20
表6家庭劳动力到省城务工人数比例的双差回归方程估计结果
（1）江苏—浙江
（2）福建—浙江
（3）湖北—安徽
（4）辽宁—黑龙江
交叉项系数：2003—2004年2003—2005年2003—2006年
0.001（0.29）0.00（0.00）－0.08（－1.46）
0.005（0.48）0.004（0.45）－0.001（－0.13）
－0.004（－1.10）－0.002（－0.58）0.06（1.30）
－0.002（－0.42）－0.01（－1.06）－0.02（－1.22）
其他控制变量系数（2006年）：村外出人数家庭人数劳动力比例户有无新生儿最高教育年限有健康差者有技术人员外出务工工资除务工外每单位劳动力收入家庭人均财富村干部家庭国家干部职工村地势是否好是否小康村是否工矿郊区是否城郊常数项
?
0.00（2.31）???
0.01（6.10）??
0.01（1.96）??
－0.01（－2.05）??
－0.01（－2.10）?
??
0.00（3.47）???
0.01（4.53）??
－0.01（－0.98）???
－0.02（－4.06）?
??
0.00（4.49）?
??
0.00（14.24）?
0.00（0.88）
??
－0.02（－5.62）?
0.00（0.18）
?
－0.02（－2.19）?
0.00（－0.96）0.00（－1.18）0.00（0.07）
??
0.00（2.73）???
0.02（57.52）?
0.00（0.66）0.00（0.34）
?
0.00（2.17）?
0.00（1.21）0.00（－0.01）
??
0.01（4.20）?
－0.01（－2.10）
??
0.01（2.68）???
0.02（57.75）??
0.00（－2.10）?
0.00（－1.31）
??
0.01（24.09）???
0.00（－11.47）?
0.01（51.72）
??
0.00（－4.46）?
0.00（－0.45）0.00（0.72）0.00（－0.44）－0.01（－0.55）
??
0.01（4.40）?
0.00（0.61）－0.01（－1.00）－0.01（－1.22）
??
－0.01（－4.34）???
0.01（3.23）???
－0.03（－3.65）?
0.00（1.17）－0.01（－1.73）*－0.01（－1.66）*
??
－0.02（－8.49）?
0.00（0.27）
??
－0.02（－3.52）???
－0.02（－2.71）???
0.01（3.49）?
－0.00（－0.10）－0.02（－1.70）*
0.01（0.25）
??
－0.34（－5.02）?
0.00（－1.31）0.00（－0.69）
?
0.00（1.98）?
0.00（－1.30）－0.01（－0.52）0.01（1.17）－1.05（－1.73）
0.01（1.62）－1.97（－1.67）*
－0.91（－1.43）
省失业率、二三产业比重及省GDP增长率控制样本数R—squared
48640.51
57390.53
83480.66
64400.61
从务工人数占总劳动力的比例看，观察表5中交叉项的系数可以发现，在大中城市户籍改革事件的冲击下，各对照组的交叉项只在江苏省显著为正，而且只在第三个时段成立。假设Ⅱ前半部分对江苏成立，对其他省份不显著。通过表6可以看到假说Ⅱ后半部分不成立。
3.假说Ⅲ检验
在发生大中城市户籍制度改革后，对家庭劳动力去大中城市务工的时间增加，家庭劳动力去省会特大城市务工的时间减少这一假设进行检验。选取研究省和控制省农户劳动力到大中城市和到省城的外出务工时间为观测变量。含有交叉项和有显著影响的控制变量的回归方程的估计结果列于表7和表8中。
观察表7中交叉项的系数可以发现，在大中城市户籍改革事件的冲击下，只有江苏省第三个时福建省第一个时段、湖北省前两个时段显著。假设Ⅲ前半部分对其他省份和时段不成立。观察段、
表8中交叉项的系数可以发现，在大中城市户籍改革事件的冲击下，各对照组的交叉项不显著。假设Ⅱ后半部分得不到支持。
37
百度搜索“77cn”或“免费范文网”即可找到本站免费阅读全部范文。收藏本站方便下次阅读，免费范文网，提供经典小说教育文库户籍制度改革对中国农村劳动力流动的影响(10)在线全文阅读。
相关推荐：