新型城鎮化、戶籍制度改革與農民工市民化研究

一 引 言

新中國成立70年來，我國城鎮化進程經歷了探索發展、快速發展和提質發展三個階段。據國家統計局《新中國成立70周年經濟社會發展成就系列報告之十七》顯示，2018年末，常住人口城鎮化率達到59.58%，戶籍人口城鎮化率達到43.37%，城鎮化水平顯著提高。黨的十八大以來，社會各界對于新型城鎮化的重視程度與日俱增。推進新型城鎮化建設是中國實現現代化的必由之路，是經濟高質量發展的強勁動力，也是一項重要的民生工程。在黨的十九大上，習近平主席指出，“以城市群為主體構建大中小城市和小城鎮協調發展的城鎮格局”，進一步為新時代中國推進新型城鎮化指明了方向和路徑。城鎮化的根本目的在于讓更多的農業人口轉移成為現代城市居民，并融入城市生活當中。農民工作為城鎮化的主要目標群體，其勞務輸出與生活消費，是推進城鎮化的重要力量，農民工市民化是我國新型城鎮化建設的重要內容。

推進以人為本的新型城鎮化建設，關鍵在于正確處理各群體間的利益分配和成本分擔問題。實現有城市化訴求農民的城市化愿景，不僅要保證其遷移、居住與勞動的基本經濟社會權利，更需要在承認和保護其市民資格的前提下，提供給他們最基本的社會保障與公共服務。然而，在推進新型城鎮化戰略以及各級政府相繼出臺促進農業轉移人口市民化政策的情景下，農民工群體在城市融合、公共服務方面依舊面臨著各種挑戰與難題。一方面，農民工在進城之前更多是依賴土地生產資料來獲取收入，然而在長期參與農業生產活動中形成了勞動技能的結構性短板，農民工進城之后只能從事較低層次的工作，收入無法應對高成本的城市生活，導致生活甚至生存上的困難(吳珊珊和孟凡強，2019)[1]；另一方面，農民工還容易在經濟、社會資格上受到制度性歧視，在很大程度上無法獲得與普通市民一致的社會保障與公共服務，進而難以成為真正的市民(曾永明和張利國，2015)[2]。這是具有中國特色的“半城市化”現象的重要表現。從2018年戶籍人口城鎮化率和常住人口城鎮化率16.21個百分點的差異可以看出，戶籍意義上的城鎮化進程有所滯后。眾多制度性歧視現象中，一個較為突出的表現是戶籍政策對公共服務的歧視性分配，這深刻影響著農民工市民化程度，也是上述困境與難題的誘因之一。

回顧我國戶籍制度變革，從新中國成立初期維護社會治安穩定功能的臨時性政策，到出臺保障人口有序流動功能的二元制戶籍制度，再到為調節城鄉差別而弱化戶籍制度的演變過程，貫穿其中的是服務社會利益。20世紀五六十年代確立的二元戶籍制度一定程度上為城市發展作出了積極貢獻，相應地，戶籍門檻帶來的負向效果，如限制城市規模擴張、導致收入分配失衡等，也不容忽視。不可否認，戶籍制度在一定時期內發揮了重要作用，但隨著經濟社會發展，中國的主要矛盾已經發生深刻變化，傳統的戶籍制度逐漸成為新型城鎮化進程的制約力量，對農民工市民化程度可能產生負面影響。為清除新型城鎮化進程中的障礙，2013年中央經濟會議上指出，新型城鎮化發展的主要著力點是合理有序地推進農民工市民化，開展各種公共服務均等化工作。《2019年新型城鎮化建設重點任務》中，政府進一步明確了放寬城市落戶的相關規定，要求“全面取消重點群體落戶限制，通過完善積分落戶政策、并軌戶籍地項目，大幅增加落戶規?！?。

因此，研究戶籍制度改革對農民工市民化程度的影響，以促進新型城鎮化建設，具有重要的理論和現實意義。戶籍制度改革對農民工市民化的影響仍有進一步探討的必要。鑒于此，本文基于2011-2017年中國省級層面的經驗數據進行實證檢驗，重點研究我國新型城鎮化發展框架下戶籍制度改革對農民工市民化的影響效應?？赡艿膭撔曼c在：第一，與既有文獻在研究農民工市民化的動因時大多以經濟因素與個人特征為切入點不同，本文從戶籍政策這一重要的制度因素出發，深入分析戶籍制度改革對農民工市民化的影響效應。第二，與以往學者通過構建涉及產出端的多維度指標體系來分析農民工市民化程度不同，本文借助Anker生活工資法測量農民工市民化程度。第三，運用斷點回歸模型，實證檢驗2014年戶籍制度改革時點政策對農民工市民化程度的影響。

后續內容結構安排：第二部分梳理現有關于戶籍制度改革對農民工市民化程度影響的相關文獻；第三部分歸納總結戶籍制度改革對農民工市民化程度的作用機制；第四部分為實證分析；第五部分為結論及政策建議。

二 文獻述評

學者們對戶籍制度的功能和作用持不同觀點，“發展戰略說”認為戶籍制度是為了實施重工業優先的戰略而建立，“管制說”認為戶籍制度是為了控制人口遷徙。隨著城鄉地域界限模糊，戶籍制度的功能擴展和多元化，從單純的身份標志，到包含教育、醫療保險、社會保障等多種公共產品。附著在戶籍制度上的社會福利和公共產品資源分配差異，一定程度上催生了戶籍制度的負外部性。由此可見，戶籍制度改革關涉到實際城鎮化程度，對公共服務均等供給、城鄉融合、農民工市民化等當前城市發展問題產生重要影響。

1.戶籍制度改革

已有文獻對戶籍制度改革的研究主要涉及必要性分析、改革內容、政策效果評估、作用機制、路徑等。一些學者從限制遷移制度的不合理性、公共資源的公平合理分配角度闡述了當前戶籍制度改革的必要性(張杰，2019)[3]。谷樂(2018)[4]從破除制度障礙、合理調控城市規模、實現資源優化配置、激發農民工主動意識等方面闡述了戶籍制度深化改革對農民工市民化的重要意義。吳旋和羅建文(2019)[5]回顧新中國成立70年來戶籍制度變革的歷程和邏輯，認為戶籍制度改革是我國城鄉關系一體化的必然趨勢，改革過程中，應該弱化戶籍制度的福利功能，強化其登記功能。劉金偉(2018)[6]分析了2014年為適應中國新型城鎮化戰略需要而推行的新一輪戶籍制度改革的政策效果、問題與對策，認為人口流動遷移模式變化、改革開放進入新階段對戶籍制度改革提出了更高的要求。改革的深化和配套，推進了城鎮化，促進農業轉移人口的市民化。曾幼亮(2017)[7]研究認為，城鄉戶籍的附加福利差異阻礙了農民工市民化，面對戶籍障礙，需從差別化落戶政策和居住證制度二元路徑完善農民工市民化的成本分擔機制。馮英杰和鐘水映(2018)[8]利用中國2011-2013年流動人口動態監測微觀數據和261個地級市的公共產品供給數據，探討了戶籍門檻限制下公共產品有效供給對農民工市民化的影響。侯新爍(2018)[9]基于中國第五次、第六次人口普查數據和《中國城市統計年鑒》數據實證發現，戶籍門檻一定程度上阻礙人力資本積累而制約城市化。綜合而言，當前關于戶籍制度改革各方面的研究以理論分析為主，實證研究較少。

2.農民工市民化

現有關于農民工市民化的研究主要集中于農民工市民化程度測算和影響因素分析兩個方面。較多研究運用綜合指標體系法測算農民工市民化程度。劉松林和黃世為(2014)[10]從社會和農民工自身兩個層面構建全要素、政策制度、市民化意愿、市民化能力四個維度的指標體系，測算得到全國的農民工市民化平均水平為39.99%，且各地區差異明顯。程名望等(2017)[11]基于上海市1184份農民工調查數據，考慮經濟因素和非經濟因素構建農民工市民化指標體系，測算得到上海市農民工處于半市民化狀態，第一代農民工和新生代農民工市民化程度不同。錢靜(2015)[12]結合2013年湖南農民工728份調查問卷和2012年湖南農民工調查監測報告，構建了包含經濟支撐、公共服務與政治參與、社會認同和自我認知四個維度的農民工市民化評價指標體系，得到農民工市民化整體水平在年齡、文化程度上存在差異性的結論。

農民工市民化程度的影響因素可從三個維度來概括：個體主客觀特質、土地資源的變現、勞動力市場狀況。個體主客觀特質主要包括個體特征、遷移類型、人力資本及社會文化資本(李東平等，2018)[13]。個體特征方面，有不少學者從性別、婚姻狀況、年齡等角度進行討論。何軍(2011)[14]研究發現，女性、新生代的農民工要比男性、老一代農民工的市民化程度更高。宋月萍(2010)[15]研究表明，女性流動人口接受低收入工作概率比男性高，于是有了性別區隔的人口流動模式。從代際的角度來看，劉傳江和程建林(2008)[16]認為新生代的農民工在價值和目標等方面更接近于城市居民，并且由于他們受教育年限更長，因而更容易融入城市體系。也有學者認為在戶籍制度發揮主導作用的背景下，不宜高估個體差異對市民化程度的影響(李培林和田豐，2012)[17]，但多數研究顯示個體在性別、年齡、文化素質、遷移類型上的差異與市民化程度顯著相關。除以上因素外，個體的主觀偏好差異，也對市民化程度產生影響。遷移類型主要是指家庭式遷移和個人式遷移，王榮明(2016)[18]研究發現，由于心理和經濟方面的幫助作用，家庭式遷移的流動人口要比個體流動的市民化程度更高。人力資本水平會影響融入主體的收入狀況，對市民化程度發揮重要的作用。李東平等(2018)[13]將人力資本分為受教育水平和健康資本，發現人力資本水平越高，農民工收入水平、就業能力越強，其融入的能力也就越高。陳衛等(2010)[19]通過實證研究發現，人力資本與收入水平正相關，而收入水平有助于提高市民化程度。社會資本與市民化程度也存在著緊密關系。有學者認為，農民工通過人際關系網絡可以獲得更多的就業機會，也可以通過群體的相互幫助和互相依存而降低生活成本，從而增加融入城市的可能。在這一邏輯關系上，社會資本促進了市民化程度。例如劉傳江等(2018)[20]通過實證研究發現，網絡上的社交工具有助于積累社會資本，并對市民化有顯著的正向作用。也有一些研究認為社會資本對市民化影響存在非線性特點。雖然以人脈關系、信息網絡為表現的社會資本能夠克服勞動力市場分割帶來的收入天花板問題，可本質上多數社會資本屬于傳統意義上的社會資本。這種傳統的社會資本可能不但不能對市民化產生促進作用，反而會不斷拉大農民工與城市居民的社會距離，更加抑制融入意愿，增加融入負擔，比如盧海陽等(2015)[21]研究發現，社會資本的內卷化問題，會給農民工市民化帶來反方向的影響。

土地資源變現的難易程度影響著農民收入，也對農民工市民化程度產生重要影響。韓家彬和劉淑云(2019)[22]研究認為，土地確權在提高土地流轉比例的同時，也會增加勞動力的轉移。實際上，農民工市民化成本與收益均存在不確定性，但土地使用產權及其變現價值卻相對穩定，這種推拉結構使得農民工不可能、也不愿意輕易割除與土地或其它相關產權的關系。對于土地資源變現問題，近年來隨著農地三權分置改革的推進，加之村治水平、集體土地征用與補償管理制度的完善，附著在農民個體身上的經濟資本也相應提高，進而提高了農民融入城市生活的抗風險能力，對市民化產生正向影響。另一方面，由于集體土地征用和管理的完善，使農民工能夠解決家庭組織的城鄉分離困境，實現從農民工個體到家庭的整體流動，并以此提高融入意愿。

勞動力市場狀況對農民工市民化程度的影響也同樣顯著。勞動力市場狀況對市民化程度的影響可以從勞動力供需狀況、勞動力市場信息透明度、勞務市場分割下的收入與保障等角度展開分析。首先，勞動力市場的供需狀況可以在短期內顯著地影響市民化水平，供過于求的勞動力市場顯然與市民化程度負相關，而供不應求的勞動力市場則對市民化程度有正向的作用。這種影響作用在短期內效果顯著，但隨著勞動力市場逐漸恢復均衡而減弱。其次，勞動力市場的信息透明程度、流轉速度對市民化程度也會產生影響。當勞動力市場缺失時，信息越完全，工作的搜尋成本越低，從而對市民化有正向作用，而當勞動力市場飽和時，卻會由于工作機會的擠出而給市民化帶來反方向的效果。第三，勞動力市場分割下的收入與保障也會對市民化產生影響，可以表現在農民工在勞動力市場上得到的關懷、保障和福利等。秦立建和王震(2014)[23]研究發現，雇主對農民工社保需求的滿足，特別是醫療保險，對市民化程度有正向影響。李培林和田豐(2012)[17]研究認為，對農民工而言，人力資本因素更顯著地體現在工作技能上。雇主對于員工的勞動技能培訓，相比于農民工原有教育文化水平，對提升市民化程度有更直接的作用。除上述三種因素外，勞動力市場的排斥和歧視現象對市民化程度也會產生影響。例如，陳湘滿和翟曉葉(2013)[24]研究認為，從事行業的社會認可度與市民化程度正相關。閆伯漢(2015)[25]研究發現，勞動力市場的排斥和歧視很大程度阻礙了市民化的程度?？傮w而言，勞動力市場狀況從多個方面直接或間接作用于農民工的融入意愿，進而影響市民化程度。

除以上因素外，流入地的人文環境、風俗習慣、語言文化等因素也影響著市民化程度。地域間的文化環境差異越大，越容易造成區域性的排斥，并一定程度上阻礙市民化程度。蔡昉(2000)[26]認為由于存在這種地域性的歧視，城市居民為了維護自己的既得利益，會通過影響政府決策的方式，阻礙有利于市民化的政策實施，并由此分裂了勞動力市場。

總的來說，個體主客觀特質、土地資源變現、勞動力市場狀況等方面的因素都會對市民化程度帶來影響。而本文所要研究的制度性因素，會通過各種機制作用于以上的部分變量，因此，相比于其他因素，對農民工市民化程度產生更大彈性的影響。

3.戶籍制度改革與農民工市民化

甘丹麗(2019)[27]分析認為，我國缺乏農民市民化的原動力是“中國城鎮化悖論”產生的主要原因之一。當前，我國城鎮化率被高估，農轉非成本高昂，根深蒂固的戶籍制度剝奪農民市民化權利。以戶籍制度為代表的制度性改革會對農民工市民化程度帶來怎么樣的影響，學界進行了較多研究。但多數實證研究發現，由于不同地區流動人口群體特質、經濟環境、戶籍制度管理嚴格程度有一定差異，因而戶籍制度對農民工市民化程度影響具有很強的異質性。也就是說，戶籍制度的影響受到多重經濟社會因素的調節。比如收入直接關涉農民工市民化的經濟動能，但不同城市的農村流動人口，存在收入差距收斂性質與收斂速度的差異。對于較大的城市，收入水平主要受到個體素質、社會資本與勞動力市場分割的影響，受戶籍制度影響較弱。而對于較小的城市，收入受到戶籍等制度性因素影響較強。另一方面，由于大城市有著更高的工資收入水平，為了防止城市勞動力的過度飽和，大城市的制度改革動力更小，即大城市針對農村流動人口進行戶籍制度改革的動力弱于中小城鎮。李強和胡寶榮(2013)[28]認為，一二三線城市的戶籍制度改革推進模式是不同的，一線城市的改革屬于“嚴格控制型”、二線城市的改革屬于“有限開放型”、三線城市的改革屬于“全面開放型”。同時，隨著新生代農民工成為城市外來流動人口的主要群體，主觀的市民化意愿成為影響市民化程度的重要因素。目前看來，戶籍制度對新生代農民工的影響比第一代更強。相比第一代農民工，在移動互聯網條件下，新生代農民工與外部交流變多，獲得更多的信息，其市民化意愿也變得更強，同時，隨著信息網絡的發達，在文化、習俗漸同的社會環境下，新生代農民工的鄉土意識更淡，故而對戶籍制度帶來的身份割裂問題敏感性更強。

三 戶籍制度改革影響農民工市民化程度的理論機制

制度性因素影響農民工市民化的理論機理可以概括為制度性因素的作用、農民工市民化對制度性因素的反饋和財政支出路徑。

1.制度性因素的作用涵蓋了制度的長期框架效應與政策的短期外生沖擊對農民工市民化過程帶來的結構性、整體性影響。制度的長期框架效應表現為戶籍制度、土地制度、產業制度、收入分配制度、住房制度、城市管理制度等長期以來構筑起的城鄉二元結構，在框架內影響著農民工的市民化融入。這種框架效應主要從勞動力市場、產業市場及其他宏觀經濟環境等方面長期對農民工市民化產生影響。政策的短期外生沖擊，則表現為行政性、區域性和部門性的政策干預，調節了市民化過程的成本分擔與收益分配關系，從而影響了農民工融入城市的難度、速度和程度。因此，對制度性因素影響效應的分析，不僅需要在整個制度框架背景下分析對市民化的影響，同時也要考察具體政策的短期實際作用。此外，圍繞制度性因素的對策探討，也需要關注制度與政策的差異，以及制度和政策背后，央地間、府際間和部門間的關系。張坤領和劉清杰(2019)[29]通過實證研究認為，由于地方政府間存在財稅、資源以及行政管理權力的競爭關系，從而影響或塑造了區域間農民工流動的特征形態和市民化程度。

2.農民工市民化對制度性因素的反饋可以概括為：市民化意愿、市民化條件(能力)以及市民化質量(程度)。市民化意愿的反饋表現為融入主體由于制度的變更作用，修正了對于融入成本、條件的預期，進而影響融入行為。市民化條件的反饋表現為有市民化意愿的農民工，所支配的城市生存、生活資源受制度性因素影響產生變化，并最終影響市民化程度。市民化質量的反饋作用表現為既定偏好、特定資源、能力下獲得的融入效果，反映了融入條件使用的邊際效率，主要指制度性因素對勞動力市場狀況、產業市場狀況以及其他宏觀經濟環境造成的影響。目前，學界對市民化概念的理論闡釋基本比較完善，一般認為市民化是建立在城鄉二元結構的基礎上實現的“農民”向“市民”的轉化，其內涵不僅指戶籍身份或所從事行業的轉化，更多的是涵蓋了生活方式、思想觀念、勞動模式等內容。

3.戶籍制度作為我國的一項長期的行政制度，其改革首先會通過影響政府的相關財政支出進而作用于市民化程度?；趹艏贫葞淼霓r民與市民的福利差異，這些財政支出可以包括義務教育、養老保險、醫療保險、失業保險、住房保障等方面。此外，為了容納和吸引更多的外來農民工，政府在城市管理方面的支出、土地出讓的補貼等都會對市民化帶來影響?；谝陨戏治?，可以用下圖概括關于戶籍制度對農民工市民化程度的影響機制：

圖1 戶籍制度改革對農民工市民化程度影響機制

如圖1所示，戶籍制度改革通過公共服務、職業轉移、收入三個路徑作用于市民化意愿、市民化條件和市民化質量，并最終對市民化程度產生影響。以上便是制度性因素影響農民工市民化的理論邏輯，下面將圍繞戶籍制度改革與農民工市民化程度展開具體的實證分析。

四 實證分析

(一)模型構建

通過計量模型來檢驗戶籍政策變更對農民工市民化程度的影響，重點在于如何在準確識別制度性因素(變量)的同時，控制和刪離出非制度性因素對農民工市民化的干擾影響，比如宏觀或區域經濟運行狀況、就業市場態勢、農民工市民化意愿等等。因此，化解內生性問題便成為檢驗二者關系的一個重要前提條件。本文基于2011-2017年中國省際面板數據，運用固定效應回歸模型(FE-OLS)和斷點回歸模型(Regression Discontinuity)來展開制度性因素(特別是戶籍制度因素)影響農民工市民化程度的計量檢驗。固定效應回歸模型主要用于考察多重制度性因素變量的影響效應，并且具體分層、分組檢驗其內部影響差異；斷點回歸模型主要用于分析戶籍制度因素的影響效應，使用這一方法的原因在于：(1)戶籍制度作為制度性因素的重要組成和突出代表，總體上體現了地方政府對農民工的“政策態度”。與農民工市民化有關的各種制度性因素(財政支出、地權改革、社會保障等)都會具體反映到戶籍制度的管理思維與管控松緊度上。(2)我國戶籍制度改革與其它經濟體制改革相比在時間點上相對集中，選擇戶籍制度作為主要解釋變量，借助斷點回歸模型，可以驗證戶籍制度調整前后對農民工市民化程度的影響。進而一定程度上規避內生性問題(遺漏變量以及反向因果)，使檢驗結果更加客觀和準確。

故此，固定效應回歸模型的基準模型設定如下：

斷點回歸方法是一種隨機試驗模型，斷點處的局部處理效應構成了檢驗變量顯著性的關鍵。斷點回歸方法的基本思想是在外生變化環境中尋找合適的處理變量，使被解釋變量發生“跳躍”(1)這個跳躍點的兩邊的其他變量沒有變化，不影響被解釋變量與其他協變量之間的關系。。進而判斷因變量的變化在何種程度上由處理變量所引起。在本文中，如果農民工市民化程度在戶籍政策變更前后發生了跳躍，而其他影響因素是連續變化的，那么可以認為農民工市民化程度會受到制度性因素(政策變量)的顯著影響。本文運用斷點回歸模型進行實證檢驗。該模型特征是在斷點c處(即被解釋變量y在處理效應x發生變化的某一部位c)，樣本個體得到處理的概率從0跳到1，或者a跳躍到b，其中0

i=(1, …，I)

該回歸模型各個變量的含義如下：Cit為被解釋變量，為具體t時刻某省份農民工市民化程度，α0為截距項。t為時間虛擬變量，當t為制度性因素施加前，賦值為0，施加后，賦值為1。D為本文研究的處理變量，即戶籍制度調整。引入交互項y(t-c)D，從而可以允許在斷點處前后擬合斜率有所不同。B-1X-1為其他控制變量構成的矩陣變量，εit為隨機干擾項。

之所以使用斷點回歸模型，而不選擇使用傾向值匹配(Propensity Score Match)方法，原因在于后者犯了不重疊原則，即無法也不能基于特定斷點處的干預行為來分離前后樣本——后者要求需要存在一個明確的、非此即彼的分離原則來分離樣本。此外，門限回歸模型(Threshold Regression)雖然也比較適合本文此處的研究邏輯，但門限回歸方法更適合于應對多特征變量作用下的實證問題，側重參數估計的精準與有效，但可能在樣本數量極為稀缺的背景下無法滿足分析要求——特別是本文所擁有的樣本量，故而也不如斷點回歸模型簡單高效。。

(二)變量說明與數據來源

1.被解釋變量方面，借助Anker生活工資法測量農民工市民化程度(2)生活工資Anker法由Richard Anker在2005年的國際勞動組織日內瓦工作報告中(No.72)中首次提出，并在近幾年來得到較為廣泛地運用。生活工資主要是指工人在合理的工作時間內，能夠負擔得起被社會認可且符合所處社會的經濟發展程度的基本體面家庭生活的工資水平?！绑w面的生活”包括食物、水、居家、教育、醫療、交通等其他必要生活支出。相對其他測量農民工市民化程度的方法，這種方法能夠更加精準、簡潔和突出重點地分析邊緣流動群體在新居住地的適應狀況和融入能力，故而本文選取該方法進行測量。雖然測量計算邏輯較為簡單，但過程稍顯繁瑣，考慮篇幅問題，在此省略具體過程。需要說明的是，通過該方法測量的我國農民工市民化程度為60%左右，與實際水平、其他科學測量模型的估算結果基本一致。。由于我國沒有公開的各省農民工工資收入統計數據，因此在測算農民工市民化時，要面臨比單純測量全國水平更加困難的問題。對此，本文采取的辦法是，先測算全國農民工工資收入水平占城鎮居民人均工資和農村人均工資收入的比例，然后分別將兩個比例數據代入各省的城鎮居民人均工資和農村人均工資收入數據，最后，對兩個結果求算術平均數，即得到最終的農民工工資收入。

2.在固定效應回歸模型與RD模型中，以戶籍制度變更作為處理變量。戶籍制度變更的過程較為復雜。一方面需要制度上的消化與配套，另一方面需要央地間、區域間、部門間的政策協調。2014年，國務院出臺的《關于進一步推進戶籍制度改革的意見》(以下簡稱意見)提出，“促進有能力在城鎮穩定就業和生活的常住人口有序實現市民化，穩步推進城鎮基本公共服務常住人口全覆蓋”?！兑庖姟肪瓦M一步推進戶籍制度改革提出3方面11條具體政策措施，標志著我國進一步推進戶籍制度改革進入全面實施階段。這段時期戶籍制度改革的特點是推進速度快、涉及領域廣、改革徹底、成效顯著，因此可以說，這項意見的出臺是戶籍制度改革進程中最為重要的政策節點。此后，2015年10月, 國務院第109次常務會議通過《居住證暫行條例》。2016年10月，國務院印發了《推動1億非戶籍人口在城市落戶方案》，又相繼確認和細化了關于農民工群體戶籍政策的調整和創新。與此同時，2014年后，各部門相繼推出的配套政策也較為密集，在住房制度、社保制度、教育均等化制度、財政制度等多方面進行了同步調整。盡管各地圍繞戶籍制度改革制定的具體政策措施有很大的時間差異性，但真正意義上滿足全國戶籍制度改革一體化和共時化的政策節點是2014年。因此，本文將2014年戶籍制度改革時點作為處理效應變量，進而分析2014年斷點處對農民工市民化程度的局部處理效應，這應該是一個較為合理的選擇。

3.控制變量方面，參考已有研究及現實情況，控制人均GDP、規模以上工業企業利潤率、省級人均社保類財政支出規模、省級城鎮消費者物價指數(2011年為基期，然后計算波動值)、省會房價均價、城鄉收入差距以及省級保障性住房財政支出(3)部分變量進行了對數處理，具體見表1。等經濟社會宏觀變量對農民工市民化的影響?？紤]到農民工所在工作行業以第二產業居多(占比超過50%)，因此選取了一個工業經濟效益指標——規模以上工業企業利潤率作為經濟社會控制變量。省級社保類財政支出規模、保障性住房支出都是重要的制度性因素變量，故而納入觀測對象中。消費者物價指數與民眾的生活息息相關。省會房價均價與民眾的住房需求有直接關系(4)一些觀點認為本省和外省農民工不一定會向省會城市遷移，但省會城市房價很大程度是一個省份城鎮房價整體變化的晴雨表，選取省會城市房價變動更能夠體現這里變量構建的意義，但現階段無法從官方公開的數據資料中獲得省會城市房價變動數據，為盡可能保證數據權威、規范和來源統一，選取民間房地產數據專門統計方的數據作為參考。此外，本文還充分考慮了一些嚴格外生的，但會對農民工市民化產生微妙影響的經濟社會因素，最終納入分析框架，即城鎮化率、老齡化率以及城鎮每萬人擁有病床數。

各變量數據的時間范圍為2011-2017年，基本包含全國以及23個省份戶籍政策改革的時點(排除5個少數民族自治區、海南、甘肅、青海、港澳臺等地區(5)主要原因是在本文研究中，以上幾個省級行政區域要么農民工市民化效應不強(相對東中部)，要么數據缺失嚴重，獲取意義不高，要么客觀背景差異較大，難以統一比較。)。以上變量數據存在不同期的期限錯配或缺失問題，對此本文運用離差-均值插補方法補充。各變量數據主要來源于《中國統計年鑒》、各省統計年鑒、分省經濟社會調查數據等資料(6)住房價格數據來自聚匯數據[EB/OL]，https://www.gotohui.com/。，具體說明見表1。

表1 主要變量說明

(續上表)

變量名中文含義內涵及計算方式變量類型citycpi省級城鎮消費者物價指數(2011年為基年)直接取自統計局專門統計項目經濟社會變量lnrealescap省會房價均價(對數)取自專門的住房數據統計網站https://www.gotohui.com/經濟社會變量&制度性變量houbudget省級人均保障性住房財政支出直接取自統計局專門統計項目制度性變量lnincomegap城鄉收入差距(對數)直接通過城市與鄉村居民人均可支配收入相減得到制度性變量&經濟社會變量resicy戶籍制度改革情況0表示戶籍制度改革前、1表示改革后制度性變量degree市民化程度基于統計局數據,依據Anker工資法分省分時測算被解釋變量rate urban城鎮化率統計年鑒調節變量aging trend老齡化率統計年鑒調節變量bed hospital城鎮每萬人擁有病床數統計年鑒調節變量

(三)分析與回歸過程

首先，本文對整體面板進行平衡性檢驗，發現面板數據結構符合強平衡面板數據所具有的特征。主要變量描述統計見表2。

表2 描述統計結果

(續上表)

VariableObsMeanStd.Dev.MinMaxlnsbudget1616.2460.5234.5447.314lnrealescap1619.2810.5288.59010.939lnincomegap1619.9880.2499.45910.712

考慮到模型中存在較多外生的經濟社會變量，故而需要對其分別進行單位根檢驗，由于面板數據為“大截面(N)、短序列(T)”形式，故而采取ADF檢驗。通過Stata軟件檢驗發現，除了省級人均社保類財政支出規模(對數)以及城鎮化率兩個序列外，其他序列都通過單位根平穩檢驗，而這兩個序列都為一階單整序列，因此對其進行滯后一階處理。理論上，回歸模型需要保證同階單整，但這兩個變量之外的經濟社會變量都符合弱平穩要求，這兩個序列則屬于政策變量且恰恰存在較大的不平穩性，一般來說，政策效應不會在同年立刻體現，而是具有拖尾效應，因此單獨對政策變量進行一階滯后項以內的處理并不會很大地影響回歸結果。

在分析序列平穩性后，檢驗變量是否存在嚴重的共線性、異方差(自相關)問題。通過分析預回歸模型方差膨脹因子可以發現，隨著交替代入不同的外生解釋變量，VIF值不斷發生著變動，最高為5.46，通過共線性檢驗。本文主要使用殘差圖檢驗與White一致估計量檢驗異方差，發現p值(0.0029)強烈拒絕同方差的原假設，因此需要對模型中的一些外生變量進行降權處理。對此本文將使用加權回歸模型，但是由于異方差函數的計算很可能并不穩健，進一步運用包括GLS回歸模型在內的多重回歸模型來分析核心解釋變量的影響效應。結果見表3。

表3 回歸結果(7)已經通過面板數據回歸類型檢驗，參數特征符合雙固定效應模型。

(續上表)

變量模型1OLS1(r)模型2OLS2(r)模型3OLS3(r)IV1模型4OLS4(r)IV2模型5GLS1模型6GLS2模型7GLS3IV1模型8GLS4IV2lnsbudget0.000-0.0010.0070.002-0.0030.003-0.0040.010?(0.005)(0.006)(0.005)(0.006)(0.003)(0.004)(0.004)(0.006)lnrealescap0.0040.0050.0060.002-0.015???-0.010???-0.011???-0.018???(0.004)(0.004)(0.004)(0.004)(0.004)(0.004)(0.004)(0.003)lnincomegap0.0110.0210.030??0.0120.016?0.069???0.037???0.041???(0.013)(0.015)(0.012)(0.011)(0.009)(0.016)(0.012)(0.013)rateurban-0.043-0.075???(0.030)(0.018)agingtrend-0.056-0.260??(0.075)(0.127)resiurban①0.020???0.007(0.007)(0.016)houruban②0.0000.000???(0.000)(0.000)lnsurban③-0.014???-0.002(0.004)(0.005)resiend④-0.0220.174(0.105)(0.125)houend⑤0.0000.002???(0.000)(0.001)lnsend⑥-0.004-0.102???(0.023)(0.026)Constant0.3640.2990.1540.3390.407?-0.3550.124-0.005(0.258)(0.250)(.233)(0.206)(0.211)(0.291)(0.233)(0.282)Log likelihood476.4952485.9227489.5799 483.9224R20.0080.050.1170.016

①表示城鎮化率與戶籍制度改革節點的交乘項。

②表示城鎮化率與住房民生支出規模的交乘項。

③表示城鎮化率與社保民生支出規模的交乘項。

④表示老年化水平與戶籍制度改革節點的交乘項。

⑤表示老年化水平與住房民生支出規模的交乘項。

⑥表示老年化水平與社保民生支出規模的交乘項。

(續上表)

注：*、**、***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

(四)戶籍制度因素斷點回歸檢驗結果

首先，需要檢驗分組變量的密度函數在斷點處是否連續，結果如圖2所示?？梢钥闯鰯帱c兩側密度函數估計值的置信區間有很大部分重疊，所以斷點兩側的密度函數不存在顯著差異，檢驗結果為不存在內生分組，可以繼續進行斷點回歸分析。之后，需要判定是否是精確斷點回歸模型，本文在對回歸模型進行精確斷點回歸和模糊斷點回歸檢驗后，發現模型屬于精確斷點回歸模型，即個體受處理從0跳到1。

圖2 斷點兩處密度函數分布圖

接著，進行三角核局部線性回歸分析以及最優帶寬檢驗。結果見表4，帶寬檢驗即帶寬(0.5倍)、帶寬(1倍)、帶寬(2倍)以及最優帶寬匯總見圖3(對應順序自左至右、自上而下)。

圖3 最優帶寬檢驗

表4三角核局部線性回歸結果

最優帶寬:2.493205923855132帶寬系數標準誤Z值p值95% 置信區間lwald(1倍帶寬)-0.00299460.0038577-0.780.438-0.01055540.0045663lwald50(0.5倍帶寬)0Omittedlwald200(2倍帶寬)-0.00214490.0064464-0.330.739-0.01477960.0104897

最后，分別對其他經濟社會協變量作用以及制度性因素和經濟社會因素協變量共同作用進行回歸分析，檢驗協變量影響下的處理效應在斷點處是否連續，結果如表5所示。

表5 只考慮其他經濟社會協變量作用的回歸結果

(五)實證結果分析

1.從模型1-模型3可以發現，戶籍制度變革對農民工市民化程度有顯著的正向影響，模型3中，在城市化調節效應的作用下，城市化水平越高，戶籍制度變革所帶來的農民工市民化水平也會更高。這意味著，較大城市的農民工市民化看似困難更大，但政府如果能夠圍繞戶籍制度進行較大力度的改革，其產生的制度紅利并不亞于中小城鎮。

2.從模型6-模型8可以發現，財政住房保障支出與農民工市民化程度存在顯著的正向關系，這一點與本文預期基本一致。進一步分析模型7和模型8，城市化與老齡化對此影響有一定的調節效應。城市化水平越高，住房保障支出增加越有利于農民工市民化程度的提高。這意味著，住房保障支出保持合理的力度將會促成一個良性的循環，實現“以人為核心”的城市化人口永久性轉移，而不是城市人口的“空轉”。與此同時，老齡化水平越高，住房保障支出增加越有利于農民工市民化程度的提高。這點不難理解，即老齡人口的住房消費力度以及改善性住房需求都相對較低，因此城市住房市場將更加偏向于買方市場，在此背景下，政府的住房補貼會產生需求彈性的激勵效應，激發農民工購房熱情的同時，還可以適當降低農民工城市購房、租房一次性支出的壓力，進而有助于農民工市民化程度的提高。

3.從模型1-模型8可以發現，社保財政支出與農民工市民化程度間并不存在顯著的關系(模型8中存在顯著的正向關系，但極為微弱)。以往關于民生財政支出與個體社會能力和社會融入間關系的研究，普遍發現二者間存在正向關系。但本文的研究發現這種影響對于農民工市民化來說并不顯著。一方面可能是人均社保支出比例較低，影響度極低，另一方面則是支出對象不精準，沒有惠及邊緣性的農民工群體，產生了逆向干預效應，使得農民工市民化效果不明顯。

4.最后，運用斷點回歸模型單獨檢驗了戶籍制度改革對農民工市民化的干預效應。從圖2、圖3可以發現，戶籍制度改革前后，存在較為明顯的“跳躍”。但從表4、表5可以發現，戶籍制度改革間隔期越短，影響效應越不顯著，且存在弱負相關。而隨著改革間隔期的拉長，這種關系逐漸趨于正向，但依舊不顯著。這說明，戶籍制度的“松綁”改革，相對短期來說，在長期會釋放制度紅利，但這種制度紅利并不穩定。這可能一方面是由于戶籍制度改革需要很大程度伴隨其他制度性因素的改革，才具有實際意義，因此，影響效應顯示出不穩定的跡象；另一方面，可能是由于制度瓶頸較大，且歷史制度的形成和固化帶來了長期的回擺效應和隱性影響，從而使得戶籍制度改革的操作空間實際上越來越小，故而影響效應并不顯著?？偨Y斷點回歸結果，政府如果僅僅在形式上調整戶籍制度是無法從根本上提高農民工市民化程度的，也無法在制度范疇內實現“以人為核心”的城市化。唯有平行推進多重制度因素的改革，例如優化和創新住房補貼政策工具、精準化社保對象保障機制改革以及理順府際間的事權分包體制等，完善政府宏觀經濟調控邏輯和治理模式(完善城市化路徑的頂層設計、粘合勞動力市場分割、調節城鄉間和行業間收入分配)，才可能有助于農民工市民化水平的實質性提高。

綜合而言，本文通過實證分析與檢驗發現，戶籍制度的解凍與松綁顯著提升了農民工市民化程度；住房財政支出相比社保財政支出，能夠更加有效地促進農民工市民化的提高；以上兩點如果能夠在城市化水平較高的階段實施，其制度紅利更加明顯。

五 結論及建議

新型城鎮化戰略推進背景下，戶籍制度改革是其重要內容，針對當前戶籍人口城鎮化和常住人口城鎮化率差距明顯、農民工市民化進程不同步的現實，本文借助Anker生活工資法測量農民工市民化程度，通過面板數據固定效應回歸模型(FE-OLS)和斷點回歸模型(Regression Discontinuity，RD)，驗證了可能影響農民工市民化程度的主要制度性因素——戶籍政策變革對農民工市民化程度存在顯著的影響，戶籍制度的解凍與松綁能夠顯著提升農民工市民化程度。雖然戶籍制度改革在各地區、各時段上會有強弱差異，但其效果是普遍的。目前，對戶籍制度改革所具有的激勵性效果研究還不足，現行政策推行到中期乃至后期是否有效有待進一步觀察。

據此，健康有序地推進新型城鎮化，應注意如下幾點:(1)以“因地制宜”的戶籍制度改革為引導方向，促進農民工身份轉換，提升農民工市民化程度;(2)在宏觀經濟管理方面，在堅持市場在資源配置中起決定性作用以及政府有限干預的基礎上，運用多重政策工具，適度保障農民工群體(特困農民工家庭群體)的住房需求；(3)創新多重再分配與收入調節政策工具，撫平勞動力市場分割帶來的棘輪效應，合理化城鄉間的收入差距；(4)加強對各地區差異的平衡與調整，以及對各部門配套政策的動員與協調；(5)從全局出發，加強溝通，共同營造公平的勞動力市場環境；(6)避免新型戶籍制度改革流于形式化、改革成果停滯不前等問題。