章 平，楊 帆

(深圳大學 中國經(jīng)濟特區(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)濟發(fā)展狀況，流動人口融入流入地的過程也是對當?shù)芈鋺糸T檻認同的過程。

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體行為方式的影響。事實上，落戶門檻的變化會導(dǎo)致流動人口對該地區(qū)身份認同的變化。在落戶門檻較低的地區(qū)，流動人口落戶比較容易，對當?shù)赜兄叩恼J同感。在落戶門檻較高的地區(qū)，流動人口落戶比較困難，進而降低他們對該地區(qū)的認同感。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，加大了本地人口與流動人口之間的身份認同差異。在中國社會經(jīng)濟快速發(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，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，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)濟持續(xù)健康發(fā)展帶來了嚴重的不確定性，也造成了巨大的社會損失。我們認為區(qū)域落戶門檻的高低與流動人口對該地區(qū)的認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相關(guān)關(guān)系[2]。此外，也有學者研究指出，取消部分中小城市落戶限制對當?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相關(guān)的關(guān)系[9]。Christian Gunadi通過對美國臨時合法化政策進行研究，發(fā)現(xiàn)這一政策的出臺提高了犯罪的機會成本并且會減少財產(chǎn)型犯罪行為[10]。近年來，有文獻開始關(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。

與已有文獻相比，本研究主要有以下幾個方面的不同：第一，以往研究大多關(guān)注地區(qū)經(jīng)濟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，并驗證了身份認同影響流動人口的犯罪率這一關(guān)鍵機制；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會成本降低，一定程度上促進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)濟發(fā)達、地區(qū)生產(chǎn)總值較高的地區(qū)。當流動人口面臨經(jīng)濟困難又沒有好的解決方法時，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)民工對城市的認同有利于其積極尋找工作、消除心理危機以及改變消費模式，從而促進其制定長久發(fā)展規(guī)劃以及融入城市[15]。包括農(nóng)民工在內(nèi)的流動人口身份認同感的提升，能提高其工作積極性。當他們在城市受到社會歧視，身份認同感低時，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

在借鑒已有實證研究的方法和模型設(shè)計的基礎(chǔ)上，根據(jù)本研究所選取的變量具體情況結(jié)合本研究實證目的進行對應(yīng)的模型設(shè)計。模型設(shè)計主要采用固定效應(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)進行穩(wěn)健性檢驗。

(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)，西南財經(jīng)大學經(jīng)濟與管理研究院、公共經(jīng)濟與行為研究平臺、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)計年鑒，選取按照綜合指數(shù)標準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?，計算?000—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)標準，包含了投資、購房、人才引進以及普通就業(yè)，通過投影法計算得出。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，主要原因有：

第一，西南財大團隊公布的落戶門檻指數(shù)按照時間分成了2000—2013年、2014—2016年兩個階段。如果直接采用，各個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，而且直接進行計量回歸，會因為取值單一且無變化降低計量分析效果。

第二，選用各省市在統(tǒng)計年份的年末落戶戶口數(shù)來除以該年所在統(tǒng)計時段的落戶門檻指數(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，身份認同感低，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、流動人口個體特征兩個維度。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

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

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制時，本文主要采用中介效應(yīng)模型。參考Baron對中介效應(yīng)檢驗的理解[16]，在研究作用機制時，選用中介效應(yīng)模型進行實證分析。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)被解釋變量的實際情況和研究目的，采用固定效應(yīng)模型檢驗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行穩(wěn)健性檢驗。

(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。當流動人口存在收入困難時，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行詳細說明。

當某一省市的落戶門檻指數(shù)提高時，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，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。而當某一省市的落戶門檻指數(shù)降低時，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，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，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。

(二)機制分析

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。

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。當某一省市的落戶門檻較高且沒有其他促進流動人口落戶的相關(guān)政策時，此時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；當落戶門檻較低且沒有其他限制落戶的相關(guān)政策時，此時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

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)進行檢驗，驗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)與個體特征后，加入流動人口是否存在收入困難這一變量，這時的落戶門檻指數(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

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)和流動人口個體特征后，再加入流動人口是否存在收入困難的變量，這時落戶門檻指數(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?？梢园l(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制，認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，也要關(guān)注到政策對于流動人口個體的影響。對于流動人口個體而言，落戶門檻的降低使其經(jīng)濟收入水平、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同感，降低流動人口的犯罪率？我們認為，首先在流動人口社會融合的過程中，應(yīng)加強對失業(yè)及待業(yè)流動人口的勞動技能培訓，同時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，樹立行為準則，從個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流動人口與當?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，維護社會穩(wěn)定。