户籍制度改革对流动人口就业选择的影响——基于公共部门和私人部门的视角

原 新，丁 琪

（南开大学 经济学院，天津 300071）

一、引 言

2023年国家公务员考试报名人数突破250万，同比增长25%，资格过审最大竞争比超5 800∶1。公共部门就业扩张不仅仅体现在就业人员数量上，更反映在就业人员质量上。根据《清华大学毕业生就业质量报告》，2019～2021年清华大学毕业生前往党政机关、事业单位、国有企业等体制内单位就业人数占比直线上升，分别为46.8%、57.3%、69.9%。优化人力资本配置是经济增长的有效动力，高水平人力资本在技术创新和产业升级等方面都更具优势，相较私人部门，我国公共部门的效率及创新性都有待进一步提高，过多或过高的人力资本进入公共部门会导致劳动力资源错配，不利于经济持续稳定增长。在中国经济迈入新常态的背景下，优化劳动力资源配置、释放配置型人口红利（原新等，2021）[1]是助推中国经济高质量发展的重要动力。确保劳动力要素合理有序畅通流动是完善要素市场化配置的关键。而户籍制度是影响流动人口自由流动的重要因素之一，进入公共部门就业即可破除户籍藩篱从而享受到城市的公共服务和福利待遇，进而导致公共部门不断扩张。2013年11月，《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》指出，要创新人口管理，加快户籍制度改革；2014年国务院正式印发了《关于进一步推进户籍制度改革的意见》，促进有能力在城镇稳定就业和生活的常住人口有序实现市民化，稳步推进城镇基本公共服务常住人口全覆盖。户籍制度改革作为新型城镇化的助推力量，对优化劳动力资源配置影响深远，尤其随着劳动年龄人口数量减少，依靠数量型人口红利难度提升，因此在户籍制度改革中寻找优化劳动力资源配置的新渠道，对充分发挥我国配置型人口红利至关重要。

公共部门和私人部门间的劳动力资源配置是社会劳动力资源配置问题的关键。目前我国公共部门和私人部门就业差距多集中在收入效应、福利效应、工作环境、发展前景以及就业稳定性等方面。由于公共部门自身优势，加之近年来突发新冠疫情导致就业形势严峻，越来越多人倾向于公共部门就业。在就业群体数量上，公共部门就业率的提升会对私人部门就业率产生显著负面影响（乔长涛、赵颖，2017）[2]；在就业群体质量上，目前我国公共部门等市场化程度低的行业和部门具有较高的人力资本强度，但是在类似于制造业等市场化程度高的私人部门人力资本强度不高，私人部门和公共部门之间存在显著的人力资本错配现象（李静、楠玉，2019）[3]。人力资本过度向低效率公共部门集中，而作为创新主力的生产性部门缺乏大量高素质人才（李世刚、尹恒，2017）[4]，会导致人力资本错配，弱化内生增长动力，不利于经济持续稳定增长。如何缓解劳动力资源错配问题是中国经济高质量发展过程中亟须解决的重要问题。推动流动人口从低生产效率部门向高生产效率部门流动是推动部门间配置型人口红利充分释放的关键（原新、金牛，2021）[5]。

在中国劳动力资源错配的现实情境中，户籍制度是造成劳动力市场分割的重要因素之一（宋扬、张文凯，2022）[6]。户籍制度设立初衷是为了控制人口流动和缓解城市资源分配不足，但随着工业化产业扩张逐渐形成了相对自由的人口迁移和歧视性的城市福利分配（邹一南，2015）[7]，户籍制度承载着教育、医疗、住房、养老、社会保障等诸多公共服务和福利待遇，实行户籍管制将提高城市的生活成本（张吉鹏等，2020）[8]，甚至导致农民工劳动力市场歧视从而出现同工不同酬现象和就业机会不平等的问题（余向华、陈雪娟，2012）[9]。宋月萍等（2016）[10]运用倾向得分匹配法研究发现大学生需要牺牲21%的工资待遇才能获得本地户口，且学历越高损失越大。封世蓝等（2017）[11]研究发现劳动力会为获取一定的就业优惠（如户口）而牺牲专业和工作之间的匹配程度，导致劳动力市场的低效配置。可见，户籍制度是影响流动人口就业选择的关键因素之一。

综上所述，我国公共部门就业不论是在数量上还是质量上都存在明显扩张，不利于劳动力资源的有效配置。户籍制度对流动人口的就业选择至关重要，“落户”是绝大多数人在流动过程中必须考虑的问题。户籍制度改革是否能够释放更多劳动力进入私人部门就业，尤其是高学历群体？对不同性别、不同户口性质以及不同城市的异质性影响？如何影响流动人口在公私部门就业选择的机制？正是本文力图回答的问题。

二、理论分析

本文基于Moretti（2011）[12]构建的本地劳动力市场一般均衡模型，引入户籍制度，从考察不同城市户籍制度差异对劳动力城市间资源配置的影响（林书宇，2022）[13]转变为户籍制度改革对部门间劳动力配置的影响。基本的思想是：户籍管制阻碍了流动人口取得平等就业的机会，限制了劳动力享受城市教育、医疗、养老等公共服务的权益。因此，将户籍管制设定为制度成本，并将制度成本分为福利获取成本和社会融入成本，用福利获取成本来衡量流动人口在城市生活中享受公共服务和福利待遇的难度，用社会融入成本来衡量流动人口在城市生活的融入情况。户籍制度不断改革使得流动人口所面临的制度成本也随之减少。从流动人口视角看，在户籍制度改革之前，流动人口进入公共部门就业可破除户籍藩篱从而享受到城市的公共服务，并且更好地融入城市生活。而随着户籍制度的改革，流动人口面对的制度成本下降，换言之，流动人口进入私人部门就业所面临的福利获取成本和社会融入成本降低，这也相当于提高了流动人口私人部门就业的相对工资收入，从而能够吸引更多优秀的人才进入私人部门就业；其次，城市落户门槛降低也使得流动人口就业具有更多选择性和自主权，减少流动人口为落户而面临的机会成本，使其更容易找到符合自身能力和需求的就业机会。从私人部门视角看，城市落户门槛的降低也可以让部分流动人口市民化并拥有相对应的公共服务保障，使得劳动力就业更为稳定，从而吸引私人部门纳入流动人口。

（一）不考虑劳动力异质情况

1.劳动需求

私人部门和公共部门都存在一定的劳动需求，私人部门就业人员数量为Np，公共部门劳动需求量为Ng。公共部门并不存在生产行为，公共部门就业人员收入来自于税收，短期并不会改变，设为。私人部门就业人员根据企业生产情况而言，设定企业的生产函数为规模报酬不变的柯布道格拉斯生产函数Y=AKαL1-α。为满足利润最大化的目标，私人部门就业工资等于劳动者的边际产量。

劳动者根据效用最大化原理提供自身劳动，设定如下劳动者在私人部门和公共部门就业时的效用函数，如式（2）、（3）。

Uip、Uig分别为劳动力i在私人部门和公共部门就业的间接效用水平；Wip、Wig分别是在私人部门和公共部门就业的工资；C为城市生活成本，假设公共部门就业和私人部门就业面临生活成本相同；随机项eip、eig为劳动力i对公共部门就业和私人部门就业的偏好，假定劳动者对公共部门和私人部门的偏好之差服从均匀分布，即eip-eig～[-s,s]。

劳动力依据效用最大化原则决策，当且仅当Uip大于Uig时，劳动力会选择进入私人部门，即要满足式（4）：

根据均匀分布的性质，劳动力选择进入私人部门工作的概率为：

在均衡状态下，边际劳动力效用水平在两个部门之间保持无差异，可知进入私人部门工作的劳动力数量等于式（5）的概率乘以劳动力总量，即为：

其中，N=Np+Ng是劳动力总量，通过化简式（6）可以得到劳动力供给的反函数：

2.户籍冲击

考虑同一城市两个不同时期，时期2的城市落户门槛相对较低。在不同时期进入公共部门和私人部门的成本差异如下：

其中Cgi是时期i劳动力进入公共部门就业的城市生活成本，Cpi是时期i劳动力进入私人部门就业的城市生活成本，两式相减得：

由于户籍管制增加了城市生活的制度成本，Cg1=u；Cg2=u；Cp1=u+Δ1；Cp2=u+Δ2；其中Δi表示时期i的制度成本，u表示城市固定生活成本。可得出：

由于时期2的城市落户门槛降低，因此，Δ1>Δ2。

假定劳动力总人数不变，即Ng1+Np1=Ng2+Np2=N。因此：

将（11）、（12）、（13）带入（10）式可得：

假说1：当城市落户门槛降低时，进入公共部门的人数将会减少。

假说2：城市落户门槛通过降低流动人口制度成本从而降低进入公共部门就业概率。

（二）考虑劳动力异质情况

简单描述当考虑劳动力异质性时户籍限制对劳动力就业选择的冲击。当劳动力市场上存在高能力和低能力的劳动力时，企业根据劳动力自身的边际产量设定其工资水平，高能力者工资为WH，低能力者工资为WL，假设WL<

假说3：城市落户门槛下降使得高能力流动人口进入公共部门就业概率降低，而对于低能力群体而言并无显著影响。

三、数据、模型与变量选择

（一）数据来源

本文的数据来源主要由以下三部分组成：一是西南财经大学和中国家庭金融调查与研究中心联合公布的中国城市落户门槛指数（张吉鹏等，2019）[14]，该数据将2000～2016年中国地级市的全部户籍政策文件进行分类整理，采用投影寻踪法、等权重法和熵值法的量化方法，测算得到120个中国城市的综合落户门槛指数。二是选用2011～2016年的流动人口动态监测（CMDS）数据，该数据按照随机原则在31个省（区、市）和新疆生产建设兵团抽取样本点，抽样的主要内容包括流动人口的基本信息，就业、居住、公共服务以及社会参与、社会融合状况等。三是选用了《中国城市统计年鉴》，主要包括各城市人均生产总值、失业率、城镇职工基本养老保险参保人数、年末户籍人口、流动人口数等数据。由于西南财经大学和中国家庭金融调查与研究中心联合公布的中国城市落户门槛指数仅包含2000～2016年，因此利用2011～2016年流动人口动态监测数据与之进行匹配，构建一个2011～2016年的混合截面数据集，混合截面数据增加了样本量，能够获得更好、更有效的估计结果。在剔除不符合客观事实、缺失值过多和异常值样本后，最终获得116个城市共计604 261个样本，2011～2016年对应的总样本数分别为77 582、99 624、105 389、94 587、122 630、104 449个。

（二）变量选择

本文的被解释变量为个体公共部门就业虚拟变量，采用公共部门的宽口径，将提供公共品和服务、工资受影响较小的相关行业纳入公共部门（丁守海、张鹤，2022）[15]，因此本文将就业部门为卫生/体育和社会福利、教育/文化及广播电影电视、科研和技术服务以及党政机关和社会团体视为在公共部门就业，赋值为1；除此之外，其余就业则视为在私人部门就业，赋值为0。

解释变量选用西南财经大学和中国家庭金融调查与研究中心联合公布的中国城市落户门槛指数。城市落户门槛指数利用对投资落户、购房落户、人才引进和普通就业四个方面的量化所得。其中，投资落户考察实际投资额；购房落户考虑购房面积、购买金额以及购买区域等；人才落户将不同职称、不同学历赋值进行量化；普通就业考虑学历、稳定就业、稳定住所以及缴纳社保等。考虑到户籍制度改革从2013年以后改革力度和范围进一步加大，所以城市落户门槛指数被划分为2011～2013年和2014～2016年两个阶段。

中介变量选用流动人口的福利获取成本和社会融入成本。户籍制度会影响流动人口所能享受到的社会福利以及其在城市的融入情况。福利获取成本利用是否获取基本养老保险、基本医疗保险、工伤保险、生育保险和失业保险来衡量，当拥有某保险时表示福利获取成本低，赋值为0，当不拥有该保险则赋值为1，代表该福利获取难度大成本高，再将五类保险变量数值加总来衡量福利获取成本，但考虑到可能存在内生性问题，将各城市个体福利获取成本加总取平均得到不同年份不同城市福利获取成本均值进行衡量；社会融入成本利用“是否愿意长期居住（5年以上）”的回答来衡量流动人口的社会融入情况，当流动人口愿意长期居住则代表社会融入成本较低，则赋值为0，反之当流动人口不愿意长期居住则代表其难以融入，即社会融入成本高，赋值为1，同样考虑到可能存在内生性问题，将各城市个体社会融入成本加总取平均得到不同年份不同城市社会融入成本均值进行衡量。

控制变量包含个体特征、家庭特征以及城市特征，个体特征包括：（1）年龄。进入公共部门就业与年龄密切相关，因此纳入个体特征的控制变量；（2）性别。男性取值为1，女性取值为0，反映流动人口公私部门就业选择的性别差异；（3）教育水平。教育水平是流动人口人力资本的重要体现，对流动人口公私部门就业选择的影响至关重要；（4）户口性质。农业户口取值为1，非农户口取值为0，户口性质同样决定了流动人口的就业选择；（5）婚姻。已婚取值为1，未婚取值为0，以控制婚姻状况对流动人口公私部门就业选择的影响；（6）流动范围。不同流动范围所面临的流动成本不同，从而会影响流动人口就业选择。家庭特征包括：（1）家庭每月总支出；（2）家庭每月总收入。家庭总收入和总支出对流动人口就业选择至关重要（莫旋等，2019）[16]。就业城市特征包括：（1）城镇职工基本养老保险参保比率。参保比率一定程度上衡量了该城市的社会福利水平，对流动人口公共部门就业选择存在影响；（2）失业率。公共部门就业具有稳定性，因此城市的失业率水平对流动人口公私部门就业选择有影响；（3）城市经济发展水平。城市的经济发展水平往往与社会福利水平挂钩，也会影响流动人口就业。表1报告了各个层面变量的描述性统计结果以及各变量的解释。

表1 变量描述性统计

（三）模型构建

本文在理论部分提出了三个有待检验的问题：第一，城市落户门槛是否影响个体在公共部门和私人部门之间的就业选择？第二，城市落户门槛对受教育程度更高的个体影响是否更大？第三，城市落户门槛是否会改变流动人口城市生活的制度成本，从而影响其进入公共部门就业的抉择？为回答第一个和第二个问题，本文设定如下计量模型：

其中，i为流动人口个体，Public为个体是否在公共部门就业的虚拟变量；threshold是投影追踪法测算得出的城市落户门槛指数；Year表示年份的虚拟变量；City为城市的虚拟变量。X是控制变量。如果α1显著为正，说明城市落户门槛降低，进入公共部门的概率降低。

在研究城市落户门槛对流动人口公共部门就业选择的机制分析中，利用逐步回归法判定中介变量的显著性，并测算各个中介变量的中介效应占比，具体模型如下：

其中，Costi是流动人口的福利获取成本和社会融入成本，其他变量与模型（15）相同。方程（15）中的系数α1衡量城市落户门槛指数对流动人口公共部门就业影响的总效应；方程（16）中的系数β1衡量城市落户门槛指数对成本中介变量的影响；方程（17）控制中介变量Costi，得到γ1为城市落户门槛指数对流动人口公共部门就业影响的直接效应，β1×γ2为间接效应。

四、实证结果

（一）户籍制度改革对流动人口就业选择的影响分析

1.Logit回归分析

考虑到被解释变量为二分类变量，因此利用Logit进行回归分析，并计算各变量的边际效应得到表2的结果。第（1）列在不考虑控制变量以及固定效应的前提下，发现城市落户门槛指数每降低一个单位，流动人口进入公共部门就业的概率将会下降2.2%；第（2）列加入城市和年份固定效应，城市落户门槛指数对流动人口进入公共部门就业的影响仍然通过99%的显著性检验；第（3）列在加入控制变量后，城市落户门槛指数的影响程度得到提升，当城市落户门槛指数每降低一个单位，流动人口进入公共部门就业的概率将会下降1.2%。综上可得，城市落户门槛下降，流动人口进入公共部门就业的概率也随之降低，由此可知，假说1成立。

表2 回归分析结果

从个体特征看，年龄越大的流动人口进入公共部门就业的概率更高；相比于男性，女性进入公共部门就业的概率更高，女性更倾向于获得稳定的工作；受教育程度更高的流动人口进入公共部门就业的概率更高；相比于农业户口的流动群体而言，非农业户口的流动群体进入公共部门就业的概率更高；相比于已婚群体而言，未婚群体进入公共部门就业的概率更高；流动范围越小的群体进入公共部门就业的概率越大，也就是说相比于跨省流动，省内跨市流动和市内跨县流动群体更倾向于进入公共部门就业。从家庭特征看，家庭每月总支付越高的流动人口进入公共部门就业的概率更高；家庭每月总收入越低的流动人口进入公共部门就业的概率更高。从城市特征看，城市的失业率越高，流动人口进入公共部门就业的概率越低，造成该结果的原因可能在于城市的失业率越高，本地人口进入公共部门就业的可能性将提高，进而挤占了流动人口公共部门就业的概率；城镇职工基本养老保险参保比率和人均GDP对流动人口公共部门就业选择的影响并没有通过显著性检验。

2.稳健性检验

（1）更换模型——双重差分法

本文利用双重差分法（DID）从城市层面来验证户籍制度改革对流动人口公共部门就业选择的影响。构建如下DID模型：

Publicit=α0+α1Treat+α2Post+α3Treat*Post+εit

其中，Public为各个城市流动人口进入公共部门就业人数占比，利用每一年CMDS数据中进入公共部门就业的流动人口数量除以总流动人口数量得到。考虑到户籍制度改革的针对性人群为流动人口，为避免存在某些城市流入人口较少影响回归结果的情况，因此通过流动人口净值将样本分为两组，利用每个城市的常住人口减去年末户籍人口数得到该城市当年的流动人口净值。将流动人口净值大于零的城市视为受户籍制度改革影响的城市，其Treat取值为1，反之取0。Post为政策实施的虚拟变量，考虑到户籍制度在2013后改革力度和范围逐渐增大，并且根据张吉鹏等人测算出的城市落户门槛数据，将2013年之后设定为政策实施后，因此，在2011～2013年时，其Post取值为0；在2014～2016年时，Post取值为1。Treat*Post即衡量户籍政策实施的净效应。

平行趋势假设成立是DID模型识别因果关系的重要前提。图1汇报了平行趋势检验结果，从图中可知，政策冲击发生前交互项系数不显著，从而证明平行趋势假设成立。同时进行随机抽样的安慰剂检验，图2汇报了基于500次随机抽样得到的交互项t值的概率密度分布，可见大部分随机抽样结果的t值都位于零值附近，仅有少数估计结果的t值大于基准回归结果，通过安慰剂检验，也意味着双重差分模型的基准回归结果是可靠的。因此，假说1成立是稳健的。DID的基准回归分析结果见表3第（1）列，可以看到Treat*Post通过显著性检验，城市落户门槛下降，流动人口进入公共部门就业的概率下降，通过稳健性检验。

图1 平行趋势检验

图2 安慰剂检验

表3 稳健性检验结果

（2）更换核心变量

通过利用不同方法计算得出的城市落户门槛指数来验证其对流动人口公共部门就业的影响，结果见表3，第（2）列是利用等权重法测算出的城市落户门槛指数进行回归分析的结果，第（3）列利用熵值法测算出的城市落户门槛指数进行回归分析的结果。可见，不论使用何种方法测算，城市落户门槛指数下降，流动人口进入公共部门就业的概率也随之下降，假说1仍然成立，即通过稳健性检验。

（3）分组回归

除此之外，本文利用分组回归的方法进行稳健性检验，表3中第（4）列代表流动人口净值小于零，即该城市常住人口数量少于年末户籍人口数量，代表流入该地区的人口少于该地区外流人口，表明户籍制度改革效果较小。表3中第（5）列流动人口净值大于零，即该城市常住人口数量大于年末户籍人口数量，代表流入该地区的人口多于该地区外流人口，户籍制度改革效果较大。从表中可看出，在流入人口较少的组别，城市落户门槛指数对流动人口公共部门就业选择的影响并没有通过显著性检验，而对于流入人口较多的城市而言，城市落户门槛指数与流动人口公共部门就业选择的关系通过显著性检验，假说1仍然成立，即通过稳健性检验。

（4）代理变量

考虑到遗漏变量导致的内生性问题，因此本文利用户籍率作为城市落户门槛指数的代理变量进行回归分析，结果为表3的第（6）列。城市户籍率利用该城市年末户籍人口数除以常住人口数得出，户籍率越高说明该城市越容易落户，即城市落户门槛越低。从回归结果可知，户籍率的提高会导致流动人口进入公共部门就业的概率降低，换言之，户籍率提高反映了城市落户门槛降低，从而使得流动人口流向私人部门就业。假说1仍然成立，即通过稳健性检验。

（二）户籍制度改革对流动人口就业选择影响的异质性分析

进一步，利用分组回归的方法分别从个人的受教育程度、性别、户口性质和城市类别四个方面研究户籍制度改革效应的异质性。

从个人教育水平差异看，将受教育程度在高中以下设定为低教育水平，将高中、中专、大学专科、大学本科和研究生教育程度设定为高教育水平，从表4的第（1）、（2）列可知，在控制一系列固定效应和控制变量后，可以看出，城市落户门槛指数对流动人口公共部门就业选择的影响仅在高教育水平群体通过显著性检验，而对于低教育水平群体而言，城市落户门槛指数的变化对其进入公共部门就业选择的概率并没有显著的影响，可明显看到，在剔除低教育水平群体后，城市落户门槛指数对流动人口公共部门就业概率的影响由原先的0.012升至0.026。换言之，城市落户门槛指数降低会显著促进高教育水平的流动人口离开公共部门就业，转而进入私人部门就业。事实上，高学历群体进入私人部门就业的教育回报率高于公共部门，而低学历群体进入公共部门就业的教育回报率高于私人部门就业（何翠香等，2015）[17]，结合2011～2016年CMDS数据，以研究生群体为例，在户籍制度改革之前，公共部门就业月收入均值为7 152.415元，在私人部门就业的月收入均值为7 890.000元，进入私人部门就业可以显著提高工资水平。当然，高学历劳动力为了避免外部冲击会选择进入公共部门就业（万相昱等，2021）[18]，例如户籍制度冲击。但随着城市落户门槛的降低，高学历群体不需要进入公共部门获得落户资格从而享受到城市社会福利，因此高学历群体会更倾向在能给其带来更高收入的私人部门就业。因此假说3成立。

表4 异质性回归分析结果：教育程度、性别及户口性质

从个体性别差异看，从表4第（3）、（4）列可知，在控制一系列固定效应和控制变量后，可以看出，与男性流动人口相比，女性流动人口公共部门就业选择受到城市落户门槛指数的抑制作用更为明显，也就是说，当城市落户门槛指数降低，女性流动人口更有倾向离开公共部门就业。户籍制度改革降低了人口流动限制，从而提高城市人口密度促进服务业的发展（钟粤俊等，2020）[19]，同时根据2010-2018年《中国人口与就业统计年鉴》，女性在非常规职业就业①非常规职业就业包括单位负责人、专业技术人员和商业及服务业人员。比例从43.3%增加到62.6%，男性从35.1%增加到51.6%，女性在该类行业中比较优势凸显（宋丽萍等，2022）[20]，会促使女性进入私人部门的概率大大提升。其次，结合个体教育异质性的结论，当城市落户门槛下降，高能力女性更倾向进入私人部门就业，通过对CMDS数据的描述统计，也从侧面证实了当城市落户门槛指数降低时，高能力女性工作者进入私人部门就业的概率将提升，在户籍制度改革之前，公共部门就业的女性群体平均受教育水平为5.229，而在户籍制度改革之后，公共部门就业的女性群体平均受教育水平下降至4.343。

从个体户口性质看，从表4第（5）、（6）列可知，在控制一系列固定效应和控制变量后，可以看出，不论是农业户口流动群体还是非农户口流动群体，城市落户门槛指数下降都会使得其进入公共部门就业概率降低，而与农业户口流动群体相比，当城市落户门槛指数下降时，非农户口的流动群体进入公共部门就业的概率下降得更多。换言之，农业户口流动群体受户籍制度改革的影响偏小，该部分群体更偏向于进入公共部门就业。根据CMDS数据，在户籍制度改革之前，公共部门就业的非农户口流动群体平均受教育水平为6.161，而在公共部门就业的农业户口的流动群体平均受教育水平为4.401，结合个体教育异质性的结论，非农户口流动群体更倾向私人部门就业；其次相比于农业户口流动人口而言，非农户口群体享受到更多的城市基本服务和社会保障，关于基本养老保险、基本医疗保险、工伤保险、生育保险和失业保险五个保险，非农户口流动群体平均拥有1.532，而农业户口流动群体仅仅拥有0.627，户籍制度改革逐渐剥离了附着在户籍上的社会福利，非农户口流动群体已经拥有的福利保障与本地户籍能够享受到的社会福利差距在不断缩小，从而导致非农户口的流动群体更倾向于进入私人部门就业。

进一步，本文从城市类别差异看，根据邹一南（2019）[21]将非户籍人口落户重点城市分为四类①第一类为发达地区高行政级别城市，包括北京、天津、上海、南京、杭州、宁波、福州、厦门、广州、深圳；第二类为欠发达地区高行政级别城市，包括石家庄、太原、呼和浩特、沈阳、大连、长春、哈尔滨、合肥、南昌、济南、青岛、郑州、武汉、长沙、南宁、海口、重庆、成都、西安、贵阳、昆明、兰州、银川、西宁、乌鲁木齐；第三类为发达地区低行政级别城市，包括苏州、无锡、常州、镇江、南通、温州、嘉兴、绍兴、金华、台州、湖州、泉州、佛山、东莞、珠海、江门、惠州、中山；第四类是欠发达地区低行政级别城市，包括剩余的其他城市。，分别为发达地区高行政级别城市、欠发达地区高行政级别城市、发达地区低行政级别城市和欠发达地区低行政级别城市。从表5的回归结果看，在发达地区高行政级别城市、欠发达地区高行政级别城市以及欠发达地区低行政级别城市，城市落户门槛指数对流动人口公共部门就业概率的减缓效应是显著的，并且可以发现城市落户门槛指数在发达地区高行政级别城市的影响效应最高。发达地区高行政级别城市往往拥有更好的医疗、教育、养老、就业等社会福利，能够吸引更多高人力资本。结合CMDS数据，在户籍制度改革之前，四类城市中公共部门就业的流动群体人均教育水平分别为5.411、5.100、4.740、4.945，可见发达地区高行政级别城市公共部门受教育程度最高，因此当该类城市的城市落户门槛指数下降，可以释放出更多高质量劳动力进入私人部门就业。而在欠发达地区高行政级别城市和欠发达地区低行政级别城市公共部门就业工资普遍偏低，因此当城市落户门槛降低会有更多流动人口选择进入私人部门就业。根据CMDS数据，四类城市公共部门就业工资分别为5424.460元、3568.646元、4707.032元和3350.501元。而在发达地区低行政级别的城市，城市落户门槛指数与流动人口公共部门就业概率呈反向关系，也就是说城市落户门槛降低，会使得流动人口进入公共部门的概率提高，虽然未通过显著性检验，但也符合一般观察，由于该类城市大多位于东部沿海地区自身经济发展较好，公共部门就业工资水平相对较高，根据CMDS数据，在发达地区低行政级别城市公共部门就业和私人部门就业的工资分别为4 707.032和3 657.257元，两部门工资差距超过1 000元，因此当城市落户门槛下降时，流动人口仍然会选择进入公共部门就业。

表5 异质性回归分析结果：城市分类

（三）户籍制度改革对流动人口就业选择的影响机制分析

逐步回归法的结果见表6，由第（1）列可知，城市落户门槛指数下降，流动人口进入公共部门就业的概率随之下降1.2%，为总效应。第（2）、（3）列分别为城市落户门槛指数对流动人口福利获取成本和社会融入成本的影响，可知城市落户门槛指数降低会显著降低流动人口福利获取成本和社会融入成本，城市落户门槛指数每下降一个单位，福利获取成本和社会融入成本分别下降0.166、0.092个单位。由第（4）、（5）列可知，在纳入福利获取成本和社会融入成本后，城市落户门槛指数下降仍然会使得流动人口进入公共部门就业概率下降。其中，福利获取成本对公共部门就业的影响是显著为正的，可见福利获取成本作为中介变量是显著的，其中介效应占比为9.683%，而社会融入成本的中介效应并未通过显著性检验。总之，城市落户门槛下降会降低流动人口所面临的制度成本，制度成本主要表现为福利获取成本，进而使得流动人口进入公共部门就业的概率下降，因此，假说2成立。

表6 中介效应回归分析结果

五、结论与启示

近年来，我国公共部门就业数量和质量明显扩张，导致劳动力资源错配阻碍经济持续稳定增长，而户籍制度是造成劳动力市场分割的重要原因，户籍制度改革成效对优化劳动力资源配置、推动配置型人口红利的充分释放至关重要。基于此，本文利用2011～2016年城市落户门槛指数与中国流动人口动态监测调查数据库的混合截面数据，探讨城市落户门槛对流动人口公共部门就业选择的影响及作用路径，得出如下主要结论与启示：

第一，当城市落户门槛降低，流动人口进入公共部门就业概率降低，并且高学历群体比低学历群体更倾向进入私人部门就业，同时拥有最高人力资本的发达地区高行政级别城市中的流动人口进入私人部门就业的概率最高。户籍制度改革能够释放更多、更高的人力资本进入更有效率的私人部门就业。因此，应当进一步落实《“十四五”新型城镇化实施方案》要求，300万以下城区常住人口的大城市直接全部取消落户限制；500万以下的全面放宽落户条件，对拥有稳定住所和就业的流动人口适当降低积分落户要求。对超大、特大城市应当优化高学历人才落户政策，放宽技能型人才落户。同时要践行“以人为本”的新型城镇化发展战略，减少对普通农民工落户的限制，增加农民工职业技能培训，充分考虑农民工居住年限和居留意愿，减少户籍制度限制导致流动群体存在社会融入的问题。

第二，城市落户门槛下降会减少流动人口获取社会福利所需的成本，从而降低其进入公共部门就业的概率，福利获取成本的中介效应占比为9.683%。同时，城市落户门槛降低也会促进流动人口更好地融入城市。社会福利可及性是影响流动人口就业选择的关键因素。因此，应当进一步推动就业、生育、医疗、卫生等基本公共服务与常住人口挂钩机制，推动公共资源按常住人口规模配置，通过完善居住证制度使得长期稳定居住和就业的常住人口享受到城市基本公共服务。城市公共服务的全覆盖不仅大大降低了流动人口在落户过程中可能面临的机会成本，同时也能减少流动人口受到的就业歧视，促进流动人口更好地融入城市。

第三，非农户口流动群体相比于农业户口流动群体而言拥有更好的社会保障和福利待遇，当城市落户门槛下降时，非农户口流动群体更倾向进入私人部门就业。我国城乡之间、城城之间基本公共福利水平差距问题长期存在。因此，未来应当以基本公共服务均等化为重点，加大对农村地区社会保障、医疗、就业等基本公共服务建设的财政投入力度，同时持续推进乡村振兴，提升农村基本公共服务水平，从而缩小城乡基本公共服务差距。缓解城与城之间基本公共福利水平差距能够改善人口流动过度集中问题，应当提高中小城市产业发展水平，根据城市自身情况发展有特色、有竞争力的产业，以产业发展优势吸引更多高素质人才就业及落户；同时提高中小城市基础设施建设和基本社会福利力度，增强城市吸引力。

第四，当城市落户门槛降低，女性在服务业等相关行业比较优势突出使其更倾向进入私人部门就业，高学历女性进入私人部门就业的概率也明显提升。女性劳动力尤其是高学历女性劳动力的有效配置对经济发展至关重要。更开放的户籍政策有助于高学历女性获得更多的就业机会。因此，在户籍制度改革不断推进过程中，减少劳动力市场对流动女性就业的歧视，关注私人部门在招聘、职业晋升、女性生育过程中对流动女性的就业歧视，改善流动女性就业地位，为流动女性群体营造良好的就业环境；同时在新型城镇化发展背景下，大力推动各项资源合理配置，创造出更多适合女性就业的岗位。