城市基本公共服务中存在“户籍歧视”吗？

程名望， 李代悦， 杨未然

(同济大学 经济与管理学院， 上海 200092)

一、 引 言

公平正义是中国特色社会主义的内在要求，是马克思主义追求的终极目标之一。党的十八大以来，党中央高度重视公平正义问题，一再强调公平正义是中国特色社会主义的内在要求，“促进公平正义、增进人民福祉”是社会改革和发展的落脚点。改革开放以来，由于“人口多，底子薄”的基本国情，中国选择了“效率优先，兼顾公平”和“让一部分人先富起来”的发展战略，取得了举世瞩目的“增长奇迹”[1]。在此过程中，也出现了收入差距和社会不平等等问题，特别是由于户籍制度和城乡鸿沟所造成的不平等[2-3]。以城乡流动人口为例，流动到城市的人口从1982年的657万上升到2019年的2.36亿，约占中国总人口的17%[4]。由于户籍制度和城市管理制度的制约，虽然城乡流动人口生活在城市，但却不能享受到与本地居民相同的社会保障、医疗卫生、子女基础教育等基本公共服务。不同群体之间基本公共服务不均等及其主观满意度评价成为影响社会公平乃至社会和谐稳定的重要因素[5]。

学者们高度关注城市基本公共服务均等化及其满意度评价问题，主要的研究可以归纳为三点：一是城市基本公共服务效率与均等化问题。Buchanan[6]的公共选择理论认为，政府应该尽可能将公共资金或公共产品均匀地分配在地区和个体之间。马国贤[7]从政府投入的公共资金的角度评价不同地区之间基本公共服务供给水平。傅勇[8]、陈硕[9]、丁菊红[10]等指出，财政自主权影响公共服务供给效率。倪红日[11]指出，“人均”的含义界定并不清楚，选择“户籍人口”的“人均”还是“常住人口”的“人均”是影响用财政投入衡量基本公共服务效果的障碍之一。用人均财政投入作为衡量基本公共服务水平的标准并不能捕捉到个体需求和宏观供给的匹配程度[12]，也不能衡量出公共服务的提供效率[13]。二是城市基本公共服务满意度问题。学者们认识到，影响居民城市基本公共服务满意度的因素十分复杂。从宏观上讲，政府的基本公共服务供给是影响居民满意度的重要因素。不少学者认为，提高公共财政支出、增加公共品数量、改革政府财政管理体系、下放决策权给地方政府能够提高居民基本公共服务满意度[8]。此外，根据Tiebout[14]模型，提高政府财政自主权能够提高公共服务供给，国内很多学者从财政分权角度研究基本公共服务满意度影响[7]。从微观上讲，微观个体对公共服务需求的异质性影响了基本公共服务满意度。Bearden[15]的期望-失验理论表明，个体教育水平、城乡属性、年龄差异等会影响个体对基本公共服务水平的期望，进而影响个体基本公共服务满意度。不同收入群体对保障型和发展型公共服务需求不同[16]；个体生活水平变化对居民地方公共服务满意度有显著影响[17]；社会阶层与地位、家庭背景等影响了个体对政府基本公共服务供给职能的定位，进而造成个体基本公共服务需求的异质性[18]。三是户籍约束下城市基本公共服务满意度的差异。对于城市流动人口而言，其城市基本公共服务满意度存在两种效应。一方面，和本地户籍人口比，由于户籍制度的存在，基础教育、公共医疗卫生服务、社会保障等外部性较小的“软公共服务”不能完全覆盖流动人口，当其直接观察到他们与本地户籍人口所获得的基本公共服务存在差异性时，会降低其基本公共服务满意度[10]。另一方面，和流动人口的来源地比，不同地区的经济发展能力不同，经济发达的地方可能为流动人口提供更多的工作岗位、更高质量的公共服务环境、更便捷的交通和更加完善的基础设施。这些外部性较强的“硬公共服务”使得流动人口在比较其所在户籍地与流入地时，赋予流入地地方政府更高的评价[3]，且相较于本地居民而言，会降低对流入地基本公共服务的期望进而提高其基本公共服务满意度。

总结上述文献发现，学者们对城市基本公共服务供给效率、均等化及其影响因素的研究比较丰富，但针对户籍约束下城市基本公共服务满意度差异的研究则较少。仅有的一些研究未能取得一致性结论。已有的文献仅从特定的公共领域(如流动人口的计生服务、农民工子女教育等)或者是对特定城市特定区域的基本公共服务满意度差异问题进行展开[19]。基于此，本文的创新和贡献有两个方面：第一，采用中国家庭追踪调查(CFPS)2012—2020年的微观调查且匹配《中国城市统计年鉴》宏观数据，在考虑宏观供给差异的同时，研究了户籍制度对微观个体的影响。CFPS调查样本覆盖25个省区市，以便能够捕捉到中国大多数地区，可以从全国层面进行较全面的研究。而问卷中对各类基本公共服务满意度的调查，使得本文能够建立基本公共服务的结构性和综合满意度指标。第二，拓展了不同群体之间基本公共服务满意度的异质性研究，该研究对于农民工市民化乃至公平正义的目标实现具有重要的现实意义。

二、 数据来源与模型建立

(一)数据来源

个体微观数据来源于2012年、2014年、2016年、2018年和2020年中国家庭追踪调查项目(CFPS)。CFPS调查样本覆盖25个省区市，经过数据处理，删除农村样本、有异常值和缺失值的样本、小于16岁和大于80岁的样本，共获得样本24315份。在采用的样本中，平均年龄为47.26岁，最小值为16岁，最大值为80岁；男性比例为52.7%，基本与女性占比持平；样本的受教育程度均值为10.27年，平均教育水平为初中水平。其他相关城市层面数据来源于历年《中国城市统计年鉴》。

(二) 模型建立与变量选择

由于被解释变量是有序数据，建立有序Probit模型如下：

Probit(Scoreits)=α+βMigrantits+ηXits+vs+τt+εits

(1)

其中，Scoreits表示t年s城市i个体的基本公共服务满意度，Migrantits表示i个体t年是否为s城市流动人口，Xits为系列控制变量。为了克服时间和区域异质性带来的冲击，设置时间和区域固定效应，其中，vs表示城市固定效应，τt表示时间固定效应，εits为误差项。具体的变量设置及说明如下：

1. 被解释变量

城市基本公共服务满意度是居民对政府公共服务的直接感知，是对政府基本公共服务供给数量、供给效率、服务质量的主观综合评分。基本公共服务一般包括保障基本民生需求的教育、就业、社会保障、医疗卫生、计划生育、住房保障、文化体育等领域。为了完整地测度居民对整个基本公共服务的评价，本研究选取问卷中以下6个问题分别衡量受访者对环境、就业、教育、医疗、住房、社会保障的评价，即：“您认为环境问题在我国的严重程度如何？”“您认为就业问题在我国的严重程度如何？”“您认为教育问题在我国的严重程度如何？”“您认为医疗问题在我国的严重程度如何？”“您认为住房问题在我国的严重程度如何？” “您认为社会保障问题在我国的严重程度如何？”借鉴吕炜等[5]的做法，用10分减去受访者的原始打分分值，得到从0到10表示居民对城市基本公共服务满意度的评价，得分越高表示居民对基本公共服务越满意，将6项得分的均值作为基本公共服务的综合评价得分，用“Score”表示。图1描述了居民对城市基本公共服务综合评价得分Score的分布图。分析可见，均值在3～4分的样本最多，占比19.6%；均值低于5分的样本数远大于高于5分的样本数，表明大多数居民对城市基本公共服务并不满意。结合表1的具体统计性数据看，总体满意度评价均值为3.470，整体满意度水平并不高。环境、就业、教育、医疗、住房、社会保障的满意度评分差异并不大，社会保障的满意度最高，均值为3.773，环境满意度最低，均值为3.033。

图2进一步描述了本地居民和流动人口的基本公共服务满意度的差异。分析可见，在总体满意度方面，本地居民的满意度为3.496，显著高于流动人口的3.159。就分项指标看，流动人口的各项基本公共服务满意度都低于本地居民。该描述性统计结果表明，由于户籍制度约束，本地居民和流动人口对基本公共服务满意度的评价存在较大差异。

图2 流动人口和本地居民基本公共服务满意度差异

2. 核心解释变量

本文核心解释变量为居民户籍情况。使用微观调查中户籍归属地所在县与常住地所在县是否相同作为户籍情况的代理变量。若户籍归属地所在县与常住地所在县即微观调查地相同，则取0，否则取1。

3. 控制变量

为降低遗漏变量可能造成的模型估计偏误，本研究结合已有文献，引入微观个体和城市层面两个类别的控制变量。微观控制变量包括年龄、性别、受教育程度、婚姻状况、月收入等个人层面变量。宏观控制变量包括城市人均公共服务支出、人均公共服务支出两年增长速度、人口密度、地方财政自主性、经济发展等城市层面变量。人均公共服务支出由“教育事业支出”“科学事业支出”的总和除以常住人口数量得到。(1)《中国城市统计年鉴》中报告的人数为户籍人口，不能用于本文计算“人均”变量。从2006年后，国家统计局要求地方人均GDP要以常住人口计算，因此可利用各城市的GDP/人均GDP估算出常住人口数量。由于公共服务和公共服务品具有规模经济效应，因此用人口密度控制基本公共服务的规模效应。1994年分权制度改革以来，部分地区公共品的投入依赖中央政府的转移支付，其公共服务供给效率依赖地方政府在分权制度下的政府治理[8]。借鉴高琳[12]的做法，地方财政自主性由城市层面“财政收入/财政支出”表示，值越大表明地方政府的自主性越强，更少依赖中央政府的转移支付。经济发展用GDP对数表示。

各主要变量的描述性统计见表1。

表1 变量说明和描述性统计

三、 回归结果分析

(一)全国样本估计结果

本研究采用Stata16.0的实证分析结果如表2所示。(1)列是户籍对总体基本公共服务满意度的回归结果，(2)～(7)列分别是户籍对环境、就业、教育、医疗、住房、社会保障满意度的回归结果。分析可见，户籍对总体居民基本公共服务满意度有显著影响，流动人口的基本公共服务满意度比本地居民基本公共服务满意度低，且通过1%的显著性水平检验。进一步地，从(2)～(7)的回归结果看，除就业满意度的结果不显著外，流动人口的环境、教育、医疗、住房、社会保障满意度都显著低于本地居民的满意度。其中，差异最大的是社会保障满意度，根据有序Probit边际效应的计算，没有户籍的居民会使社会保障满意度为满意(值为6)的可能性降低0.78%(2)由于有序Probit模型的回归系数没有经济含义，本文分析中报告了部分边际效应值。由于6分是满意度的及格线，所以本文报告所有边际效应是指满意度为6时的平均边际效应，后文不再说明。由于篇幅所限，本文并未报告边际效应表格，仅报告系数表格并在文中分析时指出部分边际效应，若读者有兴趣可向笔者索取。，其直接原因是流动人口并不能享受到流动地提供的社会保险，如养老保险、医疗保险、失业保险等；其次是教育满意度，户籍限制对教育满意度的边际效应为-0.56%，这与近年来城市居民越来越重视教育、学区房政策有关；再次是住房满意度，户籍限制对居民住房满意度的边际效应为-0.55%。在多数城市，居民需要享有本地户籍才能购买商品房、申请廉租房，而学区房的兴起更加重了流动人口对教育和住房的不满意度。户籍对医疗满意度的边际效应为-0.51%，对环境满意度的边际效应为-0.23%，低于户籍对住房满意度、教育和社会保障满意度的影响。这是因为，相较于教育、住房和社会保障而言，流动人口和本地居民医疗更容易通过政策调整、技术进步得以实现：如医疗报销可以通过异地就医当地报销、构建全国统一医保结算平台等；而环境相较于教育、住房和社会保障，拥有更高的外部性。此外，就业满意度并不显著，这也从侧面说明流动人口流动的主要原因是由流动地的就业岗位决定的。

表2 户籍对城市居民基本公共服务满意度影响的实证结果

从个体特征看，男性的满意度比女性满意度高；年龄越大，对基本公共服务满意度越高；有配偶的样本对就业和住房的满意度显著高于无配偶的样本。从个体收入情况看，收入越高，基本公共服务满意度越低。可能的解释为：当个体收入越高时，所上缴的税费越多，因此对政府的公共服务供给的要求更高，期待值相较于低收入个体较高。受教育程度越高的个体，基本公共服务满意度越低，且对基本公共服务各组成部分也呈现显著的负相关。教育是人力资本的体现，受教育程度越高，很可能带来更高水平的收入，上缴的税费越多，对公共产品的要求更高。

从宏观层面看，人均公共财政支出在5%显著水平下正向影响居民基本公共服务满意度，这与陈世香、高琳[17, 12]早年的研究并不一致，说明相较早年的研究结果，政府在提供基本公共服务的效率上有所提高，增加人均公共财政投入会对居民的基本公共服务满意度产生积极影响，体现“服务型”政府改革的成果；但人均公共财政支出的增长速度并未对居民的城市基本公共服务产生显著影响；财政分权对基本公共服务会产生一定的影响，在学界具有广泛的认可，但其机制与影响效果，尤其是对发展中国家的影响并未得到统一的结论。就本研究而言，城市地方财政自主性会降低基本公共服务满意度，且系数显著，财政分权可能在地方政府存在竞争关系、地方政府缺乏技术和财政能力时，分权对基本公共服务的供给会带来更坏的影响。[20]地方经济的发展也能为居民基本公共服务满意度带来显著的正向影响。城市GDP的增加能够显著地增加城市居民基本公共服务综合满意度，且在5%水平下显著。城市GDP的增加主要是通过对居民的就业、医疗满意度渠道增加综合满意度，但对环境、教育、住房、社会保障满意度并没有显著影响。此外，人口密度并未对基本公共服务满意度造成显著影响，表明人口数量并不是影响基本公共服务满意度评价的核心因素。

(二)分区域估计结果

中国国土辽阔，在发展过程中，存在区域发展不平衡的现象，各地区的经济发展情况、地方政府基本公共服务供给水平等具有较大的差异。为了进一步分析户籍制度对居民基本公共服务满意度的影响，首先按照是否为京津冀、长三角、珠三角三大经济圈，将样本分为两组进行分组回归。再按照中东西部经济带，将样本分为三组进行分组回归。表3报告了分区域分组回归的结果。

表3 分区域估计结果

分析表3中的(1)(2)可见，在三大经济圈内和三大经济圈外，户籍对基本公共服务满意度的影响都在1%水平下显著且系数都为负。但从弹性系数看，在三大经济圈内，户籍制度对居民基本公共服务满意度的影响高于三大经济圈外。可能的原因为：虽然经济圈内的经济发展状况较好、能给流动人口带来的工作岗位选择更多、工资更高，但社会在关注“效率”时，更容易忽视“公平”。

分析表3中的(3)(4)(5)可见，西部户籍限制对基本公共服务满意度影响不显著，中部和东部的影响显著为负。就弹性系数看，东部户籍制度对基本公共服务满意度影响最高，西部最低。可能的原因在于：一方面，正如三大经济圈的分组回归结果，东部的经济发展要优于西部和中部，经济发展到一定程度，居民对“公平”的诉求更大。经济的发展体现了效率的增加，但是同时也牺牲了“公平”。另一方面，西部的户籍制度带来的歧视可能会更少一些，即使没有户籍，流动人口也能够享受到和本地居民相似的基本公共服务。

(三)分城市规模估计结果

由于公共服务具有规模效应，不同大小的城市提供基本公共服务的成本不同。因此，本文按照城市常住人口的数量，将样本分为常住人口大于1000万的超大城市、500万～1000万的特大城市和小于500万的其他城市。由表4的分析结果可见，和基准结果一致的是，户籍制度对居民基本公共服务的满意度呈现负向影响。模型(1)显示，在超大城市中户籍制度对基本公共服务满意度的影响要低于特大城市的影响。模型(2)显示，在特大城市中流动人口和本地居民的基本公共服务满意度差距最大。模型(3)显示，在常住人口小于500万的城市中，户籍制度对居民基本公共服务满意度的影响最小，且不显著。造成此结果的可能原因为，超大城市的经济实力、经济的发展弥补了户籍制度尤其是就业、社会保障、教育带来的负面影响，居民可以通过工资溢价购买类似基本公共服务的商品与服务，如加入商业保险、上私立学校等以弥补户籍与非户籍之间享受到的公共服务不同。因此，即使户籍制度较为严格，也可以通过经济发展减少户籍制度带来的负面影响，而常住人口较少的城市往往户籍管理制度并不严格，流动人口受到的户籍歧视较小。

表4 分城市规模估计结果

四、 机制分析：经济发展是否调节了户籍带来的负面影响？

上文的实证结果表明，流动人口与本地居民的基本公共服务满意度存在显著差异，且该差异和经济发展水平存在显著关系。经济发展水平高的地区拥有更多的劳动力需求，提供了大量的就业岗位，吸引流动人口[21-22]。按照Tiebout“用脚投票”理论，正是因为不同地方政府提供的基本公共服务质量和产品不同，才会使得居民“用脚投票”，使得人口流动到他们认为基本公共服务更好的地方去。那么，流动人口的满意度应该至少和本地居民一致。但由于户籍制度的存在，人口不能自由流动，中国人口流动有公共服务的原因，但更重要的是流动地能够提供更好的工作，而流动人口可能会争夺本地居民的资源，从而使本地居民倾向于排斥他们。由表2中城市经济发展变量系数及表3、4的异质性分析可知，经济发展能够影响居民城市基本公共服务满意度。因此，为了进一步探究户籍制度影响基本公共服务满意度的机理，利用2012年、2014年和2016年(3)由于2018年、2020年的调查中并没有“您是否因为户籍受到歧视？”这一问题，因此仅使用2012年、2014年和2016年的样本。问卷调查中“您是否因为户籍受到歧视？”来验证户籍对基本公共服务综合满意度的影响，并交互经济发展状况，探究经济发展是否调节了户籍带来的负面影响。

表5中，模型(1)和(4)为全样本回归的结果，模型(2)和(5)表示流动人口样本的回归结果，模型(3)和(6)表示PSM最近邻匹配(k=1)后的样本回归结果。除了去除户籍变量以外，其他控制变量和基准回归模型一致，并控制了年份效应。结果显示，无论是否交互，无论是在哪一种样本下，经济发展对居民基本公共服务都有显著的影响，经济发展是吸引流动人口流动的重要原因。受到户籍歧视的人口对基本公共服务满意度显著降低。户籍歧视和经济发展的交互项并不显著，但加入交互项后户籍歧视对基本公共服务满意度的负向影响降低，但并不显著。该结果说明，即使经济发展会带来流动人口和本地居民基本公共服务满意度的提高，但并没有调节由于户籍歧视带来的负面影响。在我国经济发展进入高质量发展阶段以后，由于户籍带来的负面影响可能会随着经济发展逐渐平稳而更加严重。

五、 稳健性检验

上述研究结果表明，流动人口基本公共服务满意度显著低于本地居民的基本公共服务满意度，但由于数据和样本的限制，可能会出现样本选择偏差的问题。比如，流动人口认为流动地的基本公共服务更好才选择流动，或者对流动地的基本公共服务不满意才不选择流动。事实上，由于样本采样地在流动地，在选择样本时就已经显示了流动人口“用脚投票”的结果了。因此，为了降低样本选择偏误和可能存在的模型误设问题对实证结果的影响，本文使用倾向得分匹配法构造户籍制度对城市居民基本公共服务满意度的反事实框架用以进行稳健性检验。

PSM的思想是将样本按照处理变量分为实验组和对照组，首先根据协变量计算样本的倾向得分，一般用Logit回归，然后根据倾向得分将实验组和对照组的样本进行匹配，减少数据偏差和混杂因素的干扰。在匹配前，PSM需要对两组样本进行平衡性检验，使两组样本除了处理变量有差异外，其他的解释变量不存在系统性差异，进而可以近似地视为一个自然实验，减少样本选择偏误的问题。具体来讲，将流动人口样本组作为实验组，本地居民样本组作为对照组。本文利用了常见的匹配方法，最近邻匹配(k=1和k=4)、半径匹配、核匹配等进行匹配，最近邻匹配法(k=1)得到的变量平衡性检验结果如表6所示(4)由于篇幅所限，本文仅汇报最近邻匹配(k=1)的变量平衡性检验结果，其他匹配方法的变量平衡性检验结果均通过平衡性检验。。由表6可知，样本在匹配之前，除了性别以外，所有变量的标准化偏差都大于10%，且在1%显著水平下显著。这在进行了最邻近匹配(k=1)后，所有变量的标准化偏差都缩小到小于10%。这说明通过匹配，PSM有效地减少了实验组与对照组的系统性差异，可以近似地认为是随机实验。基于匹配后的样本，可以推导出实验组的平均处理效应(Average Treatment on the Treated，ATT)为：

(2)

公式(2)中，Di表示处理变量，反映个体i是否为流动人口，y0i表示本地居民的基本公共服务综合满意度，y1i表示流动人口的基本公共服务综合满意度。N为实验组的个体数，yi和yj分别表示实验组和对照组的处理结果，w(i,j)为配对(i,j)的权重。

表6 匹配变量平衡性检验结果

表6(续)

表7报告了最近邻匹配(k=1和k=4)、半径匹配、核匹配的倾向得分匹配结果，并报告了实验组的平均处理效应。在匹配前，样本总体的平均处理效应为-0.337，t值为-7.160，说明在不添加任何控制变量前的情况下，流动人口的基本公共服务综合满意度比本地居民的基本公共服务综合满意度低-0.337，且在1%显著水平下显著。匹配后，实验组的平均处理效应有所降低，通过最邻近匹配(k=1)得到的实验组平均处理效应为-0.307；通过最邻近匹配(k=4)得到的实验组平均处理效应为-0.250；通过半径匹配得到的实验组平均处理效应为-0.252；通过核匹配得到的实验组平均处理效应为-0.249，且都在1%的统计水平上显著。这表明流动人口的基本公共服务综合满意度显著低于城市居民基本公共服务综合满意度，与本文有序Probit估计的结果一致，说明通过有序Probit模型估计的户籍对城市居民基本公共服务满意度影响的研究具有良好的稳健性。

表7 Score倾向得分匹配结果

六、 结论与政策含义

中国“十四五”规划强调，要推动以人为核心的城市发展，发挥中心城市和城市群带动作用，建设现代化都市圈，推进以人为核心的新型城镇化。在推动城镇化过程中，流动人口基本公共服务是需要解决的核心问题。本文采用中国市级政区与微观个体样本数据，实证分析了户籍制度对居民基本公共服务满意度的影响。研究发现：流动人口基本公共服务满意度显著低于城市本地居民基本公共服务满意度，尤其是在教育、医疗、住房和社会保障的满意度方面。户籍制度显著降低了流动人口的基本公共服务满意度，这种作用是通过流动人口受到“户籍歧视”造成的。进一步的机制性分析发现，经济发展虽然能够吸引流动人口迁移到流动地，且能提高居民的基本公共服务满意度，但并不能调节和减弱“户籍歧视”导致的流动人口和本地居民的满意度差异。

习近平总书记在论述扎实推动共同富裕时明确提出，要“促进基本公共服务均等化”。公共服务普及普惠是共同富裕的基本要求与判断标准之一。作为公共服务普及普惠的具体表现形式，基本公共服务均等化是共同富裕的内在要求和应有之义。学界和政府除了应该关注以往关注较多的基本公共服务区域不均等、城乡不均等以外，还应该关注到城市不同群体间的基本公共服务不均等，尤其是在如今“新二元”结构下，流动人口和本地居民之间的基本公共服务不均等。基于本文研究结果和共同富裕的内在要求，本文提出以下建议：一是增强基本公共服务的区域联动性。为实现基本公共服务与人口流动相适应，要进一步深化户籍制度改革，加快推进城市间落户积分互认，尤其是城市群内部的不同城市间的落户积分互认政策，增强区域间联动性，推动都市圈建设和城镇化进程，保障流动人口在不同城市间获得相似的基本公共服务。二是统筹协调基本公共服务均等化，健全区域内部协调发展体制。要提升流动人口基本公共服务满意度，财政投入、基础设施公共服务就应该相应增加，这势必会对地方财政增加负担。因此，中央政府的“输血”方向应该根据流动人口群体特点，保持对基本公共服务的转移支付与常住人口挂钩，与人口流动方向一致，制定和完善基本公共服务制度与政策，以提升地方政府实现基本公共服务均等化的积极性。三是提高要素供给与基本公共服务需求的一致性。土地是生产生活的重要保障，土地供给要坚持与人口流动方向一致，保障建设用地的增加跟人口流动产生的实际的住房建设、基础设施公共服务等方面需求相匹配，以增加都市圈对于人口和经济的承载能力，促进不同群体基本公共服务均等化。