年 猛

（中國社會(huì)科學(xué)院農(nóng)村發(fā)展研究所，北京 100732）

一、引言

從1958 年中國政府頒布和實(shí)施第一部戶籍管理法規(guī)《中華人民共和國戶口登記條例》以來，中央及各級(jí)政府相繼出臺(tái)了一系列政策和措施，逐漸將戶籍管理與就業(yè)、教育、醫(yī)療、社會(huì)保障及福利等居民權(quán)益相掛鉤。

戶籍制度給中國帶來了諸多影響，阻礙了農(nóng)民對(duì)自身生活的改善（Wu 和Treiman，2004），城市通過戶籍管理的制度性約束控制外來人口數(shù)量（宋錦和李實(shí)，2013），在城市勞動(dòng)力市場(chǎng)上形成戶籍身份歧視①主要表現(xiàn)在工資待遇以及就業(yè)方面仍受到不公平的待遇。（章元和王昊，2011；余向華和陳雪娟，2012；吳賈等，2015），壓低了外來人口的工資（王美艷，2005；Liu，2005；鄧曲恒，2007）和養(yǎng)老、教育、醫(yī)療等社會(huì)保障等福利水平（朱玲，2009；Gao et al，2012；郭菲和張展新，2013；Démurger et al，2009），違背公平原則的同時(shí)也損害了勞動(dòng)力市場(chǎng)的效率（章莉等，2014），造成城市內(nèi)部勞動(dòng)力市場(chǎng)分割（蔡昉等，2001）和社會(huì)分割（陳釗和陸銘，2016），擴(kuò)大了城鄉(xiāng)差距（陸銘和陳釗，2004；Whalley 和Zhang，2007）和區(qū)域差距（朱江麗和李子聯(lián)，2016），導(dǎo)致目前種種社會(huì)矛盾和問題頻發(fā)的社會(huì)“結(jié)構(gòu)緊張”②“結(jié)構(gòu)緊張”（structure strain）是指人們獲得成功的期望值與社會(huì)結(jié)構(gòu)提供成功機(jī)會(huì)之間嚴(yán)重失衡的狀態(tài)，處于結(jié)構(gòu)緊張狀態(tài)的社會(huì)容易引發(fā)社會(huì)沖突、犯罪事件激發(fā)。狀態(tài)（李強(qiáng)，2005）。同時(shí)，戶籍制度也致使城市規(guī)模分布偏離了帕累托最優(yōu)（梁琦等，2013），阻礙了城鎮(zhèn)化進(jìn)程（陳釗與陸銘，2008）。

盡管有一些學(xué)者認(rèn)為戶籍制度也具有一些積極的作用，如對(duì)于發(fā)達(dá)地區(qū)來說戶籍制度起到了人才沙漏的作用（杜小敏和陳建寶，2010），但基于公平與效率的考慮，戶籍制度不斷被要求進(jìn)行改革（孫文凱等，2011）。

從理論上講，戶籍制度改革有助于勞動(dòng)力資源的優(yōu)化配置（鐘笑寒，2006）、縮小城鄉(xiāng)收入差距（Whalley和Zhang，2007）、提高勞動(dòng)報(bào)酬在國民收入的比重（楊昕，2015）、有效刺激消費(fèi)（陳斌開等，2010）、延續(xù)中國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)奇跡（都陽等，2014）、優(yōu)化城市層級(jí)體系（梁琦等，2013）、促進(jìn)外來人口融入城市社會(huì)從而實(shí)現(xiàn)和諧且平穩(wěn)的城鎮(zhèn)化進(jìn)程（國務(wù)院發(fā)展研究中心課題組，2010）。

隨著2014 年國務(wù)院印發(fā)《關(guān)于進(jìn)一步推進(jìn)戶籍制度改革的意見》，標(biāo)志著中國新一輪戶籍制度改革的開始。然而，此次以差別化落戶和居住證制度為主要路徑的戶籍制度改革被眾多學(xué)者認(rèn)為是“雷聲大、雨點(diǎn)小”，實(shí)際效果不理想（鄒一南，2018），遠(yuǎn)遠(yuǎn)滯后于經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的需要（魏后凱和盛廣耀，2015）。本文以勞動(dòng)力市場(chǎng)為例，重點(diǎn)研究戶籍制度改革進(jìn)程中國勞動(dòng)力市場(chǎng)中不同戶籍勞動(dòng)者之間在收入及社會(huì)地位方面的差別，以總結(jié)出2010—2016 年期間戶籍制度在勞動(dòng)力市場(chǎng)造成的歧視是呈現(xiàn)出減弱還是增強(qiáng)的趨勢(shì)。

關(guān)于中國勞動(dòng)力市場(chǎng)的戶籍歧視問題，眾多國內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)進(jìn)行了比較深入的研究，與現(xiàn)有的研究相比，本研究的邊際創(chuàng)新點(diǎn)可能在于：第一，采用基于模型的遞歸分類法（model-based recursive partitioning approach）分析戶籍制度是否是導(dǎo)致社會(huì)分層的重要原因；第二，分別采用客觀法和主觀法測(cè)量的勞動(dòng)者收入水平和社會(huì)地位來分析戶籍制度的影響，并區(qū)分了城鄉(xiāng)戶籍與本地和外地戶籍的差別。

二、數(shù)據(jù)來源與描述

（一）數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）。截至目前，該數(shù)據(jù)庫涵蓋得數(shù)據(jù)年份包括2008—2012 年、2014 年和2016 年，其中2008 年和2009 年為初訪與追訪得測(cè)試調(diào)查，主要集中在北、上、廣三地，2010 年開始正式調(diào)查，此后年份的調(diào)查數(shù)據(jù)基本以2010 年為基線追訪而得。CFPS 通過跟蹤調(diào)查覆蓋全國25 個(gè)?。ㄖ陛犑谢蜃灾螀^(qū)）的16000 戶樣本家庭全部成員，采用社區(qū)、家庭、成人和少兒四種主體類型問卷收集社區(qū)、家庭和個(gè)人三個(gè)層面的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、人口遷移、教育及健康等經(jīng)濟(jì)和非經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)來全面反映中國經(jīng)濟(jì)和社會(huì)的變遷③CFPS 數(shù)據(jù)的詳細(xì)介紹參見http：//opendata.pku.edu.cn/dataverse/CFPS。?；诒狙芯啃枰虲FPS 歷年數(shù)據(jù)的特點(diǎn)，以成人問卷為基礎(chǔ)，選取16～65 歲被雇傭的勞動(dòng)者為分析樣本。

（二）主要變量說明

分別選取主觀和客觀兩種類型的指標(biāo)來實(shí)證分析戶籍制度對(duì)人們收入水平及社會(huì)地位的影響，以全面反映戶籍制度的影響并確保實(shí)證結(jié)果的可靠性和穩(wěn)健性。

1.主觀變量

包括主觀收入水平和主觀社會(huì)地位。根據(jù)CFPS 問卷設(shè)計(jì)，受訪者對(duì)自身情況的進(jìn)行主觀打分，分為“1～5”分5 個(gè)檔次，“1”分最低，“5”分最高。因此，主觀法測(cè)量的收入水平和社會(huì)地位為取值1～5 的離散變量。

2.客觀變量

包括實(shí)際收入水平和國際標(biāo)準(zhǔn)職業(yè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)指數(shù)（ISEI）。其中，實(shí)際收入水平以勞動(dòng)者工作總收入表示。根據(jù)CFPS 數(shù)據(jù)庫，工作總收入是扣除稅和五險(xiǎn)一金的所有工資、獎(jiǎng)金、現(xiàn)金福利和實(shí)物補(bǔ)貼。而ISEI 指數(shù)是由Ganzeboom et al（1992）通過對(duì)Duncan（1961）的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)（SEI）進(jìn)行改進(jìn)，基于職業(yè)的平均教育和收入水平并賦以相應(yīng)的權(quán)重計(jì)算而得。ISEI 指數(shù)綜合了多種經(jīng)濟(jì)社會(huì)因素，衡量了人們的綜合社會(huì)地位，是一種客觀指標(biāo)（李強(qiáng)，2005），被國內(nèi)外眾多學(xué)者運(yùn)用于社會(huì)地位獲得等領(lǐng)域方面的研究（李春玲，2005）。本研究使用的ISEI 指數(shù)是由CFPS 將中國標(biāo)準(zhǔn)職業(yè)分類代碼（CSCO）轉(zhuǎn)換成國際標(biāo)準(zhǔn)職業(yè)分類代碼（ISCO-88），并根據(jù)ISCO-88 進(jìn)行構(gòu)建，最終得到取值為19～90 的連續(xù)型變量。

（1）實(shí)際收入水平與戶籍差別。根據(jù)勞動(dòng)者工作總收入繪制了2010 年和2016 年不同戶籍勞動(dòng)者實(shí)際收入水平情況。根據(jù)圖1 可以發(fā)現(xiàn)：與2010 年相比，無論是城市、農(nóng)村、本地與外地戶籍人群，2016 年處于較低層級(jí)的收入水平有所上移，而從收入水平差異來看，城鄉(xiāng)差異要大于本地與外地差異；從圖形形狀來看，以實(shí)際收入水平所反映的社會(huì)結(jié)構(gòu)，逐漸由不穩(wěn)定的“金字塔”社會(huì)結(jié)構(gòu)向接近“紡錘型”社會(huì)結(jié)構(gòu)進(jìn)行轉(zhuǎn)變，但是這個(gè)“紡錘型”區(qū)域集中于收入水平在0～10 萬元，而在12 萬元以上區(qū)間的群體則較少，大于20 萬元以上的群體所占比重有增加趨勢(shì)，顯示中國高收入群體與一般收入水平群體之間有擴(kuò)大趨勢(shì)，盡管中國勞動(dòng)者收入水平結(jié)構(gòu)接近“紡錘型”，但年工作總收入在10 萬～20 萬的群體較少，離發(fā)達(dá)國家中產(chǎn)階級(jí)占據(jù)大多數(shù)的穩(wěn)定社會(huì)結(jié)構(gòu)尚有不小差距。

（2）社會(huì)地位與戶籍差別。根據(jù)CFPS 構(gòu)建的ISEI 指數(shù)反映出的中國基本社會(huì)結(jié)構(gòu)（圖2）與以勞動(dòng)者實(shí)際收入水平反映的社會(huì)結(jié)構(gòu)具有顯著不同（圖1）。與李強(qiáng)（2005）研究結(jié)果大致相同，以ISEI 指數(shù)反映的中國基本社會(huì)結(jié)構(gòu)呈“倒丁字型”④“丁字型”社會(huì)結(jié)構(gòu)最先由李強(qiáng)（2005）提出，是指底層群體占多數(shù)，而其他群體分布較為均勻的一種社會(huì)結(jié)構(gòu)。，這種社會(huì)結(jié)構(gòu)不僅不如以中產(chǎn)階級(jí)為主體的“橄欖型”或“紡錘型”社會(huì)結(jié)構(gòu)穩(wěn)定，甚至比“金字塔形”社會(huì)結(jié)構(gòu)還要差。從時(shí)間序列來看，2010 年有大約49%的人處于分值非常低的位置，至2016 年處于分值較低的群體縮小至大約43%，表明中國的社會(huì)結(jié)構(gòu)正逐漸好轉(zhuǎn)⑤根據(jù)李強(qiáng)（2005）使用2000 年第五次全國人口普查抽樣數(shù)據(jù)進(jìn)行測(cè)算的ISEI，2000 年處于分值非常低的群體占比大約64.7%，與之相比，至2016 年盡管中國“倒丁字型”社會(huì)結(jié)構(gòu)并沒有發(fā)生根本性改變，但底層群體占比已經(jīng)呈現(xiàn)出減少的趨勢(shì)。。

圖1 戶籍類型與勞動(dòng)者實(shí)際收入水平分布（2010 年和2016 年）

圖2 ISEI 指數(shù)分布（2010 年和2016 年）

進(jìn)一步，依據(jù)戶籍差別來觀察不同戶籍群體的社會(huì)結(jié)構(gòu)特征。根據(jù)圖3 可以發(fā)現(xiàn)：農(nóng)村戶口群體呈現(xiàn)出明顯的“倒丁字型”社會(huì)結(jié)構(gòu)，但與2010 年相比，2016 年處于分值較低的農(nóng)村戶口群體所占比重呈現(xiàn)出縮小的趨勢(shì)；與農(nóng)村戶口群體相比，城市戶口群體社會(huì)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出社會(huì)學(xué)家較為推崇的“橄欖型”或“紡錘型”，但值得警惕的是，與2010年相比，處于分值較低的城市戶口群體在2016 年所占比重有所增加，社會(huì)結(jié)構(gòu)由“橄欖型”或“紡錘型”逐漸向“金字塔型”轉(zhuǎn)變的跡象，而這種轉(zhuǎn)變顯然不利于穩(wěn)定社會(huì)結(jié)構(gòu)的構(gòu)建。

圖3 戶籍類型與ISEI 指數(shù)分布（2010 年和2016 年）

而從本地與外地戶口的差別來看，與2010年相比，2016年ISEI指數(shù)較低的外地戶口人群呈小幅增加而城市戶口人群則小幅縮小；從分布形狀來看，外地戶口人群的社會(huì)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)相對(duì)穩(wěn)定的“紡錘型”結(jié)構(gòu)，但有呈現(xiàn)向“金字塔型”演變的趨勢(shì)，而本地戶口人群則呈現(xiàn)不穩(wěn)定的“倒丁字型”社會(huì)結(jié)構(gòu)，這可能主要來自于農(nóng)村戶口人群的“貢獻(xiàn)”。

通過上述分析勞動(dòng)者實(shí)際收入水平和ISEI 指數(shù)分布反映的中國基本社會(huì)結(jié)構(gòu)，可以初步得出以下主要結(jié)論：中國社會(huì)結(jié)構(gòu)雖然總體處于相對(duì)不穩(wěn)定的結(jié)構(gòu)形態(tài)，但趨勢(shì)趨于緩和；無論是從城鄉(xiāng)戶籍差異還是本地與外地戶籍差異來看，戶籍制度差異對(duì)ISEI 指數(shù)分布差異的影響要顯著大于對(duì)勞動(dòng)者實(shí)際收入水平的影響；由于ISEI 指數(shù)綜合反映了勞動(dòng)者的社會(huì)地位，表明戶籍制度對(duì)勞動(dòng)者收入歧視趨于減弱而對(duì)社會(huì)地位等身份歧視依然影響較大。

（三）其他變量說明

個(gè)體因素的代理變量為性別（男性取值為1，女性為0）、年齡、身高、體重、BMI⑥BMI=體重/身高2，其中分別以千克和米作為衡量單位，理想指數(shù)是18.5～23.9。、民族（少數(shù)民族取值為1，漢族為0）、健康程度（為1～5 離散變量，1 表示非常不健康，5 表示非常健康）來表示，根據(jù)其他學(xué)者的研究，引入了年齡、身高、體重、BMI 變量的平方項(xiàng)。社會(huì)因素包括受教育年限和政治面貌（黨員取值為1，其他為0）。變量具體統(tǒng)計(jì)描述參見表1。

表1 數(shù)據(jù)描述

續(xù)表1

三、實(shí)證策略

本文實(shí)證分析主要分為兩個(gè)步驟：首先，使用非參數(shù)統(tǒng)計(jì)方法：回歸樹（regression tree）來確定戶籍制度是否是導(dǎo)致社會(huì)分層的重要因素；其次，通過構(gòu)建計(jì)量模型，來分析戶籍制度對(duì)個(gè)人收入水平、社會(huì)地位的影響。

（一）基于遞歸分類算法的非參數(shù)模型構(gòu)建

作為一種集成方法，回歸樹一般以信息增益最大化為標(biāo)準(zhǔn)將原始數(shù)據(jù)集分割為不同的分枝而達(dá)到實(shí)現(xiàn)分層學(xué)習(xí)的目的，可以對(duì)比較復(fù)雜及非線性的數(shù)據(jù)進(jìn)行建模，被廣泛應(yīng)用于醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)、經(jīng)濟(jì)行為分析、社會(huì)學(xué)研究等領(lǐng)域。自大規(guī)模應(yīng)用以來，回歸樹方法就不斷被學(xué)者們改進(jìn)和擴(kuò)展?；诒疚难芯康男枰?，采用Zeileis et al（2008）提出的遞歸分類算法（recursive partitioning algorithm）。與之前的算法不同，該方法將參數(shù)模型運(yùn)用到回歸樹分析中，將遞歸分類嵌入到統(tǒng)計(jì)模型估計(jì)和變量選擇中。在該方法框架內(nèi)，通過計(jì)算回歸樹來擬合分段回歸的參數(shù)模型，其中每個(gè)分支都與一個(gè)擬合模型相關(guān)聯(lián)。

遞歸分類算法的基本思想是將分叉點(diǎn)與回歸模型相關(guān)聯(lián)，通過執(zhí)行參數(shù)不穩(wěn)定性檢驗(yàn)（parameter instability test）評(píng)估數(shù)據(jù)是否需要進(jìn)行分類。對(duì)數(shù)值型分類變量（numerical partitioning variable）的回歸系數(shù)穩(wěn)定性使用Andrews（1993）的supLM檢驗(yàn)，具體為

其中：zi為遞增排序之后，分類變量的觀測(cè)值i，n為樣本數(shù)；ε^ 為基于參數(shù)估計(jì)子回歸的殘差向量；表示OPG（outer-product-of-gradient）協(xié)方差估計(jì)，用于標(biāo)準(zhǔn)化加總的得分向量（score vectors）xi·。

對(duì)類別型分類變量（categorical partitioning variable）的統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)量為

其中：c=1，2，…，C表示分類變量z的類別；nc表示觀測(cè)值在類別c中的數(shù)量。

以上兩種檢驗(yàn)的漸進(jìn)p值都可以通過相應(yīng)的極限分布計(jì)算，即supLM檢驗(yàn)的帶約束貝塞爾過程（tied-down Bessel process）的上確界（Hansen，1997）及5 × (C-1)個(gè)自由度的χ2檢驗(yàn)。詳細(xì)的過程、公式推導(dǎo)及參數(shù)的穩(wěn)定性檢驗(yàn)可參考Hjort 和Koning（2002）、Zeileis（2005）的研究。

操作過程如下：第一，通過最小二乘法（OLS）估計(jì)回歸方程中的參數(shù)，使模型一次性匹配當(dāng)前節(jié)點(diǎn)中的所有觀測(cè)值；第二，檢驗(yàn)參數(shù)估計(jì)相對(duì)于每個(gè)分類變量是否穩(wěn)定，如果存在整體不穩(wěn)定性，選擇與最不穩(wěn)定性參數(shù)相關(guān)聯(lián)的分類變量，否則停止檢測(cè)；第三，計(jì)算局部?jī)?yōu)化OLS 目標(biāo)函數(shù)的分裂點(diǎn)，用于固定的或自適應(yīng)選擇分支；第四，將節(jié)點(diǎn)拆分為子節(jié)點(diǎn)，然后重復(fù)該過程⑦詳細(xì)過程請(qǐng)參見Zeileis et al（2008）。。最后，當(dāng)沒有檢測(cè)到顯著的不穩(wěn)定（本文采用1%）或子樣本數(shù)量太?。ㄉ儆谝?guī)定樣本數(shù)量⑧為了防止模型被過度擬合，本文對(duì)于收入增長(zhǎng)率和ISEI 模型的最小分支樣本數(shù)量分別為500 和1000 個(gè)。）時(shí)，遞歸分類過程結(jié)束。

為利用回歸樹來尋找社會(huì)分層的主要因素，分別以勞動(dòng)者實(shí)際收入水平和ISEI 指數(shù)作為區(qū)分社會(huì)群體的因變量。

1.基于實(shí)際收入的遞歸分類法模型設(shè)定

借鑒Barro 和Sala-i-Martin（1992）的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型思路構(gòu)建個(gè)人收入增長(zhǎng)回歸模型，方程為

其中：income為勞動(dòng)者的實(shí)際收入水平；i為個(gè)體；0 和t為基期2010 年和觀察期2016 年；individual為個(gè)體因素，包括性別、年齡、身高、體重、健康指數(shù)（BMI）、民族及其自評(píng)健康程度等；C為可能影響勞動(dòng)者收入分層的分類變量（partitioning variable），包括是否為城市戶口（城市戶口取值為1，農(nóng)村戶口取值為0）、是否為本地戶口（本地戶口取值為1，非本地戶口取值為0）、受教育程度、ISEI 指數(shù)、是否為黨員及地理因素等。

2.基于ISEI 指數(shù)的遞歸分類法模型設(shè)定

借鑒陽義南和連玉君（2015）設(shè)計(jì)的影響勞動(dòng)者社會(huì)地位的計(jì)量模型思路，構(gòu)建以下方程：

其中：income、individual和education分別為勞動(dòng)者收入、個(gè)體特征和受教育程度；C*為可能影響勞動(dòng)者社會(huì)地位的分類變量，包括戶籍因素（是否城市和是否本地）、是否黨員和地理因素等；i為個(gè)體；T為時(shí)間。

（二）計(jì)量方程設(shè)定

為檢驗(yàn)與2010 年相比，在推進(jìn)新一輪戶籍制度改革后2016 年戶籍歧視對(duì)居民收入水平、社會(huì)地位等主觀感受的影響是否呈現(xiàn)出減弱的趨勢(shì)，采用雙重差分（DID）分析方法。借鑒余向華和陳雪娟（2012）、陽義南和連玉君（2015）等設(shè)定的計(jì)量模型，使用客觀法測(cè)量居民收入和社會(huì)地位的計(jì)量模型為

其中：hukou為戶口是否為城市及是否本地等；individual、social和local分別為個(gè)體特征、社會(huì)和地理位置等因素；incomei0為勞動(dòng)者基期收入水平。

此外，還使用了主觀收入水平、生活滿意度和主觀社會(huì)地位三個(gè)主觀指標(biāo)來分析戶籍制度的影響。由于這三個(gè)指標(biāo)都是有序離散變量，可能含不可觀測(cè)變量（latent variable），因此采用有序響應(yīng)模型（ordered logit model，Ologit）進(jìn)行分析。設(shè)定如下：

其中：status為勞動(dòng)者主觀地位；subincome為勞動(dòng)者主觀收入水平；F（～）為連接函數(shù)。

四、實(shí)證結(jié)果分析

根據(jù)前述部分的實(shí)證策略，首先采用回歸樹方法來檢驗(yàn)戶籍制度對(duì)社會(huì)分層的影響，其次采用計(jì)量模型來深入分析戶籍制度對(duì)居民收入、社會(huì)地位的影響。

（一）戶籍制度與社會(huì)分層

1.戶籍制度與勞動(dòng)者收入分層

根據(jù)方程（1）采用基于遞歸分類算法的回歸樹模型，得到樹形結(jié)果示意圖（圖4）。根據(jù)示意圖可以發(fā)現(xiàn)，該回歸樹由城市戶口、東部地區(qū)和教育程度三個(gè)分類變量分割的分叉點(diǎn)及其最終形成的四組終端節(jié)點(diǎn)。

圖4 回歸樹結(jié)果示意圖（基于實(shí)際收入水平）

為驗(yàn)證上述分組結(jié)果的穩(wěn)健性，對(duì)參數(shù)進(jìn)行穩(wěn)定性測(cè)試（表2）。穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果顯示：第一層分枝節(jié)點(diǎn)（下文用Node 代表“分枝節(jié)點(diǎn)”）（圖4 中的Node1）選擇了是否是城市戶口作為分類變量，檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)定；第二層次分枝點(diǎn)分別選擇了東部地區(qū)（圖4 中的Node2）和受教育年份＞12（圖4 中的Node5）作為分類變量，結(jié)果是穩(wěn)定的；到了第三層后，所有分類變量穩(wěn)定性檢驗(yàn)的p值都大于0.001，無法達(dá)到繼續(xù)分割的條件，停止分枝。

根據(jù)以上對(duì)圖4 和表2 的分析，可以初步得出以下結(jié)論：第一，城鄉(xiāng)分割的戶籍制度是導(dǎo)致中國勞動(dòng)者收入分層第一原因；第二，在城市戶籍群體中，教育程度是導(dǎo)致群體進(jìn)一步分層的主要原因；第三，在農(nóng)村戶籍群體中，是否在東部地區(qū)工作是進(jìn)一步分層的主要原因；第四，最終經(jīng)過城鄉(xiāng)戶籍制度、教育程度和是否常住東部地區(qū)對(duì)樣本數(shù)據(jù)的分割，中國以勞動(dòng)者收入為基準(zhǔn)的社會(huì)結(jié)構(gòu)被分為四組群體（圖4 中的Node3、Node4、Node6 和Node7）。

表2 分類變量穩(wěn)定性檢驗(yàn)（收入）

2.戶籍制度與勞動(dòng)者社會(huì)地位分層

根據(jù)式（2），得到基于ISEI 指數(shù)的樹形結(jié)果示意圖（圖5）。根據(jù)示意圖，該回歸樹由城市戶口、ISEI 指數(shù)兩個(gè)分類變量分割的分叉點(diǎn)及其最終形成的三組終端節(jié)點(diǎn)。

同樣，為驗(yàn)證上述分組結(jié)果的穩(wěn)健性，對(duì)參數(shù)進(jìn)行穩(wěn)定性測(cè)試（表3）。穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果顯示：第一層分枝節(jié)點(diǎn)（圖5 中的Node1）選擇了是否是城市戶口作為分類變量，檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)定；第二層次分枝點(diǎn)選擇了是否常住市轄區(qū)（圖5 中的Node2）作為分類變量，結(jié)果是穩(wěn)定的；到了第三層后，所有分類變量穩(wěn)定性檢驗(yàn)的P值都大于0.001，無法達(dá)到繼續(xù)分割的條件，停止分枝。

表3 分類變量穩(wěn)定性檢驗(yàn)（職業(yè)）

圖5 回歸樹結(jié)果示意圖（基于ISEI 指數(shù)）

綜合前述戶籍制度與勞動(dòng)者收入分層、ISEI 指數(shù)分層，我們可以初步得出以下結(jié)論：無論是從勞動(dòng)者收入水平還是從社會(huì)地位（ISEI 指數(shù)）來看，城鄉(xiāng)分割的戶籍制度都是導(dǎo)致中國勞動(dòng)者社會(huì)分層的第一原因；除此之外，教育程度、是否常住東部和市轄區(qū)也對(duì)中國勞動(dòng)者收入分層和社會(huì)地位分層產(chǎn)生重要影響。

（二）戶籍制度與勞動(dòng)者收入水平和社會(huì)地位

依據(jù)本文第三部分設(shè)計(jì)的計(jì)量模型（2）和計(jì)量模型（3），本部分分別從收入水平、社會(huì)地位來分析戶籍制度的影響。

1.戶籍制度對(duì)勞動(dòng)者收入的影響

表4 為戶籍制度對(duì)勞動(dòng)者收入影響的回歸結(jié)果，同時(shí)考慮了城市和鄉(xiāng)村、本地和外地戶口的差別。

表4 戶籍制度對(duì)勞動(dòng)者收入的影響

戶籍制度對(duì)勞動(dòng)者客觀收入影響的結(jié)果為（1）～（6）列。其中：結(jié)果（1）～（3）列考察城鄉(xiāng)戶籍差異的影響，結(jié)果（4）～（6）列考察本地與外地戶籍差異的影響，此外結(jié)果（1）和（4）使用所有勞動(dòng)力樣本進(jìn)行混合回歸得出，而結(jié)果（2）、（3）、（5）、（6）列是通過構(gòu)建2010 年和2016 年兩期面板數(shù)據(jù)采用固定效應(yīng)模型回歸得出。結(jié)果（1）列顯示，擁有城市戶籍勞動(dòng)力群體平均收入水平要比農(nóng)村戶籍勞動(dòng)力高出近1.045 倍，在控制時(shí)間因素（“時(shí)間×戶口”項(xiàng)）后，城市戶籍勞動(dòng)力平均收入水平比農(nóng)村戶籍勞動(dòng)力僅高出31.3%，表明隨著時(shí)間的推進(jìn)，勞動(dòng)力市場(chǎng)的城鄉(xiāng)戶籍歧視在減弱。由于混合OLS 回歸無法克服由于遺漏某些變量而造成的異質(zhì)性偏誤，使用固定效應(yīng)模型來克服。結(jié)果（2）列和（3）列顯示，在控制其他變量的情況下，城市戶籍對(duì)勞動(dòng)者收入水平的影響為正、時(shí)間效應(yīng)為負(fù)，盡管結(jié)果并不顯著，但其符號(hào)也可以表明擁有城市戶籍的勞動(dòng)收入水平一般要高于農(nóng)村戶口勞動(dòng)者，但隨著時(shí)間的推移，城市戶籍優(yōu)勢(shì)在減弱，與歸回結(jié)果（1）列得出結(jié)果相呼應(yīng)。

結(jié)果（4）～（6）列考察了戶籍制度對(duì)本地和外地勞動(dòng)力客觀收入水平的影響?；旌匣貧w結(jié)果（4）列顯示，本地戶籍對(duì)收入水平的影響顯著為負(fù)，時(shí)間效應(yīng)則顯著為正，但使用固定效應(yīng)模型得出的結(jié)果（5）列和（6）列本地戶籍和時(shí)間效應(yīng)結(jié)果不顯著、系數(shù)也較小，符號(hào)也無法支持結(jié)果（4）列的結(jié)論，結(jié)果并不穩(wěn)健。這可能是因?yàn)?，本文以勞?dòng)者工作總收入來表示收入水平，而工作總收入當(dāng)中工資占據(jù)絕大部分，本地與外地戶口之間在工資收入方面可能歧視較小或不存在歧視，同時(shí)也可能是由于本地與外地戶籍的差別更多的體現(xiàn)在子女教育、醫(yī)療及就業(yè)門檻等領(lǐng)域，在工資等收入方面的差距相對(duì)較小。

戶籍制度對(duì)勞動(dòng)者主觀收入水平的影響為回歸結(jié)果（7）和（8）列。結(jié)果（7）列顯示，城市戶籍系數(shù)顯著為負(fù)，時(shí)間效應(yīng)系數(shù)也為負(fù)，但并不顯著。結(jié)合前述對(duì)結(jié)果（1）～（3）列的分析，與農(nóng)村戶籍勞動(dòng)者相比，城市戶籍勞動(dòng)者顯著低估了自身的收入水平。從結(jié)果（8）列來看，本地戶籍系數(shù)和時(shí)間效應(yīng)系數(shù)符號(hào)都為正，但并不顯著、系數(shù)也較小。表明，從個(gè)人主觀評(píng)價(jià)來看，本地戶籍與外地戶籍收入水平差距不大，在一定程度上印證了回歸結(jié)果（5）列和（6）列的結(jié)論。

除戶籍因素及性別等個(gè)人特征外，受教育年限系數(shù)在所有回歸方程中都顯著為正，表明人力資本對(duì)勞動(dòng)者收入提高的重要性。

2.戶籍制度對(duì)勞動(dòng)者社會(huì)地位的影響

選用客觀法測(cè)量ISEI 指數(shù)檢驗(yàn)戶籍制度對(duì)勞動(dòng)者社會(huì)地位影響的回歸結(jié)果為（9）～（14）列，見表5。其中：（9）～（11）列為城鄉(xiāng)戶籍差別對(duì)勞動(dòng)者社會(huì)地位的影響，（12）～（14）列則考慮了本地與外地戶籍的差別?；旌匣貧w結(jié)果（9）列顯示，城市戶籍對(duì)勞動(dòng)者社會(huì)地位的提升具有顯著正向影響，而時(shí)間效應(yīng)顯著為負(fù)則表明城鄉(xiāng)戶籍差別對(duì)勞動(dòng)者社會(huì)地位的歧視隨時(shí)間減弱。而采用固定效應(yīng)模型估計(jì)出的結(jié)果（10）列和（11）列顯示，城市戶籍對(duì)勞動(dòng)者社會(huì)地位具有正向影響但并不顯著，而時(shí)間效應(yīng)是顯著為負(fù)的，在一定程度上印證了混合回歸的結(jié)果。

表5 戶籍制度對(duì)勞動(dòng)者社會(huì)地位的影響

從本地與外地戶籍差別對(duì)勞動(dòng)者ISEI 指數(shù)的影響來看，固定效應(yīng)模型估計(jì)出的結(jié)果（13）列本地戶籍系數(shù)顯著為負(fù)，結(jié)果（14）列的本地戶籍系數(shù)雖然不顯著但符號(hào)為負(fù)，原因可能在于，如果剔除農(nóng)民工的影響，與本地戶籍勞動(dòng)人口相比，外地戶籍勞動(dòng)人口往往受教育程度更高、工作更加努力、工資收入也往往較高。但從時(shí)間效應(yīng)來看，結(jié)果（13）列和（14）列的本地戶籍與時(shí)間交叉項(xiàng)系數(shù)顯著為正，表明隨著時(shí)間的推移，本地戶籍人口社會(huì)提升的機(jī)會(huì)要高于外地戶籍人口。原因可能在于：一方面是地方政府大多實(shí)施本地戶籍就業(yè)優(yōu)先政策，導(dǎo)致外來人口在就業(yè)的機(jī)會(huì)、待遇及保障等方面與本地人口存在差別，以至于大部分外來勞動(dòng)力往往從事本地人口不愿意從事的最低級(jí)和最底層工作（魏萬青，2012），這種本地戶籍優(yōu)先的就業(yè)政策在大城市尤為明顯；另一方面外來優(yōu)秀勞動(dòng)者在中國大部分城市都施行“人才優(yōu)先落戶”的政策下，戶籍身份實(shí)現(xiàn)了向本地戶籍的轉(zhuǎn)變。

回歸結(jié)果（15）列和（16）列是選用主觀法測(cè)量的社會(huì)地位來檢驗(yàn)戶籍制度的影響。結(jié)果（15）列顯示：城市戶籍系數(shù)顯著為負(fù)，表明城市戶籍勞動(dòng)人口對(duì)自身社會(huì)地位的評(píng)估低于農(nóng)村人口，這與城市戶籍勞動(dòng)人口對(duì)自身主觀收入的估計(jì)低于農(nóng)村勞動(dòng)人口一樣［表4 中結(jié)果（7）列］，城市戶籍與時(shí)間交叉項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，但并不顯著。從本地與外地戶籍差別來看：本地戶籍系數(shù)顯著為正，表明本地戶籍勞動(dòng)人口對(duì)自身社會(huì)地位的主觀評(píng)價(jià)要高于外來勞動(dòng)人口，而本地戶籍與時(shí)間的交叉項(xiàng)系數(shù)符號(hào)為正但并不顯著。

除此之外，與表4 得出的結(jié)果相呼應(yīng)，教育不僅是提升個(gè)人收入的重要路徑，也對(duì)勞動(dòng)者的社會(huì)地位提升具有促進(jìn)作用。

五、結(jié)論及啟示

為實(shí)現(xiàn)以人為核心的新型城鎮(zhèn)化，進(jìn)一步消除戶籍歧視以體現(xiàn)社會(huì)公平正義之精神，2014 年中國開始新一輪戶籍制度改革。然而，經(jīng)過多輪改革之后，戶籍歧視是否趨于止步？為回答上述問題，本文利用CFPS數(shù)據(jù)，研究了中國社會(huì)分層及戶籍身份特征對(duì)勞動(dòng)者收入水平和社會(huì)地位的影響。本研究結(jié)論總結(jié)如下：

第一，城鄉(xiāng)分割的戶籍制度是導(dǎo)致中國社會(huì)分層的重要原因。本研究通過采用基于遞歸分類算法的回歸樹模型，在控制了個(gè)體異質(zhì)性情況下，綜合比較分析城鄉(xiāng)戶籍制度、本地與外地戶籍差異、教育程度、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、區(qū)位等導(dǎo)致社會(huì)分層主要變量情況下，回歸樹結(jié)果顯示，無論從勞動(dòng)者收入水平還是社會(huì)地位來看，城鄉(xiāng)分割的戶籍制度是導(dǎo)致中國社會(huì)分層的首要因素，其次是教育及是否常住東部地區(qū)和市轄區(qū)。

第二，從收入水平來看，勞動(dòng)力市場(chǎng)上的戶籍歧視在減弱。一方面，盡管城市戶籍勞動(dòng)力平均工資總收入水平要高于農(nóng)村戶籍勞動(dòng)力，但隨著時(shí)間的推移，城鄉(xiāng)差距在縮?。涣硪环矫?，從本地戶籍與外地戶籍的差異來看，兩者在勞動(dòng)力市場(chǎng)上的工資總收入水平差異并不顯著?？梢哉f，從工資總收入水平來看，戶籍制度改革在勞動(dòng)力市場(chǎng)上是有成效的。

第三，從勞動(dòng)者社會(huì)地位來看，城鄉(xiāng)歧視在減弱，但本地戶籍與外地戶籍在社會(huì)地位方面存在的差異在增加。一方面，隨著時(shí)間的推移，城市戶籍與農(nóng)村戶籍勞動(dòng)者的社會(huì)地位差距呈現(xiàn)縮小的態(tài)勢(shì)；而另一方面，本地戶籍與外地戶籍勞動(dòng)者社會(huì)地位的差距隨著時(shí)間的趨勢(shì)在加強(qiáng)，表明戶籍對(duì)勞動(dòng)者社會(huì)地位的歧視正從城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)向跨區(qū)域。

本研究表明，盡管經(jīng)過多輪市場(chǎng)化改革，戶籍制度對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)上的工資收入等直接歧視有所弱化，但戶籍歧視正在從城鄉(xiāng)向跨區(qū)域轉(zhuǎn)變，戶籍制度仍然是導(dǎo)致社會(huì)分層、形成當(dāng)前不穩(wěn)定社會(huì)結(jié)構(gòu)的重要原因，這種社會(huì)結(jié)構(gòu)顯然不利于中國經(jīng)濟(jì)社會(huì)的穩(wěn)定和長(zhǎng)期發(fā)展，值得我們高度警惕，這也是眾多學(xué)者認(rèn)為中國戶籍制度改革實(shí)際效果并不理想的原因。而戶籍制度改革緩慢的主要制度性原因在于，城市及本地居民在這種制度下已經(jīng)形成了一個(gè)龐大的、相對(duì)獨(dú)立的既得利益團(tuán)體（Solinger，1985），外來人口必然會(huì)對(duì)該團(tuán)體的既有利益形成沖擊（蔡昉等，2001）。因此戶籍制度的受益者必然會(huì)成為維護(hù)這種制度的力量（Solinger，1999），阻礙戶籍制度改革。同時(shí)，人口集中向戶籍含金量更高的東部發(fā)達(dá)地區(qū)及大城市流動(dòng)又加大了這些地區(qū)戶籍制度改革的難度（年猛和王垚，2016）。因此，通過大力發(fā)展中西部區(qū)域、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)融合發(fā)展，逐步縮小區(qū)域、城鄉(xiāng)發(fā)展差距，通過縮小發(fā)展差距來逐步降低發(fā)達(dá)區(qū)域和城市戶籍“含金量”是加快消除戶籍歧視的重要路徑。本研究還證實(shí)了，教育對(duì)普通居民獲得社會(huì)地位提升、收入增加具有重要作用。在戶籍制度改革已經(jīng)步入深水區(qū)、難度越來越大的情況下，通過大力推進(jìn)教育機(jī)會(huì)均等化、教育質(zhì)量普及化，全面提高各類群體尤其是低收入群體子女受教育機(jī)會(huì)，通過教育來改變家庭命運(yùn)，以逐步降低戶籍潛在福利和含金量，為全面消除戶籍歧視奠定社會(huì)及經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。