主觀市民化能力會影響大城市流動人口的城市居留意愿嗎？
——以上海市為例

汪然 李挺

（復旦大學 社會發展與公共政策學院，上海 200433）

一、引言

改革開放四十年以來，隨著我國經濟的持續快速發展和工業化、城鎮化的加速推進，數以億計的勞動力從農業部門向非農部門流動，從落后地區向發達地區流動，產生了數量龐大的流動人口。根據國家統計局發布的《中華人民共和國2019年國民經濟和社會發展統計公報》顯示，截至2019年底，全國共有2.36億流動人口，占當年全國總人口的16.86%。上海市作為我國第一大城市，憑借其較高的經濟發展水平吸引了大量流動人口。根據《2019年上海市國民經濟與社會發展統計公報》的數據顯示，截至2019年底，上海市外來流動人口高達977.71萬人，占上海市當年常住人口總數的40.27%。人口大規模流動尤其是農業勞動力的流動和轉移促進了第一次人口紅利的實現，成為中國經濟可持續增長的重要源泉（蔡昉，2010）。但是，長久以來，由于城鄉二元結構和戶籍制度的限制，使得流動人口市民化進程受阻，流動人口平等地享受城市基本公共服務的權益并沒有得到有效地實現。這限制了他們在穩定城市勞動力供給、增加城市消費需求等方面作用的發揮。

近年來，流動人口市民化問題在理論和政策層面上受到了高度重視。黨的十八屆三中全會提出了“以人為核心”的城鎮化新理念，強調要堅持走中國特色新型城鎮化道路，推進以人為核心的城鎮化，推進農業轉移人口市民化。一些中小城市開始加大戶籍制度改革力度，放開落戶限制，為實現流動人口市民化奠定了重要基礎。與此同時，一些特大城市也在不斷探索和完善居住證制度，逐漸形成了較為系統且科學的居住證制度體系。例如，上海市修訂了《上海市居住證管理辦法》并于2018年1月1日順利施行。在學界，流動人口的市民化能力、城市居留意愿（或市民化意愿）等主題得到了廣泛的關注和研究。不過，一些研究也顯現出不足，對于大城市特別是積分制度政策對流動人口定居城市的影響探討有待進一步深入。本研究著重分析特大城市積分落戶制度背景下，流動人口主觀市民化能力對其城市居留意愿的影響，從而揭示出大城市流動人口市民化的路徑機制。

基于2018年上海市居住證評估調查數據，本文的研究表明，主觀市民化能力對流動人口城市居留意愿具有顯著的正向影響，主觀市民化能力對第一代流動人口城市居留意愿的影響大于第二代流動人口，居住證辦理行為在主觀市民化能力與流動人口城市居留意愿之間起到了部分中介作用。與以往研究相比，本文的邊際貢獻如下：第一，本文豐富了流動人口市民化能力的內涵，將主觀市民化能力作為衡量流動人口市民化能力的一個重要維度，并且從特大城市的視角出發研究主觀市民化能力對流動人口城市居留意愿的影響。第二，本文從微觀角度證實了主觀市民化能力對流動人口城市居留意愿的影響存在個體異質性，并且用傾向得分匹配法解決選擇性偏差和內生性問題，為有關流動人口城市居留意愿的研究提供了微觀證據支持。第三，本文檢驗發現主觀市民化能力通過增加流動人口居住證辦理的概率對其城市居留意愿產生影響的路徑，有助于厘清市民化能力對居留意愿影響的傳導機制，在一定程度上評估了居住證制度的作用，豐富了流動人口城市居留意愿的研究文獻。

二、文獻回顧

流動人口居留意愿是一個經久不衰的話題，居留意愿作為流動人口市民化的起點，在一定程度上影響著我國的城鎮化進程。學界對流動人口城市居留意愿的影響因素進行了一系列研究，既有研究已經證實，流動人口的個體特征、家庭特征、區域特征、社會融合和城鎮基本公共服務以及宏觀制度等均或多或少對城市居留意愿造成影響（林李月等，2019）。近年來，隨著城鎮化建設的大力推進，流動人口自身能力的影響開始得到重視。能力因素既是流動人口能夠在城市找到工作的重要條件，更是他們自我發展直至融入城市社會并最終實現市民化不可缺少的重要因子。從現有研究看，對能力因素的考察包括就業能力、家庭發展能力、可行能力以及市民化能力幾類。例如，羅恩立（2012）研究了就業能力對上海市農民工城市居留意愿的影響，發現就業能力的五個核心指標中受教育程度、職業類型、就業服務享有以及社會網絡顯著影響農民工的城市居留意愿，而工會參與因素影響不顯著；楊巧和李鵬舉（2017）基于流動人口動態監測調查數據分析了廣義家庭發展能力對新生代農民工居留意愿的影響，發現家庭收入水平、子女居住地、住房屬性和養老保險等均與居留意愿顯著相關；郭郡郡（2019）采用極大似然法分析了流動人口的可行能力對居留意愿的影響，發現可行能力和居留意愿之間存在正相關關系。這些研究中，對市民化能力的研究主要集中于客觀市民化能力，并從生存能力、發展能力和適應能力等三個維度進行度量（Liang, 2016），進而分析市民化能力對居留意愿的影響。例如，葉俊燾（2017）基于浙江省農民工調查數據，使用二元 Logit模型分析了可行能力對農民工留城意愿的影響，研究發現，生存能力和發展能力與農民工留城意愿正相關，適應能力對留城意愿的影響則不顯著。在此基礎上，蘇群（2019）使用2014年中國勞動力動態調查數據，利用同樣的方法得出了與前者一致的結論，同時探析了市民化能力對農民工居留意愿影響的代際差異。

市民化能力是流動人口可行能力的應有之義，在流動人口特別是農民工市民化過程中，市民化能力舉足輕重，市民化能力不足將直接影響他們的市民化進程（楊云善，2012）。現有研究已經開始關注市民化能力的影響，但還存在一些不足。第一，相關研究普遍忽視流動人口對新近的大城市戶籍制度改革特別是積分落戶制度改革的回應。一方面，已有研究基于西方遷移理論定義流動人口的市民化能力，缺少流動人口對嵌入于積分落戶制度下的自身市民化能力的認知；另一方面，由于大城市戶籍制度改革具有漸進性，居住證制度作為戶籍制度改革一個承上啟下的中間階段，在未來一段時間仍將對流動人口產生剛性約束。在此背景下，主觀市民化能力的影響作用更應受到關注。第二，已有研究對市民化能力和流動人口居留意愿之間關系的關注還較少，少數研究分析了市民化能力對居留意愿的影響，但是缺少對內生性問題和異質性問題的討論。鑒于此，本文以上海市流動人口為研究對象，探析特大城市積分落戶制度背景下流動人口主觀市民化能力對其城市居留意愿的影響，試圖對該問題做出翔實科學的論證。

三、數據與方法

（一）概念界定與理論基礎

推拉理論認為，在市場經濟和人口自由流動的情況下，人口流動和遷移的主要驅動力是流入地和流出地的工資收入差距（Bogue，1959）。同時，城鄉之間、地區之間在基本公共服務資源配置、社會保障等諸多方面存在不同，與工資收入類似，這些非收入因素與城市流動人口的福利密切相關，也是人口流動或遷移的重要因素。理論上可以將這些非收入因素納入推拉理論的分析框架。但是，由于長久以來中國城鄉二元結構和戶籍制度的限制，流動人口并不能平等地享受到這些公共服務，而是具有一定門檻和條件。在這種情況下，戶籍成為影響中國人口流動的最突出的制度障礙，它使得推拉理論失去解釋效力（李強，2003）。

可行能力理論能夠克服這一缺陷。可行能力理論的提出者阿馬蒂亞·森（2002）認為個體的可行能力是評價其福利水平的重要依據。森（2002）將可行能力定義為一個人可能實現的各種功能性活動組合，強調個體的福利表現為一個人實際能做什么和能成為什么，其反映了一個人可以獲得福利的機會和選擇自由。從可行能力理論的邏輯出發，個人需要具備一定的能力才能突破這些制度障礙，進而在更大程度上享受到城市的基本公共服務1森認為個人獲取可行能力的程度取決于五種關鍵性的權力或自由狀況，分別為：經濟條件、政治自由、社會機會、透明性保證與防護性保障，這些權利和機會能夠幫助人們更自由地生活并提高人們的整體能力。。本文依據可行能力理論，從個體居住證積分能力出發定義流動人口的主觀市民化能力。本文認為居住證積分能力可以作為大城市流動人口主觀市民化能力的操作化定義。原因在于，在上海市戶籍制度的約束前提下，居住證積分是流動人口享受上海市公共服務的基本依據。根據《上海市居住證積分管理試行辦法》，上海市居住證積分標準為120分，達標者可以在滬享受子女教育、社會保險、住房、基本公共衛生等市民化服務，積分滿120分也是落戶上海的必要條件之一。因而，居住證積分到120分所需的年限越小表示個體有更強的市民化能力。同時，本文參考相關研究（羅恩立，2012），將沒有上海市戶籍的流動人口愿意長期居住（5年以上）的視為有居留意愿，不愿意長期居住的視為沒有居留意愿。

（二）數據來源

本文所用的數據來自復旦大學人口與發展政策研究中心居住證課題組于2018年11月進行的“上海市居住證評估調查”，此數據為上海市流動人口專項調查數據。本次調查采用了分層抽樣的方法，根據2017年底上海市人口統計數據，在全市轄區內流動人口數量排名前十的街鎮中隨機抽取6個街道（鎮）；同時，為了避免現居住地相同而導致的樣本同質性，又在中心城區流動人口較多的街鎮中隨機抽取2個街鎮，共計8個街鎮，每個街鎮隨機抽取4個居委會，每個居委會采用分層抽樣的方式再抽取32名被調研對象，共計1024份樣本，在刪掉缺失值后共得到973份有效樣本。

（三）變量定義與描述

本文將流動人口的城市居留意愿作為被解釋變量。根據調查數據，與居留意愿有關的問題為“您預期繼續在上海居住多久”，回答“5年以上”的視為有居留意愿，回答“5年以下”“沒想好”的視為無居留意愿。核心解釋變量為“主觀市民化能力”，問卷中通過問題“您自評自己的實際情況，居住證積分到120分大概需要多少年”，回答“10年以下”的賦值為1，回答“10-15年”“15年以上”“不知道”的賦值為0。中介變量為居住證辦理行為，主要通過被訪者目前是否持有上海市居住證進行測量。

通過梳理現有文獻，本文歸納了個體人口學特征、就業特征和家庭社會特征等幾個方面的控制變量。個體人口學特征方面，選取年齡、性別、婚姻狀況、戶籍、受教育程度等變量；就業特征選取了就業狀態、月工資水平、工作時長等變量；家庭社會特征包括在滬家庭人數、居住時間、社會融合滿意度等變量。變量基本情況詳見表1和表2。描述統計的結果顯示，在上海市的流動人口中有居留意愿的比例較低，僅為55.81%。這說明上海市的流動勞動力人口中有超過四成的人是處于“居而不留”的狀態，他們只是將來到上海視為尋找工作和獲取經濟收入的機會，并沒有長期居留的打算。

表1 變量選擇與賦值說明

表2 變量的描述性統計

城鎮戶籍 460 47.28%農村戶籍 513 52.72%戶籍初中及以下 213 21.89%高中及中專 208 21.38%大專 200 20.55%本科 288 29.60%碩士及以上 64 6.58%就業狀態 正規就業 553 56.83%非正規就業 420 43.17%受教育程度2040元以下 52 5.34%2421-3500元 99 10.17%3501-5000元 189 19.42%5001-7132元 186 19.12%7133-10000元 196 20.14%10000元以上 251 25.80%月工資水平40小時以下 236 24.25%40-56小時 506 52.00%56-70小時 138 14.18%70小時以上 93 9.56%家庭在滬人數 0-10人 4.00 1.56工作時長1年以內 86 8.84%1-2年 61 6.27%3-5年 215 22.10%6-10年 258 26.52%10年以上 353 36.28居住時間社會融合滿意度滿意 654 67.21%一般 285 29.29%不滿意 34 3.49%

（四）研究方法

本研究的被解釋變量居留意愿是一個二分類變量，取值為0和1。如果采用線性概率模型（LPM），將面臨兩個問題：一是擾動項的異方差問題；二是模型的預測值可能面臨小于0或大于1的情況，這與被解釋變量的取值特征相矛盾。為了克服這個問題，本文選擇非線性的probit模型作為實證研究的基本模型。Probit模型的優勢在于，它采用極大似然法進行估計，在大樣本里，極大似然估計量通常滿足正態性、一致性和有效性的基本假設。同時，probit模型面臨著模型設定問題和異方差問題，對于模型設定問題需要考慮穩健標準誤和普通標準誤的差異，對于可能存在的異方差問題需要進行似然比檢驗2如果穩健標準誤和普通標準誤相差甚遠，則大致可以診斷模型的設定不正確。（陳強，2010）。

其中，y為被解釋變量，即城市居留意愿，為核心解釋變量，表示第i個受訪者的主觀市民化能力，Xi為其他控制變量，iε為隨機擾動項。

同時，在本文的研究中，主觀市民化能力存在一定的自選擇性，多種因素影響流動人口的主觀市民化能力。在上海這樣的大城市，流動人口市民化能力的自選擇性程度可能更高，尤其是流動人口內部在人力資本、就業、收入等多個維度的差異，使得流動人口在主觀市民化能力方面分化成兩個截然不同的群體。在這種情況之下，probit回歸模型得出的主觀市民化能力和流動人口城市居留意愿之間的關系可能存在偏差。基于此，本文運用傾向得分匹配法（PSM）在控制主觀市民化能力選擇性的前提下，進一步分析主觀市民化能力對流動人口城市居留意愿的影響。傾向得分匹配(PSM)是一種基于“反事實分析”的非參數估計方法(Rosenbaum & Rubin,1983)，也是解決選擇性偏差和內生性問題的重要實證模型。

最后，在大城市，居住證制度作為一種公共政策，是流動人口市民化進程中的剛性約束。現行居住證制度的導入有利于那些能力較強的人，其篩選機制本身暗含著促進社會分化的功能（趙德余、彭希哲，2010）。隨著上海市積分落戶制度的引入，居住證制度的這種分化功能變得更加直接，二者共同構成上海市流動人口市民化必不可少的要素。因此，主觀市民化能力可能會通過居住證辦理行為間接影響流動人口的居留意愿。參照溫忠麟（2012）的方法，我們利用居住證辦理行為來檢驗主觀市民化能力和流動人口城市居留意愿之間的中介效應。中介效應檢驗分為三個步驟：第一，對核心解釋變量主觀市民化能力與被解釋變量城市居留意愿進行檢驗；第二，對解釋變量主觀市民化能力與中介變量居住證辦理行為進行檢驗；第三，將核心解釋變量、中介變量與被解釋變量同時放入回歸模型進行檢驗。具體方程如下：

其中，Yi表示被解釋變量，為核心解釋變量，Xi為其他控制變量，Mi為中介變量，表示第i個受訪者的居住證辦理行為。

四、實證結果

（一）主觀市民化能力對流動人口城市居留意愿的影響分析

基準回歸結果見表3。模型1分析了主觀市民化能力和個體人口學特征因素對流動人口城市居留意愿的影響。在模型1的基礎上，模型2和模型3依次加入就業特征、家庭社會因素等方面的變量。在模型3中，主觀市民化能力的回歸系數是0.265，邊際效應為0.085，即主觀市民化能力強的流動人口比主觀市民化能力弱的流動人口的城市居留意愿高。這說明主觀市民化能力能夠在一定程度上代表上海市流動人口的可行能力。可行能力強意味著流動人口更有可能獲得滿足要求的居住證積分，進而在更大程度上享受上海市的各項基本公共服務。這種隱形的福利是驅動流動人口在上海市長期居住的重要因素。

在個體人口學特征因素方面，模型1顯示，除性別以外，年齡、戶籍、婚姻狀態、受教育程度等對流動人口的城市居留意愿均有顯著影響。隨著年齡的增加，流動人口的城市居留意愿顯著增加，年齡通常意味著經驗的積累、工作技能水平的提升以及物質條件的充實，其留在大城市的能力也隨之提升，因而居留意愿不斷上升。婚姻狀況方面，已婚流動人口的城市居留意愿是未婚者流動人口的1.151倍。戶籍變量在5%的顯著性水平下顯著且回歸系數為負，說明農村戶籍流動人口的城市居留意愿顯著低于城市戶籍流動人口。從受教育程度來看，回歸系數為正且在1%的顯著性水平下顯著，這說明隨著流動人口受教育程度的提高，其在城市居留的意愿顯著提高。

在就業特征方面，模型2顯示，就業狀態、月工資水平、工作時長等是影響流動人口城市居留意愿的重要因素。從就業特征來看，回歸系數為負且在1%的顯著性水平下顯著，表明從事非正規就業降低了流動人口的城市居留意愿，就業狀態為非正規就業的流動人口其城市居留意愿是正規就業流動人口的87.8%。工資對流動人口的城市居留意愿具有顯著的正向影響，隨著流動人口月工資水平的上升，其在城市居留的意愿顯著提高。工作時長對流動人口的城市居留意愿具有負向影響，隨著流動人口工作時長的增加，其在城市居留的意愿逐漸降低。就業狀態、月工資水平、工作時長等在一定程度上代表了流動人口的就業質量，從事正規就業、高工資、低工時表明流動人口的就業質量較高，因而會提升流動人口的城市居留意愿；相反，從事非正規就業、低工資、高工時表明流動人口的就業質量較低，因而會降低流動人口的城市居留意愿。

模型3加入了家庭社會方面的變量，控制變量居住時間在1%的顯著性水平下顯著為正，說明隨著流動人口在城市居留時間的增加，其在城市居留的意愿也隨之提高。居留時間長不僅意味著流動人口在適應城市生活方面能力的提升，而且還能體現流動人口對其所居留城市的認同感和融入感，因而會提升流動人口的城市居留意愿。社會融合滿意度對流動人口的城市居留意愿具有顯著的負向影響，融合滿意度越低，其在城市居留的意愿也越低。同時，在模型3中，一些其他的控制變量如婚姻狀況、受教育程度等變量變得不再顯著。這可能與樣本的選擇有關，上海作為一線大城市，吸引的通常是受教育程度相對較高的流動人口，其內部的人力資本差異相對較小，隨著其他重要變量的引入，其對居留意愿的影響也隨之減弱。

表3 主觀市民化能力對上海市流動人口居留意愿影響的回歸分析

（二）主觀市民化能力影響流動人口城市居留意愿的代際差異

本文從代際的視角將樣本分為第一代流動人口（出生于1980年以前）和第二代流動人口（出生于1980年以后）兩個子樣本，并且分組進行回歸。由表4可知，在兩個子樣本中，主觀市民化能力的回歸系數都顯著為正，即主觀市民化能力對兩代流動人口城市居留意愿都具有顯著的正向影響。同時，觀察主觀市民化能力對不同代際流動人口城市居留意愿的影響系數和邊際效應，可以發現存在一定代際差異。相比較而言，主觀市民化能力對第一代流動人口城市居留意愿的影響大于第二代流動人口，即擁有較高的主觀市民化能力對第一代流動人口城市居留意愿的邊際效應更大。可能的原因是，主觀市民化能力是一個相對主觀的概念，不同世代的流動人口對自身市民化能力的認知程度存在一定差異。第一代流動人口經過長時間的沉淀，對自己的市民化能力有了比較清晰的認知，對自身的定位也有比較理性的認識；第二代流動人口雖然人力資本相對更高，但對自身能力的認識和把握仍然處于不斷地調整過程中，較高的主觀市民化能力并不能更有效地轉化為城市居留意愿。

表4 主觀市民化能力對流動人口城市居留意愿影響的異質性檢驗

（三）傾向得分匹配分析

正如前文提到，主觀市民化能力存在一定的自選性，因此采用傾向得分匹配法來進一步估算主觀市民化能力對流動人口城市居留意愿的影響。根據流動人口的主觀市民化能力情況，我們將弱主觀市民化能力的樣本定義為控制組，將強主觀市民化能力的樣本定義為處理組，以強主觀市民化能力者與匹配者的居留意愿差別作為主觀市民化能力對流動城市居留意愿的影響，即平均處理效應ATT（Average Treatment Effect of The Treated）。在進行傾向得分匹配分析時，需要做平衡性檢驗，平衡性檢驗是評價傾向得分匹配質量的重要依據(趙西亮，2015)。平衡性是指經過數據匹配后，使得控制變量在處理組和控制組之間沒有顯著差別，從而實現條件獨立的要求。表5是平衡性檢驗的結果，差異t值和p值顯示所有變量經過匹配后，在處理組和控制組之間已經沒有顯著差別，表明已經達到了平衡性的要求。

表5 平衡性檢驗結果

為了保證結果的穩健性，本文使用近鄰匹配、核匹配和半徑匹配等三種匹配方法估計平均處理效應ATT，以此相互驗證結果的一致性。表6是傾向得分匹配的平均處理效應結果。近鄰匹配、核匹配和半徑匹配法所得到的平均處理效應分別為0.116、0.133和0.121，均在1%的顯著性水平下顯著，三種方法所得到的回歸系數的符號和顯著性一致，表明結果具有穩健性。因此，傾向得分匹配法的回歸結果和Probit回歸模型的分析結果一致，驗證了強主觀市民化能力會顯著提升流動人口的城市居留意愿。

表6 傾向得分匹配的估計結果

（四）中介效應檢驗

我們在方程（2）、方程（3）、方程（4）的基礎上檢驗主觀市民化能力與流動人口城市居留意愿之間的中介效應。中介效應檢驗的結果如表7所示。其中，模型7和上文中的基準模型是一致的，此處不再贅述；模型6報告了主觀市民化能力對中介變量居住證辦理行為的影響，結果表明，主觀市民化能力的回歸系數為0.331，且在1%的水平下顯著，說明強主觀市民化能力提高了流動人口居住證辦理的概率。模型8報告了加入中介變量后主觀市民化能力對流動人口城市居留意愿的影響。結果表明，中介變量居住證辦理的系數為正且在1%的水平下顯著，核心解釋變量主觀市民化能力的系數在1%的水平下顯著。因此，主觀市民化能力通過增加流動人口居住證辦理的概率進而提升流動人口城市居留意愿的中介機制存在。此外，加入中介變量后，主觀市民化能力的影響系數顯著變小，表明居住證辦理行為在主觀市民化能力和城市居留意愿之間存在部分中介效應。

表7 居住證辦理對主觀市民化能力影響城市居留意愿的中介效應檢驗

五、結論與討論

當前大城市流動人口的整體可行能力偏低，成為流動人口是否選擇在城市長期居留的重要影響因素，市民化能力不足是否真的能解釋大部分流動人口在城市“居而不留”的處境，是一個值得研究的問題。本文以上海為例，以可行能力理論作為理論框架，對大城市中流動人口主觀市民化能力對其城市居留意愿的影響進行了實證分析，得出了以下結論。第一，就全樣本而言，主觀市民化能力對流動人口城市居留意愿產生顯著的正向影響；利用傾向得分匹配法克服由于樣本的選擇性帶來的內生性問題后，本文的研究結論依然穩健。第二，異質性分析發現，主觀市民化能力對不同代際流動人口的城市居留意愿都有顯著的正向影響，但其對第一代流動人口城市居留意愿的影響大于第二代流動人口。第三，加入中介變量后，主觀市民化能力對流動人口城市居留意愿的影響系數顯著變小，表明居住證辦理行為在主觀市民化能力和城市居留意愿之間存在部分中介效應。

在大城市積極推進居住證制度或戶籍制度改革的背景下，本文的研究具有明確的政策導向。從本文的分析結果來看，當前上海市流動人口的整體主觀市民化能力偏低，這在一定程度上降低了他們在城市長期居留的意愿。同時，市民化能力偏低限制了流動人口享受城市基本公共服務的機會，這進一步弱化了他們的居留意愿。因此，要想改善流動人口的整體福利狀況，解決流動人口的市民化問題，加強流動人口的可行能力建設是必不可少的應對之策。

第一，進一步完善勞動力市場，改善流動人口的就業條件，保障流動人口享有公平發展的機會。當前城市勞動力市場還不夠完善，流動人口特別是農村戶籍流動人口非正規就業比例較高，非正規就業將部分流動人口鎖定在單純的勞動力上，沒有給予他們其他權益和發展機會，這弱化了流動人口的發展能力（王春光，2006）。因此，改善流動人口的就業條件、保障流動人口的就業權益勢在必行。一方面，完善工時制度，保障流動人口的休息權；另一方面，建立健全流動人口就業培訓的長效機制，通過加強就業培訓提高流動人口的市民化能力。由于就業培訓具有外部性，市場推動的效果有限，需要發揮政府在流動人口就業培訓中的主導作用；同時，就業培訓應當從流動人口的需求出發有針對性地展開，從根本上提高他們的市民化能力。第二，進一步加大戶籍制度改革力度，為流動人口市民化能力的提高提供制度保證。當前，大城市戶籍制度改革取得了一定進展，漸進式、梯度化的戶籍制度變革為有序推動流動人口的市民化進程提供了堅實的制度保障。但同時，現存的戶籍制度仍存在一些弊端如門檻過高、條件過多，使得流動人口不能公平地享受城市的基本公共服務，這在很大程度上限制了流動人口市民化能力的積累，因而需要進一步完善。以上海為例，目前的積分落戶制度偏好年輕、高學歷、高技能的勞動力，居住證制度也天然地排斥一些特殊群體，這加劇了流動人口內部在市民化能力上的兩極分化。建議在積分落戶方面進一步精簡積分項目，提高社保繳納年限和居住年限在積分中的比例，探索差別化精準化落戶政策；在居住證制度上，通過對一些特殊人群如住房屬性不滿足要求的流動人口辦理居住證制定更加精準的政策，提高居住證覆蓋率，適當延長居住證續簽年限，擴充居住證附帶的公共服務和便利。