城市公共服务开放度与农民工流迁行为

倪超军

一 引言与文献综述

农民工公共服务权利问题受到广泛且持续的关注(于建嵘，2008[1]；蔡昉，2010[2]；钱雪亚和宋文娟，2020[3])。中国之所以出现和存在农民工问题，其最主要的根源在于中国的户籍制度以及特殊的城乡二元结构。农民工问题本质上可以看作是由严苛的户籍制度而导致的公共服务不均等问题，特别是在劳动力自由流动的前提下，该问题就更加明显。也就是说，推动农民工市民化的根本途径在于推进和实现农民工公共服务均等化(钱雪亚等，2017)[4]，让农民工群体与本地居民同等享有流入地的公共服务。与此同时，随着农民工公权意识的提高，特别是当就业和收入稳定之后，其市民化决策越来越趋向理性化，越来越多的农民工开始以“公共服务”为主要迁移和居留动因。2017年中国流动人口动态监测调查数据显示，超过30%的农民工是为了获得更好的公共服务而留在居住地，其中为“子女有更好的教育机会”高达22.88%。因此，如何实现农民工公共服务均等化，对推进农民工市民化进程以及中国城镇化发展具有重要的现实和战略意义。

农民工是否同等享有城市公共服务表现为流入地向农民工提供了哪些公共服务，有哪些公共服务领域无条件或无限制向农民工开放，即面向农民工的城市公共服务开放度。从国家市民化政策导向看，特别是在一系列市民化政策中，居住证制度的全面实施和以居住证为载体的公共服务提供机制的建立健全，无疑成为未来推动农民工公共服务均等化的重要抓手和途径。2014年开始，国家大力推行以人为核心的新型城镇化，密集出台了《关于进一步推进户籍制度改革的意见》《居住证暂行条例》《国务院关于实施支持农业转移人口市民化若干财政政策的通知》和《中共中央办公厅 国务院办公厅关于促进劳动力和人才社会性流动体制机制改革的意见》等一系列政策文件推进农民工市民化。自此，农民工的公共服务正式被纳入国家市民化政策框架，地方政府被纳入责任范畴，面向农民工的城市公共服务开放政策体系开始初步形成，这为深入研究农民工市民化问题提供了新视角。

国内外学者就劳动力迁移、农民工市民化行为开展了诸多研究(Krugman，1991[5]；Roback，1982[6]；Rosen和Fullerton，1977[7]；王桂新等，2012[8])。本文重点关注城市公共服务开放度对农民工流迁行为的影响，与此相关的研究主要有两个方面：一是城市公共服务与农民工市民化，二是户籍制度改革或居住证与农民工市民化。大量文献研究发现，城市公共服务已成为劳动力流动的重要影响因素(夏怡然和陆铭，2015)[9]，并且城市公共服务供给质量对农民工市民化意愿和市民化行为均有显著的正向影响，公共服务成为农民工市民化行为决策的重要考虑因素之一(杨义武等，2017[10]；Liao和Wang，2019[11]；孙伟增等，2019[12]；洪俊杰和倪超军，2020[13])。由于城市公共服务提供往往与本地户籍捆绑，户籍制度改革就成为推动农民工市民化进程的重要切入点(朱宇，2012[14]；张国胜和陈瑛，2014[15])。户籍制度改革对农民工市民化程度具有显著的正效应，随着户籍约束的减弱，农民工向城市居民转变的步伐明显加快(张光辉，2019)[16]。一些学者采用落户门槛来间接反映面向农民工的城市公共服务开放度或城市公共服务可及性，进而研究其对农民工市民化行为的影响(邹杰玲和王玉斌，2018)[17]。还有学者研究认为，流动人口的公共服务可得性是落户门槛影响劳动力回流(流迁)的主要机制(张吉鹏等，2020)[18]。随着《居住证暂行条例》的全面实施，居住证相关议题开始受到学者们关注。学者们研究了居住证对农民工福利水平、市民化、流动人口心理融入的影响(袁方等，2016[19]；钱雪亚等，2017[4]；梁士坤，2019[20]；陈谭和李义科，2020[21])。城市公共服务开放度方面，钱雪亚和宋文娟(2020)[3]基于城市居住证政策文件计算了面向农民工的城市公共服务开放度，但基于开放度视角研究农民工流迁行为的文献并不多见，这是本文的创新和边际贡献所在。一方面，本文在钱雪亚和宋文娟(2020)[3]研究的基础上，进一步扩展城市样本数量(276个城市)，分别计算了2016年和2017年面向农民工的城市公共服务开放度，分析更加全面，尽可能地反映城市公共服务开放度全貌；另一方面，本文实证研究了城市公共服务开放度对农民工流迁行为的影响，研究结论为居住证制度的改进和推动农民工市民化提供了一定的理论借鉴，具有较强的实践意义。

从国家《居住证暂行条例》、31个省(区、市)以及各个城市居住证管理政策文件的具体条款看，城市公共服务对农民工还是存在现实约束和条件限制。第一，居住证具有一定的申领条件，并非所有的农民工都可以申请。第二，居住证所附属的有些公共服务领域还存在双重门槛和限制，如义务教育、保障性住房等领域。第三，虽然《居住证暂行条例》明确了居住证持有人可以享受义务教育等6大公共服务，但无论是服务领域数量，还是范围，都与本地居民享有的公共服务相差甚远。此外，各省(区、市)和各城市向农民工提供的公共服务存在明显的差异。由此可以预见，在居住证制度规则下，农民工的城市公共服务不均等情况会得到一定改善。但农民工实际能够获得和享有公共服务的程度，主要取决于城市对农民工开放其公共服务的程度。因此，在国家全面实施居住证制度背景下，识别城市公共服务开放度对农民工流迁行为的影响就显得格外重要。值得一提的是，各城市颁布的居住证政策文本详细规定了向农民工提供的城市公共服务领域和范围以及限制条件，这为识别城市公共服务开放度及其对农民工流迁行为的影响提供了可能。

鉴于此，本文以手工搜集的我国276个地级及以上城市的居住证政策文本为依据，计算城市面向农民工的公共服务开放度，并结合2016年和2017年中国流动人口动态监测调查数据(CMDS)，实证考察城市公共服务开放度对农民工流迁行为的影响及机制，不仅丰富了城市公共服务与农民工流迁动向的相关研究成果，还为城市调整和优化公共服务相关政策提供了决策依据。

二 城市公共服务开放度测算结果及特征

(一)城市公共服务开放度测算过程的简要说明

研究样本包括城市样本和农民工样本两部分。城市样本包括276个地级及以上城市，基本涵盖了30个省(区、市)(1)样本中不包括西藏自治区。其中：直辖市4个、省会城市30个、地级市242个；东部地区城市83个、中部地区城市80个、西部地区城市83个、东北地区城市30个。。城市居住证政策文本主要来自“北大法宝”数据库和城市政府网站(2)对于北大法宝数据库中未找到的城市，其政策文本遵循以下原则：首先，对于有明确文件的城市，从其市政府网站寻找并下载；第二，对于未找到的，如果其市政府网站刊登了所在省份的居住证政策文件，将该类城市视为与所在省的居住证政策文件一致。，并且为截至2020年底最新颁布或继续有效的居住证管理相关的政策文件。后续研究中，本文根据样本城市的居住证政策文本逐一对照观察各城市在21个代表性服务领域的承诺情况和条件设置情况(3)城市公共服务开放度的具体计算过程、指标及其权重见钱雪亚和宋文娟(2020)[3]的研究。21个代表性服务领域中，具有排他性特征的公共服务领域有14个，具有非排他性特征的公共服务领域有7个。。

农民工样本取自2016年和2017年中国流动人口动态监测调查数据。2016年和2017年原始调查个体均为16.9万人。本文根据国家统计局“农民工”监测调查口径，从以下几个方面对样本进行筛选：第一，删除非农业户口、农业转居民、非农业转居民等个体；第二，删除非因“务工/工作、经商、家属随迁”而流动的个体；第三，删除年龄小于16 或大于60周岁的个体；第四，删除在本地流动时间小于6个月的个体；第五，删除没有工作能力和没有工作意愿的个体。经过处理后，2016年和2017年农民工样本个体分别为104250个和105843个。

本文借鉴钱雪亚和宋文娟(2020)[3]的研究，以地级市为最小观察单位，采用手工收集的276个城市的居住证政策文本资料和2016年、2017年中国流动人口动态监测调查数据，依次计算城市政府承诺开放公共服务的承诺度、履约承诺的条件约束度，最终合成面向农民工的城市公共服务开放度。

计算城市公共服务开放度的具体步骤为：(1)计算城市面向农民工开放其公共服务的承诺度。承诺度是指城市向居住证持证人承诺公共服务的比例。本文根据276个城市的居住证政策文本，逐一对照21个代表性服务领域，确认psk(k=1， 2， …， 21)在j城市是否被承诺提供，承诺开放为psk=1，未承诺开放为psk=0。(2)计算城市履约承诺的条件约束度。约束度是指在承诺开放的公共服务领域，农民工群体中被城市约束和限制的比例。首先，计算城市j农民工样本n中不符合该城市居住证申领条件(applyji=0)的人数napplyji=0，计算城市j居住证申领条件对农民工的约束程度。按照这一思路和方法，计算城市j符合居住证申领条件(applyji=1)的农民工样本napplyji=1中不符合特定公共服务领域k的人数nconditionji=0，计算城市j居住证申领条件约束下，特定公共服务领域k对农民工的约束程度。(3)计算城市公共服务面向农民工的开放度。开放度是指城市j公共服务面向农民工的开放程度。根据计算的承诺度和约束度，计算面向农民工的城市公共服务开放度。

(二)居住证申领限制及公共服务开放情况

表1为居住证申领限制率及公共服务开放情况。结果显示，2016年和2017年居住证申领限制率分别为0.0523和0.0729，二者均值为0.0626。这说明，并不是所有的农民工都可以申领居住证，享受到与居住证挂钩的公共服务和便利。而在城市居住证政策文件中，大多是基于合法稳定就业、合法稳定居住和连续就读为居住证申领条件，其中合法稳定就业以签订劳动合同、有工商执照为依据，合法稳定居所以相关房产或租房证明为依据。有些城市还增加了未来居住时间、参加社会保险等要求。

表1 居住证申领限制率、排他性公共服务开放数量及占比

从城市向农民工开放的公共服务数量看，由于非排他性公共服务具有天然的开放属性，在此不做赘述，下面主要分析排他性公共服务的开放情况。2016年和2017年，面向农民工的排他性公共服务开放数量均值为6.5027项，占排他性公共服务数量的46.45%，占全部公共服务数量的30.97%。也就是说，平均而言，城市向农民工开放的排他性公共服务数量还不到开放观察体系的一半，把非排他性公共服务领域计算在内时，这一比例仅为三成。从各个城市的居住证政策文件看，一些城市在基础教育、社会保障性住房等方面，多以参加社会保险年限、居住年限等为限制条件。此外，大多数城市向农民工部分开放了就业服务、社会服务等领域。

总体来看，城市向农民工无限制或低限制开放的排他性公共服务领域主要有小学教育、中学教育、职业指导、预防防治服务4个领域，有限制开放的有普通高中教育、公共租赁(廉租)住房2个领域，其余8个领域为不开放或很少有城市开放。

(三)开放度测算结果及特征

1.城市公共服务开放度测算结果

表2为2016年和2017年面向农民工的城市全部公共服务开放度，其均值分别为0.7234和0.7396，两年的均值为0.7315。平均来看，城市政府向本市农民工开放了73.15%的全部公共服务领域。同时还看到，2016年和2017年面向农民工的城市全部公共服务承诺度达0.7761和0.7759，两年的均值为0.7760。平均来看，城市政府承诺向农民工开放77.60%的全部公共服务领域(4)城市全部公共服务领域指21个代表性公共服务领域，下文提及的全部公共服务领域均为此意。。根据此研究结果，按照本文所依据的21个代表性公共服务领域，向农民工只开放了16个领域。

表2 面向农民工的城市公共服务承诺度、承诺约束度和开放度

在排他性服务领域，2016年和2017年城市面向农民工的开放度均值为0.6388和0.6600，两年开放度均值为0.6494。其中四分之一的样本城市开放度已经超过0.60。而从城市公共服务承诺度看，2016年和2017年排他性公共服务承诺度的均值为0.7075，即城市政府向农民工承诺开放70.75%的排他性公共服务领域，相当于只向农民工承诺开放14个排他性公共服务领域中的10个领域。表明城市政府是有选择地向农民工承诺开放排他性公共服务的，并不是完全开放城市排他性公共服务。从各个城市具体做法看，各个城市均是在国家《居住证暂行条例》以及所在省(区、市)政策文件的基础上，有所选择地承诺开放。

通过比较发现，排他性公共服务领域开放度的平均数、中位数及上下四分位数，分别比全部公共服务领域低8.46、9.35、8.13和6.33个百分点(5)本部分分析以2016年数据为主。，而承诺度比全部公共服务领域低出更多。也就是说，排他性公共服务具有更低的开放度和承诺度，这主要归因于城市政府为其承诺所设置的条件约束。这个约束来自两个方面，一是申领居住证的约束，二是特定服务领域(如义务教育和保障性住房等)的限制。全部公共服务领域和排他性服务领域的条件约束度均值分别为0.0679和0.0991，二者相差3.12个百分点，说明农民工受到的服务约束和限制更多的来自于排他性公共服务领域。以上结论表明，农民工群体中有9.91%的个体因达不到城市政府设置的条件要求而被排除在排他性公共服务对象之外。由此可见，虽然《居住证暂行条例》消除了农民工享有城市公共服务的制度桎梏，但农民工与城市居民同等享有各项公共服务尚有一段距离。

2.不同城市规模下的观察：城市规模越大，其开放度越低

表3为不同城市规模下面向农民工的城市公共服务开放度、承诺度和约束度。可以发现，城市规模越大，其公共服务开放度就越小。这一结论与前面的分析较为一致。进一步研究发现，中小城市公共服务开放度明显高于大城市、特大和超大城市。这与城市公共服务承诺约束度有直接的关系，中小城市的约束度较小，均值在0.05左右，而大城市、特大和超大城市的约束度均值在0.1以上，超大城市的约束度更是高达0.1723。

表3 城市公共服务承诺度、承诺约束度和开放度的不同规模城市比较

实际上，公共服务开放度低的大中城市，正是农民工迁移和定居的首选地。根据《2015年全国1%人口抽样调查资料》，70个大中城市共吸纳迁移人口150.23万人，其中前十位城市就吸纳了53.19%的流动人口(6)前十位城市依次是深圳、上海、北京、广州、成都、天津、武汉、杭州、温州和宁波。。另据2016年中国流动人口动态监测报告数据，Ⅰ型大城市、特大城市和超大城市的定居意愿(均值)分别为0.620、0.629和0.687，均高于小城市、中等城市和Ⅱ型大城市。这进一步表明，一方面大部分农民工主要迁往人口规模较大的城市，另一方面这些城市又设置了一些农民工享有公共服务的限制和条件。

三 数据、变量及模型设定

(一)数据来源与说明

城市公共服务开放度主要根据276个城市的居住证政策文本，并采用2017年中国流动人口动态监测调查数据进行计算。此外，本研究还运用2016年中国流动人口动态监测调查数据计算了面向农民工的城市公共服务开放度进行稳健性检验。

农民工数据来自2017年中国流动人口动态监测调查(CMDS)。所用数据做如下处理：第一，删除非农业、农转居、非农转居、居民和其他户籍样本，只保留农业户口样本；第二，删除了新疆生产建设兵团和西藏自治区的样本，并删除了流入地为州、盟和师的样本；第三，删除非务工经商原因的样本，只保留务工/工作、经商的样本。经过筛选后，研究所用样本数为67790个。

(二)变量选取与定义

1.被解释变量

中国的农民工市民化包括从农村到城市的“流动”过程以及从流出地到流入地的户籍“迁移”过程。特别是在户籍制度下，改变了户籍性质，即将农业户籍转变为城市居民户籍，才真正实现了自身的市民化。本文将户籍改变视为农民工的永久迁移，将农民工个体具有明确落户意愿视为永久迁移意愿。落户意愿根据“如果您符合本地落户条件，您是否愿意将户口迁入本地”问题设置，本文将“愿意”设置为1，将“不愿意和没想好”设置为0。研究样本中，愿意将户口迁入本地的农民工有25103个，占全样本的37.03%；不愿意的有24693个，占全样本的36.43%；没想好的有17994个，占全样本的26.54%。

2.核心解释变量

模型的核心解释变量为面向农民工的城市公共服务开放度。样本城市中，全部领域公共服务开放度的均值为0.714，说明城市向农民工开放了71.4%的公共服务。而排他性公共服务领域的开放度略低一些，为0.627，这进一步说明城市并没有向农民工完全开放其排他性公共服务领域。在后续研究中，本文还从城市公共服务承诺程度、约束程度和开放领域数量等视角，引入城市公共服务承诺度、非排他性公共服务承诺度、城市公共服务承诺约束度、非排他性公共服务承诺约束度、开放排他性公共服务领域个数以及占比等6个指标进行稳健性检验。

3.控制变量

本文引入个人特征、就业特征、流动特征和城市特征等4类23个控制变量，具体见表4。

表4 主要变量统计描述

(1)个人特征变量。根据以往文献的做法，本文选取了年龄(自然年龄)、年龄平方(年龄平方/100)、性别(男=1，女=0)、婚姻状态(已婚=1，其余类型=0)、受教育水平(受教育年限，0-19年)、家庭收入(年家庭收入的对数值)、住房(自有住房=1，其余类型=0)、承包地(有=1，没有=0)、宅基地(有=1，没有=0)等变量，控制个人特征对农民工流迁行为的影响。

(2)就业特征变量。本文选取职业类型(常规操作性工作、非常规操作性工作、常规知识性工作、非常规知识性工作(7)非常规知识性工作：国家机关、党群组织、企事业单位负责人和专业技术人员；非常规操作性工作：餐饮，家政，保洁，保安，其他商业、服务业人员，无固定职业，其他；常规知识性工作：商贩，经商，公务员，办事人员和有关人员；常规操作性工作：装修，快递，农林牧渔、水利业生产人员，生产、运输、建筑和其他生产、运输设备操作人员及有关人员。，分别取值1-4)、行业类型(第一产业为1，第二产业为2，第三产业为3)(8)农林牧渔业归为第一产业，采矿、制造、电媒水热生产供应和建筑等归为第二产业，批发零售等其他行业归为第三产业。、单位性质(其他、个体工商户、民营私营企业、国有单位(9)本文按照所有制性质，将就业单位划分成4类：(1)国有单位，包括机关和事业单位、国有及国有控股企业；(2)个体工商户；(3)民营私营企业，包括股份/联营企业、私营企业、港澳台独资企业、外商独资企业和中外合资企业；(4)其他，包括社团/民办组织、其他和无单位。，分别取值1-4)等变量，以控制就业特征对农民工流迁行为的影响。

(3)流动特征变量。本文选取流动时间(2017-流动年份)、流动范围(跨省、省内跨市、市内跨县，分别取值1-3)、流动原因(家属随迁、经商和务工/工作，分别取值1-3)等变量，以控制流动特征对农民工流迁行为的影响。

(4)城市特征变量。农民工的流动与迁移也与流入地的教育资源、医疗服务、工资水平等因素有关，因此，本文控制中学师生比(教师数/学生数)、固定资产投资(固定资产投资额/GDP)、工资(2016年城市市辖区在岗职工工资额的对数)、房价(根据销售额和销售面积计算而得，并取对数)、城市规模(市辖区人口数取对数)、产业结构(三产产值/二产产值)、省会(直辖市、国家中心城市、副省级城市、省会城市为1，一般地级市为0)、失业率(失业人数/(失业人数+在岗职工人数))等城市特征变量，以控制城市特征对农民工流迁行为的影响。

此外，本文还控制流入地的地区固定效应和农民工流出地的省份固定效应。其中，流入地地区按照东部、中部、西部和东北地区设置为1-4，并以虚拟变量形式引入模型。

(三)模型设定

1.Probit模型

基于以上分析，本文采用Probit模型测度城市公共服务开放度对农民工流迁行为的影响效应：

migraij=α0+βopenj+δHi+γZj+εij

(1)

其中，被解释变量migraij为农民工i对城市j的迁移意愿，核心解释变量openj为农民工i所在城市j的公共服务开放度，Hi和Zj分别为农民工i的个人控制变量和其所在城市j的控制变量。

2.中介效应模型

为进一步探究城市公共服务开放度对农民工流迁行为的影响机制，本文借鉴Baron和Kenny(1986)[22]、温忠麟等(2004)[23]的研究，运用中介效应方法进行检验，构建模型如下：

migraij=α0+βopenj+δHi+γZj+εij

(2)

social_rij=a0+a1openj+a2Zj+δij

(3)

migraij=b0+b1social_rij+b2openj+b3Zj+μij

(4)

其中，social_rij为中介变量，代表社会融合。本文以您是否同意“我喜欢我现在居住的城市/地方”、“我关注我现在居住的城市/地方的变化”、“我很愿意融入本地人当中，成为其中一员”、“我觉得本地人愿意接受我成为其中一员”、“我感觉本地人看不起外地人”(10)本文对该问题的选项赋值采取倒序设置，即完全同意为4，基本同意为3，不同意为2，完全不同意为1。、“我觉得我已经是本地人了”等说法，本文将完全同意、基本同意、不同意、完全不同意分别赋值为1-4，并以这6个问题的主成分得分值(11)由于一些得分值为负值，为便于计算和比较，对主成分得分值统一加上4。代表社会融合，并将其引入中介效应模型。

四 实证结果分析

(一)基本回归结果

表5为城市公共服务开放度对农民工流迁行为影响的基准回归结果。列(1)只包括城市公共服务开放度变量，并控制了城市变量。列(2)在列(1)的基础上，加入了年龄及其平方、性别等个体变量，结果显示，在控制农民工个体特征情况下，城市公共服务开放度对农民工流迁行为决策有显著的拉力作用。平均来看，城市公共服务开放度每提高1个单位，农民工将户口迁往本地的概率显著增加27.4个百分点。进一步地，列(3)同时加入了城市变量、个体变量和就业特征变量。结果表明，城市公共服务开放度依然对农民工流迁行为决策有显著的正向影响。列(4)结果表明，在控制了农民工的就业特征和流动特征后，城市公共服务开放度还是对农民工流迁行为有显著正向影响，估计系数较为稳定。平均来看，城市公共服务开放度每提高1个单位，农民工将户口迁往本地的概率显著增加26.0个百分点。以上结果表明，提高城市公共服务开放度，有利于提高农民工流迁和落户的可能性，对农民工市民化有显著的推动作用。

表5 城市公共服务开放度对农民工流迁行为影响的基本回归结果

控制变量对农民工流迁行为的影响基本符合预期(12)限于篇幅，控制变量具体回归结果未在表格中展示，如有兴趣可向作者索取。。城市控制变量方面，中学生师比、产业结构、房价、工资和固定资产投资均对农民工流迁行为有显著的正向影响，表明农民工在选择流迁目的地时，会优先考虑公共服务好、经济发展水平高、就业机会多和工资水平高的城市。此外，城市房价对农民工落户选址概率有显著正向影响，表明房价存在“资本化”现象，特别是房价“资本化”了部分城市公共服务(如教育、医疗等)，并且由此产生的吸引力可能大于房价本身作为生活成本对农民工的“推力”。失业率对农民工的流迁行为产生正向影响。这一点与预期不太一致，与现有文献的研究结论正好相反。可能的原因是，对于农民工而言，其迁户行为决策主要根据自身的就业、工资收入和未来发展预期来确定，往往不太关注失业率的变化。个体控制变量方面，年龄与农民工的迁户行为呈现出倒“U”型关系；农民工的受教育年限越长，健康水平越高，其迁户的概率越高；有自有住房的农民工更倾向于将户口迁往本地；农民工的家庭收入越高，其迁户的概率就越高；土地因素对农民工迁户行为具有一定的抑制作用。

(二)内生性问题讨论

尽管表5的估计控制了农民工的个体、就业、流动特征以及城市特征变量，但因遗漏变量等引起的内生性问题仍然存在。对此，本文选取1990年人均粮食产量和流入地城市到最近港口距离共同作为城市公共服务开放度的工具变量，重新进行估计。

本文借鉴张吉鹏等(2020)[18]的研究，采用1990年人均粮食产量作为城市公共服务开放度的工具变量。首先，1990年人均粮食产量与城市公共服务开放度存在相关性。根据蔡昉等(2001)[24]和张吉鹏等(2020)[18]的研究，粮食紧张程度决定了改革前计划迁移政策的松与紧，也会影响城市的户籍门槛和公共服务供给情况，虽然其影响会随着时间的推移而减弱，但部分影响依然存在。由于涉及成本问题，城市政府在对待农民工的问题上，往往采取“排斥”或“不积极”的态度，并不向农民工完全开放其公共服务，导致面向农民工的公共服务开放度较低。其次，工具变量的外生性要求人均粮食产量，除了通过户籍门槛和公共服务开放度历史联系产生的影响之外，不能影响现今农民工个体的流迁行为。由于1990年人均粮食产量包含一些地理条件等自然因素，不会直接影响到近年来农民工的流迁行为决策，外生性较强。

此外，本文借鉴Au和Henderson(2002)[25]、贺培和刘叶(2016)[26]等的研究，还选用流入地城市到最近港口的距离作为工具变量。流入地城市到最近港口距离是一个纯粹的地理变量，主要反映流入地城市的地缘、沿海等优势和条件。流入地城市到最近港口的距离并不直接影响农民工的流迁行为，而是通过城市的贸易和GDP等变量影响农民工的流迁行为，在控制城市经济特征、地区固定效应的情况下该距离变量就是一个外生变量。对1990年人均粮食产量和流入地城市到最近港口距离这两个工具变量进行外生性检验，检验结果接受工具变量均为外生的原假设，表明选取1990年人均粮食产量和流入地城市到最近港口距离作为城市公共服务开放度的工具变量比较合理。

表6为两阶段最小二乘法(2SLS)的回归结果。在第一阶段回归中，1990年人均粮食产量的系数显著为负，表明1990年人均粮食产量越高的城市，其公共服务开放度就越低。同时，城市到最近口岸距离的系数显著为负，表明城市距离口岸越远，其公共服务开放度就越低。第二阶段的回归结果表明，城市公共服务开放度越高，农民工落户本地的意愿就越强。与加入个体、家庭及城市层面控制变量的基准回归结果相比，运用IV估计方法后的城市公共服务开放度对农民工流迁行为的影响效果明显变大。

表6 城市公共服务开放度对农民工流迁行为的影响：工具变量估计结果

(续上表)

(三)稳健性检验

本文从替换变量、剔除样本、替换样本和更换估计方法等4个维度进行稳健性检验(13)考虑到篇幅，稳健性检验详细结果未列出，如有兴趣可向作者索取。。

第一，替换变量。将核心解释变量替换成城市排他性公共服务开放度、城市公共服务承诺约束度、城市排他性公共服务承诺约束度等3个指标。估计结果显示，排他性公共服务开放度对农民工流迁行为有显著的正向影响。公共服务承诺约束度(含排他性公共服务承诺约束度)对农民工流迁行为产生了一定的抑制作用。以长期居留意愿替换被解释变量，估计结果与基准回归结果一致。第二，替换样本。将分析样本替换成2016年城市公共服务开放度数据和2016年中国流动人口动态监测调查数据进行稳健性检验。估计结果依然与表5的基准回归结果一致。第三，删除样本。分别通过删除2014年及以后流入到本地的样本，保留北京市、上海市和广东省3省市的样本，删除已经办理居住证的农民工样本，重新进行估计。估计结果依然支持基准回归结果。第四，更换估计方法。选用Logit模型和OLS估计方法检验结论的稳健性，估计结果依然稳健。

五 进一步分析

(一)异质性分析

本部分将从流动规模、流动范围、城市规模和有无公共服务困难等4个维度对农民工样本进行分组回归，进一步考察城市公共服务开放度对农民工流迁行为的异质性影响。

1.流动规模

目前，家庭式流动已经成为农民工流动的主要形式。根据2017年中国流动人口动态监测调查数据，农民工的同住家庭成员人数均值为3.200个，其中独自流动的仅占10.82%，2人的占13.44%，3～5人的占72.56%，5人以上的占10.46%。也就是说，在农民工群体中，与配偶、子女等共同流动已经成为当前农民工流动的主流。接下来，本文以同住家庭成员人数以及其家属信息为依据划分流动规模类型，分成单独流动(1人)、夫妻共同流动(2人)、夫妻及子女流动(3人)。从表7列(1)发现，城市公共服务开放度对单独流动型农民工流迁行为的影响为正，但统计上并不显著。究其原因可能是，这一群体基本上以未婚者(含离异、丧偶等)居多，年龄较小(14)单独流动的农民工平均年龄为26.67岁，其中35岁以下的占89.96%。，更加注重个人发展，而对城市公共服务的需求较小，从而并不在意城市公共服务的开放度。

表7 异质性分析：分流动规模

进一步发现，城市公共服务开放度对与配偶、配偶及其子女等共同流动农民工流迁行为均有显著的正向影响。具体来看，城市公共服务开放度每提高1个单位，与配偶一起流动的农民工将户口迁往本地的概率增加43.3个百分点。显然，这一影响效应明显高于对与配偶及子女等共同流动农民工的影响。根据夫妻共同流动的农民工及其配偶的年龄(15)夫妻共同流动的农民工平均年龄为37.95岁，其中配偶年龄在40岁(含)以下的占40.29%。推断，由于夫妻共同流动农民工的子女大多数在户籍地就学，他们更加期盼其子女能够在本地就学，所以对子女教育的需求较大，流迁意愿更加强烈(16)夫妻共同流动的迁户意愿均值为0.385，与配偶及子女一起流动的农民工的迁户意愿均值为0.373。其定居意愿均值分别为0.803和0.844。，进而导致城市公共服务开放度的影响效应较大。而对于与配偶及子女共同流动的农民工(17)与配偶及子女一起流动的农民工的子女平均年龄为12岁，其中15岁(含)以下的适龄上学子女比重为67.62%。来说，其子女大多数在本地就学，所以他们对子女教育的需求相对较小，流迁意愿相对较弱。

2.流动范围

本文按照流动范围将样本分为跨省、省内跨市和市内跨县3种分样本，以识别不同流动范围农民工对城市公共服务开放度的反应。由表8结果可见，城市公共服务开放度对跨省流动农民工的流迁行为有显著正向影响，而对省内跨市、市内跨县流动的农民工流迁行为影响为正但统计上不显著。这进一步表明，跨省流动农民工的流迁行为更容易受到城市公共服务开放度的影响。这一点与张开志等(2020)[27]的结论一致。相对于省内跨市和市内跨县流动的农民工来说，跨省流动的农民工流经的城市个数较多，流动时间较长，更希望在流入地稳定下来，对流入地城市公共服务开放度更加敏感。

表8 异质性分析：分流动范围

3.城市规模

2014年，国家调整出台了新的城市规模标准(《国务院关于调整城市规模划分标准的通知》(国发〔2014〕51号))，将城市划分成Ⅰ型小城市、Ⅱ型小城市、中等城市、Ⅰ型大城市、Ⅱ型大城市、特大城市和超大城市等五类七档。本文根据城市市辖区户籍人口数将样本划分成小城市、中等城市、Ⅰ型大城市、Ⅱ型大城市、特大超大城市5类分样本。表9列(1)和列(2)显示，城市公共服务开放度对小城市农民工的流迁行为有显著负向影响，而对中等城市农民工的影响为正但统计上不显著。究其原因可能是，虽然中小城市公共服务开放度高，但其公共服务质量低，再加上就业机会和发展机会少，对农民工的吸引力十分有限。因此，中小城市并不是大多数农民工最终的流迁选择地。

表9 异质性分析：分城市规模

从列(3)-列(5)看，城市公共服务对Ⅱ型大城市农民工的流迁行为有显著的正向影响，而对Ⅰ型大城市和特大超大城市农民工的影响不显著。原因可能有：一方面，是由于特大超大城市户籍限制较为严格，公共服务开放度较低，即使是在全面推行居住证制度下，农民工落户的可能性也比较小。再加上房价、生活成本等因素，也使得这一类城市很难成为农民工流迁的首选。另一方面，Ⅰ型大城市大多属于省会城市，虽然公共服务开放度较高，但Ⅱ型大城市公共服务的可及性较高，并且与农民工的市民化能力较为吻合，农民工永久迁移的可能性较大。

4.公共服务困难

在2017CMDS问卷中，有询问农民工在本地的困难情况，涉及到生意、就业、住房和子女上学等诸多方面，这为准确识别不同困难群体对城市公共服务开放度的反应提供了可能。本文在计算城市公共服务开放度过程中，教育和住房是两个非常重要的排他性公共服务领域，并且各个城市也在这两个领域增加约束条件，有限制地向农民工开放。接下来，本文以是否有住房困难和子女上学困难为依据，将样本划分成有住房困难、无住房困难、有子女上学困难和无子女上学困难4个分样本。

表10结果显示，城市公共服务开放度对有住房困难和有子女上学困难的农民工的流迁行为均有显著正向影响，且该效应均大于无困难的农民工。这一结果表明，城市公共服务除了面向一般农民工群体开放，还要重点关注在本地有实际困难的农民工，特别是涉及到住房、子女教育等困难的农民工。这应是城市公共服务及相关政策的着力点。

表10 异质性分析：分有无公共服务困难

(三)机制分析

城市公共服务开放度对农民工迁移决策可能存在多种影响机制。其中一个重要机制是，城市公共服务开放度的提高，使农民工能够从均等化的公共服务中获得归属感和融入感(张开志等，2020[27]；周颖刚等，2019[28])，进而提高农民工的永久迁移意愿，影响其流迁行为决策。农民工流入到城市后，由于自身没有本地户籍，导致其不能与本地居民同等享有城市公共服务，而“外地人”的标签使得农民工群体存在自卑心理，特别是在就业、生活等方面存在被歧视的现象。本文认为，提高城市公共服务开放度，有助于提升农民工的社会融入感，进而对农民工的流迁行为产生正向效应。

接下来，本文采用中介效应模型验证社会融合在城市公共服务开放度影响农民工流迁行为中的中介效应。本文将社会融合的主成分得分值划分为二元变量，即高于均值设置为1，低于均值设置为0。

表11为中介效应的实证结果。列(2)显示，提高城市公共服务开放度有助于提升农民工的社会融合。列(3)在列(1)的基础上，将社会融合纳入模型中，结果显示，城市公共服务开放度和社会融合对农民工流迁行为决策均有显著的正向影响。根据中介效应模型的依次检验法判断标准(温忠麟等，2004)[23]，说明社会融合在城市公共服务开放度影响农民工流迁行为中存在一定的中介效应，效果值为65.32%(18)本文采用中介效应与总效应之比来表示中介效应的效果值。。

表11 机制分析

六 结论与启示

本文以我国276个城市的居住证政策文件和2016年、2017年中国流动人口动态监测调查数据为计算依据，测算276个城市的公共服务开放度，并在此基础上，实证研究了城市公共服务开放度对农民工流迁行为的影响。研究发现：城市公共服务开放度对农民工流迁行为有显著的正向影响。平均来看，城市公共服务开放度每提高1个单位，农民工将户口迁往本地的概率显著增加26个百分点。经过替换变量、剔除样本、替换样本和更换估计方法等稳健性检验后，这一结果依然成立。异质性分析结果表明，城市公共服务开放度对夫妻共同流动、跨省流动、就业于Ⅱ型大城市和有住房和子女上学困难等农民工群体有显著影响。进一步发现，社会融合在城市公共服务开放度影响农民工流迁行为中存在一定的中介效应。

当前，国家正全面推行居住证制度，旨在建立以居住证为载体的基本公共服务提供机制。从各省(区、市)以及各个城市的做法看，居住证的“含金量”相差较大，特别是居住证持有人所享有的公共服务领域种类各不相同，对农民工的影响效应也有所差异。本文的研究结论表明，提高城市公共服务开放度，有利于提高农民工的永久迁移概率。这一结论，印证了居住证制度的方向性和重要性，此外，可以得到如下启示：第一，应以居住证制度的全面实施为切入点，提高居住证的“含金量”，提高面向农民工的城市公共服务开放度，正视农民工对子女教育、中高考、住房等公共服务的正常和合理需求，针对农民工群体设计相关政策文件，切实将农民工纳入城市公共服务提供范围和范畴之内。第二，重点关注夫妻共同流动、跨省流动和有住房和子女上学困难等农民工群体，解决农民工在本地的实际困难和现实需要。顺应农民工的流动和迁移趋势，实施差异化的城市发展路径，大力发展Ⅱ型大城市，取消不合理的限制人口政策。第三，提高城市的社会包容度，让城市发展成果惠及农民工群体，以“向农民工开放更多的公共服务领域”的形式，吸纳农民工居留和永久迁移，增强农民工的身份认同感和社会融入感，更好地推动农民工市民化进程。