程名望　李代悅　楊未然

摘 要：文章基于公平視角，采用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，研究戶籍制度對城市居民基本公共服務(wù)滿意度的影響。研究發(fā)現(xiàn)，流動人口基本公共服務(wù)滿意度顯著低于城市本地居民基本公共服務(wù)滿意度，尤其是在教育、醫(yī)療、住房和社會保障方面的滿意度，而“戶籍歧視”是造成其差異的顯著因素。進一步的機制分析發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟發(fā)展吸引了流動人口遷移到流動地，經(jīng)濟發(fā)展能夠提高流動人口和本地居民的滿意度，但經(jīng)濟的發(fā)展卻并不能調(diào)節(jié)和減弱“戶籍歧視”導(dǎo)致的流動人口和本地居民的滿意度差異。增強基本公共服務(wù)區(qū)域聯(lián)動性、統(tǒng)籌協(xié)調(diào)基本公共服務(wù)均等化，健全區(qū)域內(nèi)部協(xié)調(diào)發(fā)展體制、提高要素供給與基本公共服務(wù)需求的一致性，解決流動人口和本地居民之間的基本公共服務(wù)不均等問題，是重要的政策取向。

關(guān)鍵詞：基本公共服務(wù)； 滿意度； 流動人口； 戶籍制度

中圖分類號：F294文獻標(biāo)識碼：A文章編號：1009-3060（2022）05-0104-11

一、 引 言

公平正義是中國特色社會主義的內(nèi)在要求，是馬克思主義追求的終極目標(biāo)之一。黨的十八大以來，黨中央高度重視公平正義問題，一再強調(diào)公平正義是中國特色社會主義的內(nèi)在要求，“促進公平正義、增進人民福祉”是社會改革和發(fā)展的落腳點。改革開放以來，由于“人口多，底子薄”的基本國情，中國選擇了“效率優(yōu)先，兼顧公平”和“讓一部分人先富起來”的發(fā)展戰(zhàn)略，取得了舉世矚目的“增長奇跡”［1］。在此過程中，也出現(xiàn)了收入差距和社會不平等等問題，特別是由于戶籍制度和城鄉(xiāng)鴻溝所造成的不平等［23］。以城鄉(xiāng)流動人口為例，流動到城市的人口從1982年的657萬上升到2019年的2.36億，約占中國總?cè)丝诘?7%［4］。由于戶籍制度和城市管理制度的制約，雖然城鄉(xiāng)流動人口生活在城市，但卻不能享受到與本地居民相同的社會保障、醫(yī)療衛(wèi)生、子女基礎(chǔ)教育等基本公共服務(wù)。不同群體之間基本公共服務(wù)不均等及其主觀滿意度評價成為影響社會公平乃至社會和諧穩(wěn)定的重要因素［5］。

學(xué)者們高度關(guān)注城市基本公共服務(wù)均等化及其滿意度評價問題，主要的研究可以歸納為三點：一是城市基本公共服務(wù)效率與均等化問題。Buchanan［6］的公共選擇理論認(rèn)為，政府應(yīng)該盡可能將公共資金或公共產(chǎn)品均勻地分配在地區(qū)和個體之間。馬國賢［7］從政府投入的公共資金的角度評價不同地區(qū)之間基本公共服務(wù)供給水平。傅勇［8］、陳碩［9］、丁菊紅［10］等指出，財政自主權(quán)影響公共服務(wù)供給效率。倪紅日［11］指出，“人均”的含義界定并不清楚，選擇“戶籍人口”的“人均”還是“常住人口”的“人均”是影響用財政投入衡量基本公共服務(wù)效果的障礙之一。用人均財政投入作為衡量基本公共服務(wù)水平的標(biāo)準(zhǔn)并不能捕捉到個體需求和宏觀供給的匹配程度［12］，也不能衡量出公共服務(wù)的提供效率［13］。二是城市基本公共服務(wù)滿意度問題。學(xué)者們認(rèn)識到，影響居民城市基本公共服務(wù)滿意度的因素十分復(fù)雜。從宏觀上講，政府的基本公共服務(wù)供給是影響居民滿意度的重要因素。不少學(xué)者認(rèn)為，提高公共財政支出、增加公共品數(shù)量、改革政府財政管理體系、下放決策權(quán)給地方政府能夠提高居民基本公共服務(wù)滿意度［8］。此外，根據(jù)Tiebout［14］模型，提高政府財政自主權(quán)能夠提高公共服務(wù)供給，國內(nèi)很多學(xué)者從財政分權(quán)角度研究基本公共服務(wù)滿意度影響［7］。從微觀上講，微觀個體對公共服務(wù)需求的異質(zhì)性影響了基本公共服務(wù)滿意度。Bearden［15］的期望失驗理論表明，個體教育水平、城鄉(xiāng)屬性、年齡差異等會影響個體對基本公共服務(wù)水平的期望，進而影響個體基本公共服務(wù)滿意度。不同收入群體對保障型和發(fā)展型公共服務(wù)需求不同［16］；個體生活水平變化對居民地方公共服務(wù)滿意度有顯著影響［17］；社會階層與地位、家庭背景等影響了個體對政府基本公共服務(wù)供給職能的定位，進而造成個體基本公共服務(wù)需求的異質(zhì)性［18］。三是戶籍約束下城市基本公共服務(wù)滿意度的差異。對于城市流動人口而言，其城市基本公共服務(wù)滿意度存在兩種效應(yīng)。一方面，和本地戶籍人口比，由于戶籍制度的存在，基礎(chǔ)教育、公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)、社會保障等外部性較小的“軟公共服務(wù)”不能完全覆蓋流動人口，當(dāng)其直接觀察到他們與本地戶籍人口所獲得的基本公共服務(wù)存在差異性時，會降低其基本公共服務(wù)滿意度［10］。另一方面，和流動人口的來源地比，不同地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展能力不同，經(jīng)濟發(fā)達(dá)的地方可能為流動人口提供更多的工作崗位、更高質(zhì)量的公共服務(wù)環(huán)境、更便捷的交通和更加完善的基礎(chǔ)設(shè)施。這些外部性較強的“硬公共服務(wù)”使得流動人口在比較其所在戶籍地與流入地時，賦予流入地地方政府更高的評價［3］，且相較于本地居民而言，會降低對流入地基本公共服務(wù)的期望進而提高其基本公共服務(wù)滿意度。

總結(jié)上述文獻發(fā)現(xiàn)，學(xué)者們對城市基本公共服務(wù)供給效率、均等化及其影響因素的研究比較豐富，但針對戶籍約束下城市基本公共服務(wù)滿意度差異的研究則較少。僅有的一些研究未能取得一致性結(jié)論。已有的文獻僅從特定的公共領(lǐng)域（如流動人口的計生服務(wù)、農(nóng)民工子女教育等）或者是對特定城市特定區(qū)域的基本公共服務(wù)滿意度差異問題進行展開［19］?；诖?，本文的創(chuàng)新和貢獻有兩個方面：第一，采用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2012—2020年的微觀調(diào)查且匹配《中國城市統(tǒng)計年鑒》宏觀數(shù)據(jù)，在考慮宏觀供給差異的同時，研究了戶籍制度對微觀個體的影響。CFPS調(diào)查樣本覆蓋25個省區(qū)市，以便能夠捕捉到中國大多數(shù)地區(qū)，可以從全國層面進行較全面的研究。而問卷中對各類基本公共服務(wù)滿意度的調(diào)查，使得本文能夠建立基本公共服務(wù)的結(jié)構(gòu)性和綜合滿意度指標(biāo)。第二，拓展了不同群體之間基本公共服務(wù)滿意度的異質(zhì)性研究，該研究對于農(nóng)民工市民化乃至公平正義的目標(biāo)實現(xiàn)具有重要的現(xiàn)實意義。

二、 數(shù)據(jù)來源與模型建立

（一）數(shù)據(jù)來源

個體微觀數(shù)據(jù)來源于2012年、2014年、2016年、2018年和2020年中國家庭追蹤調(diào)查項目（CFPS）。CFPS調(diào)查樣本覆蓋25個省區(qū)市，經(jīng)過數(shù)據(jù)處理，刪除農(nóng)村樣本、有異常值和缺失值的樣本、小于16歲和大于80歲的樣本，共獲得樣本24315份。在采用的樣本中，平均年齡為47.26歲，最小值為16歲，最大值為80歲；男性比例為52.7%，基本與女性占比持平；樣本的受教育程度均值為10.27年，平均教育水平為初中水平。其他相關(guān)城市層面數(shù)據(jù)來源于歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

（二） 模型建立與變量選擇

由于被解釋變量是有序數(shù)據(jù)，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個體的基本公共服務(wù)滿意度，Migrantits表示 i個體t年是否為s城市流動人口，Xits為系列控制變量。為了克服時間和區(qū)域異質(zhì)性帶來的沖擊，設(shè)置時間和區(qū)域固定效應(yīng)，其中，vs表示城市固定效應(yīng)，τt表示時間固定效應(yīng)，εits為誤差項。具體的變量設(shè)置及說明如下：

1. 被解釋變量

城市基本公共服務(wù)滿意度是居民對政府公共服務(wù)的直接感知，是對政府基本公共服務(wù)供給數(shù)量、供給效率、服務(wù)質(zhì)量的主觀綜合評分?；竟卜?wù)一般包括保障基本民生需求的教育、就業(yè)、社會保障、醫(yī)療衛(wèi)生、計劃生育、住房保障、文化體育等領(lǐng)域。為了完整地測度居民對整個基本公共服務(wù)的評價，本研究選取問卷中以下6個問題分別衡量受訪者對環(huán)境、就業(yè)、教育、醫(yī)療、住房、社會保障的評價，即：“您認(rèn)為環(huán)境問題在我國的嚴(yán)重程度如何？”“您認(rèn)為就業(yè)問題在我國的嚴(yán)重程度如何？”“您認(rèn)為教育問題在我國的嚴(yán)重程度如何？”“您認(rèn)為醫(yī)療問題在我國的嚴(yán)重程度如何？”“您認(rèn)為住房問題在我國的嚴(yán)重程度如何？” “您認(rèn)為社會保障問題在我國的嚴(yán)重程度如何？”借鑒呂煒等［5］的做法，用10分減去受訪者的原始打分分值，得到從0到10表示居民對城市基本公共服務(wù)滿意度的評價，得分越高表示居民對基本公共服務(wù)越滿意，將6項得分的均值作為基本公共服務(wù)的綜合評價得分，用“Score”表示。圖1描述了居民對城市基本公共服務(wù)綜合評價得分Score的分布圖。分析可見，均值在3～4分的樣本最多，占比19.6%；均值低于5分的樣本數(shù)遠(yuǎn)大于高于5分的樣本數(shù)，表明大多數(shù)居民對城市基本公共服務(wù)并不滿意。結(jié)合表1的具體統(tǒng)計性數(shù)據(jù)看，總體滿意度評價均值為3.470，整體滿意度水平并不高。環(huán)境、就業(yè)、教育、醫(yī)療、住房、社會保障的滿意度評分差異并不大，社會保障的滿意度最高，均值為3.773，環(huán)境滿意度最低，均值為3.033。

圖2進一步描述了本地居民和流動人口的基本公共服務(wù)滿意度的差異。分析可見，在總體滿意度方面，本地居民的滿意度為3.496，顯著高于流動人口的3.159。就分項指標(biāo)看，流動人口的各項基本公共服務(wù)滿意度都低于本地居民。該描述性統(tǒng)計結(jié)果表明，由于戶籍制度約束，本地居民和流動人口對基本公共服務(wù)滿意度的評價存在較大差異。

2. 核心解釋變量

本文核心解釋變量為居民戶籍情況。使用微觀調(diào)查中戶籍歸屬地所在縣與常住地所在縣是否相同作為戶籍情況的代理變量。若戶籍歸屬地所在縣與常住地所在縣即微觀調(diào)查地相同，則取0，否則取1。

3. 控制變量

為降低遺漏變量可能造成的模型估計偏誤，本研究結(jié)合已有文獻，引入微觀個體和城市層面兩個類別的控制變量。微觀控制變量包括年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況、月收入等個人層面變量。宏觀控制變量包括城市人均公共服務(wù)支出、人均公共服務(wù)支出兩年增長速度、人口密度、地方財政自主性、經(jīng)濟發(fā)展等城市層面變量。人均公共服務(wù)支出由“教育事業(yè)支出”“科學(xué)事業(yè)支出”的總和除以常住人口數(shù)量得到?！吨袊鞘薪y(tǒng)計年鑒》中報告的人數(shù)為戶籍人口，不能用于本文計算“人均”變量。從2006年后，國家統(tǒng)計局要求地方人均GDP要以常住人口計算，因此可利用各城市的GDP/人均GDP估算出常住人口數(shù)量。由于公共服務(wù)和公共服務(wù)品具有規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)，因此用人口密度控制基本公共服務(wù)的規(guī)模效應(yīng)。1994年分權(quán)制度改革以來，部分地區(qū)公共品的投入依賴中央政府的轉(zhuǎn)移支付，其公共服務(wù)供給效率依賴地方政府在分權(quán)制度下的政府治理［8］。借鑒高琳［12］的做法，地方財政自主性由城市層面“財政收入/財政支出”表示，值越大表明地方政府的自主性越強，更少依賴中央政府的轉(zhuǎn)移支付。經(jīng)濟發(fā)展用GDP對數(shù)表示。

各主要變量的描述性統(tǒng)計見表1。

三、 回歸結(jié)果分析

（一）全國樣本估計結(jié)果

本研究采用Stata16.0的實證分析結(jié)果如表2所示。（1）列是戶籍對總體基本公共服務(wù)滿意度的回歸結(jié)果，（2）～（7）列分別是戶籍對環(huán)境、就業(yè)、教育、醫(yī)療、住房、社會保障滿意度的回歸結(jié)果。分析可見，戶籍對總體居民基本公共服務(wù)滿意度有顯著影響，流動人口的基本公共服務(wù)滿意度比本地居民基本公共服務(wù)滿意度低，且通過1%的顯著性水平檢驗。進一步地，從（2）～（7）的回歸結(jié)果看，除就業(yè)滿意度的結(jié)果不顯著外，流動人口的環(huán)境、教育、醫(yī)療、住房、社會保障滿意度都顯著低于本地居民的滿意度。其中，差異最大的是社會保障滿意度，根據(jù)有序Probit邊際效應(yīng)的計算，沒有戶籍的居民會使社會保障滿意度為滿意（值為6）的可能性降低0.78%由于有序Probit模型的回歸系數(shù)沒有經(jīng)濟含義，本文分析中報告了部分邊際效應(yīng)值。由于6分是滿意度的及格線，所以本文報告所有邊際效應(yīng)是指滿意度為6時的平均邊際效應(yīng)，后文不再說明。由于篇幅所限，本文并未報告邊際效應(yīng)表格，僅報告系數(shù)表格并在文中分析時指出部分邊際效應(yīng)，若讀者有興趣可向筆者索取。，其直接原因是流動人口并不能享受到流動地提供的社會保險，如養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、失業(yè)保險等；其次是教育滿意度，戶籍限制對教育滿意度的邊際效應(yīng)為-0.56%，這與近年來城市居民越來越重視教育、學(xué)區(qū)房政策有關(guān)；再次是住房滿意度，戶籍限制對居民住房滿意度的邊際效應(yīng)為-0.55%。在多數(shù)城市，居民需要享有本地戶籍才能購買商品房、申請廉租房，而學(xué)區(qū)房的興起更加重了流動人口對教育和住房的不滿意度。戶籍對醫(yī)療滿意度的邊際效應(yīng)為-0.51%，對環(huán)境滿意度的邊際效應(yīng)為-0.23%，低于戶籍對住房滿意度、教育和社會保障滿意度的影響。這是因為，相較于教育、住房和社會保障而言，流動人口和本地居民醫(yī)療更容易通過政策調(diào)整、技術(shù)進步得以實現(xiàn)：如醫(yī)療報銷可以通過異地就醫(yī)當(dāng)?shù)貓箐N、構(gòu)建全國統(tǒng)一醫(yī)保結(jié)算平臺等；而環(huán)境相較于教育、住房和社會保障，擁有更高的外部性。此外，就業(yè)滿意度并不顯著，這也從側(cè)面說明流動人口流動的主要原因是由流動地的就業(yè)崗位決定的。

從個體特征看，男性的滿意度比女性滿意度高；年齡越大，對基本公共服務(wù)滿意度越高；有配偶的樣本對就業(yè)和住房的滿意度顯著高于無配偶的樣本。從個體收入情況看，收入越高，基本公共服務(wù)滿意度越低?？赡艿慕忉尀椋寒?dāng)個體收入越高時，所上繳的稅費越多，因此對政府的公共服務(wù)供給的要求更高，期待值相較于低收入個體較高。受教育程度越高的個體，基本公共服務(wù)滿意度越低，且對基本公共服務(wù)各組成部分也呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)。教育是人力資本的體現(xiàn)，受教育程度越高，很可能帶來更高水平的收入，上繳的稅費越多，對公共產(chǎn)品的要求更高。

從宏觀層面看，人均公共財政支出在5%顯著水平下正向影響居民基本公共服務(wù)滿意度，這與陳世香、高琳［17， 12］早年的研究并不一致，說明相較早年的研究結(jié)果，政府在提供基本公共服務(wù)的效率上有所提高，增加人均公共財政投入會對居民的基本公共服務(wù)滿意度產(chǎn)生積極影響，體現(xiàn)“服務(wù)型”政府改革的成果；但人均公共財政支出的增長速度并未對居民的城市基本公共服務(wù)產(chǎn)生顯著影響；財政分權(quán)對基本公共服務(wù)會產(chǎn)生一定的影響，在學(xué)界具有廣泛的認(rèn)可，但其機制與影響效果，尤其是對發(fā)展中國家的影響并未得到統(tǒng)一的結(jié)論。就本研究而言，城市地方財政自主性會降低基本公共服務(wù)滿意度，且系數(shù)顯著，財政分權(quán)可能在地方政府存在競爭關(guān)系、地方政府缺乏技術(shù)和財政能力時，分權(quán)對基本公共服務(wù)的供給會帶來更壞的影響。［20］地方經(jīng)濟的發(fā)展也能為居民基本公共服務(wù)滿意度帶來顯著的正向影響。城市GDP的增加能夠顯著地增加城市居民基本公共服務(wù)綜合滿意度，且在5%水平下顯著。城市GDP的增加主要是通過對居民的就業(yè)、醫(yī)療滿意度渠道增加綜合滿意度，但對環(huán)境、教育、住房、社會保障滿意度并沒有顯著影響。此外，人口密度并未對基本公共服務(wù)滿意度造成顯著影響，表明人口數(shù)量并不是影響基本公共服務(wù)滿意度評價的核心因素。

（二）分區(qū)域估計結(jié)果

中國國土遼闊，在發(fā)展過程中，存在區(qū)域發(fā)展不平衡的現(xiàn)象，各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展情況、地方政府基本公共服務(wù)供給水平等具有較大的差異。為了進一步分析戶籍制度對居民基本公共服務(wù)滿意度的影響，首先按照是否為京津冀、長三角、珠三角三大經(jīng)濟圈，將樣本分為兩組進行分組回歸。再按照中東西部經(jīng)濟帶，將樣本分為三組進行分組回歸。表3報告了分區(qū)域分組回歸的結(jié)果。

分析表3中的（1）（2）可見，在三大經(jīng)濟圈內(nèi)和三大經(jīng)濟圈外，戶籍對基本公共服務(wù)滿意度的影響都在1%水平下顯著且系數(shù)都為負(fù)。但從彈性系數(shù)看，在三大經(jīng)濟圈內(nèi)，戶籍制度對居民基本公共服務(wù)滿意度的影響高于三大經(jīng)濟圈外?？赡艿脑驗椋弘m然經(jīng)濟圈內(nèi)的經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r較好、能給流動人口帶來的工作崗位選擇更多、工資更高，但社會在關(guān)注“效率”時，更容易忽視“公平”。

分析表3中的（3）（4）（5）可見，西部戶籍限制對基本公共服務(wù)滿意度影響不顯著，中部和東部的影響顯著為負(fù)。就彈性系數(shù)看，東部戶籍制度對基本公共服務(wù)滿意度影響最高，西部最低?？赡艿脑蛟谟冢阂环矫?，正如三大經(jīng)濟圈的分組回歸結(jié)果，東部的經(jīng)濟發(fā)展要優(yōu)于西部和中部，經(jīng)濟發(fā)展到一定程度，居民對“公平”的訴求更大。經(jīng)濟的發(fā)展體現(xiàn)了效率的增加，但是同時也犧牲了“公平”。另一方面，西部的戶籍制度帶來的歧視可能會更少一些，即使沒有戶籍，流動人口也能夠享受到和本地居民相似的基本公共服務(wù)。

（三）分城市規(guī)模估計結(jié)果

由于公共服務(wù)具有規(guī)模效應(yīng)，不同大小的城市提供基本公共服務(wù)的成本不同。因此，本文按照城市常住人口的數(shù)量，將樣本分為常住人口大于1000萬的超大城市、500萬～1000萬的特大城市和小于500萬的其他城市。由表4的分析結(jié)果可見，和基準(zhǔn)結(jié)果一致的是，戶籍制度對居民基本公共服務(wù)的滿意度呈現(xiàn)負(fù)向影響。模型（1）顯示，在超大城市中戶籍制度對基本公共服務(wù)滿意度的影響要低于特大城市的影響。模型（2）顯示，在特大城市中流動人口和本地居民的基本公共服務(wù)滿意度差距最大。模型（3）顯示，在常住人口小于500萬的城市中，戶籍制度對居民基本公共服務(wù)滿意度的影響最小，且不顯著。造成此結(jié)果的可能原因為，超大城市的經(jīng)濟實力、經(jīng)濟的發(fā)展彌補了戶籍制度尤其是就業(yè)、社會保障、教育帶來的負(fù)面影響，居民可以通過工資溢價購買類似基本公共服務(wù)的商品與服務(wù)，如加入商業(yè)保險、上私立學(xué)校等以彌補戶籍與非戶籍之間享受到的公共服務(wù)不同。因此，即使戶籍制度較為嚴(yán)格，也可以通過經(jīng)濟發(fā)展減少戶籍制度帶來的負(fù)面影響，而常住人口較少的城市往往戶籍管理制度并不嚴(yán)格，流動人口受到的戶籍歧視較小。

四、 機制分析：經(jīng)濟發(fā)展是否調(diào)節(jié)了戶籍帶來的負(fù)面影響？

上文的實證結(jié)果表明，流動人口與本地居民的基本公共服務(wù)滿意度存在顯著差異，且該差異和經(jīng)濟發(fā)展水平存在顯著關(guān)系。經(jīng)濟發(fā)展水平高的地區(qū)擁有更多的勞動力需求，提供了大量的就業(yè)崗位，吸引流動人口［2122］。按照Tiebout“用腳投票”理論，正是因為不同地方政府提供的基本公共服務(wù)質(zhì)量和產(chǎn)品不同，才會使得居民“用腳投票”，使得人口流動到他們認(rèn)為基本公共服務(wù)更好的地方去。那么，流動人口的滿意度應(yīng)該至少和本地居民一致。但由于戶籍制度的存在，人口不能自由流動，中國人口流動有公共服務(wù)的原因，但更重要的是流動地能夠提供更好的工作，而流動人口可能會爭奪本地居民的資源，從而使本地居民傾向于排斥他們。由表2中城市經(jīng)濟發(fā)展變量系數(shù)及表3、4的異質(zhì)性分析可知，經(jīng)濟發(fā)展能夠影響居民城市基本公共服務(wù)滿意度。因此，為了進一步探究戶籍制度影響基本公共服務(wù)滿意度的機理，利用2012年、2014年和2016年由于2018年、2020年的調(diào)查中并沒有“您是否因為戶籍受到歧視？”這一問題，因此僅使用2012年、2014年和2016年的樣本。問卷調(diào)查中“您是否因為戶籍受到歧視？”來驗證戶籍對基本公共服務(wù)綜合滿意度的影響，并交互經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r，探究經(jīng)濟發(fā)展是否調(diào)節(jié)了戶籍帶來的負(fù)面影響。

表5中，模型（1）和（4）為全樣本回歸的結(jié)果，模型（2）和（5）表示流動人口樣本的回歸結(jié)果，模型（3）和（6）表示PSM最近鄰匹配（k=1）后的樣本回歸結(jié)果。除了去除戶籍變量以外，其他控制變量和基準(zhǔn)回歸模型一致，并控制了年份效應(yīng)。結(jié)果顯示，無論是否交互，無論是在哪一種樣本下，經(jīng)濟發(fā)展對居民基本公共服務(wù)都有顯著的影響，經(jīng)濟發(fā)展是吸引流動人口流動的重要原因。受到戶籍歧視的人口對基本公共服務(wù)滿意度顯著降低。戶籍歧視和經(jīng)濟發(fā)展的交互項并不顯著，但加入交互項后戶籍歧視對基本公共服務(wù)滿意度的負(fù)向影響降低，但并不顯著。該結(jié)果說明，即使經(jīng)濟發(fā)展會帶來流動人口和本地居民基本公共服務(wù)滿意度的提高，但并沒有調(diào)節(jié)由于戶籍歧視帶來的負(fù)面影響。在我國經(jīng)濟發(fā)展進入高質(zhì)量發(fā)展階段以后，由于戶籍帶來的負(fù)面影響可能會隨著經(jīng)濟發(fā)展逐漸平穩(wěn)而更加嚴(yán)重。

五、 穩(wěn)健性檢驗

上述研究結(jié)果表明，流動人口基本公共服務(wù)滿意度顯著低于本地居民的基本公共服務(wù)滿意度，但由于數(shù)據(jù)和樣本的限制，可能會出現(xiàn)樣本選擇偏差的問題。比如，流動人口認(rèn)為流動地的基本公共服務(wù)更好才選擇流動，或者對流動地的基本公共服務(wù)不滿意才不選擇流動。事實上，由于樣本采樣地在流動地，在選擇樣本時就已經(jīng)顯示了流動人口“用腳投票”的結(jié)果了。因此，為了降低樣本選擇偏誤和可能存在的模型誤設(shè)問題對實證結(jié)果的影響，本文使用傾向得分匹配法構(gòu)造戶籍制度對城市居民基本公共服務(wù)滿意度的反事實框架用以進行穩(wěn)健性檢驗。

PSM的思想是將樣本按照處理變量分為實驗組和對照組，首先根據(jù)協(xié)變量計算樣本的傾向得分，一般用Logit回歸，然后根據(jù)傾向得分將實驗組和對照組的樣本進行匹配，減少數(shù)據(jù)偏差和混雜因素的干擾。在匹配前，PSM需要對兩組樣本進行平衡性檢驗，使兩組樣本除了處理變量有差異外，其他的解釋變量不存在系統(tǒng)性差異，進而可以近似地視為一個自然實驗，減少樣本選擇偏誤的問題。具體來講，將流動人口樣本組作為實驗組，本地居民樣本組作為對照組。本文利用了常見的匹配方法，最近鄰匹配（k=1和k=4）、半徑匹配、核匹配等進行匹配，最近鄰匹配法（k=1）得到的變量平衡性檢驗結(jié)果如表6所示由于篇幅所限，本文僅匯報最近鄰匹配（k=1）的變量平衡性檢驗結(jié)果，其他匹配方法的變量平衡性檢驗結(jié)果均通過平衡性檢驗。。由表6可知，樣本在匹配之前，除了性別以外，所有變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差都大于10%，且在1%顯著水平下顯著。這在進行了最鄰近匹配（k=1）后，所有變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差都縮小到小于10%。這說明通過匹配，PSM有效地減少了實驗組與對照組的系統(tǒng)性差異，可以近似地認(rèn)為是隨機實驗。基于匹配后的樣本，可以推導(dǎo)出實驗組的平均處理效應(yīng)（Average Treatment on the Treated，ATT）為：

公式（2）中，Di表示處理變量，反映個體i是否為流動人口，y0i表示本地居民的基本公共服務(wù)綜合滿意度，y1i表示流動人口的基本公共服務(wù)綜合滿意度。N為實驗組的個體數(shù)，yi和yj分別表示實驗組和對照組的處理結(jié)果，w（i，j）為配對（i，j）的權(quán)重。

表7報告了最近鄰匹配（k=1和k=4）、半徑匹配、核匹配的傾向得分匹配結(jié)果，并報告了實驗組的平均處理效應(yīng)。在匹配前，樣本總體的平均處理效應(yīng)為-0.337，t值為-7.160，說明在不添加任何控制變量前的情況下，流動人口的基本公共服務(wù)綜合滿意度比本地居民的基本公共服務(wù)綜合滿意度低-0.337，且在1%顯著水平下顯著。匹配后，實驗組的平均處理效應(yīng)有所降低，通過最鄰近匹配（k=1）得到的實驗組平均處理效應(yīng)為-0.307；通過最鄰近匹配（k=4）得到的實驗組平均處理效應(yīng)為-0.250；通過半徑匹配得到的實驗組平均處理效應(yīng)為-0.252；通過核匹配得到的實驗組平均處理效應(yīng)為-0.249，且都在1%的統(tǒng)計水平上顯著。這表明流動人口的基本公共服務(wù)綜合滿意度顯著低于城市居民基本公共服務(wù)綜合滿意度，與本文有序Probit估計的結(jié)果一致，說明通過有序Probit模型估計的戶籍對城市居民基本公共服務(wù)滿意度影響的研究具有良好的穩(wěn)健性。

六、 結(jié)論與政策含義

中國“十四五”規(guī)劃強調(diào)，要推動以人為核心的城市發(fā)展，發(fā)揮中心城市和城市群帶動作用，建設(shè)現(xiàn)代化都市圈，推進以人為核心的新型城鎮(zhèn)化。在推動城鎮(zhèn)化過程中，流動人口基本公共服務(wù)是需要解決的核心問題。本文采用中國市級政區(qū)與微觀個體樣本數(shù)據(jù)，實證分析了戶籍制度對居民基本公共服務(wù)滿意度的影響。研究發(fā)現(xiàn)：流動人口基本公共服務(wù)滿意度顯著低于城市本地居民基本公共服務(wù)滿意度，尤其是在教育、醫(yī)療、住房和社會保障的滿意度方面。戶籍制度顯著降低了流動人口的基本公共服務(wù)滿意度，這種作用是通過流動人口受到“戶籍歧視”造成的。進一步的機制性分析發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟發(fā)展雖然能夠吸引流動人口遷移到流動地，且能提高居民的基本公共服務(wù)滿意度，但并不能調(diào)節(jié)和減弱“戶籍歧視”導(dǎo)致的流動人口和本地居民的滿意度差異。

習(xí)近平總書記在論述扎實推動共同富裕時明確提出，要“促進基本公共服務(wù)均等化”。公共服務(wù)普及普惠是共同富裕的基本要求與判斷標(biāo)準(zhǔn)之一。作為公共服務(wù)普及普惠的具體表現(xiàn)形式，基本公共服務(wù)均等化是共同富裕的內(nèi)在要求和應(yīng)有之義。學(xué)界和政府除了應(yīng)該關(guān)注以往關(guān)注較多的基本公共服務(wù)區(qū)域不均等、城鄉(xiāng)不均等以外，還應(yīng)該關(guān)注到城市不同群體間的基本公共服務(wù)不均等，尤其是在如今“新二元”結(jié)構(gòu)下，流動人口和本地居民之間的基本公共服務(wù)不均等?；诒疚难芯拷Y(jié)果和共同富裕的內(nèi)在要求，本文提出以下建議：一是增強基本公共服務(wù)的區(qū)域聯(lián)動性。為實現(xiàn)基本公共服務(wù)與人口流動相適應(yīng)，要進一步深化戶籍制度改革，加快推進城市間落戶積分互認(rèn)，尤其是城市群內(nèi)部的不同城市間的落戶積分互認(rèn)政策，增強區(qū)域間聯(lián)動性，推動都市圈建設(shè)和城鎮(zhèn)化進程，保障流動人口在不同城市間獲得相似的基本公共服務(wù)。二是統(tǒng)籌協(xié)調(diào)基本公共服務(wù)均等化，健全區(qū)域內(nèi)部協(xié)調(diào)發(fā)展體制。要提升流動人口基本公共服務(wù)滿意度，財政投入、基礎(chǔ)設(shè)施公共服務(wù)就應(yīng)該相應(yīng)增加，這勢必會對地方財政增加負(fù)擔(dān)。因此，中央政府的“輸血”方向應(yīng)該根據(jù)流動人口群體特點，保持對基本公共服務(wù)的轉(zhuǎn)移支付與常住人口掛鉤，與人口流動方向一致，制定和完善基本公共服務(wù)制度與政策，以提升地方政府實現(xiàn)基本公共服務(wù)均等化的積極性。三是提高要素供給與基本公共服務(wù)需求的一致性。土地是生產(chǎn)生活的重要保障，土地供給要堅持與人口流動方向一致，保障建設(shè)用地的增加跟人口流動產(chǎn)生的實際的住房建設(shè)、基礎(chǔ)設(shè)施公共服務(wù)等方面需求相匹配，以增加都市圈對于人口和經(jīng)濟的承載能力，促進不同群體基本公共服務(wù)均等化。

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Is There Household Registration Discrimination in

Basic Urban Public Services？

CHENG Mingwang， LI Daiyue， YANG Weiran

School of Economic and Management， Tongji University， Shanghai 200092， China

Abstract：From the perspective of fairness， this paper investigates the impact of household registration system on urban residents’ satisfaction with basic public services by analyzing the data from China Family Panel Studies （CFPS）. The study finds that the satisfaction of the floating population with basic public services is significantly lower than that of local residents， especially in education， medical care， housing and social security. Household registration discrimination is a significant factor causing the difference. Further mechanism analysis reveals that the city’s economic development attracts the floating population and it can increase the satisfaction with basic public services of both floating population and local residents. However， economic development does not regulate or reduce the difference in satisfaction between the two sides caused by household registration discrimination. Therefore， it is an important policy direction to promote regional linkage of basic public services， coordinate the equalization of the services， improve the system of coordinated internal development within regions， enhance the consistency between factor supply and demand for basic public services， and thus to solve the problem of inequality in basic public services between the floating population and local residents.

Key words：basic public services; satisfaction; floating population; household registration system

（現(xiàn)任編輯：張思帆）