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摘 要：文章利用省级历年面板数据，建立固定效应等计量经济模型，采用OLS回归估计方法实证分析了劳动力流动对城乡收入差距的影响，得出的基本结论是：从不同时间段来看，1992年之后，劳动力流动能显著缩小城乡收入差距；从不同区域来看，中、西部的劳动力流动对缩小城乡收入差距有显著作用。
关键词：劳动力流动 城乡收入差距 实证研究
中图分类号：F241 文献标识码：A
文章编号：1004-4914（2014）06-071-03
2012年我国进城农民工数量高达1.63亿人，占城镇就业的比例也达到44.0%①。大规模的农村劳动力流向城镇，是我国二元经济发展阶段的一个重要现象。我国流动人口特别是乡城流动人口规模之大，增长速度之快，在全世界都是罕见的，我国的人口流动已成为“人类历史上在和平时期前所未有的、规模最大的人口迁移活动②”。
按照发展经济学的理论，劳动力的自由流动会带来不同地区的经济增长趋同和收入差距收敛。那么，我国大规模的农村劳动力向城镇流动能否缩小城乡收入差距呢？本文拟通过全国层面的省级面板数据来实证研究劳动力流动对城乡收入差距的影响。
一、数据来源和变量说明
本部分实证研究使用1985年～2010年全国30个省、直辖市、自治区的分省面板数据，来分析劳动力流动对城乡收入差距的影响。使用面板数据的原因是，面板数据与时间序列数据相比具有的优点是：面板数据含有截面数据信息，增加了观测值和样本信息量，在一定程度上能够克服时间序列数据受多重共线性的困扰。
本文实证分析模型所采用的因变量是城乡收入差距，更准确地说，是城乡实际收入差距，即经过各年城镇居民和农村居民消费价格指数消胀之后的城镇居民实际可支配收入与农村居民实际纯收入之比。
主变量是劳动力流动，由于本文使用的数据是分省面板数据，而不同年份省级层面的劳动力流动数据缺失，因此本文使用间接衡量指标来度量劳动力流动，即用人口机械增长量占总人口的比重（%）来表示，其中，人口机械增长量通过“本年末总人口-上年末总人口-上年末总人口*本年人口自然增长率”计算而来的。采用该衡量指标的主要原因是受数据可获得性的限制，另一方面原因是该衡量指标与劳动力流动有较强的相关性（两者之间的相关系数的绝对值为0.894③），且国内许多学者使用过该衡量指标作为劳动力流动的代理变量，如应瑞瑶、马少晔④（2011）等。当然，该指标对劳动力流动的衡量可能存在一些偏差，主要表现为：人口机械增长量既包括城镇人口机械增长量也包括农村人口的机械增长量；城镇人口的机械增长量不仅包括农村进城务工人员，还包括高校在校学生、农村进城非就业人口等。在估计到可能存在的偏差时，本文仍采用人口机械增长量占总人口的比重来衡量劳动力流动的主要原因是：许多经济指标往往很难找到最优解释变量，在数据不支持最优解释变量或指标时，为了研究的需要，只能采用次优解释变量或指标。
采用的控制变量包括人均收入，用经过GDP缩减指数进行消胀之后的人均实际GDP（元/人）的自然对数形式来衡量；城市化水平，用城镇人口占总人口的比重（%）来衡量；劳动力市场发育程度，用农业比较劳动生产率表示，即第一产业产值占国内生产总值比重与第一产业就业人数占总就业人数比重之比；工业化进程，用第二、三产业产值之和占GDP的比重（%）表示；农业财政支出，用地方财政农业支出占地方财政支出的比重（%）表示；基础设施，用公路里程和铁路运营里程之和（万公里）来表示。
二、实证研究模型
本文建立的实证分析的基本模型为：
Gap=aLM+βj■Xj+ε （j=1，2，…，6） （1）
式（1）中，Gap代表城乡收入差距，LM代表劳动力流动，Xj代表其他控制变量（其中，X1、X2、X3、X4、X5和X6分别代表人均收入（自然对数形式）、城市化水平、劳动力市场发育程度、工业化进程、农业财政支出和基础设施），i为控制变量的个数，ε代表随机误差项，a和βi是各变量前的系数。
为了研究不同时间段劳动力流动对城乡收入差距的不同影响，本文在模（1）中加入了时间虚拟变量与劳动力流动的交叉项，建立时点固定效应模型，参见模型（2）。具体地，以1992年作为分界点，因为从1992年开始，我国的户籍制度改革加快，并进入到一个新时期，加入此虚拟变量可以分析户籍制度改革对劳动力流动的影响，进而对城乡收入差距产生的间接影响。以乘法形式引入虚拟变量与主变量的交叉项是为了区别不同时期城乡收入差距关于劳动力流动的相对变化情况，即模型斜率系数的变化情况。本文引入这个变量的依据是1992年前后城乡收入差距关于劳动力流动的斜率系数有差异的现实状况。此外，本文在模型（1）中引入地区（即东部、中部、西部地区）虚拟变量与劳动力流动的交叉项来分析地域差别对劳动力流动的影响，进而对城乡收入差距的间接影响，即不同地区城乡收入差距关于劳动力流动的相对变化情况，形成模型（3）。
在建立实证分析模型之前，本文参照国发[2000]33号文件标准将我国31个省、直辖市、自治区分为东部、中部、西部三个地区⑤，并构造地区虚拟变量，且为了避免虚拟变量陷阱，设定两个地区虚拟变量D2和D3。本文以城乡收入差距为被解释变量，劳动力流动为核心解释变量建立时间固定效应面板数据模型和个体固定效应面板数据模型来估计劳动力流动对城乡收入差距的影响。其中，时间固定效应模型的建立是根据研究问题的需要，即分析随着时间变化，劳动力流动对城乡收入差距的影响会有什么不同；个体固定效应模型的建立是基于F检验和Hausman检验。
本文所建立的面板数据估计模型如下（2）和（3）：
Gapit=aLMit+βj■Xjit+γ（D1*LMit）+μ1t+εit
（j=1，2，…，6） （2） 其中，t为时间（t=1978，1979，…，2010），i为省、直辖市、自治区的个数（i=1，2，…，30），D1为时间虚拟变量，且D1=0，1992年以前1，1992年以后，γ被称为斜率差距系数，分别表示1992年前后城乡收入差距函数斜率存在的差异，为时点固定效应，εit为随机误差项，且满足：E（εit）=0，E（εit μit）=0，E（εit εis）=0（？坌t，s，t ≠s），其他变量含义同前。
Gapit=aLMit+βj■Xjit+γ1（D2*LMit）+γ2（D3*LMit）+μ2i+εit （3）
其中D2，D3，为地区虚拟变量，且D2=1，中部地区0，其他地区，D3=1，西部地区0，其他地区，μ2i为个体固定效应，其他变量含义同前。
本文用时间虚拟变量与劳动力流动交叉项的系数γ来表示1992年之后劳动力流动对城乡收入差距的影响与1992年之前的差异，其中，系数α和α+γ分别表示1992年之前和1992年之后劳动力流动对城乡收入差距的影响。用地区虚拟变量与劳动力流动交叉项的系数和来分别表示中部地区和西部地区劳动力流动对城乡收入差距的影响与东部地区的差异，其中，系数α、α+γ1和α+γ2分别表示东部、中部和西部地区劳动力流动对城乡收入差距的影响。如果这些系数显著大于零，则意味着劳动力流动与城乡收入差距正相关，即劳动力流动比重的提高会扩大城乡收入差距，此时应该采取限制劳动力流动的措施；反之若显著小于零，表明劳动力流动与城乡收入差距负相关，即劳动力流动会缩小城乡收入差距，此时应该采取鼓励、支持和促进劳动力流动的措施。
三、研究假说及实证检验
（一）提出假说
根据新古典均等收入理论，生产要素的自由流动有利于提高要素生产率，促进不同区域经济增长趋同和收入差距的收敛。因此，劳动力的跨区域流动有助于城乡之间收入差距的收敛以及城乡收入差距的缩小。因此，本文提出劳动力流动有助于缩小城乡收入差距的假说。具体地，本文假设：在1992年之后，随着户籍制度改革的深化，劳动力流动规模扩大，劳动力流动缩小了城乡收入差距；在不同地区，由于东部地区是劳动力流动的净迁入地区，中、西部地区是劳动力流动的净迁出地区，本文假设劳动力流动导致东部地区城乡收入差距的扩大，而对中、西部地区的城乡收入差距有缩小作用，且劳动力流动对西部地区城乡收入差距的缩小作用比中部地区更强。
（二）假说的实证检验
为了探究劳动力流动与城乡收入差距之间的因果关系，本文利用1985年～2010年全国30个省、直辖市和自治区的面板数据，用机械人口增长量占总人口的比重作为劳动力流动的衡量指标，用城镇居民实际可支配收入与农村居民实际纯收入的比值作为城乡收入差距的衡量指标，把城乡收入差距作为因变量，劳动力流动作为主要解释变量，并根据模型（2）和模型（3），使用OLS回归估计方法，得出两者之间的回归分析结果，参见表1。
对于模型（2），当回归方程不包含时间虚拟变量与劳动力流动的交叉项时（参见表1第1列），劳动力流动的系数α为-0.029且在1%的显著性水平下通过检验，说明劳动力流动与城乡收入差距有显著的负相关，即劳动力流动的扩大显著缩小了城乡收入差距，且劳动力流动比重平均每提高一个百分点会导致城乡收入差距下降0.029；当加入时间虚拟变量与劳动力流动的交叉项时（参见表1第2列），系数α不显著，在统计上可以看作为零，但交叉项系数γ为-0.065在1%的水平下显著，因此系数α+γ为-0.065。系数α与α+γ系数分别表示1992年之前劳动力流动对城乡收入差距没有显著影响，而1992年之后劳动力流动对城乡收入差距有显著的负影响，即1992年之后劳动力流动会缩小城乡收入差距，而且劳动力流动平均每提高一个百分点城乡收入差距会下降0.065，这意味着在现阶段应该采取一些鼓励、支持和促进劳动力流动的措施。
对于模型（3），当回归方程不含时间虚拟变量与劳动力流动的交叉项时（参见表1第4列），即使在10%的显著性水平下也没有通过检验，此时劳动力流动对城乡收入差距没有显著影响；当加入地区虚拟变量（D2、D3）与劳动力流动的交叉项时（参见表1第5列），系数α、α+γ1和α+γ2分别为0.053、-0.004和-0.013，而且都在1%的水平下显著。系数α为0.053且在东、中、西三个地区中该系数的经济显著性最高，说明东部地区劳动力流动对城乡收入差距有显著的较大的正向影响，即劳动力流动比重的提高较大地扩大了城乡收入差距，原因可能是东部地区的劳动力流动主要是从中部、西部地区迁移过来的，且这些迁移人口并不是东部地区的户籍人口，而实际上东部地区本身的城乡收入差距在扩大，与劳动力流动无关，即东部地区劳动力流动与城乡收入差距扩大具有时间上的趋势性，两者可能并无因果关系；另一个可能原因是农村迁移人口在城镇所获得的收入太低，农村居民收入增长速度远远低于城镇居民收入增长速度。系数α+γ1和α+γ2分别为-0.004和-0.013说明中、西部地区劳动力流动对城乡收入有显著的负向影响，且与中部地区相比西部地区劳动力流动对城乡收入差距的负向影响更大，这与前面的假说相吻合。
为了控制其它干扰因素对城乡收入差距的影响，更准确地分析劳动力流动对城乡收入差距的影响，本文在模型（2）和（3）中加入了其它一些控制变量重新进行回归估计分析，回归估计结果参见表1。
1.主变量的回归估计结果分析。当在模型（2）中加入控制变量X1、X2、X3、X4、X5和X6时（参见表1第3列），模型的拟合优度R2由0.210提高到0.540，说明加入控制变量使得模型对观测值的拟合程度提高，因此，加入控制变量是必要的。加入控制变量后，劳动力流动的系数α与不加入控制变量时一样，都是不显著的，时间虚拟变量与劳动力流动交叉项的系数的正负号以及显著性与不加入控制变量时一致，且系数大小变化不大，说明该交叉项与城乡收入差距的关系较稳健。因此，系数α在统计上可以看作为零，α+γ为-0.0323，这说明加入控制变量后1992年之后劳动力流动对城乡收入差距有负向影响，且当劳动力流动的比重平均每提高一个百分点会导致城乡收入差距下降0.0323。 当在模型（3）中加入控制变量X2、X5和X6时（参见表1第6列），模型的拟合优度提高，且地区虚拟变量与劳动力流动交叉项系数γ1和γ2的正负号及显著性与不加入控制变量时一致，系数α、α+γ1和α+γ2分别为0.0326、-0.0002和-0.008，说明东部地区劳动力流动扩大了城乡收入差距，而中部和西部地区劳动力流动缩小了城乡收入差距，但是，与不加入控制变量相比，系数的绝对值都减小了，系数的经济显著性降低了，说明加入控制变量后东、中、西部地区劳动力流动对城乡收入差距的影响减小，主要原因是这些控制变量稀释了主变量对城乡收入差距的影响。
2.其它控制变量的回归估计结果分析。在模型（2）加入的控制变量中，X3系数的绝对值最大且在统计上显著，表明劳动力市场发育程度（即农业比较劳动生产率）对城乡收入差距的影响最大，且系数符号为负，说明劳动力市场发育程度（即农业比较劳动生产率）的提高会导致城乡收入差距的缩小，这与理论预期相一致；人均收入、城市化水平和工业化进程对城乡收入差距有显著的负向影响，即这些因素都会导致城乡收入差距的缩小，这与理论预期及其他的实证研究结果相一致；农业财政支出对城乡收入差距有显著的正向影响，原因可能是国家对农业的财政支出主要用于农业基础设施的建设，而这些支出并没有转化为提高农村居民收入的途径；基础设施对城乡收入差距的影响不显著，即铁路、公路里程的增加并没有显著地增加农村居民收入。
在模型（3）加入的控制变量中，城市化水平对城乡收入差距有正向影响，但显著性较弱（在10%的水平下显著）；农业财政支出对城乡收入差距有显著的负向影响；基础设施对城乡收入差距有显著的正向影响，原因可能是城乡基础设施的差距较大，城镇基础设施的存量和规模较大，随着基础设施的扩大，其产生的规模效益显著地增加了城镇居民的收入，但农村由于基础设施的不完善、存量和规模相对较小，基础设施的些微增加并没有或者只是较小幅度地提高了农村居民的收入。
四、实证研究结论
根据前面的实证研究结果，可以得出以下结论：第一，劳动力流动在不同时间段对城乡收入差距的影响不同，具体地，在1992年之前劳动力流动对城乡收入差距没有显著影响，而在1992年之后劳动力流动显著地缩小了城乡收入差距；第二，劳动力流动在不同的地区对城乡收入差距的影响也不同，具体地，在东部地区，劳动力流动显著地扩大了城乡收入差距，在中、西部地区，劳动力流动显著地缩小了城乡收入差距，且西部地区的劳动力流动对城乡收入差距的缩小作用更大；第三，当在实证回归模型中加入其它控制变量时，在不同的时间段、不同的地区，劳动力流动对城乡收入差距影响的符号与不加入控制变量时一致，说明劳动力流动对城乡收入差距的影响是较稳定的。综上，本文的实证研究结果与前面所作的假说相吻合，假说检验通过。
注释：
①来源于2012年国家统计局.全国农民工监测调查报告
②蔡昉.人口与劳动绿皮书——中国人口与劳动力问题报告，NO.7，社会科学文献出版社，2006年版：第78页
③宏观全国1993年～2010年进城农民工数量与人口机械增长量之间的相关系数
④应瑞瑶，马少晔.劳动力流动、经济增长与城乡收入差距.南京农业大学学报（社会科学版）2011（2），第63～69页
⑤参照国发[2000]33号文件标准，东部地区包括北京、天津、辽宁、上海、江苏、河北、浙江、福建、山东和广东；中部地区包括安徽、江西、河南、吉林、黑龙江、山西、湖南和湖北；西部地区包括四川、重庆、内蒙古、广西、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆和西藏
参考文献：
[1] 蔡昉.人口与劳动绿皮书.中国人口与劳动力问题报告，NO.7.北京：社会科学文献出版社，2006年版：第78页
[2] 蔡昉，王美艳.为什么劳动力流动没有缩小城乡收入差距.经济学动态，2009（8）
[3] 蔡昉等.我国人口与劳动问题报告2011.北京：社会科学文献出版社，2011年版：第19页
[4] 国务院研究室课题组.我国农民工调研报告.北京：言实出版社，2006年版。
[5] 应瑞瑶，马少晔.劳动力流动、经济增长与城乡收入差距.南京农业大学学报（社会科学版），2011（2）：第63～69页
（作者单位：中共上海市金山区委党校 上海 201500）
（责编：李雪）
关键词：劳动力流动 城乡收入差距 实证研究
中图分类号：F241 文献标识码：A
文章编号：1004-4914（2014）06-071-03
2012年我国进城农民工数量高达1.63亿人，占城镇就业的比例也达到44.0%①。大规模的农村劳动力流向城镇，是我国二元经济发展阶段的一个重要现象。我国流动人口特别是乡城流动人口规模之大，增长速度之快，在全世界都是罕见的，我国的人口流动已成为“人类历史上在和平时期前所未有的、规模最大的人口迁移活动②”。
按照发展经济学的理论，劳动力的自由流动会带来不同地区的经济增长趋同和收入差距收敛。那么，我国大规模的农村劳动力向城镇流动能否缩小城乡收入差距呢？本文拟通过全国层面的省级面板数据来实证研究劳动力流动对城乡收入差距的影响。
一、数据来源和变量说明
本部分实证研究使用1985年～2010年全国30个省、直辖市、自治区的分省面板数据，来分析劳动力流动对城乡收入差距的影响。使用面板数据的原因是，面板数据与时间序列数据相比具有的优点是：面板数据含有截面数据信息，增加了观测值和样本信息量，在一定程度上能够克服时间序列数据受多重共线性的困扰。
本文实证分析模型所采用的因变量是城乡收入差距，更准确地说，是城乡实际收入差距，即经过各年城镇居民和农村居民消费价格指数消胀之后的城镇居民实际可支配收入与农村居民实际纯收入之比。
主变量是劳动力流动，由于本文使用的数据是分省面板数据，而不同年份省级层面的劳动力流动数据缺失，因此本文使用间接衡量指标来度量劳动力流动，即用人口机械增长量占总人口的比重（%）来表示，其中，人口机械增长量通过“本年末总人口-上年末总人口-上年末总人口*本年人口自然增长率”计算而来的。采用该衡量指标的主要原因是受数据可获得性的限制，另一方面原因是该衡量指标与劳动力流动有较强的相关性（两者之间的相关系数的绝对值为0.894③），且国内许多学者使用过该衡量指标作为劳动力流动的代理变量，如应瑞瑶、马少晔④（2011）等。当然，该指标对劳动力流动的衡量可能存在一些偏差，主要表现为：人口机械增长量既包括城镇人口机械增长量也包括农村人口的机械增长量；城镇人口的机械增长量不仅包括农村进城务工人员，还包括高校在校学生、农村进城非就业人口等。在估计到可能存在的偏差时，本文仍采用人口机械增长量占总人口的比重来衡量劳动力流动的主要原因是：许多经济指标往往很难找到最优解释变量，在数据不支持最优解释变量或指标时，为了研究的需要，只能采用次优解释变量或指标。
采用的控制变量包括人均收入，用经过GDP缩减指数进行消胀之后的人均实际GDP（元/人）的自然对数形式来衡量；城市化水平，用城镇人口占总人口的比重（%）来衡量；劳动力市场发育程度，用农业比较劳动生产率表示，即第一产业产值占国内生产总值比重与第一产业就业人数占总就业人数比重之比；工业化进程，用第二、三产业产值之和占GDP的比重（%）表示；农业财政支出，用地方财政农业支出占地方财政支出的比重（%）表示；基础设施，用公路里程和铁路运营里程之和（万公里）来表示。
二、实证研究模型
本文建立的实证分析的基本模型为：
Gap=aLM+βj■Xj+ε （j=1，2，…，6） （1）
式（1）中，Gap代表城乡收入差距，LM代表劳动力流动，Xj代表其他控制变量（其中，X1、X2、X3、X4、X5和X6分别代表人均收入（自然对数形式）、城市化水平、劳动力市场发育程度、工业化进程、农业财政支出和基础设施），i为控制变量的个数，ε代表随机误差项，a和βi是各变量前的系数。
为了研究不同时间段劳动力流动对城乡收入差距的不同影响，本文在模（1）中加入了时间虚拟变量与劳动力流动的交叉项，建立时点固定效应模型，参见模型（2）。具体地，以1992年作为分界点，因为从1992年开始，我国的户籍制度改革加快，并进入到一个新时期，加入此虚拟变量可以分析户籍制度改革对劳动力流动的影响，进而对城乡收入差距产生的间接影响。以乘法形式引入虚拟变量与主变量的交叉项是为了区别不同时期城乡收入差距关于劳动力流动的相对变化情况，即模型斜率系数的变化情况。本文引入这个变量的依据是1992年前后城乡收入差距关于劳动力流动的斜率系数有差异的现实状况。此外，本文在模型（1）中引入地区（即东部、中部、西部地区）虚拟变量与劳动力流动的交叉项来分析地域差别对劳动力流动的影响，进而对城乡收入差距的间接影响，即不同地区城乡收入差距关于劳动力流动的相对变化情况，形成模型（3）。
在建立实证分析模型之前，本文参照国发[2000]33号文件标准将我国31个省、直辖市、自治区分为东部、中部、西部三个地区⑤，并构造地区虚拟变量，且为了避免虚拟变量陷阱，设定两个地区虚拟变量D2和D3。本文以城乡收入差距为被解释变量，劳动力流动为核心解释变量建立时间固定效应面板数据模型和个体固定效应面板数据模型来估计劳动力流动对城乡收入差距的影响。其中，时间固定效应模型的建立是根据研究问题的需要，即分析随着时间变化，劳动力流动对城乡收入差距的影响会有什么不同；个体固定效应模型的建立是基于F检验和Hausman检验。
本文所建立的面板数据估计模型如下（2）和（3）：
Gapit=aLMit+βj■Xjit+γ（D1*LMit）+μ1t+εit
（j=1，2，…，6） （2） 其中，t为时间（t=1978，1979，…，2010），i为省、直辖市、自治区的个数（i=1，2，…，30），D1为时间虚拟变量，且D1=0，1992年以前1，1992年以后，γ被称为斜率差距系数，分别表示1992年前后城乡收入差距函数斜率存在的差异，为时点固定效应，εit为随机误差项，且满足：E（εit）=0，E（εit μit）=0，E（εit εis）=0（？坌t，s，t ≠s），其他变量含义同前。
Gapit=aLMit+βj■Xjit+γ1（D2*LMit）+γ2（D3*LMit）+μ2i+εit （3）
其中D2，D3，为地区虚拟变量，且D2=1，中部地区0，其他地区，D3=1，西部地区0，其他地区，μ2i为个体固定效应，其他变量含义同前。
本文用时间虚拟变量与劳动力流动交叉项的系数γ来表示1992年之后劳动力流动对城乡收入差距的影响与1992年之前的差异，其中，系数α和α+γ分别表示1992年之前和1992年之后劳动力流动对城乡收入差距的影响。用地区虚拟变量与劳动力流动交叉项的系数和来分别表示中部地区和西部地区劳动力流动对城乡收入差距的影响与东部地区的差异，其中，系数α、α+γ1和α+γ2分别表示东部、中部和西部地区劳动力流动对城乡收入差距的影响。如果这些系数显著大于零，则意味着劳动力流动与城乡收入差距正相关，即劳动力流动比重的提高会扩大城乡收入差距，此时应该采取限制劳动力流动的措施；反之若显著小于零，表明劳动力流动与城乡收入差距负相关，即劳动力流动会缩小城乡收入差距，此时应该采取鼓励、支持和促进劳动力流动的措施。
三、研究假说及实证检验
（一）提出假说
根据新古典均等收入理论，生产要素的自由流动有利于提高要素生产率，促进不同区域经济增长趋同和收入差距的收敛。因此，劳动力的跨区域流动有助于城乡之间收入差距的收敛以及城乡收入差距的缩小。因此，本文提出劳动力流动有助于缩小城乡收入差距的假说。具体地，本文假设：在1992年之后，随着户籍制度改革的深化，劳动力流动规模扩大，劳动力流动缩小了城乡收入差距；在不同地区，由于东部地区是劳动力流动的净迁入地区，中、西部地区是劳动力流动的净迁出地区，本文假设劳动力流动导致东部地区城乡收入差距的扩大，而对中、西部地区的城乡收入差距有缩小作用，且劳动力流动对西部地区城乡收入差距的缩小作用比中部地区更强。
（二）假说的实证检验
为了探究劳动力流动与城乡收入差距之间的因果关系，本文利用1985年～2010年全国30个省、直辖市和自治区的面板数据，用机械人口增长量占总人口的比重作为劳动力流动的衡量指标，用城镇居民实际可支配收入与农村居民实际纯收入的比值作为城乡收入差距的衡量指标，把城乡收入差距作为因变量，劳动力流动作为主要解释变量，并根据模型（2）和模型（3），使用OLS回归估计方法，得出两者之间的回归分析结果，参见表1。
对于模型（2），当回归方程不包含时间虚拟变量与劳动力流动的交叉项时（参见表1第1列），劳动力流动的系数α为-0.029且在1%的显著性水平下通过检验，说明劳动力流动与城乡收入差距有显著的负相关，即劳动力流动的扩大显著缩小了城乡收入差距，且劳动力流动比重平均每提高一个百分点会导致城乡收入差距下降0.029；当加入时间虚拟变量与劳动力流动的交叉项时（参见表1第2列），系数α不显著，在统计上可以看作为零，但交叉项系数γ为-0.065在1%的水平下显著，因此系数α+γ为-0.065。系数α与α+γ系数分别表示1992年之前劳动力流动对城乡收入差距没有显著影响，而1992年之后劳动力流动对城乡收入差距有显著的负影响，即1992年之后劳动力流动会缩小城乡收入差距，而且劳动力流动平均每提高一个百分点城乡收入差距会下降0.065，这意味着在现阶段应该采取一些鼓励、支持和促进劳动力流动的措施。
对于模型（3），当回归方程不含时间虚拟变量与劳动力流动的交叉项时（参见表1第4列），即使在10%的显著性水平下也没有通过检验，此时劳动力流动对城乡收入差距没有显著影响；当加入地区虚拟变量（D2、D3）与劳动力流动的交叉项时（参见表1第5列），系数α、α+γ1和α+γ2分别为0.053、-0.004和-0.013，而且都在1%的水平下显著。系数α为0.053且在东、中、西三个地区中该系数的经济显著性最高，说明东部地区劳动力流动对城乡收入差距有显著的较大的正向影响，即劳动力流动比重的提高较大地扩大了城乡收入差距，原因可能是东部地区的劳动力流动主要是从中部、西部地区迁移过来的，且这些迁移人口并不是东部地区的户籍人口，而实际上东部地区本身的城乡收入差距在扩大，与劳动力流动无关，即东部地区劳动力流动与城乡收入差距扩大具有时间上的趋势性，两者可能并无因果关系；另一个可能原因是农村迁移人口在城镇所获得的收入太低，农村居民收入增长速度远远低于城镇居民收入增长速度。系数α+γ1和α+γ2分别为-0.004和-0.013说明中、西部地区劳动力流动对城乡收入有显著的负向影响，且与中部地区相比西部地区劳动力流动对城乡收入差距的负向影响更大，这与前面的假说相吻合。
为了控制其它干扰因素对城乡收入差距的影响，更准确地分析劳动力流动对城乡收入差距的影响，本文在模型（2）和（3）中加入了其它一些控制变量重新进行回归估计分析，回归估计结果参见表1。
1.主变量的回归估计结果分析。当在模型（2）中加入控制变量X1、X2、X3、X4、X5和X6时（参见表1第3列），模型的拟合优度R2由0.210提高到0.540，说明加入控制变量使得模型对观测值的拟合程度提高，因此，加入控制变量是必要的。加入控制变量后，劳动力流动的系数α与不加入控制变量时一样，都是不显著的，时间虚拟变量与劳动力流动交叉项的系数的正负号以及显著性与不加入控制变量时一致，且系数大小变化不大，说明该交叉项与城乡收入差距的关系较稳健。因此，系数α在统计上可以看作为零，α+γ为-0.0323，这说明加入控制变量后1992年之后劳动力流动对城乡收入差距有负向影响，且当劳动力流动的比重平均每提高一个百分点会导致城乡收入差距下降0.0323。 当在模型（3）中加入控制变量X2、X5和X6时（参见表1第6列），模型的拟合优度提高，且地区虚拟变量与劳动力流动交叉项系数γ1和γ2的正负号及显著性与不加入控制变量时一致，系数α、α+γ1和α+γ2分别为0.0326、-0.0002和-0.008，说明东部地区劳动力流动扩大了城乡收入差距，而中部和西部地区劳动力流动缩小了城乡收入差距，但是，与不加入控制变量相比，系数的绝对值都减小了，系数的经济显著性降低了，说明加入控制变量后东、中、西部地区劳动力流动对城乡收入差距的影响减小，主要原因是这些控制变量稀释了主变量对城乡收入差距的影响。
2.其它控制变量的回归估计结果分析。在模型（2）加入的控制变量中，X3系数的绝对值最大且在统计上显著，表明劳动力市场发育程度（即农业比较劳动生产率）对城乡收入差距的影响最大，且系数符号为负，说明劳动力市场发育程度（即农业比较劳动生产率）的提高会导致城乡收入差距的缩小，这与理论预期相一致；人均收入、城市化水平和工业化进程对城乡收入差距有显著的负向影响，即这些因素都会导致城乡收入差距的缩小，这与理论预期及其他的实证研究结果相一致；农业财政支出对城乡收入差距有显著的正向影响，原因可能是国家对农业的财政支出主要用于农业基础设施的建设，而这些支出并没有转化为提高农村居民收入的途径；基础设施对城乡收入差距的影响不显著，即铁路、公路里程的增加并没有显著地增加农村居民收入。
在模型（3）加入的控制变量中，城市化水平对城乡收入差距有正向影响，但显著性较弱（在10%的水平下显著）；农业财政支出对城乡收入差距有显著的负向影响；基础设施对城乡收入差距有显著的正向影响，原因可能是城乡基础设施的差距较大，城镇基础设施的存量和规模较大，随着基础设施的扩大，其产生的规模效益显著地增加了城镇居民的收入，但农村由于基础设施的不完善、存量和规模相对较小，基础设施的些微增加并没有或者只是较小幅度地提高了农村居民的收入。
四、实证研究结论
根据前面的实证研究结果，可以得出以下结论：第一，劳动力流动在不同时间段对城乡收入差距的影响不同，具体地，在1992年之前劳动力流动对城乡收入差距没有显著影响，而在1992年之后劳动力流动显著地缩小了城乡收入差距；第二，劳动力流动在不同的地区对城乡收入差距的影响也不同，具体地，在东部地区，劳动力流动显著地扩大了城乡收入差距，在中、西部地区，劳动力流动显著地缩小了城乡收入差距，且西部地区的劳动力流动对城乡收入差距的缩小作用更大；第三，当在实证回归模型中加入其它控制变量时，在不同的时间段、不同的地区，劳动力流动对城乡收入差距影响的符号与不加入控制变量时一致，说明劳动力流动对城乡收入差距的影响是较稳定的。综上，本文的实证研究结果与前面所作的假说相吻合，假说检验通过。
注释：
①来源于2012年国家统计局.全国农民工监测调查报告
②蔡昉.人口与劳动绿皮书——中国人口与劳动力问题报告，NO.7，社会科学文献出版社，2006年版：第78页
③宏观全国1993年～2010年进城农民工数量与人口机械增长量之间的相关系数
④应瑞瑶，马少晔.劳动力流动、经济增长与城乡收入差距.南京农业大学学报（社会科学版）2011（2），第63～69页
⑤参照国发[2000]33号文件标准，东部地区包括北京、天津、辽宁、上海、江苏、河北、浙江、福建、山东和广东；中部地区包括安徽、江西、河南、吉林、黑龙江、山西、湖南和湖北；西部地区包括四川、重庆、内蒙古、广西、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆和西藏
参考文献：
[1] 蔡昉.人口与劳动绿皮书.中国人口与劳动力问题报告，NO.7.北京：社会科学文献出版社，2006年版：第78页
[2] 蔡昉，王美艳.为什么劳动力流动没有缩小城乡收入差距.经济学动态，2009（8）
[3] 蔡昉等.我国人口与劳动问题报告2011.北京：社会科学文献出版社，2011年版：第19页
[4] 国务院研究室课题组.我国农民工调研报告.北京：言实出版社，2006年版。
[5] 应瑞瑶，马少晔.劳动力流动、经济增长与城乡收入差距.南京农业大学学报（社会科学版），2011（2）：第63～69页
（作者单位：中共上海市金山区委党校 上海 201500）
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