周 游，蔡書凱

(安徽工程大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院,安徽 蕪湖 241000)

我國自二十世紀七八十年代實行改革開放以來,出現(xiàn)大批農(nóng)民工涌入城市的局面。但由于我國長期存在的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)體制,使得與城市居民相比,農(nóng)民工長期游離于城市之外,即使進入城市也無法享受同等的城市基本公共服務(wù),在一定程度上阻礙了我國城市化的發(fā)展,從而導(dǎo)致我國城市化處于“半城市化”狀態(tài)[1]。無疑,提高農(nóng)民工留城定居意愿,促進農(nóng)民工城市融入,有利于改變農(nóng)民工“候鳥式”遷移的狀態(tài),推動我國城市化進程。新生代農(nóng)民工作為農(nóng)民工的主體和新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的關(guān)鍵力量,其2018年人數(shù)占全國農(nóng)民工總數(shù)的51.5%,他們外出務(wù)工早已不是當初生存發(fā)展的需要,而更偏向于有朝一日能夠融入城市、扎根城市,實現(xiàn)真正意義上的市民化。因而,促進其留城定居關(guān)系到我國現(xiàn)代化建設(shè)中最大勞動群體的利益和福祉。然而,由于受戶籍制度的影響,新生代農(nóng)民工在享受當?shù)蒯t(yī)療、義務(wù)教育、就業(yè)、住房保障等方面受到限制,合法權(quán)益無法得到保障,貢獻和回報長期處于不對等的狀態(tài),嚴重影響了他們定居城市的意愿,形成了“融不進城市,回不去農(nóng)村”的局面。與此同時,由于我國地大物博、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不均衡引發(fā)各個城市基本公共服務(wù)供給存在差異,從而導(dǎo)致農(nóng)民工群體在不同城市的定居意愿也迥然不同。因此,本文從基本公共服務(wù)的視角出發(fā)研究城市基本公共服務(wù)對新生代農(nóng)民工定居意愿的影響。

1 文獻綜述與研究假設(shè)

新生代農(nóng)民工作為推動城鎮(zhèn)化建設(shè)的關(guān)鍵力量,他們在城市的定居意愿成為決定我國新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的關(guān)鍵因素。新生代農(nóng)民工的留城定居意愿問題,不僅僅是新型城鎮(zhèn)化下農(nóng)民工由農(nóng)村戶口轉(zhuǎn)為城市戶口的標志,更是新生代農(nóng)民工在權(quán)衡利弊下做出主觀決定的理性選擇,他們做出是否在城市定居的決定,不僅事關(guān)他們自己和家庭目前以及往后的發(fā)展,更關(guān)系著我國在工業(yè)化和城市化的發(fā)展下新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的推進能否取得圓滿的成效。對此我國學(xué)者紛紛對新生代農(nóng)民工的留城定居意愿開展了眾多方面的研究與探討,但目前所得到的研究結(jié)論尚未達到統(tǒng)一。一些學(xué)者(如王春光[2]、稅玥等[3]、文樂等[4]、吳開澤等[5])認為新生代農(nóng)民工在流入城市后受城市基本公共服務(wù)等影響使得他們留城意愿變得強烈,返鄉(xiāng)意愿逐漸衰減,他們更加渴望留在城市擺脫游離于城市之外的狀態(tài)。此外一些學(xué)者(鄭文杰等[6]、李佑靜[7]、常偉等[8]、劉斌等[9])認為新生代農(nóng)民工流入城市后由于受到自身因素以及其他外部因素影響導(dǎo)致其留城意愿不明顯,返鄉(xiāng)意愿強烈。

除此之外,部分學(xué)者認為新生代農(nóng)民工自身特征影響其定居意愿,如肖慧等[10]通過分析新生代農(nóng)民工特征與市民化意愿之間的關(guān)系指出學(xué)歷、月收入、支出情況以及自我認同與市民化意愿均呈現(xiàn)正相關(guān);此外,卜慶國[11]通過隨機森林模型指出新生代農(nóng)民工從事職業(yè)類型以及家庭收入因素對其定居意愿均有顯著的影響。然而,其他學(xué)者認為流入地的公共服務(wù)影響新生代農(nóng)民工的留城定居意愿,張在冉等[12]從農(nóng)民工隨遷子女的義務(wù)教育出發(fā)指出隨遷子女本地就學(xué)條件改善對提高其定居意愿有顯著影響;何煒[13]基于2017年CMDS數(shù)據(jù)指出流入地的公共服務(wù)提供能提高勞動力的定居意愿,通過完善流入地醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)吸引更多的農(nóng)民工定居;張瑜[14]從社會保障獲得視角指出農(nóng)民工的社會保障擁有度對其城市定居意愿產(chǎn)生積極效應(yīng);黃振華[15]也指出城市中的就業(yè)服務(wù)制度將對新生代農(nóng)民工的定居意愿產(chǎn)生拉動作用;牛麗云等[16]指出住房保障在新生代農(nóng)民工留城意愿中發(fā)揮關(guān)鍵作用。

基于以上分析可以發(fā)現(xiàn),新生代農(nóng)民工的留城意愿會受到多種因素的影響,既受自身特征的影響,如自身的收入水平、年齡、婚姻狀況等,又受城市的基本公共服務(wù)水平影響。而衡量一個城市基本公共服務(wù)指標有很多種,本文綜合已有文獻選取了最具有代表性的其中4個,即醫(yī)療衛(wèi)生狀況、義務(wù)教育水平、住房保障水平以及就業(yè)和社會保障水平,相比于其他指標,這4個指標能更好地反映一個城市的競爭力。因此,本文認為,新生代農(nóng)民工留城意愿既會受到個體特征、城市基本公共服務(wù)的影響,同時也會受到兩者共同作用的影響?；诖?研究提出以下3個假設(shè):

假設(shè)1 城市的基本公共服務(wù)水平會影響新生代農(nóng)民工的留城意愿。

假設(shè)2 新生代農(nóng)民工的個體特征會影響其留城意愿。

假設(shè)3 城市的基本公共服務(wù)水平會調(diào)節(jié)新生代農(nóng)民工的個體特征對其留城意愿的影響。

2 數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型設(shè)定

2.1 數(shù)據(jù)來源與說明

本文所使用的兩層數(shù)據(jù)分別是城市層面數(shù)據(jù)以及與其相匹配的個體層面數(shù)據(jù)。第一層次的個體層面數(shù)據(jù)來源于2018年CMDS數(shù)據(jù)。其中本文選取1980年以后且戶口類型為農(nóng)業(yè)戶口的新生代農(nóng)民工為主要研究對象。第二層次的城市層面數(shù)據(jù)來源于2014～2017年《中國城市統(tǒng)計年鑒》。本文依據(jù)2018年城市等級劃分選取51個一線、新一線和二線城市作為樣本范圍?？紤]到新生代農(nóng)民工的定居意愿會受到2018年以前的城市基本公共服務(wù)水平的影響,所以本文第二層數(shù)據(jù)為4年平均值水平。一線、新一線、二線城市的選取以2018年城市等級劃分為標準具體城市如下:北京、上海、廣州、深圳、成都、東莞、佛山、杭州、合肥、南京、青島、沈陽、蘇州、天津、武漢、西安、長沙、鄭州、重慶、保定、常州、大連、福州、貴陽、哈爾濱、海口、呼和浩特、惠州、濟南、嘉興、金華、昆明、蘭州、南昌、南寧、南通、寧波、泉州、廈門、紹興、石家莊、臺州、太原、溫州、烏魯木齊、無錫、徐州、煙臺、長春、中山、珠海。

2.2 變量選取

(1)因變量。被因變量設(shè)置參照杜仲坤[17]研究觀點,以新一代農(nóng)民工的定居意愿為因變量。調(diào)查問卷中,將“您今后是否打算在本地長期居住(5年以上)?”定義為“定居意愿”,問卷中提供了4個選項:“打算”“沒想好”“返鄉(xiāng)”“繼續(xù)流動”,本文將選擇“打算”選項的視為愿意定居,并賦值為“1”,選擇其他選項的定義為沒有定居意愿并賦值為“0”。

(2)第一層自變量。第一層變量為新生代農(nóng)民工的個體層面。依據(jù)柴化敏等[18]研究新生代農(nóng)民工定居意愿的個人層面變量選取設(shè)計,本文選取新生代農(nóng)民工的個體特征主要包括以下方面:性別、年齡、學(xué)歷、婚姻狀況、流動范圍、流動時間、支出水平、平均月收入以及健康檔案。

(3)第二層自變量。第二層變量為新生代農(nóng)民工所在城市的基本公共服務(wù)。城市基本公共服務(wù)水平變量的選取依據(jù)甘行瓊等[19]研究設(shè)計選擇包括醫(yī)療衛(wèi)生狀況、義務(wù)教育水平、住房保障水平以及就業(yè)和社會保障水平來衡量一個城市的基本公共服務(wù)水平。由于這4個指標包含有不同的方面,為了準確衡量每個指標,我們首先通過因子分析法算出公共因子,然后將算出的公共因子得分乘以每個公共因子所能解釋的變量得到每個指標的綜合得分。本研究所甄選變量及具體描述如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計

2.3 模型設(shè)定

由于本文所涉及的變量(個體特征和城市的基本公共水平)屬于兩個不同的層面,使得數(shù)據(jù)存在嵌套結(jié)構(gòu),因此本文選用了跨層的研究模型來檢驗本文的研究假設(shè)。具體而言,鑒于本文的因變量(新生代農(nóng)民工的定居意愿)是分類變量,與傳統(tǒng)的跨層分析不同,基于此,采用了廣義的分層線性模型(HL M)來檢驗假設(shè),這種模型可以將因變量通過轉(zhuǎn)化變?yōu)檫B續(xù)變量,然后再用轉(zhuǎn)化后的連續(xù)變量進行跨層分析。因此,本研究的跨層回歸全模型如下:

Level 1:Prob(留城意愿＝1|β)＝φ

Log[φ/(1-φ)]＝η

η＝β0+β1×性別+β2×年齡+β3×學(xué)歷+β4×婚姻狀況+β5×流動范圍+β6×流動時間+β7×支出水平+β8×平均月收入+β9×健康檔案

Level 2:β0＝γ00+γ01×義務(wù)教育水平+γ02×醫(yī)療衛(wèi)生水平+γ03×就業(yè)和社會保障水平+γ04×住房保障水平

βj ＝γj0+γj1×義務(wù)教育水平+γj2×醫(yī)療衛(wèi)生水平+γj3×就業(yè)和社會保障水平+γj4×住房保障水平+μj

3 模型估計結(jié)果與分析

3.1 零模型分析

由于本文的研究模型屬于跨層模型,在進行假設(shè)檢驗之前需要做零模型分析,來判斷本文的因變量在各城市之間是否具有足夠的變異。只有新生代農(nóng)民工的定居意愿在各個城市之間有顯著的差異,才能在該模型中加入4個城市的基本公共服務(wù)指標來檢驗這些指標對新生代農(nóng)民工定居意愿的影響。具體的零模型如下所示:

Level 1:Prob(定居意愿＝1|β)＝φ

Log[φ/(1-φ)]＝η

η＝β0

Level 2:β0＝γ00+μ0

在該模型中,β0 表示一個城市中所有新生代農(nóng)民工定居意愿的均值;γ00表示每個城市中所有新生代農(nóng)民工定居意愿均值的均值,也就是定居意愿平均數(shù)發(fā)生比;μ0表示殘差,只有μ0的方差達到顯著水平才表明新生代農(nóng)民工的定居意愿在各個城市之間有顯著的差異。具體結(jié)果如表2～5所示,從中我們可以看出,γ00＝2.01(P＜0.001),對數(shù)比為7.46,μ0＝0.12(P＜0.001)。這些結(jié)果表明新生代農(nóng)民工的定居意愿在不同城市之間存在顯著的差異。因此,可以在零模型的基礎(chǔ)上,在Level 2層面加入城市的基本公共服務(wù)指標來檢驗假設(shè)2。

表2 零模型分析的結(jié)果

3.2 基本公共服務(wù)水平對新生代農(nóng)民工定居意愿的假設(shè)檢驗

假設(shè)1 認為城市的基本公共服務(wù)水平會對新生代農(nóng)民工的定居意愿產(chǎn)生影響。根據(jù)上文分析,需要把義務(wù)教育水平、醫(yī)療衛(wèi)生水平、就業(yè)和社會保障水平以及住房保障水平加入到零模型中,具體模型如下所示:

Level 1:Prob(定居意愿＝1|β)＝φ

Log[φ/(1-φ)]＝η

η＝β0

Level 2:β0＝γ00+γ01×義務(wù)教育水平+γ02×醫(yī)療衛(wèi)生水平+γ03×就業(yè)和社會保障水平+γ04×住房保障水+μ0

結(jié)果如表3所示。從表中3可以看出,以上4個指標均對定居意愿產(chǎn)生顯著的正向影響。其中,住房保障水平的影響最高,這一結(jié)果在一定程度上可以說明,相比于其他3個指標,住房是新生代農(nóng)民工是否考慮留在當?shù)爻鞘械囊粋€優(yōu)先考慮的因素,尤其是在當前面臨高房價的情況下。另外,可以看出μ0的方差相比于零模型有所減小,但依然顯著,這說明本文的4個指標并沒有完全解釋因變量在Level 2的變異,說明在Level 2依然還存在其他能夠影響因變量的因素。

表3 Level 2變量影響效應(yīng)的結(jié)果

3.3 個體特征對新生代農(nóng)民工定居意愿的假設(shè)檢驗

假設(shè)2 提出個體特征會影響新生代農(nóng)民工的定居意愿。為檢驗該假設(shè),本文在零模型的基礎(chǔ)上,首先將個體特征加入到零模型的Level 1中,同時讓個體特征對因變量的影響設(shè)置為固定效應(yīng),即個體特征對新生代農(nóng)民工定居意愿的影響在各城市間沒有差異(模型1);在模型1的基礎(chǔ)上,再將個體特征的影響效應(yīng)在level 2設(shè)置為隨機效應(yīng)(模型2);在模型2的基礎(chǔ)上,將城市的基本公共服務(wù)指標加入到Level 2中,形成全模型(模型3)。這種逐級加入變量的做法可以提供對照分析,能夠更好地反映城市的基本公共服務(wù)的影響效果和組間變異。具體的模型3如下所示:

Level 1:Prob(定居意愿＝1|β)＝φ

Log[φ/(1-φ)]＝η

η＝β0+β1×性別+β2×年齡+β3×學(xué)歷+β4×婚姻狀況+β5×流動范圍+β6×流動時間+β7×支出水平+β8×平均月收入+β9×健康檔案

Level 2:β0＝γ00+γ01×義務(wù)教育水平+γ02×醫(yī)療衛(wèi)生水平+γ03×就業(yè)和社會保障水平+γ04×住房保障水平+μ0

β1＝γ10

β2＝γ20

β3＝γ30+μ3

β4＝γ40

β5＝γ50+μ5

β6＝γ60+μ6

β7＝γ70+μ7

β8＝γ80+μ8

β9＝γ90+μ9

通過分析我們發(fā)現(xiàn),新生代農(nóng)民工的性別、年齡和婚姻狀況在不同城市之間無顯著的差異,所以在假設(shè)檢驗時只是將這3個個體特征作為Level 1的控制變量,其余個體特征則考慮了不同城市之間的差異。具體結(jié)果從表4中的模型3可知,個體特征能夠?qū)π律r(nóng)民工的定居意愿產(chǎn)生顯著的影響。在性別方面,相比于男性,女性新生代農(nóng)民工定居意愿更強;相比于流動范圍小的新生代農(nóng)民工,流動范圍大的新生代農(nóng)民工定居的意愿更強;除了這兩個個體特征外,其余的都會對新生代農(nóng)民工的定居意愿產(chǎn)生顯著的正向影響,由于這些個體特征的對數(shù)比大于1,所以這些特征每增加1個單位,選擇定居的新生代農(nóng)民工是不選擇者的1倍多,尤其是農(nóng)民工的收入水平對其定居意愿的影響最大,這也與事實相符合。

表4 Level 1和Level 2變量影響效應(yīng)的結(jié)果

此外,城市基本公共服務(wù)的4項指標也對新生代農(nóng)民工的定居意愿產(chǎn)生顯著的正向影響。這4個指標的對數(shù)比分別為1.27、1.23、1.30、1.65,這些結(jié)果說明,義務(wù)教育水平每提高一個單位,選擇留城定居的新生代農(nóng)民工是不選擇者的1.27倍,表明新生代農(nóng)民工對未來子女的教育比較重視;醫(yī)療衛(wèi)生水平每提高一個單位,選擇留城定居的新生代農(nóng)民工是不選擇者的1.23倍,由于是在疫情后時代,人們對于一個城市衛(wèi)生醫(yī)療條件會更加看重,如果后續(xù)進行類似的研究,有可能這一指標的影響作用會更強;就業(yè)和社會保障水平每提高一個單位,選擇留城定居的新生代農(nóng)民工是不選擇者的1.30倍,表明了一個城市的經(jīng)濟活力越高,服務(wù)水平越好,就會吸引新生代農(nóng)民工留在當?shù)?住房保障水平每提高一個單位,選擇留城定居的新生代農(nóng)民工是不選擇者的1.65倍,相比于其他3個,這個要素的影響最強,與上述的結(jié)果相同,表明了一個城市的住房保障水平的重要性。綜上所述,假設(shè)1和假設(shè)2得到驗證。

3.4 城市基本公共服務(wù)水平的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

由表4的模型3可知,學(xué)歷、流動范圍、流動時間、支出水平、平均月收入和健康檔案的影響效應(yīng)在各城市之間存在顯著的差異,說明在城市層面存在一些因素會調(diào)節(jié)上述個體特征的影響效應(yīng)?；诖?本文在上述Model 3的基礎(chǔ)上,在Level 2加入城市的基本公共服務(wù)水平,具體是根據(jù)個體特征與基本城市公共服務(wù)水平的相關(guān)性來選擇性地加入。模型如下:

Level 1:Prob(定居意愿＝1|β)＝φ

Log[φ/(1-φ)]＝η

η＝β0+β1×性別+β2×年齡+β3×學(xué)歷+β4×婚姻狀況+β5×流動范圍+β6×流動時間+β7×支出水平+β8×平均月收入+β9×健康檔案

Level 2:β0＝γ00+γ01×義務(wù)教育水平+γ02×醫(yī)療衛(wèi)生水平+γ03×就業(yè)和社會保障水平+γ04×住房保障水平+μ0

β1＝γ10

β2＝γ20

β3＝γ30+γ31×義務(wù)教育水平+μ3

β4＝γ40

β5＝γ50+γ51×義務(wù)教育水平+γ52×醫(yī)療衛(wèi)生水平+γ53×就業(yè)和社會保障水平+γ54×住房保障水平+μ5

β6＝γ60+γ61×義務(wù)教育水平+γ62×醫(yī)療衛(wèi)生水平+γ63×就業(yè)和社會保障水平+γ64×住房保障水平+μ6

β7＝γ70+γ71×義務(wù)教育水平+γ72×醫(yī)療衛(wèi)生水平+γ73×就業(yè)和社會保障水平+γ74×住房保障水平+μ7

β8＝γ80+γ81×義務(wù)教育水平+γ82×就業(yè)和社會保障水平+μ8

β9＝γ90+γ91×醫(yī)療衛(wèi)生水平+γ92×就業(yè)和社會保障水平+μ9

由表5可知,義務(wù)教育水平能夠能夠增加學(xué)歷(γ31＝0.36,P＜0.05)、流動時間(γ61＝0.15,P＜0.05)、支出水平(γ71＝0.22,P＜0.01)和平均月收入(γ81＝0.22,P＜0.05)對新生代農(nóng)民工定居意愿的正向作用,相比于教育水平低的城市,一個城市的教育水平越高,高學(xué)歷、流動時間長、支出水平和收入水平高的新生代農(nóng)民工更愿意留在城市定居。就業(yè)保障水平能夠增強流動時間(γ63＝0.14,P＜0.05)、支出水平(γ73＝0.18,P＜0.05)、平均月收入(γ82＝0.15,P＜0.01)和健康檔案(γ92＝0.16,P＜0.05)對新生代農(nóng)民工定居意愿的正向作用。衛(wèi)生醫(yī)療水平能夠增強支出水平(γ73＝0.15,P＜0.05)和健康檔案(γ91＝0.19,P＜0.01)對新生代農(nóng)民工定居意愿的正向作用。住房保障水平能夠增強支出水平(γ73＝0.45,P＜0.001)對新生代農(nóng)民工定居意愿的正向作用。因此,假設(shè)3得到驗證。

表5 城市基本公共服務(wù)水平的調(diào)節(jié)效應(yīng)

3.5 穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗本文研究結(jié)果的穩(wěn)健性,本文將所涉及的51個樣本城市按照地域劃分為東中西部,以此來驗證個體特征和城市基本公共服務(wù)對新生代農(nóng)民工定居意愿的影響是否會因地域而有所差異。由表6可知,城市基本公共服務(wù)水平和個體特征的影響效果與上文Model 3的結(jié)果一致,但從中還是可以看出在城市基本公共服務(wù)的影響效果上能夠體現(xiàn)出一定的地域差異,由于東部地區(qū)的城市經(jīng)濟比較發(fā)達,這些城市在基本公共服務(wù)的投入會比中西部地區(qū)城市要好,從結(jié)果中可以很明顯看出這一點。這一結(jié)果與我國的東西部經(jīng)濟發(fā)展不平衡經(jīng)濟分布現(xiàn)狀是相符合的,更多的新生代農(nóng)民工會傾向于選擇到經(jīng)濟比較好的東部地區(qū)就業(yè)。這種現(xiàn)象體現(xiàn)到個體特征方面,就會表現(xiàn)出,相比于中西部地區(qū),東部地區(qū)的學(xué)歷高、支出和收入水平高的新生代農(nóng)民工會更愿意留在當?shù)亍?/p>

表6 穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果

4 結(jié)論與政策建議

提高新生代農(nóng)民工定居意愿,改變他們“融不進城市,回不去農(nóng)村”的局面,是推動新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的重要引擎。本文在理論分析城市基本公共服務(wù)和新生代農(nóng)民工定居意愿的基礎(chǔ)上,利用2018年CMDS數(shù)據(jù)和51個城市2014～2017年《中國城市統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù),通過建立廣義分層線性模型,對城市基本公共服務(wù)和新生代農(nóng)民工定居意愿之間的相互關(guān)系進行了實證研究,結(jié)果如下:(1)新生代農(nóng)民工的定居意愿受城市基本公共服務(wù)水平的影響。義務(wù)教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障和就業(yè)服務(wù)以及住房保障這4個指標對新生代員工的定居意愿都能產(chǎn)生顯著的正向影響(指標對比度大小關(guān)系如下:住房保障水平＞就業(yè)和社會保障水平＞義務(wù)教育水平＞醫(yī)療衛(wèi)生水平);其中,住房保障水平的影響最高,其對比度為1.65,住房保障水平每提高一個單位,選擇留城定居的新生代農(nóng)民工是不選擇者的1.65倍,這一結(jié)果在一定程度上可以說明,相比于其他3個指標,住房是新生代農(nóng)民工是否考慮留在當?shù)爻鞘卸ň拥囊粋€優(yōu)先考慮的因素,尤其是在當前面臨高房價的情況下。(2)新生代農(nóng)民工的個體特征會影響其定居意愿。在性別方面,相比于男性,女性新生代農(nóng)民工定居意愿更強;相比于流動范圍小的新生代農(nóng)民工,流動范圍大的新生代農(nóng)民工定居的意愿更強。(3)通過調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)城市基本公共服務(wù)水平會調(diào)節(jié)新生代農(nóng)民工的個體特征對其定居意愿的影響。義務(wù)教育水平增強了學(xué)歷、流動時間、支出水平和平均月收入對新生代農(nóng)民工定居意愿的正向作用;就業(yè)保障水平能夠增強流動時間、支出水平、平均月收入和健康檔案對新生代農(nóng)民工定居意愿的正向作用;衛(wèi)生醫(yī)療水平增強支出水平和健康檔案對新生代農(nóng)民工定居意愿的正向作用;住房保障水平增強支出水平對新生代農(nóng)民工定居意愿的正向作用。

基于上述分析,要想最大限度發(fā)揮城市基本公共服務(wù)促進新生代農(nóng)民工定居意愿,地方政府應(yīng)在以下幾個方面做出努力:(1)完善住房保障體系是提高新生代農(nóng)民工留城定居意愿解決住房問題的關(guān)鍵舉措。首先,地方政府適當放寬現(xiàn)有的住房保障準入條件,將農(nóng)民工住房問題添加到住房發(fā)展規(guī)劃中來,推進保障性住房建設(shè),如廉租住房、公共租賃住房等緩解農(nóng)民工住房問題。其次,地方政府應(yīng)出臺完善農(nóng)民工住房保障法律法規(guī),只有有了法律的保障,才能進一步解決住房問題。(2)加強新生代農(nóng)民工職業(yè)技能培訓(xùn),提升農(nóng)民工自身留城的能力,從而有助于其經(jīng)濟收入的提高和經(jīng)濟地位的提升,利于增強留城定居意愿。(3)完善社會保障機制,切實保護新生代農(nóng)民工享受到與城市居民一樣的社會保障水平。首先,地方政府應(yīng)加強對用人單位的監(jiān)管,監(jiān)督用人單位為其繳納基本的“五險一金”服務(wù),對拖欠農(nóng)民工工資的企業(yè)應(yīng)給予嚴懲。其次,加強勞動合同監(jiān)督,免費為農(nóng)民工提供勞動合同解讀,避免陰陽合同等情況的出現(xiàn),讓農(nóng)民工的合法權(quán)益真正受到法律的保護。(4)降低農(nóng)民工隨遷子女教育準入門檻。新生代農(nóng)民工隨遷子女義務(wù)教育,是影響他們留城定居意愿的關(guān)鍵性問題,為解決隨遷子女義務(wù)教育問題,首要任務(wù)是降低其接受教育的準入門檻,改變隨遷子女目前“入學(xué)不易、升學(xué)更難”的窘?jīng)r。(5)提升醫(yī)療衛(wèi)生保障水平,讓農(nóng)民工與城市居民平等的享受城市醫(yī)療衛(wèi)生保障服務(wù),從而切實保障農(nóng)民工的健康權(quán)益。