城市落戶門檻、就業歧視與農民工同鄉聚居

劉啟超

內容提要：結合城市落戶門檻指數和中國鄉城流動人口數據，實證研究了城市落戶門檻影響農民工同鄉聚居的機理。研究發現，城市落戶門檻會顯著提升農民工同鄉聚居的概率。異質性分析發現，城市落戶門檻對農民工同鄉聚居的影響會因戶籍性質而存在差異，落戶門檻的提高會顯著提升擁有外市戶籍農民工的同鄉聚居概率。機制分析表明，就業歧視是城市落戶門檻影響農民工同鄉聚居的重要機制，即隨著城市落戶門檻的提高，農民工在勞動力市場上面臨的就業機會歧視越嚴重，為了規避就業歧視以更好地實現就業，進而會選擇與同鄉聚居。基于此，研究認為應加大戶籍制度改革和相關政策調整力度，放寬放開城市落戶門檻，進一步消除城市就業歧視。

一、引 言

中共二十大報告提出，要“以中國式現代化全面推進中華民族偉大復興”。推進新型城鎮化是解決農業、農村、農民問題的重要途徑，對加快推進中國式現代化具有重大現實意義和深遠歷史意義。新型城鎮化的核心在于農民工市民化，但是大多數農民工的跨區域流動成為了“流而不遷，遷而難入”的“候鳥式遷移”，并未朝著融入城市和實現市民化方向發展(劉守英、王一鴿，2018)。根據國家統計局數據，2021年我國常住人口城鎮化率為64.7%，戶籍人口城鎮化率僅為46.7%，二者相差18個百分點，這個差額所代表的正是沒有城鎮戶籍的農民工及其家屬。近年來，我國政府雖已采取多種措施對戶籍制度進行改革，但大城市還存在基于一定就業年限、社保年限等落戶條件，即存在落戶門檻。落戶門檻的存在造成農民工落戶意愿和落戶條件存在結構性矛盾，進而使“想落不能落，能落不想落”的現象并存(程郁等，2022)。可以看出，傳統戶籍制度已經嚴重制約了中國的城市化進程。在此背景下，探討戶籍制度的變化對推動農民工融入城市和市民化具有較高的政策意義。

在“候鳥式遷移”過程中，農民工往往選擇與同鄉相聚而居以適應城市生活、獲取就業信息，甚至形成諸如北京“浙江村”、深圳“湖南村”等同鄉村(楊高，2021)。農民工同鄉聚居案例的存在，預示著城市內部可能已出現與戶籍相關的群分現象。與此同時，戶籍制度不僅使群分效應在居住空間這一維度上長期固化，進而不利于農民工融入城市(劉啟超，2022)，而且也在城市內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分割(陳釗等，2012)。現有文獻基于案例分析，從人力資本、社會網絡和個體偏好等微觀角度分析了農民工同鄉聚居的形成機制，但鮮有文獻實證分析城市落戶門檻對農民工同鄉聚居的影響。而厘清城市落戶門檻對農民工同鄉聚居的影響，對于戶籍制度改革和落戶政策的調整、深入推進以人為核心的新型城鎮化戰略具有重要的現實意義。

二、文獻回顧與研究假設

聚居或居住分割是由特定群體通過選擇相同或相近區域的居住場所而產生，即群分效應(Sorting Effect)在居住空間上的突出表現(陸銘、張爽，2007)。居住空間是個體與他人建立社會聯系和進行社會互動最為頻繁的空間，聚居一旦形成，勢必對居住其中的個體的健康狀況、教育質量和就業表現等產生影響。比如，新移民在移居地選擇居住在移民聚居區，可以彌補在流入地社會資本的缺乏以更好地獲得社會及就業支持(Patel、Vella，2013)。與之相反，也有研究則認為上述聚居固化了社會階層、拉大了貧富差距，并且使上述不平等在代際間進行傳遞，從而不利于城市的社會和諧與發展(Cutler、Glaeser，1997)。具體而言，聚居會造成弱勢群體難以獲得優質資源和與其他階層進行社會互動的機會，并使得公共資源呈現不均衡分布，加劇社會隔離而降低社會流動性(Trounstine，2016)。除此之外，聚居區內存在的犯罪行為和較差的教育狀況，進一步不利于聚居區內個體的職業發展。Galster等(2015)研究了居住隔離與低收入居民的社會經濟表現之間的關系，研究結果顯示，由于聚居區內較高的犯罪率和較低的職業聲望水平，在聚居區長大的個體通常擁有較差的職業發展預期。從社會層面來看，個體對社會的信任水平會影響到社區內其他居民，因而外來移民聚居區內對本地居民的低信任水平會通過同群效應而得以放大，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對個體的影響，探討群分效應在居住空間的形成，則更有助于認識聚居的形成機制及其治理政策。現有研究認為聚居區的產生與區域的社會經濟文化有關，并呈現出地域差異特征(王春超、王聰，2016)。比如，聚居區在美國主要以種族、文化隔離為主，受福利制度影響西歐國家主要表現為不同社會階層之間的隔離，在發展中國家則以收入、社會地位等隔離為主。更為一般的研究則認為經濟地位不平等、社會歧視和個體偏好是形成聚居區的重要原因(劉保奎，2015)。與其他國家不同，戶籍制度的存在使我國城市常住人口中包括相當一部分農民工。農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和福利待遇有著巨大的差距，并且在勞動力市場經常遭受到就業歧視(Meng、Zhang，2001)，比如無法享受與本地居民同等的公共就業服務、被限制進入特定行業與部門等。此時，在城市中相對弱勢的農民工群體傾向于選擇抱團取暖，進而形成“浙江村”、“四川村”和“河南村”等同鄉聚居現象。基于此，提出本文的第一個研究假設：

H1：城市落戶門檻會提高農民工選擇同鄉聚居的概率。

不同于西方發達國家，中國流動人口的聚居區多以地緣為基礎，即基于地緣的同鄉聚居而非族裔聚居，且以農民工為主。對于農民工同鄉聚居的影響因素，研究表明人力資本水平、社會網絡和城市管理政策等是農民工選擇同鄉聚居的重要因素(楊高，2021)。王漢生等(1997)認為同鄉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果，即農民工的聚居選擇是權衡自身收入和城市生活成本后的結果。基于中國鄉城流動人口數據和中國流動人口社會融合調查數據，劉啟超(2020)的研究就發現，借助社會網絡實現就業的農民工會更傾向于選擇與同鄉聚居。同時，農民工對基于社會網絡形成的同鄉聚居的依賴程度會隨著市場化水平的提高而顯著減少(王春超、王聰，2016)。

除上述個體層面因素外，就業待遇歧視、就業保障歧視和就業機會歧視等就業歧視也被認為是影響農民工同鄉聚居的重要因素。具體而言，農民工進城后多從事技術含量相對較低的工作，且由于較高的流動性造成企業對農民工進行技能培訓的意愿不足，從而遭受就業待遇歧視，此時往往會選擇相聚而居以借助同鄉關系來分擔風險(楊高，2021)。此外，由于農民工無本地戶籍，進而無法與本地居民同等地享受城市基本公共服務，而基本公共服務的缺失進一步造成農民工選擇與同鄉聚居以獲得就業支持和滿足相應需求。胡武賢等(2010)通過對珠三角32個農民工聚居地的問卷調查與深度訪談，發現在城市基本公共服務缺失的情況下，農民工會選擇同鄉聚居以滿足其基本公共服務需求。上述就業待遇和就業保障歧視是農民工進入城市勞動力市場后所遭受的歧視，而在實現就業過程中，農民工所面臨的歧視主要體現在就業機會(吳珊珊、孟凡強，2019)。比如，在勞動力市場存在二元分割條件下，只有部分高技能農民工能夠進入一級勞動力市場從事正規就業，即農民工在某些部門、職業、行業面臨進入歧視(原新、韓靚，2009)。

無論是就業待遇和就業保障歧視，抑或是就業機會歧視，均很大程度上根源于戶籍制度。具體而言，在以戶籍為標尺提供差異化基本公共服務的情況下，戶籍開放度越低或落戶門檻越高，城市所供給的基本公共服務就難以覆蓋到全部人口，尤其是沒有本地戶籍的農民工(程郁等，2022)。另一方面，戶籍制度是城市勞動力市場上就業保護的制度基礎，而城市就業保護政策會導致農民工在城市勞動力市場上遭受不公平的就業機會，較難進入體制內單位，以及造成本應在白領崗位就業的農民工卻從事于藍領工作(Meng、Zhang，2001)。此外，戶籍制度也是造成城市勞動力市場分割的最主要原因，擁有本地城市戶籍的勞動力不僅壟斷了主要勞動力市場上的就業，而且在次要勞動力市場上也有優勢(孫婧芳，2017)。在引發農民工就業歧視的主要制度因素未得到徹底變革情況下，城市勞動力市場上的制度準入效應和身份歧視效應會依然存在(蔡昉等，2001)。作為戶籍制度改革進度和程度的重要指標之一，城市落戶門檻的存在勢必降低農民工進入一級勞動力市場的機會，加深勞動力市場上的就業歧視現象，造成農民工與城市勞動力在就業機會上的不平等(章莉等，2016)。此時，為了更好地規避城市勞動力市場中的就業歧視，農民工會傾向于選擇與同鄉聚居。基于此，提出本文的基本假說：

H2：就業歧視是城市落戶門檻影響農民工同鄉聚居的重要途徑。

三、數據說明、計量模型設定及變量選取

1. 數據說明

本文所主要使用的數據集為2016年和2017年中國鄉城流動人口數據(Rural-Urban Migration in China，RUMiC)形成的混合截面數據及城市落戶門檻指數。其中，RUMiC是由北京師范大學、澳大利亞國立大學、國家統計局和德國勞動研究所等，于2008年在上海、深圳等15個城市進行的實地調查。自2017年起，該調查由暨南大學經濟與社會研究院獨立開展。由于本文的研究對象為農民工，參考國家統計局《2021年農民工監測調查報告》中的定義，本文只保留了上述數據中已就業、農業戶籍和年齡在16-65歲的樣本，從中共得到7351個農民工樣本。城市落戶門檻指數來自于張吉鵬和盧沖(2019)，數據由西南財經大學經濟與管理研究院公共經濟與行為研究平臺和中國家庭金融調查與研究中心聯合公布。此外，文中用到的城市層面的數據主要來自于《中國城市統計年鑒》，城市住宅租金數據來自于中國房價行情網禧泰數據庫。

2. 計量模型設定

結合本文所要研究的問題，采用Probit模型來研究城市落戶門檻對農民工同鄉聚居的影響，計量模型的具體設定如下：

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

(1)

其中，i表示第i個農民工，c表示第c個城市。被解釋變量Neighi c是衡量農民工聚居選擇的變量，Neighi c=1表示農民工選擇與同鄉聚居，Neighi c=0表示農民工未選擇與同鄉聚居。核心解釋變量Hukouc是刻畫城市落戶門檻的變量。Xi c是與農民工及其所在城市有關的控制變量矩陣，Π是相應的回歸系數矩陣。δr為地區虛擬變量，用來控制地區固定效應。ρd為職業虛擬變量，用來控制職業固定效應。λt為年份虛擬變量，用來控制年份效應。

3. 變量選取

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

(2) 核心解釋變量。本文采用投影尋蹤法計算的綜合落戶門檻指數來衡量各城市落戶門檻。現有文獻關于城市落戶門檻對農民工經濟行為決策的研究較少，很大原因在于難以對落戶難易程度或落戶門檻進行衡量。該指數包含投資、購房、就業與人才引進等四類細分門檻指數，以及由這四類細分指數通過投影法、權重法、熵值法等計算的綜合落戶門檻指數，指數越大則表示落戶門檻越高。在本文中，主要采用投影尋蹤法計算的綜合落戶門檻指數來衡量各城市落戶門檻(1)投影尋蹤法是一種用來分析和處理非線性和非正態高維度數據的統計分析工具，該方法在處理數據時不需要主觀假定，能較好地克服“維度禍根”問題。基于投影尋蹤法計算的綜合落戶門檻指數的具體量化過程，詳見張吉鵬和盧沖(2019)。。此外，本文還進一步采用權重法、熵值法等綜合計算的城市落戶門檻指數做穩健性檢驗。

四、實證與分析結果

1. 實證結果及分析

對本文所構建的計量模型進行估計，如表2所示，無論是否控制相關特征變量與固定效應等，城市落戶門檻對農民工同鄉聚居均存在顯著正向影響。從表2第(4)列的回歸系數進一步可知，城市落戶門檻指數每提高1個單位，農民工選擇同鄉聚居的概率將顯著增加11.7%。表2估計結果說明城市落戶門檻越高，農民工越傾向于選擇與同鄉而非本地人聚居，即放寬城市落戶門檻有助于降低農民工同鄉聚居的概率，從而對本文提出的第一個研究假設進行了驗證。可能的解釋是：隨著城市落戶門檻的提高，農民工面臨的就業歧視越嚴重，進而會選擇與同鄉聚居來規避就業歧視，以更好地進行工作搜尋和實現就業。

表2 基準估計結果

2. 內生性處理

盡管本文盡可能控制更多的特征變量，來減弱因遺漏變量所導致的估計偏誤，但仍可能無法完全解決因遺漏變量所造成的內生性問題。為此，本文進一步采用工具變量法進行處理。

本文選取1990年人均糧食產量和近代為通商口岸城市共同作為城市落戶門檻的工具變量。合理的工具變量需要同時滿足相關性和外生性假設，即與城市落戶門檻高度相關，且通過城市落戶門檻影響到農民工的聚居選擇。其中，選取1990年人均糧食產量作為當期城市落戶門檻的工具變量，是借鑒張吉鵬等(2020)的做法。首先，城市歷史上的糧食產量會影響到以往的落戶政策，進而影響到當前的落戶門檻。在計劃經濟時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，此時糧食作為最稀缺的農產品，其產量成為一個城市人口承載力和戶口配額或落戶門檻的重要指標。蔡昉等(2001)的研究就表明，1952-1998年每個地區的計劃遷移人口和以往人均糧食產量存在較強相關性。其次，該工具變量也滿足外生性的假設。因為1990年人均糧食產量距今已有一段時間，且包含地理條件等自然因素，不會直接影響到農民工的聚居選擇，具有較強的外生性。

采用近代是否為通商口岸城市作為城市落戶門檻的工具變量，則與Acemoglu等(2001)采用殖民者的死亡率作為當今社會制度質量工具變量的做法類似。具體而言，一方面，以城市人口規模為標準逐步降低落戶門檻是我國戶籍制度改革的主要著力點，近代是否為通商口岸城市會影響到改革開放以后的城市人口數量，進而影響城市落戶難易程度，即滿足相關性假設。另一方面，近代是否為通商口岸城市作為歷史事件距離現代年份較遠，較小概率會影響到當今農民工的同鄉聚居選擇，即滿足外生性假設。表3報告了采用IV-Probit模型處理了內生性后的估計結果，可以看出AR檢驗和Wald檢驗均顯著拒絕工具變量與內生變量不相關的原假設，說明本文所選擇的工具變量不存在弱工具變量問題。在處理模型中的內生性問題之后，表3中城市落戶門檻的估計系數依然顯著為正，且數值與表2無明顯變化。表3的估計結果表明本文結論比較穩健。

表3 工具變量估計結果(IV-Probit估計)

3. 穩健性檢驗

為了進一步驗證本文的結果，本文從更換核心解釋變量、調整樣本等方面進行穩健性檢驗。對于核心解釋變量的替換，在基準回歸中，采用投影尋蹤法計算得出的城市綜合落戶門檻指數作為核心解釋變量，接下來分別采用等權重法、熵值法計算的城市綜合落戶門檻指數作為核心解釋變量進行估計，以排除因測算方法不同而對結果產生的影響。從表4第(1)和(2)列可以看出，城市落戶門檻會顯著提升農民工同鄉聚居概率的結論依然成立。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，本文將在上海的農民工樣本刪除后再進行估計，從表4列(3)可以看出，城市落戶門檻的系數依然顯著為正。此外，考慮到1980年以后出生的新生代農民工所具有的獨特時代特征，本文也嘗試將樣本分為老一代和新生代農民工進行估計，如表4第(4)和(5)列所示，結論依然成立。

表4 穩健性檢驗(Probit估計)

五、進一步討論：異質性和影響機制分析

1. 異質性分析

不同于本地農民工，外地農民工受戶籍歧視而較難享受本地農民工所擁有的就業機會和補貼待遇等，進而可能會更傾向于同鄉聚居，即城市落戶門檻對農民工同鄉聚居的影響會因戶籍性質而有所不同。本文接下來采用戶籍性質與城市落戶門檻的交互項，對此異質性影響進行檢驗。對于戶籍性質的測度，若農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的偏效應及其顯著性，不能通過簡單估計直接求得。本文參考Ai 和 Norton(2003)提出的方法，估計城市落戶門檻與農民工戶籍性質交互項的偏效應并檢驗其顯著性，相應估計結果見表5。從中可以看出，交互項的偏效應平均值小于0，且相應的Z值小于-1.96，說明偏效應在5%水平上顯著為負。以上異質性檢驗結果說明，城市落戶門檻對不同戶籍農民工的同鄉聚居選擇存在異質性影響，城市落戶門檻會顯著提升擁有外市戶籍農民工的同鄉聚居概率。

表5 異質性分析(交互項估計)

2. 影響機制分析

城市落戶門檻造成農民工同鄉聚居的影響機制比較復雜，但對于理解實證分析的結果及其政策含義非常重要。根據群分效應理論及相關文獻，本文認為就業歧視是城市落戶門檻影響農民工同鄉聚居選擇決策的重要機制，而農民工所遭受的就業歧視主要體現在就業機會歧視，即被限制進入某些部門、行業等。具體而言，農民工在城市所面臨的就業歧視雖包括就業待遇、就業保障和就業機會等歧視，但其所遭受的歧視主要發生在實現就業過程中，即主要為就業機會歧視(吳珊珊、孟凡強，2019)。另一方面，由于沒有本地戶籍，農民工即使與城市居民擁有同等能力，但在就業單位和從事行業方面仍存在進入歧視。此時城市落戶門檻影響農民工同鄉聚居的機制，具體為，隨著城市落戶門檻的提高，農民工在勞動力市場上面臨的就業機會歧視越嚴重，為了規避就業歧視以更好地實現就業，進而會選擇與同鄉聚居。本文接下來對上述影響機制進行了檢驗，即對本文所提出的第二個研究假說進行驗證。

對于就業機會歧視，參考章莉等(2016)的做法，本文用農民工就業單位的所有制類型來測度，即農民工進入體制內單位的機會狀況。其中，體制內單位包括黨政機關、國有企事業單位和集體單位等，體制外工作單位包括個體私營企業、外資合資企業等。可知，隨著城市落戶門檻的提高，若農民工在體制內單位就業的概率越低，則說明農民工面臨著較強的就業機會歧視。對于農民工在體制內單位的就業狀況，本文從農民工個體層面和城市層面來測度。具體而言，對于個體層面，若農民工目前在體制內單位就業則賦值1，否則為0；對于城市層面，則根據農民工在體制內單位的就業狀況，進一步計算出每個城市體制內單位就業的農民工占全部農民工的比例。從表6第(1)列可以看出，當采用農民工在體制內單位的就業狀況作為就業機會歧視的代理變量，對城市落戶門檻進行Probit估計時，城市落戶門檻的估計系數顯著為負，表明城市落戶門檻越高，農民工在體制內單位就業的概率越低，即在城市所面臨的就業歧視越嚴重。如表6第(2)列所示，當采用同鄉聚居作為被解釋變量對就業機會歧視進行Probit估計時，就業機會歧視的估計系數顯著為正，表明就業歧視越嚴重，農民工越傾向于選擇同鄉聚居。同理，當采用城市體制內單位就業的農民工占全部農民工的比例，作為就業機會歧視的代理變量時，從表6第(3)和(4)列可知，結論依然成立。此外，參考劉超等(2020)的做法，本文也嘗試從就業機會獲得途徑視角來進行分析，即采用農民工是否借助社會網絡獲得當前工作，作為就業機會歧視的另一代理變量。可知，若農民工在勞動力市場上面臨較強的就業機會歧視，會傾向于借助于以親緣、地緣等為紐帶的社會網絡，而非通過正式途徑來搜尋和實現就業。對于社會網絡，本文用“求職網”來測度，具體為，若農民工借助家人、親戚、朋友和熟人實現就業則賦值1，否則為0。如表6第(5)和(6)列所示，結論仍成立。

表6 機制檢驗

綜上，由于城市落戶門檻所導致的就業歧視的存在，使農民工無法與擁有城鎮戶口居民公平競爭，面臨較強的就業機會歧視，此時農民工會選擇與同鄉聚居以更好地規避就業歧視，從而對本文提出的第二個研究假說進行了驗證。

六、主要結論與啟示

本文將城市落戶門檻指數與中國鄉城流動人口數據相匹配，實證考察了城市落戶門檻對農民工同鄉聚居的影響。研究表明，放寬城市落戶門檻有助于減少農民工的同鄉聚居現象。在處理了模型中潛在內生性、替換核心解釋變量及調整樣本后，結論依然穩健。進一步的異質性分析表明，未擁有本地戶籍的農民工會更傾向于選擇同鄉聚居。機制分析發現，城市落戶門檻所產生的就業歧視，是城市落戶門檻影響農民工同鄉聚居選擇的重要機制。

結合本文的主要研究結論，可知應加大戶籍制度改革和相關政策調整力度，放寬放開城市落戶門檻，進一步消除城市就業歧視。具體而言，首先，加大戶籍制度改革和相關政策調整力度，進一步降低農民工進城落戶的門檻。比如，應嚴格落實《國家“十四五”規劃和2035年遠景目標綱要》和《“十四五”新型城鎮化實施方案》中有關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，逐步完善城市勞動力市場，創造公平的就業環境。比如，消除針對農民工的歧視性就業制度，保證農民工能夠自由進入城市勞動力市場及同等地競爭城市就業機會。此外，應進一步推進公共就業服務均等化，為農民工提供必要的公共就業服務。比如，應保證農民工充分獲得公共就業服務及與市民享受同等待遇；推進公共就業服務覆蓋全體城鄉勞動者，使公共就業服務資源按照常住人口規模來配置，并為城鄉勞動者提供統一的就業指導服務。最后，應完善公平就業法制環境，健全反就業歧視法律。比如，將反就業歧視納入法制化軌道，加快推進我國“反就業歧視法”的制定和實施，使得農民工在城市就業遭遇歧視性問題時有法可依；完善農民工的維權機制，確立農民工就業歧視的法律救助途徑，為農民工維權提供有效渠道；加大對勞動違法侵權行為的查處力度，規范用人單位的用工行為，促進企業增強公平就業的法制意識，從而逐步減少勞動力市場上歧視性行為的發生。