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假说Ⅰ：发生户籍制度改革后，家庭总外出务工量增加。
假说Ⅱ：在发生大中城市户籍制度改革后，家庭劳动力去大中城市务工的人数比例增加，家庭劳动力去省会特大城市务工的人数比例减少。
假说Ⅲ：在发生大中城市户籍制度改革后，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。提出假说Ⅲ的原因在于：户籍改革一般要求在城市有稳定工作，这要求农民工在户改当地的工作时间尽可能长。表4
总外出务工时间的双差回归方程估计结果
（1）江苏—浙江
交叉项系数：2003—2004年2003—2005年2003—2006年
－8.05（－0.92）－0.75（－0.10）－0.60（－0.09）
??
0.92（22.99）???
8.67（7.75）???
－45.07（－5.77）???
－32.33（－4.52）?
（2）福建—浙江
（3）湖北—安徽
（4）辽宁—黑龙江
－11.33（－1.57）－10.84（－1.38）－12.60（－1.39）
??
0.41（17.92）???
3.95（4.39）???
－20.14（－3.26）???
－25.54（－5.78）?
??
2.70（7.07）?
5.60（1.51）6.12（0.53）
?
90.55（2.12）?
0.08（0.03）2.34（0.31）－1.65（－0.15）
??
0.39（20.29）?
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样本数R—squared
??
0.34（12.80）???
4.92（8.86）?
0.59（1.07）－1.77（－0.53）－3.16（－0.98）
??
0.76（2.84）??
－4.20（－2.33）?
－2.25（－0.62）
??
－18.62（－5.59）?
0.28（1.81）*
??
－13.76（－4.02）?
－0.05（－0.61）
??
－8.59（－4.45）???
10.49（5.77）???
－0.11（－10.59）???
－0.02（－82.76）?
－2.83（－0.82）－0.99（－0.37）
??
－0.27（－9.75）???
0.00（－21.99）?
－4.28（－1.48）
??
－0.29（－8.38）???
0.00（－17.29）?
－2.91（－1.84）*
??
－0.89（－27.58）???
－0.02（－63.40）?
?
0.00（－2.34）???
－28.44（－3.70）???
－30.70（－5.45）?
?
7.84（2.23）???
－44.68（－13.94）?
??
0.00（－3.57）???
－14.25（－2.80）???
－29.91（－5.67）?
0.00（0.60）－0.40（－0.12）
??
－8.53（－2.87）???
4.57（3.04）?
??
0.00（－2.45）???
－11.84（－3.76）?
－1.44（－0.45）
?
－2.91（－2.42）???
－3.81（－2.80）?
0.89（0.35）－3.17（－1.19）12.55（1.13）－0.11（－0.03）384.27（1.34）
57390.25
－0.06（－0.04）
??
11.72（2.70）?
15.75（1.72）*－2.55（－0.45）－394.22（－1.00）
48640.32
－8.00（－0.78）
??
12.78（5.62）?
－1.53（－0.90）
?
－206.95（－0.70）－1252.47（－2.08）?
省失业率、二三产业比重及省GDP增长率控制
83480.54
64400.52
*?????
注：括号中为t估计值，代表10%显著水平，代表5%显著水平，代表1%显著水平。以下各表同。
1.假说Ⅰ检验
对发生户籍改革后，本省总体外出务工量有所增加这一假设进行检验。选取实验省份和控制省份农户单位劳动力的外出务工总时间为观测变量。含有交叉项和其他控制变量的回归方程的估2003—2005年计结果列于表4中。为了考察时间跨度的影响，回归期限分别选择2003—2004年、和2003—2006年三个时段。表4列出了三个时期回归的交叉项系数和最后一个时期回归的其他
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