公共服务获取对流动青年城市居留意愿的影响研究

Study on the Impact of Public Service Access on the Urban Residence Intention of Migrant Youths

摘要: 党的二十大强调，推进以人为核心的新型城镇化，居留意愿是关键驱动力。本文基于CMDS数据，构建门槛模型，借助场域理论构建分析框架，分析公共服务获取与流动青年城市居留意愿的关系。研究发现，公共服务获取对流动青年居留意愿存在显著的个人收入门槛，其中，城市社会保障、社区居民健康档案及健康教育均有助于提高流动青年的居留意愿，但影响程度存在差异；当个人收入跨越门槛值后，三者对居留意愿的影响强度均发生显著变化。

Abstract: The 20th National Congress of the Communist Party of China emphasized the promotion of a new type of urbanization centered on people, with residence intention serving as a key driving force. This paper, based on CMDS data, constructs a threshold model and utilizes field theory to build an analytical framework to analyze the relationship between public service access and migrant youths’ urban residence intention. The study found that there is a significant personal income threshold for migrant youths’ residence intention in terms of public service access. Among them, urban social security, community residents’ health records, and health education all contribute to enhancing migrant youths’ residence intention, but there are differences in the degree of influence. After personal income crosses the threshold, the strength of the influence of these three factors on residence intention will change significantly.

1. 引言

十九届中央政治局第八次集体学习时，习近平总书记提出：“要推动城乡融合发展见实效，健全城乡融合发展体制机制，促进农业转移人口市民化。”自2013年《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》首次将“人”确立为城镇化的核心以来，2014~2022年中共中央、国务院相继发布《国家新型城镇化规划(2014~2020年)》《国家新型城镇化规划(2021~2035年)》，明确要求新型城镇化要“以人的城镇化为核心”，加快农业转移人口市民化。促进流动人口市民化作为国家推进新型城镇化着力解决的重点问题，居留意愿是促进流动人口市民化的一个关键内在驱动力[1]。

第七次人口普查数据显示，我国流动人口规模高达3.76亿，流动人口尤其是流动青年，作为维系城市长远发展的重要资源，如何吸引其长期居留成为城市“抢人大战”的关键。而对于来城打拼的人而言，“进城”的内涵也从过去看重“挣钱有门路”发展到现在希望“权益有保障”，伴随而来的是流动人口的需求更加多样化，而现实是短期内政府对农民工基本公共服务均等化的努力并没有打破长期以来户籍制度主导的基本公共服务配置体系，农民工就业、子女教育、住房、基本医疗和社会保障等问题仍十分突出[2]。可见提高农业转移人口市民化质量，不是简单的户籍变化，而是要让他们在城市找到安身立命之所的基础上，让他们获取到平等的公共服务，从而产生强烈的居留意愿。

公共服务是政府提供的一系列基本服务，主要包括教育文化服务、医疗卫生服务、社会保障与就业服务、交通服务、环境服务等[3]，对流动人口的居留意愿有着重要的影响。《国家新型城镇化规划(2014~2020)》将公共服务界定为流动人口应享有的五大类城镇基本公共服务，包括随迁子女受教育权利、公共就业创业服务、社会保障、基本医疗卫生条件和住房保障。对于流动青年而言，社会保障、基本医疗这类公共服务的获取情况对其居留意愿的影响更为典型，因为流动青年基本上完成了教育、工作、婚姻和生育等生命历程中较为重要的事件，与其日常生活紧密相关的制度性公共服务主要就体现在医疗和社保服务上。那么，各项公共服务获取对流动青年的居留意愿有何影响差别？究竟存在怎样的关系？之间是否存在经济收入门槛？本文通过构建门槛模型，将个体经济收入作为门槛变量，对流动青年公共服务获取的三个指标与居留意愿强度进行相关性分析，比较三者的影响差别。

2. 文献综述

(一) 流动人口的流动与居留意愿

国外关于人口流动和迁移的研究由来已久，早期主要以推拉理论为主解释人口流动的原因，之后逐渐有研究从经济学的视角研究人口流动的原因，如二元经济结构理论、新劳动力迁移经济学理论、人力资本理论等。相对而言，我国对流动人口的研究起步较晚，直到改革开放后的20世纪80年代，我国流动人口的规模增长迅猛，关于人口流动的学术研究也随之活跃，主要有基于人口统计数据的宏观研究，其主要综合分析了迁入地和迁出地的经济、社会环境等特征，归纳总结或使用定量模型的方法，找出各地区特征与人口流动之间的相关性和内在机理，这方面的研究普遍认为就业机会[4]、公共服务供给[5]是人口流动的主要驱动力；基于微观个体调查数据的研究是以流动人口个体作为研究对象，通过问卷调查或访谈获取基础数据，分析影响个体流动行为的因素，这类研究普遍认为，工资收入[6]、户籍管理制度[7]等是影响人口流动的主要动因。

流动人口的居留意愿是指外来人口进入流入地，并在该地工作生活一段时期后对未来迁居安排的愿望和想法[8]。近年来，关于流动人口的居留意愿影响因素的研究不断丰富并细化，国内外普遍认为流动人口的居留意愿不再是对经济收入的单因素考虑的结果，而是对个人家庭情况、经济状况、社交状况及公共服务等指标的综合考虑[9]，主要包含基于人口统计数据的宏观研究和基于微观个体调查数据的研究。微观层面的研究主要聚焦在个人因素和家庭因素两方面，个体因素包括性别[10]、婚姻、受教育程度[11]、收入[12]、职业[13]等方面；家庭特征中研究最多的是家庭成员的随迁[14]、住房因素[15]和子女教育[16]。宏观层面则包括制度因素及社会因素，制度方面有学者认为中国二元城乡之间的制度因素是造成流动人口不愿意城市居留的决定性因素[17]，但有一些学者认为户籍制度的合法性压力吸引着农民工做出永久性迁移的决策[18]；社会因素主要包括社会融入[19]、社会网络[20]和公共服务[21]等方面的研究。

(二) 城市公共服务对流动人口居留意愿影响

近年来，流入地城市的公共服务日益成为吸引流动人口流入的重要因素[22]。医疗保障、教育和社会保障等作为中国城市公共资源中的核心部分，由于制度性的结构分割，流动人口与城市人口之间在“可获取性”上无法与当地居民享有公平的获取公共服务的权利[23]。大多数研究从城市供给的角度出发，探讨流入地城市公共服务对人口流动和城市化进程的积极作用。这类研究主要有两种，一种是只在宏观层次探讨城市公共服务质量对人口流动具有促进作用，但没有涵盖微观层次的流动人口居留意愿[22]，另一种则以流动人口个体作为研究对象，讨论流动人口在流入地城市参加社会保险[24]、城镇职工养老保险[25]、居民健康档案[26]等对居留意愿的影响。然而，有研究却持有相反结论，认为近年流动人口在城镇居留意愿的水平呈现相对稳定状态，并没有因为流动人口公共服务均等化和农业转移人口市民化等工作的推进而发生重大的变化[27]。

(三) 研究评述

从研究内容上看，关于流动人口居留意愿影响的研究涉及到个体、家庭、经济、社会、制度等各个方面，影响流动人口城市居留意愿的因素很庞杂。其中，关于公共服务对流动人口居留意愿影响的研究，往往集中于公共服务均等化的重要性和必要性上，对于意愿背后，公共服务到底是如何影响流动人口居留意愿却缺少深入的影响机制研究。而且，已有区域层次研究更多从供给角度讨论城市宏观层次的城市或公共服务对流动人口的吸引力，较少从微观个体层次的“需求”或实际获得的角度来予以讨论。从研究方法上来看，目前大多基于国家或地区相关人口数据，采用简单的二元或多元线性回归模型展开分析，很有可能使回归模型产生残差项的自相关问题，不能真实反映实际和揭示内在逻辑。本研究重点关注流动青年这一群体，控制个体收入水平等因素，构建截面门槛模型，着重探讨公共服务获取与流动青年的城市居留意愿之间的关系，构建二者关系的理论框架。

3. 研究机理与研究框架

(一) 公共服务获取与居留意愿

“实践逻辑”由著名社会学家布迪厄提出，他认为实践是一种在惯习影响下进行的非意识化的行动，实践逻辑是人们在实践中所遵循的基本逻辑，他将实践概括为：惯习 + 资本 + 场域 = 实践[28]。因此在不用场域背景下，不同的主体会受惯习和资本的制约，在新场域中寻求平衡形成一种实践逻辑。这种实践逻辑体现了惯习引导实践、实践建构场域、场域塑造惯习，这样一个循环往复的过程。

对于流动青年而言，其在流入地的强烈居留意愿行为就体现了这一实践逻辑。流动青年进入新的流入地意味着进入一个新的场域，其在流入地长期生活逐渐融入当地，逐渐拥有与当地人一致的公共服务获取行为，并形成持久的、潜在的行为倾向，例如更关注自身的健康管理，或者说形成一种惯习，更习惯于本地所提供的公共服务资源，在这种惯习引导下选择在流入地选择长期居留。

基于此，提出研究假设，见图1：

Figure 1. Objective performance of public services, three indicators of access to public services and the residence intention of migrant youth

图1. 公共服务客观绩效、三种公共服务获取指标和流动青年居留意愿

H1a：流动青年的社会保障享受情况对其城市居留意愿呈显著正相关关系。

H1b：流动青年的社区居民健康档案建立情况对其城市居留意愿呈显著正相关关系。

H1c：流动青年的健康教育获取情况对其城市居留意愿呈显著正相关关系。

(二) 个人收入水平的门槛效应

本文借助布迪厄的场域、惯习和资本理论构建分析框架。在社会实践理论中，场域是行动者行动的空间，惯习是其实践的观念，而资本是其实践的工具。资本构成和质量直接影响行动者的社会空间位置，在布迪厄看来，资本是行动主体在场域中进行斗争的基础，通过资本占有实现资本重新分配来为实践服务。资本是社会关系也是社会能量，并分为经济资本、社会资本、文化资本和符号资本，实现资本增值和内部相互转化是实践的重要内容，并依靠拥有的资本实现资本再生产。笔者认为流动青年在流入地能够享受到更完善、全面的公共服务获取，除了依赖于本地公共服务的客观供给，还是流动青年个人各项资本积累的结果。这是因为随着各种文化资本、经济资本、社会资本的积累，流动青年逐渐养成与当地人一致的惯习，从而主动选择享受各项公共服务，主动选择留在本地居留。而布迪厄认为其他资本最终都会转化为经济资本对实践产生影响，根据以往研究，经济收入的确是流动人口居留意愿的一大影响因素。

基于此，提出研究假设，见图2：

Figure 2. Access to public services-individual economy

图2. 公共服务获取–个体经济状况

H2a：流动青年的社会保障享受情况对其城市居留意愿的影响存在个人收入水平门槛，超越个人收入门槛后，社会保障的影响效果会提升。

H2b：流动青年的社区居民健康档案建立情况对其城市居留意愿的影响存在个人收入水平门槛，超越个人收入门槛后，社区居民健康档案的影响效果会提升。

H2c：流动青年的健康教育获取情况对其城市居留意愿的影响存在个人收入水平门槛，超越个人收入门槛后，健康教育的影响效果会提升。

4. 模型设计与数据来源

(一) 门槛模型设计

本文采用门槛模型验证流动青年个体在不同的经济状况下，其城市社会保障、社区居民健康档案、健康教育的获取情况与居留意愿强度之间的非线性关系。即以个体的经济状况为门槛变量，依次对受门槛模型影响的变量进行检验和估计，通过对未知参数估计的结果来衡量不同解释变量对被解释变量的影响。根据Hansen的理论，建立以下门槛模型：

$\Delta Y_1={\alpha }_1+{\beta }_1{X^{\prime }}_1+{\displaystyle \sum _{j=1}^9{Z}_j{\delta }_j+{\epsilon }_i},\text{if }{q}_i\le {\gamma }_i$ (1)

$\Delta Y_2={\alpha }_2+{\beta }_2{X^{\prime }}_1+{\displaystyle \sum _{j=1}^9{Z}_j{\delta }_j+{\epsilon }_i},\text{if }{q}_i\le {\gamma }_i$ (1)

其中，i = 1，2，3，j = 1，2……9；${X^{\prime }}_1$ ，${X^{\prime }}_2$ 和${X^{\prime }}_3$ 分别为城市社会保障、社区居民健康档案和健康教育获取情况，β₁和β₂分别表示当个人月收入低于或高于门槛值时，城市居留意愿强度受到城市社会保障、社区居民健康档案和健康教育获取情况影响的系数；$Z_1、Z_2\cdots Z_9$ 分别为性别、年龄、民族、户籍性质、受教育程度、职业类型、婚姻状况、同住家庭成员数量和子女数量在公共服务获取对城市居留意愿影响过程中影响程度的系数；q_i是门槛变量，γ_i为待估门槛值，${\epsilon }_i$ 独立分布且与${X^{\prime }}_i$ 不相关；模型(1)为个人月收入低于门槛值时的模型，模型(2)为个人月收入高于门槛值时的模型。

(二) 数据来源

本文使用数据来源于国家卫生健康委2018年东部地区中国流动人口动态监测调查数据。2018年国家卫生健康委在全国31个省(自治区、直辖市) (不含港澳台)和新疆生产建设兵团范围内进行调查，采取分层、多阶段、与规模成比例的PPS方法进行抽样，对在流入地居住超过一个月以上，15周岁及以上的非本地区(县、市)流动人口进行调查。其中东部地区共收集69,000份有效样本，本文根据《中华人民共和国劳动法》及国家统计局的界定，将青年年龄界定在16~34周岁，以其作为研究对象，从而排除儿童、中年、老年流动人口更依赖教育、养老等公共服务的影响，去除核心信息缺失或有奇异值的样本后，得到有效样本量10,325份。

(三) 变量说明

1) 被解释变量

本文的核心被解释变量为流动青年的城市居留意愿，该变量以受访者对于“今后一段时间，您是否打算继续留在本地”“如果您打算留在本地，您预计自己将在本地留多久”2个问题的回答作为依据，选项包括“是、否、没想好”“0~4年、5~9年、10年及以上、定居、没想好”。综合两问题，将居留意愿强度表达为三分类有序变量，即强居留意愿、弱居留意愿以及无居留意愿，分别赋值为1、2、3。具体赋值方法为将“是、5~9年”“是、10年及以上”及“是、定居”赋值为1，将明确不打算继续留在本地的样本赋值为3，剩余样本赋值为2。

2) 解释变量

本文的核心解释变量为流动青年的公共服务获取情况，本文借鉴韩福国、刘乃全对城市公共服务分类的做法，本文选取了城市社会保障、社区居民健康档案和健康教育三个变量作为城市公共服务的核心变量。其中城市社会保障变量指的是流动青年在流入地参加城乡居民基本医疗保险、新型农村合作医疗、城镇居民医疗保险、城镇职工医疗保险或公费医疗的种类数量；社区居民健康档案变量指是否在本地建立居民建立档案；健康教育变量指的是流动青年在现居住社区/单位接受职业病防治、传染病防治、生殖健康与妇幼健康、慢性病防治、心理健康、突发公共事件自救或其他健康教育的种类数量。

3) 门槛变量

本文将个体经济状况作为门槛变量，通过使用“您个人上个月(或上次就业)的收入为多少”题项的结果，即月收入作为代理数据进行测量。

4) 控制变量

本研究的控制变量选择了包括流动青年的人口学指标：性别、年龄、民族、户籍性质、受教育程度、职业类型；家庭化指标：婚姻状况、同住家庭成员数量和子女数量。各个变量的描述性如表1所示：

Table 1. Defines variables and standard descriptions

表1. 定义变量及标准描述

变量	赋值	均值	标准差	最小值	最大值
被解释变量
居留意愿强度	1 = 强居留意愿，2 = 弱居留意愿， 3 = 无居留意愿	2.403	0.525	1	3
解释变量
城市社会保障	连续变量	0.425	0.505	0	2
社区居民健康档案	是否在本地建立居民建立档案； 0 = 否，1 = 是	0.197	0.398	0	1
健康教育	连续变量	1.914	1.736	0	7
门槛变量
月收入	连续变量	5380	3129	180	22000
控制变量
性别	0 = 女，1 = 男	0.453	0.498	0	1
年龄	连续变量	31.54	2.294	21	34
民族	0 = 其他，1 = 汉族	0.933	0.249	0	1
户籍性质	是否为农村户口；0 = 否，1 = 是	0.698	0.459	0	1
受教育程度	1 = 小学及以下，2 = 初中，3 = 高中(中专)，4 = 大专，5 = 本科及以上	2.903	1.094	1	5
职业类型	1 = 专业技术及办事人员，2 = 商业服务业人员，3 = 农业及产业工人， 4 = 无固定职业及其他	2.193	0.745	1	4
婚姻状况	0 = 其他，1 = 已婚	0.932	0.251	0	1
同住家庭成员数量	连续变量	3.261	0.948	1	9
子女数量	连续变量	1.087	0.724	0	4

注：N = 10,325。

5. 门槛效应检验

(一) 门槛效应检验

本研究使用Stata 17.0编程对上述门槛计量模型进行测算，求得所需的所有数据和图形。首先，本研究依据Hansen提出的构建相应的拟然比统计量LR，来检验门槛效应是否显著。简单来说，当LR值小于临界值8.435时，则可以认为其在1%显著水平下可以拒绝原假设，即门槛值前后的系数β₁和β₂存在显著差异。如图3所示，门槛值点即为LR图形的最低点，且存在显著的单一门槛值。本研究的其他变量与样本的门槛值的估计过程与此相同，并均显示显著的单一门槛的检验结果。因篇幅所限，其他门槛值的估计图形不再赘列。

Figure 3. Threshold estimates for urban social security

图3. 城市社会保障的门槛估计值

(二) 全样本门槛模型结果

为探索流动青年的公共服务获取对城市居留意愿的影响，使用门槛回归模型得出结果见表2。三个模型分别代表以城市社会保障、社区居民健康档案、健康教育为核心解释变量时得出的全样本门槛模型回归结果，结果显示，除性别变量外，对在公共服务获取对流动青年的城市居留意愿的影响过程中，所有控制变量均对该过程产生显著影响，且三次回归符号一致。其中年龄、民族、受教育程度、婚姻状况、同住家庭成员数量为正向影响，即年龄越大、民族为汉族、受教育程度越高、越不是单身、同住家庭成员数量越多，流动青年的城市居留意愿对公共服务获取的依赖度就越高。户籍性质、职业类型、子女数量为负向影响，即户籍越是农村户口、职业类型等级越低、子女数量越多的流动青年，其城市居留意愿对公共服务获取的依赖度越低。

表3中模型(4)和模型(5)代表城市社会保障门槛回归的结果，得出个人收入的门槛值为3100元。其中模型(4)为个人收入低于门槛值的回归结果，模型(5)为高于门槛值的回归结果。此外，F值为14.186 (p < 0.01)，即单一门槛假设检验拒绝原假设，可以认为个人收入在城市社会保障对流动青年城市居留意愿的影响中起到显著的门槛作用，即当流动青年的个人收入低于门槛值时，城市社会保障对其城市居留意愿的正向影响(β₁ = 0.161)会显著高于当个人收入高于门槛值时的正向影响(β₂ = 0.083)。换句话说，就是当经济状况较好时，流动青年居留意愿对城市社会保障的依赖度会降低。

模型(6)和模型(7)代表社区居民健康档案门槛回归的结果，得出个人收入的门槛值为7400元。其中模型(6)为个人收入低于门槛值的回归结果，模型(7)为高于门槛值的回归结果。此外，F值为12.711 (p < 0.01)，即单一门槛假设检验拒绝原假设，可以认为个人收入在社区居民健康档案对流动青年城市居留意愿的影响中起到显著的门槛作用，即当流动青年的个人收入低于门槛值时，社区居民健康档案对其城市居留意愿的正向影响(β₁ = 0.0871)会显著低于当个人收入高于门槛值时的正向影响(β₂ = 0.195)。换句话说，就是当经济状况较好时，流动青年居留意愿对社区居民健康档案的依赖度会提升。

模型(8)和模型(9)代表健康教育门槛回归的结果，得出个人收入的门槛值为7500元。其中模型(8)为个人收入低于门槛值的回归结果，模型(9)为高于门槛值的回归结果。此外，F值为35.356 (p < 0.01)，即单一门槛假设检验拒绝原假设，可以认为个人收入在健康教育对流动青年城市居留意愿的影响中起到显著的门槛作用，即当流动青年的个人收入低于门槛值时，健康教育对其城市居留意愿的正向影响(β₁ = 0.00801)会显著低于当个人收入高于门槛值时的正向影响(β₂ = 0.0387)。换句话说，就是当经济状况较好时，流动青年居留意愿对健康教育的依赖度会提升。

Table 2. Full sample threshold model regression

表2. 全样本门槛模型回归

变量	模型(1)	模型(2)	模型(3)
性别	−0.0117	−0.0201^**	−0.0287^***
	(−1.17)	(−2.03)	(−2.88)
年龄	0.016^***	0.0169^***	0.017^***
	(6.76)	(7.17)	(7.2)
民族	0.0726^***	0.0719^***	0.0718^***
	(3.69)	(3.65)	(3.64)
户籍性质	−0.0893^***	−0.0875^***	−0.0885^***
	(−8.19)	(−8.01)	(−8.08)
受教育程度	0.0821^***	0.0959^***	0.0948^***
	(14.35)	(17.83)	(17.58)
职业类型	−0.073^***	−0.0685^***	−0.0684^***
	(−10.32)	(−9.67)	(−9.62)
婚姻状况	0.103^***	0.104^***	0.105^***
	(5.01)	(5.04)	(5.07)
同住家庭成员数量	0.0546^***	0.056^***	0.0567^***
	(6.92)	(7.1)	(7.17)
子女数量	−0.0497^***	−0.0562^***	−0.0562^***
	(−4.49)	(−5.08)	(−5.07)
F值	14.186^***	12.711^***	35.356^***
R^2	0.124	0.123	0.12
样本量	10,325

注：^*p < 0.1, ^**p < 0.05, ^***p < 0.01。下同。

Table 3. Threshold model estimation of three indicators of public service acquisition

表3. 公共服务获取三项指标门槛模型估计

变量	城市社会保障		社区居民健康档案		健康教育
	模型(4)	模型(5)	模型(6)	模型(7)	模型(8)	模型(9)
门槛值	3100		7400		7500

公共服务获取指标	0.161^***	0.083^***	0.0871^***	0.195^***	0.00801^***	0.0387^***
	(0.000)	(0.000)	(0.000)	(0.000)	(0.000)	(0.000)
控制变量	控制		控制		控制
截距项	1.559^***	1.559^***	1.504^***	1.504^***	1.501^***	1.501^***
	(0.000)	(0.000)	(0.000)	(0.000)	(0.000)	(0.000)
样本量	10,325		10,325		10,325
F值	14.186^***		12.711^***		35.356^***
R^2	0.124		0.123		0.12

(三) 稳健性检验

为保证门槛模型结果的稳健性，本部分根据性别将样本分为男性和女性，分别讨论不同性别下的流动青年，各自以个体经济状况为门槛变量的，公共服务获取与城市居留意愿的关系。

表4中模型(10)~(13)代表城市社会保障为自变量的门槛回归结果，其中男性门槛值为10,000元，女性门槛值骤降为3100元。与全样本城市社会保障的回归结果类似，流动青年不论性别是男性还是女性，个人的经济状况均会在城市社会保障对居留意愿的影响中起到显著的门槛作用，但与全样本不同的是，流动男性青年的个人收入高于门槛值时，城市社会保障对居留意愿的正向影响更大，而流动女性青年则呈现出相反的结果，即个人收入高于门槛值时，城市社会保障对居留意愿的正向影响变小。

Table 4. Gender threshold model estimation (Urban social security)

表4. 分性别门槛模型估计(城市社会保障)

	男性		女性
	模型(10)	模型(11)	模型(12)	模型(13)
	LOW	HIGH	LOW	HIGH
门槛值	10,000		3100
城市社会保障	0.0598^***	0.152^***	0.182^***	0.0924^***
	(0.000)	(0.000)	(0.000)	(0.000)
控制变量	控制		控制
截距项	1.564^***		1.571^***
	(0.000)		(0.000)
样本量	4679		5646
F值	8.691^***		15.328^***
R^2	0.0902		0.156

表5中模型(14)~(17)代表社区居民健康档案为自变量的门槛回归结果，其中男性门槛值为7400元，女性为8000元。与全样本社区居民健康档案的回归结果类似，流动青年不论性别是男性还是女性，个人的经济状况均会在社区居民健康档案对居留意愿的影响中起到显著的门槛作用，且均为当个人收入高于门槛值时，社区居民健康档案对居留意愿的正向影响更大。

Table 5. Estimates by gender threshold model (community health records)

表5. 分性别门槛模型估计(社区居民健康档案)

	男性		女性
	模型(14)	模型(15)	模型(16)	模型(17)
	LOW	HIGH	LOW	HIGH
门槛值	7400		8000
城市社会保障	0.0811^**	0.187^***	0.0891^***	0.223^***
	(0.000)	(0.000)	(0.000)	(0.000)
控制变量	控制		控制
截距项	1.532^***		1.479^***
	(0.000)		(0.000)
样本量	4679		5646
F值	6.79^**		7.682^***
R^2	0.0919		0.151

表6中模型(18)~(21)代表健康教育为自变量的门槛回归结果，其中男性门槛值为6300元，女性为8000元。与全样本健康教育的回归结果不同，虽然流动青年不论性别是男性还是女性，个人的经济状况均会在社区居民健康档案对居留意愿的影响中起到显著的门槛作用，但流动男性青年的个体经济状况低于门槛值时，健康教育不会对居留意愿产生显著影响，只有高于门槛值时才会对居留意愿产生影响。

Table 6. Estimates by gender threshold model (Health education)

表6. 分性别门槛模型估计(健康教育)

	男性		女性
	模型(14)	模型(15)	模型(16)	模型(17)
	LOW	HIGH	LOW	HIGH
门槛值	6300		8000
城市社会保障	0.00485	0.0332^***	0.00817^***	0.0464^***
	(0.000)	(0.000)	(0.000)	(0.000)
控制变量	控制		控制
截距项	1.524^***		1.476^***
	(0.000)		(0.000)
样本量	4679		5646
F值	21.681^***		20.417^***
R^2	0.0909		0.149

6. 分析与讨论

(一) 公共服务获取与流动青年城市居留意愿

在全样本门槛回归结果中，个体的城市社会保障、社区居民健康档案及健康教育与流动青年的城市居留意愿有显著正相关关系，并且三者的影响效率存在差别，这一点验证了原假设，证实了公共服务获取的积极影响，与以往学者的研究结果一致。流动青年在流入地获取更完善的公共服务，城市给流动青年提供了更贴心的服务，使得其对城市的归属感会更强，自然更愿意在当地长期居留甚至定居；另外流动青年在流入地享受到全面的公共服务，也说明其与当地人在公共服务的享受上差距缩小，已经较高质量地融入流入地，在流入地场域中获得了合法化和正当化的制度所确认的、认可的公共服务获取资格，而这种资格是基于前期社保的缴纳、购房等资本的积累才获得，其再次流动就意味着可能会失去这种资格，故更大概率选择于当地居留。

如图4所示，个体未达到门槛值时，流动青年的城市居留意愿对城市社会保障的依赖度远远高于对居民健康档案及健康教育。个体达到门槛值后，流动青年的城市居留意愿对城市社会保障的依赖度降低，而对社区居民健康档案和健康教育的依赖度提升。笔者认为这与三种公共服务的性质相关，相对于社区居民健康档案、健康教育的异质性，社会保障是一项全国性的基础民生工程。在医疗保险方面，截至2020年底，全国基本医疗保险参保人数达到了13.6亿人，参保率稳定在95%以上。国家不断推进社会保障体系建设并大力宣传引导，使得流动青年到达流入地后，医疗保险成为其最希望获得也是最首要获得的基本公共服务，若未获得该项服务则会极大影响流动青年在当地长期居留。相对于城市社会保障，社区居民健康档案和健康教育存在极大的自主性，体现了流动青年的个体化健康管理。当流动青年完成了一定数量的资本积累，这种资本包括文化水平的提升、经济资本的累加以及社会网络的建立等，则会呈现出与当地居民一致性的实践行为，更关注个人健康水平，更主动关注当地或社区举办的健康教育活动并积极参与，进而在公共服务获取上获得更多资本积累，促使其倾向在当地居留。

Figure 4. Trend chart before and after threshold value (full sample)

图4. 门槛值前后趋势图(全样本)

Figure 5. Trend diagram before and after threshold value (female)

图5. 门槛值前后趋势图(女性)

Figure 6. Trend diagram before and after threshold value (male)

图6. 门槛值前后趋势图(男性)

值得注意的是，这一趋势在不同性别间出现了差异。如图5所示，女性在门槛值前后，三项公共服务获取指标的趋势与全样本存在一致性，但图6显示，男性在达到门槛值后，其对城市社会保障、社区居民健康档案及健康教育的依赖度均呈现上升趋势，并且三者影响效应仍旧保持城市社会保障高于社区居民健康档案，健康教育最低。笔者认为这是因为男性的社会经济地位往往高于女性，但男性比女性更不关注健康管理，其对城市公共服务的感知度相对于女性也会更低，在居留意愿的选择上会更倾向于感知到基本的公共服务获取，故男性流动青年的居留意愿会更依赖城市社会保障的获取。

(二) 资本的积累与流动青年城市居留意愿

第一，文化资本与流动青年城市居留意愿。受教育程度是人力资本的重要表征之一，布迪厄认为，那些被视为人力资本的教育或培训都被一部分人作为文化资本。全样本回归中展示了受教育程度在公共服务获取对流动青年城市居留意愿影响过程中的显著影响，具体表现为受教育程度越高对公共服务获取的依赖度越高。流动青年在学校教育中获得了一部分知识、教养、技能、品味及感性等文化产物，并且其掌握的知识和技能通过社会大众认可且承认的方式予以制度化，如文凭和资格认定证书等，这种文化资本的积累使得流动青年与流入地居民在公共服务的获取上具有趋同性，并且这种趋同性随着受教育程度的提高而不断加深。

第二，经济资本与流动青年城市居留意愿。古典经济学理论认为，迁移的原因是迁移者为了追求比原住地收入更高的经济效益，因此，收入水平被众多研究者认为是影响流动人口居留意愿的重要因素[29]。在全样本门槛模型中，职业类型、婚姻状况、同住家庭成员数量及子女数量间接代表了经济资本，具体表现为职业类型的级别越高、越是已婚、同住家庭成员数量越多，流动青年的城市居留意愿对公共服务获取的依赖度越高，这主要因为职业基本与收入成正比，已婚和较多的同住家庭成员可能意味着家庭中有多位劳动力从事工作，家庭化收入更多，流动青年经济资本积累得更多，从而促进其逐渐拥有和当地居民一致性的公共服务获取行为，这种实践惯习促使其更愿意长期居留。

第三，社会资本与流动青年城市居留意愿。首先职业类型级别越低，流动青年城市居留意愿对公共服务获取的依赖度越低。这主要和职业所积累的社会资本值有关，职业级别越高，其拥有的社会资源数量越多、质量越高。其次，婚姻状况、同住家庭成员数量在公共服务获取对居留意愿的影响中起到显著的正向作用。这是因为更多的家庭成员意味着流动青年可以拥有更大可有效动员的关系网络规模，依赖于与他有关系的个人拥有的经济、文化资本的数量和质量。而社会资本的积累，也促使流动青年在流入地构建了强大的关系网络，较高质量地融入当地，与当地居民基本无差别地关注、获取公共服务，从而产生更强烈的城市居留意愿。

第四，资本的消耗与流动青年城市居留意愿。全样本门槛回归中，户籍性质越为农村户口、子女数量越多，则在流动人口城市居留意愿的影响过程中对公共服务获取的依赖度越低。这是因为农村户口的流动青年从农村流入城市，过去的惯习深度影响着其认知、习惯和心理，更多注重的是享受公共服务所带来的经济资本的消耗。他们甚至较多从事着成本最低、效率最高、较为常见的生计方式，无暇关注公共服务获取的方式和渠道，其居留意愿自然不会过分依赖公共服务获取。另外，子女数量的增多，也呈现出资本的消耗，使得流动青年对公共服务获取的依赖度降低。子女的增多意味着流动青年需要在子女的抚养、教育等环节上消耗大量的经济资本、文化资本，甚至是社会资本，从而影响其对公共服务获取相关信息的了解，其居留意愿也更多考虑子女的教育水平、个人的经济状况等因素，而较少依赖公共服务获取。

7. 结论与建议

本文使用2018年东部地区10个省份的截面数据，采用门槛回归模型实证验证了公共服务获取对流动青年城市居留意愿的影响，并分别测算了在不同性别的不同经济水平个体间，其公共服务获取对城市居留意愿影响的门槛水平。通过实证检验，得出以下基本结论，并提出相应建议：

第一，流动青年的公共服务获取对其居留意愿具有显著影响，其主要表现为社会保障、社区居民健康档案及健康教育三种公共服务的获取均能促使流动青年选择在流入地长期居留。这进一步验证了以往的研究结论，且表明在新型城镇化背景下，要促进流动人口市民化，城市公共政策应该更加关注到广大的流动青年群体，提高城市公共服务供给的覆盖面，减轻流动青年在城市工作生活的后顾之忧，才能在根本上激发流动青年的主动性和活力。

第二，个人收入在公共服务获取对流动青年居留意愿的影响中起到显著的门槛作用，但三项指标的影响度存在差异。个体未达到门槛值时，流动青年城市社会保障对居留意愿的影响度远高于居民健康档案和健康教育，而个体达到门槛值后，城市社会保障的影响度降低，后两者的影响度显著提升。这说明随着流动青年在流入地经济资本的积累，其对公共服务产生更高层次的需求。由此，公共服务要针对不同经济收入的流动青年采取差异化供给，缓解公民自选性服务回应不足的问题，从而提高其对城市的满意度，更愿意居留。

第三，以个人经济状况为门槛，不同的公共服务获取对流动青年居留意愿的影响在性别间存在差异，男性更关注城市社会保障等基础公共服务的获取，而女性会关注更高质量、更系统完善的公共服务。新型城镇化发展的过程中，要促进流动人口市民化，要关注到公共服务的提供要具有性别间的差异性，继续推动养老金、医疗保险等社会保障政策在全国范围内的异地管理和结算方式，提高其在全国范围内的可转移性。同时也要通过购买服务、直接提供服务或借助中介平台介绍服务等方式，面向女性流动青年提供更高质量的公共服务。

综上，新型城镇化的发展应该从流动青年本身的公共服务需求出发，注重依托公共服务供给扩展流动人口在城市发展的空间。从长远来看，这不仅有利于提高劳动力资源的配置效率，实现经济的持久发展，而且有利于规避诸如贫富差距、留守儿童、留守老人等诸多社会问题。另外，考虑流动青年群体本身的差异，需要依托公共财政和政策扶持加强对公共服务供给的差异化、系统化建设，从而促进不同规模城市间公共服务发展的均衡性和人口空间布局的合理性。

基金项目

本文获得江苏省研究生科研创新计划项目的资助。