城市落戶門檻與流動人口性別工資差距

胡濤文

摘要：降低落戶門檻能否縮小性別工資差距的研究，對促進(jìn)我國性別平等和改善收入分配具有重要意義。文章使用雙重差分模型探討了城市落戶門檻變化對流動人口性別工資差距的影響。研究發(fā)現(xiàn)，城市落戶門檻的上升擴(kuò)大了流動人口性別工資差距，更高的落戶門檻顯著降低了女性工資收入，同時顯著提高了男性工資收入。進(jìn)一步地，落戶門檻上升對男性流動人口工資收入的正面影響僅在政策當(dāng)年以及第二年顯著，落戶門檻上升對女性流動人口工資收入具有長期負(fù)面影響。

關(guān)鍵詞：落戶門檻；戶籍制度；性別工資差距；雙重差分

【中圖分類號】 F249.24；D631.42??? doi：10.3969/j.issn.1674-7178.2023.03.010

引言

性別工資差距是世界各國勞動力市場中普遍存在的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象?？s小性別工資差距是改善我國收入分配狀況和實現(xiàn)共同富裕的重要目標(biāo)?？s小性別工資差距和改善女性經(jīng)濟(jì)機(jī)會的獲得，有助于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長[1-2]。BOSS直聘發(fā)布的報告《2021年中國職場性別薪酬差異報告》顯示，男性平均薪酬比女性高29.7%。那么，導(dǎo)致性別工資差距存在的原因是什么？從戶籍視角看，戶籍制度影響著中國經(jīng)濟(jì)的諸多方面。例如，能不能落戶在城市是流動人口必然考慮的因素，中國的戶籍制度改革影響著人口流動的方向，城市落戶門檻起到調(diào)控流動人口數(shù)量和篩選落戶人群的作用。因此，考察城市落戶門檻變化對流動人口性別工資差距的影響具有重要的學(xué)術(shù)價值和應(yīng)用價值。

本文借助中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies， CFPS）數(shù)據(jù)庫2012—2020年的數(shù)據(jù)，整理了各年份男性和女性小時工資①的中位數(shù)以及男女小時工資的差值（男性小時工資中位數(shù)減女性小時工資中位數(shù)），具體結(jié)果如圖1所示。從圖1可以看出，2012—2014年我國性別工資差距大幅縮小，但自2014年以后性別工資差距逐漸擴(kuò)大，從2014年的2.76元/小時的差距上升至2020年的4.91元/小時，累計上漲了77.90%。同時，2014年也是我國戶籍制度改革的強(qiáng)化階段，因此從圖1可以觀察提出一個假設(shè)：戶籍制度改革可能是刺激我國性別工資差距擴(kuò)大的一個原因，后文將通過實證進(jìn)一步論證。2012年居民小時工資的數(shù)值較高，這可能與當(dāng)年最低工資標(biāo)準(zhǔn)提高和通貨膨脹有關(guān)②。

性別工資差距問題是學(xué)術(shù)界長期關(guān)注的話題，與本文最直接相關(guān)的是，國內(nèi)學(xué)者主要從城市規(guī)模和技能差異兩個方面分析了中國性別工資差距的影響因素。例如，潘麗群和張少華研究發(fā)現(xiàn)城市規(guī)?？s小了性別工資差距[3]；劉詩洋和吳玉鳴研究發(fā)現(xiàn)，城市規(guī)模對女性勞動者的工資溢價效應(yīng)更強(qiáng)[4]。進(jìn)一步地，陳飛和蘇章杰指出大城市能夠通過加強(qiáng)勞動者就業(yè)保護(hù)、降低工作搜尋時間成本和促進(jìn)人力資本外溢等途徑促使勞動者工資收入提高[5]。屈小博和胡植堯認(rèn)為高戶籍門檻會使得低人力資本流動人口離開城市，從而導(dǎo)致勞動供給減少和勞動者工資溢價[6]。部分學(xué)者認(rèn)為技能差異是導(dǎo)致性別工資差距產(chǎn)生的重要原因，如宋旭光和何佳佳指出，相較于本地低技能群體，勞動力流入更能促進(jìn)本地高技能勞動力工資提升[7]，進(jìn)而擴(kuò)大了本地居民工資差距。有學(xué)者研究表明，工業(yè)企業(yè)內(nèi)男性平均勞動生產(chǎn)率比女性高72.2%，從而導(dǎo)致存在較大的性別工資差距[8]，而生產(chǎn)線升級能夠大幅度縮小高技能工人的性別工資差距[9]。許健等研究發(fā)現(xiàn)工業(yè)機(jī)器人應(yīng)用能通過提高勞動者工資從而縮小性別工資差距[10]。但不同工業(yè)部門存在較大差異，孫早和韓穎研究表明人工智能會縮小低技術(shù)工業(yè)部門的性別工資差距，高技術(shù)工業(yè)部門則相反[11]。

據(jù)本文的有限觀察，現(xiàn)有研究存在以下不足：第一，已有實證文獻(xiàn)一致認(rèn)為城市規(guī)模越大、戶籍門檻上升對勞動者工資具有溢價效應(yīng)，且多關(guān)注于戶籍制度的城鄉(xiāng)分割[12-13]，未能區(qū)分工資溢價的性別差異，即未關(guān)注到城市落戶門檻變化對性別工資差距的影響。與已有研究不同，本文實證研究結(jié)果表明，城市落戶門檻（普通就業(yè)落戶門檻）上升對男性流動人口工資具有溢價效應(yīng)，但卻降低了女性流動人口工資收入，進(jìn)而導(dǎo)致性別工資差距擴(kuò)大。城市規(guī)模的工資溢價更多強(qiáng)調(diào)的是集聚效應(yīng)，本文關(guān)注的城市落戶門檻是限制效應(yīng)，二者并不完全一致。第二，已有研究在內(nèi)生性問題處理上還比較有限。由于國內(nèi)微觀數(shù)據(jù)庫城市層面地理信息難以獲得，多數(shù)文獻(xiàn)使用截面數(shù)據(jù)和工具變量法進(jìn)行實證研究，然而合適的工具變量很難找到，內(nèi)生性問題仍然沒有得到較好的解決。

本文借助2011—2018年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)庫（China Migrants Dynamic Survey， 簡稱CMDS）構(gòu)建城市層面的非平衡面板數(shù)據(jù)集，將2014年的新型戶籍制度改革作為準(zhǔn)自然實驗，使用雙重差分模型探討城市落戶門檻（普通就業(yè)落戶門檻）變化對流動人口性別工資差距的影響，從而回答城市落戶門檻上升是否導(dǎo)致我國性別工資差距持續(xù)擴(kuò)大的原因。本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個方面：第一，在研究視角上，本文基于流動人口調(diào)查數(shù)據(jù)，從城市落戶門檻變化的視角去解釋我國性別工資差距擴(kuò)大的原因，并從議價能力的性別差異和落戶門檻的擠出效應(yīng)兩個方面解釋了落戶門檻變化影響性別工資差距的機(jī)制，豐富了有關(guān)落戶門檻的實證研究文獻(xiàn)。第二，在識別策略上，本文以2014年新型戶籍制度改革作為準(zhǔn)自然實驗，準(zhǔn)確識別了落戶門檻變化對性別工資差距的凈效應(yīng)，較好地克服了內(nèi)生性問題導(dǎo)致的估計偏誤，豐富了相關(guān)文獻(xiàn)對于內(nèi)生性的處理。第三，從政策含義上，戶籍制度改革會影響城市流動人口的流入或流出，進(jìn)而影響到城市的人力資源結(jié)構(gòu)、性別平等和收入分配狀況，本文為進(jìn)一步深化戶籍制度改革提供了新的經(jīng)驗證據(jù)，同時能夠?qū)Υ龠M(jìn)性別平等和改善城市收入分配帶來政策上的啟示。

一、政策背景與影響機(jī)制

（一）政策背景

我國的新型戶籍制度改革起步于2013年，同年11月出臺的《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》中指出，對于小城市和中等城市要全面放開、有序放開落戶限制，合理確定大城市落戶條件，并嚴(yán)格控制特大城市人口規(guī)模。2014年7月國務(wù)院出臺的《關(guān)于進(jìn)一步推進(jìn)戶籍制度改革的意見》中明確提出：全面放開建制鎮(zhèn)和小城市落戶限制；城區(qū)人口50萬～100萬的中等城市要有序放開落戶限制；城區(qū)人口100萬～300萬的大城市要合理確定落戶條件；城區(qū)人口500萬以上的特大城市要建立完善積分落戶制度，依據(jù)就業(yè)、社保、居住年限等指標(biāo)合理設(shè)置積分分值。之后，戶籍制度改革在國內(nèi)全面鋪開，各城市對落戶政策進(jìn)行了相應(yīng)的變動并落實，如北上廣深對普通就業(yè)者的學(xué)歷、社保繳納、就業(yè)等做出了更高的要求；相反地，南京、合肥等地則對落戶者的學(xué)歷和社保繳納等放松了要求。

2016年，城鎮(zhèn)落戶限制政策進(jìn)一步放寬。國務(wù)院發(fā)布的《關(guān)于深入推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的若干意見》指出，鼓勵各地區(qū)進(jìn)一步放開落戶條件，對于除超大城市和特大城市以外的其他城市，不得以要求購買房屋、積分制等方式設(shè)置落戶限制。2019年，中共中央、國務(wù)院印發(fā)的《關(guān)于促進(jìn)勞動力和人才社會性流動體制機(jī)制改革的意見》中指出，全面取消城區(qū)常住人口300萬以下的城市落戶限制，城區(qū)常住人口300萬～500萬的大城市落戶條件要全面放寬，精簡城區(qū)常住人口500萬以上的超大特大城市落戶積分項目，確保社保繳納年限和居住年限分?jǐn)?shù)占主要比例。張吉鵬和盧沖量化分析了2000—2013年、2014—2016年總計120個城市在戶籍改革前后的落戶門檻指數(shù)[14]，門檻指數(shù)越高則落戶越難。本文的城市落戶門檻變化直接使用其投影尋蹤法測算的落戶門檻指數(shù)。一方面，本文使用的CMDS數(shù)據(jù)庫于每年5月份開展調(diào)查，而2013年的戶籍改革方案于11月推出，在時間上，CMDS 2013年數(shù)據(jù)庫中受訪者的月收入不會受到2013年戶籍改革方案的影響。另一方面，2014年各城市修改的落戶政策是依據(jù)城市人口規(guī)模設(shè)計出的差異化落戶方案，因此使用2014年落戶政策作為外生沖擊，更有利于識別戶籍制度改革在不同城市間落戶門檻的差異，進(jìn)而評估城市落戶門檻變化對流動人口性別工資差距的影響，從而解釋我國性別工資差距擴(kuò)大的原因。

（二）影響機(jī)制

城市落戶門檻上升影響流動人口性別工資差距主要體現(xiàn)在兩個渠道：

第一，議價能力存在性別差異，女性流動人口議價能力更弱。我國的戶籍制度與城市提供的教育、醫(yī)療、養(yǎng)老保險等福利待遇密切相關(guān)，外地戶籍的勞動者往往會為了獲得本地戶口而選擇從事低于自身人力資本的工作[15-16]，進(jìn)而導(dǎo)致勞動力市場配置效率降低。薩曼莎·沃爾姆斯（Samantha A. Vortherms）等通過對農(nóng)民工為戶口付費(fèi)的意愿進(jìn)行調(diào)查，指出北京的農(nóng)民工愿意損失五年內(nèi)9%～14%的收入來獲得本地戶口[17]。因此，城市落戶門檻會影響勞動力的流動決策，進(jìn)而影響勞動力的工資收入。馬可·圭拉齊（Marco Guerrazzi）等研究表明，勞動者的議價能力是影響工資的重要因素[18]，在高落戶門檻的城市，勞動力易流出。受傳統(tǒng)觀念影響，中國家庭對男性的教育投資相對更多，從而男性勞動者受教育水平相對更高，也就具有比女性更強(qiáng)的議價能力。高落戶門檻的城市為留住人才會給予其收入補(bǔ)償，從而導(dǎo)致高落戶門檻城市的男性工資更高，最終形成了城市內(nèi)部性別工資分化趨勢。第二，高落戶門檻對男性流動人口也具有擠出效應(yīng)。與高落戶門檻城市相對應(yīng)的高房價會擠出勞動力，導(dǎo)致部分勞動力離開城市[19]。而男性勞動力在進(jìn)行流動決策時會更多考慮結(jié)婚、買房等因素，因此高落戶門檻對男性勞動力的擠出效應(yīng)更強(qiáng)，降低了男性勞動力居留在本城市的意愿，從而帶來男性勞動力供給減少和工資收入提高。

綜上所述，落戶門檻上升對性別工資差距的影響可以從議價能力和勞動力供給兩個方面來解釋。從議價能力方面看，在高落戶門檻城市，由于女性勞動力議價能力較弱，使得女性勞動力工資收入降低，進(jìn)而擴(kuò)大了性別工資差距。從勞動力供給方面看，城市落戶門檻上升對男性勞動力具有擠出效應(yīng)，使得男性勞動力供給減少和工資收入提高，進(jìn)而擴(kuò)大了性別工資差距。據(jù)此，提出以下兩個研究假說：

假說1：由于女性勞動力議價能力較弱，因此落戶門檻上升對女性流動人口工資收入具有負(fù)向影響，進(jìn)而擴(kuò)大了性別工資差距。

假說2：落戶門檻上升對男性流動人口具有擠出效應(yīng)，導(dǎo)致城市男性勞動力供給減少和工資收入提高，進(jìn)而擴(kuò)大了性別工資差距。

二、計量模型與數(shù)據(jù)說明

（一）計量模型

本文使用雙重差分模型探究2011—2018年各城市落戶門檻變化對流動人口性別工資差距的影響。將CMDS數(shù)據(jù)庫中普通就業(yè)落戶門檻提高的城市設(shè)為實驗組，剩下的為對照組。雙重差分基準(zhǔn)模型設(shè)定如下：

[lnWagect=β0+β1didct+Xctβj+δc+θt+εct] （1）

其中，c和t分別表示城市和時間，[Wagect]為城市c在t年的男性或女性流動人口人均月工資收入。[Xct]為城市人均GDP、城市房價和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比控制變量。[δc]為城市固定效應(yīng)，[θt]為年份固定效應(yīng)，[εct]為隨機(jī)擾動項。估計使用省份層面的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

式（1）中，[didct=treatc×postt]。[postt]表示第t年是否處于2014年及以后，處于2014年及以后賦值為1，否則為0。[treatc]表示城市c是否為實驗組，實驗組城市賦值為1，否則為0。若[β1]顯著為正，則表明城市落戶門檻上升能夠促進(jìn)流動人口工資收入提高，反之則減少了工資收入。

（二）變量界定

1.被解釋變量：城市人均月工資收入?；貧w方程中的被解釋變量為城市男性或女性流動人口人均月工資收入再取對數(shù)，人均月工資收入由CMDS數(shù)據(jù)庫中各城市個人月收入（元）③變量加總再求平均值④得到。

2.核心解釋變量：普通就業(yè)落戶did。普通就業(yè)落戶did＝普通就業(yè)落戶實驗組城市×年份虛擬變量。借助投影尋蹤法測算的中國城市普通就業(yè)落戶門檻指數(shù)，將2014—2016年普通就業(yè)落戶門檻指數(shù)高于2000—2013年的城市設(shè)為實驗組（落戶門檻提高），剩下的設(shè)為對照組，實驗組城市賦值為1，對照組城市賦值為0。對于年份虛擬變量，將2014年及以后的城市樣本賦值為1，2014年以前的賦值為0。

3.控制變量。參考陸銘等[20]和李靜等[21]的研究，本文的控制變量包括滯后一期的城市人均GDP（取對數(shù)）、當(dāng)年城市房價（取對數(shù)）和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重，這些指標(biāo)能夠反映城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r。城市人均月工資收入和城市房價（城市商品住宅平均銷售價格，元/平方米）均通過世界銀行公布的中國CPI指數(shù)（2010年為基期）調(diào)整為實際值。城市勞動力人均教育年限⑤和人均工作年限⑥能夠反映勞動者的工資議價能力，但同時也是城市落戶門檻設(shè)置的重要指標(biāo)，故本文不將其作為控制變量。

（三）數(shù)據(jù)來源與變量描述性統(tǒng)計

本文的核心數(shù)據(jù)由兩部分組成：一是西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查研究中心公布的中國城市落戶門檻指數(shù)。該數(shù)據(jù)庫使用投影尋蹤法、熵值法和等權(quán)重法測算了2000—2013年、2014—2016年共120個城市的落戶門檻綜合指數(shù)，且能夠細(xì)分為投資指數(shù)、購房指數(shù)、人才引進(jìn)指數(shù)和普通就業(yè)指數(shù)?？紤]到普通就業(yè)落戶政策與流動人口群體關(guān)聯(lián)更緊密，因此本文使用投影尋蹤法計算的普通就業(yè)指數(shù)作為城市落戶門檻的代理變量，重點(diǎn)考察普通就業(yè)落戶門檻變化對流動人口性別工資的影響，后文也將進(jìn)一步說明。二是2011—2018年CMDS數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫采用PPS抽樣方法，樣本量覆蓋全國31個省、自治區(qū)、直轄市，每年樣本量近20萬戶。該數(shù)據(jù)庫對15～60歲流動人口的上月收入、就業(yè)單位類型等方面進(jìn)行了較為詳細(xì)的調(diào)查，且提供了城市區(qū)縣地理信息，能夠滿足分析城市落戶門檻變化對流動人口性別工資差距影響的研究需要。

基于研究主題，對CMDS數(shù)據(jù)庫進(jìn)行如下處理：第一，僅保留目前在就業(yè)且就業(yè)身份是雇員的樣本。第二，為控制微觀數(shù)據(jù)計算可能導(dǎo)致的異方差，本文僅保留當(dāng)年調(diào)查的流動人口樣本大于150人的城市。第三，為排除極端值干擾，剔除上月工資小于200元的樣本。本文通過結(jié)合CMDS數(shù)據(jù)庫、中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS）和國信房地產(chǎn)信息網(wǎng)等多種數(shù)據(jù)來源構(gòu)建了地級市層面的非平衡面板數(shù)據(jù)，部分年份缺失數(shù)據(jù)由插值法得到。將西南財經(jīng)大學(xué)發(fā)布的中國城市落戶門檻指數(shù)與該數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，最終得到包含我國70個城市的465個城市⑦非平衡面板樣本。表1為城市層面主要變量的描述性統(tǒng)計。

三、計量結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸

基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表2列1至列4所示。列1中關(guān)于普通就業(yè)落戶政策估計系數(shù)在5%水平上為-0.05，表明普通就業(yè)落戶門檻上升會顯著降低女性流動人口工資收入；列2中關(guān)于男性流動人口工資收入的估計結(jié)果在10%水平上顯著為0.07，表明普通就業(yè)落戶門檻上升會顯著提高男性流動人口工資收入。這意味著城市普通就業(yè)落戶門檻上升擴(kuò)大了流動人口性別工資差距。

列3和列4中人才引進(jìn)落戶門檻上升對女性和男性流動人口工資收入的估計結(jié)果均為負(fù)但不顯著，表明人才引進(jìn)落戶門檻上升對女性和男性流動人口的工資收入具有負(fù)面影響，但并不明顯。這是因為，在CMDS各年數(shù)據(jù)庫中，大學(xué)本科及以上學(xué)歷的人數(shù)占比不足10%，其余人數(shù)普遍受教育水平較低，故不會受到人才引進(jìn)落戶政策的較大影響，因此后文僅考察普通就業(yè)落戶門檻變化對流動人口性別工資差距的影響。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

本文使用事件研究法進(jìn)行平行趨勢檢驗，以政策前一年（2013年）為基準(zhǔn)年，設(shè)定普通就業(yè)落戶實驗組與年份虛擬變量的交乘項，交乘項的置信區(qū)間設(shè)為90%，檢驗?zāi)Ｐ驮O(shè)定如下：

[lnWagect=α0+t≠2013αt treatc×dummyt+Xctβj+δc+θt+εct]?????? （2）

其中，[treatc]表示城市c是否為普通就業(yè)落戶實驗組的二元變量，普通就業(yè)落戶實驗組城市（普通就業(yè)落戶門檻提高）賦值為1，否則為0。[dummyt]表示每一年的二元變量，[αt]表示在t年實驗組與對照組的差異，是平行趨勢檢驗重點(diǎn)關(guān)注的系數(shù)，具體結(jié)果如圖2所示。圖2中左圖為普通就業(yè)落戶政策對女性流動人口工資收入的估計結(jié)果。在政策出臺前（2014年之前），估計系數(shù)在0附近且不顯著，體現(xiàn)出平行的趨勢；政策出臺當(dāng)年（2014年），普通就業(yè)落戶門檻上升顯著降低了女性流動人口工資收入，此后的第2～4年，這種負(fù)面影響逐步擴(kuò)大。圖2中右圖關(guān)于男性流動人口工資收入的估計結(jié)果表明，在政策出臺前，估計系數(shù)在0附近且不顯著，體現(xiàn)出平行的趨勢，在政策出臺當(dāng)年男性流動人口工資收入得到了最大幅度的提高，政策出臺后1年估計系數(shù)大小有所下降但仍顯著，政策出臺后第2～4年，估計系數(shù)不再顯著，但仍為正。

2.城市安慰劑檢驗

男性或女性流動人口工資收入是否會受到除城市落戶門檻變化以外的其他因素的影響？進(jìn)一步地，為檢驗遺漏變量或隨機(jī)因素是否對估計結(jié)果造成了干擾，本文借鑒拉·費(fèi)拉拉（La Ferrara）等的做法[22]，借助2014年城市截面數(shù)據(jù)，隨機(jī)抽取25個城市⑧作為實驗組，并生成虛假的政策虛擬變量納入基準(zhǔn)模型進(jìn)行估計，將抽樣次數(shù)重復(fù)500次，從而進(jìn)行安慰劑檢驗。圖3為虛假政策回歸后的估計系數(shù)分布，左圖和右圖分別為關(guān)于女性流動人口、男性流動人口的估計結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，虛假政策估計系數(shù)均集中在0附近，且均近似服從正態(tài)分布，基準(zhǔn)回歸中的政策估計系數(shù)明顯落于虛假政策估計系數(shù)分布之外，表明基準(zhǔn)模型設(shè)定并未遺漏足夠重要的影響因素，不存在嚴(yán)重的遺漏變量問題，核心結(jié)論依然成立。

3.剔除特殊樣本

北京積分落戶制度成文于2016年⑨，而上海和廣州較早地推出了積分落戶制度。因此，在2014年的戶籍政策未出臺前，上海和廣州的流動人口工資收入可能已經(jīng)受到落戶門檻變化的影響，進(jìn)而可能低估落戶門檻對流動人口性別工資的影響，故本文剔除了上海和廣州城市樣本。表3列1、列2給出了相應(yīng)的估計結(jié)果。列1中，普通就業(yè)落戶政策估計系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù)；列2關(guān)于男性流動人口工資收入的估計系數(shù)在10%水平上顯著為正，表明城市普通就業(yè)落戶門檻上升顯著降低了女性流動人口工資收入，同時提高了男性流動人口工資收入，從而擴(kuò)大了性別工資差距。

4.剔除特殊年份

“搶人大戰(zhàn)”自2016年率先從武漢開始，之后各城市逐步出臺了相應(yīng)的人才引進(jìn)優(yōu)惠政策，其中包括了降低落戶門檻限制，進(jìn)而可能低估了2014年各城市落戶門檻變化的邊際影響，故本文刪除了2017年和2018年城市樣本。表3列3、列4給出了相應(yīng)的估計結(jié)果。列3關(guān)于女性流動人口工資的估計系數(shù)在1%水平上為-0.06，列4關(guān)于男性流動人口工資的估計系數(shù)在5%水平上為0.06，表明落戶門檻上升顯著降低了女性流動人口工資收入，同時顯著提高了男性流動人口工資。相較于表2列1、列2，表3列3、列4估計系數(shù)的絕對值的大小差別不大，但顯著性提高，這意味著落戶門檻提高顯著擴(kuò)大了流動人口性別工資差距。

5.加入城市—年份趨勢項固定效應(yīng)

為克服政策出臺的非隨機(jī)性所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文加入了城市與年份的交乘項固定效應(yīng)，并改用城市層面的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。表3中列5關(guān)于女性流動人口工資收入的估計系數(shù)在10%水平上為-0.05，列6關(guān)于男性流動人口工資收入的估計系數(shù)在10%水平上為0.06，表明城市普通就業(yè)落戶門檻上升擴(kuò)大了流動人口性別工資差距。與表2列1、列2估計系數(shù)相比，表3列5、列6估計系數(shù)絕對值的大小以及顯著性有所降低，但核心結(jié)論保持不變，這表明基準(zhǔn)估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

四、機(jī)制分析

本部分將考察城市落戶門檻變化導(dǎo)致流動人口性別工資差距擴(kuò)大的作用機(jī)制，理論分析表明落戶門檻上升主要通過女性流動人口更弱的議價能力和對男性流動人口的擠出效應(yīng)，進(jìn)而擴(kuò)大了性別工資差距。

（一）城市落戶門檻與流動人口議價能力

上文估計結(jié)果表明，城市落戶門檻上升會使得男性流動人口工資收入顯著提高，同時女性流動人口工資收入顯著下降，進(jìn)而擴(kuò)大了性別工資差距。理論分析表明，形成性別工資差距的原因是流動人口議價能力存在性別差異。面對落戶門檻上升，女性流動人口議價能力更弱，也更可能為了落戶而放棄高收入。本文使用教育年限和工作年限來反映勞動者的議價能力，在基準(zhǔn)回歸模型中逐步加入了城市人均教育年限、人均工作年限以及其與普通就業(yè)落戶did的交乘項，并根據(jù)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度，大致可將流動人口樣本分為東部城市⑩和非東部城市樣本，表4給出了相應(yīng)的估計結(jié)果。表4列1至列4中普通就業(yè)落戶did與人均工作年限交乘項估計系數(shù)總體上均顯著為負(fù)，表明落戶門檻越高的城市，流動人口工作經(jīng)驗越豐富，工資收入反而減少越多，且非東部城市男性流動人口工資收入減少更明顯。列2中普通就業(yè)落戶did與人均教育年限交乘項估計系數(shù)在1%水平上為0.08，列1中關(guān)于人均教育年限的交乘項估計系數(shù)雖不顯著但為正，這意味著女性流動人口教育水平提升能夠提高其議價能力和工資收入，女性流動人口教育水平的議價能力要強(qiáng)于工作經(jīng)驗。綜上，城市落戶門檻越高，男性和女性流動人口工作年限越高，則工資收入減少越多，但女性流動人口教育水平提高能夠顯著增加其工資收入。結(jié)合表1可知，由于女性流動人口受教育年限普遍偏低，故議價能力低，落戶門檻上升對其工資收入的負(fù)向影響更大，從而導(dǎo)致了性別工資差距擴(kuò)大。

（二）城市落戶門檻與流動人口居留意愿

本文進(jìn)一步考察了普通就業(yè)落戶門檻變化對流動人口居留意愿的影響，依據(jù)CMDS數(shù)據(jù)庫“您是否打算在本地長期居住5年以上”一問，將回答“打算”的樣本賦值為1，回答“不打算”或“沒想好”的樣本賦值為0，再按照城市和性別分類計算出各城市男性或女性流動人口打算長期居住在本地的人數(shù)占比，以此構(gòu)建出城市層面的居留意愿變量11。表5中列1關(guān)于男性流動人口的估計系數(shù)在5%水平上為-0.04，關(guān)于女性流動人口的估計系數(shù)雖為負(fù)但不顯著，表明落戶門檻上升會顯著降低男性流動人口居留在本地的意愿，但對女性流動人口居留意愿并無明顯負(fù)面影響。這意味著落戶門檻上升會擠出男性流動人口，城市男性流動人口供給減少會導(dǎo)致男性工資收入提高，進(jìn)而擴(kuò)大了性別工資差距。

五、結(jié)論與政策含義

近年來，性別工資差距擴(kuò)大問題成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點(diǎn)，本文主要借助中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)庫構(gòu)建了城市層面的非平衡面板數(shù)據(jù)，以2014年新型戶籍制度改革為政策實驗，使用雙重差分法考察了城市落戶門檻（普通就業(yè)落戶門檻）變化對流動人口性別工資差距的影響，為縮小我國性別差距和改善收入分配提供了理論支撐。研究結(jié)果表明：第一，落戶門檻上升是導(dǎo)致我國性別工資差距持續(xù)擴(kuò)大的重要原因，城市落戶門檻的高低與女性流動人口工資收入成反向關(guān)系，與男性流動人口工資收入成正向關(guān)系。具體而言，更高的落戶門檻顯著降低了女性流動人口工資收入，同時顯著提高了男性流動人口工資收入，進(jìn)而擴(kuò)大了性別工資差距。第二，落戶門檻上升對男性流動人口工資收入的正面影響在政策當(dāng)年以及第二年顯著，之后便不再顯著。但落戶門檻的上升對女性流動人口工資收入具有長期顯著負(fù)面影響。在落戶門檻越高的城市，男性和女性流動人口豐富的工作經(jīng)驗并不能提高其議價能力，反而會顯著抑制其工資收入。然而，女性流動人口受教育水平提升能夠顯著提高其議價能力和工資收入，但由于女性流動人口教育水平較男性普遍偏低，以及高落戶門檻對男性流動人口具有擠出效應(yīng)，導(dǎo)致男性勞動力供給減少，故高落戶門檻會帶來工資收入的扭曲，最終形成城市內(nèi)部性別工資分化趨勢。

本文的政策含義為：第一，為促進(jìn)性別平等和改善收入分配，降低落戶門檻限制對女性流動人口工資收入的不利影響，需要進(jìn)一步深化戶籍制度改革，尤其是經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的城市需要全面降低落戶門檻。部分大城市、特大城市需要繼續(xù)放松積分落戶限制，防止人才流失以及人才過度集聚在中等城市而導(dǎo)致的人力資本浪費(fèi)。降低教育水平在積分落戶中的比例，促進(jìn)勞動力自由流動，提高勞動力生產(chǎn)效率，同時城市福利和公共服務(wù)要逐步普惠到流動人口，加強(qiáng)住房、公共服務(wù)等方面的供給，最終推進(jìn)公共服務(wù)按常住人口配置。第二，實證結(jié)果表明，在高落戶門檻的非東部城市，女性流動人口教育水平的提升能夠顯著提高其議價能力和工資收入，且受教育程度的議價能力要強(qiáng)于工作經(jīng)驗，因此政府需要格外重視女性受教育水平的提高，同時為女性流動人口提供更多的教育和培訓(xùn)服務(wù)。

本文研究的局限性在于樣本量不夠多。研究落戶政策需要使用到城市層面的地理信息，出于保護(hù)受訪者隱私的需要，國內(nèi)大多數(shù)微觀數(shù)據(jù)庫不公開城市地理信息，因此本文使用CMDS數(shù)據(jù)庫來構(gòu)建城市層面的數(shù)據(jù)集，從而解決了獲取城市地理信息困難這一問題。未來若有更合適的數(shù)據(jù)集，后續(xù)研究可對本文研究結(jié)論進(jìn)行進(jìn)一步驗證，從而為深化戶籍制度改革提供更多的理論證據(jù)。

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注釋：

①依據(jù)CFPS問卷中主要工作每月稅后工資（元）和主要工作每周工作時間（小時）兩個問題，小時工資=每月稅后工資/（4×每周工作時間）。

②《專家解讀：如何看待2011年平均工資的較快增長》[DB/OL]，2012年5月29日，http：//www.gov.cn/gzdt/2012-05/29/content_2147972.htm，訪問日期：2023年5月10日。

③CMDS數(shù)據(jù)庫僅詢問了上月個人收入，并未區(qū)分個人勞動收入和非勞動收入，但受訪者年齡限定在15～60周歲，可以認(rèn)為其月收入主要是指勞動收入。

④由于CMDS 2011—2013年數(shù)據(jù)庫中大多數(shù)城市受訪者的個人抽樣權(quán)重值缺失，城市人均月工資收入無法通過個人月收入加權(quán)平均求得，故本文通過求取平均值的方法得到城市層面的人均月工資收入數(shù)據(jù)。

⑤依據(jù)學(xué)歷變量受訪者回答的“未上學(xué)”“小學(xué)”“初中”“高中/中?！薄按髮！薄按髮W(xué)本科”和“研究生”，分別賦值0、6、9、12、15、16和19。

⑥受訪者工作年限做如下推算[21]：若受訪者未上過學(xué)，則工作年限=年齡－12；若受訪者上過學(xué)，則工作年限＝年齡－受教育年限－6。

⑦2011—2018年城市數(shù)量分別有49個、55個、65個、63個、62個、56個、59個和56個。

⑧這里隨機(jī)抽取25個城市，是因為真實情況下普通就業(yè)落戶門檻上升的城市數(shù)量為25個。

⑨2016年，北京市出臺《北京市積分落戶管理辦法（試行）》。

⑩這里的東部城市定義為隸屬于北京市、天津市、河北省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省、海南省的城市。其他城市定義為非東部城市。

11城市數(shù)量2012年55個、2014年63個、2015年62個、2016年56個，其他年份問卷未詢問受訪者的居留意愿。