李梦华，钱文荣

（浙江大学中国农村发展研究院，浙江 杭州 310058）

20 世纪80 年代以来，随着农村改革的深化，城乡流动的壁垒得以瓦解，农村劳动力持续向城市流动，我国经历了前所未有的人口迁移活动。几十年来农民工的大规模流动促进了社会经济的持续发展，同时也为我国人口脱贫做出了巨大贡献。据《2018 年全国农民工监测调查报告》显示，2018 年农民工总量达到28 836 万人，其中到乡外就业的农民工占总量的一半以上，达到17 266 万人；从增长速度上看，2010—2018 年乡外就业的农民工年均增长约为2%，体现出我国农民工群体中外地务工的农民工数量庞大，且规模仍在持续扩张的趋势。从宏观层面上看，务工地点的远近会对地区的社会经济发展造成影响[1]；微观上，务工地点的远近还会对个体的收入、就业、迁移和生活等产生影响[2-3]。新迁移经济学指出，个人进行最优迁移决策，考虑个体自身效用最大化的同时，还将重点关注家庭利益是否最大化[4-5]。由于我国农村的家庭观念十分浓重，对家庭的利益也更为重视[6-7]，因此农村家庭成员的决策很大程度上受到家庭因素的影响。如今外地务工作为农业户籍人口迁移的主要形式之一，家庭因素对其务工地点决策的影响至关重要，对其进行研究具有重要现实意义。

对于农民工外地务工影响因素的研究，学界已经积累了不少文献，学者们通过研究发现个体特征会对农民工外地务工选择产生影响，例如农村劳动力的年龄与外地务工存在倒U 型关系，身体健康、接受过非农培训和有过迁移经历的农民工更有可能外地务工[2]；农民工受教育程度可能与外地务工存在负相关关系[2,8]；同时，流动次数也会对农民工外地务工产生影响[9]。还有部分学者发现社会资本会对农民工外地务工产生影响，社会资本越强的农民工则越倾向于外地务工[10-13]。仇焕广等[14]还分析了风险规避对农民工外地务工的影响，发现风险规避程度越低，则农民工越可能外地务工，同时再次验证了社会资本与农民工外地务工存在正相关关系的结论。此外，学者从家庭因素出发，认为家庭形态差异会对农民工务工地点的选择产生影响[15-16]。宁光杰[2]还发现有未入学子女的家庭，劳动者外地务工的可能性会降低。

简言之，学界对于影响农民工外地务工决策的研究已积累了一定文献，在影响农民工外地务工的因素中包括个体特征和家庭特征等方面，但现有研究仍有不足之处：已有文献主要从个体层面出发，而有关家庭因素的研究较为匮乏，忽视了子代的影响。虽有零星文献分析了子女入学状况与外地务工决策之间的关系，但没有关注到子女性别的影响。众所周知，中国父母对于子女的利益十分关注[17]，同时，受儒家文化的影响，如“重男轻女”和“多子多福”等传统思想在中国社会普遍存在，中国父母对儿子的重视程度可见一斑。有鉴于此，本文利用2014 年和2016 年中国劳动力动态调查数据，运用最小二乘法和工具变量回归方法，探究子女性别差异对于中国农民工外地务工选择的影响。从家庭层面发掘农民工外地务工的影响因素，不仅有助于从微观角度进一步了解农民工流动的倾向及其内在原因，分析我国经济转型进程中子代对于农民工就业的相关影响，而且有助于为我国今后相关社会政策制定提供科学依据。

该研究存在的一个问题是，在人口控制政策和我国社会长期以来男孩偏好思想根深蒂固的双重作用下，子女的性别被人为操纵的可能性极大，而此类影响子女性别选择的变量将可能影响农民工的务工选择，从而造成内生性问题。对此有学者认为中国家庭对于性别的选择多不会出现在第一胎，因而可以认为第一胎子女的性别往往是自然决定的，具有较强的外生性[18-21]。同时，我国政府在1984 年出台了一胎半生育政策，即对城市居民延续一个子女的政策限制，而第一胎为女孩的农村居民将被准许生育第二个孩子，对于偏远地区的家庭还将准许其生育第二甚至第三胎。在一胎半政策影响下，农村家庭的子女性别选择往往集中于二胎，而不会出现在第一胎上，即农村家庭中第一胎子女性别是随机外生的。鉴于此，本研究以第一胎子女的性别作为子女性别的代理变量，利用第一胎子女性别的外生性来缓解可能存在的内生性问题。

1 研究方法

1.1 数据来源

本文使用的数据来自2014 年和2016 年中国劳动力动态调查（China Labor-force Dynamics Survey，CLDS）。它由中山大学社会科学调查中心组织实施，以15～65 岁的劳动人口为调查对象，专注于中国劳动力现状和变迁，内容包含工作、迁移和经济活动等多个方面，调查样本包含了我国29 个省市（除西藏、海南、港澳台外），401 个村居，14 226 户家庭，21 086 个个体。CLDS 以村居访问、家庭访问和个体访问三种调查方式进行，采用科学的抽样方法，为本研究提供了良好的数据来源。

由于本文以有子女的农民工为研究对象，因此保留目前正以雇员身份从事工资性工作的农业户籍人口，同时排除了没有子女的样本，最后获得8 586 个观测值。

1.2 变量设计

参考宁光杰[2]、陆方文等[21]、Li 和Wu[22]的研究，本文以农民工是否外地务工为因变量，自变量子女性别以第一胎性别、是否有儿子以及儿子数量等衡量，此外，自变量还包括子女数量和其他一系列控制变量（表1）。

1）因变量。农民工外地务工指标来自于对“请问您工作的地方主要在哪里？”的回答，若样本选择“本县/区以外”，则农民工外地务工的取值为1，否则为0。

2）自变量。如果第一胎为男孩，变量取值为1，否则为0。是否有儿子，若有取值为1，否则为0。子女数量是男孩和女孩的数量加总所得，由于排除了全部没有子女的样本，因此子女数量最小值为1。

3）控制变量。其他控制变量包括年龄、性别、婚姻状况、宗教信仰、受教育年限、健康状况、养老保险、是否有培训证书、家庭年收入和家庭土地数量等个体和家庭特征。

表1 主要变量的统计性描述Table 1 Summary statistics

1.3 模型构建

1）关键自变量内生性检验模型。参考陆方文等[21]、Li 和Wu[22]的研究，本文构造关键自变量内生性检验模型为：

式中：i表示调查对象，t表示调查年份，j表示调查对象家庭所在地区，TEST 表示需要检验的关键自变量，如儿子数量、是否有儿子和第一胎是否为男孩，VAR 为年龄、性别、婚姻状况、是否有宗教信仰、受教育年限、健康状况、是否参与养老保险、是否有培训证书、家庭年收入和家庭土地数量，Tt为年份虚拟变量，λj为省级层面的固定效应，εitj为随机误差项。

2）基准模型。参考陆方文等[21]、Li 和Wu[22]、殷浩栋等[23]的研究，本文构造基准计量模型为：

式中：i表示调查对象，t表示调查年份，j表示调查对象家庭所在地区，DISitj表示农民工是否外地务工，XBij表示第一胎孩子的性别，Xitj为控制变量，Tt为年份虚拟变量，λj为省级层面的固定效应，εitj为随机误差项。

3）影响机制检验模型。参考Li 和Wu[22]的研究，本文构造影响机制检验模型为：

式中：i表示调查对象，t表示调查年份，j表示调查对象家庭所在地区，Mitj表示影响机制，如是否拥有一套以上住房、近期是否购/建房和是否有城镇购房意愿，XBij表示第一胎孩子的性别，Xitj为控制变量，Tt为年份虚拟变量，λj为省级层面的固定效应，εitj为随机误差项。

2 结果与分析

2.1 就业地点与收入分析

已有研究显示，务工地点的远近与农民工收入密切相关，离开家乡进行跨县流动亦或是更远的跨省工作，会使农民工获得显著高于本地工作的收入[2,24]。为了进一步说明农民工是否外地务工与其收入之间的关系，运用CLDS 数据，以是否外地务工对农民工样本进行了划分。对比外地务工的农民工收入与非外地务工的农民工收入（图1），其均值分别为29 895 元和24 256 元，外地务工的收入明显多于本地，表明外地务工确实对农民工增收具有促进作用。

2.2 子女状况与农民工外地务工选择分析

由统计结果可知，农民工外地务工的平均值为13.8%（表1），表明近年来农民工外地务工的意愿并不强烈，半数以上的农民工更加倾向于在本县以内寻求工作机会。一方面可能是因为我国乡土情结较重，农业户籍人口更愿意在靠近家乡的地方工作；另一方面，也与近年来我国市场经济的繁荣发展有关，随着地方的经济发展环境不断优化，工作机会逐渐增多，农民工不再需要远离家乡即可找到合适的工作等。值得注意的是，在农民工返乡就业逐渐成为主流趋势的情况下，依旧有相当一部分比例的农民工选择背离家乡进行外地务工。为了探究其内在原因，首先通过描述性统计从子女性别角度进行讨论。

为了进一步分析子女性别对农民工外地务工选择影响的差异，以家中是否有儿子对农民工样本进行了划分。在样本中，有无儿子的农民工外地务工的均值分别为0.141 和0.117（表2），这一差异在5%的水平上通过显著性检验，表明家中有儿子对农民工外地务工具有促进作用，然而若考虑到解释变量所可能存在的内生性问题，亦有可能是其他因素影响了农民工的务工决策，因而对于两者之间具体的关系仍需进一步通过实证的方式进行分析。

表2 按家中是否有儿子分组的农民工外地务工情况Table 2 Migrant labors grouped by whether they have a son

2.3 子女性别变量的内生性检测

为了选取更为合适的关键自变量，对家中儿子数量、是否有儿子和第一胎性别等变量的检验发现第一胎性别的外生性相对更强（表3）。家庭中有关男孩的信息表现出了家户对于子女性别的偏好，受重男轻女等思想的影响，中国家庭中是否育有男孩，以及儿子数量的多少极可能会受到各方面因素的影响，而此类要素可能会对农民工的外地务工决策造成影响。

表3 子女性别变量的内生性检验Table 3 Endogeneity test of children’s gender variables

若不受其他因素影响，子女的性别应是随机的。以儿子数量为因变量进行检验的结果显示，因变量与农民工的性别、婚姻状况、受教育年限、是否参与养老保险、是否有培训证书、家庭年收入和家庭土地数量显著相关，以是否有儿子为因变量进行检验的结果显示，因变量与农民工的性别、婚姻状况、受教育年限、是否有培训证书和家庭土地数量显著相关（表3）。这表明，儿子数量和是否有儿子变量确实存在选择性。

我国1984 年所制定的一胎半政策，使得农村地区家庭中第一胎子女的性别具有强烈外生性，对此检验发现，除性别变量外没有其他可观测变量与第一胎子女性别在10%的水平上显著相关。虽然仍无法排除还有部分与农民工外地务工选择相关的变量未包含在回归中，但检验中已囊括了较多重要因素，且两者之间未发现显著的相关关系，因此除非遗漏变量和以上回归中包括的变量均不存在显著性，否则其与第一胎性别间发生显著性的可能性亦不会太大。

2.4 子女性别对农民工外地务工的影响分析

鉴于第一胎子女性别这一变量的外生性，研究子女性别差异对农民工外地务工选择的影响运用OLS 回归即可。本文控制了年份固定效应，省级层面的固定效应，以及年龄、性别、婚姻状况、是否有宗教信仰、受教育年限、健康状况、是否参与养老保险、是否有培训证书、家庭年收入和家庭土地数量等变量以更好地剔除其他变量的影响从而提高模型的有效性。

表4 中，模型1 未加入任何控制变量和固定效应，模型2 加入控制变量，模型3 在模型2 的基础上加入年份固定效应，模型4 加入年份固定效应、省级层面固定效应和控制变量。回归结果显示相对于第一胎为女孩而言，第一胎为男孩的父母，其外地务工的概率将会显著增加2.2%（模型4）。此外，回归中农民工的年龄、性别、婚姻状况、宗教信仰、是否参与养老保险、是否有培训证书和家庭收入均会对其外地务工决策产生显著影响。以模型4 的结果为例，相对于女性，男性外地务工的可能性更大；农民工的年龄越大则外地务工的概率越小；现阶段处于单身状况的样本更可能外地务工；具有宗教信仰的样本外地务工的可能性更高。此外，参与养老保险、有至少一份培训证书和家庭年收入较高的样本外地务工的可能性较低。

2.5 异质性分析

已有研究发现劳动力市场中往往存在性别不平等问题[25]，因此，按农民工的性别进行分组回归，结果显示相对于女性农民工而言，当第一胎为男孩时男性农民工外地务工的可能性显著增加（表5）。还有研究认为学历与外出就业相关[2,8]，对此按农民工的受教育年限进行分组回归，结果显示相对于较低受教育水平的农民工而言，初中以上的农民工受子女性别的影响更大。

不同居住地类型样本分组回归的分析结果显示，生育男孩会显著增加农村地区父母外地务工的可能性，这可能与农村地区经济发展状况较差有关。最后，通过对低收入与高收入农民工家庭分组回归的分析，发现相对于高收入家庭而言，低收入家庭的父母外地务工的可能性明显更大。这与现阶段中国社会现实相符，受计划生育政策的影响，我国农村地区性别比失衡情况严重，农村地区大龄未婚人口较多，由于婚姻市场挤压，农民工不得不外地务工，获得更多的收入，从而增强家中儿子在婚姻市场上的竞争力。

表4 子女性别对农民工外地务工的影响Table 4 Influence of children’s gender on migrant labors

表5 异质性分析的OLS 模型估计结果Table 5 Heterogeneity analysis of the estimation results of the OLS model

3 进一步讨论

3.1 不同年龄段子女性别对农民工外地务工的影响

不同年龄段的子女性别对农民工外地务工的影响结果发现，当子女年龄处于16～30 岁时，相对于女儿，生育儿子的父母外地务工的可能性更高。

子女的成长分不同阶段，不同成长阶段中父母的主要责任有所不同，对不同年龄段子女的父母进行分组回归，有利于深入探讨子女性别对农民工外地务工选择的影响。借鉴陆方文等[21]的相关研究将第一胎子女按年龄分为四个成长阶段：0～5 岁属于孩子的幼儿期，父母的主要责任为看护小孩。6～15 岁属于子代接受义务教育的时期，该阶段父母主要承担着教育子女的责任。16～30 岁这一年龄段的年轻人，其生活状态具有较大的异质性，部分青年选择进一步深造，接受高等教育；部分决定进入劳动力市场；还有一部分早早地踏入婚姻市场，甚至已经育有子女，所以此年龄段父母的关注重心存在差异，但值得注意的是，16～30 岁之间的子女已成年，因而基本可视为是婚姻市场中的潜在主体，该年龄段属于婚配期。与此同时，如果按照中国男子法定结婚年龄进行划分，22～30 岁之间的子女更是婚嫁中的主力，同时亦是进行生育的主要人群，因而本文也对此进行了检验。30 岁以上的子女往往都已组建了家庭，且大多数可能有过第一次生育，此时子代的小家庭趋于稳定，因此该年龄段其父母的压力相对较小。

对不同子女年龄段的样本分别进行估计。当子女年龄处于0～5 岁之间时，第一胎为男孩的系数为负，在OLS 回归中的系数为-0.032，但统计上非常不显著（表6）。当子女处于6～15 岁之间时，第一胎为男孩的系数为0.003，统计上亦不显著。总的说来，0～15 岁这一年龄段的子女对于父母外地务工的影响较小，且统计上不显著，“重男轻女”的传统观念并未对父母外地务工选择带来显著的影响。

当子女年龄处于16～30 岁时，第一胎为男孩的父母外地务工的可能性显著高于女孩父母，这很可能是由于父母需要为男孩的升学、就业、结婚、甚至生育攒下足够的积蓄，从而外地务工的可能性大大增加。当子女在22～30 岁时，第一胎为男孩亦使父母外地务工的可能性显著增加，这可能与22～30岁的子女多已走出校园正处于谈婚论嫁阶段的情况相关，鉴于我国婚姻市场中购买婚房多由男方家庭承担，在此压力下农民工可能被迫进行外地务工。最后，在第一个子女年龄超过30 岁之后，第一胎为男孩的系数为0.01，且统计上不显著，这反映出子代成家立业后农民工的压力减轻，子女性别差异对于农民工外地务工的选择不再产生影响。

3.2 男孩偏好观念对子女性别影响的协同作用

已有文献显示中国父母有可能不会平等地对待家中的子女，他们通常会偏向家中的某些或某个子女，并对其倾入相对更多的时间与精力，例如父母会对家中长子格外倚重或者对女儿存在一定程度的性别歧视等等[26-27]。鉴于此，传统男孩偏好观念可能会对生育儿子的农民工的外地务工选择产生影响。理论上，农民工的男孩偏好观念越重，则其对儿子的付出越多，进而会增加农民工外地务工的可能性。

表6 不同年龄段子女性别对农民工外地务工影响的OLS 模型估计结果Table 6 Estimation results of influence of children’s gender of different age groups on migrant labors

接下来将分析传统男孩偏好观念对农民工外地务工的影响。根据数据的可得性，以样本对于“如果不考虑计划生育政策和经济、健康等条件，您认为一个家庭通常几个男孩最理想？”问题的回答来衡量男孩偏好观念，并在控制子女性别、男孩偏好观念的前提下，主要分析子女性别与男孩偏好观念的交互项，考察男孩偏好观念对子女性别影响的协同作用。

表7 的相关结果证实了以上推论。全样本结果显示子女性别与男孩偏好观念的交互项系数为正，统计上不显著（t值为1.34）；子女处于婚配阶段的样本结果显示子女性别与男孩偏好观念的交互项系数为正，且统计上显著，即当第一胎为男孩时样本的男孩偏好观念越重，则其外地务工的可能性越高。究其原因，可能是儿子处于婚配阶段时的“助儿买房”所造成的。众所周知，男方往往承担着购买婚房的责任，随着性别失衡的加重，婚姻市场中的竞争愈加激烈，此时“助儿买房”成为男方在婚姻市场上取胜的重要砝码，而这一局面会迫使农民工为获得更多收入而去外地务工。

表7 子女性别与男孩偏好观念的交互影响OLS 模型估计结果Table 7 Estimation results of the interactive influence between children’s gender and boy preference

3.3 助儿买房对农民工外地务工的影响

检验子女性别对农民工购/建房及城镇购房意愿的影响结果发现，儿子处于婚配阶段时将显著提高农民工拥有一套以上住房、近期购/建房的可能性，同时农民工在城镇购房的意愿也显著提高，而购/建房的压力和在城镇购房的意愿将会使农民工做出外地务工的决策。

自二十世纪七十年代人口控制政策实施以来，我国的人口与发展问题得到了较大程度的改善，但该政策也带来了一定的社会问题，例如当前农村地区“剩男”问题严重。在此背景下，为儿子准备婚房便成为其在婚姻市场竞争中取得优势的重要手段之一[21]。值得注意的是，为儿子购/建婚房是家庭中一项重大开支，甚至会使家庭背负巨额债务，因而会迫使父母寻求更多报酬。对于农民工而言，为获得较高收入而进行外地务工将会是一个必要选择[2,24]。表8 对此进行了验证：第一胎为男孩将显著提高农民工拥有一套以上住房和近期购/建房的可能性。

表8 影响机制检验的OLS 模型估计结果Table 8 Estimation results of the OLS model for influencing mechanism

此外，在某些性别严重失衡的地区，在农村提供婚房已经不足以在婚姻市场上取胜，类似通过在城镇中购房从而帮助儿子成婚的现象逐渐涌现，而在城镇购房将使得农村家庭面临更大的经济压力，这可能会使农民工做出外地务工的决策以应对该问题。表8 同样验证了这一点：第一胎为男孩将显著提高农民工在城镇购房的意愿。

3.4 稳健性检验

前文中使用第一胎子女性别作为子女性别的代理变量，这是由于第一胎性别能够预测儿子的数量以及家中是否拥有儿子；相对于其他子女，年龄最大的子女对于父母的影响可能最为强烈。然而对农村家庭而言，第一孩是女孩则可合法生育二孩，在传统观念浓烈的农村地区，许多家庭愿意通过追加生育而获得男孩，因而第一胎子女性别还能够预测子女数量，而子女数量又会对父母产生不同的影响[28-31]。对此进行检验，发现第一孩性别对儿子数量和是否拥有儿子的预测强度（t统计值分别为59.37 和54.93）大于对子女数量的预测强度（t统计值为-13.60），因此前文的回归更多地还是在反映子女性别的作用。

与此同时，为排除子女数量可能产生的影响，控制子女数量变量，以剔除子女数量对于农民工外地务工的影响。结果显示，第一胎为男孩的系数为0.024，其影响效果依然显著（表9），这与基准回归结果非常接近。

表9 模型检验Table 9 Model test

为了进一步检验研究结论的稳健性，以“儿子数量、是否有儿子”衡量子女性别，将第一胎孩子的性别作为工具变量。采用两阶段最小二乘法（2SLS）进行参数估计，并通过弱工具变量检验和内生性检验来判断工具变量的有效性和变量“儿子数量、是否有儿子”的内生性。从第一阶段的回归结果可以看出，“第一胎是否为男孩”对“儿子数量、是否有儿子”有显著影响（表10），联合显著性检验的F 统计量也大于10，说明不存在弱工具变量问题；内生性Hausman 检验显示，可以在5%的显著性水平上拒绝“儿子数量、是否有儿子”为外生变量的原假设，即认为其为内生变量；对于工具变量的外生性，前言和子女性别内生性检测部分已进行阐述。接下来从第二阶段结果可见，儿子数量亦或是否有儿子的系数皆为正，且统计上效果显著（表11），与基准回归结果差别亦不大，表明相应结论较为稳健。

4 结论与建议

4.1 结论

研究表明，子女性别对农民工外地务工具有重要影响。生养儿子会增加农民工外地务工的可能性，这主要是农民工的男孩偏好观念，以及为儿购/建房所带来的压力。值得注意的是，虽然经验研究显示生养男孩会迫使农民工父母远离家乡进行外地务工，但这似乎并没有降低农业户籍人口对于生育男孩的期望。一方面，这是由于现阶段中国正处于市场化深刻转型期，传统文化与现代生活依旧无法分割开来，“重男轻女”的观念仍然会在我国长期存在；另一方面，当前我国性别失衡的状况短时间内可能不会有较大程度改善，农村地区正处于生育阶段的年轻父母，由于其社会经验有限，对相关社会状况和子女性别差异的影响等方面认知不足，以致年轻父母可能无法对此做出恰当的判断，因而子女性别差异对农村父母人生各阶段所产生的影响可能仍将延续。

表10 第一阶段结果Table 10 Estimation results of the first-stage

表11 第二阶段结果Table 11 Estimation results of the second-stage

4.2 政策建议

根据以上结论，为应对传统观念、性别失衡和农村社会保障发展滞后等所带来的负面影响，国家和社会应从推动先进性别文化建设、生育政策调整和推进城乡一体化建设等方面入手。

1）营造男女平等的社会环境，促进性别平等的真正实现。“传统男孩偏好观念会增加生育儿子的农民工外地务工的可能性”的结论从侧面反映出农村地区性别歧视问题严重，体现了我国农村地区浓重的男孩偏好所带来的影响，表现了重男轻女旧观念的顽固性。对此应充分认识到促进性别平等的真正实现对于问题解决具有积极作用，应从各个层面推动先进性别文化建设。例如，国家应从法制层面完善相关法律法规，剥离女性弱势群体的标签；大众传媒应严格自查，切实摒除危害女性形象的不良文化内容传播，努力构建性别平等的良好社会氛围；各层面教育体系应进一步重视性别平等教育，尤其是教育课程的安排上，可通过开展专题教学等方式，培养下一代的性别平等观念等。

2）进一步完善二胎政策，积极落实与二胎政策相关的配套政策。“当子女处于婚配阶段时，为儿购/建房是农民工选择外地务工的主要渠道之一”的结论反映出受一胎政策影响，我国性别失衡状况愈加严重，农村大龄未婚人口比例增长趋势明显，“剩男”问题不断加重的社会现实。对此应认识到二胎政策对缓解性别失衡、提升家庭福利等方面具有积极意义，应肯定国家推行二胎政策的举措，并对相关政策不断进行改善：深入分析影响父母生育决策的内在机制，并以此为依据采取相应的措施，积极构建完整的生育政策，如政府应对生育二胎家庭给予补贴，尤其是医疗与教育补贴，减轻家庭生育成本；社会应积极进行二胎观念宣传，使民众深入了解二胎对其家庭的有利影响等。

3）进一步推进城乡一体化发展。通过深入挖掘“生养男孩的农民工更可能选择外地务工”的结论，发现儿子成婚等所带来的经济和心理压力并不能降低农村居民生育男孩的期望。究其原因，是农村地区社会保障制度的不健全。这一状况反映了我国在城乡二元经济结构的长期影响下，城乡发展不平衡所带来的后果，对此应深入推进城乡一体化建设，通过农村社会保障体制机制的改革与创新，构建并完善城乡一体化的社会保障体制，进而逐步解决农村地区社会保障制度发展落后所产生的矛盾。与此同时，还应认识到，在城乡二元体制下，不能单纯专注于某一单方面体制的革新，而要从户籍、教育和土地制度等多个方面同步进行，如此方能打破固有格局，解决社会问题。

致谢：感谢中山大学社会科学调查中心中国劳动力动态调查（CLDS）数据库的支持。