章 平，楊 帆

(深圳大學(xué) 中國經(jīng)濟(jì)特區(qū)研究中心，廣東 深圳 518000)

一、問題的提出

隨著我國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，人口開始出現(xiàn)大規(guī)模的流動。對于流入地而言，這一過程不僅會對勞動力市場帶來沖擊，也帶來了流動人口社會融合的問題。一般來說，對勞動力有較高需求的地區(qū)會吸引大量流動人口流入。流入地的落戶門檻體現(xiàn)了該地的戶口人數(shù)狀況以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，流動人口融入流入地的過程也是對當(dāng)?shù)芈鋺糸T檻認(rèn)同的過程。

城市落戶門檻是導(dǎo)致勞動力回流的重要因素,尤其對低技能、跨省流動、農(nóng)村戶籍和健康狀況較差的群體有顯著影響[1]。有研究發(fā)現(xiàn)，城市落戶門檻過高會抑制流動人口的創(chuàng)業(yè)、阻礙農(nóng)民工子女隨遷、加劇收入不平等[2-4]。但目前已有文獻(xiàn)大多聚焦在城市落戶門檻對農(nóng)民工及其下一代的影響上，較少研究其對流動人口個(gè)體行為方式的影響。事實(shí)上，落戶門檻的變化會導(dǎo)致流動人口對該地區(qū)身份認(rèn)同的變化。在落戶門檻較低的地區(qū)，流動人口落戶比較容易，對當(dāng)?shù)赜兄叩恼J(rèn)同感。在落戶門檻較高的地區(qū)，流動人口落戶比較困難，進(jìn)而降低他們對該地區(qū)的認(rèn)同感。值得關(guān)注的是，大規(guī)模人口流動是導(dǎo)致中國犯罪率急劇上升的“主要原因”[5]。隨著中國省域間人口的不斷流動，各地區(qū)人口的戶籍多樣性增強(qiáng)，加大了本地人口與流動人口之間的身份認(rèn)同差異。在中國社會經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的背景下，各地區(qū)的落戶政策也在變化。落戶門檻的高低變化與流動人口的身份認(rèn)同之間的碰撞是否會影響流動人口在流入地犯罪行為的發(fā)生？本文以落戶門檻與流動人口犯罪率為切入點(diǎn)，來考察流入地區(qū)落戶門檻對流動人口在該地區(qū)犯罪行為的影響。

中國流動人口規(guī)模龐大，截至2016年底，中國流動人口總數(shù)已經(jīng)達(dá)到了2.45億人，比2009年增長了2 500萬人。流動人口犯罪率也逐年上升，據(jù)統(tǒng)計(jì)，2016年全國每萬人流動人口犯罪率為29.3%，比2009的22%增長了7.3%。這給社會穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展帶來了嚴(yán)重的不確定性，也造成了巨大的社會損失。我們認(rèn)為區(qū)域落戶門檻的高低與流動人口對該地區(qū)的認(rèn)同及社會融合之間的沖突可能是導(dǎo)致流動人口犯罪率不斷升高的原因之一。

二、文獻(xiàn)綜述與理論假說

近幾年來，國家出臺了新一輪的戶籍制度改革政策，持續(xù)放寬了對落戶的限制。但是從改革效果來看，落戶難題正從落戶難轉(zhuǎn)變?yōu)槁鋺粢庠负吐鋺魲l件之間的結(jié)構(gòu)性矛盾。想落而無法落與能落而不愿落的現(xiàn)象并行。已有研究發(fā)現(xiàn)落戶門檻高并不能夠逆轉(zhuǎn)人口向大城市集聚這一趨勢，反而會造成留守兒童數(shù)量增加，并且加劇了收入不平等現(xiàn)象在代際間的傳遞[4]。近年來，開始有文獻(xiàn)關(guān)注落戶門檻對流動人口的影響，有研究發(fā)現(xiàn)落戶門檻與流動人口創(chuàng)業(yè)行為之間存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系[2]。此外，也有學(xué)者研究指出，取消部分中小城市落戶限制對當(dāng)?shù)厝丝谠鲩L并不會產(chǎn)生很大的影響[6-7]。

犯罪率是用來衡量社會穩(wěn)定的重要指標(biāo)之一，生理、心理、社會因素、文化環(huán)境等都是影響犯罪行為發(fā)生的重要因素[8]。Mauricio Leiva通過對智利各市的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，移民數(shù)量的增加和大多數(shù)類型犯罪的犯罪率的提高并沒有直接關(guān)系，移民數(shù)量與故意搶劫罪之間存在著負(fù)相關(guān)的關(guān)系[9]。Christian Gunadi通過對美國臨時(shí)合法化政策進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)這一政策的出臺提高了犯罪的機(jī)會成本并且會減少財(cái)產(chǎn)型犯罪行為[10]。近年來，有文獻(xiàn)開始關(guān)注犯罪行為的男女性別差異，Tony Beatton通過對澳大利亞犯罪數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，犯罪行為性別差異顯著但呈現(xiàn)縮小的趨勢[11]。中國對于流動人口犯罪率的研究主要包括：(1)最低工資上調(diào)使流動人口的失業(yè)率上升，而失業(yè)會提高流動人口犯罪的可能性[12]；(2)人口流動和犯罪有較高的關(guān)聯(lián)度，尤其與較嚴(yán)重的犯罪產(chǎn)生更緊密的關(guān)系，主要是受居住狀態(tài)等因素影響[13]；(3)宗族文化與城市犯罪率之間存在顯著正相關(guān)的關(guān)系[14]。目前關(guān)于落戶門檻與流動人口犯罪率之間關(guān)系的研究較少。

與已有文獻(xiàn)相比，本研究主要有以下幾個(gè)方面的不同：第一，以往研究大多關(guān)注地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平與流動人口犯罪率的關(guān)系，本文側(cè)重研究流入地政策對流動人口犯罪率的影響；第二，以往研究主要以農(nóng)民工為對象，本文則以流動人口為對象；第三，本文分析了落戶門檻對流動人口犯罪率的影響，并驗(yàn)證了身份認(rèn)同影響流動人口的犯罪率這一關(guān)鍵機(jī)制；第四，構(gòu)建“流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比”這一新的變量，為后續(xù)研究提供了新的思路。本文通過對中國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)(CMDS)和中國裁判文書網(wǎng)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率有顯著的負(fù)向影響。在控制了是否有犯罪前科、收入、受教育水平、民族和年齡等一系列變量后，流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率的負(fù)向作用仍然顯著；流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比通過改變流動人口的身份認(rèn)同感來影響流動人口犯罪率。落戶門檻對流動人口犯罪率的影響路徑可能有以下幾個(gè)方面：

第一，落戶門檻通過影響流動人口的收入而對犯罪行為產(chǎn)生影響。無收入或收入低導(dǎo)致流動人口犯罪的機(jī)會成本降低，一定程度上促進(jìn)了流動人口犯罪率的提高。流動人口流動的主要目的是提高收入，流入地通常是經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、地區(qū)生產(chǎn)總值較高的地區(qū)。當(dāng)流動人口面臨經(jīng)濟(jì)困難又沒有好的解決方法時(shí)，則容易產(chǎn)生犯罪的念頭和行為。

第二，劉琪等人研究指出，農(nóng)民工對城市的認(rèn)同有利于其積極尋找工作、消除心理危機(jī)以及改變消費(fèi)模式，從而促進(jìn)其制定長久發(fā)展規(guī)劃以及融入城市[15]。包括農(nóng)民工在內(nèi)的流動人口身份認(rèn)同感的提升，能提高其工作積極性。當(dāng)他們在城市受到社會歧視，身份認(rèn)同感低時(shí)，犯罪的可能性提高。

第三，流入地的相關(guān)政策會對流動人口的犯罪率產(chǎn)生影響。根據(jù)張丹丹等的研究，最低工資上調(diào)使流動人口失業(yè)率上升，而失業(yè)會提高外來務(wù)工人員犯罪的可能性[12]。流入地的落戶政策對流動人口犯罪行為有著不可忽視的影響。落戶門檻較高的地區(qū)人口密度通常較高，流動人口基數(shù)大，犯罪率也會提高。本文的理論假設(shè)如下：

H1：流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率起著顯著抑制作用；

H2：流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口在流入地受到的社會歧視有正向影響；并且流動人口受到的社會歧視程度越高，在流入地的犯罪率越高。

三、數(shù)據(jù)、變量和模型選擇

在借鑒已有實(shí)證研究的方法和模型設(shè)計(jì)的基礎(chǔ)上，根據(jù)本研究所選取的變量具體情況結(jié)合本研究實(shí)證目的進(jìn)行對應(yīng)的模型設(shè)計(jì)。模型設(shè)計(jì)主要采用固定效應(yīng)模型和中介效應(yīng)模型，研究各省市流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率的影響，最后通過剔除典型省市數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于中國裁判文書網(wǎng)所公開的2000—2018年323 454條裁判文書數(shù)據(jù)，同時(shí)還使用了國家衛(wèi)健委流動人口數(shù)據(jù)平臺所公布的2017年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)(A卷)，西南財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理研究院、公共經(jīng)濟(jì)與行為研究平臺、中國家庭金融調(diào)查與研究中心于2021年3月公布的2000—2016年中國城市落戶門檻指數(shù)。該機(jī)構(gòu)所公布的數(shù)據(jù)將2000—2016年劃分為兩階段：2000—2013年為第一階段，2014—2016年為第二階段。本文所使用的省級落戶門檻指數(shù)為各省所含市級落戶門檻指數(shù)的均值。本文根據(jù)各省市的年度統(tǒng)計(jì)年鑒，選取按照綜合指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)核算的落戶門檻指數(shù)。

(二)變量選取與描述性分析

1.變量選取

(1)流動人口犯罪率

在對流動人口犯罪行為的研究中，本文基于中國裁判文書網(wǎng)公布的數(shù)據(jù)，按照犯罪者的戶籍特征，得到2000—2018年我國流動人口犯罪總數(shù)，并按照各省市的年末總?cè)丝?，?jì)算出2000—2018年各省區(qū)市的流動人口犯罪率。由于年末落戶戶口數(shù)的范圍為2009—2016年，因此在回歸分析中選取2009—2016年流動人口在流入地的犯罪數(shù)據(jù)，共計(jì)318 753條。

(2)流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比

本文的解釋變量是流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比，是根據(jù)各省市落戶門檻指數(shù)和各省市年末落戶戶數(shù)計(jì)算得來，即流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比=各省市在統(tǒng)計(jì)年份的年末落戶戶口數(shù)/該年的落戶門檻指數(shù)，并將此解釋為各省市的落戶門檻指數(shù)對該省省級落戶戶數(shù)的影響效應(yīng)指數(shù)。這里的落戶門檻指數(shù)采用綜合指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)，包含了投資、購房、人才引進(jìn)以及普通就業(yè)，通過投影法計(jì)算得出。之所以選取“流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比”作為“落戶門檻”的代理指標(biāo)，主要原因有：

第一，西南財(cái)大團(tuán)隊(duì)公布的落戶門檻指數(shù)按照時(shí)間分成了2000—2013年、2014—2016年兩個(gè)階段。如果直接采用，各個(gè)年度的落戶門檻指數(shù)取值只有兩種情況，2000—2013年為取值1，2014—2016年為取值2，這與本文所要觀察的每年度連續(xù)動態(tài)變化情況不符，而且直接進(jìn)行計(jì)量回歸，會因?yàn)槿≈祮我磺覠o變化降低計(jì)量分析效果。

第二，選用各省市在統(tǒng)計(jì)年份的年末落戶戶口數(shù)來除以該年所在統(tǒng)計(jì)時(shí)段的落戶門檻指數(shù)，并將其作為解釋變量，可以反映在各時(shí)段內(nèi)每一年的年末落戶戶口數(shù)在落戶門檻指數(shù)影響下的變化程度。在計(jì)量回歸的技術(shù)處理上，根據(jù)年末落戶戶口數(shù)的連續(xù)動態(tài)變化，將落戶門檻在每年的動態(tài)變化予以度量處理，從而使計(jì)量回歸分析更有說服力。

(3)中介變量

考慮到流動人口的社會歧視感、收入困難等問題會影響流動人口犯罪行為的發(fā)生，所以為了更好地考察落戶門檻與流動人口犯罪之間的關(guān)系，本文選取2017年流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查問卷中流動人口對“我感覺本地人看不起外地人”的回答來衡量流動人口感受到的社會歧視程度，社會歧視感強(qiáng)，身份認(rèn)同感低，反之亦然。1代表“完全不同意”，2表示“不同意”，3表示“基本同意”，4表示“完全同意”。

(4)控制變量

為了盡可能減少遺漏變量導(dǎo)致的回歸偏差，本文參考已有的研究設(shè)置了其他影響流動人口犯罪行為發(fā)生的控制變量，主要包括各省區(qū)市的地域特征、流動人口個(gè)體特征兩個(gè)維度。各省區(qū)市的地域特征包括各省區(qū)市的地區(qū)生產(chǎn)總值、人均地區(qū)生產(chǎn)總值、人口密度、各地區(qū)(東部、中部、西部、東北)的虛擬變量；流動人口個(gè)體特征包括受教育程度、民族、年齡、是否為初犯等(見表1)。

表1 變量描述

(三)模型設(shè)計(jì)

本文使用固定效應(yīng)模型來估計(jì)落戶門檻對于流動人口犯罪的影響。主要估計(jì)模型如下：

crij=α1lnhuzhiij+α2REij+α3IDij+εij

(1)

被解釋變量為流動人口的犯罪率，主要解釋變量為流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比，REij表示地域特征的控制變量，IDij表示流動人口個(gè)體特征的控制變量。

在研究流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率的影響機(jī)制時(shí)，本文主要采用中介效應(yīng)模型。參考Baron對中介效應(yīng)檢驗(yàn)的理解[16]，在研究作用機(jī)制時(shí)，選用中介效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證分析。主要回歸模型為第(1)式、第(2)式以及第(3)式

Mechanismij=β1lnhuzhiij+β2REij+β3IDij+εij

(2)

crij=γ1lnhuzhiij+γ2Mechanismij+γ3REij+γ4IDij+εij

(3)

式(2)、(3)中，Mechanismij表示社會歧視影響流動人口犯罪率的作用機(jī)制，其他變量的定義與式(1)相同。

四、落戶門檻對流動人口犯罪率的影響

根據(jù)被解釋變量的實(shí)際情況和研究目的，采用固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率的影響。為了克服主要變量之間的潛在內(nèi)生問題，本文主要采用替換變量法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(一)流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率的基準(zhǔn)回歸

表2呈現(xiàn)的是流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率的面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果：

表2 流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率的面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

由表2可知，流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率的影響系數(shù)為-0.106 8，在5%的水平上顯著；加入地區(qū)特征控制變量后，流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率的影響系數(shù)為-0.283 1，在5%的水平上顯著；加入地區(qū)特征控制變量和流動人口個(gè)體特征控制變量后，流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率的影響系數(shù)為-0.288 2，在1%的水平上顯著；加入地區(qū)特征控制變量和流動人口個(gè)體特征后，再加入流動人口是否存在收入困難，結(jié)果顯示流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率的影響系數(shù)為-0.316 1，在1%的水平上顯著，即流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率依然起著反向作用。流動人口的受教育程度越高，犯罪率越低；勞動年齡段的流動人口犯罪率較高；累犯再犯的比率低；漢族流動人口犯罪率高(跟流動人口多為漢族有關(guān))；流入地區(qū)人均生產(chǎn)總值越高，流動人口犯罪率越高。當(dāng)流動人口存在收入困難時(shí)，犯罪的可能性會提高；沒有收入困難的流動人口數(shù)量越多，犯罪率就越低。

流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比的衡量會受到兩個(gè)因素的影響，即基年落戶門檻指數(shù)的大小，以及基年的新增落戶戶口數(shù)的多少。流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比提升時(shí)有下面幾種情況：

(1)年末落戶戶口數(shù)提升，落戶門檻指數(shù)下降；

(2)年末落戶戶口數(shù)保持不變，落戶門檻指數(shù)下降；

(3)年末落戶戶口數(shù)降低的比率低于落戶門檻指數(shù)降低的比率；

(4)年末落戶戶口數(shù)提升的比率高于落戶門檻指數(shù)提升的比率；

(5)年末落戶戶口數(shù)提升，落戶門檻指數(shù)保持不變。

流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比降低時(shí)有下面幾種情況：

(1)年末落戶戶口數(shù)降低，落戶門檻指數(shù)提高；

(2)年末落戶戶口數(shù)不變，落戶門檻指數(shù)提高；

(3)年末落戶戶口數(shù)提高的比率低于落戶門檻指數(shù)提高的比率；

(4)年末落戶戶口數(shù)降低的比率高于落戶門檻指數(shù)降低的比率；

(5)年末落戶戶口數(shù)降低，落戶門檻指數(shù)不變。

從數(shù)據(jù)來看，各省市落戶門檻變動的比率只出現(xiàn)于兩階段間隔年間，各省市落戶戶口數(shù)的變動比率和幅度都較一致，沒有出現(xiàn)特別異常的典型省市，故未對各種增減情況進(jìn)行詳細(xì)說明。

當(dāng)某一省市的落戶門檻指數(shù)提高時(shí)，年末落戶戶口數(shù)的情況為降低或者不變，即使年末落戶戶口數(shù)提高，但提高的比率低于落戶門檻指數(shù)提高的比率時(shí)，流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比仍降低。較低的流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比與較高的流動人口犯罪率呈正比。而當(dāng)某一省市的落戶門檻指數(shù)降低時(shí)，年末落戶戶口數(shù)的情況為增加或者不變，即使年末落戶戶口數(shù)降低，但降低的比率低于落戶門檻指數(shù)降低的比率時(shí)，流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比仍提高。流動人口落戶門檻指數(shù)提高，但年末落戶戶口數(shù)提高的比率高于落戶門檻指數(shù)提高的比率時(shí)，流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比仍然提高。較高的落戶戶口數(shù)與較低的流動人口犯罪率呈正比，假設(shè)1得到證實(shí)。

(二)機(jī)制分析

1．社會歧視與犯罪率的關(guān)系

表3是引入社會歧視變量后的回歸結(jié)果。

表3 加入社會歧視中介變量后的回歸結(jié)果

根據(jù)表3，流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率的影響系數(shù)為-0.106 8，在5%的水平上顯著；加入社會歧視作為中介后，流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率的影響系數(shù)為-0.427 6，在1%的水平上顯著；加入地區(qū)特征和流動人口個(gè)體特征控制變量后，流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率的影響系數(shù)為-0.352 2，在1%的水平上顯著；在已加入地區(qū)特征和流動人口個(gè)體特征控制變量后，再加入流動人口是否存在收入困難，這時(shí)流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率的影響系數(shù)為-0.367 6，在1%的水平上顯著。可見流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率起著抑制作用。流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比通過影響社會歧視程度而影響犯罪率，社會歧視程度高會提高流動人口犯罪率。假設(shè)2得到證實(shí)。

2．是否存在收入困難與犯罪率的關(guān)系

根據(jù)前文的結(jié)果，流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比與流動人口的犯罪率之間為負(fù)相關(guān)關(guān)系，流動人口社會歧視與流動人口犯罪率之間為正相關(guān)關(guān)系。當(dāng)某一省市的落戶門檻較高且沒有其他促進(jìn)流動人口落戶的相關(guān)政策時(shí)，此時(shí)年末新增落戶戶口數(shù)較少，流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比較低，較低的流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對應(yīng)著較高的流動人口犯罪率；當(dāng)落戶門檻較低且沒有其他限制落戶的相關(guān)政策時(shí)，此時(shí)的流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比較高，較高的落戶戶數(shù)對應(yīng)著較低的流動人口的犯罪率。在落戶門檻較高的地區(qū)，流動人口在什么情況下會選擇去犯罪？在前文表1到表3的回歸分析中加入流動人口是否存在收入困難這一控制變量后，流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率的影響系數(shù)有一定程度的提升，即流動人口存在收入困難的比例越高，流動人口的犯罪率越高。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

流動人口犯罪在受流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比的影響之外，還可能受省市級的地理位置及城市規(guī)模等因素的影響。因此，為了驗(yàn)證省市級地理位置以及城市規(guī)模因素是否會對上述結(jié)果有影響，這里使用剔除了北上廣后的其他省市級數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，驗(yàn)證剔除北上廣典型數(shù)據(jù)后，流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比是否會對流動人口犯罪率起著相同的作用。剔除北上廣數(shù)據(jù)后的回歸結(jié)果見表4。

表4 剔除北上廣數(shù)據(jù)后的回歸結(jié)果

由表4可見，流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率的影響系數(shù)為-0.169 8，在1%的水平上顯著；加入地區(qū)特征控制變量后，流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比的影響系數(shù)為-0.619 1， 在1%的水平上顯著；加入地區(qū)特征控制變量和流動人口個(gè)體特征控制變量后，流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比的影響系數(shù)為-0.232 9，在1%的水平上顯著；在考慮了地區(qū)與個(gè)體特征后，加入流動人口是否存在收入困難這一變量，這時(shí)的落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率的影響系數(shù)為-0.258 0， 在1%的水平上顯著。剔除北上廣后的數(shù)據(jù)與包含北上廣的數(shù)據(jù)有著相同的作用結(jié)果。因此得出流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比與流動人口的犯罪率之間具有反向相關(guān)的關(guān)系。在剔除了北上廣的典型數(shù)據(jù)后，檢驗(yàn)社會歧視是否依舊對流動人口犯罪率起著顯著的中介效應(yīng)，詳見表5。

表5 對社會歧視中介效果的檢驗(yàn)

根據(jù)表5，流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率的回歸系數(shù)為-0.138 5，在1%的水平上顯著；流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口社會歧視的回歸系數(shù)為0.886 3，在1%的水平上顯著；加入了社會歧視作為中介后，流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率的回歸系數(shù)為-0.627 9，在1%的水平上顯著?？梢娏鲃尤丝谏鐣缫暤闹薪樾?yīng)在剔除了北上廣典型數(shù)據(jù)之后仍然存在。

加入地區(qū)和流動人口個(gè)體特征控制變量后，流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率的影響系數(shù)為-0.255 3，在1%的水平上顯著；社會歧視對流動人口犯罪率的影響系數(shù)為0.226 7，在5%的程度上顯著。在考慮了地區(qū)和流動人口個(gè)體特征后，再加入流動人口是否存在收入困難的變量，這時(shí)落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率的影響系數(shù)為-0.273 3，在1%的水平上顯著；流動人口收入困難對犯罪率的影響系數(shù)為-0.088 5，在1%的水平上顯著。可以發(fā)現(xiàn)，在剔除了北上廣典型數(shù)據(jù)后，流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比與流動人口的犯罪率之間的反向相關(guān)關(guān)系仍然存在，社會歧視作為中介機(jī)制對流動人口犯罪率產(chǎn)生影響。

五、結(jié)論與討論

本文引入社會歧視作為中介變量探究流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比對流動人口犯罪率的影響機(jī)制，認(rèn)為流動人口落戶門檻體現(xiàn)了流入地的政策和對流動人口的包容程度，通過影響流動人口的社會認(rèn)同感和感受到的歧視程度而影響犯罪率。流動人口落戶門檻高，指數(shù)戶數(shù)比低，會增加流動人口感受到的社會歧視程度，使流動人口增收困難，降低流動人口在流入地犯罪的機(jī)會成本，從而提高了流動人口犯罪率。

流動人口落戶門檻指數(shù)戶數(shù)比受各省份年末落戶戶口數(shù)以及各省份在統(tǒng)計(jì)年的落戶門檻指數(shù)的共同作用，且各省份年末落戶戶口數(shù)一定程度上受到該省份的落戶門檻的影響。近年來各地爭奪人才日益激烈，部分城市不斷放開落戶條件，落戶門檻一方面為高知和高技術(shù)群體降低，另一方面其變化對受教育程度低的人影響較小，落戶門檻對于他們來說仍然很高。因此在關(guān)注政策推出過程中社會層面可能發(fā)生的不平等問題的同時(shí)，也要關(guān)注到政策對于流動人口個(gè)體的影響。對于流動人口個(gè)體而言，落戶門檻的降低使其經(jīng)濟(jì)收入水平、生活水平以及社交群體圈層等方面得到改善，而這些改善在一定程度上會抑制犯罪行為的產(chǎn)生。

如何減少因流入地與流出地之間的文化沖突而產(chǎn)生的社會歧視問題，提高流動人口的身份認(rèn)同感，降低流動人口的犯罪率？我們認(rèn)為，首先在流動人口社會融合的過程中，應(yīng)加強(qiáng)對失業(yè)及待業(yè)流動人口的勞動技能培訓(xùn)，同時(shí)為他們提供工作信息，從而提高他們的社會勞動參與率。其次，需要進(jìn)一步加大普法工作力度，通過宣傳、教育等方式提高社會成員的法律意識，樹立行為準(zhǔn)則，從個(gè)人意識層面減少流動人口犯罪行為的發(fā)生。最后，流入地城市的社區(qū)及街道應(yīng)大力促進(jìn)外來流入人口的社會融入，通過積極開展文化宣傳活動以及社會互動等推進(jìn)流動人口與當(dāng)?shù)鼐用裰g的溝通合作，減少對流動人口的社會歧視，預(yù)防和減少流動人口犯罪行為的發(fā)生，維護(hù)社會穩(wěn)定。