孙文凯等：户籍制度改革对中国农村劳动力流动的影响
变量的结果。观察表4中交叉项的系数可以发现，在户籍改革事件的冲击下，各对照组的交叉项只有湖北省在2003—2006年这一阶段的回归结果显著为正，而其他省份基本没有显著影响。交叉项系数代表的是农户总外出务工时间是否随户籍改革变化，所以在用家庭外出务工总时间作为外出务工量的衡量指标时，假说Ⅰ在湖北省2003—2006年这一时段得到验证，而在大多数省份和时段并不成立。
2.假说Ⅱ检验
对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这一假设进行检验。选取实验省和控制省农户劳动力到大中城市和到省城的人数占总劳动力的比例为观测变量。含有交叉项和控制变量的回归方程的估计结果
①同样观察三个时段的回归结果。列于表5和表6中。
表5家庭劳动力到大中城市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
0.01（1.05）0.01（0.76）
?
0.25（2.12）?
0.014（1.19）0.013（1.04）0.003（0.23）
0.004（1.01）0.005（1.09）0.02（0.51）
0.0005（0.08）－0.006（－0.41）－0.025（－1.10）
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
?
0.00（2.31）???
0.01（3.17）?
??
0.00（3.47）???
0.01（6.34）??
0.02（2.14）???
－0.02（－3.39）?
??
0.00（4.49）?
??
0.00（5.98）?
0.00（0.88）
??
－0.02（－5.62）?
0.00（－0.67）－0.02（－4.27）0.00（－0.77）0.00（1.70）*
?
0.00（2.30）??
0.01（2.06）???
0.00（－8.80）???
0.00（－7.13）?
－0.01（－1.15）0.01（0.95）－0.01（－0.95）0.00（－0.77）
??
－0.03（－5.37）?
0.00（－0.96）0.00（－1.18）0.00（0.07）
??
0.01（2.73）?
0.00（1.06）0.00（1.21）
??
－0.01（－3.35）???
0.00（－2.61）?
0.00（－0.50）0.00（－0.09）0.00（1.40）－0.05（－3.71）－0.02（－1.97）－0.02（－3.33）
???*???
0.00（－2.81）0.00（－0.45）0.00（0.72）
0.00（－1.55）
??
0.00（2.73）?
0.00（0.46）0.00（－0.74）0.00（－0.58）
??
－0.01（－2.68）??
0.00（－1.96）?
－0.02（－2.47）－0.02（－2.83）0.03（－7.29）－0.04（－10.42）
????????
0.00（－0.44）0.00（－0.55）0.01（4.40）
???
－0.01（－1.57）
??
－0.14（－9.21）???
0.11（11.25）?
0.00（－1.31）0.00（－0.69）0.00（1.98）*－0.91O（－1.43）
83480.51
?
－0.05（－2.55）?－0.01（－0.40）
??
－0.01（－2.64）?
0.01（1.62）*0.49（1.02）
57390.28
0.17（0.26）
48640.32
－0.63（－1.33）
64400.52
省失业率、二三产业比重及省GDP增长率控制
①假说Ⅱ的两个估计如果采用联立方程系统估计方法能得到更有效的结果，我们采用了普通估计和联立方程估计，发现结
果差异不大。为表述方便起见，表5及以后各表都直接列出普通双差分析的结果。
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