新一輪戶籍改革的勞動力城鄉再配置效應：理論機制與經驗證據

安磊 鄢偉波

摘要：

在中國人口紅利機會窗口逐步縮窄背景下，需要對新一輪戶籍改革的勞動力城鄉再配置效應進行評估。通過構建一個勞動力多元化流動決策的分析框架，闡釋戶籍改革影響勞動力城鄉再配置的理論機制，并基于2012—2018年中國家庭追蹤調查數據進行實證分析。研究發現：新一輪戶籍改革顯著促進了農村勞動力向城市轉移，與未放開戶籍管制的城市相比，放開落戶限制城市持有農業戶口且在農村地區就業的勞動力減少了3.4%，該效應可進一步分解為持有非農戶口勞動力比重增加1.9%，流動人口比重增加1.5%；戶籍改革引致的落戶門檻降低和公共服務均等化，在降低遷徙成本的同時提高了遷徙收益，促進了勞動力城鄉間的再配置；城市財政壓力、戶籍所在地的農地價值、遷徙的心理與社會融入成本以及不穩定就業均會對戶籍改革的勞動力城鄉再配置效應形成制約。拓展性分析表明，城市間落戶政策差異引致的勞動力城鄉再配置會進一步擴大特大城市與其他城市人力資本差距。因此，應進一步深化戶籍制度改革，降低一線城市落戶門檻，同時促進基本公共服務均等化，充分釋放勞動力城鄉再配置潛力。

關鍵詞：戶籍改革；城鄉勞動力轉移；遷徙成本；遷徙收益；人力資本文獻標識碼：A???文章編號：100228482024（01）004515

一、問題提出

人口紅利理論認為，當一個經濟體的人口分布呈現出“勞動年齡人口規模持續增長、人口撫養比下降”特征時，人口結構有助于經濟快速增長，由此釋放“人口紅利”。在中國經濟發展過程中，充裕的勞動力供給、高儲蓄率與投資回報率以及勞動力城鄉再配置引發的“庫茲涅茨過程”被視為經濟高速增長的源泉[12]。然而，隨著人口年齡結構變動趨勢的逆轉，勞動力無限供給特征消失，普通勞動力短缺現象日益嚴峻，勞動力成本也隨之大幅上漲，高投資回報率難以為繼，傳統意義上的人口紅利逐漸消失，進而從不同維度對經濟發展形成掣肘。在此情形下，進一步促進勞動力城鄉再配置，是延長中國人口紅利機會窗口的應有之義，而戶籍制度引發的城鄉勞動力市場分割和公共服務可得性差距，則成為阻礙中國勞動要素在城鄉間自由配置的制度性障礙。

2014年7月，國務院出臺《關于進一步推進戶籍制度改革的意見》，農村勞動力落戶城鎮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供給的施策目標，要求穩步推進義務教育、就業服務、基本養老、基本醫療衛生、住房保障等城鎮基本公共服務覆蓋全部常住人口。與此同時，中國的城鎮化進程也在加快推進，戶籍人口城鎮化率由2010年的34.17%提升到2020年的45.40%

數據來源于《國家新型城鎮化報告（2015）》和公安部2020年發布的數據。，常住人口城鎮化率由2010年的49.68%增長至2020年的63.89%；相應地，流動人口規模也由2010年的2.214億人增加到2020年的3.758億人

數據來源于《第七次全國人口普查公報》。。在此背景下，從城鄉勞動力再配置視角考察新一輪戶籍改革產生的政策效果及其作用路徑具有重要的理論價值和現實意義。那么，戶籍改革促進了城鄉勞動力再配置嗎？背后的作用機制是什么呢？

為了回答上述問題，本文對新一輪戶籍改革的勞動力城鄉再配置效應進行了研究。通過構建一個勞動力多元化流動決策的分析框架，闡釋戶籍改革影響勞動力城鄉再配置的理論機制，并基于2012—2018年中國家庭追蹤調查數據進行實證分析。本文的貢獻主要體現在三個方面：第一，拓展了戶籍制度改革影響勞動力流動的相關研究。已有文獻分別從戶籍改革的成本收益[3]、落戶門檻[4]以及勞動力回流[5]等角度研究了戶籍改革可能的經濟影響，但缺少對2014年這輪戶籍改革的關注，本文從城鄉勞動力轉移視角評估2014年戶籍改革的政策效果，為中國城鄉勞動力轉移潛力的存在性提供了經驗證據。第二，對農村勞動力轉移的動力機制及其制約因素相關研究形成了補充。本文基于一個勞動力多元化流動決策的分析框架以及較為嚴謹的因果推斷策略，揭示新一輪戶籍改革下城鄉勞動力再配置的動力機制與制約因素，為深化戶籍改革和完善相關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研究?，F有研究主要從經濟集聚效應、勞動力匹配效率以及人力資本溢出效應[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勢和工資溢價提供了新的證據。??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力城鄉再配置效應：理論機制與經驗證據

二、制度背景、文獻回顧與理論分析

（一）制度背景

發軔于1958年的戶籍制度，是計劃經濟體制下推行重工業優先發展戰略的產物。以人民公社體制下的生產隊為單位，通過糧食統購統銷制度下的工農產品剪刀差、財政和金融政策，將農業剩余源源不斷地向工業部門轉移。若要素自由流動，則兩部門的生產率會趨于相等，將城鄉勞動力分割的戶籍制度維持了這種有利于工業部門和城市的配置格局[7]。直至1978年改革開放，農村人口都被嚴格限制進入城市。20世紀80年代至90年代中期，盡管部分經濟特區的興起吸引了少量農村勞動力，但農村人口大規?？缡×鲃哟蟪蔽磁d。90年代中期以來，城市地區加速改革，對非熟練勞動力的需求持續上升，由此開啟了農村人口向城市地區大規模轉移的浪潮。改革開放以來的戶籍管理權力逐漸由中央政府下放到地方政府，戶籍制度出現了局部和選擇性松動。一是部分東部和沿海城市取消了本地農業和非農業戶口區分；二是部分城市對高收入群體開放了“投資”和“購房”落戶通道；三是小城市逐漸放開落戶限制。然而，由于流動人口大多從中西部農村地區流向沿海地區，小城市的工作機會和公共福利對流動人口吸引力有限，戶籍制度的城鄉和地區屬性使得這三類改革均未實質性移除人口自由流動的障礙。Song?[8]總結了不同城市的落戶標準，認為人口規模在500萬人以上的特大城市落戶條件幾乎只針對高收入和高受教育群體，而大多數流動人口均不滿足相應的落戶條件。

飽受爭議的戶籍制度引發了一系列經濟社會問題，主要表現為勞動配置效率的損失和社會不平等的加劇。一方面，城鄉二元戶籍制度給勞動力自由遷徙設置了壁壘，會提高遷徙成本，阻礙勞動力再配置，造成要素配置效率損失。另一方面，農業戶口與非農業戶口的區分，也使得持有農業戶口的人口，在勞動力市場和公共服務可得性方面面臨戶籍歧視，因戶籍而產生的社會不平等現象加劇。計劃經濟時期重工業優先發展戰略催生的戶籍制度，如今仍未退出歷史舞臺，但無論從經濟效率還是社會公平角度而言，戶籍制度仍有很大的完善空間。2014年7月，國務院《關于進一步推進戶籍制度改革的意見》（以下簡稱《意見》）出臺，人口規模50萬人以下的小城市和建制鎮的落戶限制基本全面放開，人口規模位于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格，與此同時，人口超過500萬的特大城市落戶仍受到嚴格限制，控制人口流入。相應地，此輪改革也明確了公共服務供給的施策目標，要求穩步推進義務教育、就業服務、基本養老、基本醫療衛生、住房保障等城鎮基本公共服務覆蓋全部常住人口。在配套舉措方面，《意見》指出，要加強基本公共服務供給過程中的財力保障，通過機制設計使財政轉移支付與農業轉移人口市民化掛鉤。在此基礎上，完善有助于基本公共服務均等化的公共財政體系，逐步理順事權關系，中央和地方按照事權劃分來承擔財政支出責任?？傮w而言，新一輪戶籍改革除大幅降低農村勞動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力區域再配置兩類文獻。勞動力遷徙成本方面，現有文獻的一個基本共識是：中國的戶籍制度導致了城鄉勞動力市場分割，增加了遷徙成本，有損勞動要素配置效率。勞動要素的跨區域配置屬于地理經濟學范疇，Redding[9]將區域貿易因素和人口因素納入空間數理模型，指出區域間貿易成本以及人口遷徙成本是影響要素配置效率至關重要的兩個因素?？紤]到本文的研究主題，此處主要關注人口遷徙成本的影響?，F有以不同國家為樣本的理論和實證研究發現，人口遷徙成本降低有助于提高勞動要素的空間配置效率。這意味著，戶籍制度引發的人口流動“制度鴻溝”，會加大人口遷徙成本，造成勞動要素配置非效率。在計劃經濟時期，人口在城鄉間流動與戶口遷徙均受到嚴格管制，勞動要素配置的市場機制幾乎完全失效。20世紀90年代中期以來，人口在地理流動方面的管制基本放開，勞動要素配置的市場機制開始發揮作用。蔡昉[10]指出中國全要素生產率的增長中，有將近一半來源于勞動力由農業部門往城市部門轉移產生的“勞動力再配置效應”。

從勞動力遷徙收益層面看，由于流動人口沒有當地非農戶口，因此通常難以享受附著在非農戶口上的住房、教育以及醫療保險方面的基本公共服務[11]，這使得流動人口享有的住房和醫療條件更差，受到的社會保障水平更低，其子女受教育機會也受到較大限制[12]。值得一提的是，1998年住房市場化以來的房價持續上漲以及自1999年開始的大學擴招，對住房和教育可得性更高的城市人口顯然更為有利，使其不僅實現了住房財富的增值，同時有助于其子女獲得更多接受高等教育的機會，這無疑會進一步加重流動人口和城市本地人口之間的公共服務不均等，加劇社會不平等問題[1314]。允許勞動力在地理空間上的流動但卻限制其戶口轉換使得要素自由配置仍然受阻，事實上，由于戶籍改革未能取得突破性進展，中國勞動力流動一直處于“跛腳”狀態?，F有文獻指出，從農村流動到城市的勞動力因無法獲得當地非農戶口，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村勞動力轉移的“拉力不足”，限制了農村勞動力往城市轉移潛力，進而阻礙了中國城市化進程和勞動力配置效率的進一步提高[15]。

總體而言，現有文獻已圍繞戶籍制度對勞動力遷徙成本和遷徙收益的影響進行了較為豐富的研究，但就戶籍改革能否通過以上兩個渠道改善勞動要素配置效率的研究仍不多見，尤其對2014年這一輪戶籍改革產生的政策效應缺乏關注。早期的研究，如孫文凱等[16]基于雙重差分模型的實證研究發現，2003—2006年部分城市的戶籍管制放松對農村勞動力往城市流動幾乎沒有影響。然而，這一時期的戶籍管制放松對落戶申請者學歷、住所和職業的要求均更加嚴苛，未能遍及學歷較低、沒有穩定職位和住所的流動人口，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生的政策效應是必要的。

（三）理論分析

An等[17]總結了新一輪戶籍改革下勞動力流動一個重要特征事實：在2014年新一輪戶籍改革實施以后，勞動力流動到放開落戶限制的中小城市概率顯著增大。事實上，新一輪戶籍改革下，勞動力流動還存在另一典型特征，即除了在新型城鎮化戰略和新一輪戶籍改革實施當年（2014—2015年），戶籍人口城鎮化率與常住人口城鎮化率差距有明顯縮小外，后續年份仍然保持穩步上升的態勢。換言之，新一輪戶籍改革明顯改變了農村勞動力流向不同規模城市的傾向，且這種流動有較大比重屬于“臨時性遷徙”。本文通過構建一個勞動力多元化流動決策的分析框架，闡釋新一輪戶籍改革下勞動力永久性遷徙和臨時性遷徙并存的理論機制。

為了刻畫農村勞動力多元化流動動態決策過程，本文提出“預期凈經濟收益”（IFY）和“城市持久生活能力凈值”（OFY）兩個概念，前者決定鄉城遷徙向度的流動決策，后者決定鄉城臨時性遷徙或城際折回式回流向度的流動決策。

鄉城遷徙向度的流動決策方面，根據已有理論和實證研究成果，決定勞動力流動與否的關鍵因素是流入地與流出地預期凈經濟收益的差額，且預期凈經濟收益同時受市場、制度和非制度因素的影響，農村勞動力流動到城市的動因就是尋求正的預期凈經濟收益（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）表示預期凈經濟收益的現值，WI（t）、PUIE（t）、PI（t）分別表示流動到城市預期的工資性收入、福利性收入和心理收益

值得注意的是，現有研究發現制度與政策變遷所造成的影響不僅在于其對勞動力流動的直接引導和強化，更重要的是其對農村勞動力的“生活預期”“生活目標”“心理定位”“生命周期”等非制度心理因素的動態長期作用，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）分別表示流動到城市的制度性成本、城市基本生活成本、心理和社會融入成本，AI（t）、NAI（t）分別表示留在農村務農凈收入和留在農村務工凈收益。當IFY（0）>0時，農村勞動力會選擇流動到城市。

關于鄉城臨時性遷徙或城際折回式回流向度的流動決策方面，城市持久生活能力凈值是決定勞動力是否流出的關鍵因素，城市持久生活能力凈值由過去和未來一段時間城市實際工資收入和實際福利性收入貼現值扣除城市持久生活的實際總成本的貼現值，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）分別表示勞動力在城市的實際就業率、實際工資率和實際福利性收入

此時，機會成本和心理成本不再是勞動力需要考慮的因素，因為此時勞動力所要關注的僅是其生活中需實際支付的成本[18]。。當OFY（0）>0時，該勞動力具備城市生活能力，可以選擇繼續留在城市工作；反之，則會選擇臨時性遷徙或城際折回式回流。

新一輪戶籍改革有兩個突出特征。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村勞動力落戶城市的限制，同時放開落戶限制城市要穩步推進城鎮基本公共服務常住人口全覆蓋。二是戶籍改革力度因城市規模表現出明顯的差異化特征，全面放開建制鎮和小城市落戶限制，有序放開中等城市落戶限制，合理確定大城市落戶條件，嚴格控制特大城市人口規模。在勞動力多元化流動的決策模型框架下，新型城鎮化進程中的戶籍改革導致勞動力遷徙成本和遷徙收益變動，進而改變了勞動力遷徙的預期凈經濟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，降低了農村勞動力遷徙到城市的制度性成本，這會對農村勞動力往放開落戶限制城市流動形成正向激勵，存在“新一輪戶籍改革→落戶門檻降低→勞動力城鄉再配置”的傳導機制。與此同時，新一輪戶籍改革通過常住人口基本公共服務全覆蓋，使得在城市居住的福利性收入增加，這不僅提高了勞動力遷徙的預期凈經濟收益，也提升了城市持久生活能力凈值，兩者的變動均有助于促使農村轉移勞動力往放開落戶限制城市集聚，存在“新一輪戶籍改革→公共服務可得性提高→勞動力城鄉再配置”傳導機制。根據上述分析，本文提出以下研究假說：

假說1：新一輪戶籍改革會促進農村勞動力向城市轉移，產生勞動力城鄉再配置效應。

新一輪戶籍改革的勞動力城鄉再配置效應還受到一系列制度和非制度因素制約，這種制約既表現于勞動力遷徙的臨時性，也表現于勞動力城鄉再配置被弱化。首先，戶籍制度引致的城鄉“二元結構”將附著在戶口上的利益在城鄉之間進行了明顯區分，新型城鎮化進程中的戶籍改革，雖在提高城市基本公共服務對常住人口的覆蓋率方面取得了重要突破，但并沒有針對附著在農業戶口上的利益該如何轉換到新的戶口進行相應制度安排，農村勞動力永久遷徙的制度性成本雖有所降低但仍然存在，部分勞動力因而選擇以臨時性遷徙的方式流動到城市[19]?？紤]到戶籍地經營用地和宅基地是附著在農業戶口上的核心權益，兩者價值的提高勢必會對新一輪戶籍改革的勞動力城鄉再配置效應形成負向激勵。其次，新一輪戶籍改革實質是促進農村轉移人口市民化，但這一轉化既可能發生在本地，也可能發生在外地。在當前財政事權與支出責任劃分框架下，城市公共服務供給主要依靠地方財政收入。臨時性遷入的外來人口隨時有可能流出，地方政府承擔這類勞動力在住房、教育以及醫療等基本公共服務方面的成本后，收益卻可能隨著人口流出而流向外地，即產生公共服務供給的“跨界外部性”問題。理論上，公共服務供給跨界外部性問題的解決需中央政府介入，由中央財政來分擔臨時性流入人口的部分基本公共服務供給成本，這一“成本分擔機制”的缺位使得新一輪戶籍改革的勞動力城鄉再配置效應會因地方財政壓力的增大而減弱，也會導致部分農村勞動力以臨時性遷徙而非永久性遷徙方式轉移到城市。最后，勞動力遷徙面臨的心理因素和社會融入等非制度約束、城市持續的工作保障和生活障礙不確定性預期也對勞動力永久性遷徙形成了制約。田旭[20]基于2012—2017年全國流動人口動態監測數據的實證研究表明，良好的城市融入尤其是心理融入有助于提高農民工落戶意愿；而程郁等[21]的研究則指出，可持續的城市生活與工作保障是破解農民工市民化過程中“愿落不能落、能落不愿落”兩難困境的關鍵。這意味著，心理與社會融入成本以及就業不穩定性的增加將會弱化新一輪戶籍改革的勞動力再配置效應。因此，新一輪戶籍改革引致的勞動力城鄉再配置會由永久性遷徙和臨時性遷徙共同驅動。新一輪戶籍改革下勞動力再配置的理論機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力城鄉再配置效應會由永久性遷徙和臨時性遷徙共同驅動。

假說3：新一輪戶籍改革的勞動力城鄉再配置效應會因城市財政壓力增大、戶籍所在地的農地價值提升、遷徙的心理與社會融入成本以及就業不穩定性的增加而減弱。

三、數據、模型與變量

（一）數據來源

本文的數據來自中國家庭追蹤調查（CFPS）。CFPS重點關注中國居民在經濟活動、教育獲得、人口遷移等多方面的信息，樣本覆蓋全國25個省份。本文通過以下步驟對原始數據進行清洗：首先，由于2012年2月發布了《國務院辦公廳關于積極穩妥推進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年的數據。其次，考慮到年齡在18歲以下以及65歲以上的個體在勞動力市場中的代表性可能不足，本文僅保留年齡處于18～64歲的個體。最后，剔除數據缺失的樣本。

（二）計量模型設定

為驗證戶籍改革對農村勞動力往城市轉移的影響，在控制其他可能影響農村勞動力往城市轉移決策的因素基礎上，本文構建如下模型：

其中，RULi，c，t為城市c的個體i在年份t的結果變量，若個體i持有農業戶口且在農村地區就業，RULi，c，t取值為1，反之為0。Tc表示個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γc和年份固定效應δt，εi，c，t為隨機擾動項。

（三）變量說明

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為農村勞動力轉移（RUL）。若個人擁有農業戶口且在農村地區工作取值為1，反之取值為0，這一變量的均值表示農業戶口持有者在農村地區就業的比重。由于戶籍改革引起的勞動力再配置可能存在“農業戶口轉為非農戶口”以及“農村地區勞動力轉為城市地區流動人口”兩種形式，而農業戶口持有者在農村地區就業的比重這一指標能同時反映上述兩種形式的勞動力再配置，因此本文將其作為農村勞動力轉移的基準衡量指標。同時以個體是否持有非農戶口的虛擬變量（URB1）以及是否在城市地區就業且持有農業戶口的虛擬變量（URB2）作為輔助指標進行穩健性檢驗。

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年城區人口規模大于500萬人定義為對照組（分組變量T=0），反之為實驗組（分組變量T=1）。分組變量與政策變量（Pt）的交互項為本文的核心解釋變量。

3.控制變量參考現有研究，并考慮到數據可得性，本文引入以下變量來控制其他潛在因素對農村勞動力轉移的影響（描述性統計結果見表1）：個體的性別（MAL），男性取值為1，女性取值為0；年齡（AGE）及其平方項（AGE2）；婚姻狀況（MAR），若個體在婚取值為1，反之為0；受教育程度（EDU），文盲與半文盲取值為0，小學取值為6，初中取值為9，高中或中專取值為12，大學?？迫≈禐?5，大學本科及以上取值為16。在此基礎上，本文還控制城市層面可能影響農村勞動力轉移的因素，包括經濟發展水平（GDP），以人均GDP對數值表示；人口規模（POP），以城市常住人口對數值衡量；城鎮化水平（UBZ），以非農戶籍人口占總人口比重反映；以及產業結構，以第二產業占GDP比重（SEC）和第三產業占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、實證結果及分析

（一）基準回歸結果分析

表2報告了戶籍改革對農村勞動力轉移影響的基準回歸結果。第（1）列為僅控制年份和城市固定效應的回歸結果，核心解釋變量T×P回歸系數為0.040，在1%水平上通過顯著性檢驗，表明戶籍改革明顯促進了農村勞動力往城市轉移。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業戶口且在農村地區就業的勞動力比重降低了4個百分點，考慮到在本文選擇的樣本區間內，農村地區就業的農業戶口持有者占比為50.27%，戶籍改革使得農村勞動力中有7.88%的個體轉移到了城市，具有較好的經濟顯著性。本文在第（1）列的基礎上相繼引入個體層面、城市層面的控制變量，結果如第（2）（3）列所示。核心解釋變量T×P回歸系數數值大小基本保持穩定，且均在1%水平通過顯著性檢驗。在加入完整的控制變量情形下，戶籍改革使持有農業戶口且在農村地區就業的勞動力比重降低了3.4個百分點。

（二）穩健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

雙重差分（DID）模型適用前提是平行趨勢假定，本文將政策發生前兩期（2012年）作為參照0點，通過事件研究法對此進行檢驗，結果如圖2所示。戶籍改革前，持有農業戶口且在農村地區就業的勞動力比重在實驗組和對照組之間不存在顯著差異，DID模型滿足平行趨勢假定。

2.農村勞動力轉移效應的分解

本文進一步探究戶籍改革對非農戶口持有比重和城市流動人口比重的影響，結果如表3所示。變量T×P回歸系數在第（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戶口的勞動力比重；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戶口勞動力比重提高了1.9個百分點。核心解釋變量回歸系數在第（3）（4）列中均至少在5%水平上顯著為正，戶籍改革對農村地區勞動力流動到城市就業同樣產生了驅動作用。相較于改革前，放開落戶限制城市的流動人口比重上升了1.5個百分點。由此說明，戶籍改革會促使農村勞動力通過“農業戶口→非農戶口”的戶口轉換和“農村部門→城市部門”的就業部門轉換兩種方式進行轉移，且兩者的效應之和在數值上與持有農業戶口且在農村地區就業的勞動力減少幅度幾乎相等。

3.?其他穩健性檢驗

本文進一步從以下幾個方面論證了基準結論的穩健性

囿于篇幅，本文未報告其他穩健性檢驗回歸結果，留存備索。：（1）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個直轄市以及市區人口規模低于100萬人、50萬人的城市；（2）變更實驗組和對照組的劃分界限，選取300萬人作為劃分實驗組和對照組的界限；（3）控制其他固定效應，進一步在基準模型中控制區縣層面、家庭層面以及個體層面固定效應，回歸結果均與基準結果保持一致；（4）外部有效性檢驗，利用2011—2017年中國流動人口動態監測調查（CMDS）數據，發現新一輪戶籍改革增加了放開落戶限制城市新流入的勞動力比重，以此證實了基準研究結論的外部有效性。

五、機制分析、制約因素與進一步討論

（一）作用機制分析

1.?落戶門檻機制檢驗

為了展現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]構建的中國1997—2010年地級市層面的戶籍改革指數以及張吉鵬等[4]構建的中國2000—2016年120個城市的落戶門檻指數

張吉鵬等[4]構建了中國2000—2016年120個城市的落戶門檻指數，分為2000—2013年和2014—2016年兩個時間段，指標包含投資落戶門檻、購房落戶門檻、高端就業落戶門檻、普通就業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一般的農村轉移勞動力，所以本文選取普通就業落戶門檻作為衡量指標。進行分析，結果如圖3所示。1997—2010年，不同規模等級的城市戶籍改革力度均呈現出明顯上升趨勢，但改革力度并沒有因城市規模而表現出明顯差異。2014—2016年，人口規模在500萬人以下的城市落戶門檻明顯降低，且隨著人口規模的減小，落戶門檻降低幅度越大。由此說明，新一輪戶籍改革確實降低了大部分城市的落戶門檻。

在此基礎上，本文進一步利用城市落戶門檻的截面差異檢驗落戶門檻對新一輪戶籍改革的勞動力城鄉再配置效應的影響。具體而言，本文基于張吉鵬等[4]構建的落戶門檻指數，得到120個城市落戶門檻在2014年前后的變動情況，然后基于樣本中位數將其劃分為落戶門檻降低幅度較大/較小兩個子樣本并匹配到CFPS數據。分別基于兩個子樣本估計基準計量模型，結果如表4所示。由于匹配過程中出現了明顯的樣本損失，第（1）（2）列報告了基準模型的估計結果，變量T×P回歸系數仍在5%水平下顯著，且數值與基準結果較為接近，說明數據匹配過程中的樣本損失未對研究結論產生較大干擾。此處重點關注第（3）（4）列中基于落戶門檻降低幅度較大/較小兩個子樣本的估計結果，容易看出，新一輪戶籍改革的勞動力城鄉再配置效應主要表現在落戶門檻降低幅度較大的城市中，與預期相符。綜合圖3和表4中的結果，本文提供了“新一輪戶籍改革→落戶門檻降低→勞動力城鄉再配置”傳導機制的存在證據。

2.公共服務均等化機制檢驗

本文進一步從公共服務可得性的戶籍差異、戶籍改革對公共服務可得性戶籍差異影響以及公共服務均等化與戶籍改革的勞動力再配置效應三個層面對公共服務均等化供給在影響勞動力再配置過程中發揮的關鍵作用進行檢驗。

首先，式（4）用于檢驗公共服務可得性的戶籍差異。Yi，c，t為個體i在年份t的公共服務可得性，本文以個體是否被養老保險、醫療保險、失業保險、工傷保險、生育保險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，為個體是否持有非農戶口的虛擬變量（若持有非農戶口則取值為1，反之取值為0）。其次，本文在式（4）基礎上引入交互項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）檢驗新一輪戶籍改革是否縮小了公共服務可得性因戶口而產生的差異。再次，利用式（4），按城市進行回歸分析，得到每個城市養老保險覆蓋率的戶籍差異系數

由于養老保險在“五險一金”中占比最高，故而本文以養老保險作為公共服務均等化程度的衡量標準。。然后，以該戶籍差異系數作為分組依據對樣本進行分組，若該市養老保險覆蓋率的戶籍差異系數高于樣本中位數值，則歸為“公共服務均等化程度低”子樣本，反之則歸為“公共服務均等化程度高”子樣本。最后，基于兩個子樣本再次對本文的基準計量模型式（3）進行估計，考察公共服務均等化對戶籍改革勞動力再配置效應產生的影響。

式（4）估計結果如表5所示，變量URB1在第（1）～（6）列中回歸系數均在1%水平上顯著為正，表明持有非農戶口的勞動者在“五險一金”可得性方面高于持有農業戶口的勞動者，公共服務可得性存在明顯的戶籍差異，農村地區勞動者通過戶口轉換的方式轉移到城市，能實現公共服務可得性的改善。

式（5）估計結果如表6所示。第（1）～（3）列中交互項URB1×P回歸系數在1%水平上顯著為負，而第（4）～（6）列中交互項回歸系數不顯著，戶籍改革后，勞動力在養老保險、醫療保險和失業保險等公共服務可得性方面因戶口產生的差異明顯縮小?？紤]到養老保險和醫療保險是社會保險中最為重要的兩項，以上結果說明2014年戶籍改革對中國的公共服務供給產生了實質影響，有助于公共服務均等化供給。

式（6）估計結果如表7所示。第（1）～（6）列中，三重差分項URB1×P×T回歸系數均為負，且整體上具有統計顯著性，戶籍改革對公共服務可得性差異產生的負向調節作用在放開了落戶限制的城市中表現更為明顯，與預期相符。

基于“公共服務均等化程度低”和“公共服務均等化程度高”兩個子樣本對基準計量模型進行估計的結果如表8所示。容易看出，在公共服務均等化程度較低的子樣本中，變量T×P的回歸系數不顯著，戶籍改革對勞動力城鄉間的再配置并未產生顯著影響。而在公共服務均等化程度高子樣本中，變量T×P的回歸系數為-0.040，在5%水平上通過顯著性檢驗。第（3）（4）列中以戶籍差異系數的75%分位數作為公共服務均等化程度高低的輔助劃分界限，實證結果與第（1）（2）列保持一致。以上結果表明，公共服務均等化供給對戶籍改革的勞動力再配置效應具有明顯的約束力，戶籍改革對勞動力城鄉再配置的有效影響，依賴地方政府在公共服務供給方面的實質改善。

（二）制約因素

盡管2014年發起的新一輪戶籍改革是中國新型城鎮化建設進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力城鄉再配置效應仍受到較大制約，因而呈現出永久性遷徙和臨時性遷徙并存的特征。本文從城市財政壓力、戶籍所在地的農地價值、遷徙的心理與社會融入成本以及不穩定就業等角度，通過異質性分析加以討論。

一方面，新一輪戶籍改革的勞動力城鄉再配置效應仍然面臨公共服務供給的央地財政事權與支出責任劃分機制滯后、土地制度改革進程滯后等制度約束。由于城市公共服務供給主要依靠地方財政收入，在中央財政未能有效為地方分擔部分戶籍改革成本約束下，新一輪戶籍改革的城鄉勞動力再配置效應會受到地方財政壓力制約，地方財政壓力的增大將會限制戶籍改革對農村勞動力往城市轉移的促進作用。本文利用地方政府財政壓力的截面差異，通過分樣本回歸來檢驗上述推斷。財政壓力的測度方面，基于朱軍等[23]的測算結果，按城市取均值，得到各城市的財政壓力指標并將其與CFPS數據匹配。然后以樣本中位數為分界點，將城市分為地方財政壓力小、地方財政壓力大兩個子樣本，分別基于子樣本估計基準模型，結果如表9第（1）（2）列所示。雙重差分項（T×P）回歸系數絕對值在地方財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力城鄉再配置效應會隨著地方財政壓力的增大而減小，與預期相符。

新一輪戶籍改革并沒有針對附著在農村戶口上的利益該如何轉換到新的戶口進行相應制度安排，土地制度改革進程的滯后使得農村勞動力遷徙的機會成本被放大。這意味著，流動人口在戶籍地的農地價值會對其永久性遷入城市形成負向激勵。2017年中國流動人口動態監測調查數據通過問題“您個人在戶籍地老家承包大約有幾畝地”“您個人大約在戶籍地老家有多少方米宅基地”收集了各城市流動人口在其戶籍地的經營用地和宅基地面積，本文利用該數據整理得到各城市流動人口面臨其戶籍所在地農地價值約束強弱指標，若戶籍地平均經營用地面積高于樣本中位數，則定義為戶籍地經營土地約束強子樣本，反之則定義為戶籍地經營土地約束弱子樣本；若戶籍地平均宅基地面積高于樣本中位數，則定義為戶籍地宅基地約束強子樣本，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據估計基準模型，結果如表9第（3）～（6）列所示。變量T×P回歸系數絕對值在戶籍地土地約束強的子樣本中明顯更小，表明新一輪戶籍改革的城鄉勞動力再配置效應受到附著在農村戶口上的土地價值制約，土地價值越高，新一輪戶籍改革能夠產生的影響越弱。

另一方面，新一輪戶籍改革的勞動力城鄉再配置效應還面臨著遷徙的心理與社會融入成本以及不穩定就業制約，本文對此作進一步討論。遷徙的心理與社會融入成本方面，2017年CMDS數據通過問題“目前在本地，您家有被本地人看不起嗎”“目前在本地，您家有生活不習慣的困難嗎”進行了采集，本文分別利用上述兩個指標在城市層面作平均處理，即可得到每個城市流動人口心理和社會融入成本高低的截面數據，然后將其與CFPS數據匹配，并基于兩個指標的樣本中位數定義社會身份融入難/易和社會生活融入難/易子樣本。分別基于子樣本數據估計基準模型，結果如表10所示。比較第（1）（2）列和第（3）（4）列中雙重差分項回歸系數可以看出，遷徙的心理與社會融入成本會對新一輪戶籍改革的勞動力城鄉再配置效應形成明顯制約，新一輪戶籍改革對農村勞動力往城市轉移產生的促進作用在流動人口更易融入的城市表現更為明顯。就業穩定性方面，本文同樣基于2017年流動人口動態監測調查數據，計算得到各城市簽訂勞動合同的流動人口比重?？傮w而言，流動人口能夠與就業單位簽訂勞動合同意味著就業更為穩定。然后，將該指標在城市層面的截面數據與CFPS數據匹配，并按簽訂勞動合同比重的樣本中位數，將原樣本劃分為就業穩定性高、就業穩定性低兩個子樣本，再次分別利用子樣本數據估計基準模型，結果如表10第（5）（6）列所示。在就業穩定性高的子樣本中，變量T×P回歸系數更為顯著，表明就業不穩定會對新一輪戶籍改革的勞動力城鄉再配置效應形成制約，與預期一致。

（三）進一步討論

基于前文的研究結論，本文認為一個值得進一步討論的問題是：新一輪戶籍改革引起勞動力城鄉再配置是否對城市人力資本構成產生了影響，這在廣義角度也屬于勞動力區域間再配置的范疇。從理論層面而言，農村勞動力的人力資本要明顯低于城市地區，城市涌入大量來自農村地區的轉移勞動力會拉低城市地區整體的人力資本水平。而那些實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村勞動力轉移的影響較小。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域分化估計結果資本差距也將會擴大。換言之，2014年的戶籍制度改革可能會導致特大城市與其他城市間人力資本出現分化趨勢。為了驗證這一推斷，本文再次基于CFPS數據進行拓展性分析。具體而言，本文以城市地區勞動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行回歸分析，考察戶籍改革對城市人力資本產生的影響，結果如表11所示。

六、研究結論與政策啟示

隨著人口紅利機會窗口逐步縮窄，中國勞動力無限供給特征消失，經濟社會發展面臨的勞動力成本上升壓力不斷增大。如何通過深化改革，進一步挖掘城鄉勞動力轉移潛力，成為當前學術界和政府關注的焦點問題。本文從城鄉勞動力再配置視角，評估了新一輪戶籍制度改革產生的政策效應。研究表明，新一輪戶籍改革對農村勞動力向城市轉移產生了明顯的促進作用，原因在于新一輪戶籍改革在降低落戶門檻的同時，也減輕了因戶口差異而產生的公共服務可得性差距，落戶門檻降低弱化了農村勞動力往城市轉移的“阻力”，而公共服務均等化則增強了農村勞動力往城市轉移的“拉力”，有助于勞動力城鄉再配置。城市財政壓力、戶籍所在地的農地價值、遷徙的心理與社會融入成本以及不穩定就業均會對戶籍改革的勞動力城鄉再配置效應形成制約。此外，城市間落戶政策差異引致的勞動力城鄉再配置會導致特大城市與其他城市間人力資本差距擴大。本文的研究結論具有如下政策啟示：

一方面，要進一步深化戶籍制度改革，構建全國統一的戶口登記管理制度。中國的戶籍改革一直是漸進式的，雖然2014年這輪戶籍改革力度較大，但仍然存在兩個缺憾。一是人口規模300萬～500萬人的大城市戶籍制度雖有一定松動，但落戶條件仍較為嚴格；二是人口規模超過500萬人的特大城市戶籍制度基本沒有發生太大變化，依舊采取嚴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人口最多且流動人口落戶意愿較強的城市。從本文的研究結論來看，這不僅不利于農村勞動力轉移潛力的充分釋放，還會導致特大城市與其他城市之間人力資本出現分化。因此，應進一步深化戶籍制度改革，放開特大城市的落戶限制，著力構建全國統一的戶口登記管理制度，去除勞動力自由流動的制度障礙。如此一來，城鄉勞動要素的重新配置將在延長人口紅利機會窗口的同時，促進城市間的平衡發展。

另一方面，要進一步完善戶籍改革過程中的相關配套措施，為戶籍改革的勞動力再配置效應充分發揮提供助力。戶籍改革引致的城鄉勞動力轉移是其延續人口紅利的基礎，附著在非農戶口上有關醫療、教育、住房以及社會保障等方面的福利是農村勞動力往城市轉移的重要驅動因素，而附著在農業戶口上的經營用地、宅基地價值則是農村勞動力轉移的制約因素。因此，若要充分釋放戶籍改革的勞動力再配置效應，促進公共服務的均等化供給、完善戶籍改革過程中的配套措施不可或缺。具體而言，首先，應加強農村轉移勞動力的基本住房保障和失業保障，從本文的實證結果來看，2014年的戶籍改革雖在促使養老和醫療公共服務均等化供給方面產生了積極效果，但在失業保障、住房保障方面產生的影響較為有限，進一步提高農民工失業保障和住房保障可及性，有助于提升其在城市的持續生活能力以及往城市轉移的動力。其次，要加快農村土地制度改革，針對附著在農業戶口上的利益如何轉換到新的戶口應進行相應制度安排。針對地方公共服務供給的跨界外部性問題，應進一步完善中央和地方流動人口基本公共服務供給的財政事權與支出責任劃分。最后，要重視進城農民工社會融入和勞動權益保障問題，推動以人為核心的新型城鎮化。遷徙者的心理和社會融入成本、不穩定就業均是限制農村勞動力轉移潛力的重要因素，相關部門應大力推進以縣城為載體的城鎮化，通過就近就地城鎮化減輕社會融入問題，同時著力建立勞動者平等參與市場競爭的就業機制，減輕因戶籍、性別、身份等而產生的不平等就業或就業歧視，增強勞動市場包容性和穩定性。

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編輯：李再揚，高原