城市公共服务可及性与农民工市民化能力

○倪超军 朱俊杰

（石河子大学经济与管理学院，新疆 石河子 832000）

一、问题的提出

推进“有能力在城镇稳定就业和生活的农业转移人口”有序实现市民化，这不仅是推进国家新型城镇化的首要任务，更是推动形成以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局的必然要求。近年来，中国农民工的流动规模不断扩大，并且其居留意愿也日益增强。据《2019年农民工监测调查报告》显示，2019 年农民工总量达29 077万人，比2015年增加1 330万人①国家统计局.2019年农民工监测调查（http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202004/t20200430_1742724.html）。另据中国流动人口动态监测调查数据显示，2018 年有83.82%的农民工具有明确居留意愿，比2014 年高29.11个百分点②根据2014年和2018年中国流动人口动态监测调查数据计算而得。。与此形成较大反差的是，整体上看，农民工的市民化能力较弱，与强烈的市民化意愿并不匹配，形成了“意愿强”和“能力弱”的“倒挂态势”。从农民工个体市民化进程看，市民化意愿只是其市民化的前提条件，而真正决定其能否市民化的关键是其自身的市民化能力，而这种个体能力也关系着中国整体的市民化进程。由此可见，无论是对于农民工自身来说，还是对市民化进程来说，农民工市民化能力都显得格外重要。

现有文献对农民工市民化意愿的研究较多，而对农民工市民化能力的研究相对较少。从相关文献看，对于农民工市民化能力方面的研究，总体上形成了基于人力资本[1-2]、社会资本[3-4]和可行能力[5-7]等多个研究视角和研究范式。一方面，丁静[8]、LIANG[9]、李练军[10]、刘松林和黄世为[11]等学者聚焦农民工市民化能力的内涵和评价指标，还有部分学者研究了农民工的市民化能力差异[12-13]，但因受限于数据的可得性和代表性，使得市民化能力评价存在一些不足。例如仅从收入和住房方面来衡量农民工的市民化能力并不能反映真实的市民化能力。另一方面，李练军[10]、俞林等[14]和刘传江等[15]从人力资本、社会资本、非认知能力等农民工个体方面研究农民工市民化能力的形成及影响机制，还有些学者从城市规模、雇佣行为、制度建设、土地集体产权制度和信息网络等城市宏观角度切入，研究这些因素对农民工市民化能力的影响[7,16-22]。而基于城市公共服务可及性视角的研究相对不足，本文正是基于这一视角进行分析。

2014 年以来，国家开始逐步建立基本公共服务牵引机制和提供机制，随着农民工城市公共服务可及性的提高，对其自身能力特别是市民化能力将会产生显著的影响。但现有文献对此问题的关注相对较少，对应的研究略显不足。如祝仲坤等[23]认为建立健康档案、提供健康教育等城市公共卫生服务能够显著提升农民工的可行能力。这一研究的切入点也仅局限在城市公共卫生服务方面，并未从城市公共服务可及性的视角深入探讨和研究。本文重点关注城市公共服务可及性对农民工市民化能力的影响及内在机制，这是本文的主要创新和边际贡献所在。

本文基于2017年中国流动人口动态监测调查数据（CMDS），从个体层面考察城市公共服务可及性对农民工市民化能力的影响。本文的边际贡献在于：（1）现有文献中，大多是对农民工市民化行为的主观意愿（如居留意愿和落户意愿等）方面的研究及因果推断，而对其客观能力的关注不够，尤其是基于城市公共服务视角。本文从农民工个体层面，以城市公共服务可及性即农民工实际公共服务获得为切入点，研究其对农民工市民化能力的影响及机制。本文为农民工市民化行为的研究提供了新的研究思路。（2）本文借助工具变量法进一步识别城市公共服务可及性与农民工市民化能力之间的因果关系，并深入分析了城市公共服务可及性对农民工市民化能力的影响机制。这些研究结论为流入地城市出台和优化相关农民工市民化政策提供了一定的依据和参考。

二、文献综述

（一）农民工市民化能力相关研究

农民工市民化能力相关的研究主要有三个分析框架：

一是基于人力资本理论视角下的农民工市民化能力研究。人力资本是指人们通过自身投资所形成的各种有用能力，主要体现为知识、能力和健康状况的总和[24]。而多数文献集中于人力资本如何影响劳动力的流动，并且是在SCHULTZ[24]和BECKER[25]的理论框架下进行的不同拓展，研究人力资本对农民工市民化能力的影响及形成机理[1-2,10,26]。

以人力资本理论为主体的“能力论”研究范式的核心观点在于：具有较高人力资本的农民工在城市劳动力市场上更容易获得较好的就业机会和较高的收入，更容易融入城市社会，总结来看，人力资本可以提升农民工的就业能力、收入获取能力、融入能力和未来发展能力。本文认为，人力资本理论作为农民工市民化能力研究的逻辑起点和切入点，为农民工市民化能力的相关研究提供了一定的研究范式。

二是基于社会资本理论视角下的农民工市民化能力研究。随着社会资本概念的提出，“市民化能力”的研究范式开始由人力资本转向“社会资本”，学者们以社会资本为切入点研究农民工的市民化能力相关问题。ALEJANDRO[3]认为，社会资本指处在网络或更广泛的社会结构中的个人动员稀有资源的能力。社会资本比较关注社会网络、信任和规范等社会结构资源对个人能力的影响。针对农民工群体来说，学者将社会资本引入农民工市民化相关研究中，主要研究了农民工的社会资本形成、社会资本对就业质量、农民工工资、就业、创业、社会融合[4,27-32]。可以说，以社会资本理论为主体的“能力论”依然延续了之前人力资本视角的研究思路，但强调的是个体所拥有或创造的社会网络对个体能力和决策的影响。

三是基于可行能力论视角下的农民工市民化能力研究。该类研究框架主要是以SEN[5]的可能能力为切入点开展的研究。随着可行能力概念的提出，“能力论”的研究范式开始转变为一种可行能力，即将自由加入能力研究范畴。SEN[5]将可行能力界定为：一个人拥有的享受自己有理由珍视的那种生活的实质自由。根据SEN[5]的可行能力理论，实质自由包括可行能力和工具性自由，其中前者为从事有价值活动的状态，后者代表各种制度安排，包括权利、机会和权益。工具性自由和可行能力通过福利转化从而诱发个体和群体行为。也就是说，农民工的市民化行为和决策不仅要考虑自身的人力资本和社会资本，还要考虑农民工的可行能力和流入地的制度安排。叶战备[33]指出中国农民工问题实质上是其可行能力的匮乏。而现有的多数文献运用可行能力理论研究了农民工的福利问题[34-36]。因此，农民工的市民化行为和决策可以看成是农民工根据自身能力来选择是否居留和迁户等市民化的权利和自由。

（二）城市公共服务可及性相关研究

城市公共服务可及性相关文献中的大多数关注了农民工的公共服务享有水平。有学者指出，农民工的公共服务享有水平与本地居民之间有较大差距，其根本原因是城乡二元制度[37]。总体上看，农民工并未实现与本地市民平等享受基本公共服务，农民工享受公共服务的总体水平比较低，农民工对政府提供的公共服务总体满意度不高[38]，并且城市公共服务惠及“距离”农民工群体依然较远[39]。进一步发现，绝大多数农民工（80.29%）希望政府能在公共服务完善等方面（就业技能培训、住房、子女教育等）出台相关政策，进一步完善公共服务的提供政策。

城市公共服务的可及性或获得性是影响农民工城市融合水平和市民化意愿的重要因素。学者们研究发现，一方面，农民工在城市公共服务获取方面存在困难，低获得性是影响农民工长期居留意愿和社会融合的重要原因[40-41]。张开志等[42]研究发现提高城市公共服务可及性能够显著提升农民工的永久迁移意愿。王永乐和李梅香[43]认为基本公共服务均等化对其社会融合具有显著的积极作用。邓睿[44]认为农民工在本地的健康权益可及性对其城市劳动供给有正向影响，有效降低了劳动强度，提高了劳动供给效率，进而影响农民工的就业能力。

总体而言，国内外学者对农民工市民化能力与城市公共服务方面的研究较多，这为本文的研究提供了一些必要的思路和启迪。但从研究现状看，关注点多为城市公共服务可及性对居留意愿、永久迁移意愿以及社会融合等方面，而基于城市公共服务可及性视角研究农民工市民化能力的文献较少，本文正是基于这一点，重点研究城市公共服务可及性与农民工市民化能力。

三、模型设定、数据来源与变量选取

（一）模型设定

1.最小二乘估计法（OLS）。基于以上分析，本文采用OLS 估计方法实证研究城市公共服务可及性对农民工市民化能力的影响，模型如下：

其中，abilityi为i农民工的市民化能力，accessilityij为农民工i所在城市j的公共服务可及性，Hi为农民工i的个人和家庭控制变量，Zij为农民工i所在城市j的其他控制变量。

2.中介效应模型。为进一步探究城市公共服务可及性对农民工市民化能力的影响机制，本文运用中介效应方法进行检验，构建模型（2）至模型（4），设置如下：

其中，mvi为中介变量，其中包括身份认同、自评健康和劳动供给。

（二）数据来源与说明

本文数据均来自2017年原国家卫生和计划生育委员会开展的全国流动人口动态监测调查（CMDS），该数据库的调查对象为在流入地居住一个月及以上，非本区（县、市）户口的15周岁及以上流入人口。调查样本选取主要以31 个省（区、市）和新疆生产建设兵团2015年全员流动人口年报数据为基本抽样框，采取分层、多阶段、与规模成比例的PPS 方法进行抽样。采取个人问卷和社区问卷进行。个人问卷主要包括：（1）家庭成员基本情况；（2）流动趋势和居留意愿；（3）就业特征；（4）基本公共卫生服务利用；（5）婚育情况与计划生育服务管理；（6）健康素养。2017年CMDS调查的总样本量为16.9万人，涉及流动人口家庭成员共计约45万人。

本文数据做如下处理：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，删除新疆生产建设兵团和西藏自治区的样本，并删除流入地为州、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。经样本筛选，最后得到有效研究样本54 094个。

（三）变量选取及定义

1.被解释变量：农民工的市民化能力。农民工市民化能力是指其实现从农民工转化为市民所具备的所有能力集合，具体包括“职业和身份转化”“心理和行为方式调试”和“后续持续发展”能力。鉴于农民工市民化的阶段特征对市民化能力的要求，本文借鉴LIANG[9]的研究，将农民工市民化能力划分为生存、社会适应和发展三个维度。生存能力是农民工市民化的基础和前提，社会适应能力是农民工市民化的本质和目的，发展能力是农民工市民化的重要保障，它们之间是相互影响、相互联系的统一体。在此基础上，本文建立了由3个一级指标（生存能力、社会适应能力和发展能力）、7 个二级指标和11个三级指标组成的农民工市民化能力综合指标评价体系（见表1）③由于篇幅所限，有关具体指标设置可向作者索要。。

本文采用主成分分析法和百位数分位法确定农民工市民化能力各指标的权重和标准值，具体见表1。首先，本研究根据百位数法按照100%、75%、50%、25%和0%来划分成五个分位置，并分别赋值为1、0.75、0.5、0.25 和0，所有赋值均在0～1 之间确定。以上适用于受教育程度、住房类型、社会交往、工作经验、就业身份和定居时间等多分类变量和连续变量。而对于个人相对收入、工会活动、志愿者协会活动、社区管理和社会保障卡等二元变量，则是将愿意、是、参加、办理等肯定性回答设置为1，将不愿意、不是、未参加、未办理等否定性回答设置为0。其次，运用STATA15.0 软件分别对一级、二级和三级指标进行主成分分析，最终确定各级指标的权重。最后，在前两步的基础上，依次计算各样本的三级、二级和一级指标的能力值，最后计算出农民工的市民化能力值。

表1 农民工市民化能力测度指标体系

2.解释变量。核心解释变量是农民工的城市公共服务可及性。本文所指的城市公共服务可及性，是指农民工切实享受到的城市公共服务。基于CMDS 数据，本文在现有文献的基础上，构建以基础教育、健康权益、社会保障和是否面临公共服务困难等4 个方面为核心的公共服务可及性指标体系。其中，义务教育已经在国家《居住证暂行条例》明确规定为可以享受的基本公共服务之一，本文默认农民工子女均可以享受义务教育此项服务。健康权益可及性主要以“是否听说过国家基本公共卫生服务项目，是否接受过各类健康教育④共涉及职业病、性病/艾滋病、生殖健康与避孕、结核病、控制吸烟、心理健康、慢性病、妇幼保健/优生优育、突发公共事件自救等9个方面。，是否在本地建立居民健康档案”3 个问题为计算依据，是设置为1，否设置为0。社会保障可及性主要依据“是否在迁入地参加社会保险，是否办理了暂住证/居住证”，是（本地参加、办理）设置为1，其余设置为0。此外，本文还以农民工是否在本地面临买不起房子、子女教育等公共服务困难来间接反映农民工的公共服务可及性。本文认为，如果农民工面临这些困难，说明农民工在购房、子女教育等公共服务方面的可及性不高。本文以“在迁入地是否有买不起房子的困难，以及在迁入地是否存在子女教育的困难”来判断农民工是否面临公共服务困难，有设置为0，没有设置为1。本文采用主成分分析法构建农民工的公共服务可及性综合指数⑤由于主成分得分值出现负值，本文对主成分得分统一加1，这并不影响比较分析及实证结果。，用以评价可及性水平，综合指数越大，说明农民工的公共服务可及性越强，反之亦然。

3.中介变量。本文从健康、身份认同和劳动供给等三个角度，研究城市公共服务可及性对农民工市民化能力的影响机制。

（1）健康。采用农民工的自评健康水平衡量其健康状况。主要以“您的健康状况”，分为生活不能自理、不健康但生活能自理、基本健康和健康四档，分别赋值1-4。

（2）身份认同。选取社会融入、社会接纳、社会歧视和本地认同4 个变量衡量农民工的身份认同感。分别用您是否同意“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”“我觉得已经是本地人了”等问题作为计算依据，并按照完全不同意、不同意、基本同意和完全同意四档赋值（1-4）。为避免共线性问题，本文以这4 个变量的主成分得分值作为农民工身份认同感的代理变量，纳入中介效应模型和分析框架。

（3）劳动供给。劳动时间和劳动收益是体现农民工劳动供给状况的重要指标。本文借鉴秦立建等[51]、邓睿[44]等的研究，选取周工作小时数、小时工资率和超时劳动发生率等3 个指标作为衡量农民工劳动供给的代理变量。其中，农民工的周工作小时数做对数处理。农民工的小时工资率通过“您个人上个月（或上次就业）工资收入/纯收入”和周工作小时数计算而得，并做加1 对数处理。以“周工作时间超过44 小时”为标准判别农民工是否属于过度劳动，如果周工作时间超过44小时，设置为1，说明农民工属于过度劳动，反之为0。

4.控制变量。本文引入个人特征、家庭特征、就业特征、流动特征和城市特征等5类23个控制变量，以尽可能控制其他可能影响农民工市民化能力的因素。

（1）个人特征变量。农民工的市民化能力会因年龄、性别等个人禀赋差异而有所不同。基于此，本文选取年龄（2017-出生年）、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）等变量，控制个人特征对农民工市民化能力的影响。

（2）家庭特征变量。家庭式流动已经成为农民工流动和市民化决策的主要形式，并且家庭经济条件已经成为评价其市民化能力的主要标准。此外，老家的宅基地和承包地等土地资源日益成为农民工市民化能力提升的限制因素之一。本文选取家庭收入（年家庭收入的对数值⑥年收入加1后取对数。）、宅基地（有=1，没有=0）等变量，控制家庭特征对农民工市民化能力的影响。

（3）就业特征变量。能够在流入地找到与自身能力相匹配的就业岗位，是农民工实现市民化的重要前提和条件。为更好地控制就业特征对农民工市民化能力的影响，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、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；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（垄断性行业=1，其余类型=0）⑧垄断性行业包括电煤水热生产供应、交通运输、仓储和邮政、金融、科研和技术服务、水利、环境和公共设施管理、专业设备制造等，其余为非垄断行业。、单位性质（其他、个体工商户、民营私营、国有单位⑨本文按照所有制性质，将就业单位划分成机关事业及国有企业（含机关和事业单位、国有及国有控股企业）、集体企业、民营和私营企业（含股份/联营企业、个体工商户、私营企业、港澳台独资企业、外商独资企业、中外合资企业）和其他（含社团/民办组织、其他和无单位）四类。，分别取值1-4）等变量。

（4）流动特征变量。农民工的流动时间越长，往往预示着其工作经验较为丰富，其市民化能力就越强。而流动范围的不同，不仅反映出农民工差异化的市民化决策，还能体现出自身市民化能力的差异（如社会网络规模和市场）。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）等变量，控制流动特征对农民工市民化能力的潜在影响。

（5）城市特征变量。城市特征变量，不仅会对农民工的市民化能力产生影响（如高房价对农民工身心健康的影响），还可能会影响到城市公共服务的供给以及农民工的城市公共服务可及性。基于此，本文控制人均医疗资源（城市市辖区人均医院数）、城市规模（城市市辖区户籍人口数）、房价（根据销售额和销售面积计算而得，并取对数）等城市特征变量。

本文还控制了地区固定效应，设置了地区变量，东部地区、中部地区、西部地区和东北地区，分别设置1-4，并以虚拟变量形式引入模型。此外，本文还控制了农民工流出地的省份固定效应。

四、实证结果分析

（一）基准结果

表3 汇报了农民工的城市公共服务可及性对其市民化能力影响的基准回归结果，其中回归（1）只包括城市公共服务可及性变量。由表3 估计结果显示，城市公共服务可及性对农民工市民化能力有显著的正向影响。表3 中的回归（2）在回归（1）的基础上，加入了年龄及其平方、性别、婚姻状态等个体变量，结果显示，在控制农民工个体特征情况下，城市公共服务可及性对农民工的市民化能力有显著的提升作用。进一步地，回归（3）同时加入了家庭月收入、宅基地等家庭变量。结果表明，城市公共服务可及性依然对农民工市民化能力有显著的正向影响。回归（4）和（5）逐步加入了就业特征（职业类型、行业类型、就业单位性质）和流动特征（流动时间、流动范围）变量，从估计结果看，在控制了农民工的个体、家庭、就业和流动等变量后，城市公共服务可及性还是对农民工市民化能力有显著正向影响，估计系数也较为稳定。回归（6）在回归（5）的基础上，加入了房价、每千人医院数和城市规模等城市特征控制变量，估计结果依然显著为正。以上结果表明，提高农民工的城市公共服务可及性，有利于提升农民工的市民化能力。

表2 主要变量统计描述

表3 城市公共服务可及性对农民工市民化能力的影响：OLS估计结果

控制变量对于农民工市民化能力的影响基本符合本文的预期。个体变量方面，年龄与农民工的市民化能力呈现出倒“U”型关系。男性农民工的市民化能力较强。家庭变量方面，农民工的家庭收入越高，其市民化能力就越强。宅基地对农民工的市民化能力有一定的抑制作用。就业特征变量方面，相对于从事常规性操作性工作的农民工来说，从事非常规性操作性工作、常规性知识性工作和非常规性知识性工作的农民工的市民化能力更强。

就业于垄断性行业农民工的市民化能力更强。相对于就职于其他类型单位的农民工来说，就职于国有单位农民工的市民化能力最强，其次是民营私营企业。流动特征方面，农民工的流动时间越长，其市民化能力越强。相对于跨省的农民工来说，市内跨县农民工的市民化能力较强，省内跨市农民工的市民化能力次之。城市控制变量方面，房价对农民工的市民化能力有负向影响，每千人医院数和城市规模对农民工的市民化有显著的正向影响。

（二）工具变量估计结果

本文选取城市开放非排他性领域个数和农民工申领居住证的限制比例（2016年）共同作为农民工的城市公共服务可及性的工具变量。

城市开放非排他性领域个数满足工具变量的相关性和外生性条件。首选，城市开放非排他性领域个数与农民工的城市公共服务可及性存在相关性。城市面向农民工开放的非排他性公共服务领域越多，其城市公共服务可及性就越高。其次，工具变量的外生性要求城市开放非排他性领域个数，除了通过城市公共服务可及性影响农民工市民化能力之外，不能直接影响农民工的市民化能力。城市开放非排他性领域个数这一变量是根据各个城市的居住证政策文件计算而得的，其中并不涉及农民工的任何个人信息，也不会直接影响农民工的市民化能力，外生性较强。

用城市公共服务可及性对城市开放非排他性公共服务领域个数做回归验证统计上的相关性，结果发现，城市开放非排他性公共服务领域个数对城市公共服务可及性有显著的正向影响。也就是说，城市向农民工开放的非排他性公共服务领域越多，农民工获得城市公共服务的难度就越小，其公共服务可及性就越大。

本文同时还选用农民工申领居住证的限制比例（2016 年）做工具变量，该变量主要是基于2016年全国流动人口动态监测数据（CMDS）和城市居住证文件计算而得，其中并不包含基准回归中采用的农民工个体信息（2017年）。特别是控制了2017年城市公共服务开放度之后就不再对农民工的市民化能力有影响。此外，本文还对这两个工具变量的外生性和过度识别进行了检验，结果表明，接受工具变量均为外生的原假设，通过了过度识别检验。基于以上分析，本文认为城市开放非排他性领域个数和农民工申领居住证的限制比例（2016年）共同作为农民工的城市公共服务可及性的工具变量是一个合理的组合。

城市开放非排他性公共服务领域个数的系数显著为正，表明开放非排他性公共服务领域越多的城市，其农民工的城市公共服务可及性就越高；同时，农民工申领居住证的限制比例（2016 年）与城市公共服务可及性呈显著正相关的关系。同时，经验上可以排除弱IV的可能。城市公共服务可及性越高，农民工的市民化能力越强。与表3的OLS回归结果相比，运用IV 估计的城市公共服务可及性对农民工市民化能力的影响效果变得更大。

（三）稳健性检验⑪受篇幅限制，文中未列示稳健性检验结果，如有需要可向作者索取。

本文变换被解释变量和核心解释变量、分能力指标和删除样本三个维度，进行回归的稳健性检验。

1.变换被解释变量。本文将农民工市民化能力设置成二元变量，即高市民化能力和低市民化能力两类，其中高于均值以上的市民化能力设置成1，低于均值的设置为0。高市民化能力的估计结果显示，加入城市开放非排他性公共服务领域个数和农民工申领居住证的限制比例（2016年）工具变量后，公共服务可及性对高市民化能力有显著正向影响。进一步说明提高农民工的城市公共服务可及性，有利于提升其市民化能力特别是高市民化能力。

2.变换核心解释变量。本文将城市公共服务可及性设置成二分变量，即高城市公共服务可及性和低城市公共服务可及性两类，其中高于均值以上的城市公共服务可及性设置成1，低于均值的设置为0。估计结果显示，城市公共服务可及性有利于提升农民工的市民化能力等级。这一结论，与表3的基准回归结果和表4 中的工具变量估计结果较为一致，特别是控制了相关特征变量后依然稳健。

表4 城市公共服务可及性对农民工市民化能力的影响：工具变量估计结果⑩受篇幅限制，文中未列示工具变量估计全部结果，如有需要可向作者索取。

3.删减样本。考虑到年轻群体因就业受到公共服务可及性的影响会有不同，作为稳健性分析，本文删除了25岁以下（1992年以后出生）的农民工样本。同时考虑到国家新型城镇化（2014 年）、居住证（2016 年）等⑫2014年出台的《国家新型城镇化规划（2014—2020）》和2016年颁布实施的《居住证暂行条例》。农民工市民化政策的影响，因此，本文将2014 年及以后的样本删除进行回归分析。删除2014年及以后的样本之后，城市公共服务可及性对农民工的市民化能力的影响依然稳健。另外，删除25岁以下的样本后，这一结论依然成立。

（四）异质性分析⑬受篇幅限制，文中未列示异质性分析结果，如有需要可向作者索取。

本部分将从代际和年龄、流动规模和类型以及就业身份等3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可及性对农民工市民化能力影响的异质性。

1.分代际和年龄。本文依据年龄将样本分成三组：“七零”后及其他（1979 年之后，38 岁及以上）、“八零”后（1980—1989 年出生，年龄在28～37岁之间）和“九零”后（1990 年及以后出生，年龄27岁及以下）。城市公共服务可及性对“七零”后及其他、“八零”后和“九零”后农民工的市民化能力有正向提升作用，比较来看，与“七零”后和“九零”后相比，“八零”后农民工的市民化能力对城市公共服务可及性更为敏感。这是因为，“八零”后农民工正值年轻壮年，市民化能力还有很大的提升空间，特别是这一群体的公共服务需求更为迫切。

2.分流动规模和类型。本文将从不同流动规模和类型，进一步研究城市公共服务可及性对农民工市民化能力影响的异质性，以辨识不同群体对这一影响的反应。城市公共服务可及性对“与配偶一起流动”和“与配偶和子女一起流动”农民工的市民化能力均有正向显著的影响，并且“与配偶和子女一起流动”的农民工对城市公共服务可及性更为敏感。这主要是因为农民工的家庭成员越多，特别是小家庭的完整流动，其市民化决策和目标就更趋向于一致，特别是当城市公共服务可及性增强的时候，对于提升农民工的市民化能力乃至家庭的市民化能力均会有一定的促进作用。

3.住房和技能。无自有住房的农民工，自身的技能水平也十分有限，本部分将加入不同技能因素做进一步分析。本文将拥有高中及以上学历的农民工归为高技能组，将拥有初中及以下学历的农民工归为低技能组。城市公共服务可及性对无自有住房的农民工的市民化能力有显著的正向作用。表明提高无自有住房农民工的城市公共服务可及性，有利于提升他（她）们的市民化能力，无自有住房且低技能的农民工对城市公共服务可及性更为敏感。主要是因为无自有住房的农民工，自身的市民化能力往往比较弱，特别是低技能的更是如此。当提高这一群体的城市公共服务可及性，自身的市民化能力提升的幅度要大于高技能群体。

五、机制分析

下面本文将从健康、身份认同感和劳动供给角度，实证分析城市公共服务可及性对农民工市民化能力的影响机制。

（一）健康提升机制

人口迁移对农民工健康的影响存在三个方面的效应，即负向效应、正向效应和选择效应[45-50]。健康作为农民工重要的人力资本，同时也是其市民化能力的重要影响因素。本文认为，城市公共服务可及性的提高，可以通过改善农民工的健康状况来提升农民工的市民化能力。一方面，迁移到大城市和城镇地区后，医疗卫生资源的可得性提高，农民工获得更好的医疗卫生服务的机会增加，从而有利于其健康状况[51]，进而提升农民工的生存能力和发展能力。另一方面，随着城市公共服务可及性越来越高，农民工可以得到当地的医疗资源和社会支持，可以降低来自本地人的歧视，从而对其身心健康产生积极影响[52]，能够更好地提升农民工的适应能力。本文以自评健康衡量农民工的健康状况，验证城市公共服务可及性是否改善了农民工的健康状况。表5 报告了城市公共服务可及性对农民工市民化能力的影响机制。回归（1）的健康提升机制估计结果表明，城市公共服务可及性对农民工的自评健康有正向显著影响，即提高农民工的城市公共服务可及性可以改善其健康状况，间接提升其市民化能力。

（二）身份认同机制

一方面，与本地居民在基本公共服务可及性方面的巨大差距已经成为新生代农民工城市融合的根本性障碍[43]，并且农民工在务工地的公共服务体验感较差，尤其是在就业服务、社会服务、社会保障上的感知体验仍远低于预期[39]，身处于这种情景中的农民工，特别是在“身份歧视”的情况下，自身的市民化能力也不能得到完美展现。另一方面，提高就业帮扶、子女教育和基本医疗卫生服务等基本公共服务可及性不仅有助于农民工的社会融合[41-42]，还可以显著提升农民工的城市身份认同感[53]，农民工的这种身份认同感既是其市民化能力的体现又是提升其市民化能力的催化剂。也就是说，提高农民工的城市公共服务可及性，不仅可以促成其市民化能力的形成和提升，还可以通过其身份认同感间接作用于农民工市民化能力，进而影响其市民化行为和决策。表5回归（2）中的身份认同机制估计结果表明，城市公共服务可及性对农民工的身份认同有正向显著影响。表明提高农民工的城市公共服务可及性可以提高其身份认同感，间接提升其市民化能力。

（三）劳动供给机制

城市公共服务可及性的提高对农民工的劳动供给可能存在强化和抑制的双重作用渠道：一方面，城市公共服务向农民工的覆盖和惠及，有助于增强抵御疾病和未来不确定性等风险的能力，并在一定程度上提高家庭劳动力的分工协作，特别是会增加自身的人力资本投资，进而进一步提高其劳动供给效率[44]，即劳动小时工资率。另一方面，城市公共服务可及性的提高可以降低农民工的劳动供给强度（劳动时间和过劳劳动比率），并且使得其劳动时间资源的分配更加趋于合理化，更加利于农民工的长期发展及其市民化能力的储备和提升。根据预防性劳动供给理论的核心观点，在缺乏保障和未来不确定性增加的情况下，劳动力倾向于提供更多的劳动力供给，以应对未来风险和不确定的冲击。特别是对农民工群体来说，由于大多就业“非正规部门”，其就业时间较长、劳动强度较大，超时劳动或过度劳动现象普遍存在⑭据2017年CMDS数据显示，农民工的平均周工作时间为58.05小时，其中超过44小时的高达76.94%。。表5 回归（3）至回归（5）中的劳动供给机制估计表明，城市公共服务可及性对农民工的劳动供给效率（小时工资率）有正向显著影响，城市公共服务可及性的提高可以减少工作时间和降低过度劳动发生率，从而降低劳动强度。

表5 中介机制

六、结论与启示

本文基于2017年中国流动人口动态监测调查数据（CMDS），从个体层面考察城市公共服务可及性对农民工市民化能力的影响。考虑到城市公共服务可及性与农民工市民化能力之间存在反向因果关系，本文在使用工具变量法进行回归后发现，城市公共服务可及性对农民工市民化能力有正向显著影响。农民工的城市公共服务可及性越高，其市民化能力就越强。上述结果在经过变换变量等一系列稳健性检验之后仍然稳健。进一步研究发现，城市公共服务可及性对“八零”后、与配偶和子女一起流动和无房且低技能等农民工群体的影响更为显著。此外，城市公共服务可及性通过健康提升机制、身份认同机制和劳动供给机制来影响农民工的市民化能力。

当前，农民工的城市公共服务可及性比较差，导致其市民化能力比较弱，最终使得农民工市民化进程较慢。基于上述结论，本文得到以下政策启示：一是提高居住证“含金量”，提高对农民工群体的吸引力，让这一群体享受更多的公共服务，提高农民工的城市公共服务可及性。降低或取消居住证的申领门槛和条件，让居住证成为农民工享有公共服务的普惠性制度。国家各部门应在充分调研的前提下，摸清农民工群体的公共服务需求，并根据农民工群体的需求变化适时调整《居住证暂行条例》的修订工作。农民工流入省区和城市，要积极回应农民工的正当公共服务需求，将农民工的需求纳入城市经济社会发展规划和工作之中，研究、筹划和出台面向农民工群体的公共服务范围和种类，逐步提高居住证的“含金量”，让居住证成为吸引农民工居留城市和永久迁移的重要力量。建议各城市降低或取消一些关键领域的限制和约束条件，特别是与农民工比较关注的子女教育领域，解决农民工的后顾之忧。二是提高农民工的城市公共服务可及性，有助于提高农民工的市民化能力，方便农民工群体更好地融入城市社会。建议取消农民工子女入学限制条件，增加民办学校供给，提高对农民工子弟学校的支持力度和财政支持，改善其教育教学质量。研究制定农民工随迁子女义务教育后参加中考、高考办法。以国家基本卫生项目建设为抓手，以社区和工作单位为依托，提高农民工建立居民健康档案比例，通过互联网、手机和社区等多种手段宣传健康教育，提高农民工的健康素养水平。落实工作单位责任，积极引导正规就业的农民工在本地参加城镇职工医疗保险、工伤、失业、生育等社会保险。对于非正规就业的农民工，加大宣传，积极引导参加城镇居民医疗保险，有条件地缴纳住房公积金，保障其住房权益。三是通过培训、技能和引导等多种手段，增加农民工的人力资本投资，提高农民工的市民化能力，提高其居留意愿和永久迁户意愿，推动其市民化进程。对于农民工的户籍地而言，应针对农民工的就业需求以及就业趋势，有针对性地开展技能、岗前培训，提升其就业能力。而对于农民工的流入地而言，应以社区或居住地为主导，开展骑手、家政、餐饮等重点领域的专业技能培训，提升其就业能力。