超大城市流動青年屬地服務選擇的影響機制

王禹熙

[摘? ? 要] 超大城市虹吸大量流動青年涌入，城市公共服務無法實現所需即供。屬地服務供給屬于城市治理范疇，超大城市流動青年的屬地服務選擇狀況揭示了流動人口在城市生存享有的公共服務供給現狀，也側面反映了公共服務均等化的痛點。借助O-S-O-R模型，構建超大城市流動青年屬地服務選擇研究框架，使用結構方程模型，基于北京流動青年現實租房中對周邊基礎設施的權衡取舍測量其所需屬地服務。實證發現，租房義務不能通過直接作用于選擇行為而直接獲取相應權利，但租房義務可通過刺激（違法建筑認同）、取向（屬地服務滿意）最終作用于屬地服務選擇行為，即違建認同和屬地服務滿意在租房義務對屬地服務選擇的影響中發揮完全中介作用。基于此，超大城市推進基本公共服務均等化，一是要培養流動青年積極履行租房義務的觀念。盡管租房積極義務不能直接提高屬地服務水平，但其是提高城市屬地服務水平的邏輯起點；二是要正視流動青年對低成本租賃房的需求，提供低租金的租賃型正規住房替代品；三是要在推進基本公共服務均等化過程中重視流動人口內部差異化，根據差異化需求，針對性地加強流動青年租住房屋周邊基礎設施建設，提高其屬地服務滿意度，助推超大城市基本公共服務均等化的逐步實現。

[關鍵詞] 超大城市；流動青年；屬地服務選擇；公共服務供給；租房選擇

[中圖分類號] C921;D669.3? [文獻標識碼] A? [文章編號] 1002-8129（2023）09-0011-15

一、引言

1948年聯合國人權宣言明確指出國家公民應在公共服務獲取權上被賦予平等權利，不因性別、籍貫等個體特征而被區別對待[1]，超大城市流動青年雖作為公民但因戶籍限制尚未獲得與戶籍人口平等的公共服務。隨著公共服務均等化不斷推進，地方政府順應中央政府號召，逐漸將流動人口納入公共服務體系，與多元化就業和相對高收入一同吸引人口流入[2]。習近平總書記在黨的二十大上強調：“堅持在發展中保障和改善民生，鼓勵共同奮斗創造美好生活，不斷實現人民對美好生活的向往。”超大城市流動青年與本地戶籍青年一同為城市建設奮斗、共同追求美好生活，但現有城市資源的稀缺性決定了現階段社會保障無法對流動人口實現全覆蓋，盡管公共服務供給已成為吸引流動人口“擇木而棲”的重要因素[3]。因含納優質公共服務的選擇成本，超大城市房價甚至房租均高于其他城市，住房消費占流動人口收入比重過高，成為流動人口定居超大城市面臨的最直接的問題。國家衛健委發布《中國流動人口發展報告2018》指出，珠三角、長三角、京津冀、長江中游和成渝五大城市群是我國流動人口的主要聚集區，五大城市群的流動人口平均年齡小于40歲，新生代流動人口比重均超過一半，珠三角和長三角分別超過七成和六成[4]，流動青年已成為超大城市流動人口的主體人群。本文所關注的北京流動青年是年齡在16～45周歲、戶籍所在地為非京地區的常住在業流動人口。

超大城市因在醫療、教育、就業上的優勢吸引著青年流動人口的涌入，但作為準公共物品的城市公共服務資源分攤在每人身上則顯現出不足。隨著流動人口對城市公共服務的重視程度逐漸增加，個人層面偏好差異似乎能轉化為城市層面結果差異[5]。當前，流動青年在超大城市居留、定居、落戶甚至市民化的意愿顯著增強，但屬地服務多與戶籍掛鉤，流動青年未能享受部分必需的公共服務，特別是子女教育、醫療衛生、住房保障、就業服務等，城市不同戶籍人口的公共服務均等化之路漫漫，需推動流動人口屬地服務從“供給取向”走向 “需求取向”，避免供給過度與供給不足并存難題[4]。流入超大城市偏好已成定律，超大城市必然面對增加屬地服務供給而非控制需求緩解供給不足的壓力[6]。

因此，在短期無法實現公共服務均等化的背景下，亟須探究超大城市流動人口屬地服務選擇機制，將稀缺城市資源發揮最大效用。然而，現有研究鮮有從流動人口屬地服務選擇的影響機制展開，尤其是未重點關注流動人口占比較高的超大城市。本文以超大城市流動青年為研究對象，選取北京流動青年為代表，探究其屬地服務選擇的真實偏好及其影響機制，但屬地服務的真實需求較難直接測量，故借助流動青年在租房選擇中對周邊基礎設施的付費選擇測量其真實的屬地服務需求，重點剖析超大城市流動青年屬地服務選擇的影響機制，探析租房義務積極、違建認同、屬地服務滿意與屬地服務選擇之間的關系。

二、文獻綜述

（一）城市公共服務供給

由于沒有屬地服務（local public services）交易市場，人們的屬地服務偏好難以直接測量，國外學者使用美國數據分析家庭單位選擇居住社區時屬地服務對其產生的影響，卻得出相矛盾的結論[5]。多數研究證實屬地服務對居住地選擇有正向影響[7-8]，少數研究提出兩者存在負向影響[9]，學界目前對該問題仍存在較大爭議。

首先，針對城市面向流動人口的公共服務供給現狀，國內學者提出城市公共服務對流動人口同時存在拉推兩種反方向作用力。侯慧麗提出中小城市因放寬落戶條件，提升了流動人口公共服務供給水平，但超大城市對流動人口的引力并未因此減弱[2]；楊曉軍使用城市面板數據，發現城市優質公共服務對流動人口有正向引力，城市規模愈大影響程度愈大，但不同類型公共服務對流動人口的引力存在差異[10]；周皓等認為流入城市公共服務和經濟收入的預期回報對流動人口有正向引力，地方政府應針對流動人口選擇偏好提供相應公共服務，有效吸引城市目標流動人口[11]。其次，城市公共服務吸引人口流入的同時，因選擇性供給和公共服務資本化等問題導致流動人口受到大小不一的推力。劉歡認為新生代流動人口受戶籍制約，盡管屬地政府進行有歧視性的公共服務供給，導致流動人口與戶籍人口在就業、醫療、養老、子女教育等服務存在較大差距，但增加屬地服務供給有助于消減些許戶籍管制的負面影響[12]；王清發現地方政府頒布面向流動人口提供均質化服務的政策時，多為流動人口提供收入型服務，甚少提供支出型服務[13]；魏新月認為公共服務資本化限制了流動人口的選擇，城市公共服務通過住房價格篩選出收入尚可的流動人口，并通過高生活成本過濾掉低收入流動人口[3]。

（二）超大城市流動人口公共服務選擇

國外相關研究將城市公共服務視為消費品，通過移民消費行為判斷其對公共服務的真實偏好。Tiebout提出公共服務支出水平可更全面地反映人們偏好，當扮演選民的移民消費者處于自由流動狀態，他們將選擇適合的收入-支出模式[14]，權衡偏好收益與隱含公共服務的租金成本并抉擇。Oates認為消費者理性選擇居住社區時，權衡屬地化服務的收益與成本，愿意為高效用公共服務買單[15]，移民作為租賃方，通過“用腳投票”選擇其偏好的租賃房及其附帶屬地服務。但國外學者亦發現青年移民對公共服務的需求更強烈。Dahlberg等研究表明，對屬地服務的需求在很大程度上不受移民收入影響，高稅收遏制效應隨移民年齡增長而增加，驗證了青年移民對屬地服務訴求強烈的事實[5]。

國內學者相關研究發現與流動人口生活息息相關并受青睞的屬地服務為：公共交通、商業服務、基礎教育、醫療衛生等設施或服務[3][6][16]。具體而言，夏怡然等發現具有城市特征的基礎教育和醫療服務影響流動人口的城市選擇，尤其是流動時間較長的人口更傾向流入提供優質公共服務的城市，但公共服務供給影響弱于經濟收入影響[6]。宋月萍認為流動人口家庭中不同年齡成員對教育、醫療兩類公共服務存在差異化需求，幼兒、老人隨遷增加醫療服務需求，兒童隨遷增加教育服務需求[16]，但該劃分方式實質上將占比較大的未婚流動青年排除在外。然而，有學者提出流動人口內部對某些公共服務的需求無本質上的代際差異。湯兆云發現新生代-老一代農民工在屬地醫療服務選擇上無明顯差異，同質化遠大于異質化[17]。盡管一眾學者研究發現流動人口向往超大城市優質公共服務，且該服務影響其居留選擇，但不得不面對超大城市公共服務獲取難度大的事實。趙如婧等通過歷史回歸研究提出城市公共服務均等化會顯著助長流動人口定居意愿，印證了城市公共服務與流動人口居留選擇的相關性[18]。但是李偉發現流入城市屬地服務水平越高，獲取難度愈大，流動人口獲得屬地服務對住房支出無影響[19]，即屬地服務選擇與住房消費非因果關系，但其測量住房支出同時納入“房貸”與“房租”兩種性質差異較大的住房消費形式，無法準確推及租房消費流動人口的屬地服務獲取情況。

現有文獻中，學者們多專注某一具體公共服務或含納全部公共服務的整體概念，對不同類型屬地服務供給的優先順序和差異化精準供給缺少系統研究，特別是將多種公共服務置于統一框架下進行綜合比較，探討何種服務更受流動人口青睞的研究較為不足。在公共服務選擇或需求操作化方面，上述文獻對公共服務涵蓋內容和操作化測量不盡相同，一些研究使用單一測量指標，部分研究選取幾種主要公共服務指標進行加總處理，將處理后的指標作為衡量指標。超大城市流動青年租住選擇作為消費選擇，租賃房與公共服務基礎設施的距離體現出其屬地服務偏好，現有研究缺乏將流動青年屬地服務選擇操作化為租賃房周邊基礎設施可達性的專門研究。超大城市屬地服務選擇是流動青年基于自身偏好、結合現實約束而做出的理性綜合決斷，摸清該選擇的影響機制有助于利用有限資源優先解決主要矛盾，使政府推進基本公共服務均等化的效益最大化。據此，本研究選取北京市作為我國超大城市的典型代表，從微觀層面測量流動青年在租賃房選擇過程中流露出的真實屬地服務選擇，并探討其屬地服務選擇的影響機制，檢驗不同人口特征的流動青年在屬地服務選擇的影響機制中是否存在顯著差異。

三、理論基礎與假設模型

（一）理論分析

將租賃房與周邊公共服務設施的可達程度視為流動青年對超大城市屬地服務的主動選擇付費結果。對于大多數流動青年而言，配套設施齊全的租賃房是心之所向的“奢侈商品”，受收入約束限制，配套設施一般的租賃房是身之所往的實際選擇，鑒于普通商品向“奢侈商品”的轉換成本過高，流動青年多抑制改善型屬地服務需求。流動青年踐行租房積極義務可獲得公眾權益，但該權益不指定受益對象亦不確定受益內容[20]，即流動青年可試圖通過履行租房積極義務置換部分屬地服務權益，因受益結果的不確定性導致流動青年積極性不盡相同。認知理性因場景差異產生不同的認知和行為模式，場景差異影響個體選擇偏好發生變化，原本在同一場景中穩定的個體選擇偏好會隨場景變換而變化[21]。因此，流動青年以現實是否租住在違法建筑中的場景為依據，產生不同場景下的個體滿意度差異和選擇行為差異。Markus提出的Orientation-Stimulus-Orientation-Response（取向-刺激-取向-行為）模型[22]可以闡釋超大城市流動青年屬地服務選擇的內在機制，第一個O為流動青年在超大城市協同治理背景下的租房積極義務態度，影響其違法建筑認同，違建認同可視為外界刺激（S），流動青年在刺激下產生情緒反應生成新的認知取向（O，屬地服務滿意度），因外界刺激分為正向與反向刺激，個體受到相應刺激分別產生趨近或規避行為，最終生成屬地服務的選擇行為（R）。基于上述理論，本研究選取超大城市流動青年為研究對象，租房義務積極性為自變量，通過作為外界刺激的違建認同和屬地服務滿意的認知結果，間接影響屬地服務選擇行為。

（二）研究假設

1. 租房積極義務與屬地服務選擇。公民被賦予權利亦要履行義務，義務是一種反映人們社會活動及相互關系的社會現象，義務使人感到責任約束，但義務與利益緊密相關，只有實現權利的義務才被稱為積極義務[23]。租房過程中流動人口需履行一些非強制義務，以置換相應權利。權利是選擇，權利人具有選擇行為的自由，進而要求保障該自由，但不可否認的是，部分權利可選擇，有些卻不可選擇[24]。依據《世界人權宣言》，流動人口擁有必要公共服務在內的居住權，許多國家在憲法中明確規定將保障和改善公民居住條件視為政府義務[25]。但是，現有國情下，政府無力將流動人口全部納入住房保障體系，基本公共服務也尚未實現均等化。流動人口自發、主動地履行租房積極義務，有助于置換租賃房周邊配套的屬地服務，增加其屬地服務的自主選擇權。流動青年積極踐行遵守規定、規避風險、應對風險等租房積極義務，具體體現在向社區登記住房租賃信息、重視簽約人品質、積極維權等方面，通過增加與社區、租賃方、中介等多方主體互動，獲取不對稱的信息資源，增加流動人口屬地服務的獲取與選擇。據此，本研究提出假設一：租房積極義務取向對流動青年屬地服務選擇具有顯著正向影響，即流動青年越持有積極履行租房義務的態度，越易采取選擇優質屬地服務的行動。

2. 違建認同在租房積極義務與屬地服務選擇中的中介作用。流動青年對違法建筑的態度像不同角色視角（光源）和不同經歷（觀測者的相對運動）產生截然不同心路歷程（物體輻射波長變化）的多普勒效應。積極踐行租房義務的流動青年，因理性認知水平較高，對租住違法建筑行為本身無反對聲音，但必須在積極踐行租房義務的前提下，即在租房管理井然有序的背景下，表達出在租房管理規范化前提下正視違法建筑的態度；漠視租房義務的流動青年，多租住非正規住房或處于合租狀態，踐行義務成本遠高于權利回報，在搭便車心理下履行租房義務的動力不足，雖“身體力行”租住在違法建筑中，但內心對此并不認同。超大城市流動青年是城區群租房、城鄉接合部自建房等非正規住房的需求主體，盡管包括非正規住房在內的違法建設對公共秩序造成惡劣影響，各國政府均對其進行高壓管治[26]，但因房租低廉，流動人口更傾向于無視租住房屋是否違法違規，對非正規住房產生生存依賴[27]。非正規住房因建房成本低、空間利用率高等原因，附帶的屬地服務低劣、擁擠，因此，真正身臨其境的流動青年對違法建筑并不認同，無奈接受其較差的周邊配套設施或服務，上述符合心理學“框架效應”，即個體依賴經驗、經歷與情結來決策[28]。依此，本研究提出假設二：漠視租房義務的流動青年可能對違法建筑持不認同態度，從而享有較差的屬地服務，而積極履行租房義務的流動青年，在租房管理規范的前提下不反對違法建筑，并主動選擇自身需求的屬地服務，即違建認同在租房積極義務與屬地服務選擇之間具有中介作用。

3. 屬地服務滿意在租房積極義務與屬地服務選擇中的中介作用。屬地服務滿意是指人們在實際城市公共服務體驗中將內心期望與現實情況進行對比，從而產生愉悅、滿足、肯定等積極評價或不快、失望、否定等消極評價，是一種根據自身需求進行的主觀評價。態度代表人們對事物的評價，人們的行為與其態度有系統關聯[29]。行為是潛在態度的表達，強硬態度不易改變，卻能夠影響相應行為[30]。因而，對屬地服務滿意度越高的流動青年越傾向于選擇優質屬地服務。理性行動理論揭示人們以理性行事、思慮現有資源為前提采取行動，該理論假定人們執行某行為與否的意圖是該行為的決定因素，除非發生意外，否則人們會依照自身意圖行事[31]。履行租房義務越積極的流動青年更傾向于居住正規社區，對屬地服務評價更高，更傾向于選擇所需屬地服務而非抑制原本需求。

眾多國家在住房權上達成共識，即住房權象征公民具有安全、體面的居住權利[25]。隨著經濟發展，住房權的內容也應與時俱進，由居住權逐漸向適足居住權過渡，即從提供棲身之所向舒適體面的居住地轉換。流入超大城市的青年割離了戶籍地的公共服務，但又無法與流入地戶籍人口共享基本公共服務，猶如浮萍般無法到達公共服務的“彼岸”，不利于基本公共服務均等化和新型城鎮化推進。相較于漠視租房義務的流動青年，積極履行租房義務的流動青年可能面臨更高的經濟收入和人力資本，能接觸到較優質的屬地服務，更正視自身所需公共服務，對屬地服務的評價更客觀，能夠正向影響其屬地服務選擇行為。鑒于此，本研究提出假設三：積極履行租房義務的流動青年能給予較客觀的屬地服務滿意度評價，從而主動選擇其所需的屬地服務，故屬地服務滿意在租房積極義務與屬地服務選擇之間具有中介作用。

4. 違建認同和屬地服務滿意在租房積極義務與屬地服務選擇中的鏈式中介作用。消費者在購買界定不清或情感產品時，會以消費愿景為指導[32]。消費愿景是未來消費情境中自我認知的心理模擬，可視為“類感知”體驗[33]。流動青年對違法建筑認同評價類似于消費者建構消費愿景，即超大城市流動青年作為租住違法建筑的準消費者，想象在該試驗性未來消費情境中的自我、行為及結果，若原本對違法建筑已產生堅定的信念或態度，愿景不能再次刺激消費者產生新信念；但消費者對違法建筑的認識不清晰，易被違法建筑的社會評價影響，產生相應的消費愿景，影響流動青年是否租住非正規住房的行為態度，即消費愿景能夠正向影響消費者的行為態度[34]，負面消費愿景會削弱其消費行為，租住在非正規住房的流動青年因身臨其境產生堅定的負面消費愿景，呈現出選擇但不認同的矛盾狀態，試圖努力改變不利的居住環境，因此，非正規住房通常僅作為過渡住所，不具穩定性；積極踐行租房義務的流動青年，雖在租房管理規范前提下對違法建筑持包容態度，但其對非正規住房無消費動機，消費愿景不能轉化為消費行為。人們傾向將給予所有物高于其原本價值的評價稱為稟賦效應，是一種規避損失的心理感受[35]。依據稟賦效應，流動青年會對戶籍地曾擁有的公共服務給出高于其價值的評價，即失去屬地服務的痛苦不能簡單通過租金成本降低得以減輕，再次印證租住非正規住房的流動青年對違法建筑的認同程度不高，對其附帶的屬地服務亦不滿意，所享的屬地服務也難以用“優質”形容。

理性行為理論揭示了從信念、態度和意圖到實際行為的因果聯系[31]。人們的行為意圖是行為意向和主觀規范的函數，行為態度可預測其行為[29]。依據理性行動理論，行為意圖受雙因素影響，一是個人行為態度，即個人對執行行為的評價；二是社會主觀規范，即個人對社會壓力的感知[31]。超大城市流動青年租房義務的積極態度和屬地服務滿意均是個人行為態度；流動青年對違法建筑的認同受到社會壓力感知影響，屬于社會主觀規范下的行為態度，即屬地服務選擇的行為意圖深受上述三因素影響。該過程可歸納為“違建認同與屬地服務滿意的中介作用模型”，即租房積極義務態度通過主觀規范和行為態度作用于個體選擇行為。流動青年履行租房義務越積極，在租房管理規范的前提下對違法建筑的態度更包容，對屬地服務評價更客觀，更易主動選擇所需的優質屬地服務。本研究綜上提出假設四：違建認同和屬地服務滿意在租房義務與屬地服務選擇之間具有鏈式中介作用。

綜上所述，本研究將超大城市流動青年屬地服務選擇具化為租賃型消費選擇，構建租房積極義務、違建認同、屬地服務滿意與屬地服務選擇的關系模型，如圖1所示。

四、研究設計

（一）數據來源

為了探究超大城市流動青年屬地服務選擇的影響機制，本研究以在京常住流動青年為調查樣本，按照北京市功能區劃分為三大區域1，將首都功能核心區與城市功能拓展區合并為一，城市發展新區和生態涵養發展區分別作為一區。以北京市各區縣《2021年國民經濟和社會發展統計公報》提供的統計數據為標尺，計算三大區域常住流動人口占比，如表1所示，最終按照各區域6：7：1的比例抽樣。本研究采取北京市常住流動人口各行政區域配額抽樣和雪球抽樣相結合的方式，自2022年6月發放調查問卷，至2022年8月共回收1522份，其中有效問卷1281份，有效率約為84.2%。依據上述流動青年定義，首先剔除58份在京居住年限不足半年的樣本，并刪除24份年齡超過45周歲的流動人口樣本，最終篩選出1199個樣本。

調查問卷的人口統計特征如表2所示。性別分布方面，受訪者以男性居多，占比52.3%，女性占比47.7%，符合我國“男多女少”的性別失衡現實[36]；年齡分布方面，26-35歲占比最多為65.8%，其次是18-25歲和36-45歲，占比分別為19.0%和14.6%，16-17歲略有涉及，占比0.6%；婚戀狀態方面，以未婚流動青年為主，占比超過六成，但未婚無對象的略多于未婚有對象的；已婚已育的稍多于已婚未育的，存在其他婚戀狀態的流動青年占比1.2%；受教育水平方面，北京流動青年受教育水平較高，本科及以上學歷占比78.4%，大專及以下學歷占比21.6%，該數據反映出新一代流動人口的受教育水平顯著提高；稅后月薪方面，以月薪5000到1萬和1萬到1.5萬兩個收入水平為主，但均衡涉及5000及以下的低收入與1.5萬到2萬及超過2萬的高收入人群；在京居住年限方面，分布較為均衡，超過5年但不足10年的占比最多，居住超過半年但不足3年的略多于超過3年但不足5年的，但是多于10年的流動青年占比僅13.4%。該樣本基本符合北京流動青年總體特征。

（二）變量設置

現有研究中，學者們多從教育、醫療、就業、文化、住房、交通、養老、休閑、環境、公共安全等方面度量城市公共服務供給[3][10][37]。公共服務主要劃分為兩方面：制度供給與設施供給[2]。本研究側重后者，借鑒國外學者研究思路，房屋租金包含了居住消費價值和公共服務使用價值，部分租金是對預期公共服務的資本化，特別是交通設施、就業機會、教育醫療等公共服務，易被資本化在房價或租金中，揭示出租房需求包含居住和屬地服務雙重需求[1]。本研究通過測量超大城市流動青年租房消費行為，判斷其對屬地服務的真實偏好和訴求。屬地服務選擇的數據獲取通過傳統與新興公共交通、生活配套、休閑娛樂、教育與醫療服務6個維度測量，具象化為“公交站”“地鐵站”“超市/市場”“購物中心”“醫院”“學校”，題項為：“您目前租賃房與以下設施的距離如何？”。本研究將選項從“很差”到“很好”，分別賦值為1-5。

租房積極義務通過遵守規定、應對風險、規避風險3個條目進行測量，題項為：“您向社區登記住房租賃信息的積極性如何？”“租房權益被侵犯時，您維權積極性如何？”回答選項從“很消極”到“很積極”，分別賦值為1-5；其余題項為：“簽租約前，您重視考察房東為人好壞嗎？”回答選項從“很不重視”到“很重視”，分別賦值為1-5。

超大城市房租偏高背景下城鄉接合部等非正規住房成為低收入流動人口解決居住問題的“救命稻草”[27]。本研究通過詢問受訪者對租住違法建筑的認同程度測量違建認同，題項分別為“您對租住城區群租房的認同程度”“您對租住城鄉接合部自建房的認同程度”，由于受訪者越不認同租住違法建筑，表明其對違法建筑的理性認知程度越高，因此，該類問題為負向問題，回答選項從“很認同”到“很不認同”，分別賦值為1-5。

參考《國家新型城鎮化規劃（2014-2020）》提及的“推進常住流動人口享有城鎮基本公共服務”的內容，將屬地服務劃分為：子女教育、就業、社保、醫療與住房保障五大內容，因社會保障常與就業息息相關，本研究將不再單獨測量社會保障，我國超大城市流動青年常依據政府和租賃房所在社區的公共服務供給水平進行主觀判斷，通過居住服務、子女教育、醫療衛生、就業服務4個維度對屬地服務滿意進行測量，題項為“您對本地政府和社區提供的公共服務的滿意程度如何？”回答選項從“很不滿意”到“很滿意”，分別賦值為1-5。

（三）分析方法

本研究使用SEM模型進行假設檢驗，SEM模型可驗證一個或多個自變量與一個或多個因變量間的相互關系，且能驗證離散變量[38]，故本研究借助SEM模型以觀測變量，測量潛在變量，檢驗觀測變量間的復雜關系[39]。其中，中介效應的驗證采用重復抽樣1000次的Bootstrap法，具體使用Amos24.0和SPSS25.0進行分析。

五、研究結果

（一）信效度檢驗

本研究對潛在變量的信度和效度進行檢驗。管理學研究更常用的信度檢驗方法是“內部一致性信度”[40]，本研究采用克隆巴赫系數驗證，結果如表3：潛變量的信度系數均超過或接近0.7，除了“違建認同”的克隆巴赫系數稍低，但也達到了0.5的最低標準[36]。因信度測量的是隨機誤差，若量表越長，且其他因素不變，隨機誤差會一直減少，即量表信度增加[40]。鑒于“違建認同”的測量題目較少，且模型總體克隆巴赫系數為0.736，表明本研究模型內部一致性信度較好。此外，組合信度（CR）大于0.7代表潛在構念指標的內部一致性越好，本研究除租房積極義務的CR值略低外，其余潛變量的CR值均大于或接近0.7的標準值，而學者Raine-Eudy認為組合效度只要大于0.5即可[39]，因此，模型內部一致性信度和組合信度較好。

為確認量表是否能真實度量構念，需作效度檢驗。本研究首先采用探索性因子分析進行檢驗，采用主成分因子最大方差法，其中，KMO值為0.865，P值小于0.05，提取四個因子的累計方差貢獻率為65.368%，表明數據適合進行因子分析。表4展示了模型與數據擬合程度的主要指標，反映模型相似度的GFI、NFI、CFI、AGFI、IFI等指標均高于0.9；反映模型差異的RMSEA和RMR指標均低于0.05，所有指標均符合擬合標準，證明本研究模型擬合度較好，且結構效度較好。然而，評價模型的擬合標準要求卡方自由度小于3，但將屬地服務選擇的6個觀測變量同時放入模型，該指標值為3.969，遠大于標準。依據殘差獨立原則進行模型修正，本研究率先刪掉傳統公共交通“公交站”，擬合度提升為3.227，仍高于3，再次刪掉教育服務“學校”，最終得到如表4的良好擬合結果，雖然學校作為重要的屬地服務，但本研究更應遵從超大城市流動青年真實的屬地服務現實選擇，因此，最終納入模型的屬地服務選擇為新興公共交通、生活配套、休閑娛樂、醫療服務四項內容。

本研究通過平均變異數萃取量（AVE）作區分效度檢驗，如表5所示。本研究的平均變異數萃取量（AVE）除租房積極義務潛變量外，均大于0.5，代表收斂效度較好，但租房積極義務勉強接近0.36，收斂效度一般。租房積極義務、違建認同、屬地服務滿意、屬地服務選擇的AVE平方根大于各潛在變量間的相關系數，表明變量的內部相關程度高于外部相關程度，鑒于以上指標的綜合結果，本研究采用的量表具有較高區別效度。

（二）主效應檢驗

表6呈現了SEM模型的路徑系數估計結果，超大城市流動青年的租房積極義務取向對其屬地服務選擇具有微弱的正向影響但在統計上不顯著，可能緣于積極履行義務不能直接置換相應權利，特別是原本不能覆蓋全部流動人口的屬地服務，故假設一不成立。

SEM模型結果如圖2，在超大城市流動青年選擇屬地服務的過程中，租房積極義務對違建認同的標準化路徑系數為-0.536，在0.001的統計水平上具有顯著負向影響；租房積極義務對屬地服務滿意度的標準化路徑系數為0.309，在0.001的統計水平上具有顯著正向影響；違建認同對屬地服務滿意、屬地服務選擇的標準化路徑系數分別為-0.343和-0.174，雖然違建認同對兩者均具有顯著的負向影響，但影響屬地服務滿意的顯著水平更高，對屬地服務選擇的影響僅在0.01的統計水平上顯著；屬地服務滿意對屬地服務選擇在0.001的統計水平上具有顯著正向影響，標準化路徑系數為0.164。上述檢驗結果為違建認同與屬地服務滿意在租房積極義務與屬地服務選擇之間的中介作用提供了部分支持。

（三）中介效應檢驗

本研究采用Bootstrap置信區間法抽樣1000次，檢驗違建認同和屬地服務滿意的中介效應。結果如表7所示，“租房積極義務→違建認同→屬地服務選擇”的置信區間不含0值，即中介效應顯著，效應值為0.153，95%置信區間為[0.049，0.298]，中介效應占總效應的53.7%，故假設二成立；“租房積極義務→屬地服務滿意→屬地服務選擇”的置信區間不含0值，即中介效應顯著，效應值為0.083，95%置信區間為[0.036，0.159]，中介效應占總效應的29.1%，故假設三成立；“租房積極義務→違建認同→屬地服務滿意→屬地服務選擇”的置信區間不含0值，即中介效應顯著，效應值為0.049，95%置信區間為[0.021，0.095]，中介效應占總效應的17.2%，故假設四成立。鑒于租房積極義務對屬地服務選擇的直接效應置信區間為[-0.079，0.168]包含0，即租房積極義務不能直接作用于屬地服務選擇，再次驗證假設一不成立，但租房積極義務可通過違建認同和屬地服務滿意對屬地服務選擇產生間接影響，上述三條中介效應均為完全中介效應。

（四）多群組分析

為了深究不同群體的租房積極義務對屬地服務選擇的間接影響差異，本研究依據性別、年齡、婚戀狀況、收入、在京居住時間、戶籍性質等人口特征進行分組，但因為性別、年齡、婚戀狀況不存在顯著差異，在此略去其數據結果。由表8可見，租房積極義務對屬地服務選擇的直接影響在各樣本組中均不顯著，但租房積極義務通過違建認同和屬地服務滿意對屬地服務選擇的間接影響在各樣本組不同程度地顯著。其中，租房積極義務對違建認同與屬地服務滿意的影響在各群體中均成立，但高收入、居住時間較短、城鎮戶籍的群體在租房積極義務對違建認同的負向影響程度更大，收入低、初來乍到、農村戶籍的流動青年更易選擇非正規建筑解決居住問題，若能履行租房積極義務，反映其遵守城市秩序的態度更積極、堅決，亦能從行動上抵制租住違法建筑。租房積極義務對屬地服務滿意度在低收入、在京居住時間長、城鎮戶籍的群體中更顯著，這可能源于低收入者的閑暇價值相對較低，積極履行租房義務的成本較低，而高收入者用稀缺閑暇履行租房積極義務的執行成本過高，低收入者若能以較低執行成本履行租房積極義務，在某程度上反映了其對屬地服務的認可；在京居住時間愈長且能保持積極履行租房義務的行為慣性，是其對屬地服務滿意的正向反饋信號；相比于農村戶籍者，城鎮戶籍者更易接受并履行約定俗成的租房積極義務。違建認同對屬地服務滿意的負向影響僅在高收入群體中不成立，低收入、在京居住時間短、農村戶籍的群體對低租金住房的生存需求越強烈，其受屬地服務不完善、對違法建筑不認同影響，對屬地服務滿意度就越低。違建認同對屬地服務選擇的負向影響僅在低收入、在京居住時間短和農村戶籍的群體中顯著，該結果可能與居住在違法建筑中的真實體驗有關，僅處于收入拮據、初來乍到時期或習慣鄉村生活的超大城市流動青年可能有親身租住違法建筑的經歷，因迫于生存需求，租住在低租金的違法建筑中，進而對屬地服務多處于被動接受的境地；其他群體可能更接受城市更新理念，且對違法建筑無現實需求。屬地服務滿意對屬地服務選擇的正向影響在居住時間較短和農村戶籍的群體中不顯著，在高收入與低收入群體中均顯著，但高收入群體可能因較少受收入預算約束限制而有更多機會選擇其滿意的屬地服務，相對低收入群體，在高收入群體中更為顯著。

六、結論

屬地服務供給屬于城市治理范疇，超大城市流動青年的屬地服務選擇狀況揭示了流動人口在城市生存享有的公共服務供給現狀，也側面反映了公共服務均等化的供給水平。為探究超大城市流動青年屬地服務選擇的影響機制，本研究以履行租房積極義務為起點，引入違建認同與屬地服務滿意構建屬地服務選擇的理論模型，使用結構方程模型進行驗證。另外，借助多群組分析探討了人口特征對“租房積極義務-違建認同-屬地服務滿意-屬地服務選擇”路徑的影響，研究發現：租房義務不能通過直接作用于選擇行為而獲取相應權利，但租房義務可通過刺激（違法建筑認同）、取向（屬地服務滿意）最終作用于屬地服務選擇行為，即違建認同和屬地服務滿意在租房義務對屬地服務選擇的影響中發揮完全中介作用。此外，收入、在京居住時間、戶籍性質等人口特征對“租房積極義務-違建認同-屬地服務滿意-屬地服務選擇”模型存在調節效應。

結合研究結論，可為超大城市推進基本公共服務均等化提供如下三點建議：第一，培養流動青年積極履行租房義務的觀念。租房積極義務雖不能直接提高屬地服務水平，但作為邏輯起點，可通過違建認同或屬地服務滿意提升所需屬地服務水平，因此城市治理過程中應培育流動青年樹立積極履行租房義務的習慣。第二，正視流動青年對低成本租賃房的需求。針對違法建筑，學者們多從供給角度提出加強監管和治理，缺乏關注流動青年對低租金住房的需求，雖然租住其中的流動青年對違法建筑并不認同，但因生存依賴低租金的非正規住房，所以有效抵制租住在城中村、群租房等違法建筑中的租賃行為，僅從思想引導成效甚微，要根治非正規住房等違法建筑的野蠻生長，需提供低租金的租賃型正規住房替代品。第三，在推進基本公共服務均等化過程中應重視流動人口內部差異化。對于不同收入、在京居住時間、戶籍性質的流動青年而言，租房積極義務通過違建認同和屬地服務滿意對屬地服務選擇的影響機制和影響程度存在差異，地方政府可以深化戶籍制度改革為突破口，實現就業等公共服務的群體均等化[41]。另外，與有些學者強調流動人口對子女教育的強烈需求不同，本研究發現相對于傳統公共交通工具和教育服務，超大城市流動青年對新興公共交通、生活配套、休閑娛樂、醫療服務更為側重。因此，對不同類型屬地服務進行細分，揭示超大城市流動青年真實屬地服務需求，應有針對性地加強流動青年租住房屋周邊的基礎設施建設，提高其屬地服務滿意度，有利于超大城市推進基本公共服務均等化探索。同時，降低流動青年獲取優質配套設施的轉換成本是實現公共服務均等化的重要途徑。

本研究探究了超大城市流動青年屬地服務選擇的影響路徑，盡管驗證了多條路徑顯著，但仍存在以下不足：第一，租房積極義務的量表未窮盡所有租房義務，本研究作為探索性研究有待日后持續深入。第二，研究樣本受教育水平較高，導致對違建認同的認知更理性，可能與對學歷更加包容的其他城市存在差異。第三，本研究僅探索出一條顯著影響超大城市流動青年屬地服務選擇的路徑，不排除其他重要影響因素，有待日后在此基礎上進行深入探索。

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[責任編輯：汪智力 朱苗苗]