陳濟(jì)冬 徐 慧

【問題】流動人口市民化是高質(zhì)量城市發(fā)展的重要體現(xiàn)。流動人口在城市定居意愿的提升則是其市民化的必要條件。本文分析并解釋地方政府政策回應(yīng)是否能提升流動人口的定居意愿。

【方法】本文通過在線實驗數(shù)據(jù)構(gòu)造出2014 年各地方政府對弱勢群體的政策回應(yīng)程度，與“2014 年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)”相結(jié)合，采用Probit模型，在控制個體特征和地區(qū)性差異的基礎(chǔ)上分析政策回應(yīng)程度對流動人口定居意愿的影響，以及該影響在不同經(jīng)濟(jì)收入、居住時間和教育背景的人群中的差異。此外，本文還結(jié)合“2016 年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)”進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

【發(fā)現(xiàn)】地方政府政策回應(yīng)不僅可以直接提升流動人口定居意愿，還會正向地調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)收入對定居意愿的促進(jìn)作用。在工作地居住時間越長、教育程度越高的流動人口更容易感受到政策回應(yīng)，因此，政策回應(yīng)的作用在這類人群中更明顯。此外，基于2014 和2016 年的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，政策回應(yīng)對定居意愿的正向影響并不是短暫的，具有一定的持續(xù)性。

【貢獻(xiàn)】該研究為地方政府政策回應(yīng)對流動人口定居意愿的影響提供了經(jīng)驗研究證據(jù)，從獨特的視角展示了地方政府政策回應(yīng)對經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展產(chǎn)生的積極影響，同時也增進(jìn)了對人口遷移過程中政治機制的理解。

【政策之窗】

隨著時間推移，流動人口的定居意愿增強，經(jīng)濟(jì)因素對于定居意愿的影響在減弱，地方政府回應(yīng)度這一制度因素對定居意愿的積極影響持續(xù)顯著。

需要從制度上形成良性的激勵機制，促進(jìn)地方政府積極、恰當(dāng)作為，關(guān)切弱勢群體的訴求，促進(jìn)流動人口的市民化，推動城市高質(zhì)量發(fā)展。

一、引言

在我國城市化和現(xiàn)代化的進(jìn)程中，人口流動隨著戶籍制度的慢慢放開已經(jīng)成為經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展過程中的重要現(xiàn)象。流動人口的市民化是高質(zhì)量城市發(fā)展的重要體現(xiàn)。然而，流動人口要想在打工城市定居，依然面臨著一系列的制度壁壘。如何消減流動人口在城市定居的壁壘、提升他們的定居意愿，是新時代城市公共治理的重要命題。流動人口的市民化問題，尤其是如何提升他們的定居意愿和能力，也逐漸成為公共管理研究和相應(yīng)的政策分析與制定所關(guān)注的焦點。

本文從制度分析的視角來研究地方政府行為如何影響流動人口的定居意愿①定居意愿是一種預(yù)期，不一定反映真實的定居行為，但是個體的行為會受到自身對未來定居意愿的影響。流動人口在城市的行為，包括社會、政治參與和住房決策等經(jīng)濟(jì)社會活動都會受到預(yù)期的影響（Nelson，1976）。。我們具體探討地方政府對當(dāng)?shù)厝鮿萑后w政策訴求的回應(yīng)度如何影響流動人口在當(dāng)?shù)氐亩ň右庠浮Ｈ鮿萑后w的政策訴求雖然由于戶籍等制度因素并不直接適用于流動人群，但是他們可以從地方政府對于這些具體政策訴求的回應(yīng)中感受到政府對弱勢群體的關(guān)心程度，從而形成自身的定居意愿。流動人口的定居意愿受到收入機會、發(fā)展機會、社會福利等多種因素的影響（勞昕，沈體雁，2015；熊易寒，2017）。政府的回應(yīng)度，尤其是對弱勢群體的回應(yīng)度，作為一個綜合的信號，讓流動人口感知到自己未來在該城市發(fā)展的各方面可能性。在其他條件相同的情況下，政府回應(yīng)度越高的城市中，流動人口更有可能獲得較高的收入、較好的公共服務(wù)等，從而產(chǎn)生更強的定居意愿。

為了對主要命題進(jìn)行量化的經(jīng)驗實證檢驗，我們首先度量出了地方政府的回應(yīng)度。我們利用Chen et al.（2016）中的實驗數(shù)據(jù)，構(gòu)造出地方（區(qū)、縣）政府對居民在民生方面政策訴求的回應(yīng)度。Chen et al.（2016）采用在線實驗的辦法，度量了2014 年全國（除港澳臺之外的）各區(qū)縣政府對居民關(guān)于低保問題訴求的回應(yīng)度。通過對實驗中回應(yīng)度的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，我們得到了不同地區(qū)可直接橫向比較的回應(yīng)度指標(biāo)，該指標(biāo)是地方政府回應(yīng)弱勢群體政策訴求能力（Capacity）和意愿（Willingness）的綜合體現(xiàn)。

我們將回應(yīng)度的指標(biāo)和國家衛(wèi)計委2014 年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)匹配?；谶@一具有全國代表性樣本的數(shù)據(jù)分析，我們發(fā)現(xiàn)地方政府對弱勢群體的政策回應(yīng)顯著提升了流動人口在打工城市的定居意愿。經(jīng)濟(jì)收入和地方政府作為同時對定居意愿有正向影響。同時，地方政府的政策回應(yīng)度會正向地調(diào)節(jié)收入對定居意愿的提升效應(yīng)。在打工地居住時間越長、教育程度越高的流動人口更容易感受到地方政府的政策回應(yīng)度，因此在這類人群中政策回應(yīng)度對定居意愿的邊際作用更強。這些異質(zhì)性分析的結(jié)果展示了個體如何感知地方政府政策回應(yīng)度的渠道。居住時間越長，教育程度越高的個體對當(dāng)?shù)氐那闆r更了解，更容易獲取到政府回應(yīng)度相關(guān)的信息。

在擴展分析中，我們將2014 年的定居意愿與2016 年的進(jìn)行了對比。隨著時間推移，流動人口的定居意愿增強，經(jīng)濟(jì)收入對于定居意愿的影響在減弱，地方政府回應(yīng)度對定居意愿的積極影響沒有顯著降低。這一結(jié)果表明，在新時代高質(zhì)量經(jīng)濟(jì)增長的大背景下，居民對生活質(zhì)量也有了更高的要求，除了經(jīng)濟(jì)因素外，流動人口會關(guān)注工作城市的工作和發(fā)展機會、子女教育、公共服務(wù)以及社會保障等。政府的回應(yīng)度，尤其是對弱勢群體的回應(yīng)度，作為一個綜合的指標(biāo)，反映出了普通居民未來在該城市繼續(xù)生活能否在上述各個維度獲得滿足感的可能性。同等條件下，政府回應(yīng)度越高的城市，流動人口在未來才更可能獲得較高的收入和較好的公共服務(wù)，從而更愿意定居。

二、文獻(xiàn)回顧和理論假說

（一）文獻(xiàn)回顧

本文的結(jié)果和流動人群定居意愿的研究有緊密的聯(lián)系。在國際移民的文獻(xiàn)中，移民永久定居意愿往往與家庭因素、親緣關(guān)系、來源地以及目的地的社會、經(jīng)濟(jì)和政策條件密切相關(guān)（Pinger，2009）。關(guān)于來源地經(jīng)濟(jì)因素對定居的影響有兩種不同的觀點。Dustmann（2003）認(rèn)為，來自貧窮國家的移民比來自富裕國家的移民更傾向于長久地留在目的地國家。Schroll（2009）對丹麥的研究證實了這一預(yù)測。在丹麥，來自經(jīng)濟(jì)較差國家的移民比來自經(jīng)濟(jì)更好國家的移民定居時間更長。但是，Lindstrom（1996）對美國13 個社區(qū)的來自墨西哥的移民研究發(fā)現(xiàn)，來源地經(jīng)濟(jì)環(huán)境較好的移民在目的地的定居時間更長。Kirdar（2013）對德國的研究也同樣支持這個觀點。國際移民的文獻(xiàn)中直接探討遷入地政府政策和制度對移民決策影響的論文并不多見。Magris 和Russo（2009）的研究表明，移民在目的地的居住時間長短與當(dāng)?shù)卣呔o密相關(guān)，他們通過構(gòu)建動態(tài)的移民決策模型，說明了遷入地過于限制性的人口流動政策并不利于本地的人力資本積累。Pinger（2009）也發(fā)現(xiàn)遷入地的經(jīng)濟(jì)社會政策是移民和定居決策的重要影響因素。Angelucci（2012）發(fā)現(xiàn)美國與墨西哥交界線上的邊界管制政策變嚴(yán)，一方面會阻礙從墨西哥到美國的人口流動，另一方面也使得已經(jīng)在美國的墨西哥移民更加不愿意回國。而Carrion-Flores（2018）則發(fā)現(xiàn)，美國宏觀層面移民政策的變化對移民的最長定居時間并沒有顯著的影響。

在我國，人口流動隨著戶籍制度的慢慢放開對經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展產(chǎn)生了越來越重要的影響。已有的文獻(xiàn)從多個方面（如年齡、性別、文化程度、經(jīng)濟(jì)因素、社會因素等）對流動人口的定居意愿進(jìn)行了研究（馬九杰、孟凡友，2003；吳興陸，2005；錢文榮、張忠明，2007；葉鵬飛，2011；勞昕、沈體雁，2015）。勞昕和沈體雁（2015）利用2000 年和2010 年的人口普查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，沿海地區(qū)尤其是長三角、珠三角等經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)是人口流動的主要吸引中心。在非經(jīng)濟(jì)因素上，社會交往、城市適應(yīng)感等也影響到農(nóng)民工的城市定居意愿（王毅杰、倪云鴿，2005；葉鵬飛，2011）。王春超和張呈磊（2017）利用2013 年國家衛(wèi)計委流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)家庭遷移（將子女帶在身邊）模式下的農(nóng)民工的城市融入意愿、長期定居意愿及其本地人身份認(rèn)同感均顯著高于個體遷移者。除了經(jīng)濟(jì)社會因素之外，制度也是影響人口流動的一個重要維度。Fan et al.（2011）認(rèn)為制度因素和社會因素都會影響我國流動人口的定居意愿。程建新等（2016）研究發(fā)現(xiàn)地方檢察機關(guān)的起訴率與人口流動密切相關(guān)，這一結(jié)果說明了地方關(guān)于流動人口的政策需要進(jìn)行創(chuàng)新以應(yīng)對新的挑戰(zhàn)。陳筱等（2011）指出，我國城市落戶條件的設(shè)置存在明顯的區(qū)域差異，落戶的難易程度會影響流動人群的定居意愿。朱亞鵬等（2014）從醫(yī)療衛(wèi)生的角度分析了流動人口在城市中福利邊緣化的制度與政策原因，提出了政策需要更加包容的建議。和已有文獻(xiàn)不同，本文首次從地方政府回應(yīng)度的角度研究了流動人口定居意愿如何受到制度因素的影響，從而推進(jìn)了對人口遷移過程中政治機制的理解。

本文的研究結(jié)果和地方政府政策回應(yīng)度的相關(guān)文獻(xiàn)也有所關(guān)聯(lián)。已有文獻(xiàn)主要探討了回應(yīng)度的影響因素。朱旭峰和趙慧（2016）通過對低保政策擴散的研究，發(fā)現(xiàn)地方政府在制定新政策時既會回應(yīng)當(dāng)?shù)厣鐣枨?，也會受到上級政府行政命令的影響。孟天廣等（2015）通過問卷實驗的方法發(fā)現(xiàn)地方政府在某些特定事務(wù)方面的財政支出一定程度上回應(yīng)了居民的訴求，但是在民生方面的支出并不受公民意見的影響。Chen et al.（2016）通過在線實驗的方法發(fā)現(xiàn)自上而下的制度設(shè)計和自下而上的合理參與都可以提升地方政府回應(yīng)度。Distelhorst和Hou（2017）的研究表明經(jīng)濟(jì)社會因素對地方政府回應(yīng)度有重要影響。Su 和Meng（2016）發(fā)現(xiàn)政府的回應(yīng)度會隨著政策領(lǐng)域的不同而變化。唐嘯等（2020）首次提出了“回應(yīng)性外溢”概念，他們發(fā)現(xiàn)首都地區(qū)民眾對環(huán)境的滿意度不僅影響了本地政府的環(huán)境治理行為，還通過中央政府的政策偏好促進(jìn)了其他地區(qū)的環(huán)境治理改善。少有文獻(xiàn)分析回應(yīng)度對于經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的反向影響。我們的研究作為一個初步嘗試，以流動人口定居意愿為視角，分析了地方政府政策回應(yīng)度對人口流動和城市化的影響。同時，政府回應(yīng)度的文獻(xiàn)中對于居民如何感知到政府的回應(yīng)并沒有很多討論，我們關(guān)于政策回應(yīng)度作用的異質(zhì)性分析表明，居住時間越長、教育程度越高的群體中，回應(yīng)度對定居意愿的影響更強。這一結(jié)果說明了，居住時間較長的個體可能有更多的機會接觸到相關(guān)信息。同時，對于教育程度越高的個體，他們獲取信息的成本較低，因此他們也更容易了解到真實的回應(yīng)度。本文的發(fā)現(xiàn)為理解居民在現(xiàn)實中如何感知政策回應(yīng)提供了新的視角。

（二）理論假說

我們從地方政府對弱勢群體政策回應(yīng)度的視角來分析流動人口定居意愿的形成機制。由于戶籍等制度因素，流動人口并不一定直接受益于政府對弱勢群體政策訴求的回應(yīng)，但是他們可以從政策回應(yīng)中感受到政府對弱勢群體的關(guān)心，設(shè)想自己未來在該城市定居后的情境，從而形成自身的定居意愿。政府回應(yīng)弱勢群體的直接目的可能并非要吸引更多的流動人口定居，但是政策回應(yīng)本身會起到“沒有預(yù)計到的”效果（Unintended Consequences）。流動人口定居意愿直接受到收入機會、發(fā)展機會、社會福利等多方面的影響（馬九杰、孟凡友，2003；勞昕、沈體雁，2015；熊易寒，2017）。政府的回應(yīng)度起到了信號的作用，讓流動人口感知到了自己在該城市未來可能的前景。在其他條件相同的情況下，政府回應(yīng)度越高的城市，流動人口預(yù)期未來更可能獲得較高的收入、較好的公共服務(wù)等，從而產(chǎn)生更強的定居意愿。這就是本文的主要假說。

假說1：地方政府對弱勢群體的政策回應(yīng)度可以提升流動人口在當(dāng)?shù)氐亩ň右庠浮?/p>

政府對弱勢群體的關(guān)注和回應(yīng)反映在日常生活中（熊潔雯，2018）。在當(dāng)?shù)厣畹牧鲃尤巳嚎赡軙ㄟ^各種社會參與直接感受到地方政府的回應(yīng)度，也可能通過媒體和社會網(wǎng)絡(luò)中信息的傳播間接地了解到地方政府的回應(yīng)度。對于居住時間較長的個體，他們有更多的機會接觸到相關(guān)信息，因此在這類群體中，回應(yīng)度對定居意愿的正面影響會更大。對于教育程度越高的個體，他們獲取信息的成本較低，因此，他們也更容易了解到真實的地方政府回應(yīng)度。在這類群體中，地方政府回應(yīng)度對定居意愿的作用也會更明顯。因此，我們有如下兩個假說。

假說2：地方政府政策回應(yīng)度對定居意愿的促進(jìn)作用在居住時間較長的流動人口中更強。

假說3：地方政府政策回應(yīng)度對定居意愿的促進(jìn)作用在教育程度更高的流動人口中更強。

提高收入和獲得更好的發(fā)展機會是流動人口在城市定居決策中的重要因素（熊易寒，2017）。地方政府努力作為和有效回應(yīng)居民訴求，有助于促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)社會的發(fā)展，創(chuàng)造更多的就業(yè)機會，提升經(jīng)濟(jì)收入（尹恒、楊龍見，2014），從而促進(jìn)流動人口的定居。隨著政府回應(yīng)度的高質(zhì)有效提升，流動人口的定居意愿會隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的提升而進(jìn)一步加強。因此，我們認(rèn)為政策回應(yīng)度可以提升經(jīng)濟(jì)收入對于定居意愿的促進(jìn)作用。這意味著，經(jīng)濟(jì)因素和非經(jīng)濟(jì)的制度因素在影響定居意愿的機制中是互補的。具體來說，我們有如下假說。

假說4：地方政府政策回應(yīng)度可以提升經(jīng)濟(jì)收入對于定居意愿的促進(jìn)作用。

三、數(shù)據(jù)與經(jīng)驗實證分析

下面我們將對以上四個主要假說進(jìn)行檢驗。本文的核心解釋變量為地方政府回應(yīng)度。我們利用Chen et al.（2016）的實驗數(shù)據(jù)構(gòu)造出地方（區(qū)、縣）政府的政策回應(yīng)度指標(biāo)。Chen et al.（2016）采用在線實驗的辦法，度量了2014年全國（除港澳臺和少數(shù)數(shù)據(jù)缺失縣市之外的）各區(qū)縣政府對居民關(guān)于低保問題訴求的回應(yīng)度，并分析了該回應(yīng)度如何受到不同語境的影響。該實驗將全國區(qū)縣隨機分為一個控制組和三個對照組。實驗研究者針對每一個實驗組中每一個政府網(wǎng)站的論壇或郵箱發(fā)送了關(guān)于低保政策的詢問，并搜集了政府對發(fā)帖內(nèi)容的回復(fù)信息。每個對照組或控制組內(nèi)的網(wǎng)站發(fā)帖內(nèi)容相同，而組間的內(nèi)容有適當(dāng)區(qū)別，根據(jù)研究設(shè)計反映不同的社會情境。

Chen et al.（2016）的實驗方法有助于直接度量各地方政府的回應(yīng)度差異，但是因為該文主要研究的話題是自上而下的監(jiān)督機制以及自下而上的社會壓力如何影響地方政府在低保問題方面的回應(yīng)，對于運用該文中數(shù)據(jù)度量地方政府回應(yīng)度的可行性我們做如下兩點說明。

第一，Chen et al.（2016）原始實驗數(shù)據(jù)中的回應(yīng)度受到控制組—對照組選取的影響，我們需要對實驗中回應(yīng)度的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，從而得到不受實驗操控影響的并且在不同區(qū)縣政府存在差異的回應(yīng)度指標(biāo)。

對應(yīng)每一個區(qū)縣i，我們用原始數(shù)據(jù)中的0 -1 虛擬變量yi表示地方政府政策回應(yīng)。我們首先用Chen et al.（2016）中的數(shù)據(jù)進(jìn)行Probit模型回歸。

式中，Φ（·）是正態(tài)分布的概率分布函數(shù)，Xi表示地方各類經(jīng)濟(jì)社會指標(biāo)的向量，包括log（地方財政收入）、log（地方人口數(shù)）、log（GDP）、非本地戶籍人口比例、少數(shù)民族人口比例、城市戶籍人口比例、人均教育年限、登記失業(yè)率、GDP增長率和省級虛擬變量。Ti是用來區(qū)分該地區(qū)是否屬于原數(shù)據(jù)中的控制組或者第j個對照組的向量（j ＝1，2，3）。若Ti的第j個元素為1，則該區(qū)域i在第j個對照組中；若Ti的每個元素都為0，則該區(qū)域i在控制組中。我們得到向量b的估計值，再假設(shè)所有的組別都是控制組以剔除掉實驗對政府回應(yīng)度的影響，最終用Φ作為地方政府回應(yīng)度的指標(biāo)。該指標(biāo)的統(tǒng)計性描述見表1。值得注意的是，該指標(biāo)的數(shù)值本身并無實質(zhì)含義，有意義的是不同地方政府政策回應(yīng)度的差異，以及這一差異對流動人口定居意愿的影響。

第二，Chen et al.（2016）原始實驗數(shù)據(jù)中的回應(yīng)度是關(guān)于低保問題的，為了說明我們使用上述標(biāo)準(zhǔn)化方法得到的回應(yīng)度也能反映出地方政府對居民其他各類訴求的綜合回應(yīng)，我們將這一回應(yīng)度和“中國家庭收入調(diào)查（CHIP，2019年調(diào)查）”①“中國家庭收入調(diào)查（CHIP，2019 年調(diào)查）”是由國家統(tǒng)計局和北京師范大學(xué)CHIP團(tuán)隊設(shè)計和執(zhí)行的具有全國代表性的抽樣問卷調(diào)查（數(shù)據(jù)尚未公開）。問卷中有一個主觀問題是居民對政府熱線和聽證會等渠道的滿意度，我們將“很不滿意”“不太滿意”“一般”“比較滿意”“非常滿意”分別記為1、2、3、4、5。此外，還有一個主觀問題是對社會文明程度的滿意度。數(shù)據(jù)相結(jié)合，分析2014 年區(qū)縣政府在低保方面的回應(yīng)度是否和2019 年居民對政府熱線和聽證會等渠道的滿意度有統(tǒng)計意義上的相關(guān)性。附錄中表12 的回歸分析結(jié)果表明，2014 年區(qū)縣政府在低保方面的回應(yīng)度越高，5 年之后該地區(qū)的居民和流動人口對政府熱線和聽證會等渠道都有較高的滿意度。作為穩(wěn)健性檢驗，我們在附錄的表13 中還展示了2014 年的低保政策回應(yīng)度和2019 年居民和流動人口對社會文明程度滿意度的高度相關(guān)性。這些結(jié)果表明，Chen et al.（2016）實驗中使用的2014 年地方政府在低保方面的回應(yīng)度數(shù)據(jù)，充分反映了其在一般性政策領(lǐng)域的回應(yīng)度，同時也意味著地方政府回應(yīng)度具有較穩(wěn)健的持續(xù)性，較容易被流動人口感知到，從而說明了我們使用該數(shù)據(jù)進(jìn)行分析的合理性。

關(guān)于流動者的微觀數(shù)據(jù)，主要使用國家衛(wèi)計委2014 年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)。該抽樣調(diào)查按照隨機原則在全國31 個?。▍^(qū)、市）和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)流動人口較為集中的流入地抽取樣本點，使調(diào)查結(jié)果對全國和各省具有代表性。該問卷包含了個人特征、遷移特征、家庭特征等重要信息，共有113224 個流動者個體樣本①我們將樣本中家庭在打工城市的人均月收入高于8 萬元的132 個極端觀測值剔除。。

表1 主要變量的統(tǒng)計描述

我們將標(biāo)準(zhǔn)化的2014 年的地方政府回應(yīng)度指標(biāo)和2014 年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配。我們用該問卷中問題“您是否打算在本地長期居?。? 年以上）？”的答案來度量我們的被解釋變量“定居意愿”。明確表示“打算”定居的記為1，“不打算”和“不確定”的記為0。我們在表1 中列出所有變量的統(tǒng)計描述?！凹彝ピ诖蚬こ鞘腥司杖搿敝傅氖羌彝ッ吭略诖蚬こ鞘蝎@得的收入除以在該城市居住的人數(shù)。對該收入取對數(shù)，得到Ln（家庭在打工城市人均收入）。在我們的樣本中有超過一半的流動人口愿意在打工城市定居。樣本中約有16%的流動人口有非農(nóng)戶口，70%以上的人處于已婚狀態(tài)，約57%是男性，平均年齡約為34 歲，平均的教育年限約為10 年。樣本中的流動人群在所在城市（區(qū)、縣）居住地平均時間約為4 年半。約16%的人在當(dāng)?shù)赜袑儆谧约旱淖》浚òㄕ咝员Ｕ戏?、商品房以及自建房），如果在?dāng)?shù)刈夥俊挝幻赓M住房、政府提供公租房、借住房等，則變量“擁有住房”為0。樣本中平均的家庭子女個數(shù)為1，約70%的個體有子女跟隨居住在打工城市。約47%的流動人口屬于跨省流動，約33%的流動人口屬于省內(nèi)跨市流動。此外，我們在所有回歸分析中控制了戶籍所在省份和打工地省份的虛擬變量，以排除回應(yīng)度對定居意愿的影響受到區(qū)域因素驅(qū)動的可能。不同的地區(qū)可能會出臺針對流動人口的不同的戶籍政策、工作政策、子女教育政策等，這些具體的因素都有可能會影響到流動人口的定居意愿。本文的實證分析并不排除這些具體的政策維度所起的作用，因此我們在回歸分析中控制了省份的固定效應(yīng)。

我們在表2 中展示下述三個變量的Pearson 相關(guān)系數(shù)：城市平均的定居意愿、地方政府政策回應(yīng)度和城市平均的Ln（家庭在打工城市人均收入）。地方政府政策回應(yīng)度與城市層面的定居意愿正相關(guān)，在1%水平上顯著。城市層面平均的Ln（家庭在打工城市人均收入）和定居意愿也正相關(guān)。此外，我們也在附錄中用圖1 直觀地展示核心變量政府政策回應(yīng)度和定居意愿的正相關(guān)性。

表2 主要變量之間的Pearson 相關(guān)系數(shù)

我們下面的回歸分析均基于Probit模型，被解釋變量是定居意愿。我們在表3 中列出了主要的回歸結(jié)果。在第一列的回歸模型中我們沒有控制家庭在打工城市的人均收入，而第二列中控制住了這一變量。結(jié)果表明地方政府的政策回應(yīng)度和家庭的經(jīng)濟(jì)收入都是提升定居意愿的重要因素。這驗證了假說1：地方政府對弱勢群體的政策回應(yīng)度可以提升流動人口在當(dāng)?shù)氐亩ň右庠浮?/p>

表3 地方政府回應(yīng)度和經(jīng)濟(jì)收入對流動人口定居意愿的影響

（續(xù)上表）

為了進(jìn)一步分析的需要，我們要構(gòu)造三個虛擬變量：居住時間長、教育程度高、收入高。我們在附錄的圖2 至圖4 中分別畫出本文的工作樣本中居住時間、教育水平與Ln（家庭在打工城市人均收入）的概率分布。居住時間中值為3 年，教育年限的中值為9 年（初中），Ln（家庭在打工城市人均收入）的中值為7.47。在打工城市居住時間為3 年或以下的，“居住時間長”這一變量定義為0，否則“居住時間長”為1。教育年限在樣本中為9 年或以下的，“教育程度高”這一變量定義為0，否則“教育程度高”為1。Ln（家庭在打工城市人均收入）在中值或者以下的，“收入高”這一變量定義為0，否則“收入高”為1。為了進(jìn)行異質(zhì)性分析，我們將上述三個虛擬變量分別和政策回應(yīng)度的變量相乘。

表4 中第一列的回歸模型在表3 第二列基礎(chǔ)上增加了交叉項“回應(yīng)度*居住時間長”，表5 第一列中展示了相應(yīng)的平均邊際作用系數(shù)。地方政府的政策回應(yīng)度和經(jīng)濟(jì)收入項的系數(shù)均顯著為正。交叉項的估計系數(shù)也顯著為正，從統(tǒng)計意義上驗證了假說2：地方政府政策回應(yīng)度對定居意愿的促進(jìn)作用在居住時間較長的流動人口中更強。

表4 中第二列的回歸模型在表3 第二列基礎(chǔ)上增加了交叉項“回應(yīng)度*教育程度高”，表5 第二列中展示了相應(yīng)的平均邊際作用系數(shù)。地方政府的政策回應(yīng)度和經(jīng)濟(jì)收入項的系數(shù)均顯著為正。交叉項的估計系數(shù)也顯著為正，從統(tǒng)計意義上驗證了假說3：地方政府政策回應(yīng)度對定居意愿的促進(jìn)作用在教育程度更高的流動人口中更強。

表4 中第三列的回歸模型在表3 第二列的基礎(chǔ)上增加了交叉項“回應(yīng)度*收入高”，表5 第三列中展示了相應(yīng)的平均邊際作用系數(shù)。地方政府的政策回應(yīng)度和經(jīng)濟(jì)收入項的系數(shù)均顯著為正。交叉項的估計系數(shù)也顯著為正，從統(tǒng)計意義上驗證了假說4：地方政府政策回應(yīng)度可以提升經(jīng)濟(jì)收入對于定居意愿的促進(jìn)作用。

我們將表4 中未展示的其他控制變量估計結(jié)果列在附錄的表10 中。從表10可以看出，表3 中顯著的其他控制變量在加入異質(zhì)性分析后大多依然顯著。

表4 地方政府回應(yīng)度對定居意愿的異質(zhì)性影響-Probit回歸結(jié)果

（續(xù)上表）

表5 地方政府回應(yīng)度對定居意愿的異質(zhì)性影響——Probit 回歸結(jié)果的平均邊際作用

表4 和表5 的結(jié)果表明，居住時間越長、教育程度越高的群體中，回應(yīng)度對定居意愿的影響更強。這一假說存在一定的反向因果的可能：流動人口有定居意愿以后才更關(guān)注政府的政策回應(yīng)。為了在一定程度上排除反向因果的可能，我們在下面的穩(wěn)健性檢驗中引入2016 年的流動人口定居意愿的數(shù)據(jù)，用2014年的政府回應(yīng)度去解釋2016 年的定居意愿，為因果關(guān)系的建立提供更多的證據(jù)。

四、穩(wěn)健性檢驗與擴展分析

為了進(jìn)一步說明地方政府的政策回應(yīng)度對定居意愿有影響，我們采用滯后于回應(yīng)度數(shù)據(jù)兩年的全國流動人口衛(wèi)生計生動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。類似于上面的分析，我們將回應(yīng)度的數(shù)據(jù)和2016 年全國流動人口衛(wèi)生計生動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)匹配起來。2016 年的數(shù)據(jù)與2014 年的相似，變量的構(gòu)造方式也類似，這里不再重復(fù)。下面的回歸結(jié)果（表6 到表8）分別對應(yīng)表3 到表5。2016年全國流動人口衛(wèi)生計生動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)中并沒有“擁有住房”信息，因此在下面的回歸中我們沒有控制這一變量，其余的控制變量和基準(zhǔn)分析中的回歸模型一致。

表6 地方政府回應(yīng)度和經(jīng)濟(jì)收入對流動人口定居意愿的影響

表7 地方政府回應(yīng)度對定居意愿的異質(zhì)性影響——Probit回歸結(jié)果

（續(xù)上表）

表8 地方政府回應(yīng)度對定居意愿的異質(zhì)性影響——Probit 回歸結(jié)果的平均邊際作用

表6 到表8 的回歸結(jié)果表明，即使用滯后2 期的定居意愿數(shù)據(jù)，主要結(jié)果并沒有實質(zhì)性變化，這些結(jié)果一定程度上排除了反向因果的可能。表6 表明經(jīng)濟(jì)收入和地方政府回應(yīng)度對定居意愿都有促進(jìn)作用。表7 和表8 的結(jié)果表明地方政府回應(yīng)度對定居意愿的促進(jìn)作用在居住時間較長和教育程度較高的人群中更明顯，同時，隨著政府回應(yīng)度的提高，經(jīng)濟(jì)因素對于定居意愿的促進(jìn)作用也會加強。

作為另一個穩(wěn)健性檢驗，我們將2014 年的數(shù)據(jù)和2016 年的數(shù)據(jù)合在一起進(jìn)行回歸分析。我們在Probit回歸模型中引入變量“是否2016 年”表明該觀測值是否來自2016 年的數(shù)據(jù)，同時加入了交叉項“地方政府政策回應(yīng)度*是否2016 年”和“Ln（家庭在打工城市人均收入）*是否2016 年”分析制度因素對定居意愿的影響和經(jīng)濟(jì)因素對定居意愿的影響是否會隨著時間的推移有所變化?；貧w結(jié)果展示在表9 中。回歸結(jié)果表明“是否2016 年”的系數(shù)是顯著為正，從而說明定居意愿隨著時間的推移是在不斷增強的。同時，地方政府回應(yīng)度對定居意愿的影響并沒有隨著時間推移而出現(xiàn)顯著的變化，但是經(jīng)濟(jì)收入對于定居意愿的影響減弱了。表中未展示的其他控制變量回歸結(jié)果詳見附錄中表11。表3 中顯著的控制變量在基于更大樣本的回歸后依然顯著。

表9 地方政府回應(yīng)度和經(jīng)濟(jì)收入對定居意愿的正向作用如何隨時間變化

五、結(jié)論

我們在本文中從流動人口定居意愿的角度首次嘗試分析地方政府回應(yīng)度對經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的影響。我們構(gòu)造出地方政府對弱勢群體政策訴求的回應(yīng)度指標(biāo)，分析了地方政府回應(yīng)度對于促進(jìn)流動人口在打工城市定居所起的積極作用。弱勢群體的政策訴求雖然由于戶籍等制度因素并不直接適用于流動人群，但是他們可以從地方政府對于這些政策訴求的回應(yīng)中感受到政府對弱勢群體的關(guān)心程度，從而形成自身的定居意愿。我們發(fā)現(xiàn)地方政府對弱勢群體的政策回應(yīng)度越高，當(dāng)?shù)亓鲃尤丝诘亩ň右庠妇驮綇?。在打工地居住時間越長和教育程度越高的流動人口更容易感受到地方政府的政策回應(yīng)度，從而使得在這類人群中政策回應(yīng)度對定居意愿的促進(jìn)作用更強。政府回應(yīng)度除了對定居意愿有直接的正向影響之外，還會提升經(jīng)濟(jì)因素對定居意愿的邊際作用?；诜€(wěn)健性檢驗的分析，我們還發(fā)現(xiàn)，隨著時間的推移，流動人口的定居意愿增強，經(jīng)濟(jì)因素對于定居意愿的影響在減弱，地方政府回應(yīng)度這一制度因素對定居意愿的積極影響持續(xù)顯著。我們通過滯后被解釋變量的穩(wěn)健性分析在一定程度上排除了反向因果的影響機制。但是也應(yīng)當(dāng)承認(rèn)，本文并沒有從嚴(yán)格的統(tǒng)計意義上建立因果識別機制，我們期待未來有更多的關(guān)于該話題的研究能夠更好地應(yīng)對這一實證技術(shù)上的挑戰(zhàn)。

本文的結(jié)論對于促進(jìn)新時代流動人口市民化背景下的高質(zhì)量城市治理具有重要的政策含義。促進(jìn)流動人口市民化、提升新時代城市發(fā)展的質(zhì)量，需要同時重視制度建設(shè)和經(jīng)濟(jì)建設(shè)。我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入了對質(zhì)量有更高要求的新階段，居民的很多決策，尤其是定居遷徙的決策，已經(jīng)不再是單純的經(jīng)濟(jì)考量，而會對地方政府的治理能力（比如回應(yīng)居民訴求的能力）有更高要求。政府的回應(yīng)可以使居民產(chǎn)生獲得感和滿足感從而提升他們的定居意愿。要提升政府對弱勢群體和民生的政策回應(yīng)度，就需要提升政府自身的治理能力。需要從制度上形成良性的激勵機制，促進(jìn)地方政府在民生事務(wù)方面積極的、恰當(dāng)?shù)淖鳛椋哉媲械年P(guān)懷提升居民的獲得感，促進(jìn)流動人口的市民化，推動城市高質(zhì)量發(fā)展。

附 錄

圖1 城市平均定居意愿與平均政策回應(yīng)度

表10 地方政府回應(yīng)度和經(jīng)濟(jì)收入對流動人口定居意愿的異質(zhì)性影響

（續(xù)上表）

表11 地方政府回應(yīng)度和經(jīng)濟(jì)收入對定居意愿的正向作用如何隨時間變化

表12 2014 年地方政府（關(guān)于低保問題的）回應(yīng)度和2019 年居民對政府熱線和聽證會等渠道的滿意程度相關(guān)性（Ordered-probit 回歸）

表13 2014 年地方政府（關(guān)于低保問題的）回應(yīng)度和2019 年居民對社會文明程度的滿意程度相關(guān)性（Ordered-probit 回歸）

圖2 工作樣本中在打工地居住時間的分布

圖3 工作樣本中教育程度的分布

圖4 工作樣本中人均收入的分布