楊 琪

(南京郵電大學 人口研究院，江蘇 南京 210042)

據(jù)第七次全國人口普查數(shù)據(jù)，我國60歲及以上人口數(shù)達2.64億，占總人口比重的18.7%，我國人口老齡化程度進一步加深，即將邁入中度老齡化社會。老齡化的不可逆和城鎮(zhèn)化的交叉作用產生了規(guī)模龐大的流動老人群體。2016年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)顯示，2015年60歲及以上的流動老年人口規(guī)模達1800萬人，占流動人口總量的7.2%。當前流動老人的大規(guī)模出現(xiàn)，一方面是“一代”流動人口在流入地逐漸老化，另一方面是老年人口基于家庭因素而流動，旨在通過家庭內部的代際分工、性別分工和勞務分工，提高家庭整體利益[1]。然而，不同于青壯年流動人口，老年人口流動并不會擠壓流入地的教育、勞動力、婚姻等市場，外加其特有的“老年”屬性，極易成為邊緣化群體被排斥在流入地基本公共服務體系之外，面臨著城市融入與養(yǎng)老困境。與此同時，促進基本公共服務均等化是我國多年來的政策方針和總體目標。進入新發(fā)展時期，這一目標又被賦予了鮮明的時代特色。習近平總書記在2021年8月17日中央財經委員會第十次會議上指出“共同富裕是全體人民共同富?！?，并把“促進基本公共服務均等化”作為“扎實推動共同富?！钡牧鶙l路徑之一[2]。在這樣一個“推動共同富?！钡臅r代背景下，促進流動老人基本公共服務均等化具有重要的現(xiàn)實意義，既努力縮小群體之間的基本公共服務差距，讓流動老人共享發(fā)展成果，也是實現(xiàn)更高水平基本公共服務均等化、促進“以人為本”新型城鎮(zhèn)化的重要表現(xiàn)。

國務院印發(fā)的《“十三五”推進基本公共服務均等化規(guī)劃》(國發(fā)[2017]9號)規(guī)定，“基本公共服務均等化是指全體公民都能公平可及地獲得大致均等的基本公共服務”，意味著“均等化”并非是基本公共服務的無差異化，也非平均享有，而是一種合理、差異化的分享[3]。通過簡單計算流動老人享有的基本公共服務絕對數(shù)量的方式來衡量其均等化程度并不合理。伴隨我國社會主要矛盾轉化為“人民日益增長的美好生活需要和不平衡與不充分發(fā)展之間的矛盾”，基本公共服務均等化應以服務對象有更多的獲得感為最終目標，由作為服務對象的公眾群體來評判服務是否均等、服務效果如何[4]。根據(jù)福利經濟學理論，最優(yōu)公共服務提供方式和水平應是將居民公共服務滿意度最大化。對此，本文選用“滿意度”這一衡量指標來評價流動老人的基本公共服務均等化水平?；竟卜諠M意度代表了流動老人在服務獲取上的效用水平，反映其對基本公共服務的偏好和感受，這是評估基本公共服務效果最直觀的維度。更為重要的是，由于不同區(qū)域、不同類型的流動老人的基本公共服務需求存在差異，各地所供給的基本公共服務類別和數(shù)量也不盡相同，故而單純從服務支出和服務數(shù)量上評價流動老人的基本公共服務均等化勢必存在偏差。從滿意度的角度來評價分析能夠避免這一問題。同時，本文將基本公共服務細分為多個服務類別，并考慮戶籍制度導致的人群區(qū)隔，將戶籍老人的服務滿意度情況納入比較，探討流動老人享有的基本公共服務差異及其影響因素，以期為相關部門提供針對性強、滿足流動老人需求并使其切實滿意的基本公共服務給出政策建議，進而縮小老年群體之間的基本公共服務差距。

一、文獻回顧與研究假設

從內涵上看，基本公共服務滿意度是指公眾對政府提供基本公共服務的主觀感受和認知，是服務享受者在接受基本公共服務后其需求得到滿足的一種主觀心理感受[5]。對基本公共服務滿意度的測量主要通過問卷調查的方式，以公眾對基本公共服務打分的形式直接反映服務滿意度。一般而言，基本公共服務滿意度涵蓋醫(yī)療衛(wèi)生、文化體育、社會保障、公共交通等方面[6]。既有研究中，針對流動老人群體的基本公共服務滿意度的文獻較為缺乏，少數(shù)文獻對流動人口或農民工等群體有所涉及，但更多是聚焦于區(qū)域內全體公民的基本公共服務滿意度，對群體間的基本公共服務滿意度差異關注較少。在基本公共服務滿意度影響因素上，已有研究主要從基本公共服務供給和居民個體特征等方面切入。

在基本公共服務供給上，對中國居民公共服務供給和滿意度的問卷調查表明，公共服務供給會顯著正向影響公共服務的感知績效[7]。然而，受財政預算限制，地方政府更多是基于戶籍制度來確定公共服務的供給規(guī)模[8]。故而，戶籍制度是影響流動人口基本公共服務滿意度的重要因素。城鄉(xiāng)分割論從“鄉(xiāng)-城”流動出發(fā)，認為盡管農業(yè)戶籍從政策上早已不再是農村人口流動及就業(yè)的阻礙，但城鄉(xiāng)二元戶籍制度及二元結構的長期存在，難以改變城鄉(xiāng)居民在制度層面顯性的公共資源、社會福利、就業(yè)機會等方面的顯著差異，更讓這兩類群體產生心理層面的隔閡[9]。與城市居民相比，農村流動人口在基本公共服務享有方面受到歧視，故而對基本公共服務的滿意度也就“大打折扣”。但流動人口中除了“鄉(xiāng)-城”流動人口，還有一部分人口是“城-城”流動。依據(jù)區(qū)域分割理論，公民身份差異，即“本地-外地”的差異已超越“城-鄉(xiāng)”差異，成為當下城市中戶籍分層和不公平的重要原因[10]。對流動人口而言，無論是“鄉(xiāng)-城”流動，還是“城-城”流動，“本地-外地”這種地域上的分割不僅造成他們與當?shù)鼐用裆鐣匚慌c發(fā)展機會的失衡，更導致所享有的公共服務的不均等和基本公共服務滿意度的差別[11]。由此，本文提出假設如下：

假設1-1：區(qū)域分割導致的身份差異對流動老人基本公共服務滿意度產生顯著的負向影響；

假設1-2：城鄉(xiāng)二元分割導致的戶口差異對流動老人基本公共服務滿意度產生顯著的負向影響。

基本公共服務滿意度是一種主觀上的心理感受，那么作為滿意度的評價主體(流動老人)，其個體特征勢必會對其基本公共服務滿意度產生直接重要的影響。

首先，個體資源稟賦的影響。一般而言，資源稟賦包括政治資本、文化資本、經濟資本、保障資本等多個方面。從政治資本來看，黨員身份或干部身份常被作為衡量政治資本的變量[12]，大多研究表明，政治資本能顯著提高人們的服務滿意度感知[13]。從文化資本來看，有學者發(fā)現(xiàn)文化程度較高的群體對當?shù)卣黜椆ぷ鳚M意度較低[14]。從經濟資本來看，研究表明高收入群體的公共服務滿意度高于低收入群體，但并不存在絕對性，還需從比較的視角來看相對剝奪感[15]。從保障資本來看，相關研究表明保障資本越強，公眾對服務滿意度評價就越積極。如有學者指出在控制個體特征變量后，基本醫(yī)療保險制度對基本醫(yī)療服務滿意度均有顯著的正向影響[16]；還有學者從養(yǎng)老金待遇的角度討論了其對參保農民滿意度的正向影響[17]?；诖?，本文認為，流動老人的資源稟賦對其基本公共服務滿意度產生顯著影響，并提出如下假設：

假設2-1：流動老人政治資本對其基本公共服務滿意度產生顯著的正向影響；

假設2-2：流動老人文化資本對其基本公共服務滿意度產生顯著的負向影響；

假設2-3：流動老人經濟資本對其基本公共服務滿意度產生顯著的正向影響；

假設2-4：流動老人保障資本對其基本公共服務滿意度產生顯著的正向影響。

其次，服務主觀認知的影響。微觀上，公共服務滿意度會受到主觀認知的影響，且這種主觀認知具有內部結構性[18]。由于生活在同一城市中的不同群體在獲取基本公共服務上的差異是能夠被認知和比較的，這種不公平的認知更容易影響主體對基本公共服務滿意度的主觀評價。根據(jù)社會比較理論，在缺乏客觀標準的情況下，個體往往通過與自己相似的他人間的比較來獲取對自己的準確評價[19]。與他人參照比較時，相對位置較高或具有優(yōu)勢者一般表現(xiàn)為積極正面的態(tài)度，反之，相對位置較低或處于劣勢的群體容易產生較強的相對剝奪感，最終偏向于負向、消極的評價[20]。相關研究表明，流動人口進入到城市后傾向于將當?shù)爻鞘芯用褡鳛閰⒄諏ο螅㈦S著流動時間的延長這種比較更為明顯[21]。提出假設如下：

假設3：以戶籍老人為參照，服務主觀認知對流動老人基本公共服務滿意度有著顯著正向影響。

最后，社區(qū)交往的影響。社區(qū)作為流動老人的重要生活場所，對流動老人在流入地的社會融入起著關鍵作用。已有研究發(fā)現(xiàn)，跟隨子女進入城市的隨遷老人，在新環(huán)境中極易無所適從、孤獨感倍增，社會交往不足；而社會交往能夠促進其心理健康，提高生活質量和健康狀況[22]。社交網(wǎng)絡使得人與人之間的信任更能調節(jié)公共服務的客觀實在性，人們更能主動獲取公共服務并從主觀上認同公共服務的供給者[23]。假設如下：

假設4：社區(qū)交往會對流動老人基本公共服務滿意度產生顯著的正向影響。

此外，本文還考慮了相應的控制變量。借鑒已有研究成果，將個體的人口學特征，如性別、婚姻、民族、年齡、健康等加以控制[24-25]，這些均會對基本公共服務滿意度產生影響。最終建立流動老人基本公共服務總體滿意度研究框架，如圖1所示。

圖1 流動老人基本公共服務滿意度影響因素分析

二、研究設計

(一) 數(shù)據(jù)來源

流動老人樣本數(shù)據(jù)來自課題組于2019年4月—2020年9月在南京市開展的以“流動老人基本公共服務”為主題的問卷調查。調查對象為在南京市居住6個月及以上、非南京戶籍的60周歲及以上的人口。問卷采用分層隨機抽樣及簡單隨機抽樣相結合的方式進行。先在南京11個行政區(qū)內按照社會經濟發(fā)展特征和流動老人分布情況抽取6個區(qū)，再在被抽中的樣本區(qū)中按照“街道—社區(qū)”的順序進行隨機抽樣，共計調查了46個社區(qū)。問卷采用SPSS24.0軟件進行分析處理。本次調查共發(fā)放900份問卷，回收問卷809份，問卷回收率為89.9%。剔除掉存在嚴重缺失值的問卷，最終獲得有效問卷798份。為便于將流動老人與本地戶籍老人進行對比研究，課題組在選取的樣本社區(qū)通過隨機抽樣調查的方式，對南京市戶籍老人進行了基本公共服務專題調查，同樣發(fā)放900份問卷，剔除缺失值，獲得有效樣本865份，有效率為96.1%。

(二)滿意度模型構建

本文所研究的被解釋變量是“基本公共服務滿意度”，屬于連續(xù)性變量，故采用多元回歸模型來分析流動老人基本公共服務滿意度的影響因素。構建如下影響因素分析模型：

Si=α+α1·Ide+α2·Reg+α3·End+α4·Rsp+β·X′+ε

(1)

式(1)中，Si(i=1,…,6)為i類基本公共服務滿意度，α為常數(shù)項，Ide代表著老人身份，Reg表示的是老人戶口類型，End為個體資源稟賦，Rsp為服務主觀認知，X′為人口學特征，ε為殘差項，αn(n=1,2,3,4)、β為對應指標參數(shù)。

對其簡化，可得到如下模型：

(2)

其中，γ為常數(shù)項，bk為帶估參數(shù)，xk為相關變量，ε為擾動項。

同時，共設置如下三類模型進行回歸分析：a.總樣本的回歸模型；b.流動老人樣本的回歸模型；c.戶籍老人樣本的回歸模型。

(三)變量選取

1.被解釋變量

本文選取受訪老人的基本公共服務滿意度作為被解釋變量，包括基本公共服務的總體滿意度，以及基本養(yǎng)老、基本公共交通、基本醫(yī)療衛(wèi)生、基本文化體育、基本養(yǎng)老和醫(yī)療保險五類基本公共服務的滿意度。其中，受訪老人根據(jù)獲得基本公共服務情況進行打分，滿分為100，得分越高，意味著受訪老人對服務的滿意度也就越高。

2.解釋變量

通過與當?shù)貞艏先说膶Ρ龋狙芯恐攸c考察了流動老人基本公共服務滿意度差異及其影響因素，其中核心解釋變量主要包含戶籍、資源稟賦、服務主觀認知、社區(qū)交往。

(1)戶籍變量。具體劃分為受訪老人身份、戶口類型及兩個變量的交叉。其中，受訪老人身份是二分類變量，“戶籍老人”賦值為0作為參照，“流動老人”賦值為1。戶口類型分為非農(=0)和農業(yè)(=1)兩類。進一步將身份和戶口類型交叉分類，分為四種類型：本地非農老人、本地農業(yè)老人、外地非農老人、外地農業(yè)老人。將外地非農老人賦值為0，本地農業(yè)老人、本地非農老人、外地農業(yè)老人依次賦值為1、2、3。

(2)資源稟賦變量。主要涉及政治資本、文化資本、經濟資本、保障資本，分別通過政治面貌、受教育程度、家庭經濟水平、參加醫(yī)療及養(yǎng)老保險這幾個指標來衡量。

(3)服務主觀認知變量。通過問卷中受訪者對自身獲取基本公共服務的評價來衡量，即“與當?shù)?其他)老人相比，您認為您所獲得的基本公共服務是否存在差別？”，答案項為差別很大(=1)，有差別(=2)，說不上有差別但不能說無差別(=3)，略微差別(=4)，無差別(=5)。將其處理為連續(xù)性變量，得分越高，意味著主觀認知越積極。

(4)社區(qū)交往變量。通過問卷中“您與鄰居、街坊的熟悉程度”來衡量，處理為連續(xù)性變量，打分從1～5，分數(shù)越高表示越熟悉。

3.控制變量

控制變量為受訪老人的人口學特征。涉及的變量主要有性別、民族、婚姻、年齡及健康狀況(如表1)。值得注意的是，流動老人樣本中多加一個控制變量居留時間，該變量作為連續(xù)變量進入模型。

表1 相關變量描述統(tǒng)計分析 %

續(xù)表1 %

三、實證分析

(一)流動老人基本公共服務滿意度描述性分析

首先，結合表1可知，雖然流動老人和戶籍老人基本公共服務總體滿意度范圍均在60～80之間，屬于比較滿意的水平，傾向于肯定性評價，但進一步將受訪老人的滿意度評價細化分類，即將打分在0～20的劃分為“不滿意”，打分范圍在21～40的屬于“較不滿意”，打分41～60、61～80、81～100分別為“中等滿意”“比較滿意”“非常滿意”。根據(jù)圖2，流動老人基本公共服務總體滿意度屬于較好偏下的水平，而戶籍老人基本公共服務總體滿意度屬于較好偏上的水平，兩者仍存在顯著差異。流動老人基本公共服務總體滿意度仍有待提高。

圖2 流動老人與戶籍老人基本公共服務總體滿意度對比

其次，在各類基本公共服務中，盡管流動老人滿意度評價普遍低于戶籍老人，但是流動老人對各類基本公共服務的滿意度有所差異：在所有服務類別中，流動老人對基本公共交通服務的滿意度是最高的，對基本養(yǎng)老服務滿意度最低。而戶籍老人對基本醫(yī)療衛(wèi)生服務的滿意度最高，對基本文化體育服務的滿意度最低。值得關注的是，流動老人和戶籍老人的基本公共服務滿意度差異最小的是基本文化體育服務，僅相差0.21，可見戶籍對該項基本公共服務滿意度的影響較小。

最后，除了被解釋變量外，兩類人群在其他特征變量上也有差異。例如，流動老人的平均年齡、社區(qū)交往、服務主觀認知、參加醫(yī)療與養(yǎng)老保險的比例等均明顯低于戶籍老人，表明兩類人群對基本公共服務滿意度的差異可能還會因個體特征、資源稟賦、服務主觀認知、社區(qū)交往等多種因素的差異導致，需進一步加以論證。

(二)流動老人基本公共服務滿意度的影響因素分析

本文利用多元線性回歸模型分析流動老人基本公共服務滿意度的影響因素，分析結果見表2、表3。

表2 基本公共服務總體滿意度回歸分析

為充分考察流動老人基本公共服務滿意度的關鍵影響因素，本文共構建9個回歸模型。其中，模型1～4旨在分析流動老人與戶籍老人基本公共服務總體滿意度影響因素差異(表2)。模型5～9分析了總樣本下分類別基本公共服務滿意度的影響因素(表3)。

表3 總樣本下分類基本公共服務滿意度回歸分析(N=1663)

模型1中，流動老人在0.01水平上顯著(b=-2.162)，且呈現(xiàn)負向影響，反映出相對于戶籍老人，流動老人的身份會降低其對基本公共服務的總體滿意度，假設1-1得到驗證。農業(yè)戶口在0.05水平上正向顯著，表現(xiàn)為總體樣本中，相對于非農老人，農村老人服務滿意度更高。而在流動老人樣本(模型3)中，戶口類型變量并不顯著，可見，是否為農業(yè)戶口尚不會對流動老人基本公共服務總體滿意度產生影響。進一步，將身份-戶口交叉分析(模型2)納入控制變量的情況下，與外地非農老人相比，本地農業(yè)戶口老人總體滿意度在0.01水平上呈現(xiàn)正向顯著，本地非農老人總體滿意度在0.05水平呈現(xiàn)正向顯著，外地農業(yè)戶口老人滿意度并不顯著。表明對流動老人而言，對其基本公共服務總體滿意度影響顯著的是流動與戶籍，而戶口類型對其服務滿意度的影響較弱，再次驗證了“戶口類型對流動老人基本公共服務滿意度影響并不顯著”這一結論。假設1-2并不成立。因此，對于流動老人而言，地域分割造成的身份差異影響正在取代傳統(tǒng)上城鄉(xiāng)戶籍差異的影響，成為流動老人基本公共服務滿意度低于戶籍老人的重要原因。然而，模型4(戶籍老人樣本)中，戶口變量在0.05水平上顯著，表現(xiàn)為農業(yè)戶口老人的基本公共服務總體滿意度高于非農戶口老人，反映出對戶籍老人而言，城鄉(xiāng)二元分割帶來的影響仍然顯著。原因可能如下：隨著城鄉(xiāng)基本公共服務均等化的大力推進，政府在不斷改善農村基本公共服務，導致城鄉(xiāng)間的公共服務差距縮小，對農村老人來說，各類服務得到質的飛躍，因而基本公共服務滿意度較高；而非農老人本就處在基本公共服務相對完善的城市中，對服務的要求與期待自然較高，若基本公共服務改善不顯著的話，反而會削弱其服務滿意度。

模型3中，在資源稟賦方面，黨員身份(b=-0.317，P<0.05)的流動老人基本公共服務總體滿意度比非黨員身份的流動老人要低。同樣，家庭經濟狀況變量在0.05的水平上顯著且呈負向影響，表明家庭經濟狀況越好的流動老人對基本公共服務的總體滿意度越低。由此可知，假設2-1與2-3均未被驗證，原因可能在于政治資本、經濟資本越強的流動老人對基本公共服務的要求就越高，在現(xiàn)行基本公共服務供給不足的情況下，服務需求無法得到滿足，勢必會降低其對基本公共服務的滿意度。在受教育程度上，處于初中、高中(中專)的變量正相關但并不顯著，與假設2-2的判斷不符，反而是大學及以上學歷的流動老人在0.1的水平上呈現(xiàn)負相關，表現(xiàn)為學歷高的流動老人對流入地的基本公共服務要求較高，因而總體滿意度相對較低。與此同時，參加基本醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險均對流動老人的基本公共服務總體滿意度產生顯著影響，不同在于前者表現(xiàn)出顯著的負向影響，后者表現(xiàn)為顯著的正向影響，假設2-4得到部分驗證。原因可能在于，醫(yī)保難以實現(xiàn)異地報銷導致使用困難，加劇了流動老人的不滿意程度，而養(yǎng)老金的領取和使用不受地域影響，同時在經濟發(fā)展水平較高的流入地，養(yǎng)老金的存在能夠緩解一定的經濟壓力，因而能夠增強滿意度。由此觀之，資源稟賦的確會對流動老人服務滿意度產生顯著影響，但總體上對流動老人而言，個體資源稟賦愈強，其對基本公共服務的滿意程度越低。

與此同時，服務主觀認知(b=2.976)、社區(qū)交往(b=0.485)分別在0.01、0.05的水平上呈現(xiàn)正向顯著，反映出流動老人對基本公共服務主觀認知越積極，其基本公共服務總體滿意度就越高；流動老人與社區(qū)內居民的交往越密切，其基本公共服務的總體滿意度越高。假設3、假設4得到驗證。

對比模型1～4的結果，除戶籍制度影響外，可以發(fā)現(xiàn)在資源稟賦變量中，總體及戶籍老人樣本的滿意度影響因素大致相同，但流動老人的樣本結果卻呈現(xiàn)出不同的趨勢。表現(xiàn)為：政治及經濟資本越強的戶籍老人對基本公共服務總體滿意度就越高，但流動老人卻與之相反。在文化資本上，戶籍老人表現(xiàn)為其基本公共服務總體滿意度隨受教育程度的提高而降低，但在受教育程度為大學及以上的樣本中并不顯著；而流動老人卻僅在大學及以上受教育程度上表現(xiàn)出了負向的顯著性。在保障資本上，在參加基本醫(yī)療保險方面，總樣本、流動老人樣本及戶籍老人樣本呈現(xiàn)出一致趨勢；但在參加養(yǎng)老保險方面，流動老人樣本與總樣本、戶籍老人樣本有所不同，即流動老人在0.05的水平上顯著，總樣本、戶籍老人則不顯著。在社會資本及服務主觀認知變量中，三個樣本均表現(xiàn)為社會交往越緊密、服務主觀認知越積極的老人對基本公共服務的總體滿意度越高。

從表3中可知，一方面，戶籍的兩個變量顯著影響基本養(yǎng)老服務和基本醫(yī)療衛(wèi)生服務的滿意度，但在基本養(yǎng)老和醫(yī)療保險服務模型中(模型9)，戶口類型變量并不顯著。原因可能在于，無論何種戶口類型均不會對流動老人養(yǎng)老和醫(yī)療保險服務的享有產生影響，但是否為本地戶籍，卻顯著影響著老人的養(yǎng)老金水平、醫(yī)?？ㄊ褂眉搬t(yī)療費用報銷等。另一方面，身份變量與戶口類型變量在基本公共交通和基本文化體育服務模型中并不顯著，均未對服務滿意度產生影響。反映出在當前調查區(qū)，即南京市的基本公共交通服務與基本公共文化體育服務的供給和享有并未受到戶籍制度的影響。此外，在模型5～9中，個體特征對各類服務滿意度的影響同樣不容小覷。盡管老人自身資源稟賦異質性導致其對各類基本公共服務滿意度的影響方向和程度各不相同，但是老人的服務主觀認知和社區(qū)交往對各類服務滿意度有著積極影響，尤其是對基本養(yǎng)老服務、基本醫(yī)療衛(wèi)生服務以及基本養(yǎng)老和醫(yī)療保險服務。

四、結論與建議

本文通過對南京市流動老人及戶籍老人基本公共服務滿意度的對比實證研究發(fā)現(xiàn)，流動老人基本公共服務總體滿意度、分類別基本公共服務滿意度均低于本地戶籍老人。進一步，通過構建滿意度影響因素模型分析，可得如下結論：

第一，戶籍制度引發(fā)的地域分割是導致當前流動老人基本公共服務總體滿意度低的重要因素，但部分類別基本公共服務滿意度并未受到戶籍制度限制，表明基本公共服務均等化建設已初顯成效。一方面，對流動老人而言，相對于城鄉(xiāng)戶口的影響，因流動而帶來的“外地”身份是導致其服務滿意度低于本地戶籍老人的關鍵原因。戶籍的限制讓流動老人難以獲得與本地老人同等的基本公共服務，戶籍的壁壘作用仍然存在，基本公共服務的非均等化降低了流動老人的滿意度。另一方面，分類來看，基本養(yǎng)老服務、基本醫(yī)療衛(wèi)生與基本養(yǎng)老和醫(yī)療保險這三類服務的滿意度受到戶籍制度的影響最大，表明就目前而言，流動老人仍難以與本地老人均等化享有這三類服務。不過，基本公共交通和基本文化體育服務的滿意度并不受戶籍的約束，故而對該兩類服務滿意度低于戶籍老人的流動老人，應幫助其主動接納并享有相關公共服務，提升其服務滿意度。

第二，資源稟賦、服務主觀認知、社區(qū)交往等個體特征均會對流動老人基本公共服務滿意度產生顯著影響。首先，資源稟賦上，對流動老人而言，政治資本、經濟資本、文化資本和保障資本對基本公共服務滿意度的影響各不相同，再加上個體間資源稟賦的差異，導致流動老人的基本公共服務需求有著較強的異質性，服務滿意度也就呈現(xiàn)出不同的狀況。對此，不能一概而論，需要政府制定差異化政策，有針對性地為流動老人提供個性化的基本公共服務，以提高基本公共服務的瞄準率和有效性。其次，服務主觀認知對流動老人基本公共服務滿意度有著顯著的正向影響，即服務主觀認知越積極，對服務的滿意度就越高。但調查發(fā)現(xiàn)，流動老人普遍會以本地戶籍老人為參照，認為自身在基本公共服務上與本地老人存在差異，有著較強的服務剝奪感，故而服務主觀認知打分并不高，較為消極；相反，戶籍老人并不認為自身與他人在服務上存在差異，服務剝奪感較低，其服務主觀認知打分較高，較為積極。故而兩類人群在服務主觀認知上的較大差異也是導致流動老人服務滿意度低于戶籍老人的重要原因。最后，社區(qū)交往能夠提高流動老人對基本公共服務的滿意度。除了模型6和模型8，社區(qū)交往變量均在各模型中呈現(xiàn)顯著的正向影響。一定程度上，社區(qū)交往反映了流動老人在城市社區(qū)內的融入狀況，與社區(qū)居民越熟悉，意味著其越能適應流入地，進入新的交際圈，同時也能增強對當?shù)鼗竟卜盏牧私夂褪褂?，進而提升服務滿意度。

對此，本文提出如下幾點建議以提升流動老人基本公共服務滿意度：

一是繼續(xù)加強戶籍制度改革，逐步降低基本公共服務與戶籍的關聯(lián)度。將附著在戶籍上的各項基本公共服務相剝離，消減戶籍在流動老人獲取基本公共服務過程中的門檻作用，尤其是要減少基本養(yǎng)老服務、基本醫(yī)療衛(wèi)生服務的戶籍限制，完善并優(yōu)化基本醫(yī)療保險的異地就醫(yī)和報銷流程。流入地應以常住人口為基準動態(tài)調整基本公共服務供給，進一步落實居住證制度，提高附著在居住證上基本公共服務的“含金量”，確保流動老人享有均等獲取基本公共服務的權利。此外，隨著流動老人的不斷增加，應逐步降低基本養(yǎng)老服務準入門檻，促進流入地基本養(yǎng)老服務的均等化。

二是充分考慮流動老人的特殊性及異質性，服務供給由“自上而下”轉為“自下而上”。對流動老人而言，流入地基本公共服務獲取的數(shù)量與質量是其適應并融入當?shù)厣畹闹匾w現(xiàn)。應根據(jù)不同類型、不同需求的流動老人提供針對性、適用性的基本公共服務，加強流入地與流出地間的政策銜接，確保流動老人各項養(yǎng)老保障能順暢遷入到流入地。對于資源稟賦較為薄弱的流動老人，應重點關注并加強基礎服務供給，促進流出地與流入地之間各項保障服務的轉移與銜接；而對于資源稟賦較為豐富的流動老人，應鼓勵其積極參與社區(qū)活動，滿足其精神需求，積極促進老人在社區(qū)中的深度融入。

三是注重流動老人的服務感受，增強其服務主觀認知，提高流動老人在基本公共服務主觀上的獲得感。流動老人對基本公共服務的滿意度不僅涉及其對服務的實際需求，還涉及對基本公共服務的認知程度。應積極引導流動老人有效獲取流入地基本公共服務以及熟知相關服務政策，形成對服務獲得的理性認知和積極心理預期；同時，拓寬民眾利益訴求渠道，增強流動老人利益訴求的意愿，切實提升流動老人服務滿意度和獲得感。

四是流動老人自身應加強社區(qū)交往，盡快融入當?shù)厣鐓^(qū)生活。一方面，流動老人自身應從觀念上加以改變，消除“過客”心態(tài)，改變外來者心態(tài)。另一方面，充分發(fā)揮主觀能動性，加強社區(qū)交往，與社區(qū)管理人員、居民建立起良好的人際關系，在積極融入社區(qū)的同時獲取政策允許范圍內社區(qū)所能提供的各項基本公共服務；主動反饋服務需求和面臨的服務困境，尋求社區(qū)及基層組織的幫助，以便更好地在流入地生活。