勞動力及人口城鄉配置的戶籍控制機制研究

摘要：城鄉分割的戶籍制度是我國人口大規模“非正式遷移”長期存在的重要原因。從經濟學視角看，戶籍制度在不同等級城市政府間出現改革程度及進度的差異有著內生性根源，數量模型推導的結果表明：在其他條件不變的情況下，農業勞動力流動的原動力來自城市和農村效用最大化的組合決策，依附于戶口差別的收入和福利差距以及城市和農村兩個維度的戶籍門檻內生性地調控著農業勞動力非農就業轉移的規模，同時引導著非農就業轉移勞動力及其附載人口在不同城市之間的戶籍配置。

關鍵詞：戶籍制度改革；勞動力流動；農業勞動力轉移；非正式遷移；非農就業；戶籍遷移；收入差距；福利差別；戶籍門檻；城鄉二元結構

中圖分類號：F241.22；C922文獻標志碼：A文章編號：16748131（2014）05001309

一、引言

我國戶籍制度是對公民生產生活有著深刻影響的一種社會管理制度，其形成與演變具有鮮明的中國特色。改革開放以來，我國計劃經濟體制的制度性痕跡大多數都泯滅在市場化進程之中，唯有成型于1958年的戶籍制度藩籬仍然顯現著計劃經濟時期的烙印。同轉型期其他社會經濟制度改革進度相比，戶籍制度改革被視為我國除政治體制之外進度最慢的改革之一。雖然改革收入分配方式可以縮小貧富差距及區域差距，但由于戶籍制度特有的人口遷移控制及利益分配功能，戶籍制度及其關聯的“零碎化”農地制度和“城市傾向”的福利體制，仍然是城鄉差距不斷擴大的癥結所在。因此，加快現行戶籍制度及其關聯制度改革已成為社會各界的共識。

目前，多數發達國家對國內人口實行自由遷移政策，只在為數不多的發展中國家采取了比較嚴格的遷移控制政策。因此，國外學者有關發達國家戶籍或戶口問題的研究，以服務于人口學和統計學的目的居多；而對發展中國家戶籍制度相關問題的關注，更多的是在于解釋貧困國家與富裕國家的社會經濟政策差異，特別是發展中國家的城市偏向政策對人口流動、社會公平及城鄉區域發展不協調的影響。在發展中國家，城市傾向的經濟社會政策廣泛存在（Lipton，1977），究其原因，在于發展中國家農民雖人數眾多，但居住分散，在集體行動中的“搭便車”現象使其對政策制定影響甚微，政策往往向城市居民傾斜（Olsen，1985）；在工業化背景下全國性的城市戶籍限入制度導致城鄉居民的收入及福利差距得以形成、鞏固和擴大（Wang et al，1999），這種差距又使得城市居民成為一個相對獨立的既得利益群體，并成為維護這種制度安排的力量（Dorothy，1999）。

由于中國戶籍制度的特殊性、典型性及其影響的深刻性，國內外眾多學者從歷史學、經濟學、社會學和政治學等多視角對其展開了廣泛研究。戶籍制度造成中國的農村、小城鎮、中等城市、大城市之間存在著資源配置和福利待遇等方面的“社會空間等級”差別現象，促成城鄉勞動力市場分割，且抑制勞動力流動的舊體制反復回潮（Chan，1999）；同時，戶籍制度因承載國家資助的福利分配而讓農民向城市的永久性遷移變得困難（Chan et al，2008）；戶籍制度是中國實現現代化，成為全球領導者的一個主要障礙（Chan，2009）。盡管在轉型進程中戶口控制已經放松，但因法律上的模糊不清和地區的差異性，戶籍制度還是中國計劃經濟體制正式組成部分的一塊“硬骨頭”。至于在什么條件下戶籍制度改革才有望突破，即公民可以自由獲得城市戶口，勞動力市場不再有歧視，取決于兩個時機的出現：一是勞動力需求格局的變動，即城市經濟發展對外來勞動力需求的大幅度提高，這可能成為體制轉變的契機；二是城市勞動力保障制度的完善，即如果城市外來勞動力的就業保障比較確定時其權利也會相應提高（Dorothy，1999）。吳華安：勞動力及人口城鄉配置的戶籍控制機制研究

相比國外的研究，國內學界對我國的戶籍控制及其產生的根源、給城鄉勞動力收入差距與福利差別帶來的影響等方面的研究要全面和深刻得多。限制農村勞動力自由流動的戶籍制度，緣于國家解決優先發展重工業的經濟發展模式與資源稟賦之間矛盾的路徑所致（林毅夫 等，1999）；但封閉僵化的戶籍制度與開放自由的市場經濟體制格格不入，既妨礙實現社會公平，又阻礙提高社會生產效率（任文，1999），戶籍制度也因此成為勞動力市場上就業保護的制度基礎（蔡昉 等，2001），是把城鄉人口及勞動力分隔開的最重要的制度安排（王美艷 等，2008）；城鄉勞動者在就業、工資、職位晉升、勞資關系等方面存在較大的差異，從而在城市內部形成一種二元結構，把城市本地居民和進城農民工分離在城市的不同領域（喬明睿 等，2009）。

地區間經濟差距和城鄉居民收入差距的存在以及公共產品低水平供給，是戶籍制度長期存在的重要原因（夏紀軍，2004）；戶籍制度的存在阻礙了通過勞動力流動縮小城鄉差距的實現（蔡昉，2009），城鄉收入差距的28%可以被戶籍制度直接解釋（Shi，2002）；擁有本地城市戶口的勞動者比農村勞動者更容易進入高收入行業（陳釗 等，2009），大部分進城農民工在城市就業的工資收入長期處于較低水平（孫寧華 等，2009）；除了個體特征差異外，戶籍歧視可解釋導致農民工高職業流動率原因的86.63%（李長安，2010）；入職戶籍門檻是阻礙農民工進入可獲取較高收入的公有制單位的重要原因，而單位之間的收入差異又是城市工人與農民工之間總體收入差距的主要部分（田豐，2010）。可見，戶籍制度對勞動力流動與城鄉收入差距擴大悖論的形成具有“門檻效應”（安虎森 等，2011）；個人特征差異及行業間差異并不能完全解釋城鎮勞動力市場上不同戶籍就業人口的收入差異，這種差異可能反映了他們在經濟福利方面被區別對待的事實（金成武，2009）。

社會福利和社會保障的歧視性配置是導致城鄉收入差距擴大的不容忽視的原因之一（李實，2003）。分權財政下的地方戶籍管制程度與軟公共品供給增長速度呈顯著非線性U 形相關關系（菊紅 等，2011）；戶籍制度對流動人口享有與本地人口均等化的公共服務和社會福利造成歧視性排斥（李濤 等，2011）；大城市的城鄉戶籍差異對“五險一金”及最低生活保障差距有較大的影響，戶籍已成為人們獲取公共福利資源的資格條件（彭小輝 等，2013）；社會保障、教育等公共產品城鄉戶籍利益的二元化是當今戶籍制度壁壘的突出表現（李健英，2005）。戶籍沒有阻止農民進城，但卻讓農村人口享受不到一些城市福利和公共服務；土地制度讓農民家庭獲配的一小塊土地雖不能致富，卻可以發揮最后社會安全網的作用（樊綱，2011）。改革開放后直接粘附于戶口之上的城鄉差別減少了，但社會資源配置機制中戶口的間接粘附功能依然存在，甚至被強化（陸益龍，2003）。當然，我國的城鎮化既存在著城市內部戶籍與非戶籍人口分享城市福利的失衡，更面臨著不同規模城市發展水平失衡的加劇（鄒一南，2014）。

綜上所述，由于戶籍制度對我國鄉城人口自由遷移的控制，農業剩余勞動力向工業轉移緩慢且不徹底，依附于此的農村人口向城市轉移既不同步更不完全，這也是中國人口大規模“非正式遷移”現象存在的制度根源。由于中國戶籍制度在形成和演進過程中，除了人口登記管理的功能外，已附加了不少利益分配和機會獲取的功能，戶籍制度也從初始狀態的外生變量，逐漸在運行中轉化為社會經濟系統的一種內生力量，非市場壁壘的“戶籍墻”已成為農村勞動力及家庭人口遷移不徹底、城市吸納農村人口不充分的制度障礙。因此，只有加快松綁直至根除戶籍制度等限制人口“正式遷移”的制度堡壘，才能從根本上解決二元結構的有序轉換問題。

二元結構轉換本質上伴隨有勞動力的供需變化，當勞動力供需在城鄉及農業與非農業之間的力量對比發生變化，特別是“劉易斯轉折點”出現后，競爭型地方政府也會在“增長與民生”的權衡中，開始通過降低城市戶籍門檻和提供數量更多、質量更高的社會福利，來引導農業勞動力及農村人口轉移流向及流量的改變；而農村家庭的人口遷移也將會從追求經濟收入單一目標，逐漸向追求經濟收入、福利保障和發展能力等多重目標轉變。在這種激勵相容的背景下，農村和城市都將面臨勞動力及人口轉移或吸納的選擇，這種選擇也是一個從數量到質量的過程，而其最終目的都可歸結為從農村和城市出發的利益與福利最大化問題。

隨著日漸逼近的“劉易斯轉折點”和“人口紅利”的跨區域競爭，加快現行戶籍制度及其關聯制度改革的呼聲不斷，但目前國家層面仍以適應性調整策略為主，而各省市則不斷探索圍繞戶籍制度的制度聯動改革模式。如：上海的“居轉戶”和廣東的“積分入戶制”，突出戶籍制度與城市福利體制改革配套；重慶的“農轉城”和成都的“全域自由遷徙制”，則嘗試土地制度、福利體制與戶籍制度等多元改革聯動。然而，現實生活中的農業勞動力非農就業轉移與戶口遷移依舊難以同步，“人戶分離”“居戶分離”現象仍然突出。為何農業勞動力時常出現務農與非農就業的選擇轉換？非農就業轉移勞動力為什么會出現戶口遷移的困難？不同城市為什么會設置不同的戶籍門檻來吸納非農就業轉移人口？等等，這些問題仍有待更為廣泛和深入的研究。而已有文獻的相關研究大多基于理論上的定性分析或經驗數據的統計分析，很少有基于數理模型的探討。有鑒于此，本文試圖從經濟學視角用一個數量模型的推導來說明城鄉勞動力轉移與吸納的戶籍調控發生機制，以豐富有關理論研究，并為戶籍制度及其關聯制度的改革實踐提供參考和借鑒。

二、參數設定與基本模型

1.主要參數設定

在不影響主要結論的前提下，為簡化分析，本文假定一個社會由一個自然村和一個城市構成，農業和非農業是城市和農村的分界線。在t時期，農村戶籍總人口為Nn（t），農業總勞動力為Ln（t）；城市戶籍總人口為Nc（t），非農業總勞動力為Lc（t）；非農就業對農業勞動力吸納率（或農業勞動力非農就業轉移率）為δ（t），非農就業農業勞動力戶籍遷移率為η（t）；農村戶籍和城市戶籍勞動力非農就業的人均工資水平分別為ωn（t）和ωc（t）；農村戶籍居民和城市戶籍居民的總福利分別為φn（t）和φc（t），其中基于國民身份享有的“普惠性福利”水平分別為n0（t）和c0（t），基于就業貢獻獲得的“市場性福利”水平分別為n1（t）和c1（t）。總體而言，盡管土地對農民來說仍長期擔負著較強的養老保障功能，城鄉居民的總福利水平主要由t時期城市總產出的一部分來提供在工業化和城市化中后期，包括中國在內的多數國家通常對農業、農村和農民采取保護措施，即實施減免農業稅、工業反哺農業、城市支持農村等政策，農村居民的總福利主要由城市轉移支付和農業勞動力基于對城市及非農產業的貢獻來保障。 。通常有：0≤δ（t）<1，0≤η（t）≤δ（t），0<ωn（t）<ωc（t），n0（t）

同時，為了便于分析，假定農村與城市的生產函數為C-D生產函數（Jorgenson，1967；MasColell et al，1973；陳釗 等，2008）。其中，在t時期農村的農業生產Yn（t）只依靠土地Mn（t）和農業勞動力兩種投入；城市的非農業生產Yc（t）則依靠資本K（t）和非農就業勞動力兩種投入，且城市的投資為I（t），資本的折舊率為γ；農村和城市面臨的技術狀態因素分別用α和β表示；城市居民公共消費函數用χc（t）表示，農村居民總效用函數用χn（t）表示。其中，0<α<1，0<β<1，0<γ<1。

2.基本模型

由上述參數可分別得到從城市和農村出發的產出（收入）、福利與效用等基本模型。

（1）農村總產出與農民的福利函數

在沒發生農業勞動力非農就業轉移情況下，t時期農村的總產出函數（為簡化公式，從此處開始時期t均省略）可表示為：

Yn = Lαn M1-αn （1）

在農業和非農業之間，農業勞動力只進行就業的優化配置，且假定這部分非農就業的全部收入均流回農村，則模型（1）擴展為：

Yn = [（1-δ）Ln ]αM1-αn + δLn ωn （2）

基于就業機會與收入水平在城鄉戶籍身份上存在差距的事實，在農業勞動力進行產業間配置時，有一部分能夠實現城鄉戶籍的地域轉換，且假定這部分實現戶籍遷移勞動力的勞動收入全部留在城市，則模型（1）進一步演化為：

Yn = [（1-δ）Ln ]αM1-αn + （1-η）δLn ωn （3）

在模型（3）的情況下，農村居民的基本福利函數可表示為：

φn=（Nn-ηδLn）n0+（1-η）δLnn1（4）

（2）城市總產出與市民的福利函數

在沒有吸納農業勞動力非農就業的情況下，城市的總產出函數可表示為：

Yc = Lβc K1-β（5）

事實上，農業剩余勞動力向非農就業轉移是城鄉二元結構轉換的必然過程，在此情況下模型（5）可擴展為：

Yc=（δLn+Lc）βK1-β-δLnωn（6）

更進一步講，假定農業勞動力非農就業轉移中的一部分能夠實現城鄉戶籍的地域轉換，且這部分群體的勞動收入全部留在城市，則模型（6）進一步演化為：

Yc=（δLn+Lc）βK1-β-（1-η）δLnωn（7）

同時假定城市的資本積累過程為：

K·=I-γK（8）

在模型（7）的情況下，城市居民的基本福利函數可表為：

φc=（Nc+ηδLn）c0+（ηδLn+Lc）c1（9）

（3）城鄉居民總福利的約束函數

假定城鄉居民的基本福利水平總體上受城市的總產出、城市戶籍勞動力和非農就業農業勞動力的勞動報酬以及投資等因素的制約，進而可得城鄉居民總福利的約束函數：

φn+φc≤Yc-（1-η）δLnωn-

（δηLn+Lc）ωc-K（10）

三、城市居民公共消費最大化下非農就業農業勞動力吸納的戶籍控制

首先，假定城市居民公共消費水平主要來自城市總產出扣除城市戶籍勞動力的就業報酬、投資以及城鄉居民總福利后的剩余，則城市居民公共消費函數為：

χc=Yc-（ηδLn+LC）ωc-I-φc-φn（11）

將式（8）代入式（11），可得城市資本積累方程：

K·=Yc-（ηδLn+Lc）ωc-γK-φc-

φn-χc（12）

將式（4）（7）（9）代入式（12）進一步整理得：

K·=（δLn+Lc）βK1-β-{δLn[（1-η）ωn+ηωc]+Lcωc}-γK-{（Nnn0+Ncc0）+ηδLn[（c0-n0）+（c1-n1）]+（Lcc1+δLnn1）}-χc

（13）

假設城市居民（或者代表他們的城市政府）的公共消費效用函數為U（χc），且U′[·]>0，U″[·]<0。則城市會先通過調控吸納農業勞動力非農就業的規模實現總產出最大化，然后再通過控制非農就業農業勞動力的戶籍狀態來實現跨期的公共消費效用最大化。于是，城市的最優化問題可表示為：

maxHc，δ∫+∞0e-ρtU（χc）dt （14）

st.：K·=（δLn+Lc）βK1-β-{δLn[（1-η）ωn+ηωc]+Lcωc}-γK-{（Nnn0+Ncc0）+ηδLn[（c0-n0）+（c1-n1）]+（Lcc1+

δLnn1）}-χ （15）

0≤δ<1；0≤η≤δ；0<γ<1；K（0）=K0

此問題的現值漢密爾頓函數為：

χc·=U（χc）+

λ（δLn+Lc）βK1-β-{δLn[（1-η）ωn+ηωc]+

Lcωc}-γK-{（Nnn0+Ncc0）+ηδLn[（c0-

n0）+（c1-n1）]+（Lcc1+δLnn1）}-χ （16）

則滿足城市居民公共消費最大化問題的解的要求條件為：

χχc=U′（·）+λ=0（17）

χδ=λβLn（δLn+Lc）β-1K1-β-{Ln[（1-η）×

ωn+ηωc]}-{ηLn[（c0-n0）+（c1-n1）]+（Lcc1+δLnn1）}≤0，且δχδ=0 （18）

χK=λ（1-β）（δLn+Lc）βK-β-γ

=ρλ-λ·（19）

limt→∞e-ρtλ（t）K（t）=0 （20）

由式（15）的互補松弛條件可知，如果城市初始資本量并不多，則一開始δ取不到內點解，因而δ（t）是一分段函數，即：當K00，其中K′0=K（t′）。當K0≥K′0時，δ為下列方程的解：

δ=LcLnβ11-β（KLc）/{（ωn+n1）+η[（ωc-ωn）+

（c0-n0）+（c1-n1）]}11-β-1（21）

由城市居民公共消費最大化下對農業勞動力非農就業吸納率的解，可推演出從城市出發的農業勞動力戶籍遷移供給規模的發生機制：

η=β（KδLn+Lc）1-β-（ωn+n1）（ωc-ωn）+（c0-n0）+（c1-n1）（22）

從式（21）（22）可知，當K

命題1：在其他條件不變的前提下，在城市發展的初期，如果城市初始的資本存量較少，城市將缺乏吸納農業勞動力非農就業轉移的動力。但隨著控制城鄉居民勞動報酬及福利支出、抑制城鄉居民消費、農村及農業支持城市及工業發展等為城市累積的資本不斷增加，基于城市戶籍居民公共消費最大化考慮，城市及工業對農業勞動力非農就業的吸納需求會不斷增加；在資本積累過程沒有停止前，城市資本積累是城市對農業勞動力非農就業吸納率δ的增函數；而在較長時期內控制農村戶籍非農就業勞動力的工資及“貢獻型福利”水平，即保持城鄉戶籍非農就業勞動力工資及福利水平的適當差距，對城市維持高吸納水平有強化作用。

延伸命題1：如果基于自身公共消費最大化的城市已產生了吸納農業勞動力非農就業的需求，則非農就業轉移的農業勞動力實現戶籍遷移的機會，與城鄉戶籍非農就業勞動力工資性收入、“普惠型福利”和“貢獻型福利”的差距，以及農業勞動力非農就業轉移獲得的直接工資性收入和“貢獻型福利”的大小成負相關關系。即農業勞動力非農就業轉移獲得的工資性收入和“貢獻型福利”越多、與城市戶口勞動力之間的收入差距及福利差別越大，其實現戶籍遷移的機會就越小；反之，則越大。同時，非農就業勞動力勞均資本水平及其增長速度對戶籍遷移規模起平衡作用。

四、農村居民總效用最大化下農業勞動力非農就業轉移的戶籍控制

由于農村居民總效用函數為總收入與總福利之和，在農村居民通過勞動力的產業間配置和戶口的鄉城間配置后，可根據式（3）（4）得出農村居民總效用函數：

χn ≤Yn +φn =[（1-δ）Ln ]αM1-αn +（1-η）×

δLn ωn + （Nn -ηδLn ）n0 + （1-η）δLn n1 （23）

按照實現總效用最大化的勞動力配置條件要求，可由式（23）兩邊對農業勞動力非農就業配置比例δ的導數給出，即：

χn δ≤Yn δ +φn δ=-α（1-δ）α-1Lαn M1-αn +

（1-η）Ln ωn -ηLn no + （1-η）Ln n1 =0 （24）

整理可得農村居民總效用最大化下農業勞動力非農就業轉移率的約束條件：

δ=1-（α）11-α×MnLn×

1[（ωn+n1）-η（ωn+n0+n1）]11-α（25）

進而可由農村居民總效用最大化下農業勞動力非農就業轉移率的解，衍生出從農村出發的戶籍遷移需求的調節機制：

η=ωn+n1-α[Mn（1-δ）Ln]1-α（ωn+n0+n1）（26）

由式（25）（26）可知，從農村居民總效用最大化視角出發，以農業勞動力勞均耕地面積反映的人均收入水平動態地影響著非農就業轉移率的高低及戶籍遷移的訴求，而非農就業轉移勞動力的工資水平及其在城市基于就業的“貢獻型福利”和在農村基于公民的“普惠型福利”對就業轉移和戶籍遷移的水平也有影響。再進一步看，農業勞動力在城市非農就業的工資水平從低到高、“市場型福利”水平從無到有及從小到大的變化，不僅可能直接增加他們在農村的當期收入，也將較大程度地提升他們遠期消費水平的預期，這都可能提高農業勞動力非農就業轉移率（即使戶籍遷移的機會沒有改變）和戶籍遷移需求（即使非農就業轉移率沒發生變化）；而農業勞動力勞均耕地面積和農村的“普惠型福利”等不斷增加的現實及趨勢，又會對農業勞動力的非農就業轉移率和戶籍遷移需求產生一定的抑制作用。由此可得命題2及延伸命題2。

命題2：其他條件不變，如果城市對農業勞動力非農就業的吸納需求已經發生，且農業勞動力數量龐大或存在相對剩余，則從農村居民總效用最大化視角出發的農業勞動力非農就業轉移水平，與動態的農業勞動力勞均耕地面積成負相關關系，而農村居民的“普惠型福利”水平、農業勞動力非農就業的工資收入及其“貢獻型福利”水平對該轉移水平有正向平衡作用。

延伸命題1：如果基于自身公共消費最大化的城市已產生了吸納農業勞動力非農就業的需求，則非農就業轉移的農業勞動力實現戶籍遷移的機會，與城鄉戶籍非農就業勞動力工資性收入、“普惠型福利”和“貢獻型福利”的差距，以及農業勞動力非農就業轉移獲得的直接工資性收入和“貢獻型福利”的大小成負相關關系。即農業勞動力非農就業轉移獲得的工資性收入和“貢獻型福利”越多、與城市戶口勞動力之間的收入差距及福利差別越大，其實現戶籍遷移的機會就越小；反之，則越大。同時，非農就業勞動力勞均資本水平及其增長速度對戶籍遷移規模起平衡作用。

四、農村居民總效用最大化下農業勞動力非農就業轉移的戶籍控制

由于農村居民總效用函數為總收入與總福利之和，在農村居民通過勞動力的產業間配置和戶口的鄉城間配置后，可根據式（3）（4）得出農村居民總效用函數：

χn ≤Yn +φn =[（1-δ）Ln ]αM1-αn +（1-η）×

δLn ωn + （Nn -ηδLn ）n0 + （1-η）δLn n1 （23）

按照實現總效用最大化的勞動力配置條件要求，可由式（23）兩邊對農業勞動力非農就業配置比例δ的導數給出，即：

χn δ≤Yn δ +φn δ=-α（1-δ）α-1Lαn M1-αn +

（1-η）Ln ωn -ηLn no + （1-η）Ln n1 =0 （24）

整理可得農村居民總效用最大化下農業勞動力非農就業轉移率的約束條件：

δ=1-（α）11-α×MnLn×

1[（ωn+n1）-η（ωn+n0+n1）]11-α（25）

進而可由農村居民總效用最大化下農業勞動力非農就業轉移率的解，衍生出從農村出發的戶籍遷移需求的調節機制：

η=ωn+n1-α[Mn（1-δ）Ln]1-α（ωn+n0+n1）（26）

由式（25）（26）可知，從農村居民總效用最大化視角出發，以農業勞動力勞均耕地面積反映的人均收入水平動態地影響著非農就業轉移率的高低及戶籍遷移的訴求，而非農就業轉移勞動力的工資水平及其在城市基于就業的“貢獻型福利”和在農村基于公民的“普惠型福利”對就業轉移和戶籍遷移的水平也有影響。再進一步看，農業勞動力在城市非農就業的工資水平從低到高、“市場型福利”水平從無到有及從小到大的變化，不僅可能直接增加他們在農村的當期收入，也將較大程度地提升他們遠期消費水平的預期，這都可能提高農業勞動力非農就業轉移率（即使戶籍遷移的機會沒有改變）和戶籍遷移需求（即使非農就業轉移率沒發生變化）；而農業勞動力勞均耕地面積和農村的“普惠型福利”等不斷增加的現實及趨勢，又會對農業勞動力的非農就業轉移率和戶籍遷移需求產生一定的抑制作用。由此可得命題2及延伸命題2。

命題2：其他條件不變，如果城市對農業勞動力非農就業的吸納需求已經發生，且農業勞動力數量龐大或存在相對剩余，則從農村居民總效用最大化視角出發的農業勞動力非農就業轉移水平，與動態的農業勞動力勞均耕地面積成負相關關系，而農村居民的“普惠型福利”水平、農業勞動力非農就業的工資收入及其“貢獻型福利”水平對該轉移水平有正向平衡作用。

延伸命題1：如果基于自身公共消費最大化的城市已產生了吸納農業勞動力非農就業的需求，則非農就業轉移的農業勞動力實現戶籍遷移的機會，與城鄉戶籍非農就業勞動力工資性收入、“普惠型福利”和“貢獻型福利”的差距，以及農業勞動力非農就業轉移獲得的直接工資性收入和“貢獻型福利”的大小成負相關關系。即農業勞動力非農就業轉移獲得的工資性收入和“貢獻型福利”越多、與城市戶口勞動力之間的收入差距及福利差別越大，其實現戶籍遷移的機會就越小；反之，則越大。同時，非農就業勞動力勞均資本水平及其增長速度對戶籍遷移規模起平衡作用。

四、農村居民總效用最大化下農業勞動力非農就業轉移的戶籍控制

由于農村居民總效用函數為總收入與總福利之和，在農村居民通過勞動力的產業間配置和戶口的鄉城間配置后，可根據式（3）（4）得出農村居民總效用函數：

χn ≤Yn +φn =[（1-δ）Ln ]αM1-αn +（1-η）×

δLn ωn + （Nn -ηδLn ）n0 + （1-η）δLn n1 （23）

按照實現總效用最大化的勞動力配置條件要求，可由式（23）兩邊對農業勞動力非農就業配置比例δ的導數給出，即：

χn δ≤Yn δ +φn δ=-α（1-δ）α-1Lαn M1-αn +

（1-η）Ln ωn -ηLn no + （1-η）Ln n1 =0 （24）

整理可得農村居民總效用最大化下農業勞動力非農就業轉移率的約束條件：

δ=1-（α）11-α×MnLn×

1[（ωn+n1）-η（ωn+n0+n1）]11-α（25）

進而可由農村居民總效用最大化下農業勞動力非農就業轉移率的解，衍生出從農村出發的戶籍遷移需求的調節機制：

η=ωn+n1-α[Mn（1-δ）Ln]1-α（ωn+n0+n1）（26）

由式（25）（26）可知，從農村居民總效用最大化視角出發，以農業勞動力勞均耕地面積反映的人均收入水平動態地影響著非農就業轉移率的高低及戶籍遷移的訴求，而非農就業轉移勞動力的工資水平及其在城市基于就業的“貢獻型福利”和在農村基于公民的“普惠型福利”對就業轉移和戶籍遷移的水平也有影響。再進一步看，農業勞動力在城市非農就業的工資水平從低到高、“市場型福利”水平從無到有及從小到大的變化，不僅可能直接增加他們在農村的當期收入，也將較大程度地提升他們遠期消費水平的預期，這都可能提高農業勞動力非農就業轉移率（即使戶籍遷移的機會沒有改變）和戶籍遷移需求（即使非農就業轉移率沒發生變化）；而農業勞動力勞均耕地面積和農村的“普惠型福利”等不斷增加的現實及趨勢，又會對農業勞動力的非農就業轉移率和戶籍遷移需求產生一定的抑制作用。由此可得命題2及延伸命題2。

命題2：其他條件不變，如果城市對農業勞動力非農就業的吸納需求已經發生，且農業勞動力數量龐大或存在相對剩余，則從農村居民總效用最大化視角出發的農業勞動力非農就業轉移水平，與動態的農業勞動力勞均耕地面積成負相關關系，而農村居民的“普惠型福利”水平、農業勞動力非農就業的工資收入及其“貢獻型福利”水平對該轉移水平有正向平衡作用。