戶籍制度改革對流動人口收入的影響研究

戶籍制度改革對流動人口收入的影響研究

一、問題的提出戶籍制度是一項與資源配置和利益分配密切相關(guān)的制度，在當下中國現(xiàn)實中，戶籍制度除了執(zhí)行登記和管理人口的職能外，還與能夠享受到的福利密切相關(guān)(王美艷、蔡昉，2008；陸益龍，2008)。戶籍制度形塑了二元勞動力市場，對外來人口的就業(yè)機會、就業(yè)待遇以及就業(yè)保障的排斥與歧視導致外來勞動力通常從事最底層、最低級的工作，很難有機會進入較高層級的工作崗位(韋偉、傅勇，2004；張智勇，2005；王美艷，2005；原新、韓靚，2009)。入職上的歧視致使許多高人力資本的外來人口“卻獲得了要求比自己人力資本更低的工作職位”，造成外來人口工資收入顯著低于本地市民(田豐，2010)。時至今日，戶籍制度受到了越來越多的批評。諸多學者認為，戶籍制度與社會發(fā)展方向以及現(xiàn)代價值理念相背離，在政治上表現(xiàn)出對公民權(quán)利的身份歧視，妨礙了公民自由定居和遷徙的權(quán)利(Solinger,1999;Alexander&Chan,2004；王小章，2009)；在經(jīng)濟上違反了市場經(jīng)濟規(guī)律，阻礙了勞動力的流動和市場資源的優(yōu)化配置從而降低經(jīng)濟增長的績效(蔡昉，2000；蔡昉等，2001；蔡禾、王進，2007)；最終導致整個社會城鄉(xiāng)差距與階層分化加劇，妨礙了外來人口的社會融合以及社會的城市化進程(俞德鵬，2002；Wu&Treiman,2004；李強，2004；陳映芳，2005；吳曉剛，2007；陸益龍，2008)。社會各界關(guān)于改革戶籍制度、實現(xiàn)自由遷徙的呼聲也越來越高。2010年，各地開始新一輪戶籍改革的政策實踐。廣東開始試點“積分人戶”政策，隨后，該項政策在廣東省全面施行。重慶市政府更是宣布力爭兩年完成300萬、十年完成1000萬的“農(nóng)民”轉(zhuǎn)“市民”計劃。然而，我們探討戶籍制度改革時，有一個基本問題尚需回答：如果沒有戶籍制度限制，那些“流動人口”在流入城市的待遇會有多大程度上的改善？其背后的政策意義是，改革戶籍制度，實現(xiàn)勞動力資源的自由流動，對外來人口收入狀況到底有多大程度的改善？以往的研究要么缺少經(jīng)驗數(shù)據(jù)支持，要么方法上存在諸多問題。本文將基于中國家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)，采用新近發(fā)展起來的傾向得分匹配方法(PropensityScoreMatching,PSM)來控制樣本選擇偏誤，并采用自抽樣法(Bootstrap)進行統(tǒng)計推斷，以克服小樣本偏誤。全文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為相關(guān)文獻回顧，第三部分是估計方法與分析策略，第四部分根據(jù)統(tǒng)計結(jié)果分析戶籍對流動人口收入的影響以及這種影響在流動人口內(nèi)部和市場化過程中的不同，最后是結(jié)論與戶籍社會管理的政策建議。二、相關(guān)文獻回顧以往關(guān)于戶籍對收入的諸多研究基本上遵循的是布萊德(Blinder,1973)和奧薩卡(Oaxaca,1973)提出的工資差異分解模型的思路。這些研究把外來人口和本地市民的工資收入差異分解為兩部分：稟賦差異與歧視導致的差異(姚先國、賴普清，2004；謝嗣勝、姚先國，2006；王美艷，2005)。歧視導致的差異越大，意味著戶籍改革給外來人口帶來的收益越大。諸多研究指出，外來勞動力與城市勞動力工資差異主要來自于戶籍歧視。鄧曲恒(2007)認為，城鎮(zhèn)居民和流動人口收入差異的60％應歸結(jié)于歧視。姚先國、賴普清(2004)，韋偉、傅勇(2004)，謝桂華(2007)、原新和韓靚(2009)的研究也不同程度地支持了上述觀點。而另一些研究者發(fā)現(xiàn)外來人口的收入水平顯著低于本地市民，但其絕大部分差異是兩者之間的稟賦差異造成的。邢春冰(2008)利用2005年人口普查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，雖然外來人口的平均小時收入僅為本地居民的64％，但是其中有90％左右是由勞動者的特征差異造成的，教育水平始終是造成兩者收入差距的最主要原因。李培林，李煒(2007)發(fā)現(xiàn)，外來人口的工資收入的制約因素主要是人力資本(受教育程度和勞動技能)，因戶籍身份導致的勞動報酬歧視并不明顯。然而，基于布萊德和奧薩卡工資差異分解的研究路向存在著一些難以克服的問題。其一是布萊德和奧薩卡工資差異分解的“指數(shù)基準”問題?，F(xiàn)實中，找到各因素的非歧視工資回報系數(shù)非常困難，選取不同的基準指數(shù)，會得到不同的“歧視”結(jié)果(郭繼強、陸利麗，2009；Jones,1983;Jones&Kelley,1984;Oaxaca&Ransom,1999;Nielsen,2000;Horrace&Oaxaca,2001;Gardeazabal&Ugidos,2004;Polavieja,2005;Yun,2005)。其二，工資差異分解將稟賦差異(主要是人力資本)之外的差異都歸結(jié)于歧視，這本身就值得商榷。諸多關(guān)于移民的研究顯示，即使不存在歧視，也有諸多其他因素影響到外來人口與本地市民的收入差異。國際上以往諸多研究表明，移民與原住民相比較，存在著各種不利因素。新移民(newcomer)即使是在其他素質(zhì)方面不存在劣勢的情況下，如即使是教育水平一致，但是移民由于生長環(huán)境中的教育質(zhì)量的問題，也有可能帶來收入上的劣勢(Lansing&Morgan,1967)。同時，由于當?shù)厝鄙傺壍汝P(guān)系帶來的支持網(wǎng)，人生地不熟，以及適應語言環(huán)境等尚需要時間，因此，在一定時間內(nèi)，移民在收入上處于不利地位(Winkelmann,1999)。國內(nèi)新近研究驗證了這一觀點。吳曉剛(2007)的研究指出，那些成長于農(nóng)村，通過上學等途徑突破戶籍制度限制的永久移民，雖然是“極度正向選擇”篩選出來的人，但是農(nóng)村傳統(tǒng)觀念與城市現(xiàn)代生產(chǎn)生活方式的沖突等等，可能對他們在某些領(lǐng)域中的事業(yè)生涯產(chǎn)生不利影響。而林易(2010)的研究也證明永久移民(其研究主要針對農(nóng)村出來的男性，即“鳳凰男”)由于社會資本缺乏等原因，來到所在城市之初確實有優(yōu)勢，但進一步發(fā)展時卻處于劣勢。由于這些永久移民——無論是吳曉剛所說的“極度正向選擇”篩選出來的人，還是林易意義上的“鳳凰男”——都已經(jīng)獲得所在城市的戶籍，在現(xiàn)實研究中，如果將他們由于文化觀念、成長環(huán)境等不可觀測變量導致的收入或職位獲得上的“不利”地位歸結(jié)于戶籍歧視則顯然過于勉強。因此，在討論戶籍制度改革對外來人口收入的影響時需要謹慎。外來人口與本地市民存在的差異不僅僅是可觀測到的稟賦的差異與戶籍政策導致的差異，還存在著成長環(huán)境、文化觀念等不可觀測的因素導致的差異，而且這些因素同時影響到個體收入。由此，將外來人口與本地市民進行比較，將其差異歸結(jié)于戶籍差異，會因為遺失關(guān)鍵變量導致有偏誤(bias)的估計結(jié)果(Brand&Xie,2010)。三、本文研究方法與分析策略本文將探討戶籍制度改革對流動人口收入的影響，因變量是小時收入的對數(shù)。為了將不可觀測因素影響降到最低，減少因遺失關(guān)鍵變量導致的估計偏誤，我們在樣本選擇上選取了沒有獲得戶籍的外來人口(即流動人口)與獲得戶籍的外來人口(即永久移民)相比較。我們有理由相信，兩者處境在諸多方面類似：比如，大部分來自農(nóng)村，不在流入地城市成長，因此，兩個群體成長環(huán)境比較類似，也同樣面臨著缺少因為血緣等帶來的支持網(wǎng)等不利因素。另一個需要注意的問題就是，在戶籍管制下的永久移民，其突破戶籍限制的方式主要是上學、入伍轉(zhuǎn)業(yè)、招工招干，還有就是城市化過程中的“農(nóng)轉(zhuǎn)非”。前面三種情況，都意味著這些人是被相關(guān)政策“過濾”，萬里挑一出來的精英。吳曉剛(2008)研究指出，這些人是“極度正向選擇”篩選出來的人，是精英中的精英。這些永久移民以其高學歷或參軍帶來的政治資本在住房等收益上存在著明顯的優(yōu)勢(Loganetal.,2009)。同時，在就業(yè)上他們能得到政府更多的優(yōu)先考慮，更有機會進入優(yōu)勢部門，成為流入城市的精英(Fan,2002)。將這些人與流動人口比較，兩個群體之間非但稟賦差異顯著，兩個群體的“能力”也存在著差別。如果我們直接將兩個群體通過OLS回歸進行收入比較，還是存在偏誤，一是因為殘差項中可能包括了與獲得戶籍相關(guān)但是無法通過可觀測變量(如性別、教育、年齡等)控制的“能力”因素，二是因為即使未觀測變量可以由可觀測變量解釋，但二者關(guān)系是非線性的，也會導致殘差項中存在白噪音。在統(tǒng)計方法上，采用代理變量方法和處理效應方法可以減少這方面的問題。代理變量方法就是采用一個代理變量將不可觀測因素(如能力)提取出來，剩下的殘差就與因變量無關(guān)了(陳煒、劉陽陽，2010)。因此，本研究分析的第一步是采取代理變量方法，探究不可觀測的能力因素是否真的有影響。根據(jù)研究目的，本文采用的代理變量是獲得流入地城市戶籍的概率，我們將獲得城市戶籍的概率(即傾向性得分：propensityscores，以下簡寫為pscore)加入方程后進行估計，這是對傾向得分的線性匹配?！皟A向得分”定義為“在給定樣本特征X的情況下，個體突破戶籍制度限制成為永久移民的條件概率”，即：其中，D是一個指標函數(shù)，若某個體成功突破戶籍制度限制，獲得了流入地城市的戶口，則D＝1，否則D＝0。在實證分析中，傾向得分往往是不可觀測的，通常需要采用Logit或Probit等概率模型進行估計。但現(xiàn)實中，只能有一個被觀察到，在評估戶籍制度對收入的影響時，如果直接比較獲得戶籍的外來人口(永久移民)與沒有獲得流入地城市戶籍的外來人口(流動人口)收入，就會導致選擇性偏誤。代理變量方法并不能克服樣本選擇性問題，克服樣本選擇性問題一般采取傾向性匹配法，即盡量使流動人口組(即控制組)和永久移民組(即處理組)相匹配，估計ATT。這種處理效應方法可以從兩個方面減少偏誤：首先，“處理效應不要求線性假設(shè)，即在CIA(conditionalindependentassumption)條件成立但線性假設(shè)不成立時，OLS是有偏的，但處理效應是無偏的”；其次，即使存在不可觀測變量，處理效應對于不同樣本比較賦予的權(quán)重也是不同的，主要是針對類似樣本(獲得城市戶籍的概率)進行，“而假設(shè)這種相似性可以拓展到不可觀測變量也有一定的合理性(如類似能力)”(陳煒、劉陽陽，2010)。常用的匹配方法包括最近鄰匹配法(nearestneighbormatching)、半徑匹配法(radiusmatching)、分層匹配法(stratificationmatching)，以及核匹配法(kernelmatching)(Becker&Ichino,2002)。本文分析的第二步就是根據(jù)各種常用匹配方法，估計戶籍制度對流動人口的小時收入的影響。由于個體獲得流入地城市戶籍也存在著不同的可能性，為考察個體獲得戶籍的傾向得分是否會影響其收入水平，我們需要使用一個允許多種影響效應存在的多層線性模型(HLM)(Raudenbush&Bryk,2002)。因此在進一步分析中，本文將采用HTE模型(heterogeneityoftreatmenteffectmodel)(Brand&Xie,2010;Jannetal.,2008)，探討戶籍制度對不同傾向得分層(即不同“能力”群體)的影響。具體而言，本文參照吳曉剛(2008)、謝宇及其合作者(Wu&Xie,2003;Jannetal.,2008)所采取的方法建立了一個兩層的分析模型，方程如下：表示的是在傾向得分層次j上實驗組和控制組兩者之間的平均收入差別，也就是在該層次上某個事件的發(fā)生對個體所產(chǎn)生的影響。在第二層模型中，方程(4)允許β隨傾向得分層次的不同而變化，而某個傾向得分層次的排列位次即是相應的β的預測值。方程(5)進一步允許第一層模型方程(1)中的β也隨傾向得分層次的不同而變化。分別是個體層次和傾向得分層次上的誤差項。該方法與PSM類似，但是比單純的PSM要好，因為HTE模型假定每一個傾向性匹配得分的組(層)有不同的處理效益(Brand&Xie,2010)。最后，我們將樣本分為市場部門就業(yè)樣本和體制內(nèi)就業(yè)樣本，試圖探討市場化程度的提高給戶籍的收入效應帶來的變化。四、樣本篩選與統(tǒng)計結(jié)果(一)樣本篩選與描述本文數(shù)據(jù)來自于2002年的中國家庭收入調(diào)查(CHIP)。①根據(jù)研究目的，筆者選取的是流動人口樣本和城市居民樣本中的永久移民部分樣本。永久移民主要是通過“您是什么時候獲得本市戶口的”這一信息來判斷，剔除了出生即為本市戶口的個案和一些不符合邏輯的個案，如獲得戶口時年齡為負。外來人口樣本選取時，排除了來自其他城市的外來人口，只保留來自農(nóng)村的外來人口樣本。將兩個部分樣本合并后，選取其中16－60歲的目前有工作的勞動人口。用列刪方法對相關(guān)變量缺失值進行處理后，最終進入統(tǒng)計分析的樣本為5512個。其中外來人口樣本為3199，永久移民為2313。具體情況見表1。(二)代理變量回歸結(jié)果首先，我們采取普通多元線性回歸模型考察流動人口和永久移民工資的決定因素。模型1的因變量是小時工資對數(shù)，我們加入了性別、婚姻狀況、年齡、工作經(jīng)驗、經(jīng)驗平方、是否黨員、健康狀況、受教育年限等變量?；貧w結(jié)果顯示，性別、工作經(jīng)驗、黨員身份、受教育年限都對收入有顯著正效應。工作經(jīng)驗平方顯著為負，表明工作經(jīng)驗對工資的效應呈倒U型。我們重點看戶籍變量的影響，統(tǒng)計結(jié)果顯示，在保持其他因素不變的情況下，處理組(即永久移民)比流動人口每小時收入要高20.9％，說明戶籍效應非常顯著(參見表2)。正如我們前面討論所指出的，戶籍管制下的永久移民精英，直接將其與流動人口比較，會因為殘差項中可能包括了與獲得戶籍相關(guān)、但無法通過可觀測變量控制的“能力”因素而導致估計存在偏誤。代理變量方法就是采用一個代理變量將不可觀測因素(如能力)提取出來，剩下的殘差就與因變量無關(guān)了。為此，在模型2中，我們加入了代理變量pscore，即獲得流入地城市戶籍的概率(logistic回歸結(jié)果見附錄)。我們將獲得城市戶籍的概率(pscore)加入方程后進行估計，從模型2回歸結(jié)果來看，一方面，“能力”因素確實對收入有顯著的正效應，pscore在1％的水平上顯著；另一方面，即使去除了“能力”代理變量的影響，戶籍系數(shù)依然在1％的水平上顯著，在控制了其他情況后，獲得流入地戶籍的永久移民小時工資預計要比流動人口高出14.4％。從這個意義上來說，戶籍限制本身對流動人口收入有負向影響，而不是完全通過能力間接反映。從政策意義上來說，改革戶籍制度，廢除戶籍對流動人口的種種限制，能使流動人口的收入顯著增加。(三)各種處理效應方法估計結(jié)果正如吳曉剛(2008)的研究所指出的一樣，那些成長于農(nóng)村、通過上學等途徑突破戶籍制度限制的永久移民，是“極度正向選擇”篩選出來的人。那么當我們將流動人口與永久移民相比較來探討戶籍對收入的影響時，必須克服樣本選擇性偏誤。為此，本文接下來將采取羅森鮑姆和魯賓(Rosenbaum&Rubin,1983)提出的“傾向得分匹配”方法來克服樣本選擇性偏誤，估計戶籍限制對流動人口收入的影響?！皟A向得分匹配”方法的基本思想在于，在評估某項政策的效果時，若能找到與處理組盡可能相似的控制組，那么樣本選擇偏誤就可以被有效降低。然而，在尋找控制組過程中，僅通過一種特征(如教育水平)往往無法達到滿意的匹配效果，為此，PSM通過一些特殊的方法將多個特征濃縮成一個指標——傾向得分值(pscore值)，從而使多元匹配成為可能(Lianetal.,2011)。1.樣本匹配效果為了說明使用PSM方法在實證上的重要性與合理性，我們給出了核匹配法的匹配效果圖(見圖1)，圖1中的a和b子圖分別呈現(xiàn)了處理組和控制組的傾向得分值在匹配前后的核密度函數(shù)?？梢钥闯?，在匹配前二者傾向得分值的概率分布存在明顯差異，如果直接比較這兩組樣本之間的收入差異，所得到的統(tǒng)計推斷結(jié)果必然是有偏的，而前期研究往往忽略了這一問題。相比之下，在完成匹配后，兩組樣本傾向得分值的概率分布在傾向得分值小于0.9部分已經(jīng)非常接近，表明二者的各方面特征已非常接近，匹配效果較好。但從圖1b也可以看出，永久移民(即圖示中的處理組)大部分分布在傾向得分值大于0.9的區(qū)域，這部分匹配效果有待改善。采用半徑匹配和核匹配得到的結(jié)果與此相似，不再詳述。圖1匹配前后“處理組”和“控制組”傾向得分概率分布對比2.PSM估計結(jié)果我們使用了貝克爾等人(Becker&Ichino,2002)編寫的stata程序，計算了各種PSM方法的平均處理效應(ATT)，結(jié)果如表3所示。從表中我們可以得出結(jié)論：即使我們控制了樣本的選擇性，戶籍對流動人口收入的影響依然非常顯著。盡管控制組和處理組在各種特征上存在差異(異質(zhì)性)，但是在我們通過PSM方法消減了樣本選擇性后，戶籍對收入的影響依然非常明顯，幾乎每種方法都在1％水平上顯著。而從ATT值來看，都比前面的OLS回歸或者代理變量要高，這也說明樣本的選擇性對估計結(jié)果有很大的影響。最近鄰匹配法的基本思想是：以上文估計出的PS值為基礎(chǔ)，前向或后向?qū)ふ遗c處理組樣本的PS值最為接近的控制組樣本，作為前者的匹配對象。半徑匹配的基本思想是，預先設(shè)定一個常數(shù)r，包含于控制組中的PS值與激勵樣本i的PS值之間的差異小于r的樣本都將選定為匹配對象(Lianetal.,2011)。從表3中可以看出，半徑匹配最后得出的ATT值為0.689，在1％水平上顯著。以半徑匹配方法得出的結(jié)論是，消除戶籍制度影響，可以使流動人口每小時收入提高近70％。(四)戶籍制度影響的進一步討論1.戶籍制度對不同傾向得分群體的影響在戶籍制度下，個體突破戶籍限制進行流動的途徑也是不同的，如上學、入伍轉(zhuǎn)業(yè)、招工招干，通過購房以及城市化過程中的“農(nóng)轉(zhuǎn)非”都可以獲得流入地城市戶籍。同時，戶籍管制在不同形勢下，程度也是不同的。為考察個體獲得戶籍的傾向得分是否會影響其收入水平，我們使用了允許多種影響效應存在的多層線性模型(Raudenbush&Bryk,2002)。具體而言，本文參照吳曉剛(2008)、謝宇及其合作者(Wu&Xie,2003;Jannetal.,2008)所采取的方法，建立了一個兩層的分析模型。該方法與PSM類似，但是比單純的PSM要好，因為HTE模型假定每一個傾向性匹配得分層次有不同的處理效益(Brand&Xie,2010)。②我們在前面的分析中指出，在傾向得分大于0.9的區(qū)域，樣本匹配效果有待改善。由于多層線性模型并不要求因果效應對所有人都是一樣的，而是假設(shè)這種因果效應因人而異，因此，該方法(HTE模型)能夠克服PSM因為樣本匹配效果不好帶來的問題。為弄清楚突破戶籍制度限制的流動究竟是否使個人收入有所增加，我們分三步來進行探討。第一步是估計在傾向得分的每一個層次上進入市場部門對個人收入的影響效應。由于處理組和控制組之間并不存在系統(tǒng)性的差異，兩組人群在傾向得分的每一個層次上的收入差別就可以被理解為在該層次上突破戶籍限制對個人收入的因果效應。第二步是將第一步的結(jié)果進行合并，即取每一個層次上獲得戶籍對個人收入的因果效應的加權(quán)平均值，其前提是假設(shè)這種因果效應對所有人都是一樣。③第三步則是假設(shè)這種因果效應因人而異，并用多層線性模型來對它進行估計。這也是我們的分析所關(guān)注的結(jié)果。表4給出了多層線性模型估計結(jié)果。表4模型3的統(tǒng)計結(jié)果表明，在傾向得分最低的4個層次上，戶籍對個人收入的因果效應不大且不具備統(tǒng)計顯著性。但在傾向得分較高的層次上，戶籍對個人收入的影響比較明顯，突破戶籍限制(取得流入地城市戶籍)能增加個體收入。特別是在第5層、第8－10層，戶籍制度影響無論是現(xiàn)實意義上(即系數(shù))還是統(tǒng)計意義上(即統(tǒng)計顯著度)都非常明顯。這說明，那些獲得戶籍傾向得分高的外來人口如果突破戶籍限制，其收入會有較明顯的增加。在前面表3中，我們假設(shè)戶籍制度影響對各個層次都具有同質(zhì)性，ATT值比較高，且都在1％水平上顯著。但多層次模型統(tǒng)計結(jié)果顯示，因果效應具有同質(zhì)性的假設(shè)看來并不成立。模型3結(jié)果表明，因果效應的大小視傾向得分的大小而定，二者之間呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系，系數(shù)為0.034，t值＝1.86，系數(shù)在0.1的水平上顯著。傾向得分層次每提高一級(如從第8層提高到第9層)，因果效應(每小時收入)就會上升3.4％。戶籍對個人收入的因果效應如圖2所示。圖2戶籍對個人收入的因果效應2.市場部門與體制內(nèi)部門中的戶籍影響相對于體制內(nèi)部門，市場部門意味著更高的市場化程度。為了探討市場化程度的提高對戶籍收入效應的影響，我們分別對體制內(nèi)部門和市場部門進行估計。本研究將“私有企業(yè)”、“三資企業(yè)”、“個體經(jīng)營”及其他自雇經(jīng)營視為市場部門，將“國家和政府機關(guān)事業(yè)單位”、“國有企業(yè)”、“集體企業(yè)”視為體制內(nèi)部門。總體而言，進入統(tǒng)計分析的5512個樣本中，就業(yè)于體制內(nèi)的占34.1％，其中，2131個永久移民中有71.6％在體制內(nèi)就業(yè)，3199個外來人口在體制內(nèi)就業(yè)的比例僅為7％，9成以上外來人口就業(yè)是在市場部門。表4中模型4和模型5分別報告了戶籍限制對市場部門就業(yè)和體制內(nèi)就業(yè)人群小時收入的影響。有意思的是，市場部門就業(yè)群體中，在傾向得分較低的2－4層次，戶籍對個人收入的影響為負效應。特別是在傾向得分第2層，處理效應系數(shù)－0.449(t＝－1.66)，在0.1水平上顯著。也就是說，在傾向得分相同的情況下，永久移民小時收入比流動人口要低近45％，突破戶籍限制對收入的因果效應居然為負。一個可能的解釋就是，該傾向得分層次的永久移民無法進入收入較高的行業(yè)，卻也不能接受報酬較高但工作環(huán)境較差、聲望較低的工作。另一種可能是，某些工作流動性很強，但小時收入比較高，城市居民不愿意從事該類工作。而這對那些進城謀生的流動人口來說，這不是問題。這也符合來自農(nóng)村的外來人口基本工作狀況：大部分外來人口從事工作環(huán)境差、工作強度大的工作。同時，這些高強度的工作流動性大，對體力要求高，但是相對而言小時收入不算太低，如建筑業(yè)。這也從另一個方面說明，戶籍在限制農(nóng)村人口向城市流動的同時也限制了城市人口的流動，妨礙他們通過流動找到更匹配的工作。當然這樣的流動性很強的工作機會只可能是在市場化部門，我們的統(tǒng)計結(jié)果也證實了這一點。低端勞動人口(傾向得分處于第2層的個體)其收入優(yōu)勢在市場部門才存在，在體制內(nèi)部門卻并不存在。模型5的結(jié)果顯示，對體制內(nèi)就業(yè)的流動人口而言，他們的收入依然要比永久移民低，雖然這在統(tǒng)計上并不顯著，但戶籍作用的方向與市場部門的相反。這說明第二種解釋更為合理：戶口限制了永久移民的流動性，從而妨礙他們找到更匹配的工作。從模型4的總體趨勢部分來看，總體斜率為0.044，t值為1.88，在0.1的水平上具有統(tǒng)計顯著性，說明從總體趨勢來說，戶籍對收入的影響為正。這說明對于在市場部門工作的流動人口來說，如果能取消戶籍限制，他們的小時收入會提高4.4％。對于體制內(nèi)就業(yè)的群體來說，除傾向得分最高的第10層外，在其他層次上，永久移民和外來人口收入都不存在顯著的差異。雖然總體趨勢上戶籍對收入的效應為正(系數(shù)為0.005)，但這在統(tǒng)計上并不顯著。一個可能的解釋是，數(shù)據(jù)調(diào)查年份體制內(nèi)部門效益并不高，在總體收入不高的情況下，收入差距也不明顯，導致戶籍對收入的因果效應也不明顯。另一個可能的解釋是，當時國有部門市場化不足，收入差距不大。圖3給出了市場部門就業(yè)和體制內(nèi)部門就業(yè)的戶籍影響效應。圖3戶籍效應在市場部門和體制內(nèi)部門的影響五、研究結(jié)論與相關(guān)討論自20世紀80年代中期開始，我國的戶籍制度改革逐步成為民眾、政府管理部門和學術(shù)界普遍關(guān)注的熱點問題之一。當前，我國正處于城鎮(zhèn)化進程的關(guān)鍵時期，近年來，歷屆政府工作報告都明確提出要因地制宜，分步推進，把有穩(wěn)定勞動關(guān)系并在城鎮(zhèn)居住達到一定年限的農(nóng)民工逐步轉(zhuǎn)為城鎮(zhèn)居民。2010年初，廣東省在中山市試點積分入戶政策，隨后，該項政策在廣東省全面施行。自2010年8月15日起，重慶市統(tǒng)籌城鄉(xiāng)戶籍制度改革在全市范圍內(nèi)正式施行，力爭兩年完成300萬、十年完成1000萬的“農(nóng)民”轉(zhuǎn)“市民”計劃。新一輪戶籍改革的政策實踐引起了社會各界的廣泛關(guān)注。然而，推行戶籍制度改革、促進外來人口市民化，最終還是要落實到提高外來人口待遇上來。當我們評估戶籍改革的政策效果時，需要回答諸多問題——戶籍制度對流動人口究竟會產(chǎn)生怎么樣的影響？這種影響對所有的流動人口是一樣的嗎？這種影響究竟是單向的還是雙向的？這些問題在以往關(guān)于戶籍制