杨金娇,王智勇,2
(1.中国社会科学院大学 应用经济学院,北京102488;2.中国社会科学院人口与劳动经济研究所,北京100028)
国家自2014年发布《国家新型城镇化规划》以来,逐步取消落户限制,推动农民工在流入地落户,《2019年新型城镇化建设重点任务》中明确城区常住人口300万以下的城市要全面取消落户限制。可以说,除了少数城市以外,大部分城市普遍降低了落户限制,更有甚者实施“零门槛”落户政策[1]。随着城市落户限制的逐步取消,现阶段推进城镇化的难题逐渐从农民工不能落户转变为不愿落户[2]。不愿落户的农民工中不乏有一些是因为无法负担定居成本,从而采取“候鸟式”迁移以增加家庭收入,这部分农民工并不打算在流入地定居,没有落户意愿是可以理解的。但2017年中国流动人口动态监测调查数据显示,打算在流入地定居的农民工中仍有36.09%的人不愿落户,即使在可以负担定居成本的前提下,农民工仍然不愿意落户。这种定居不落户所导致的“不完全市民化”现象不仅制约了城市发展的长期规划,也降低了公共资源的配置效率[3]。积极推动农民工在就业地落户,不仅有助于释放土地红利,激活农村资产,为乡村全面振兴注入强大动力;还能缓解城乡矛盾,减少社会不稳定因素,为城市和谐发展提供坚实保障。户籍地和工作地在空间上的分离是农民工群体最典型的特征,农民工选择不同的流动范围意味着其在流入地所面临的社会环境、文化氛围、公共服务都存在较大差异,对其落户意愿会产生明显影响。因此,基于流动范围对农民工落户意愿展开研究,能够找出制约新型城镇化进程的因素,为深化户籍制度改革、降低市民化成本、加快城镇化进程、推进城乡融合发展提供支持依据。
随着农民工群体的日益壮大,推动农民工在城镇落户是促进城乡资源优化配置、推进城乡一体化发展、实现城乡共同繁荣的必要手段,对农民工落户意愿的研究成为学界广泛关注的热点。本研究从落户意愿的影响因素、流动范围对落户意愿的影响2个方面进行文献评述。
1.农民工落户意愿的影响因素。已有文献从个体、家庭、地域、流动特征等多个方面分析落户意愿的影响因素。从个体因素来看,性别、年龄、婚姻、人力资本等人口学特征显著影响农民工落户意愿[4-5]。从家庭特征来看,子女教育[6]、家庭规模[7]、家庭资产[8]均是影响落户意愿的重要因素。地域因素主要包括流入地的住房情况[9]、落户门槛[10],以及户籍地的农地流转[11]、土地权利[12]、农村权益[2]等。流动特征包括迁移范围[2]、流动时间[13]、方言距离[14]等。
2.流动范围对农民工落户意愿的影响。虽然现有文献对影响落户意愿的因素做了较为丰富的研究,但以流动范围作为解释变量的文献还十分缺乏。部分文献基于调查数据初步描述了流动范围与落户意愿的关系,如苏红键基于中国流动人口动态监测调查[2],程郁等基于中国家庭金融调查[15],得出了当迁移范围越大时,农民工的落户意愿越高的特征事实。在这2篇文献中,流动范围只是影响落户意愿的众多因素之一,并不是文章的重点研究对象。还有文献对流动范围和定居意愿的关系进行了实证分析,得出在跨省、省内跨市、市内跨县3种流动范围中,省内跨市的农民工定居意愿最强[16]。定居是事实性永久迁移,而落户是制度性永久迁移[14],流动范围对定居意愿和落户意愿的作用效果不一定相同。对落户意愿的研究关系到户籍制度的改革方向和城镇化质量的提升,因此,有必要以落户意愿为被解释变量,进一步探讨流动范围的作用。
综上所述,学界关于农民工落户意愿影响因素的研究成果颇为丰富,但鲜少关注流动范围对农民工落户意愿的影响效果和机制。少数考察流动范围作用的文献,均以省市为界划分跨省流动、省内跨市流动和市内跨县流动3种类型。中国的经济发展和人口聚集呈现出新的特征,逐步从传统的省域经济向城市群经济转变,经济规律驱使农民工大量流入城市群,城市群也成为推进新型城镇化的主体形态,因此有必要结合新的政策变化和流动特征,进一步拓展流动范围的研究边界。鉴于此,本研究基于2017年中国流动人口动态监测调查微观数据,实证检验了城市群流动范围对农民工落户意愿的作用、中介效应及区域异质性,本研究能够反映正在变化的新经济形势和新流动特征,结论在一定程度上丰富了农民工落户意愿影响因素的相关研究。
随着城市群一体化的深入推进,流入地和流出地为同一城市群的农民工,通行成本和制度成本大幅降低,使得他们可以兼顾家乡和就业两地,从而降低在流入地的落户意愿。(1)交通建设一体化降低通行成本[17]。城市群在更加广阔的地理空间上构建了以铁路、公路、水路为主要形式的公共交通脉络,使同一城市群流动的农民工出行更加高效便捷。发达的交通网络增强了交通便利性,这不仅使得城市群内的农民工在城市中打工赚钱更加方便,同时回家乡探亲也更加轻松。这种生活方式避免了在城市中落户定居需要支付的高昂生活成本。(2)城市治理一体化降低制度成本。城市群内的部分行政部门开始统筹管理,逐步探索政务服务异地互通、公共资源共建共享、相关证明互认互办的机制,在就医结算、公积金使用、社保卡申领、养老关系转移等方面,逐步实现区域统一受理[18]。这些措施对于在城市群内流动的农民工来说,即使在就业地不落户,也能享受到更加简化的办理流程和方便的异地办事服务,有效地降低了制度成本,从而大幅减少了农民工在流入地落户的意愿。
可见,农民工的流动范围是影响其在流入地落户的重要因素。鉴于此,本研究提出假设H1:城市群内流动显著负向影响农民工在流入地的落户意愿。
首先,农民工在流入地享受公共服务的难易会受到流动范围的影响。在城市群一体化和都市圈同城化目标的指引下,城市群内部的城市探索实行积分互认、户口通迁等制度。国家也先后出台重要文件支持“除超大、特大城市外,在具备条件的都市圈或城市群探索实行户籍准入年限同城化累计互认”,“探索实行城市群内户口通迁、居住证互认制度”。 流入地和流出地属于同一个城市群的农民工更容易解决就业、教育、医疗、养老、住房等问题,降低公共服务获取难度,满足其在就业地的公共服务诉求。
其次,农民工是否在流入地落户与他们获取公共服务的难易有关[19]。农民工在城市落户很大程度是为了获得“市民”的制度性身份,从而享受城镇户籍绑定的城市公共服务和福利待遇,提升生活便利性[20]。若农民工不落户也能方便地享受公共服务,则会更倾向于保留农村户口。一方面,保留农村户口可以保留宅基地使用权(住房保障)和土地承包权(收入保障)。土地是农民非常重要的财产[21],随着农村土地价格上升,享受的集体分红、土地补贴、征地补偿等不断增加,土地附着的隐性福利越来越多[20]。另一方面,保留农村户口大大降低了居留在城市的风险。在社会保障不够完善的背景下,农民工的城乡两栖模式降低了迁移的风险[22]。若未来经济出现衰退、城市就业受到冲击,农民工难以负担城市生活成本之时,拥有农村户口还保留了返乡规避风险的退路。
基于上述理由,本研究提出假设H2:公共服务获取在流动范围对农民工落户意愿的影响中发挥中介作用。
公务服务获取是城市群流动范围影响落户意愿的重要机制,城市群一体化程度的差异,导致了不同地区公共服务均等化不同,城市群流动范围对落户意愿的影响在不同区域存在明显差别。(1)城市规模异质性。超大城市人口规模庞大、城市治理复杂,公共服务供给不足难以满足所有居民的需求[23],国家大力推行的城市群公共服务均等化在超大城市执行相对比较困难。即使同城市群流动的农民工,在超大城市获取公共服务的难度也并没有降低,城市群流动范围发挥的作用有限。在其他城市,流入人口压力较小,公共服务均等化更易实现,城市群流动范围能够通过影响公共服务获取影响落户决策。(2)城市群异质性。不同城市群覆盖的城市数量不同,以珠三角和长江中游城市群为例,前者仅覆盖9个城市,后者却包含31个城市。对于城市数量更多的城市群来说,城市间竞争更加激烈、协作难度急剧增加、经济联系相对薄弱、城市差距愈加明显,这不仅影响城市群一体化建设,更制约公共服务均等化推行[24]。因此,在不同城市群,流动范围对落户意愿的作用存在差异。
综上,本研究提出假设H3:流动范围对农民工落户意愿的影响存在区域异质性。
本研究基于流动人口动态监测调查数据(CMDS)展开分析,该调查由国家卫健委组织,自2009年起每年在31个省、市、自治区及新疆生产建设兵团针对流动人口大规模开展一次,最新一次调查在2018年。由于2018年的调查存在部分变量的缺失,故选用2017年数据展开研究,2017年参与调查的样本量为169 989户。
根据研究需要,对样本数据进行如下处理:第一,由于本研究关注农民工群体,故只保留农业户籍的流动人口。第二,因其他原因(家属随迁、婚姻嫁娶、拆迁搬家、学习培训、参军、出生、异地养老)迁移的样本可能受到更多特殊因素的影响,只保留由于务工或经商原因迁移的样本。第三,长三角、珠三角、京津冀、长江中游和成渝五大国家级城市群是我国流动人口的主要集聚区和城镇化的主战场,只保留流入这5个城市群的样本。在剔除重要变量缺失、异常值和极端值后,最终获得47 504个有效样本。
本研究将变量分为因变量、自变量、中介变量和控制变量。各变量的赋值和描述性统计具体如表1所示。
1.因变量。因变量为落户意愿。CMDS问卷中针对落户意愿设计的问题为“如果您符合本地落户条件,您是否愿意把户口迁入本地”,选项有“愿意,不愿意,没想好”。将选择“愿意”的看作有落户意愿,赋值为1,将选择“不愿意”和“没想好”的看作没有落户意愿,赋值为0。落户意愿的衡量方式与邱红和周文剑的研究一致[25]。落户意愿的均值为0.39,表明在全样本中,只有39%的农民工愿意在流入地落户,超出一半的农民工不愿意在就业城市落户。
2.自变量。自变量为流动范围。根据农民工的户籍地和现居地,确定其流出城市和流入城市分别所属的城市群。若流出城市和流入城市均属于同一个城市群,则流动范围为1,农民工在城市群内流动;否则流动范围赋值为0,农民工为跨城市群流动。流动范围的均值为0.4,表明流入五大城市群的农民工,有40%都是在同一城市群内流动,城市群内部人口流动比较频繁。
3.中介变量。中介变量为公共服务获取。本研究选择以下问题衡量农民工在流入地的公共服务获取综合指标:是否存在子女教育困难、是否存在购房困难、是否参加本地医疗保险。其中,子女教育困难根据问题“目前在本地,您家有子女上学问题的困难吗”,没有困难赋值为1,有困难赋值为0。购房困难根据问题“目前在本地,您家有购房困难吗”,没有困难赋值为1,有困难赋值为0。参加本地医疗保险依据问题“您在本地是否参加以下医疗保险(新型农村合作医疗保险、城乡居民合作医疗保险、城镇居民医疗保险、城镇职工医疗保险、公费医疗)”,只要在流入地参加了其中任何一项保险,赋值为1,未在流入地参加任何一项保险,赋值为0。考虑到各变量间的相关性,采用主成分分析法构建公共服务获取的综合指数,数值越大,公共服务获取越容易。
上述3个指标分别对应了农民工在流入地获得子女义务教育、住房保障、医疗服务3类公共服务,虽然不能代表所有类别的公共服务,但一定程度上反映了农民工在流入城市获取公共服务的难易程度,仍具有较强的代表性。
4.控制变量。参考既有文献,选取婚姻、教育、年龄、性别、流动距离、流动时长、户籍地家人数量、老家是否有承包地、老家是否有宅基地、就业身份等个体、家庭、流动特征加以控制[25]。婚姻的均值为0.83,表明被调查者多为已婚状态;教育的均值为9.80年,表明被调查者受教育水平整体不高,多为初高中水平;年龄的均值为35.7,表明被调查者中青壮年居多;性别的均值为0.57,表明男性农民工比女性农民工多;流动距离均值为480公里,表明农民工的工作地和户籍地距离较远;流动时长均值为6.02年,表明农民工较长一段时间处于流动状态;户籍地家人数量均值为0.68人,表明农民工老家普遍有家人留守;承包地和宅基地分别为0.61、0.80,表明大部分被调查者在农村均有土地;就业身份均值为0.34,表明更多农民工是被雇佣者。
表1 各变量的赋值和描述性统计
1.Probit模型。本研究的因变量落户意愿是取值为0和1的二分类变量,适合采用Logit或Probit二值选择模型,由于后面的实证过程需引入工具变量处理内生性问题,因此采用Probit模型更合适。基准回归方程设定如下:
Prob(Yi=1)=Φ(α0+α1Xi+α2Ci+uj+ε)
(1)
Prob(Yi=1)是农民工在流入地落户的概率,Xi为核心解释变量,表示农民工i的城市群流动范围;Ci是控制变量,控制影响农民工落户意愿的其他因素;uj为流入城市的固定效应,控制流入城市层面所有不随时间变化的因素;ε为随机干扰项。α0、α1、α2为待估参数。由于Probit回归的系数没有意义,下面的实证结果中仅汇报Probit回归的边际效应。
2.IV-Probit模型。个人偏好、个人能力等不可观测的遗漏变量可能同时影响农民工的流动范围和落户意愿,导致结果有偏,此类遗漏变量所导致的内生性问题常用工具变量法解决。
本研究拟采用农民工首次流动范围作为自变量的工具变量,其依据是:一方面,相关性。农民工再次选择流动范围时,一般会基于以往的流动经历和生活经验做出相应的判断,因此首次流动范围和本次流动范围之间具有相关性。另一方面,外生性。首次流动范围是过去的选择,并不会对现阶段农民工的落户意愿产生影响,因此首次流动范围对农民工现阶段的落户意愿来说是外生的。从理论上来说选择首次流动范围作为工具变量有一定的可行性。工具变量模型(IV-Probit)设定如下:
(2)
(3)
3.倾向得分匹配。由于农民工的流动范围是自我选择而非随机分配的结果,可能存在样本自选择问题。本研究使用倾向得分匹配方法(PSM)构建“反事实框架”,该方法通过减少对函数形式设定的依赖,缓解了函数形式设定偏误问题,能够得到更加稳健的估计结果[26]。具体模型如下式:
τATT=E(Y1|Xi=1)-E(Y0|Xi=1)
(4)
Y1和Y0分别表示当农民工i在同一城市群流动和跨城市群流动时,其在流入地的落户意愿。E(Y1|Xi=1)表示城市群内流动农民工的落户意愿均值,这可以在样本中观测到,E(Y0|Xi=1)则表示这批农民工(城市群内流动)若选择跨城市群流动时,其落户意愿均值,这是样本中无法观测到的反事实结果。当在满足条件独立性假设的前提下,依据选定的协变量,可以从控制组(跨城市群流动)中匹配到与实验组(城市群内流动)特征相似的个体,从而用控制组个体的结果来估计实验组个体的反事实结果,进而得到因果效应τATT。
4.中介效应模型。根据前文的分析,农民工的流动范围可能会影响其在流入地公共服务获取难度,进而影响其落户意愿。因此,为了验证公共服务获取的中介效应,在方程(1)的基础上,基于温忠麟和叶宝娟的中介效应模型逐步回归进行检验[27]。模型设定如下:
Si=c0+c1Xi+c2Ci+uj+ε
(5)
Prob(Yi=1)=Φ(d0+d1Xi+d2Si+d3Ci+uj+ε)
(6)
Si为中介变量——公共服务获取,机制检验主要对c1和d2进行检验,若两者均显著,则进一步检验系数d1,若d1也显著,则表明Si存在部分中介效应,不显著则表明其为完全中介效应。
表2报告了城市群流动范围影响农民工落户意愿的基准回归结果。列(1)中仅加入核心解释变量城市群流动范围,列(2)中加入其他影响农民工落户意愿的控制变量,列(3)进一步控制流入城市的固定效应。
列(1)—(3)的结果均显示流动范围的边际效应显著为负,这说明,农民工在城市群内流动显著降低其在流入城市的落户意愿。具体来看,相比于跨城市群流动的农民工,流出地和流入地属于同一城市群的农民工,其在流入地的落户意愿显著降低2.4%。当流动范围比较小时,城市群内发达的交通系统,便于农民工游走于城乡之间,同时兼顾户籍地的家人照看和流入地的就业岗位,而且他们在流入地获取社会保障的障碍更少,放弃农村户口成为市民的必要性不强[28]。
控制变量结果显示:有配偶、高学历、年龄长以及女性农民工在流入地落户意愿更强;流动距离越短,打工时间越长,户籍地家人数量越少有助于农民工在工作地落户;家里有承包地和宅基地则会显著抑制农民工落户。
表2 Probit回归结果
1.改变因变量取值。本研究的因变量为落户意愿,基础回归中将选择“没想好”的农民工视为不具有落户意愿,但选择“没想好”的个体其落户意愿具有不确定性。借鉴刘金凤和魏后凯的做法,剔除“没想好”的群体,明确有落户意愿和无落户意愿的样本[14]。回归结果如表3的列(1)所示,城市群流动范围的系数依然显著为负。
表3 稳健性检验
2.省内流动和跨省流动样本。城市群是基于城市间的经济联系和空间位置划分的[30],同省城市更易被划分至同一个城市群,农民工的省市流动范围可能对本研究结果存在干扰。分别筛选出省内流动和跨省流动样本,单独进行回归,结果如表3的列(2)和列(3)所示。
当考察样本全部为省内流动时,若农民工的流出地和流入地同属于一个城市群,落户意愿将降低4.5%,在1%的水平上显著。当样本全部为跨省流动时,农民工在同一城市群内流动,其落户意愿将降低0.4%,在10%的水平上显著。以上结果说明在排除省市流动范围的干扰后,城市群流动范围对落户意愿的作用结果是稳健的。
3.工具变量法。为了应对遗漏变量、双向因果带来的内生性问题,选择首次流动范围作为工具变量进行两阶段回归。结果如表3中的列(4)所示,变量外生假设的Wald检验结果的P值为0.020,故可在5%的水平上拒绝流动范围为外生的原假设,存在内生性问题。列(4)给出两阶段估计中第一阶段的F值,F统计值为1 609,说明不存在弱工具变量问题,工具变量对内生变量有较强的解释力。引入工具变量后,城市群流动范围的影响方向、显著性与基准回归相比没有发生明显变化,城市群内流动抑制农民工在流入地落户的结论依然稳健。
4. 倾向得分匹配。倾向得分匹配在一定程度上能够缓解自选择问题带来的估计偏差,具体步骤如下:(1)根据流动范围将样本划分为处理组和控制组,在城市群内流动的农民工为处理组,跨城市群流动的农民工为控制组。(2)将影响流动范围和落户意愿的个体和家庭特征变量纳入协变量中,具体选取婚姻状况、教育年限、年龄、性别、老家承包地、老家宅基地、就业身份等变量。(3)使用Logit模型估计出每个农民工在城市群内流动的概率,基于倾向得分值匹配构造各方面特征相似的控制组。(4)检验匹配后处理组和控制组是否通过平衡性检验。(5)计算得出处理组和控制组的落户意愿差异,即为城市群流动范围的平均处理效应(ATT)。
平衡性检验结果表明,在不同的匹配方式下,匹配后所有变量的标准化偏差均小于5%,联合显著性检验显示,模型整体的伪R2从18.4%下降至1%之内,系数B均小于25,系数R均处于0.25~2之间,表明构造出的控制组的协变量与处理组的特征接近,较好地满足平衡性要求。
接下来计算流动范围影响落户意愿的平均处理效应(ATT),表4报告了采用最近邻匹配、半径匹配、核匹配和局部线性回归匹配下的结果。同一城市群内流动对农民工落户意愿的ATT值符号为负,均在1%的统计水平上显著,进一步验证了基础回归结果的稳健性。
综上,假设H1成立,城市群内流动显著负向影响农民工在流入地的落户意愿。
表4 倾向得分匹配结果
本节依据中介效应模型的逐步回归法进行机制检验,所考察的中介变量为公共服务获取。第一步检验城市群流动范围对农民工落户意愿的作用,如表5的列(1)所示,农民工在同一城市群流动,在1%的显著性水平上抑制其在流入地落户。第二步检验城市群流动范围对农民工公共服务获取的作用,结果如列(2)所示,系数在1%的水平上显著为正,表明农民工在城市群内流动能够有效提升其在流入地获取公共服务的便捷程度。第三步同时放入城市群流动范围和公共服务获取变量,结果见列(3),两个变量均在1%的水平上显著,在控制公共服务获取这一中介变量后,流动范围的系数绝对值下降,说明公共服务获取在流动范围影响落户意愿中发挥部分中介效应。
综上,假设H2成立,农民工在城市群内流动通过提升其在流入地获取公共服务的便捷度降低其在流入地落户的意愿。
表5 公共服务获取的中介效应检验
1.城市规模。城市规模不同,城市户口的含金量存在显著差别,农民工在流入城市获取公共服务难度存在较大差异。依据2016年城区常住人口,将样本城市划分为超大城市和其他城市。结果如表6的列(1)和列(2)所示,在不同规模的城市中,城市群流动范围对落户意愿的影响存在明显的差别,农民工在同一城市群流动会显著降低在其他城市的落户意愿,但在超大城市没有显著影响。
这可能是因为:超大城市流动人口大量进入,公共服务供给严重不足,城市群公共服务均等化在超大城市执行十分困难,政府主要还是依赖户籍配置公共资源。不管是城市群内流动农民工还是跨城市群流动农民工,在超大城市享受公共服务的难度都很大,两类农民工的区别不大。因此,流动范围对农民工落户意愿的作用在超大城市并不显著。以上结果表明,政府制定的差异化落户条件,使得落户意愿在不同规模的城市中呈现较为明显的结构差别[2]。
2.城市群。不同城市群的发展成熟水平、内部均衡程度、资源集中情况各异,城市群流动范围对流入不同城市群的农民工落户意愿的作用可能存在差异。本研究按照流入城市所属城市群,划分出长三角、珠三角、京津冀、长江中游、成渝城市群5组样本分别回归,回归结果如表6列(3)—(7)所示:城市群内流动会抑制长三角、珠三角、京津冀和成渝城市群农民工的落户意愿,但对长江中游农民工的落户意愿无影响。
长江中游城市群地跨三省,城市群面积过大,城市群内城市距离相隔甚远,经济联系较弱,而且中心城市武汉的经济实力、辐射能力与其他城市群的中心城市相比,仍存在很大差距。整体来看,长江中游城市群结构松散,经济发展水平、产业融合程度不尽如人意,城市群建设还有待加强,发挥的作用十分有限,这可能是城市群流动范围对长江中游农民工的落户意愿无影响的原因。
综上,流动范围对农民工落户意愿的影响存在区域异质性,假设H3成立。
表6 区域异质性
本研究基于 CMDS 2017数据,运用Probit模型实证分析了城市群流动范围对农民工落户意愿的影响。主要结论如下:(1)农民工在城市群内流动会降低其在流入地的落户意愿。(2)公共服务获取在流动范围对农民工落户意愿的影响中发挥中介效应。(3)流动范围对农民工落户意愿的影响在不同规模城市存在显著差异。对于流入超大城市的农民工,其在同一城市群内流动对落户意愿没有显著影响,在超大城市以外的其他城市,则会显著降低落户意愿。(4)流动范围对农民工落户意愿的影响在不同城市群存在显著差异。其中, 对于流入长江中游城市群的农民工,其在同一城市群内流动对落户意愿没有显著影响,对于流入长三角、珠三角、京津冀和成渝城市群的农民工,则对落户意愿有显著的抑制作用。
随着城市群一体化发展的深入推进,同一城市群流动的农民工不愿在流入地落户的背后折射的是公共服务获取难度的差别,应进一步健全市民化保障体系,调整大城市资源配置,加强跨区域协同合作高质量推进农民工市民化。
1.健全市民化保障体系,探索农村权益资本化改革。随着公共服务均等化在城市群的推行,在城市群内流动的农民工可能为了更稳妥地应对经济下行风险、保留农村权益而不愿意在流入地落户。因此,为了提升农民工落户意愿,应进一步完善农民工市民化后的社会保障体系,引导农民工“带资进城”。(1)制定医疗、养老、住房、失业、子女教育等社会保障政策。在农民工进城从农民转变为市民以后,能够病有所医、老有所养、住有所居、弱有所扶、学有所教,让他们进得来、留得住、过得好。(2)制定土地承包权、宅基地使用权、集体收益分配权自愿有偿退出政策。使农民工合法合理将农村户籍附着的权利待遇变现,所得资金用于补偿进城定居费用,从而将束缚农民市民化的包袱转化为推动农民市民化的动力。
2.调整大城市资源配置,强化公共服务均等化供给。超大城市人口密度高,公共资源紧张,大量流动人口的公共资源需求并未得到满足,即使同一城市群内流动的农民工,在超大城市也难以获得均等化的公共服务。因此,要特别重视超大城市公共资源配置,强化公共服务均等化供给。(1)以人为本优化公共服务布局。以常住人口规模为参考,在人口增长快、流动人口多的区域大力兴建学校和医院,推动中心城区资源向外围区域辐射输出,建设多中心、组团式、网格化的公共服务供给格局,破解中心区优质资源过度集中、外圈层公共服务严重不足的难题。(2)拓展渠道强化公共服务供给。积极引导社会资源参与公共服务供给,形成以政府供给为主、市场力量为辅的多渠道供给模式,扩大公共服务的多样化、优质化、市场化,保证服务供给的有效性、可及性、匹配性,从而满足不同群体对公共服务资源需求。
3.加强跨区域协同合作,推进城市群一体化发展。不同城市群一体化程度存在明显差异,长江中游城市群各城市的联系不紧密,城市群的溢出效应和集约优势未得到很好的发挥。因此,要加强区域协调互联,深度推进更多方向的一体化合作。(1)加快推进交通网络共建。形成以轨道交通、城际高铁、高速公路为主体的城市群交通网,为实现主城区半小时通勤圈、都市区1小时经济圈、城市群2小时交通圈提供重要支撑。(2)大力支持公共服务共享。鼓励城市群内部户口通迁、居住证互认,推动教育、医疗、养老等资源的深度融合,推动城市间公共服务均等化。(3)积极鼓励区域发展共治。组建多形式多层次的城市联盟,突破行政边界壁垒,建立省际利益分享机制、跨省协调合作机制,推动城市群发展从“一群城市”向“城市群一体”转变。