劉啟超

內(nèi)容提要：結(jié)合城市落戶門(mén)檻指數(shù)和中國(guó)鄉(xiāng)城流動(dòng)人口數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了城市落戶門(mén)檻影響農(nóng)民工同鄉(xiāng)聚居的機(jī)理。研究發(fā)現(xiàn)，城市落戶門(mén)檻會(huì)顯著提升農(nóng)民工同鄉(xiāng)聚居的概率。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，城市落戶門(mén)檻對(duì)農(nóng)民工同鄉(xiāng)聚居的影響會(huì)因戶籍性質(zhì)而存在差異，落戶門(mén)檻的提高會(huì)顯著提升擁有外市戶籍農(nóng)民工的同鄉(xiāng)聚居概率。機(jī)制分析表明，就業(yè)歧視是城市落戶門(mén)檻影響農(nóng)民工同鄉(xiāng)聚居的重要機(jī)制，即隨著城市落戶門(mén)檻的提高，農(nóng)民工在勞動(dòng)力市場(chǎng)上面臨的就業(yè)機(jī)會(huì)歧視越嚴(yán)重，為了規(guī)避就業(yè)歧視以更好地實(shí)現(xiàn)就業(yè)，進(jìn)而會(huì)選擇與同鄉(xiāng)聚居?；诖耍芯空J(rèn)為應(yīng)加大戶籍制度改革和相關(guān)政策調(diào)整力度，放寬放開(kāi)城市落戶門(mén)檻，進(jìn)一步消除城市就業(yè)歧視。

一、引 言

中共二十大報(bào)告提出，要“以中國(guó)式現(xiàn)代化全面推進(jìn)中華民族偉大復(fù)興”。推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化是解決農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民問(wèn)題的重要途徑，對(duì)加快推進(jìn)中國(guó)式現(xiàn)代化具有重大現(xiàn)實(shí)意義和深遠(yuǎn)歷史意義。新型城鎮(zhèn)化的核心在于農(nóng)民工市民化，但是大多數(shù)農(nóng)民工的跨區(qū)域流動(dòng)成為了“流而不遷，遷而難入”的“候鳥(niǎo)式遷移”，并未朝著融入城市和實(shí)現(xiàn)市民化方向發(fā)展(劉守英、王一鴿，2018)。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)，2021年我國(guó)常住人口城鎮(zhèn)化率為64.7%，戶籍人口城鎮(zhèn)化率僅為46.7%，二者相差18個(gè)百分點(diǎn)，這個(gè)差額所代表的正是沒(méi)有城鎮(zhèn)戶籍的農(nóng)民工及其家屬。近年來(lái)，我國(guó)政府雖已采取多種措施對(duì)戶籍制度進(jìn)行改革，但大城市還存在基于一定就業(yè)年限、社保年限等落戶條件，即存在落戶門(mén)檻。落戶門(mén)檻的存在造成農(nóng)民工落戶意愿和落戶條件存在結(jié)構(gòu)性矛盾，進(jìn)而使“想落不能落，能落不想落”的現(xiàn)象并存(程郁等，2022)。可以看出，傳統(tǒng)戶籍制度已經(jīng)嚴(yán)重制約了中國(guó)的城市化進(jìn)程。在此背景下，探討戶籍制度的變化對(duì)推動(dòng)農(nóng)民工融入城市和市民化具有較高的政策意義。

在“候鳥(niǎo)式遷移”過(guò)程中，農(nóng)民工往往選擇與同鄉(xiāng)相聚而居以適應(yīng)城市生活、獲取就業(yè)信息，甚至形成諸如北京“浙江村”、深圳“湖南村”等同鄉(xiāng)村(楊高，2021)。農(nóng)民工同鄉(xiāng)聚居案例的存在，預(yù)示著城市內(nèi)部可能已出現(xiàn)與戶籍相關(guān)的群分現(xiàn)象。與此同時(shí)，戶籍制度不僅使群分效應(yīng)在居住空間這一維度上長(zhǎng)期固化，進(jìn)而不利于農(nóng)民工融入城市(劉啟超，2022)，而且也在城市內(nèi)部造成了戶籍人口和非戶籍人口的收入和地位差距，形成了新的二元社會(huì)分割(陳釗等，2012)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)基于案例分析，從人力資本、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和個(gè)體偏好等微觀角度分析了農(nóng)民工同鄉(xiāng)聚居的形成機(jī)制，但鮮有文獻(xiàn)實(shí)證分析城市落戶門(mén)檻對(duì)農(nóng)民工同鄉(xiāng)聚居的影響。而厘清城市落戶門(mén)檻對(duì)農(nóng)民工同鄉(xiāng)聚居的影響，對(duì)于戶籍制度改革和落戶政策的調(diào)整、深入推進(jìn)以人為核心的新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

聚居或居住分割是由特定群體通過(guò)選擇相同或相近區(qū)域的居住場(chǎng)所而產(chǎn)生，即群分效應(yīng)(Sorting Effect)在居住空間上的突出表現(xiàn)(陸銘、張爽，2007)。居住空間是個(gè)體與他人建立社會(huì)聯(lián)系和進(jìn)行社會(huì)互動(dòng)最為頻繁的空間，聚居一旦形成，勢(shì)必對(duì)居住其中的個(gè)體的健康狀況、教育質(zhì)量和就業(yè)表現(xiàn)等產(chǎn)生影響。比如，新移民在移居地選擇居住在移民聚居區(qū)，可以彌補(bǔ)在流入地社會(huì)資本的缺乏以更好地獲得社會(huì)及就業(yè)支持(Patel、Vella，2013)。與之相反，也有研究則認(rèn)為上述聚居固化了社會(huì)階層、拉大了貧富差距，并且使上述不平等在代際間進(jìn)行傳遞，從而不利于城市的社會(huì)和諧與發(fā)展(Cutler、Glaeser，1997)。具體而言，聚居會(huì)造成弱勢(shì)群體難以獲得優(yōu)質(zhì)資源和與其他階層進(jìn)行社會(huì)互動(dòng)的機(jī)會(huì)，并使得公共資源呈現(xiàn)不均衡分布，加劇社會(huì)隔離而降低社會(huì)流動(dòng)性(Trounstine，2016)。除此之外，聚居區(qū)內(nèi)存在的犯罪行為和較差的教育狀況，進(jìn)一步不利于聚居區(qū)內(nèi)個(gè)體的職業(yè)發(fā)展。Galster等(2015)研究了居住隔離與低收入居民的社會(huì)經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)之間的關(guān)系，研究結(jié)果顯示，由于聚居區(qū)內(nèi)較高的犯罪率和較低的職業(yè)聲望水平，在聚居區(qū)長(zhǎng)大的個(gè)體通常擁有較差的職業(yè)發(fā)展預(yù)期。從社會(huì)層面來(lái)看，個(gè)體對(duì)社會(huì)的信任水平會(huì)影響到社區(qū)內(nèi)其他居民，因而外來(lái)移民聚居區(qū)內(nèi)對(duì)本地居民的低信任水平會(huì)通過(guò)同群效應(yīng)而得以放大，從而阻礙兩類群體相互融合(汪匯等，2009)。

相比于分析居住空間上的群分效應(yīng)對(duì)個(gè)體的影響，探討群分效應(yīng)在居住空間的形成，則更有助于認(rèn)識(shí)聚居的形成機(jī)制及其治理政策。現(xiàn)有研究認(rèn)為聚居區(qū)的產(chǎn)生與區(qū)域的社會(huì)經(jīng)濟(jì)文化有關(guān)，并呈現(xiàn)出地域差異特征(王春超、王聰，2016)。比如，聚居區(qū)在美國(guó)主要以種族、文化隔離為主，受福利制度影響西歐國(guó)家主要表現(xiàn)為不同社會(huì)階層之間的隔離，在發(fā)展中國(guó)家則以收入、社會(huì)地位等隔離為主。更為一般的研究則認(rèn)為經(jīng)濟(jì)地位不平等、社會(huì)歧視和個(gè)體偏好是形成聚居區(qū)的重要原因(劉保奎，2015)。與其他國(guó)家不同，戶籍制度的存在使我國(guó)城市常住人口中包括相當(dāng)一部分農(nóng)民工。農(nóng)民工由于未擁有所在城市的戶籍，與本地居民所享受的城市基本公共服務(wù)和福利待遇有著巨大的差距，并且在勞動(dòng)力市場(chǎng)經(jīng)常遭受到就業(yè)歧視(Meng、Zhang，2001)，比如無(wú)法享受與本地居民同等的公共就業(yè)服務(wù)、被限制進(jìn)入特定行業(yè)與部門(mén)等。此時(shí)，在城市中相對(duì)弱勢(shì)的農(nóng)民工群體傾向于選擇抱團(tuán)取暖，進(jìn)而形成“浙江村”、“四川村”和“河南村”等同鄉(xiāng)聚居現(xiàn)象?；诖?，提出本文的第一個(gè)研究假設(shè)：

H1：城市落戶門(mén)檻會(huì)提高農(nóng)民工選擇同鄉(xiāng)聚居的概率。

不同于西方發(fā)達(dá)國(guó)家，中國(guó)流動(dòng)人口的聚居區(qū)多以地緣為基礎(chǔ)，即基于地緣的同鄉(xiāng)聚居而非族裔聚居，且以農(nóng)民工為主。對(duì)于農(nóng)民工同鄉(xiāng)聚居的影響因素，研究表明人力資本水平、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和城市管理政策等是農(nóng)民工選擇同鄉(xiāng)聚居的重要因素(楊高，2021)。王漢生等(1997)認(rèn)為同鄉(xiāng)聚居的形成可以看作是一種“用腳投票”公共選擇的自然演化結(jié)果，即農(nóng)民工的聚居選擇是權(quán)衡自身收入和城市生活成本后的結(jié)果。基于中國(guó)鄉(xiāng)城流動(dòng)人口數(shù)據(jù)和中國(guó)流動(dòng)人口社會(huì)融合調(diào)查數(shù)據(jù)，劉啟超(2020)的研究就發(fā)現(xiàn)，借助社會(huì)網(wǎng)絡(luò)實(shí)現(xiàn)就業(yè)的農(nóng)民工會(huì)更傾向于選擇與同鄉(xiāng)聚居。同時(shí)，農(nóng)民工對(duì)基于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)形成的同鄉(xiāng)聚居的依賴程度會(huì)隨著市場(chǎng)化水平的提高而顯著減少(王春超、王聰，2016)。

除上述個(gè)體層面因素外，就業(yè)待遇歧視、就業(yè)保障歧視和就業(yè)機(jī)會(huì)歧視等就業(yè)歧視也被認(rèn)為是影響農(nóng)民工同鄉(xiāng)聚居的重要因素。具體而言，農(nóng)民工進(jìn)城后多從事技術(shù)含量相對(duì)較低的工作，且由于較高的流動(dòng)性造成企業(yè)對(duì)農(nóng)民工進(jìn)行技能培訓(xùn)的意愿不足，從而遭受就業(yè)待遇歧視，此時(shí)往往會(huì)選擇相聚而居以借助同鄉(xiāng)關(guān)系來(lái)分擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)(楊高，2021)。此外，由于農(nóng)民工無(wú)本地戶籍，進(jìn)而無(wú)法與本地居民同等地享受城市基本公共服務(wù)，而基本公共服務(wù)的缺失進(jìn)一步造成農(nóng)民工選擇與同鄉(xiāng)聚居以獲得就業(yè)支持和滿足相應(yīng)需求。胡武賢等(2010)通過(guò)對(duì)珠三角32個(gè)農(nóng)民工聚居地的問(wèn)卷調(diào)查與深度訪談，發(fā)現(xiàn)在城市基本公共服務(wù)缺失的情況下，農(nóng)民工會(huì)選擇同鄉(xiāng)聚居以滿足其基本公共服務(wù)需求。上述就業(yè)待遇和就業(yè)保障歧視是農(nóng)民工進(jìn)入城市勞動(dòng)力市場(chǎng)后所遭受的歧視，而在實(shí)現(xiàn)就業(yè)過(guò)程中，農(nóng)民工所面臨的歧視主要體現(xiàn)在就業(yè)機(jī)會(huì)(吳珊珊、孟凡強(qiáng)，2019)。比如，在勞動(dòng)力市場(chǎng)存在二元分割條件下，只有部分高技能農(nóng)民工能夠進(jìn)入一級(jí)勞動(dòng)力市場(chǎng)從事正規(guī)就業(yè)，即農(nóng)民工在某些部門(mén)、職業(yè)、行業(yè)面臨進(jìn)入歧視(原新、韓靚，2009)。

無(wú)論是就業(yè)待遇和就業(yè)保障歧視，抑或是就業(yè)機(jī)會(huì)歧視，均很大程度上根源于戶籍制度。具體而言，在以戶籍為標(biāo)尺提供差異化基本公共服務(wù)的情況下，戶籍開(kāi)放度越低或落戶門(mén)檻越高，城市所供給的基本公共服務(wù)就難以覆蓋到全部人口，尤其是沒(méi)有本地戶籍的農(nóng)民工(程郁等，2022)。另一方面，戶籍制度是城市勞動(dòng)力市場(chǎng)上就業(yè)保護(hù)的制度基礎(chǔ)，而城市就業(yè)保護(hù)政策會(huì)導(dǎo)致農(nóng)民工在城市勞動(dòng)力市場(chǎng)上遭受不公平的就業(yè)機(jī)會(huì)，較難進(jìn)入體制內(nèi)單位，以及造成本應(yīng)在白領(lǐng)崗位就業(yè)的農(nóng)民工卻從事于藍(lán)領(lǐng)工作(Meng、Zhang，2001)。此外，戶籍制度也是造成城市勞動(dòng)力市場(chǎng)分割的最主要原因，擁有本地城市戶籍的勞動(dòng)力不僅壟斷了主要?jiǎng)趧?dòng)力市場(chǎng)上的就業(yè)，而且在次要?jiǎng)趧?dòng)力市場(chǎng)上也有優(yōu)勢(shì)(孫婧芳，2017)。在引發(fā)農(nóng)民工就業(yè)歧視的主要制度因素未得到徹底變革情況下，城市勞動(dòng)力市場(chǎng)上的制度準(zhǔn)入效應(yīng)和身份歧視效應(yīng)會(huì)依然存在(蔡昉等，2001)。作為戶籍制度改革進(jìn)度和程度的重要指標(biāo)之一，城市落戶門(mén)檻的存在勢(shì)必降低農(nóng)民工進(jìn)入一級(jí)勞動(dòng)力市場(chǎng)的機(jī)會(huì)，加深勞動(dòng)力市場(chǎng)上的就業(yè)歧視現(xiàn)象，造成農(nóng)民工與城市勞動(dòng)力在就業(yè)機(jī)會(huì)上的不平等(章莉等，2016)。此時(shí)，為了更好地規(guī)避城市勞動(dòng)力市場(chǎng)中的就業(yè)歧視，農(nóng)民工會(huì)傾向于選擇與同鄉(xiāng)聚居。基于此，提出本文的基本假說(shuō)：

H2：就業(yè)歧視是城市落戶門(mén)檻影響農(nóng)民工同鄉(xiāng)聚居的重要途徑。

三、數(shù)據(jù)說(shuō)明、計(jì)量模型設(shè)定及變量選取

1. 數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文所主要使用的數(shù)據(jù)集為2016年和2017年中國(guó)鄉(xiāng)城流動(dòng)人口數(shù)據(jù)(Rural-Urban Migration in China，RUMiC)形成的混合截面數(shù)據(jù)及城市落戶門(mén)檻指數(shù)。其中，RUMiC是由北京師范大學(xué)、澳大利亞國(guó)立大學(xué)、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局和德國(guó)勞動(dòng)研究所等，于2008年在上海、深圳等15個(gè)城市進(jìn)行的實(shí)地調(diào)查。自2017年起，該調(diào)查由暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)研究院獨(dú)立開(kāi)展。由于本文的研究對(duì)象為農(nóng)民工，參考國(guó)家統(tǒng)計(jì)局《2021年農(nóng)民工監(jiān)測(cè)調(diào)查報(bào)告》中的定義，本文只保留了上述數(shù)據(jù)中已就業(yè)、農(nóng)業(yè)戶籍和年齡在16-65歲的樣本，從中共得到7351個(gè)農(nóng)民工樣本。城市落戶門(mén)檻指數(shù)來(lái)自于張吉鵬和盧沖(2019)，數(shù)據(jù)由西南財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理研究院公共經(jīng)濟(jì)與行為研究平臺(tái)和中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心聯(lián)合公布。此外，文中用到的城市層面的數(shù)據(jù)主要來(lái)自于《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，城市住宅租金數(shù)據(jù)來(lái)自于中國(guó)房?jī)r(jià)行情網(wǎng)禧泰數(shù)據(jù)庫(kù)。

2. 計(jì)量模型設(shè)定

結(jié)合本文所要研究的問(wèn)題，采用Probit模型來(lái)研究城市落戶門(mén)檻對(duì)農(nóng)民工同鄉(xiāng)聚居的影響，計(jì)量模型的具體設(shè)定如下：

Pr(Neighi c=1|xi c)=Φ(β0+β1Hukouc+ΠXic+δr+ρd+λt)

(1)

其中，i表示第i個(gè)農(nóng)民工，c表示第c個(gè)城市。被解釋變量Neighi c是衡量農(nóng)民工聚居選擇的變量，Neighi c=1表示農(nóng)民工選擇與同鄉(xiāng)聚居，Neighi c=0表示農(nóng)民工未選擇與同鄉(xiāng)聚居。核心解釋變量Hukouc是刻畫(huà)城市落戶門(mén)檻的變量。Xi c是與農(nóng)民工及其所在城市有關(guān)的控制變量矩陣，Π是相應(yīng)的回歸系數(shù)矩陣。δr為地區(qū)虛擬變量，用來(lái)控制地區(qū)固定效應(yīng)。ρd為職業(yè)虛擬變量，用來(lái)控制職業(yè)固定效應(yīng)。λt為年份虛擬變量，用來(lái)控制年份效應(yīng)。

3. 變量選取

(1) 被解釋變量。本文采用農(nóng)民工鄰里情況來(lái)衡量農(nóng)民工的聚居狀況，當(dāng)農(nóng)民工在城市中的鄰居主要為同鄉(xiāng)，則認(rèn)為農(nóng)民工更傾向于選擇與同鄉(xiāng)聚居。具體問(wèn)題為“周圍是否住著很多同鄉(xiāng)？”，若農(nóng)民工回答為“是”則賦值為1，否則為0。以往文獻(xiàn)也有采用該指標(biāo)來(lái)衡量農(nóng)民工的同鄉(xiāng)聚居，比如劉啟超(2020)。

(2) 核心解釋變量。本文采用投影尋蹤法計(jì)算的綜合落戶門(mén)檻指數(shù)來(lái)衡量各城市落戶門(mén)檻。現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于城市落戶門(mén)檻對(duì)農(nóng)民工經(jīng)濟(jì)行為決策的研究較少，很大原因在于難以對(duì)落戶難易程度或落戶門(mén)檻進(jìn)行衡量。該指數(shù)包含投資、購(gòu)房、就業(yè)與人才引進(jìn)等四類細(xì)分門(mén)檻指數(shù)，以及由這四類細(xì)分指數(shù)通過(guò)投影法、權(quán)重法、熵值法等計(jì)算的綜合落戶門(mén)檻指數(shù)，指數(shù)越大則表示落戶門(mén)檻越高。在本文中，主要采用投影尋蹤法計(jì)算的綜合落戶門(mén)檻指數(shù)來(lái)衡量各城市落戶門(mén)檻(1)投影尋蹤法是一種用來(lái)分析和處理非線性和非正態(tài)高維度數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)分析工具，該方法在處理數(shù)據(jù)時(shí)不需要主觀假定，能較好地克服“維度禍根”問(wèn)題。基于投影尋蹤法計(jì)算的綜合落戶門(mén)檻指數(shù)的具體量化過(guò)程，詳見(jiàn)張吉鵬和盧沖(2019)。。此外，本文還進(jìn)一步采用權(quán)重法、熵值法等綜合計(jì)算的城市落戶門(mén)檻指數(shù)做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

四、實(shí)證與分析結(jié)果

1. 實(shí)證結(jié)果及分析

對(duì)本文所構(gòu)建的計(jì)量模型進(jìn)行估計(jì)，如表2所示，無(wú)論是否控制相關(guān)特征變量與固定效應(yīng)等，城市落戶門(mén)檻對(duì)農(nóng)民工同鄉(xiāng)聚居均存在顯著正向影響。從表2第(4)列的回歸系數(shù)進(jìn)一步可知，城市落戶門(mén)檻指數(shù)每提高1個(gè)單位，農(nóng)民工選擇同鄉(xiāng)聚居的概率將顯著增加11.7%。表2估計(jì)結(jié)果說(shuō)明城市落戶門(mén)檻越高，農(nóng)民工越傾向于選擇與同鄉(xiāng)而非本地人聚居，即放寬城市落戶門(mén)檻有助于降低農(nóng)民工同鄉(xiāng)聚居的概率，從而對(duì)本文提出的第一個(gè)研究假設(shè)進(jìn)行了驗(yàn)證?？赡艿慕忉屖牵弘S著城市落戶門(mén)檻的提高，農(nóng)民工面臨的就業(yè)歧視越嚴(yán)重，進(jìn)而會(huì)選擇與同鄉(xiāng)聚居來(lái)規(guī)避就業(yè)歧視，以更好地進(jìn)行工作搜尋和實(shí)現(xiàn)就業(yè)。

表2 基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果

2. 內(nèi)生性處理

盡管本文盡可能控制更多的特征變量，來(lái)減弱因遺漏變量所導(dǎo)致的估計(jì)偏誤，但仍可能無(wú)法完全解決因遺漏變量所造成的內(nèi)生性問(wèn)題。為此，本文進(jìn)一步采用工具變量法進(jìn)行處理。

本文選取1990年人均糧食產(chǎn)量和近代為通商口岸城市共同作為城市落戶門(mén)檻的工具變量。合理的工具變量需要同時(shí)滿足相關(guān)性和外生性假設(shè)，即與城市落戶門(mén)檻高度相關(guān)，且通過(guò)城市落戶門(mén)檻影響到農(nóng)民工的聚居選擇。其中，選取1990年人均糧食產(chǎn)量作為當(dāng)期城市落戶門(mén)檻的工具變量，是借鑒張吉鵬等(2020)的做法。首先，城市歷史上的糧食產(chǎn)量會(huì)影響到以往的落戶政策，進(jìn)而影響到當(dāng)前的落戶門(mén)檻。在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)代的糧油遷徙制度下，戶籍制度與城市糧食的供給量相捆綁，此時(shí)糧食作為最稀缺的農(nóng)產(chǎn)品，其產(chǎn)量成為一個(gè)城市人口承載力和戶口配額或落戶門(mén)檻的重要指標(biāo)。蔡昉等(2001)的研究就表明，1952-1998年每個(gè)地區(qū)的計(jì)劃遷移人口和以往人均糧食產(chǎn)量存在較強(qiáng)相關(guān)性。其次，該工具變量也滿足外生性的假設(shè)。因?yàn)?990年人均糧食產(chǎn)量距今已有一段時(shí)間，且包含地理?xiàng)l件等自然因素，不會(huì)直接影響到農(nóng)民工的聚居選擇，具有較強(qiáng)的外生性。

采用近代是否為通商口岸城市作為城市落戶門(mén)檻的工具變量，則與Acemoglu等(2001)采用殖民者的死亡率作為當(dāng)今社會(huì)制度質(zhì)量工具變量的做法類似。具體而言，一方面，以城市人口規(guī)模為標(biāo)準(zhǔn)逐步降低落戶門(mén)檻是我國(guó)戶籍制度改革的主要著力點(diǎn)，近代是否為通商口岸城市會(huì)影響到改革開(kāi)放以后的城市人口數(shù)量，進(jìn)而影響城市落戶難易程度，即滿足相關(guān)性假設(shè)。另一方面，近代是否為通商口岸城市作為歷史事件距離現(xiàn)代年份較遠(yuǎn)，較小概率會(huì)影響到當(dāng)今農(nóng)民工的同鄉(xiāng)聚居選擇，即滿足外生性假設(shè)。表3報(bào)告了采用IV-Probit模型處理了內(nèi)生性后的估計(jì)結(jié)果，可以看出AR檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn)均顯著拒絕工具變量與內(nèi)生變量不相關(guān)的原假設(shè)，說(shuō)明本文所選擇的工具變量不存在弱工具變量問(wèn)題。在處理模型中的內(nèi)生性問(wèn)題之后，表3中城市落戶門(mén)檻的估計(jì)系數(shù)依然顯著為正，且數(shù)值與表2無(wú)明顯變化。表3的估計(jì)結(jié)果表明本文結(jié)論比較穩(wěn)健。

表3 工具變量估計(jì)結(jié)果(IV-Probit估計(jì))

3. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證本文的結(jié)果，本文從更換核心解釋變量、調(diào)整樣本等方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。對(duì)于核心解釋變量的替換，在基準(zhǔn)回歸中，采用投影尋蹤法計(jì)算得出的城市綜合落戶門(mén)檻指數(shù)作為核心解釋變量，接下來(lái)分別采用等權(quán)重法、熵值法計(jì)算的城市綜合落戶門(mén)檻指數(shù)作為核心解釋變量進(jìn)行估計(jì)，以排除因測(cè)算方法不同而對(duì)結(jié)果產(chǎn)生的影響。從表4第(1)和(2)列可以看出，城市落戶門(mén)檻會(huì)顯著提升農(nóng)民工同鄉(xiāng)聚居概率的結(jié)論依然成立。在本文的樣本中，上海尤為特殊。首先，上海是所使用城市樣本中唯一采取控制人口增長(zhǎng)的城市。其次，上海是較早推出積分落戶制的城市之一。因而，本文將在上海的農(nóng)民工樣本刪除后再進(jìn)行估計(jì)，從表4列(3)可以看出，城市落戶門(mén)檻的系數(shù)依然顯著為正。此外，考慮到1980年以后出生的新生代農(nóng)民工所具有的獨(dú)特時(shí)代特征，本文也嘗試將樣本分為老一代和新生代農(nóng)民工進(jìn)行估計(jì)，如表4第(4)和(5)列所示，結(jié)論依然成立。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)(Probit估計(jì))

五、進(jìn)一步討論：異質(zhì)性和影響機(jī)制分析

1. 異質(zhì)性分析

不同于本地農(nóng)民工，外地農(nóng)民工受戶籍歧視而較難享受本地農(nóng)民工所擁有的就業(yè)機(jī)會(huì)和補(bǔ)貼待遇等，進(jìn)而可能會(huì)更傾向于同鄉(xiāng)聚居，即城市落戶門(mén)檻對(duì)農(nóng)民工同鄉(xiāng)聚居的影響會(huì)因戶籍性質(zhì)而有所不同。本文接下來(lái)采用戶籍性質(zhì)與城市落戶門(mén)檻的交互項(xiàng)，對(duì)此異質(zhì)性影響進(jìn)行檢驗(yàn)。對(duì)于戶籍性質(zhì)的測(cè)度，若農(nóng)民工為本地戶籍則賦值為1，否則賦值為0。與線性回歸模型不同，Probit、Logit等非線性回歸模型中交互項(xiàng)的偏效應(yīng)及其顯著性，不能通過(guò)簡(jiǎn)單估計(jì)直接求得。本文參考Ai 和 Norton(2003)提出的方法，估計(jì)城市落戶門(mén)檻與農(nóng)民工戶籍性質(zhì)交互項(xiàng)的偏效應(yīng)并檢驗(yàn)其顯著性，相應(yīng)估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表5。從中可以看出，交互項(xiàng)的偏效應(yīng)平均值小于0，且相應(yīng)的Z值小于-1.96，說(shuō)明偏效應(yīng)在5%水平上顯著為負(fù)。以上異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明，城市落戶門(mén)檻對(duì)不同戶籍農(nóng)民工的同鄉(xiāng)聚居選擇存在異質(zhì)性影響，城市落戶門(mén)檻會(huì)顯著提升擁有外市戶籍農(nóng)民工的同鄉(xiāng)聚居概率。

表5 異質(zhì)性分析(交互項(xiàng)估計(jì))

2. 影響機(jī)制分析

城市落戶門(mén)檻造成農(nóng)民工同鄉(xiāng)聚居的影響機(jī)制比較復(fù)雜，但對(duì)于理解實(shí)證分析的結(jié)果及其政策含義非常重要。根據(jù)群分效應(yīng)理論及相關(guān)文獻(xiàn)，本文認(rèn)為就業(yè)歧視是城市落戶門(mén)檻影響農(nóng)民工同鄉(xiāng)聚居選擇決策的重要機(jī)制，而農(nóng)民工所遭受的就業(yè)歧視主要體現(xiàn)在就業(yè)機(jī)會(huì)歧視，即被限制進(jìn)入某些部門(mén)、行業(yè)等。具體而言，農(nóng)民工在城市所面臨的就業(yè)歧視雖包括就業(yè)待遇、就業(yè)保障和就業(yè)機(jī)會(huì)等歧視，但其所遭受的歧視主要發(fā)生在實(shí)現(xiàn)就業(yè)過(guò)程中，即主要為就業(yè)機(jī)會(huì)歧視(吳珊珊、孟凡強(qiáng)，2019)。另一方面，由于沒(méi)有本地戶籍，農(nóng)民工即使與城市居民擁有同等能力，但在就業(yè)單位和從事行業(yè)方面仍存在進(jìn)入歧視。此時(shí)城市落戶門(mén)檻影響農(nóng)民工同鄉(xiāng)聚居的機(jī)制，具體為，隨著城市落戶門(mén)檻的提高，農(nóng)民工在勞動(dòng)力市場(chǎng)上面臨的就業(yè)機(jī)會(huì)歧視越嚴(yán)重，為了規(guī)避就業(yè)歧視以更好地實(shí)現(xiàn)就業(yè)，進(jìn)而會(huì)選擇與同鄉(xiāng)聚居。本文接下來(lái)對(duì)上述影響機(jī)制進(jìn)行了檢驗(yàn)，即對(duì)本文所提出的第二個(gè)研究假說(shuō)進(jìn)行驗(yàn)證。

對(duì)于就業(yè)機(jī)會(huì)歧視，參考章莉等(2016)的做法，本文用農(nóng)民工就業(yè)單位的所有制類型來(lái)測(cè)度，即農(nóng)民工進(jìn)入體制內(nèi)單位的機(jī)會(huì)狀況。其中，體制內(nèi)單位包括黨政機(jī)關(guān)、國(guó)有企事業(yè)單位和集體單位等，體制外工作單位包括個(gè)體私營(yíng)企業(yè)、外資合資企業(yè)等。可知，隨著城市落戶門(mén)檻的提高，若農(nóng)民工在體制內(nèi)單位就業(yè)的概率越低，則說(shuō)明農(nóng)民工面臨著較強(qiáng)的就業(yè)機(jī)會(huì)歧視。對(duì)于農(nóng)民工在體制內(nèi)單位的就業(yè)狀況，本文從農(nóng)民工個(gè)體層面和城市層面來(lái)測(cè)度。具體而言，對(duì)于個(gè)體層面，若農(nóng)民工目前在體制內(nèi)單位就業(yè)則賦值1，否則為0；對(duì)于城市層面，則根據(jù)農(nóng)民工在體制內(nèi)單位的就業(yè)狀況，進(jìn)一步計(jì)算出每個(gè)城市體制內(nèi)單位就業(yè)的農(nóng)民工占全部農(nóng)民工的比例。從表6第(1)列可以看出，當(dāng)采用農(nóng)民工在體制內(nèi)單位的就業(yè)狀況作為就業(yè)機(jī)會(huì)歧視的代理變量，對(duì)城市落戶門(mén)檻進(jìn)行Probit估計(jì)時(shí)，城市落戶門(mén)檻的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，表明城市落戶門(mén)檻越高，農(nóng)民工在體制內(nèi)單位就業(yè)的概率越低，即在城市所面臨的就業(yè)歧視越嚴(yán)重。如表6第(2)列所示，當(dāng)采用同鄉(xiāng)聚居作為被解釋變量對(duì)就業(yè)機(jī)會(huì)歧視進(jìn)行Probit估計(jì)時(shí)，就業(yè)機(jī)會(huì)歧視的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明就業(yè)歧視越嚴(yán)重，農(nóng)民工越傾向于選擇同鄉(xiāng)聚居。同理，當(dāng)采用城市體制內(nèi)單位就業(yè)的農(nóng)民工占全部農(nóng)民工的比例，作為就業(yè)機(jī)會(huì)歧視的代理變量時(shí)，從表6第(3)和(4)列可知，結(jié)論依然成立。此外，參考劉超等(2020)的做法，本文也嘗試從就業(yè)機(jī)會(huì)獲得途徑視角來(lái)進(jìn)行分析，即采用農(nóng)民工是否借助社會(huì)網(wǎng)絡(luò)獲得當(dāng)前工作，作為就業(yè)機(jī)會(huì)歧視的另一代理變量。可知，若農(nóng)民工在勞動(dòng)力市場(chǎng)上面臨較強(qiáng)的就業(yè)機(jī)會(huì)歧視，會(huì)傾向于借助于以親緣、地緣等為紐帶的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，而非通過(guò)正式途徑來(lái)搜尋和實(shí)現(xiàn)就業(yè)。對(duì)于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，本文用“求職網(wǎng)”來(lái)測(cè)度，具體為，若農(nóng)民工借助家人、親戚、朋友和熟人實(shí)現(xiàn)就業(yè)則賦值1，否則為0。如表6第(5)和(6)列所示，結(jié)論仍成立。

表6 機(jī)制檢驗(yàn)

綜上，由于城市落戶門(mén)檻所導(dǎo)致的就業(yè)歧視的存在，使農(nóng)民工無(wú)法與擁有城鎮(zhèn)戶口居民公平競(jìng)爭(zhēng)，面臨較強(qiáng)的就業(yè)機(jī)會(huì)歧視，此時(shí)農(nóng)民工會(huì)選擇與同鄉(xiāng)聚居以更好地規(guī)避就業(yè)歧視，從而對(duì)本文提出的第二個(gè)研究假說(shuō)進(jìn)行了驗(yàn)證。

六、主要結(jié)論與啟示

本文將城市落戶門(mén)檻指數(shù)與中國(guó)鄉(xiāng)城流動(dòng)人口數(shù)據(jù)相匹配，實(shí)證考察了城市落戶門(mén)檻對(duì)農(nóng)民工同鄉(xiāng)聚居的影響。研究表明，放寬城市落戶門(mén)檻有助于減少農(nóng)民工的同鄉(xiāng)聚居現(xiàn)象。在處理了模型中潛在內(nèi)生性、替換核心解釋變量及調(diào)整樣本后，結(jié)論依然穩(wěn)健。進(jìn)一步的異質(zhì)性分析表明，未擁有本地戶籍的農(nóng)民工會(huì)更傾向于選擇同鄉(xiāng)聚居。機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，城市落戶門(mén)檻所產(chǎn)生的就業(yè)歧視，是城市落戶門(mén)檻影響農(nóng)民工同鄉(xiāng)聚居選擇的重要機(jī)制。

結(jié)合本文的主要研究結(jié)論，可知應(yīng)加大戶籍制度改革和相關(guān)政策調(diào)整力度，放寬放開(kāi)城市落戶門(mén)檻，進(jìn)一步消除城市就業(yè)歧視。具體而言，首先，加大戶籍制度改革和相關(guān)政策調(diào)整力度，進(jìn)一步降低農(nóng)民工進(jìn)城落戶的門(mén)檻。比如，應(yīng)嚴(yán)格落實(shí)《國(guó)家“十四五”規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》和《“十四五”新型城鎮(zhèn)化實(shí)施方案》中有關(guān)戶籍改革的政策舉措，努力剝離戶籍制度的附加功能，還戶籍制度人口登記和管理的本色職能。其次，逐步完善城市勞動(dòng)力市場(chǎng)，創(chuàng)造公平的就業(yè)環(huán)境。比如，消除針對(duì)農(nóng)民工的歧視性就業(yè)制度，保證農(nóng)民工能夠自由進(jìn)入城市勞動(dòng)力市場(chǎng)及同等地競(jìng)爭(zhēng)城市就業(yè)機(jī)會(huì)。此外，應(yīng)進(jìn)一步推進(jìn)公共就業(yè)服務(wù)均等化，為農(nóng)民工提供必要的公共就業(yè)服務(wù)。比如，應(yīng)保證農(nóng)民工充分獲得公共就業(yè)服務(wù)及與市民享受同等待遇；推進(jìn)公共就業(yè)服務(wù)覆蓋全體城鄉(xiāng)勞動(dòng)者，使公共就業(yè)服務(wù)資源按照常住人口規(guī)模來(lái)配置，并為城鄉(xiāng)勞動(dòng)者提供統(tǒng)一的就業(yè)指導(dǎo)服務(wù)。最后，應(yīng)完善公平就業(yè)法制環(huán)境，健全反就業(yè)歧視法律。比如，將反就業(yè)歧視納入法制化軌道，加快推進(jìn)我國(guó)“反就業(yè)歧視法”的制定和實(shí)施，使得農(nóng)民工在城市就業(yè)遭遇歧視性問(wèn)題時(shí)有法可依；完善農(nóng)民工的維權(quán)機(jī)制，確立農(nóng)民工就業(yè)歧視的法律救助途徑，為農(nóng)民工維權(quán)提供有效渠道；加大對(duì)勞動(dòng)違法侵權(quán)行為的查處力度，規(guī)范用人單位的用工行為，促進(jìn)企業(yè)增強(qiáng)公平就業(yè)的法制意識(shí)，從而逐步減少勞動(dòng)力市場(chǎng)上歧視性行為的發(fā)生。