主观市民化能力会影响大城市流动人口的城市居留意愿吗？——以上海市为例

汪然 李挺

（复旦大学 社会发展与公共政策学院，上海 200433）

一、引言

改革开放四十年以来，随着我国经济的持续快速发展和工业化、城镇化的加速推进，数以亿计的劳动力从农业部门向非农部门流动，从落后地区向发达地区流动，产生了数量庞大的流动人口。根据国家统计局发布的《中华人民共和国2019年国民经济和社会发展统计公报》显示，截至2019年底，全国共有2.36亿流动人口，占当年全国总人口的16.86%。上海市作为我国第一大城市，凭借其较高的经济发展水平吸引了大量流动人口。根据《2019年上海市国民经济与社会发展统计公报》的数据显示，截至2019年底，上海市外来流动人口高达977.71万人，占上海市当年常住人口总数的40.27%。人口大规模流动尤其是农业劳动力的流动和转移促进了第一次人口红利的实现，成为中国经济可持续增长的重要源泉（蔡昉，2010）。但是，长久以来，由于城乡二元结构和户籍制度的限制，使得流动人口市民化进程受阻，流动人口平等地享受城市基本公共服务的权益并没有得到有效地实现。这限制了他们在稳定城市劳动力供给、增加城市消费需求等方面作用的发挥。

近年来，流动人口市民化问题在理论和政策层面上受到了高度重视。党的十八届三中全会提出了“以人为核心”的城镇化新理念，强调要坚持走中国特色新型城镇化道路，推进以人为核心的城镇化，推进农业转移人口市民化。一些中小城市开始加大户籍制度改革力度，放开落户限制，为实现流动人口市民化奠定了重要基础。与此同时，一些特大城市也在不断探索和完善居住证制度，逐渐形成了较为系统且科学的居住证制度体系。例如，上海市修订了《上海市居住证管理办法》并于2018年1月1日顺利施行。在学界，流动人口的市民化能力、城市居留意愿（或市民化意愿）等主题得到了广泛的关注和研究。不过，一些研究也显现出不足，对于大城市特别是积分制度政策对流动人口定居城市的影响探讨有待进一步深入。本研究着重分析特大城市积分落户制度背景下，流动人口主观市民化能力对其城市居留意愿的影响，从而揭示出大城市流动人口市民化的路径机制。

基于2018年上海市居住证评估调查数据，本文的研究表明，主观市民化能力对流动人口城市居留意愿具有显著的正向影响，主观市民化能力对第一代流动人口城市居留意愿的影响大于第二代流动人口，居住证办理行为在主观市民化能力与流动人口城市居留意愿之间起到了部分中介作用。与以往研究相比，本文的边际贡献如下：第一，本文丰富了流动人口市民化能力的内涵，将主观市民化能力作为衡量流动人口市民化能力的一个重要维度，并且从特大城市的视角出发研究主观市民化能力对流动人口城市居留意愿的影响。第二，本文从微观角度证实了主观市民化能力对流动人口城市居留意愿的影响存在个体异质性，并且用倾向得分匹配法解决选择性偏差和内生性问题，为有关流动人口城市居留意愿的研究提供了微观证据支持。第三，本文检验发现主观市民化能力通过增加流动人口居住证办理的概率对其城市居留意愿产生影响的路径，有助于厘清市民化能力对居留意愿影响的传导机制，在一定程度上评估了居住证制度的作用，丰富了流动人口城市居留意愿的研究文献。

二、文献回顾

流动人口居留意愿是一个经久不衰的话题，居留意愿作为流动人口市民化的起点，在一定程度上影响着我国的城镇化进程。学界对流动人口城市居留意愿的影响因素进行了一系列研究，既有研究已经证实，流动人口的个体特征、家庭特征、区域特征、社会融合和城镇基本公共服务以及宏观制度等均或多或少对城市居留意愿造成影响（林李月等，2019）。近年来，随着城镇化建设的大力推进，流动人口自身能力的影响开始得到重视。能力因素既是流动人口能够在城市找到工作的重要条件，更是他们自我发展直至融入城市社会并最终实现市民化不可缺少的重要因子。从现有研究看，对能力因素的考察包括就业能力、家庭发展能力、可行能力以及市民化能力几类。例如，罗恩立（2012）研究了就业能力对上海市农民工城市居留意愿的影响，发现就业能力的五个核心指标中受教育程度、职业类型、就业服务享有以及社会网络显著影响农民工的城市居留意愿，而工会参与因素影响不显著；杨巧和李鹏举（2017）基于流动人口动态监测调查数据分析了广义家庭发展能力对新生代农民工居留意愿的影响，发现家庭收入水平、子女居住地、住房属性和养老保险等均与居留意愿显著相关；郭郡郡（2019）采用极大似然法分析了流动人口的可行能力对居留意愿的影响，发现可行能力和居留意愿之间存在正相关关系。这些研究中，对市民化能力的研究主要集中于客观市民化能力，并从生存能力、发展能力和适应能力等三个维度进行度量（Liang, 2016），进而分析市民化能力对居留意愿的影响。例如，叶俊焘（2017）基于浙江省农民工调查数据，使用二元 Logit模型分析了可行能力对农民工留城意愿的影响，研究发现，生存能力和发展能力与农民工留城意愿正相关，适应能力对留城意愿的影响则不显著。在此基础上，苏群（2019）使用2014年中国劳动力动态调查数据，利用同样的方法得出了与前者一致的结论，同时探析了市民化能力对农民工居留意愿影响的代际差异。

市民化能力是流动人口可行能力的应有之义，在流动人口特别是农民工市民化过程中，市民化能力举足轻重，市民化能力不足将直接影响他们的市民化进程（杨云善，2012）。现有研究已经开始关注市民化能力的影响，但还存在一些不足。第一，相关研究普遍忽视流动人口对新近的大城市户籍制度改革特别是积分落户制度改革的回应。一方面，已有研究基于西方迁移理论定义流动人口的市民化能力，缺少流动人口对嵌入于积分落户制度下的自身市民化能力的认知；另一方面，由于大城市户籍制度改革具有渐进性，居住证制度作为户籍制度改革一个承上启下的中间阶段，在未来一段时间仍将对流动人口产生刚性约束。在此背景下，主观市民化能力的影响作用更应受到关注。第二，已有研究对市民化能力和流动人口居留意愿之间关系的关注还较少，少数研究分析了市民化能力对居留意愿的影响，但是缺少对内生性问题和异质性问题的讨论。鉴于此，本文以上海市流动人口为研究对象，探析特大城市积分落户制度背景下流动人口主观市民化能力对其城市居留意愿的影响，试图对该问题做出翔实科学的论证。

三、数据与方法

（一）概念界定与理论基础

推拉理论认为，在市场经济和人口自由流动的情况下，人口流动和迁移的主要驱动力是流入地和流出地的工资收入差距（Bogue，1959）。同时，城乡之间、地区之间在基本公共服务资源配置、社会保障等诸多方面存在不同，与工资收入类似，这些非收入因素与城市流动人口的福利密切相关，也是人口流动或迁移的重要因素。理论上可以将这些非收入因素纳入推拉理论的分析框架。但是，由于长久以来中国城乡二元结构和户籍制度的限制，流动人口并不能平等地享受到这些公共服务，而是具有一定门槛和条件。在这种情况下，户籍成为影响中国人口流动的最突出的制度障碍，它使得推拉理论失去解释效力（李强，2003）。

可行能力理论能够克服这一缺陷。可行能力理论的提出者阿马蒂亚·森（2002）认为个体的可行能力是评价其福利水平的重要依据。森（2002）将可行能力定义为一个人可能实现的各种功能性活动组合，强调个体的福利表现为一个人实际能做什么和能成为什么，其反映了一个人可以获得福利的机会和选择自由。从可行能力理论的逻辑出发，个人需要具备一定的能力才能突破这些制度障碍，进而在更大程度上享受到城市的基本公共服务1森认为个人获取可行能力的程度取决于五种关键性的权力或自由状况，分别为：经济条件、政治自由、社会机会、透明性保证与防护性保障，这些权利和机会能够帮助人们更自由地生活并提高人们的整体能力。。本文依据可行能力理论，从个体居住证积分能力出发定义流动人口的主观市民化能力。本文认为居住证积分能力可以作为大城市流动人口主观市民化能力的操作化定义。原因在于，在上海市户籍制度的约束前提下，居住证积分是流动人口享受上海市公共服务的基本依据。根据《上海市居住证积分管理试行办法》，上海市居住证积分标准为120分，达标者可以在沪享受子女教育、社会保险、住房、基本公共卫生等市民化服务，积分满120分也是落户上海的必要条件之一。因而，居住证积分到120分所需的年限越小表示个体有更强的市民化能力。同时，本文参考相关研究（罗恩立，2012），将没有上海市户籍的流动人口愿意长期居住（5年以上）的视为有居留意愿，不愿意长期居住的视为没有居留意愿。

（二）数据来源

本文所用的数据来自复旦大学人口与发展政策研究中心居住证课题组于2018年11月进行的“上海市居住证评估调查”，此数据为上海市流动人口专项调查数据。本次调查采用了分层抽样的方法，根据2017年底上海市人口统计数据，在全市辖区内流动人口数量排名前十的街镇中随机抽取6个街道（镇）；同时，为了避免现居住地相同而导致的样本同质性，又在中心城区流动人口较多的街镇中随机抽取2个街镇，共计8个街镇，每个街镇随机抽取4个居委会，每个居委会采用分层抽样的方式再抽取32名被调研对象，共计1024份样本，在删掉缺失值后共得到973份有效样本。

（三）变量定义与描述

本文将流动人口的城市居留意愿作为被解释变量。根据调查数据，与居留意愿有关的问题为“您预期继续在上海居住多久”，回答“5年以上”的视为有居留意愿，回答“5年以下”“没想好”的视为无居留意愿。核心解释变量为“主观市民化能力”，问卷中通过问题“您自评自己的实际情况，居住证积分到120分大概需要多少年”，回答“10年以下”的赋值为1，回答“10-15年”“15年以上”“不知道”的赋值为0。中介变量为居住证办理行为，主要通过被访者目前是否持有上海市居住证进行测量。

通过梳理现有文献，本文归纳了个体人口学特征、就业特征和家庭社会特征等几个方面的控制变量。个体人口学特征方面，选取年龄、性别、婚姻状况、户籍、受教育程度等变量；就业特征选取了就业状态、月工资水平、工作时长等变量；家庭社会特征包括在沪家庭人数、居住时间、社会融合满意度等变量。变量基本情况详见表1和表2。描述统计的结果显示，在上海市的流动人口中有居留意愿的比例较低，仅为55.81%。这说明上海市的流动劳动力人口中有超过四成的人是处于“居而不留”的状态，他们只是将来到上海视为寻找工作和获取经济收入的机会，并没有长期居留的打算。

表1 变量选择与赋值说明

表2 变量的描述性统计

城镇户籍 460 47.28%农村户籍 513 52.72%户籍初中及以下 213 21.89%高中及中专 208 21.38%大专 200 20.55%本科 288 29.60%硕士及以上 64 6.58%就业状态 正规就业 553 56.83%非正规就业 420 43.17%受教育程度2040元以下 52 5.34%2421-3500元 99 10.17%3501-5000元 189 19.42%5001-7132元 186 19.12%7133-10000元 196 20.14%10000元以上 251 25.80%月工资水平40小时以下 236 24.25%40-56小时 506 52.00%56-70小时 138 14.18%70小时以上 93 9.56%家庭在沪人数 0-10人 4.00 1.56工作时长1年以内 86 8.84%1-2年 61 6.27%3-5年 215 22.10%6-10年 258 26.52%10年以上 353 36.28居住时间社会融合满意度满意 654 67.21%一般 285 29.29%不满意 34 3.49%

（四）研究方法

本研究的被解释变量居留意愿是一个二分类变量，取值为0和1。如果采用线性概率模型（LPM），将面临两个问题：一是扰动项的异方差问题；二是模型的预测值可能面临小于0或大于1的情况，这与被解释变量的取值特征相矛盾。为了克服这个问题，本文选择非线性的probit模型作为实证研究的基本模型。Probit模型的优势在于，它采用极大似然法进行估计，在大样本里，极大似然估计量通常满足正态性、一致性和有效性的基本假设。同时，probit模型面临着模型设定问题和异方差问题，对于模型设定问题需要考虑稳健标准误和普通标准误的差异，对于可能存在的异方差问题需要进行似然比检验2如果稳健标准误和普通标准误相差甚远，则大致可以诊断模型的设定不正确。（陈强，2010）。

其中，y为被解释变量，即城市居留意愿，为核心解释变量，表示第i个受访者的主观市民化能力，Xi为其他控制变量，iε为随机扰动项。

同时，在本文的研究中，主观市民化能力存在一定的自选择性，多种因素影响流动人口的主观市民化能力。在上海这样的大城市，流动人口市民化能力的自选择性程度可能更高，尤其是流动人口内部在人力资本、就业、收入等多个维度的差异，使得流动人口在主观市民化能力方面分化成两个截然不同的群体。在这种情况之下，probit回归模型得出的主观市民化能力和流动人口城市居留意愿之间的关系可能存在偏差。基于此，本文运用倾向得分匹配法（PSM）在控制主观市民化能力选择性的前提下，进一步分析主观市民化能力对流动人口城市居留意愿的影响。倾向得分匹配(PSM)是一种基于“反事实分析”的非参数估计方法(Rosenbaum & Rubin,1983)，也是解决选择性偏差和内生性问题的重要实证模型。

最后，在大城市，居住证制度作为一种公共政策，是流动人口市民化进程中的刚性约束。现行居住证制度的导入有利于那些能力较强的人，其筛选机制本身暗含着促进社会分化的功能（赵德余、彭希哲，2010）。随着上海市积分落户制度的引入，居住证制度的这种分化功能变得更加直接，二者共同构成上海市流动人口市民化必不可少的要素。因此，主观市民化能力可能会通过居住证办理行为间接影响流动人口的居留意愿。参照温忠麟（2012）的方法，我们利用居住证办理行为来检验主观市民化能力和流动人口城市居留意愿之间的中介效应。中介效应检验分为三个步骤：第一，对核心解释变量主观市民化能力与被解释变量城市居留意愿进行检验；第二，对解释变量主观市民化能力与中介变量居住证办理行为进行检验；第三，将核心解释变量、中介变量与被解释变量同时放入回归模型进行检验。具体方程如下：

其中，Yi表示被解释变量，为核心解释变量，Xi为其他控制变量，Mi为中介变量，表示第i个受访者的居住证办理行为。

四、实证结果

（一）主观市民化能力对流动人口城市居留意愿的影响分析

基准回归结果见表3。模型1分析了主观市民化能力和个体人口学特征因素对流动人口城市居留意愿的影响。在模型1的基础上，模型2和模型3依次加入就业特征、家庭社会因素等方面的变量。在模型3中，主观市民化能力的回归系数是0.265，边际效应为0.085，即主观市民化能力强的流动人口比主观市民化能力弱的流动人口的城市居留意愿高。这说明主观市民化能力能够在一定程度上代表上海市流动人口的可行能力。可行能力强意味着流动人口更有可能获得满足要求的居住证积分，进而在更大程度上享受上海市的各项基本公共服务。这种隐形的福利是驱动流动人口在上海市长期居住的重要因素。

在个体人口学特征因素方面，模型1显示，除性别以外，年龄、户籍、婚姻状态、受教育程度等对流动人口的城市居留意愿均有显著影响。随着年龄的增加，流动人口的城市居留意愿显著增加，年龄通常意味着经验的积累、工作技能水平的提升以及物质条件的充实，其留在大城市的能力也随之提升，因而居留意愿不断上升。婚姻状况方面，已婚流动人口的城市居留意愿是未婚者流动人口的1.151倍。户籍变量在5%的显著性水平下显著且回归系数为负，说明农村户籍流动人口的城市居留意愿显著低于城市户籍流动人口。从受教育程度来看，回归系数为正且在1%的显著性水平下显著，这说明随着流动人口受教育程度的提高，其在城市居留的意愿显著提高。

在就业特征方面，模型2显示，就业状态、月工资水平、工作时长等是影响流动人口城市居留意愿的重要因素。从就业特征来看，回归系数为负且在1%的显著性水平下显著，表明从事非正规就业降低了流动人口的城市居留意愿，就业状态为非正规就业的流动人口其城市居留意愿是正规就业流动人口的87.8%。工资对流动人口的城市居留意愿具有显著的正向影响，随着流动人口月工资水平的上升，其在城市居留的意愿显著提高。工作时长对流动人口的城市居留意愿具有负向影响，随着流动人口工作时长的增加，其在城市居留的意愿逐渐降低。就业状态、月工资水平、工作时长等在一定程度上代表了流动人口的就业质量，从事正规就业、高工资、低工时表明流动人口的就业质量较高，因而会提升流动人口的城市居留意愿；相反，从事非正规就业、低工资、高工时表明流动人口的就业质量较低，因而会降低流动人口的城市居留意愿。

模型3加入了家庭社会方面的变量，控制变量居住时间在1%的显著性水平下显著为正，说明随着流动人口在城市居留时间的增加，其在城市居留的意愿也随之提高。居留时间长不仅意味着流动人口在适应城市生活方面能力的提升，而且还能体现流动人口对其所居留城市的认同感和融入感，因而会提升流动人口的城市居留意愿。社会融合满意度对流动人口的城市居留意愿具有显著的负向影响，融合满意度越低，其在城市居留的意愿也越低。同时，在模型3中，一些其他的控制变量如婚姻状况、受教育程度等变量变得不再显著。这可能与样本的选择有关，上海作为一线大城市，吸引的通常是受教育程度相对较高的流动人口，其内部的人力资本差异相对较小，随着其他重要变量的引入，其对居留意愿的影响也随之减弱。

表3 主观市民化能力对上海市流动人口居留意愿影响的回归分析

（二）主观市民化能力影响流动人口城市居留意愿的代际差异

本文从代际的视角将样本分为第一代流动人口（出生于1980年以前）和第二代流动人口（出生于1980年以后）两个子样本，并且分组进行回归。由表4可知，在两个子样本中，主观市民化能力的回归系数都显著为正，即主观市民化能力对两代流动人口城市居留意愿都具有显著的正向影响。同时，观察主观市民化能力对不同代际流动人口城市居留意愿的影响系数和边际效应，可以发现存在一定代际差异。相比较而言，主观市民化能力对第一代流动人口城市居留意愿的影响大于第二代流动人口，即拥有较高的主观市民化能力对第一代流动人口城市居留意愿的边际效应更大。可能的原因是，主观市民化能力是一个相对主观的概念，不同世代的流动人口对自身市民化能力的认知程度存在一定差异。第一代流动人口经过长时间的沉淀，对自己的市民化能力有了比较清晰的认知，对自身的定位也有比较理性的认识；第二代流动人口虽然人力资本相对更高，但对自身能力的认识和把握仍然处于不断地调整过程中，较高的主观市民化能力并不能更有效地转化为城市居留意愿。

表4 主观市民化能力对流动人口城市居留意愿影响的异质性检验

（三）倾向得分匹配分析

正如前文提到，主观市民化能力存在一定的自选性，因此采用倾向得分匹配法来进一步估算主观市民化能力对流动人口城市居留意愿的影响。根据流动人口的主观市民化能力情况，我们将弱主观市民化能力的样本定义为控制组，将强主观市民化能力的样本定义为处理组，以强主观市民化能力者与匹配者的居留意愿差别作为主观市民化能力对流动城市居留意愿的影响，即平均处理效应ATT（Average Treatment Effect of The Treated）。在进行倾向得分匹配分析时，需要做平衡性检验，平衡性检验是评价倾向得分匹配质量的重要依据(赵西亮，2015)。平衡性是指经过数据匹配后，使得控制变量在处理组和控制组之间没有显著差别，从而实现条件独立的要求。表5是平衡性检验的结果，差异t值和p值显示所有变量经过匹配后，在处理组和控制组之间已经没有显著差别，表明已经达到了平衡性的要求。

表5 平衡性检验结果

为了保证结果的稳健性，本文使用近邻匹配、核匹配和半径匹配等三种匹配方法估计平均处理效应ATT，以此相互验证结果的一致性。表6是倾向得分匹配的平均处理效应结果。近邻匹配、核匹配和半径匹配法所得到的平均处理效应分别为0.116、0.133和0.121，均在1%的显著性水平下显著，三种方法所得到的回归系数的符号和显著性一致，表明结果具有稳健性。因此，倾向得分匹配法的回归结果和Probit回归模型的分析结果一致，验证了强主观市民化能力会显著提升流动人口的城市居留意愿。

表6 倾向得分匹配的估计结果

（四）中介效应检验

我们在方程（2）、方程（3）、方程（4）的基础上检验主观市民化能力与流动人口城市居留意愿之间的中介效应。中介效应检验的结果如表7所示。其中，模型7和上文中的基准模型是一致的，此处不再赘述；模型6报告了主观市民化能力对中介变量居住证办理行为的影响，结果表明，主观市民化能力的回归系数为0.331，且在1%的水平下显著，说明强主观市民化能力提高了流动人口居住证办理的概率。模型8报告了加入中介变量后主观市民化能力对流动人口城市居留意愿的影响。结果表明，中介变量居住证办理的系数为正且在1%的水平下显著，核心解释变量主观市民化能力的系数在1%的水平下显著。因此，主观市民化能力通过增加流动人口居住证办理的概率进而提升流动人口城市居留意愿的中介机制存在。此外，加入中介变量后，主观市民化能力的影响系数显著变小，表明居住证办理行为在主观市民化能力和城市居留意愿之间存在部分中介效应。

表7 居住证办理对主观市民化能力影响城市居留意愿的中介效应检验

五、结论与讨论

当前大城市流动人口的整体可行能力偏低，成为流动人口是否选择在城市长期居留的重要影响因素，市民化能力不足是否真的能解释大部分流动人口在城市“居而不留”的处境，是一个值得研究的问题。本文以上海为例，以可行能力理论作为理论框架，对大城市中流动人口主观市民化能力对其城市居留意愿的影响进行了实证分析，得出了以下结论。第一，就全样本而言，主观市民化能力对流动人口城市居留意愿产生显著的正向影响；利用倾向得分匹配法克服由于样本的选择性带来的内生性问题后，本文的研究结论依然稳健。第二，异质性分析发现，主观市民化能力对不同代际流动人口的城市居留意愿都有显著的正向影响，但其对第一代流动人口城市居留意愿的影响大于第二代流动人口。第三，加入中介变量后，主观市民化能力对流动人口城市居留意愿的影响系数显著变小，表明居住证办理行为在主观市民化能力和城市居留意愿之间存在部分中介效应。

在大城市积极推进居住证制度或户籍制度改革的背景下，本文的研究具有明确的政策导向。从本文的分析结果来看，当前上海市流动人口的整体主观市民化能力偏低，这在一定程度上降低了他们在城市长期居留的意愿。同时，市民化能力偏低限制了流动人口享受城市基本公共服务的机会，这进一步弱化了他们的居留意愿。因此，要想改善流动人口的整体福利状况，解决流动人口的市民化问题，加强流动人口的可行能力建设是必不可少的应对之策。

第一，进一步完善劳动力市场，改善流动人口的就业条件，保障流动人口享有公平发展的机会。当前城市劳动力市场还不够完善，流动人口特别是农村户籍流动人口非正规就业比例较高，非正规就业将部分流动人口锁定在单纯的劳动力上，没有给予他们其他权益和发展机会，这弱化了流动人口的发展能力（王春光，2006）。因此，改善流动人口的就业条件、保障流动人口的就业权益势在必行。一方面，完善工时制度，保障流动人口的休息权；另一方面，建立健全流动人口就业培训的长效机制，通过加强就业培训提高流动人口的市民化能力。由于就业培训具有外部性，市场推动的效果有限，需要发挥政府在流动人口就业培训中的主导作用；同时，就业培训应当从流动人口的需求出发有针对性地展开，从根本上提高他们的市民化能力。第二，进一步加大户籍制度改革力度，为流动人口市民化能力的提高提供制度保证。当前，大城市户籍制度改革取得了一定进展，渐进式、梯度化的户籍制度变革为有序推动流动人口的市民化进程提供了坚实的制度保障。但同时，现存的户籍制度仍存在一些弊端如门槛过高、条件过多，使得流动人口不能公平地享受城市的基本公共服务，这在很大程度上限制了流动人口市民化能力的积累，因而需要进一步完善。以上海为例，目前的积分落户制度偏好年轻、高学历、高技能的劳动力，居住证制度也天然地排斥一些特殊群体，这加剧了流动人口内部在市民化能力上的两极分化。建议在积分落户方面进一步精简积分项目，提高社保缴纳年限和居住年限在积分中的比例，探索差别化精准化落户政策；在居住证制度上，通过对一些特殊人群如住房属性不满足要求的流动人口办理居住证制定更加精准的政策，提高居住证覆盖率，适当延长居住证续签年限，扩充居住证附带的公共服务和便利。