戶籍制度競爭及其經(jīng)濟(jì)發(fā)展效應(yīng)
——基于動態(tài)空間杜賓模型的實(shí)證檢驗(yàn)

張坤領(lǐng) 劉清杰

(1. 北京師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與資源管理研究院，北京 100875；2. 北京師范大學(xué) 新興市場研究院，北京 100875)

一、引言

戶籍制度是與戶口或戶籍管理相關(guān)的一套政治、經(jīng)濟(jì)和法律制度。個人身份的證明、資源配置和財富分配的執(zhí)行以及政治參與的實(shí)現(xiàn)等都需要以戶籍為依據(jù)[1]。如果以1958年《中華人民共和國戶口登記條例》的頒布與實(shí)施為標(biāo)志①，中國當(dāng)代戶籍制度已存在了60余年。近年來，國家逐步加強(qiáng)戶籍制度改革，2014年7月，國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于進(jìn)一步推進(jìn)戶籍制度改革意見》，要求改革二元戶籍制度，提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量。2016年9月，國務(wù)院正式發(fā)布《推動一億非戶籍人口在城市落戶方案》，要求“十三五”期間加速破除城鄉(xiāng)區(qū)域間戶籍遷移壁壘，健全配套政策體系，戶籍人口城鎮(zhèn)化率年均要提高1個百分點(diǎn)以上。2019年5月，中共中央、國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于建立健全城鄉(xiāng)融合發(fā)展體制機(jī)制和政策體系的意見》，要求健全農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化機(jī)制，有力有序有效深化戶籍制度改革，放開放寬除個別超大城市外的城市落戶限制，到2022年，城市落戶限制逐步消除。雖然戶籍制度的功能和作用在41年的改革歷程中發(fā)生了巨大的變化，但是戶籍制度對中國社會經(jīng)濟(jì)的重要性仍然不言而喻。一方面，戶籍制度是中國高儲蓄率和高速經(jīng)濟(jì)增長的重要原因之一[2]，同時維護(hù)了社會政治穩(wěn)定[3](P16)。另一方面，戶籍制度影響著居民消費(fèi)行為[4]，加深了社會相對不公[5][6]，阻礙了社會階層的流動[7]，不僅導(dǎo)致了城鄉(xiāng)分割，還導(dǎo)致了城市內(nèi)部社會分割，并可能給信任帶來嚴(yán)重的負(fù)面影響[8]。目前，戶籍制度改革已經(jīng)成為社會共識。學(xué)者們普遍認(rèn)為，全面的戶籍制度改革，可使生產(chǎn)要素實(shí)現(xiàn)自由流動，能夠提高經(jīng)濟(jì)效益，也是中國未來長期經(jīng)濟(jì)增長的重要源泉[9]。地方政府作為戶籍制度的執(zhí)行者和改革的實(shí)踐者，其將戶籍制度作為地方發(fā)展過程中吸引資金、人才和勞動力的制度化競爭的重要手段，已經(jīng)得到學(xué)者們持續(xù)的關(guān)注[10][11]。自20世紀(jì)80年代以來，我國通過實(shí)施財政和行政權(quán)力下放的政策，經(jīng)歷了從集權(quán)到分權(quán)的過程，尤其是1994年的分稅制改革及相應(yīng)的中央與地方在財權(quán)和事權(quán)上相對明確劃分以后，作為與地方公共福利密切相關(guān)的城市戶籍政策也開始由地方政府主導(dǎo)[12]。20世紀(jì)90年代各大城市紛紛推出過“藍(lán)印戶口政策”，鼓勵資本、技術(shù)或高級人才的流入。大多數(shù)省份出臺了戶籍制度改革方案，很多城市降低了落戶門檻，部分經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)城市還陸續(xù)出臺帶有吸引高級人才流入的“居住證”制度以及“積分落戶制度”。2018年上半年以來，城市之間的“人才爭奪戰(zhàn)”更是把城市戶籍制度改革推向了另一個高潮。戶籍制度作為一種利益分配的機(jī)制[11]，地方政府通過利益擴(kuò)散增加財政收入，并通過利益剝離減少財政支出，可以有效地推動地方戶籍制度的變遷[13]。戶籍政策已經(jīng)逐漸演變成地方政府手中重要的競爭手段之一，且這種競爭可能會對城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生重要影響[14]。

地方政府間為爭奪資本、人才等稀缺資源而利用戶籍制度作為手段展開競爭，這一行為特征在戶籍制度改革過程中發(fā)揮著重要作用。然而地區(qū)間這種策略互動行為尚未引起學(xué)術(shù)界廣泛關(guān)注，尤其是從地方政府間策略互動的視角探討戶籍制度競爭行為的研究鮮有涉及，已有研究雖有涉及地方政府通過選擇性接納的方式設(shè)置戶籍門檻以吸引優(yōu)質(zhì)資源的問題，但是局限于評論性描述，也未進(jìn)一步從地區(qū)間競爭視角剖析這一行為的背后機(jī)理。本文從地方政府間競爭理論出發(fā)圍繞戶籍制度提出以下問題：地方政府是否存在以戶籍制度為手段的競爭行為？如果存在的話，這種競爭行為會對地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來怎樣的影響？為回答以上問題，本文首先通過理論分析探討競爭行為存在的可能性及其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，并提出研究假設(shè)，然后通過構(gòu)建動態(tài)面板空間杜賓模型，利用2004～2015年我國286個地級以上城市數(shù)據(jù)對本文的研究假設(shè)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，從理論和實(shí)證的角度剖析我國地方政府間戶籍制度競爭行為及其經(jīng)濟(jì)發(fā)展效應(yīng)，并從地區(qū)間策略互動行為的視角為深化我國戶籍制度改革提供政策建議。與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文可能的貢獻(xiàn)在于：第一，從地方政府競爭的視角研究戶籍制度及其帶來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展效應(yīng)相關(guān)問題，為后續(xù)研究提供一個新穎且具有現(xiàn)實(shí)意義的思路；第二，分析了地方政府間戶籍制度競爭的產(chǎn)生機(jī)理，以及這種競爭對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響機(jī)制；第三，利用動態(tài)空間杜賓模型，實(shí)證檢驗(yàn)了我國地級以上城市戶籍制度競爭的存在性，剖析了地方政府間圍繞戶籍制度的策略互動行為特征，考察了地方政府的戶籍制度競爭行為對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間外溢效應(yīng)。

二、理論分析與研究假設(shè)

地方政府行為面臨著約束與激勵并存的局面。一方面是上級政府考核、地方民主選舉和監(jiān)督的約束[15]；另一方面是財政分權(quán)和政治晉升的激勵[16]。對于戶籍制度，地方政府在制定戶籍政策時，既要考慮城市經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，又要兼顧城市居民福利水平的提高。從這個角度來看，戶籍制度是一種內(nèi)生的制度安排，因?yàn)槌鞘袉畏矫娴負(fù)碛谐青l(xiāng)政策的決定權(quán)[17]，而在政策制定時城市政府需要把經(jīng)濟(jì)發(fā)展和居民福利納入目標(biāo)函數(shù)之中。對于前者來講，放松戶籍管制對城市可能帶來的不利影響是，更多的農(nóng)村勞動力流入城市會導(dǎo)致城市人口密度增加，造成城市擁堵(其他條件不變情況下)。同時大量流動人口可能成為城市治安的隱患，從而會導(dǎo)致城市更多的公共服務(wù)和資源消耗或增加來用于產(chǎn)權(quán)保護(hù)的非生產(chǎn)性支出[17]。因此，地方政府要控制地方公共品的外部性，保障本地居民的社會福利不受損失，并有所增加[18]，本地居民社會福利的變化是決定戶籍制度管制改變能否自發(fā)實(shí)現(xiàn)的重要參數(shù)[19]。劉曉峰等(2010)的研究表明，城市公共服務(wù)向非戶籍歧視方向的轉(zhuǎn)變可能是一個可以自發(fā)實(shí)現(xiàn)的內(nèi)生變遷過程[19]。地方政府出于維護(hù)本地居民當(dāng)期福利的考慮，在城市資本存量較低時只向城市居民提供公共服務(wù)。但從長期來看，從戶籍歧視帶來的社會沖突損失持續(xù)增加進(jìn)而減少城市居民福利的角度考慮，放開不同戶籍勞動力對公共服務(wù)的享有權(quán)有可能是更優(yōu)選擇。就經(jīng)濟(jì)發(fā)展而言，放松戶籍管制最直接的好處是由新增資本投資和人口流入帶來新的稅基，能夠增加城市稅收收入，并明確市場分工，優(yōu)化本地區(qū)的要素配置[18]。同時，人才的流入能夠提高城市人力資本，帶來技術(shù)的進(jìn)步，最終促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展。在理性人假設(shè)下，地方政府為尋求政治收益最大化，往往會在政策制定的政治成本和政治收益之間做出抉擇，并最終出臺那些政治凈收益最大化的政策，對于戶籍政策同樣不例外。

根據(jù)上文論述，我們可以用一個簡化的最大化模型來理解城市的戶籍制度選擇及城市之間的戶籍制度互動問題。設(shè)一國總勞動力數(shù)量為L、資本總量為K，該國由地理相鄰、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近的城市A和城市B組成，而城市的生產(chǎn)函數(shù)是由資本、勞動力和技術(shù)組成的典型的C-D生產(chǎn)函數(shù)，其中技術(shù)假定為1，則城市生產(chǎn)函數(shù)可寫為：F(L,K)=LaK1-a。城市的人均收入則為總生產(chǎn)除以總就業(yè)，記為：F(L,K) /L=(K/L)1-a；同時，隨著城市規(guī)模的擴(kuò)大，也會帶來相應(yīng)的成本，如擁堵、污染、犯罪等問題引起的非生產(chǎn)性財政支出的增加，這里設(shè)為C(L)，并與勞動力規(guī)模呈正相關(guān)關(guān)系。那么城市凈收入便可以記為：W= LaK1-a- C(L)；則人均凈收入為：W/L= (K/L)1-a- C(L)/L；求最大化條件可得：(a-1)K1-a/L-a=?C(L)/L2?L。

由于激勵和約束機(jī)制的存在，城市政府一方面致力于提高城市收入，另一方面努力降低城市運(yùn)營成本，以提高城市整體福利。對于城市A來說，只要(a-1)KA1-a/LA-a>?C(LA)/LA2?LA，城市A就會放松戶籍制度管制以吸引更多的勞動力和資本流入，增加收入，直到(a-1)KA1-a/LA-a=?C(LA)/LA2?LA；對于城市B，也面臨著相同的最大化條件，并在最大化條件到來之前放松戶籍制度管制。而兩城市面臨的約束是，在一定時點(diǎn)L和K是固定的，為了給本城市爭取更多的勞動力和資本，占據(jù)增加收入的有利地位，在最大化條件到來之前，城市之間便形成了戶籍制度競爭。如果兩城市競相放松戶籍制度管制，整個國家的戶籍制度管制也就放松，那么在市場機(jī)制引導(dǎo)下的勞動力和資本的流動性將會增加，進(jìn)一步提高整個國家的經(jīng)濟(jì)效率，尤其將促進(jìn)勞動力和資本流入，進(jìn)而引起城市收入的增加。相反，如果當(dāng)城市勞動和資本增加到(a-1)K1-a/L-a< ?C(L)/L2?L的水平，加強(qiáng)戶籍制度管制，降低成本支出，將成為城市政府的最優(yōu)選擇。如果兩城市競相加強(qiáng)戶籍制度管制，整個國家的戶籍制度管制也傾向于更加嚴(yán)格，那么勞動力和資本的流動性將會降低，進(jìn)一步降低整個國家的經(jīng)濟(jì)效率，不利于社會整體福利的增加。但值得注意的是，由于城市內(nèi)部規(guī)模經(jīng)濟(jì)的存在，隨著城市規(guī)模的擴(kuò)大，收入水平的提高，城市政府的管理水平也會相應(yīng)提高，此時城市收入和成本之間相對關(guān)系會發(fā)生動態(tài)變化，即原本很高的成本因?yàn)橐?guī)模經(jīng)濟(jì)而下降，如此會推遲最大化條件的到來?；谏鲜龇治?，我們提出以下兩個研究假設(shè)：

H1：由于地方政府面臨著激勵與約束并存的局面，為使本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于有利地位，地方政府之間存在著戶籍制度競爭的行為；

H2：地方政府之間競相放松戶籍制度管制，有利于市場分工的深化、資源的優(yōu)化配置以及技術(shù)的進(jìn)步，最終有利于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

三、模型構(gòu)建

(一)動態(tài)面板空間杜賓模型

當(dāng)檢驗(yàn)的變量之間存在空間依存關(guān)系時，在實(shí)證研究中應(yīng)該考慮引入空間滯后變量，誤差項(xiàng)服從空間自回歸過程，Anselin等(2008)將空間面板模型分為空間滯后模型(SAR)和空間誤差模型(SEM)[20]。Lesage和Pace(2009)在同時考慮到空間滯后的內(nèi)生變量和外生變量基礎(chǔ)上，提出比SAR和SEM模型更廣泛的空間模型，即空間杜賓模型[21](P46-50)?？紤]到本文研究的戶籍制度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展變量都具有很強(qiáng)的路徑依賴特征，因此在空間杜賓模型的基礎(chǔ)上引入一階滯后項(xiàng)，構(gòu)建動態(tài)空間杜賓模型如下：

(1)

(二)地方政府間戶籍制度競爭的動態(tài)空間杜賓模型構(gòu)建

依據(jù)模型(1)構(gòu)建地方城市政府戶籍制度競爭的動態(tài)空間杜賓模型如下：

(2)

(三)地方政府戶籍制度競爭的經(jīng)濟(jì)發(fā)展效應(yīng)的動態(tài)空間杜賓模型構(gòu)建

在既考察戶籍管制對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，又兼顧地方政府間在戶籍制度上的互動競爭的基礎(chǔ)上構(gòu)建的動態(tài)空間杜賓模型如下：

(3)

在估計空間杜賓模型的過程中，選擇合適的估計方法有助于盡量減少內(nèi)生性問題引起的估計結(jié)果偏差。利用最小二乘估計無法排除內(nèi)生性問題的干擾，容易導(dǎo)致估計偏差。本文參考Case等(1993)通過非線性最大化技術(shù)估計空間自回歸參數(shù)的方法[22]，選擇極大似然估計法(MLE)估計空間杜賓模型，得到待估參數(shù)的一致性估計。操作上，本文采用Elhorst(2014)的空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)MATLAB工具包中的MLE方法[23](P17-18)，對相應(yīng)的空間計量模型進(jìn)行估計。

四、變量及數(shù)據(jù)說明

戶籍管制程度是本文的核心變量，也是本文研究重點(diǎn)。對于戶籍管制程度的衡量，已有的研究采取過不同的量化方法。如蔡昉等(2001)使用戶籍遷入人口與本地戶籍人口之比，即用戶籍人口遷入率表征戶籍管制程度[15]；汪立鑫等(2010)用戶籍人口凈增加量，即某城市在某期內(nèi)的戶籍人口增量扣除該城市自身人口自然增長數(shù)量后剩下的值，來代表戶籍制度管制水平[12]，但城市吸引力對此類指標(biāo)大小影響顯著，北京、上海等特大城市戶籍人口遷入率可能高于一般地級城市，但并不意味著北京、上海戶籍管制程度較一般地級市低；有學(xué)者用剔除自然增長的城市每年入籍人口變化數(shù)與新增移動電話戶數(shù)之比代表戶籍管制指標(biāo)[14][24]，但這種方法的弊端也是顯而易見的，新增移動電話戶數(shù)能在多大程度上代表當(dāng)年新增人口總數(shù)值得商榷；吳開亞等(2010)通過構(gòu)建了落戶門檻評價指標(biāo)體系計算出城市落戶門檻指數(shù)來衡量戶籍管制程度，但構(gòu)建指標(biāo)體系本身就帶有很強(qiáng)的主觀性，并且很難分辨指標(biāo)之間的重要程度[10]。同時各指標(biāo)之間可能存在共線性問題，在某個指標(biāo)中所包含過的量化信息可能同樣在另一個指標(biāo)中重復(fù)出現(xiàn)，這樣會導(dǎo)致信息重疊、重復(fù)計算等問題，從而導(dǎo)致戶籍指數(shù)不能反映真實(shí)的戶籍管制松緊程度。此外，鄒一南和李愛民(2013)用戶籍率作為戶籍管制程度的衡量指標(biāo)[25]；李拓等(2016)與陸萬軍和張彬斌(2016)則使用常住人口數(shù)減去戶籍人口數(shù)與常住人口數(shù)的比例量化戶籍管制水平[26][27]。本文認(rèn)為在所有常住人口都愿意獲得本地戶籍的假設(shè)前提下，他們的方法具有科學(xué)性，且可操作性較強(qiáng)，因此本文選取戶籍人口與常住人口之比(HR)衡量戶籍管制程度，比值越大表明戶籍管制越寬松，比值越小則表示戶籍管制越嚴(yán)格。HR值以1為分界點(diǎn)，大于1表述人口流出，小于1表示人口流入。

這一指標(biāo)同樣基于鄒一南和李愛民(2013)關(guān)于所有常住人口都愿意獲得本地戶籍的假定[25]，本文認(rèn)為，在沒有需求的情況下討論戶籍制度管制是沒有意義的，一個完全沒有吸引力，即沒有人愿意去的城市的戶籍制度管制也就無所謂嚴(yán)格或者寬松。使用此指標(biāo)可能會遇到兩個挑戰(zhàn)：(1)對于所有常住人口都愿意獲得本地戶籍的假定，因?yàn)閷τ谝恍┬〕鞘校鞘袘艏畬α鲃尤丝诘奈Σ桓?，可能很多人由于各種原因不愿意獲得這樣城市的戶籍。但值得注意的是，這類城市大部分是人口流出城市(對于全市來講，而非市轄區(qū))，其HR值大都是大于1的，即相對于戶籍的需要，此類城市是戶籍制度較為寬松的城市，因此在數(shù)據(jù)層面上，此類城市已經(jīng)得到了“懲罰”，不影響對結(jié)果的評估。(2)HR值的大小可能與戶籍管制程度無關(guān)，而與城市吸引力相關(guān)，因?yàn)榧僭O(shè)戶籍制度一定的情況下，城市吸引力越大，常住人口就會越多，HR值就會越小。但本文認(rèn)為，在所有常住人口都愿意獲得本地戶籍的假定下，常住人口越多表明對戶籍的需求越強(qiáng)，而相對于不變的戶籍政策，戶籍制度本身已經(jīng)屬于較為嚴(yán)格的戶籍制度。因此總的來說，本文所衡量的戶籍管制程度松緊是針對流動人口對城市戶籍的需求而言的。需要注意的是，除人口普查年份外，我國地級城市人口統(tǒng)計常年以戶籍人口為標(biāo)準(zhǔn)，而非常住人口數(shù)，但根據(jù)國家統(tǒng)計局的要求，2004年開始地級市人均GDP以常住人口統(tǒng)計[28]，因此常住人口數(shù)就可以通過地區(qū)GDP總值除以人均地區(qū)GDP獲得[25]。

借鑒已有的研究成果，結(jié)合上文構(gòu)建的實(shí)證模型，本文選擇的其他主要研究變量包括：名義GDP總量代表城市經(jīng)濟(jì)規(guī)模；人均GDP代表城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；固定資產(chǎn)投資(invest)代表資本投入；預(yù)算財政支出(expend)衡量地方財政投入；就業(yè)人數(shù)(labour)代表勞動投入。

本文以我國286個地級以上城市為研究對象。樣本期間選取2004～2015年。大部分?jǐn)?shù)據(jù)來源于歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》，并根據(jù)歷年《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》、各省市統(tǒng)計資料匯編、各省市統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報等進(jìn)行核對和補(bǔ)缺，總樣本量為3432個。

五、計量檢驗(yàn)與結(jié)果分析

(一)地方城市政府戶籍制度的競爭效應(yīng)

1.全國樣本

本文的模型估計使用的是面板數(shù)據(jù)，由于Hausman 檢驗(yàn)統(tǒng)計值均在1%的水平上顯著，因此本文選擇固定效應(yīng)。固定效應(yīng)又分為空間固定效應(yīng)、時間固定效應(yīng)和空間與時間雙固定效應(yīng)?？臻g固定效應(yīng)衡量地區(qū)之間的地理空間特征，反映了變量之間的空間(截面)維度的相互作用；時間固定效應(yīng)衡量階段性特征，反映了變量時間維度的相互作用；雙固定效應(yīng)則兼顧空間和時間兩個維度。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，LR空間固定檢驗(yàn)和LR時間固定檢驗(yàn)結(jié)果分別在1%的水平上顯著，表明需要使用雙固定效應(yīng)模型；此外，Wald空間滯后檢驗(yàn)結(jié)果顯示W(wǎng)ald_spatial_lag 值在1%的水平上拒絕了將模型簡化為空間滯后模型的原假設(shè)。同時，Wald空間誤差檢驗(yàn)結(jié)果顯示W(wǎng)ald_spatial_error 值也在1%的水平上拒絕了將模型簡化為空間誤差模型的原假設(shè)，因此本文選擇空間杜賓模型。

表1展示了全國286個地級以上城市樣本的估計結(jié)果?？梢钥闯觯Ｐ徒Y(jié)果整體擬合效果良好。通過LR統(tǒng)計檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，應(yīng)選取空間和時間雙固定的空間杜賓模型，同時地理和經(jīng)濟(jì)權(quán)重下HR顯示出較強(qiáng)的路徑依賴特征。因此，下文的分析重點(diǎn)以動態(tài)雙固定的空間杜賓模型為主。首先在地理權(quán)重下，HR當(dāng)期空間滯后項(xiàng)系數(shù)為正，并在1%的水平上顯著，表明地理相鄰的城市之間戶籍政策具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，即當(dāng)一個城市政府本期選擇放松或者提高戶籍管制時，作為回應(yīng)，地理相鄰的城市也會傾向于在本期選擇放松或者提高戶籍管制。在經(jīng)濟(jì)權(quán)重下，HR空間滯后項(xiàng)系數(shù)無論在當(dāng)前還是下一期都在1%的水平上顯著為正，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度相近的城市之間在戶籍制度上存在較為敏感的互動策略。模型結(jié)果表明地方政府間存在顯著的戶籍制度競爭(不論是本期還是下一期)，戶籍制度競爭已是城市政府爭取更多稅收收入、人才以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要手段。

表1 全國地級以上城市模型估計結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著，括號內(nèi)為t檢驗(yàn)值。下表同。

從解釋變量方面看，兩種權(quán)重下經(jīng)濟(jì)規(guī)模對戶籍管制程度顯著負(fù)相關(guān)，系數(shù)分別為-0.0907和-0.0648，并且在1%的水平上顯著，表明經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大的城市戶籍管制越嚴(yán)格，而經(jīng)濟(jì)規(guī)模越小的城市戶籍管制相對寬松。這與現(xiàn)實(shí)情況基本一致，如上海、北京和深圳等城市經(jīng)濟(jì)規(guī)模超過其他地級城市，同時這些城市戶籍管制程度也顯著較其他城市嚴(yán)格。另外，固定資產(chǎn)投資和地方財政支出與戶籍管制程度均呈顯著正相關(guān)，并且均在1%的水平上顯著，即固定資產(chǎn)投資和政府財政支出越大的城市戶籍管制程度越寬松，說明雖然放松戶籍制度管制會增加城市的管理成本，但城市政府愿意為吸引更多的投資這么做，并用更多的財政予以配套支持。一個有趣的結(jié)果是，在雙固定效應(yīng)空間杜賓模型中，兩種權(quán)重下勞動力投入與戶籍管制均呈顯著負(fù)相關(guān)，而在動態(tài)雙固定效應(yīng)空間杜賓模型中勞動力投入與戶籍管制相關(guān)性并不顯著。這表明戶籍制度有很強(qiáng)的路徑依賴特征，而勞動力投入對戶籍制度的影響并不顯著，這也就解釋了戶籍制度的內(nèi)生性。在城市單方面擁有決策權(quán)的情況下，本地勞動力考慮到自身福利并沒有改變戶籍制度的動力，而廣大外來人口對戶籍政策的影響卻是微乎其微，因?yàn)橥鈦砣丝谠诔鞘兄卫矸矫娌]有話語權(quán)。地理權(quán)重下經(jīng)濟(jì)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)權(quán)重下固定資產(chǎn)投資則相反，其空間滯后項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，即地理相鄰的城市經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大或經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度相近城市的固定資產(chǎn)投資越大，對本城市會產(chǎn)生正的溢出效應(yīng)，促使本城市放松戶籍管制，吸引更多的固定資產(chǎn)投資，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大。可見，與勞動力相比，城市政府的戶籍制度更傾向于對經(jīng)濟(jì)規(guī)模和資本做出更積極的反應(yīng)。

2.分地區(qū)樣本

進(jìn)一步，我們利用動態(tài)雙固定效應(yīng)空間杜賓模型，對我國東中西三大地區(qū)地級以上城市樣本分別進(jìn)行估計，得出如表2估計結(jié)果。可以看出，在地理權(quán)重下，東部和中部地區(qū)城市戶籍制度空間反應(yīng)系數(shù)顯著為正，而西部地區(qū)本期和下一期均不顯著，表明東部和中部地區(qū)地理相鄰的城市之間戶籍制度競爭現(xiàn)象較為普遍，而西部地區(qū)地理相鄰的城市之間并不存在顯著的戶籍制度競爭。不過，相對于地理相鄰來說，西部地區(qū)城市更傾向于對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近的城市戶籍制度變動做出積極反應(yīng)，表明西部地區(qū)戶籍制度競爭主要發(fā)生在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較為接近的城市之間，而非地理相近的城市之間。

表2 分地區(qū)模型估計結(jié)果②

在經(jīng)濟(jì)權(quán)重下，東中西部城市戶籍管制當(dāng)期或下一期空間反應(yīng)系數(shù)顯著為正，說明各地區(qū)內(nèi)部城市之間在戶籍制度上同樣存在較為敏感的互動競爭策略。同時值得注意的是，東中西部城市戶籍管制反應(yīng)系數(shù)呈依次遞增態(tài)勢，東部地區(qū)為0.1347(當(dāng)期，在5%的水平上顯著)、中部地區(qū)為0.1954(下一期，在1%的水平上顯著)、西部地區(qū)為0.1422(當(dāng)期)和0.3612(下一期)(分別在5%和1%的水平上顯著)，表明不同地區(qū)內(nèi)部城市之間戶籍管制的不同互動競爭特征。從系數(shù)上可以看出，東中西地區(qū)內(nèi)部城市戶籍制度競爭激烈程度依次遞增，東部地區(qū)較弱，西部地區(qū)最強(qiáng)，中部地區(qū)居中。

這個結(jié)果是符合預(yù)期的，由于東部地區(qū)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，代表了更多的就業(yè)機(jī)會和更好的生活條件，具有較強(qiáng)的城市吸引力，在流動人口競爭中處于優(yōu)勢地位，因此地方政府就沒有足夠的動力放寬戶籍的管制程度，即便這樣，這些城市仍然是流動人口的主要目的地。而就中西部地區(qū)城市來看，戶籍制度競爭明顯較為激烈。中西部地區(qū)較東部而言，城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平普遍相對較低，城市吸引力不夠大，需要利用戶籍制度管制的放松來吸引更多的流動人口，以此促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，因此就表現(xiàn)出城市政府之間在戶籍制度方面激烈的競爭?；诖?，近年來中西部城市出臺的放松戶籍管制，吸引人才的舉措頻頻見諸報端(如西安、鄭州、武漢等)，而超大城市戶籍制度管制依然十分嚴(yán)格(如北京、上海、深圳等)。

(二)地方政府戶籍制度競爭的經(jīng)濟(jì)發(fā)展效應(yīng)

同樣選用動態(tài)雙固定效應(yīng)空間杜賓模型估計地方政府戶籍制度競爭對城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展效應(yīng)，全樣本模型估計結(jié)果如表3所示，分地區(qū)估計樣本的模型估計結(jié)果如表4所示。

表3 全國地級以上城市模型估計結(jié)果

首先，在全國樣本中，兩種權(quán)重下滯后一期的LnGDPper系數(shù)分別為0.6765和0.6842，且均在1%的水平上顯著，表明城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在顯著的路徑依賴特征。戶籍制度HR系數(shù)均為正，并且均在1%的水平上顯著，說明放松戶籍制度管制對城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展有積極意義，能夠提高城市人均GDP，促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展。放松戶籍制度管制能夠吸引更多的人力資本，為城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供必要的人才和勞動投入，一方面擴(kuò)大了稅收稅基，為增加財政收入打下基礎(chǔ)；另一方面，寬松的戶籍政策為企業(yè)降低勞動力成本提供了可能，有助于提升企業(yè)活力，吸引企業(yè)投資。因此，寬松的戶籍管制更有利于城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展。戶籍制度的空間滯后項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)，并且均在1%的顯著性水平上通過假設(shè)檢驗(yàn)，表明地理相鄰和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近城市政府放松戶籍制度管制對本城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展有負(fù)的溢出效應(yīng)，即地理相鄰和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近的城市政府放松戶籍制度管制會提高該城市在吸引生產(chǎn)要素上的競爭力，并對本市經(jīng)濟(jì)發(fā)展形成壓力，這樣本市也傾向于放松戶籍制度管制，為自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)幦「嗟挠欣麠l件。

表4 分地區(qū)模型估計結(jié)果③

同時，在經(jīng)濟(jì)權(quán)重下，資本投資、財政支出和勞動力投入的空間滯后項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，表明在全國層面上，各地級以上城市之間整體上存在著正向的空間溢出效應(yīng)，競爭對手城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展投入對本市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有正向的影響。當(dāng)競爭對手城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展投入提高時，本城市政府官員基于發(fā)展經(jīng)濟(jì)和保證民生的壓力，存在著主動或者被動加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動力。此外，隨著各城市之間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系日益緊密，城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展合作也不斷得到強(qiáng)化，城市之間存在著既相互競爭又相互合作的關(guān)系，因此競爭對手城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時也帶動了本市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高。

其次，在分地區(qū)樣本中，兩種權(quán)重下三大地區(qū)HR系數(shù)均顯著為正，并均在1%的水平上通過了假設(shè)檢驗(yàn)，這與在全國樣本中的估計結(jié)果基本一致，也就是說，放松戶籍制度管制能夠促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展。其中，東部地區(qū)HR的系數(shù)最大，分別為0.6731和0.6416，表明寬松的戶籍制度對戶籍制度管制相對較為嚴(yán)格的東部地區(qū)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展有更大的積極作用。反過來也可以看出，戶籍制度管制對東部地區(qū)城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展束縛也是最大的。這表明，雖然東部地區(qū)城市規(guī)模較大，城市運(yùn)營成本較高，但該地區(qū)城市政府管理能力和水平也較高，城市收入最大化的條件遠(yuǎn)沒有到來，放松戶籍制度管制可以釋放的增加收入的潛力依然巨大。同時我們看到，在地理權(quán)重下，三大地區(qū)HR的空間滯后系數(shù)顯著為負(fù)，這與全國樣本中表現(xiàn)出相同的特征，即地理相鄰城市政府放松戶籍制度管制對本城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展有負(fù)的溢出效應(yīng)。而與全國樣本不同的是，在經(jīng)濟(jì)權(quán)重下這種現(xiàn)象并不顯著，說明地理鄰近而非經(jīng)濟(jì)相近城市戶籍制度的放松傾向于給本城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成更大的壓力。從HR的空間滯后系數(shù)大小上來看，相對于中西部地區(qū)而言，東部地區(qū)更甚。這也從側(cè)面反映出東部地區(qū)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展是受制于戶籍制度管制最大的地區(qū)。

六、結(jié)論與討論

分權(quán)體制下的地方政府競爭理論由來已久，在中央權(quán)力相對集中的中國也不例外。在“理性人”假設(shè)前提下，地方政府會采取那些能夠使地方利益最大化的“利己”政策，其中戶籍制度就是一個有效的競爭工具。本文的研究表明，我國地方政府之間在戶籍制度上的確存在著顯著的競爭效應(yīng)；分地區(qū)來看，西部地區(qū)城市政府間戶籍制度競爭激烈程度大于中部地區(qū)，東部地區(qū)相對最弱。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，放松戶籍制度管制將有利于城市經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，這種促進(jìn)關(guān)系在東中西部地區(qū)城市中普遍存在，而且在東部地區(qū)城市中表現(xiàn)更為強(qiáng)烈。這也說明，戶籍制度管制對中國城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的束縛是普遍的，東部地區(qū)城市尤為如此。此外，從全國層面看，地理相鄰或經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近城市政府放松戶籍制度管制對本城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展有負(fù)的溢出效應(yīng)，即地理相鄰或經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近的城市政府放松戶籍制度管制會提高該城市在吸引生產(chǎn)要素上的競爭力，對本城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成壓力。為了給自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)幦「嗟挠欣麠l件，本城市也傾向于放松戶籍制度管制；從分地區(qū)層面看，地方政府間戶籍制度競爭表現(xiàn)出與全國層面不同的特征，地理鄰近而非經(jīng)濟(jì)相近城市戶籍制度的放松傾向于給本城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來負(fù)的溢出效應(yīng)。

本文結(jié)論具有明顯的政策含義。戶籍制度改革要消除戶籍中所包含的政治特權(quán)、社會身份、社會福利和經(jīng)營壟斷等因素，需盡快實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)之間，尤其是地區(qū)之間的戶籍平等制度[29]，如何發(fā)揮好地方政府的作用是進(jìn)一步推動戶籍制度改革的關(guān)鍵。根據(jù)本文分析，我們認(rèn)為：首先，戶籍制度變遷具有顯著的空間溢出效應(yīng)，在戶籍制度改革過程中要重視地方政府間的空間聯(lián)動機(jī)制，應(yīng)把握好地方政府間戶籍政策互動的邏輯，更好地服務(wù)于國家在推進(jìn)戶籍制度改革過程中的頂層設(shè)計。其次，戶籍制度競爭有利于經(jīng)濟(jì)績效的提高，因此必須在加強(qiáng)頂層設(shè)計的同時，給予地方政府一定自主權(quán)，并留出足夠的競爭和創(chuàng)新空間，這樣才能激發(fā)地方政府積極性，使中央與地方協(xié)同推進(jìn)戶籍制度改革。最后，研究結(jié)果表明，戶籍制度管制對發(fā)達(dá)地區(qū)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的束縛是最大的，所以戶籍制度改革的關(guān)鍵仍然在發(fā)達(dá)城市，包括超大城市(上海、北京、深圳、廣州)、特大城市(武漢、重慶、天津、成都、南京等)和大城市(Ⅰ型大城市和Ⅱ型大城市)，而不應(yīng)該把戶籍制度改革的精力主要放在中小城市，因?yàn)槿丝诹鲃拥闹饕较蛉匀皇墙?jīng)濟(jì)發(fā)展水平更高、就業(yè)機(jī)會更好、基礎(chǔ)設(shè)施更完善的超大城市和特大城市，僅僅在中小城市的戶籍制度改革中花功夫很難從根本上解決戶籍制度所帶來的社會經(jīng)濟(jì)問題。

注釋：

①對于1958年的時間節(jié)點(diǎn)可能存在不同觀點(diǎn)，具體見參考文獻(xiàn)[1]。

②③限于篇幅，此表僅報告主要變量的估計結(jié)果，如有讀者對其他變量的估計結(jié)果感興趣，歡迎來函索取詳細(xì)估計結(jié)果。