn)行拓展性分析。具體而言，本文以城市地區(qū)勞動(dòng)力的受教育年限作為被解釋變量，以戶籍改革變量T×P作為核心解釋變量進(jìn)行回歸分析，考察戶籍改革對(duì)城市人力資本產(chǎn)生的影響，結(jié)果如表11所示。

六、研究結(jié)論與政策啟示

隨著人口紅利機(jī)會(huì)窗口逐步縮窄，中國(guó)勞動(dòng)力無限供給特征消失，經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展面臨的勞動(dòng)力成本上升壓力不斷增大。如何通過深化改革，進(jìn)一步挖掘城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移潛力，成為當(dāng)前學(xué)術(shù)界和政府關(guān)注的焦點(diǎn)問題。本文從城鄉(xiāng)勞動(dòng)力再配置視角，評(píng)估了新一輪戶籍制度改革產(chǎn)生的政策效應(yīng)。研究表明，新一輪戶籍改革對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力向城市轉(zhuǎn)移產(chǎn)生了明顯的促進(jìn)作用，原因在于新一輪戶籍改革在降低落戶門檻的同時(shí)，也減輕了因戶口差異而產(chǎn)生的公共服務(wù)可得性差距，落戶門檻降低弱化了農(nóng)村勞動(dòng)力往城市轉(zhuǎn)移的“阻力”，而公共服務(wù)均等化則增強(qiáng)了農(nóng)村勞動(dòng)力往城市轉(zhuǎn)移的“拉力”，有助于勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置。城市財(cái)政壓力、戶籍所在地的農(nóng)地價(jià)值、遷徙的心理與社會(huì)融入成本以及不穩(wěn)定就業(yè)均會(huì)對(duì)戶籍改革的勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置效應(yīng)形成制約。此外，城市間落戶政策差異引致的勞動(dòng)力城鄉(xiāng)再配置會(huì)導(dǎo)致特大城市與其他城市間人力資本差距擴(kuò)大。本文的研究結(jié)論具有如下政策啟示：

一方面，要進(jìn)一步深化戶籍制度改革，構(gòu)建全國(guó)統(tǒng)一的戶口登記管理制度。中國(guó)的戶籍改革一直是漸進(jìn)式的，雖然2014年這輪戶籍改革力度較大，但仍然存在兩個(gè)缺憾。一是人口規(guī)模300萬～500萬人的大城市戶籍制度雖有一定松動(dòng)，但落戶條件仍較為嚴(yán)格；二是人口規(guī)模超過500萬人的特大城市戶籍制度基本沒有發(fā)生太大變化，依舊采取嚴(yán)格控制人口流入的戶籍管制政策。而這兩類城市恰好是吸納流動(dòng)人口最多且流動(dòng)人口落戶意愿較強(qiáng)的城市。從本文的研究結(jié)論來看，這不僅不利于農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移潛力的充分釋放，還會(huì)導(dǎo)致特大城市與其他城市之間人力資本出現(xiàn)分化。因此，應(yīng)進(jìn)一步深化戶籍制度改革，放開特大城市的落戶限制，著力構(gòu)建全國(guó)統(tǒng)一的戶口登記管理制度，去除勞動(dòng)力自由流動(dòng)的制度障礙。如此一來，城鄉(xiāng)勞動(dòng)要素的重新配置將在延長(zhǎng)人口紅利機(jī)會(huì)窗口的同時(shí)，促進(jìn)城市間的平衡發(fā)展。

另一方面，要進(jìn)一步完善戶籍改革過程中的相關(guān)配套措施，為戶籍改革的勞動(dòng)力再配置效應(yīng)充分發(fā)揮提供助力。戶籍改革引致的城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移是其延續(xù)人口紅利的基礎(chǔ)，附著在非農(nóng)戶口上有關(guān)醫(yī)療、教育、住房以及社會(huì)保障等方面的福利是農(nóng)村勞動(dòng)力往城市轉(zhuǎn)移的重要驅(qū)動(dòng)因素，而附著在農(nóng)業(yè)戶口上的經(jīng)營(yíng)用地、宅基地價(jià)值則是農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的制約因素。因此，若要充分釋放戶籍改革的勞動(dòng)力再配置效應(yīng)，促進(jìn)公共服務(wù)的均等化供給、完善戶籍改革過程中的配套措施不可或缺。具體而言，首先，應(yīng)加強(qiáng)農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的基本住房保障和失業(yè)保障，從本文的實(shí)證結(jié)果來看，2014年的戶籍改革雖在促使養(yǎng)老和醫(yī)療公共服務(wù)均等化供給方面產(chǎn)生了積極效果，但在失業(yè)保障、住房保障方面產(chǎn)生的影響較為有限，進(jìn)一步提高農(nóng)民工失業(yè)保障和住房保障可及性，有助于提升其在城市的持續(xù)生活能力以及往城市轉(zhuǎn)移的動(dòng)力。其次，要加快農(nóng)村土地制度改革，針對(duì)附著在農(nóng)業(yè)戶口上的利益如何轉(zhuǎn)換到新的戶口應(yīng)進(jìn)行相應(yīng)制度安排。針對(duì)地方公共服務(wù)供給的跨界外部性問題，應(yīng)進(jìn)一步完善中央和地方流動(dòng)人口基本公共服務(wù)供給的財(cái)政事權(quán)與支出責(zé)任劃分。最后，要重視進(jìn)城農(nóng)民工社會(huì)融入和勞動(dòng)權(quán)益保障問題，推動(dòng)以人為核心的新型城鎮(zhèn)化。遷徙者的心理和社會(huì)融入成本、不穩(wěn)定就業(yè)均是限制農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移潛力的重要因素，相關(guān)部門應(yīng)大力推進(jìn)以縣城為載體的城鎮(zhèn)化，通過就近就地城鎮(zhèn)化減輕社會(huì)融入問題，同時(shí)著力建立勞動(dòng)者平等參與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的就業(yè)機(jī)制，減輕因戶籍、性別、身份等而產(chǎn)生的不平等就業(yè)或就業(yè)歧視，增強(qiáng)勞動(dòng)市場(chǎng)包容性和穩(wěn)定性。

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[12]張?jiān)?農(nóng)民工就業(yè)能力能否促進(jìn)就業(yè)質(zhì)量：基于代際和城鄉(xiāng)比較的實(shí)證研究[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2020（2）：1631.

編輯：李再揚(yáng)，高原