户籍制度对农业转移人口市民化的影响

作者:织梦网浏览:201


    根据国家统计局发布的年度《农民工监测调查报告》,截至2018年我国农业转移人口①规模已达28836万人,占全国人口总数的20.37%,农业转移人口是城镇化建设的主要力量。从发达国家的城镇化发展规律来看,农业转移人口市民化进程应该是一个稳定有序的过程。推进农业转移人口市民化进程是一个动态过程和静态结果的统一,其中“化”强调动态过程,“市民”则强调最终结果。虽然户籍的转变不是农民工市民化的标准,但从目前中国经济社会发展水平和体制改革的进程来看,城镇户籍的全面放开不是一蹴而就的,常住人口享受均等化的城市公共服务一时难以实现,因此,户籍制度是制约和衡量农民工市民化进程的关键因素。
 
    我国户籍制度的演变历程经历了三个阶段:第一阶段是中国城乡二元户籍管理制度的正式建立,即将城乡居民区分为“农业户口”和“非农业户口”两种不同户籍。第二阶段是实施居民身份证制度,小城镇户籍逐步放开,允许符合条件的农业人口在小城镇落户。第三阶段是新型户籍制度改革目标确立。十八届三中全会召开后,《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》首次提出“农业转移人口市民化”的概念,国家层面加快了户籍制度改革步伐,表明我国在推进农民工市民化发展方面进入了一个新时期和新阶段。2014年7月,国务院印发《关于进一步推进户籍制度改革的意见》,为农民工市民化提供了制度上的保证。2016年1月1日,《居住证暂行条例》颁布实施,为农业转移人口在城市“落脚”提供了制度保障。推动农业转移人口市民化进程的政策目标也从初期单一的就业保障,转向包含医疗、教育、居住等公共服务均等化系列目标,国家户籍制度的改革探索提速。总体来看,我国农业转移人口市民化制度的演进经历了从严格控制到逐步放开的过程,这种制度的演变与我国经济发展及城镇化建设的进程是相辅相成的。户籍制度改革的最终指向是打破“农业人口”和“非农业人口”的户籍限制,并删除依附在户籍关系上的种种社会经济差别功能[1]。
 
    一、文献与理论
 
    1.文献综述。
 
    关于户籍制度对农业转移人口市民化进程的影响,国内学者运用不同方法从不同角度进行了深入的研究。一方面对户籍制度和农业转移人口市民化做了很多定性的研究,研究大多认为户籍制度对农业转移人口市民化的影响弊大于利[2]。刘传江(2009)认为农业转移人口市民化的本原制度障碍是户籍制度,进而构建了户籍制度对农业转移人口市民化影响的分析框架。蔡昉(2010)认为各地户籍制度改革进程中不同的激励办法自然会形成做法迥异的推进方式和制度设计,进而形成户籍制度改革方式的多样性。因此,多样性是以地方政府分权为基础的户籍制度改革的必然路径。这一派观点也是当前我国各地户籍制度改革实践中遵循的政策建议,其观念影响力最为广泛。另一方面,通过实证分析户籍制度对农业转移人口市民化的影响,采用抽样调查的定量研究方法得出研究结论。如陆铭(2011)等通过样本分析认为,我国户籍制度和土地产权制度对人口自由流动有很大的束缚,户籍身份的差异造成相关的收入、公共服务等差距,危害城市的发展。陈昭玖(2016)借鉴制度变迁理论重新梳理出影响农业转移人口市民化供给和需求的因素,并基于样本数据分析得出户籍管制显著影响市民化供给的结果,认为户籍管制的回报差异是影响农业转移人口市民化程度代际差异的重要因素。通过文献研究不难发现,我国户籍改革中的主要难点在于户籍制度管理和农业转移人口市民化之间的矛盾。大多数学者研究强调农业转移人口市民化的成本[3],以及推动中小城市农业转移人口市民化可以借鉴的经验,而忽视了整体的农业转移人口市民化可能的途径。因此本文以全国的面板数据为依据,运用实证分析的方法,探讨户籍制度改革对农业转移人口市民化进程产生了怎样的影响,并提出持续推进户籍制度改革、切实提高农业转移人口市民化水平的若干政策建议。
 
    2.研究理论。
 
    本文借助索洛增长模型的生产函数来分析户籍制度对农业转移人口市民化的影响。基于制度(I)是一个内涵非常广泛的概念,假设制度(I)可以设定为有不同的维度。可令(I)=(I1,I2,I3,……In)为所有制度维度的向量,则定义Z=φ(1)为整个制度的综合评价指数,Z∈[0,1]。假设技术进步为哈罗德中性,则生产函数形式可以写为:
 
    Y9t)=F(K(t),A(t)L(t)
 
    在此基础上,给定资本、劳动、知识的初始水平,根据规模报酬不变假设,可以将生产函数写成密集形式,其各要素的动态变化方程是:Yt=AtF(Kt,Lt)对其求微分:
 
    dYtYt=dAtAt+AtΚt(∂F∂Ft)YtdΚtΚt+AtLt(∂F∂Lt)YtdLtLt
 
    如果要素是充分竞争的,则:资本的报酬r=At∂F∂kt,劳动的报酬w=At∂F∂Lt
 
    而dYtYt、dAtAt、dΚtΚt、dLtLt分别为总产出、技术、资本和劳动的增长率,可以分别用GY、GA、GK、GL代替,则有:
 
    GY=GA+wkGk+wLGL(1)
 
    假设户籍制度能够影响劳动者的生产,在索洛模型中引入制度因素,则生产函数变为:
 
    Y(t)=AtF(Kt,ItLt)(2)
 
    公式(2)中的It代表的是制度变量,对公式(2)按公式(1)进行相同的处理,结果为:
 
    GY=GA+wkGk+wLGL+wLGI(3)
 
    公式(3)表明,当制度变量对经济增长作用时,经济增长率可以分解为资本、劳动、技术进步和制度变迁四个方面。理论分析显示户籍制度能够影响劳动者在相同条件下的工作,从而对经济增长有促进作用。依据制度变迁理论,户籍制度的设置在于使其成员获得一些在结构外不可能获得的追加收入,进而影响到产权制度变迁并改变个人或团体竞争的方式,这样的户籍制度变迁才能切实推动农业转移人口市民化进程。由于制度Z=φ(I)是包括了众多因素的综合变量,一般考察的维度主要包括“改革”和“开放”。因此本文运用户籍开放程度来综合户籍制度变迁的指数,研究户籍制度改革对农业转移人口市民化的影响。
 
    二、计量策略
 
    1.研究变量选择。
 
    本文选用农业转移人口市民化率作为被解释变量,来衡量农业转移人口市民化进程。农业转移人口市民化率是指一个国家(地区)农业转移人口取得城市户口,即成为该地区城镇居民占该地区总的农业转移人口的总数。考虑到数据的可获取性,本文中的农业转移人口市民化率=农村户籍人口变动量(上一年农村户籍人口一本年农村户籍人口)/该地区的农业转移人口总数,农村户籍人口变动量反映了农业转移人口群体中由农村户籍变为城市户籍的人口数的相对水平,可以粗略的计算为农业转移人口市民化水平。
 
    在解释变量方面,一是户籍制度(registration)。户籍管制程度=城镇户籍人口/城乡总人口,指标越大,反映了城镇户籍管制越松;二是农业转移人口流向城市的人口数(migration),主要从农业转移人口的主观愿望考察市民化的意愿,农业转移人口在城市工作越多,反映农业转移人口留在城市的意愿越强;三是户籍管制程度和农业转移人口流向人数(Inter)交互项。从操作的意义上说,交互项就是两个或多个自变量的乘积。在回归模型中引入交互项后,参与构造交互项的各自变量对因变量的作用依赖于交互项中其他自变量的取值。交互项的存在表明了某个解释变量对因变量的作用是以另一个解释变量的不同取值为条件的[4],因此交互效应也被解释为条件效应。引入交互项表示户籍制度与农业转移人口人数相互作用的结果,如果交互项系数为正,表明户籍制度作用于农业转移人口群体,有效提高农业转移人口市民化率;如果交互项系数为负,则表明户籍制度对农业转移人口群体没有起到应有的效应,户籍制度影响了农业转移人口市民化率的提高。
 
    其他控制变量方面,影响农业转移人口市民化的因素有很多,本文关注户籍制度造成户籍不同的人口间所享受的公共服务不同,因此本文选取的其他控制变量主要有:(1)农业转移人口参保的比例(security),采用东中西部农业转移人口参加养老保险的比例来表示,作为衡量户籍制度深度改革的指标。(2)农业转移人口的收入水平(income),采用东中西部农业转移人口月平均工资水平来表示。(3)财政支出(expenditure),采用东中西部的公共财政支出数据。(4)GDP(gdp),采用东中西部的GDP水平。(5)高考人数(entrance),农业转移人口在城市里打工的主要原因是为了给下一代创造更好的生活,本文选用有户籍且能参加高考的人数。
 
    2.数据来源与区域划分。
 
    本文采用2008-2016年全国东中西部的数据,对户籍制度改革影响农业转移人口市民化进行测评,原始数据主要来源于国家统计局发布的2009-2016年《全国农民工监测调查报告》及国泰安数据中心《区域经济》和历年《中国人口和就业年鉴》。其中,农业转移人口的数据来源于全国农民工监测调查报告,人口总数据来源于其他年鉴。为了更深入地研究我国户籍制度改革情况和农业转移人口情况,将我国划分成东部地区、西部地区与中部地区(1)。由于受数据的限制,文章研究的对象是东中西部的动态面板数据,即横截面的维度n=3,时间维度T=9,由于n相对于T较小,因此是长面板数据。在长面板中,对于可能存在的固定效应,通过LSDV法来考察;关于时间效应,通过加入时间趋势项来控制。因此,为了消除模型估计偏误,本研究选取个体固定效应模型(Two-wayFixedEffectsModel)对户籍制度作用于农业转移人口市民化的影响效应进行估计,模型设定如下:
 
    Yi,t=α0+β1regi,t+β2migi,t+β3(reg×mig)I,t+β4lnsecurityi,t+β5lnincomei,t+β6lnexpenditurei,t+β7lngdpi,t+β8lnentrancei,t+ηi+μt+εit
 
    其中,i和t分别表示第i个地区和第t年,α0为常数项,βi(i=1,2,…,8)为对农业转移人口市民化有影响的各解释变量系数,ηi和μt分别代表地区固定效应与时间固定效应,εit表示随机误差项。
 
    表1计量分析结果
 
   
(1) 
OLS
(2) 
RE
(3) 
FE

registration
2.425212**
(0.467064)
2.309976***
(0.6965809)
2.425217***
(0.4670612)

migration
0.0002038**
(0.0000345)
0.0002255***
(0.0000621)
0.0002038***
(0.0000345)

Inter
-0.0004346**
(0.0000658)
-0.0004046***
(0.0001168)
-0.0004346***
(0.0000658)

lnsecurity
-0.09866***
(0.0013033)
-0.061104*
(0.0428649)
-0.0986598**
(0.0013032)

lnincome
-0.2140902*
(0.1022222)
0.0404309*
(0.0521303)
-0.2140888**
(0.1022218)

lnexpenditure
0.0380847
(0.0703225)
-0.0957736*
(0.0615594)
0.0380849*
(0.0703219)

lngdp
0.2955645
(0.1232382)
0.0922946**
(0.0497118)
0.2955645**
(0.1232365)

lnentrance
-0.2335564*
(0.0676679)
-0.1731917***
(0.0608423)
-0.2335569***
(0.0676684)

常数项
--1.730947*
(0.5506788)
-0.5202774*
(0.5974354)
-1.821381**
(0.9329524)

hausman
  Prob>chi2 = 0.0454
 
    注:*、**、***分别表示显著性水平为10%、5%和1%;括号中为t值。下同。
 
    3.模型估计结果及分析。
 
    考虑到数据搜集的局限性以及模型用的是平衡长面板数据,采用Stata13.0软件对模型参数进行估计。为了便于比较各种方法的估计值,本模型是先在混合模型(混合回归OLS)和固定效应(FE)模型间选择,固定效应的结果F检验的P值为0则支持使用固定效应,进一步使用LSDV法考察,大多数个体虚拟变量均很显著,即认为存在个体效应,不应使用混合回归;再在随机效应(RE)和固定效应模型间选择,从Hausman检验结果来看,检测值chi2为6.19,P值为0.0454,Hausman检验值在5%的显著性水平上拒绝了原假设,因此本文运用面板数据的固定效应模型对模型进行回归,表1报告了三种模型的估计值。通过对随机效应和固定效应模型的研究,固定效应可以控制时间和地区因素。另外,为了消除模型估计偏误,本研究选取固定效应模型(Two-wayFixedEffectsModel)对户籍制度影响农业转移人口市民化进程的效应进行估计。
 
    为了确保参数估计具有稳定性,本文首先分析户籍制度和农业转移人口总量对农业转移人口市民化水平的影响,然后逐步增加交互项、农业转移人口保险水平、农业转移人口收入水平、地区公共财政支出、地区GDP以及高考户籍人数等控制变量,以分析对农业转移人口市民化水平的影响。回归结果见表2。
 
    表2户籍制度对农业转移人口市民化水平影响的实证估计结果
 
变量 模型 (1) 模型 (2) 模型 (3) 模型 (4) 模型 (5) 模型 (6)

常数项
-10.26096*
(5.621955)
-0.6422773**
(0.3088511)
-0.6793226**
(0.3403454)
-0.8509699
(0.5429624)
-1.1057781***
(0.5032038)
-1.821381**
(0.9329524)

registration
0.16445*
(0.888508)
1.258221**
(0.5981116)
1.351698**
(0.6889258)
1.440163*
(0.7381959)
1.436043***
(0.5286465)
2.425217***
(0.4670612)

migration
0.8540582*
(0.421701)
0.0001404***
(0.0000612)
0.0001443***
(0.0000642)
0.0001536**
(0.0000696)
0.0001729***
(0.0001001)
0.0002038***
(0.0000345)

fd
  -0.0002538***
(0.0001108)
-0.0002604***
(0.0001159)
-0.0002797**
(0.0001277)
-0.0002938***
(0.0001001)
-0.0004346***
(0.0000658)

logsecurity
    -0.006775
(.0026681)
-.0002797
(.0449504)
  -0.0986598**
(0.0013032)

logincome
      0.0217407
(.0526861)
  -0.2140888**
(0.1022218)

logexpenditure
        0.0183155***
(0.00836)
0.0380849*
(0.0703219)

loggdp
          0.2955645**
(0.1232365)

logentrance
        -0.0871676***
(0.032306)
-0.2335569***
(0.0676684)

修正的R2
0.8068 0.8677 0.8486 0.7986 0.8986 0.8703
 
    修正的R20.80680.86770.84860.79860.89860.8703
 
    注:*、**、***分别表示显著性水平为10%、5%和1%;括号中为t值。下同。
 
    由表2的模型(1)和模型(2)可知,户籍制度、农业转移人口总量对农业转移人口市民化水平有显著的正向影响,交互项对农业转移人口市民化水平有显著地负向影响。当逐步将控制变量引入到双向固定效应模型后,模型(3)和模型(4)的控制变量都无显著性影响,考虑到计量经济模型引进部分影响因素作为解释变量会遗漏一些相关变量,存在着遗漏变量会增大均方误差情况,从而降低回归方程的拟合优度模型。为了能够获得数据的主要影响因素作为解释变量引人模型,模型(5)采用向前逐步回归的分析方法得到结果。向前逐步回归是从只含有常数项的简单模型出发,逐步加进满足显著性水平的变量,得到最终的模型。使用0.01的显著性水平,向前逐步回归分析。模型中的变量户籍制度、农业转移人口总量、交互项、地区公共财政支出及高考户籍人数这些变量均满足0.01的显著性水平。而模型(6)是采用向前逐步回归的分析方法在变量均满足0.05的显著性水平得到的结果,模型(6)从模型回归结果的整体显著性检验来看结果很好。
 
    以下主要分析模型(6)固定效应(FE)的估计结果。在不考虑户籍管制程度和农业转移人口流向各地人数的交叉项时,仅仅从单个解释变量对农业转移人口市民化率的局部效应来看,户籍管制程度、农业转移人口流向各地人数与农业转移人口市民化率都表现出正相关关系,且均在5%的水平上显著,这与实际的经济意义一致。户籍制度越开放,农业转移人口入户的门槛越低,市民化的程度就高,农业转移人口流向人数总量高的地区,因经济发达从而生活工作条件优越,市民化的程度就高。但户籍管制程度和农业转移人口流向各地人数的交叉项,与农业转移人口市民化率则呈现出的是负相关关系。交互项的偏回归系数-0.0004,揭示了户籍管制程度和农业转移人口流向各地人数这两个连续变量对因变量的非线性作用。它表明各地区户籍管制开放程度和各地区农业转移人口流向人数两项的共同作用与农业转移人口市民化的作用间存在着相互削弱的关系,户籍制度作用于农业转移人口群体对农业转移人口的市民化率没有起到正向的作用。这与前文的推论也一致,即户籍制度真正作用于农业转移人口群体还是有限的,两者的交互作用会因农业转移人口流向各地的人数每年都在增加,而与户籍制度管制产生冲突,所以两者的综合作用会对农业转移人口市民化率表现出负相关关系具有合理性。
 
    户籍管制程度(registration)的系数为2.4252,表明户籍制度显著地影响了农业转移人口市民化的进程,户籍制度管制越松即开放的程度越高,农业转移人口市民化率越高,因此加快户籍制度的改革进程有利于推动市民化的进程,加快我国城镇化的建设。农业转移人口流向各地人数(migration)的参数估计值0.0002是显著水平,说明各地农业转移人口总数会影响农业转移人口市民化,即各地农业转移人口流向人数越多,农业转移人口市民化的意愿越强。实证结果表明:户籍制度对农业转移人口市民化的水平是有影响的,当前户籍制度作用于农业转移人口群体的意义不大,对农业转移人口群体有针对性的户籍制度改革措施不多,农业转移人口市民化的进程因而推动的力度不大。
 
    此外,农业转移人口参保人数(logsecurity)对市民化的影响具有一定的抑制作用。收入水平(logincome)的变动影响农业转移人口市民化的意愿。公共财政支出(logexpenditure)的估计系数显著为正,说明加快了农业转移人口市民化的进程。各地的GDP收入(gdp)显示具有正的效应,经济越发展,农业转移人口市民化的意愿就高。高考的人数(logentrance)缩小了农业转移人口市民化率。因此,从控制变量分析来看,推进农业转移人口市民化的进程主要与财政支出和GDP相关,而这些变量都是与政府制度层面相关的变量,这与上文的制度变迁理论分析一致,推进农业转移人口市民化进程关键是要从制度着手,当现存制度不能使人们的需求满足时,就会发生制度的变迁,从而将打破城乡二元户籍制度的藩篱。
 
    三、结论与建议
 
    本文选用2008-2016年全国东中西部面板数据,运用固定效应模型对户籍制度对农业转移人口市民化进程的影响效应进行了有效估计,实证估计结果表明:户籍制度开放度对农业转移人口市民化的影响有较为显著的正向促进作用,各地区农业转移人口涌入的人数对农业转移人口市民化的影响是正向显著的;进一步验证了户籍开放和农业转移人口涌入量这两个连续解释变量与因变量农业转移人口市民化存在相互削弱的作用。
 
    通过数据分析,可得出如下结论:第一,户籍制度与农业转移人口市民化进程有着密切关系,户籍制度改革后管制越松的地区农业转移人口市民化率越高。但户籍制度作用于农业转移人口群体的负效应影响较大,阻碍了农业转移人口的市民化进程。这也阻碍了“包容性城市治理”以人为本的理念[5]。第二,地方经济的发展水平和地方的财政支出与农业转移人口市民化进程有着密切关系,更多的农业转移人口涌向东部城市工作生活,在东部城市市民化的意愿比较强烈。但各大城市户籍开放度存在显著差异,户籍人口城镇化率越低的地区往往落户门槛越高,北上广深四个主要城市获得户口难度最大。尤其是在东部的城市,落户是比较困难的,这些城市逐渐开放落户制度,采用的主要是积分制和准入制,但这些制度对于想落户的农业转移人口来说是很困难的。这意味着户籍制度彻底改革仍然存在较大困难,要实现完全的户籍开放仍然任重道远。第三,推动户籍制度改革的户籍政策对农业转移人口没有很大的“偏袒”,农业转移人口在城市里落户相对于其他群体仍处于弱势地位。而农业转移人口由于在城市内务工,其生活习惯和生活方式已与城市接轨,已初步具备城市生活条件。而新生代农业转移人口,对在城市享受均等的公共服务诉求更强烈,因此在城市内务工的农民和新生代农业转移人口这两类群体是户籍制度转户的重点群体,也是农业转移人口市民化进程的重要对象,但这两类人群在城市里落户的进程中没有户籍制度的优待。政府层面应当负起应尽的责任和义务,分析这些福利制度在不同条件下的相关利益博弈及其可能结果,进一步推进户籍制度改革。
 
    参考文献
 
    [1]辜胜阻,李睿,曹誉波.中国农民工市民化的二维路径选择——以户籍改革为视角[J].中国人口科学,2014(5).
 
    [2]刘小年.农民工市民化的影响因素:文献述评、理论建构与政策建议[J].农业经济问题,2017(1).
 
    [3]陈钊,徐彤,刘晓峰.户籍身份、示范效应与居民幸福感:来自上海和深圳社区的证据[J].世界经济,2012(4).
 
    [4]金戈.中国基础设施资本存量估算[J].经济研究,2012(4).
 
    [5]李烁,曹现强.以包容性城市治理推动城市转型发展[J].行政论坛,2018(4).
 
    注释
 
    1农业转移人口包括两种情况:一是指农业人口向农业内部各系统的转移,如种植业转向养殖业;二是指向农业系统外的其他部门和行业的转移。本文讨论的是第二种情况,即农民工的城镇化,指户籍仍在农村,在本地从事非农产业或外出从业6个月及以上的劳动者逐步在城镇就业和落户。
 
    2其中东部地区为北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南共11个省;西部地区为内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆共12个省;中部地区为山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南共8个省。

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