新型城镇化、户籍制度改革与农民工市民化研究

一 引 言

新中国成立70年来，我国城镇化进程经历了探索发展、快速发展和提质发展三个阶段。据国家统计局《新中国成立70周年经济社会发展成就系列报告之十七》显示，2018年末，常住人口城镇化率达到59.58%，户籍人口城镇化率达到43.37%，城镇化水平显著提高。党的十八大以来，社会各界对于新型城镇化的重视程度与日俱增。推进新型城镇化建设是中国实现现代化的必由之路，是经济高质量发展的强劲动力，也是一项重要的民生工程。在党的十九大上，习近平主席指出，“以城市群为主体构建大中小城市和小城镇协调发展的城镇格局”，进一步为新时代中国推进新型城镇化指明了方向和路径。城镇化的根本目的在于让更多的农业人口转移成为现代城市居民，并融入城市生活当中。农民工作为城镇化的主要目标群体，其劳务输出与生活消费，是推进城镇化的重要力量，农民工市民化是我国新型城镇化建设的重要内容。

推进以人为本的新型城镇化建设，关键在于正确处理各群体间的利益分配和成本分担问题。实现有城市化诉求农民的城市化愿景，不仅要保证其迁移、居住与劳动的基本经济社会权利，更需要在承认和保护其市民资格的前提下，提供给他们最基本的社会保障与公共服务。然而，在推进新型城镇化战略以及各级政府相继出台促进农业转移人口市民化政策的情景下，农民工群体在城市融合、公共服务方面依旧面临着各种挑战与难题。一方面，农民工在进城之前更多是依赖土地生产资料来获取收入，然而在长期参与农业生产活动中形成了劳动技能的结构性短板，农民工进城之后只能从事较低层次的工作，收入无法应对高成本的城市生活，导致生活甚至生存上的困难(吴珊珊和孟凡强，2019)[1]；另一方面，农民工还容易在经济、社会资格上受到制度性歧视，在很大程度上无法获得与普通市民一致的社会保障与公共服务，进而难以成为真正的市民(曾永明和张利国，2015)[2]。这是具有中国特色的“半城市化”现象的重要表现。从2018年户籍人口城镇化率和常住人口城镇化率16.21个百分点的差异可以看出，户籍意义上的城镇化进程有所滞后。众多制度性歧视现象中，一个较为突出的表现是户籍政策对公共服务的歧视性分配，这深刻影响着农民工市民化程度，也是上述困境与难题的诱因之一。

回顾我国户籍制度变革，从新中国成立初期维护社会治安稳定功能的临时性政策，到出台保障人口有序流动功能的二元制户籍制度，再到为调节城乡差别而弱化户籍制度的演变过程，贯穿其中的是服务社会利益。20世纪五六十年代确立的二元户籍制度一定程度上为城市发展作出了积极贡献，相应地，户籍门槛带来的负向效果，如限制城市规模扩张、导致收入分配失衡等，也不容忽视。不可否认，户籍制度在一定时期内发挥了重要作用，但随着经济社会发展，中国的主要矛盾已经发生深刻变化，传统的户籍制度逐渐成为新型城镇化进程的制约力量，对农民工市民化程度可能产生负面影响。为清除新型城镇化进程中的障碍，2013年中央经济会议上指出，新型城镇化发展的主要着力点是合理有序地推进农民工市民化，开展各种公共服务均等化工作。《2019年新型城镇化建设重点任务》中，政府进一步明确了放宽城市落户的相关规定，要求“全面取消重点群体落户限制，通过完善积分落户政策、并轨户籍地项目，大幅增加落户规模”。

因此，研究户籍制度改革对农民工市民化程度的影响，以促进新型城镇化建设，具有重要的理论和现实意义。户籍制度改革对农民工市民化的影响仍有进一步探讨的必要。鉴于此，本文基于2011-2017年中国省级层面的经验数据进行实证检验，重点研究我国新型城镇化发展框架下户籍制度改革对农民工市民化的影响效应。可能的创新点在：第一，与既有文献在研究农民工市民化的动因时大多以经济因素与个人特征为切入点不同，本文从户籍政策这一重要的制度因素出发，深入分析户籍制度改革对农民工市民化的影响效应。第二，与以往学者通过构建涉及产出端的多维度指标体系来分析农民工市民化程度不同，本文借助Anker生活工资法测量农民工市民化程度。第三，运用断点回归模型，实证检验2014年户籍制度改革时点政策对农民工市民化程度的影响。

后续内容结构安排：第二部分梳理现有关于户籍制度改革对农民工市民化程度影响的相关文献；第三部分归纳总结户籍制度改革对农民工市民化程度的作用机制；第四部分为实证分析；第五部分为结论及政策建议。

二 文献述评

学者们对户籍制度的功能和作用持不同观点，“发展战略说”认为户籍制度是为了实施重工业优先的战略而建立，“管制说”认为户籍制度是为了控制人口迁徙。随着城乡地域界限模糊，户籍制度的功能扩展和多元化，从单纯的身份标志，到包含教育、医疗保险、社会保障等多种公共产品。附着在户籍制度上的社会福利和公共产品资源分配差异，一定程度上催生了户籍制度的负外部性。由此可见，户籍制度改革关涉到实际城镇化程度，对公共服务均等供给、城乡融合、农民工市民化等当前城市发展问题产生重要影响。

1.户籍制度改革

已有文献对户籍制度改革的研究主要涉及必要性分析、改革内容、政策效果评估、作用机制、路径等。一些学者从限制迁移制度的不合理性、公共资源的公平合理分配角度阐述了当前户籍制度改革的必要性(张杰，2019)[3]。谷乐(2018)[4]从破除制度障碍、合理调控城市规模、实现资源优化配置、激发农民工主动意识等方面阐述了户籍制度深化改革对农民工市民化的重要意义。吴旋和罗建文(2019)[5]回顾新中国成立70年来户籍制度变革的历程和逻辑，认为户籍制度改革是我国城乡关系一体化的必然趋势，改革过程中，应该弱化户籍制度的福利功能，强化其登记功能。刘金伟(2018)[6]分析了2014年为适应中国新型城镇化战略需要而推行的新一轮户籍制度改革的政策效果、问题与对策，认为人口流动迁移模式变化、改革开放进入新阶段对户籍制度改革提出了更高的要求。改革的深化和配套，推进了城镇化，促进农业转移人口的市民化。曾幼亮(2017)[7]研究认为，城乡户籍的附加福利差异阻碍了农民工市民化，面对户籍障碍，需从差别化落户政策和居住证制度二元路径完善农民工市民化的成本分担机制。冯英杰和钟水映(2018)[8]利用中国2011-2013年流动人口动态监测微观数据和261个地级市的公共产品供给数据，探讨了户籍门槛限制下公共产品有效供给对农民工市民化的影响。侯新烁(2018)[9]基于中国第五次、第六次人口普查数据和《中国城市统计年鉴》数据实证发现，户籍门槛一定程度上阻碍人力资本积累而制约城市化。综合而言，当前关于户籍制度改革各方面的研究以理论分析为主，实证研究较少。

2.农民工市民化

现有关于农民工市民化的研究主要集中于农民工市民化程度测算和影响因素分析两个方面。较多研究运用综合指标体系法测算农民工市民化程度。刘松林和黄世为(2014)[10]从社会和农民工自身两个层面构建全要素、政策制度、市民化意愿、市民化能力四个维度的指标体系，测算得到全国的农民工市民化平均水平为39.99%，且各地区差异明显。程名望等(2017)[11]基于上海市1184份农民工调查数据，考虑经济因素和非经济因素构建农民工市民化指标体系，测算得到上海市农民工处于半市民化状态，第一代农民工和新生代农民工市民化程度不同。钱静(2015)[12]结合2013年湖南农民工728份调查问卷和2012年湖南农民工调查监测报告，构建了包含经济支撑、公共服务与政治参与、社会认同和自我认知四个维度的农民工市民化评价指标体系，得到农民工市民化整体水平在年龄、文化程度上存在差异性的结论。

农民工市民化程度的影响因素可从三个维度来概括：个体主客观特质、土地资源的变现、劳动力市场状况。个体主客观特质主要包括个体特征、迁移类型、人力资本及社会文化资本(李东平等，2018)[13]。个体特征方面，有不少学者从性别、婚姻状况、年龄等角度进行讨论。何军(2011)[14]研究发现，女性、新生代的农民工要比男性、老一代农民工的市民化程度更高。宋月萍(2010)[15]研究表明，女性流动人口接受低收入工作概率比男性高，于是有了性别区隔的人口流动模式。从代际的角度来看，刘传江和程建林(2008)[16]认为新生代的农民工在价值和目标等方面更接近于城市居民，并且由于他们受教育年限更长，因而更容易融入城市体系。也有学者认为在户籍制度发挥主导作用的背景下，不宜高估个体差异对市民化程度的影响(李培林和田丰，2012)[17]，但多数研究显示个体在性别、年龄、文化素质、迁移类型上的差异与市民化程度显著相关。除以上因素外，个体的主观偏好差异，也对市民化程度产生影响。迁移类型主要是指家庭式迁移和个人式迁移，王荣明(2016)[18]研究发现，由于心理和经济方面的帮助作用，家庭式迁移的流动人口要比个体流动的市民化程度更高。人力资本水平会影响融入主体的收入状况，对市民化程度发挥重要的作用。李东平等(2018)[13]将人力资本分为受教育水平和健康资本，发现人力资本水平越高，农民工收入水平、就业能力越强，其融入的能力也就越高。陈卫等(2010)[19]通过实证研究发现，人力资本与收入水平正相关，而收入水平有助于提高市民化程度。社会资本与市民化程度也存在着紧密关系。有学者认为，农民工通过人际关系网络可以获得更多的就业机会，也可以通过群体的相互帮助和互相依存而降低生活成本，从而增加融入城市的可能。在这一逻辑关系上，社会资本促进了市民化程度。例如刘传江等(2018)[20]通过实证研究发现，网络上的社交工具有助于积累社会资本，并对市民化有显著的正向作用。也有一些研究认为社会资本对市民化影响存在非线性特点。虽然以人脉关系、信息网络为表现的社会资本能够克服劳动力市场分割带来的收入天花板问题，可本质上多数社会资本属于传统意义上的社会资本。这种传统的社会资本可能不但不能对市民化产生促进作用，反而会不断拉大农民工与城市居民的社会距离，更加抑制融入意愿，增加融入负担，比如卢海阳等(2015)[21]研究发现，社会资本的内卷化问题，会给农民工市民化带来反方向的影响。

土地资源变现的难易程度影响着农民收入，也对农民工市民化程度产生重要影响。韩家彬和刘淑云(2019)[22]研究认为，土地确权在提高土地流转比例的同时，也会增加劳动力的转移。实际上，农民工市民化成本与收益均存在不确定性，但土地使用产权及其变现价值却相对稳定，这种推拉结构使得农民工不可能、也不愿意轻易割除与土地或其它相关产权的关系。对于土地资源变现问题，近年来随着农地三权分置改革的推进，加之村治水平、集体土地征用与补偿管理制度的完善，附着在农民个体身上的经济资本也相应提高，进而提高了农民融入城市生活的抗风险能力，对市民化产生正向影响。另一方面，由于集体土地征用和管理的完善，使农民工能够解决家庭组织的城乡分离困境，实现从农民工个体到家庭的整体流动，并以此提高融入意愿。

劳动力市场状况对农民工市民化程度的影响也同样显著。劳动力市场状况对市民化程度的影响可以从劳动力供需状况、劳动力市场信息透明度、劳务市场分割下的收入与保障等角度展开分析。首先，劳动力市场的供需状况可以在短期内显著地影响市民化水平，供过于求的劳动力市场显然与市民化程度负相关，而供不应求的劳动力市场则对市民化程度有正向的作用。这种影响作用在短期内效果显著，但随着劳动力市场逐渐恢复均衡而减弱。其次，劳动力市场的信息透明程度、流转速度对市民化程度也会产生影响。当劳动力市场缺失时，信息越完全，工作的搜寻成本越低，从而对市民化有正向作用，而当劳动力市场饱和时，却会由于工作机会的挤出而给市民化带来反方向的效果。第三，劳动力市场分割下的收入与保障也会对市民化产生影响，可以表现在农民工在劳动力市场上得到的关怀、保障和福利等。秦立建和王震(2014)[23]研究发现，雇主对农民工社保需求的满足，特别是医疗保险，对市民化程度有正向影响。李培林和田丰(2012)[17]研究认为，对农民工而言，人力资本因素更显著地体现在工作技能上。雇主对于员工的劳动技能培训，相比于农民工原有教育文化水平，对提升市民化程度有更直接的作用。除上述三种因素外，劳动力市场的排斥和歧视现象对市民化程度也会产生影响。例如，陈湘满和翟晓叶(2013)[24]研究认为，从事行业的社会认可度与市民化程度正相关。闫伯汉(2015)[25]研究发现，劳动力市场的排斥和歧视很大程度阻碍了市民化的程度。总体而言，劳动力市场状况从多个方面直接或间接作用于农民工的融入意愿，进而影响市民化程度。

除以上因素外，流入地的人文环境、风俗习惯、语言文化等因素也影响着市民化程度。地域间的文化环境差异越大，越容易造成区域性的排斥，并一定程度上阻碍市民化程度。蔡昉(2000)[26]认为由于存在这种地域性的歧视，城市居民为了维护自己的既得利益，会通过影响政府决策的方式，阻碍有利于市民化的政策实施，并由此分裂了劳动力市场。

总的来说，个体主客观特质、土地资源变现、劳动力市场状况等方面的因素都会对市民化程度带来影响。而本文所要研究的制度性因素，会通过各种机制作用于以上的部分变量，因此，相比于其他因素，对农民工市民化程度产生更大弹性的影响。

3.户籍制度改革与农民工市民化

甘丹丽(2019)[27]分析认为，我国缺乏农民市民化的原动力是“中国城镇化悖论”产生的主要原因之一。当前，我国城镇化率被高估，农转非成本高昂，根深蒂固的户籍制度剥夺农民市民化权利。以户籍制度为代表的制度性改革会对农民工市民化程度带来怎么样的影响，学界进行了较多研究。但多数实证研究发现，由于不同地区流动人口群体特质、经济环境、户籍制度管理严格程度有一定差异，因而户籍制度对农民工市民化程度影响具有很强的异质性。也就是说，户籍制度的影响受到多重经济社会因素的调节。比如收入直接关涉农民工市民化的经济动能，但不同城市的农村流动人口，存在收入差距收敛性质与收敛速度的差异。对于较大的城市，收入水平主要受到个体素质、社会资本与劳动力市场分割的影响，受户籍制度影响较弱。而对于较小的城市，收入受到户籍等制度性因素影响较强。另一方面，由于大城市有着更高的工资收入水平，为了防止城市劳动力的过度饱和，大城市的制度改革动力更小，即大城市针对农村流动人口进行户籍制度改革的动力弱于中小城镇。李强和胡宝荣(2013)[28]认为，一二三线城市的户籍制度改革推进模式是不同的，一线城市的改革属于“严格控制型”、二线城市的改革属于“有限开放型”、三线城市的改革属于“全面开放型”。同时，随着新生代农民工成为城市外来流动人口的主要群体，主观的市民化意愿成为影响市民化程度的重要因素。目前看来，户籍制度对新生代农民工的影响比第一代更强。相比第一代农民工，在移动互联网条件下，新生代农民工与外部交流变多，获得更多的信息，其市民化意愿也变得更强，同时，随着信息网络的发达，在文化、习俗渐同的社会环境下，新生代农民工的乡土意识更淡，故而对户籍制度带来的身份割裂问题敏感性更强。

三 户籍制度改革影响农民工市民化程度的理论机制

制度性因素影响农民工市民化的理论机理可以概括为制度性因素的作用、农民工市民化对制度性因素的反馈和财政支出路径。

1.制度性因素的作用涵盖了制度的长期框架效应与政策的短期外生冲击对农民工市民化过程带来的结构性、整体性影响。制度的长期框架效应表现为户籍制度、土地制度、产业制度、收入分配制度、住房制度、城市管理制度等长期以来构筑起的城乡二元结构，在框架内影响着农民工的市民化融入。这种框架效应主要从劳动力市场、产业市场及其他宏观经济环境等方面长期对农民工市民化产生影响。政策的短期外生冲击，则表现为行政性、区域性和部门性的政策干预，调节了市民化过程的成本分担与收益分配关系，从而影响了农民工融入城市的难度、速度和程度。因此，对制度性因素影响效应的分析，不仅需要在整个制度框架背景下分析对市民化的影响，同时也要考察具体政策的短期实际作用。此外，围绕制度性因素的对策探讨，也需要关注制度与政策的差异，以及制度和政策背后，央地间、府际间和部门间的关系。张坤领和刘清杰(2019)[29]通过实证研究认为，由于地方政府间存在财税、资源以及行政管理权力的竞争关系，从而影响或塑造了区域间农民工流动的特征形态和市民化程度。

2.农民工市民化对制度性因素的反馈可以概括为：市民化意愿、市民化条件(能力)以及市民化质量(程度)。市民化意愿的反馈表现为融入主体由于制度的变更作用，修正了对于融入成本、条件的预期，进而影响融入行为。市民化条件的反馈表现为有市民化意愿的农民工，所支配的城市生存、生活资源受制度性因素影响产生变化，并最终影响市民化程度。市民化质量的反馈作用表现为既定偏好、特定资源、能力下获得的融入效果，反映了融入条件使用的边际效率，主要指制度性因素对劳动力市场状况、产业市场状况以及其他宏观经济环境造成的影响。目前，学界对市民化概念的理论阐释基本比较完善，一般认为市民化是建立在城乡二元结构的基础上实现的“农民”向“市民”的转化，其内涵不仅指户籍身份或所从事行业的转化，更多的是涵盖了生活方式、思想观念、劳动模式等内容。

3.户籍制度作为我国的一项长期的行政制度，其改革首先会通过影响政府的相关财政支出进而作用于市民化程度。基于户籍制度带来的农民与市民的福利差异，这些财政支出可以包括义务教育、养老保险、医疗保险、失业保险、住房保障等方面。此外，为了容纳和吸引更多的外来农民工，政府在城市管理方面的支出、土地出让的补贴等都会对市民化带来影响。基于以上分析，可以用下图概括关于户籍制度对农民工市民化程度的影响机制：

图1 户籍制度改革对农民工市民化程度影响机制

如图1所示，户籍制度改革通过公共服务、职业转移、收入三个路径作用于市民化意愿、市民化条件和市民化质量，并最终对市民化程度产生影响。以上便是制度性因素影响农民工市民化的理论逻辑，下面将围绕户籍制度改革与农民工市民化程度展开具体的实证分析。

四 实证分析

(一)模型构建

通过计量模型来检验户籍政策变更对农民工市民化程度的影响，重点在于如何在准确识别制度性因素(变量)的同时，控制和删离出非制度性因素对农民工市民化的干扰影响，比如宏观或区域经济运行状况、就业市场态势、农民工市民化意愿等等。因此，化解内生性问题便成为检验二者关系的一个重要前提条件。本文基于2011-2017年中国省际面板数据，运用固定效应回归模型(FE-OLS)和断点回归模型(Regression Discontinuity)来展开制度性因素(特别是户籍制度因素)影响农民工市民化程度的计量检验。固定效应回归模型主要用于考察多重制度性因素变量的影响效应，并且具体分层、分组检验其内部影响差异；断点回归模型主要用于分析户籍制度因素的影响效应，使用这一方法的原因在于：(1)户籍制度作为制度性因素的重要组成和突出代表，总体上体现了地方政府对农民工的“政策态度”。与农民工市民化有关的各种制度性因素(财政支出、地权改革、社会保障等)都会具体反映到户籍制度的管理思维与管控松紧度上。(2)我国户籍制度改革与其它经济体制改革相比在时间点上相对集中，选择户籍制度作为主要解释变量，借助断点回归模型，可以验证户籍制度调整前后对农民工市民化程度的影响。进而一定程度上规避内生性问题(遗漏变量以及反向因果)，使检验结果更加客观和准确。

故此，固定效应回归模型的基准模型设定如下：

断点回归方法是一种随机试验模型，断点处的局部处理效应构成了检验变量显著性的关键。断点回归方法的基本思想是在外生变化环境中寻找合适的处理变量，使被解释变量发生“跳跃”(1)这个跳跃点的两边的其他变量没有变化，不影响被解释变量与其他协变量之间的关系。。进而判断因变量的变化在何种程度上由处理变量所引起。在本文中，如果农民工市民化程度在户籍政策变更前后发生了跳跃，而其他影响因素是连续变化的，那么可以认为农民工市民化程度会受到制度性因素(政策变量)的显著影响。本文运用断点回归模型进行实证检验。该模型特征是在断点c处(即被解释变量y在处理效应x发生变化的某一部位c)，样本个体得到处理的概率从0跳到1，或者a跳跃到b，其中0

i=(1, …，I)

该回归模型各个变量的含义如下：Cit为被解释变量，为具体t时刻某省份农民工市民化程度，α0为截距项。t为时间虚拟变量，当t为制度性因素施加前，赋值为0，施加后，赋值为1。D为本文研究的处理变量，即户籍制度调整。引入交互项y(t-c)D，从而可以允许在断点处前后拟合斜率有所不同。B-1X-1为其他控制变量构成的矩阵变量，εit为随机干扰项。

之所以使用断点回归模型，而不选择使用倾向值匹配(Propensity Score Match)方法，原因在于后者犯了不重叠原则，即无法也不能基于特定断点处的干预行为来分离前后样本——后者要求需要存在一个明确的、非此即彼的分离原则来分离样本。此外，门限回归模型(Threshold Regression)虽然也比较适合本文此处的研究逻辑，但门限回归方法更适合于应对多特征变量作用下的实证问题，侧重参数估计的精准与有效，但可能在样本数量极为稀缺的背景下无法满足分析要求——特别是本文所拥有的样本量，故而也不如断点回归模型简单高效。。

(二)变量说明与数据来源

1.被解释变量方面，借助Anker生活工资法测量农民工市民化程度(2)生活工资Anker法由Richard Anker在2005年的国际劳动组织日内瓦工作报告中(No.72)中首次提出，并在近几年来得到较为广泛地运用。生活工资主要是指工人在合理的工作时间内，能够负担得起被社会认可且符合所处社会的经济发展程度的基本体面家庭生活的工资水平。“体面的生活”包括食物、水、居家、教育、医疗、交通等其他必要生活支出。相对其他测量农民工市民化程度的方法，这种方法能够更加精准、简洁和突出重点地分析边缘流动群体在新居住地的适应状况和融入能力，故而本文选取该方法进行测量。虽然测量计算逻辑较为简单，但过程稍显繁琐，考虑篇幅问题，在此省略具体过程。需要说明的是，通过该方法测量的我国农民工市民化程度为60%左右，与实际水平、其他科学测量模型的估算结果基本一致。。由于我国没有公开的各省农民工工资收入统计数据，因此在测算农民工市民化时，要面临比单纯测量全国水平更加困难的问题。对此，本文采取的办法是，先测算全国农民工工资收入水平占城镇居民人均工资和农村人均工资收入的比例，然后分别将两个比例数据代入各省的城镇居民人均工资和农村人均工资收入数据，最后，对两个结果求算术平均数，即得到最终的农民工工资收入。

2.在固定效应回归模型与RD模型中，以户籍制度变更作为处理变量。户籍制度变更的过程较为复杂。一方面需要制度上的消化与配套，另一方面需要央地间、区域间、部门间的政策协调。2014年，国务院出台的《关于进一步推进户籍制度改革的意见》(以下简称意见)提出，“促进有能力在城镇稳定就业和生活的常住人口有序实现市民化，稳步推进城镇基本公共服务常住人口全覆盖”。《意见》就进一步推进户籍制度改革提出3方面11条具体政策措施，标志着我国进一步推进户籍制度改革进入全面实施阶段。这段时期户籍制度改革的特点是推进速度快、涉及领域广、改革彻底、成效显著，因此可以说，这项意见的出台是户籍制度改革进程中最为重要的政策节点。此后，2015年10月, 国务院第109次常务会议通过《居住证暂行条例》。2016年10月，国务院印发了《推动1亿非户籍人口在城市落户方案》，又相继确认和细化了关于农民工群体户籍政策的调整和创新。与此同时，2014年后，各部门相继推出的配套政策也较为密集，在住房制度、社保制度、教育均等化制度、财政制度等多方面进行了同步调整。尽管各地围绕户籍制度改革制定的具体政策措施有很大的时间差异性，但真正意义上满足全国户籍制度改革一体化和共时化的政策节点是2014年。因此，本文将2014年户籍制度改革时点作为处理效应变量，进而分析2014年断点处对农民工市民化程度的局部处理效应，这应该是一个较为合理的选择。

3.控制变量方面，参考已有研究及现实情况，控制人均GDP、规模以上工业企业利润率、省级人均社保类财政支出规模、省级城镇消费者物价指数(2011年为基期，然后计算波动值)、省会房价均价、城乡收入差距以及省级保障性住房财政支出(3)部分变量进行了对数处理，具体见表1。等经济社会宏观变量对农民工市民化的影响。考虑到农民工所在工作行业以第二产业居多(占比超过50%)，因此选取了一个工业经济效益指标——规模以上工业企业利润率作为经济社会控制变量。省级社保类财政支出规模、保障性住房支出都是重要的制度性因素变量，故而纳入观测对象中。消费者物价指数与民众的生活息息相关。省会房价均价与民众的住房需求有直接关系(4)一些观点认为本省和外省农民工不一定会向省会城市迁移，但省会城市房价很大程度是一个省份城镇房价整体变化的晴雨表，选取省会城市房价变动更能够体现这里变量构建的意义，但现阶段无法从官方公开的数据资料中获得省会城市房价变动数据，为尽可能保证数据权威、规范和来源统一，选取民间房地产数据专门统计方的数据作为参考。此外，本文还充分考虑了一些严格外生的，但会对农民工市民化产生微妙影响的经济社会因素，最终纳入分析框架，即城镇化率、老龄化率以及城镇每万人拥有病床数。

各变量数据的时间范围为2011-2017年，基本包含全国以及23个省份户籍政策改革的时点(排除5个少数民族自治区、海南、甘肃、青海、港澳台等地区(5)主要原因是在本文研究中，以上几个省级行政区域要么农民工市民化效应不强(相对东中部)，要么数据缺失严重，获取意义不高，要么客观背景差异较大，难以统一比较。)。以上变量数据存在不同期的期限错配或缺失问题，对此本文运用离差-均值插补方法补充。各变量数据主要来源于《中国统计年鉴》、各省统计年鉴、分省经济社会调查数据等资料(6)住房价格数据来自聚汇数据[EB/OL]，https://www.gotohui.com/。，具体说明见表1。

表1 主要变量说明

(续上表)

变量名中文含义内涵及计算方式变量类型citycpi省级城镇消费者物价指数(2011年为基年)直接取自统计局专门统计项目经济社会变量lnrealescap省会房价均价(对数)取自专门的住房数据统计网站https://www.gotohui.com/经济社会变量&制度性变量houbudget省级人均保障性住房财政支出直接取自统计局专门统计项目制度性变量lnincomegap城乡收入差距(对数)直接通过城市与乡村居民人均可支配收入相减得到制度性变量&经济社会变量resicy户籍制度改革情况0表示户籍制度改革前、1表示改革后制度性变量degree市民化程度基于统计局数据,依据Anker工资法分省分时测算被解释变量rate urban城镇化率统计年鉴调节变量aging trend老龄化率统计年鉴调节变量bed hospital城镇每万人拥有病床数统计年鉴调节变量

(三)分析与回归过程

首先，本文对整体面板进行平衡性检验，发现面板数据结构符合强平衡面板数据所具有的特征。主要变量描述统计见表2。

表2 描述统计结果

(续上表)

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

考虑到模型中存在较多外生的经济社会变量，故而需要对其分别进行单位根检验，由于面板数据为“大截面(N)、短序列(T)”形式，故而采取ADF检验。通过Stata软件检验发现，除了省级人均社保类财政支出规模(对数)以及城镇化率两个序列外，其他序列都通过单位根平稳检验，而这两个序列都为一阶单整序列，因此对其进行滞后一阶处理。理论上，回归模型需要保证同阶单整，但这两个变量之外的经济社会变量都符合弱平稳要求，这两个序列则属于政策变量且恰恰存在较大的不平稳性，一般来说，政策效应不会在同年立刻体现，而是具有拖尾效应，因此单独对政策变量进行一阶滞后项以内的处理并不会很大地影响回归结果。

在分析序列平稳性后，检验变量是否存在严重的共线性、异方差(自相关)问题。通过分析预回归模型方差膨胀因子可以发现，随着交替代入不同的外生解释变量，VIF值不断发生着变动，最高为5.46，通过共线性检验。本文主要使用残差图检验与White一致估计量检验异方差，发现p值(0.0029)强烈拒绝同方差的原假设，因此需要对模型中的一些外生变量进行降权处理。对此本文将使用加权回归模型，但是由于异方差函数的计算很可能并不稳健，进一步运用包括GLS回归模型在内的多重回归模型来分析核心解释变量的影响效应。结果见表3。

表3 回归结果(7)已经通过面板数据回归类型检验，参数特征符合双固定效应模型。

(续上表)

变量模型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表示城镇化率与户籍制度改革节点的交乘项。

②表示城镇化率与住房民生支出规模的交乘项。

③表示城镇化率与社保民生支出规模的交乘项。

④表示老年化水平与户籍制度改革节点的交乘项。

⑤表示老年化水平与住房民生支出规模的交乘项。

⑥表示老年化水平与社保民生支出规模的交乘项。

(续上表)

注：*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平。

(四)户籍制度因素断点回归检验结果

首先，需要检验分组变量的密度函数在断点处是否连续，结果如图2所示。可以看出断点两侧密度函数估计值的置信区间有很大部分重叠，所以断点两侧的密度函数不存在显著差异，检验结果为不存在内生分组，可以继续进行断点回归分析。之后，需要判定是否是精确断点回归模型，本文在对回归模型进行精确断点回归和模糊断点回归检验后，发现模型属于精确断点回归模型，即个体受处理从0跳到1。

图2 断点两处密度函数分布图

接着，进行三角核局部线性回归分析以及最优带宽检验。结果见表4，带宽检验即带宽(0.5倍)、带宽(1倍)、带宽(2倍)以及最优带宽汇总见图3(对应顺序自左至右、自上而下)。

图3 最优带宽检验

表4三角核局部线性回归结果

最优带宽:2.493205923855132带宽系数标准误Z值p值95% 置信区间lwald(1倍带宽)-0.00299460.0038577-0.780.438-0.01055540.0045663lwald50(0.5倍带宽)0Omittedlwald200(2倍带宽)-0.00214490.0064464-0.330.739-0.01477960.0104897

最后，分别对其他经济社会协变量作用以及制度性因素和经济社会因素协变量共同作用进行回归分析，检验协变量影响下的处理效应在断点处是否连续，结果如表5所示。

表5 只考虑其他经济社会协变量作用的回归结果

(五)实证结果分析

1.从模型1-模型3可以发现，户籍制度变革对农民工市民化程度有显著的正向影响，模型3中，在城市化调节效应的作用下，城市化水平越高，户籍制度变革所带来的农民工市民化水平也会更高。这意味着，较大城市的农民工市民化看似困难更大，但政府如果能够围绕户籍制度进行较大力度的改革，其产生的制度红利并不亚于中小城镇。

2.从模型6-模型8可以发现，财政住房保障支出与农民工市民化程度存在显著的正向关系，这一点与本文预期基本一致。进一步分析模型7和模型8，城市化与老龄化对此影响有一定的调节效应。城市化水平越高，住房保障支出增加越有利于农民工市民化程度的提高。这意味着，住房保障支出保持合理的力度将会促成一个良性的循环，实现“以人为核心”的城市化人口永久性转移，而不是城市人口的“空转”。与此同时，老龄化水平越高，住房保障支出增加越有利于农民工市民化程度的提高。这点不难理解，即老龄人口的住房消费力度以及改善性住房需求都相对较低，因此城市住房市场将更加偏向于买方市场，在此背景下，政府的住房补贴会产生需求弹性的激励效应，激发农民工购房热情的同时，还可以适当降低农民工城市购房、租房一次性支出的压力，进而有助于农民工市民化程度的提高。

3.从模型1-模型8可以发现，社保财政支出与农民工市民化程度间并不存在显著的关系(模型8中存在显著的正向关系，但极为微弱)。以往关于民生财政支出与个体社会能力和社会融入间关系的研究，普遍发现二者间存在正向关系。但本文的研究发现这种影响对于农民工市民化来说并不显著。一方面可能是人均社保支出比例较低，影响度极低，另一方面则是支出对象不精准，没有惠及边缘性的农民工群体，产生了逆向干预效应，使得农民工市民化效果不明显。

4.最后，运用断点回归模型单独检验了户籍制度改革对农民工市民化的干预效应。从图2、图3可以发现，户籍制度改革前后，存在较为明显的“跳跃”。但从表4、表5可以发现，户籍制度改革间隔期越短，影响效应越不显著，且存在弱负相关。而随着改革间隔期的拉长，这种关系逐渐趋于正向，但依旧不显著。这说明，户籍制度的“松绑”改革，相对短期来说，在长期会释放制度红利，但这种制度红利并不稳定。这可能一方面是由于户籍制度改革需要很大程度伴随其他制度性因素的改革，才具有实际意义，因此，影响效应显示出不稳定的迹象；另一方面，可能是由于制度瓶颈较大，且历史制度的形成和固化带来了长期的回摆效应和隐性影响，从而使得户籍制度改革的操作空间实际上越来越小，故而影响效应并不显著。总结断点回归结果，政府如果仅仅在形式上调整户籍制度是无法从根本上提高农民工市民化程度的，也无法在制度范畴内实现“以人为核心”的城市化。唯有平行推进多重制度因素的改革，例如优化和创新住房补贴政策工具、精准化社保对象保障机制改革以及理顺府际间的事权分包体制等，完善政府宏观经济调控逻辑和治理模式(完善城市化路径的顶层设计、粘合劳动力市场分割、调节城乡间和行业间收入分配)，才可能有助于农民工市民化水平的实质性提高。

综合而言，本文通过实证分析与检验发现，户籍制度的解冻与松绑显著提升了农民工市民化程度；住房财政支出相比社保财政支出，能够更加有效地促进农民工市民化的提高；以上两点如果能够在城市化水平较高的阶段实施，其制度红利更加明显。

五 结论及建议

新型城镇化战略推进背景下，户籍制度改革是其重要内容，针对当前户籍人口城镇化和常住人口城镇化率差距明显、农民工市民化进程不同步的现实，本文借助Anker生活工资法测量农民工市民化程度，通过面板数据固定效应回归模型(FE-OLS)和断点回归模型(Regression Discontinuity，RD)，验证了可能影响农民工市民化程度的主要制度性因素——户籍政策变革对农民工市民化程度存在显著的影响，户籍制度的解冻与松绑能够显著提升农民工市民化程度。虽然户籍制度改革在各地区、各时段上会有强弱差异，但其效果是普遍的。目前，对户籍制度改革所具有的激励性效果研究还不足，现行政策推行到中期乃至后期是否有效有待进一步观察。

据此，健康有序地推进新型城镇化，应注意如下几点:(1)以“因地制宜”的户籍制度改革为引导方向，促进农民工身份转换，提升农民工市民化程度;(2)在宏观经济管理方面，在坚持市场在资源配置中起决定性作用以及政府有限干预的基础上，运用多重政策工具，适度保障农民工群体(特困农民工家庭群体)的住房需求；(3)创新多重再分配与收入调节政策工具，抚平劳动力市场分割带来的棘轮效应，合理化城乡间的收入差距；(4)加强对各地区差异的平衡与调整，以及对各部门配套政策的动员与协调；(5)从全局出发，加强沟通，共同营造公平的劳动力市场环境；(6)避免新型户籍制度改革流于形式化、改革成果停滞不前等问题。