［摘要］ 利用2017年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)匹配我國284個地級市及以上城市數(shù)據(jù)，考察住房壓力對青年流動人口落戶意愿的影響及城市公共服務水平的調(diào)節(jié)效應。研究發(fā)現(xiàn)：住房壓力與青年流動人口落戶意愿之間呈倒U型關(guān)系；城市公共服務水平能夠延緩住房壓力對青年流動人口落戶意愿負面影響的發(fā)生。進一步分析表明，青年流動人口戶籍所處地理位置與居住證辦理情況均能在不同程度上影響城市公共服務的調(diào)節(jié)效果。

［關(guān)鍵詞］ 住房壓力；城市公共服務水平；青年流動人口；落戶意愿

［中圖分類號］ F293.3［文獻標識碼］ Ａ［文章編號］ 1008-1763（2024）05-0071-10

How does Housing Pressure Affect the Household Registration

Settlement Intentions of Young Migrant Population？

—Based On the Moderating Effect of Urban Public Service Level

ZHOU Jianjun1，2，ZHOU Zhenchan1，DING Wanchuan1

（1.School of Business，Xiangtan University，Xiangtan 411105，China；

2.College of Finance and Statistics， Hunan University，Changsha410079，China）

Abstract：By using the data of China Migrants Dynamic Survey in 2017 to match the data from 284 cities at the prefecture level and above to explore the impact of housing pressure on the household registration settlement intentions of young migrant population and the moderating effect of urban public service level. It is found that there is an inverted U-shape between housing pressure and the household registration settlement intentions of young migrant population. The level of urban public services can relieve the negative impact of housing pressure on the household registration settlement intentions of young migrant population and further analysis shows that the geographical location of young migrants’ registered residence and the processing of residence permits can also affect the moderating effect of urban public service level to varying degrees.

Key words： housing pressure; urban public service level; young migrant population; settlement intention

一引言

由于人口紅利消退、老齡化社會加速到來疊加低生育率困境，勞動力結(jié)構(gòu)性短缺成為制約城市發(fā)展的重要因素，而青年群體作為流動人口中的生力軍和勞動力要素的重要組成部分，擁有旺盛的活力和獨特的創(chuàng)造力，能夠派生出技術(shù)、數(shù)據(jù)等附加要素，更好地促進地區(qū)各類要素資源的結(jié)合與優(yōu)化，為城市經(jīng)濟社會高質(zhì)量發(fā)展提供源源不竭的動力支持。然而，青年流動人口在推動城市建設(shè)的同時正面臨著住房困難、公共服務難以滿足需要等難題，這些都限制了青年流動人口的生存和發(fā)展。住房和城鄉(xiāng)建設(shè)部部長倪虹在十四屆全國人大二次會議民生主題記者會上表示，要“著力解決好新市民、青年人和農(nóng)民工等的住房問題”。在公共服務方面，我國自2017年起就開始持續(xù)推進基本公共服務均等化，2024年國家標準化管理委員會等18個部門聯(lián)合制定了《基本公共服務標準體系建設(shè)工程工作方案》，指出要帶動城鄉(xiāng)、區(qū)域、人群基本公共服務均等化，促進城鄉(xiāng)區(qū)域間基本公共服務均衡化。由此可見，我國基本公共服務的短板弱項仍未完全補齊，城鄉(xiāng)間、區(qū)域間乃至戶籍人群與流動人群間的基本公共服務差距依然存在。

隨著戶籍制度改革的持續(xù)深化，戶籍壁壘正在被加速破除，經(jīng)濟發(fā)展水平不足以成為吸引人口流入的決定性因素，住房政策、教育醫(yī)療、就業(yè)環(huán)境等方面的優(yōu)化更能提高城市的綜合吸引力[1]?；诖?，本文以青年流動人口為研究對象，探討住房壓力和城市公共服務水平對青年流動人口落戶意愿的影響，對增強城市競爭力、高質(zhì)量推進新型城鎮(zhèn)化、實現(xiàn)城市可持續(xù)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

二文獻綜述

長期以來，學者們對人口流動的現(xiàn)象和規(guī)律進行了諸多討論，事實上，人口遷移不是一個一步到位的過程，其中可大致劃分為從遷出地轉(zhuǎn)移和在遷入地定居兩個階段[2]，具有復雜性和多元分化的特征。與國外人口流動模式相比，我國的人口遷移模式有著鮮明的中國特色，在戶籍制度這一獨特的制度背景下，我國學者在關(guān)注傳統(tǒng)的兩階段遷移過程的同時還對流動人口的落戶意愿進行了探討[3-4]。研究發(fā)現(xiàn)，盡管遷移意愿、居留意愿、定居意愿等概念與影響落戶意愿的因素基本相關(guān)，但以不同概念作為被解釋變量所得出的結(jié)論卻大相徑庭[5]。進一步對已有文獻進行分析可以了解到，我國地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展程度和基本公共服務均等化水平均存在較大差異[6-7]，貨幣化的經(jīng)濟收益與非貨幣化的公共服務是吸引流動人口落戶的關(guān)鍵[8]。導致流動人口落戶意愿降低的原因大致可歸為兩大類：第一，流動人口難以擁有穩(wěn)定的居住環(huán)境，租住住房環(huán)境不佳且頻繁遷居對流動人口的身心健康具有顯著的負向影響[9]，而杠桿購房則會推高流動人口乃至其家庭的債務風險，不利于流動人口的就業(yè)創(chuàng)業(yè)選擇[10]，且在“房奴效應”的影響下易造成居民心理抑郁并提高抑郁程度[11]，從而使流動人口喪失定居或落戶的信心[12-13]。第二，公共服務的不平等會使流動人口產(chǎn)生心理隔離，戶籍歧視使流動人口的就業(yè)質(zhì)量不及本地人口[14]，還間接影響隨遷子女的受教育權(quán)利[15-16]，城市公共服務均等化程度較低形成的社會壁壘會增加流動人口的融入成本[17]，不易使其對流入地產(chǎn)生歸屬感和認同感。基于對既有文獻的考察，本文認為現(xiàn)有研究在以下三個方面有待補充和完善：一是從研究對象上看，關(guān)于流動人口的研究對象多為農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口、高技能人才、高學歷人才等[18-21]，鮮少關(guān)注青年流動人口在落戶問題上的選擇和看法，而青年群體不僅是流動人口中的大多數(shù)[22-23]，更是對城市的可持續(xù)高質(zhì)量發(fā)展至關(guān)重要；二是從分析角度上看，現(xiàn)有研究大多聚焦于房價或房價收入比這類購房成本與流動行為之間的關(guān)系，忽視了流動人口購房意愿普遍不高的現(xiàn)實情況[24]，未能從流動人口實際承擔的住房支出考慮其落戶態(tài)度；三是從現(xiàn)實關(guān)注上看，已有相關(guān)研究多從單一影響因素考慮流動人口的落戶意愿，在分析住房問題對流動人口落戶意愿影響的同時將城市公共服務對流動人口的吸引力納入考察范圍的研究相對缺乏，難以全面反映影響流動人口落戶意愿的深層次原因。

基于此，本文重點關(guān)注影響青年流動人口這一相對弱勢群體落戶的主要因素，主要的邊際貢獻在于：第一，基于效用理論構(gòu)建數(shù)理模型，將住房壓力、城市公共服務水平與青年流動人口落戶意愿置于同一框架下進行研究，從理論層面深入剖析住房壓力與青年流動人口落戶意愿的非線性關(guān)系，拓展了對人口流動機制的理解，驗證了城市公共服務水平對這一非線性關(guān)系的調(diào)節(jié)作用；第二，使用微觀個體自身收支數(shù)據(jù)，從青年流動人口切實承受的住房壓力著手，分析其對落戶意愿的影響，研究更貼近青年流動人口面臨的實際發(fā)展困境，并在此基礎(chǔ)上清晰解釋了個體差異性視角下城市公共服務水平調(diào)節(jié)效應的區(qū)別，豐富了流動人口落戶影響因素的相關(guān)研究。

三理論分析與研究假設(shè)

本文擬構(gòu)建一個數(shù)理模型，考察住房壓力、城市公共服務水平與青年流動人口落戶意愿之間的關(guān)系。青年流動人口是否有意愿在城市落戶取決于其落戶當?shù)氐钠谕в媚芊窀哂诒Ａ粼蛄鲃拥狡渌鞘械男в肹25-26]。青年流動人口的效用由其在流入地的預期收益決定，而預期收益主要由以預期可支配收入為主的經(jīng)濟收益和以城市公共服務為代表的非貨幣性福利構(gòu)成。受信息不對稱等因素的影響，青年流動人口無法準確預估其落戶城市j所能獲得的收入，因此我們將青年流動人口的工資性收入視為w，收入水平圍繞w上下波動。假設(shè)青年人口在不流動時住房支出為0，而落戶其他城市勢必產(chǎn)生額外的租房或購房支出h，則其在落戶城市的住房壓力為hp=h/w，hp∈0，1。那么，青年流動人口的預期可支配收入則可表示為（1-hp）w。同時，給定個體i落戶城市j的公共服務水平為cs，城市公共服務水平對預期收益的影響為正。因此，不妨設(shè)預期收益y～N［（1-hp）w+cs，σ2/hp］，σ2為常數(shù)。青年流動人口的預期收益還將受落戶城市的政策、經(jīng)濟、制度環(huán)境及個人技能、工作經(jīng)驗、健康狀況等其他因素Z的影響。

假定青年流動人口為風險厭惡者，風險厭惡系數(shù)α=-（d2U/d2y）/（dU/dy）。對該風險厭惡系數(shù)的微分方程求通解得U（y）=-C1/α·exp（-αy）+C2。為了方便計算，對該式進行簡化得效用函數(shù)為U（y）=-Cexp（-αy）。

給定住房壓力hp、城市公共服務水平cs與其他因素Z，可求得其條件期望函數(shù)為

EU（y）hp，cs，w，Z=

-Cexpαw·hp-w-cs+ασ22hp（1）

控制各地工資水平w為常數(shù)：

EU（y）hp，cs，Z=

-Cexpαw·hp-cs+ασ22hp（2）

當不考慮城市公共服務水平cs對青年流動人口帶來的效用時，我們將各城市公共服務cs視為常數(shù)，由式（2）對住房壓力hp求導可得

EU（y）hp，Zhp=

Cexpαw·hp+ασ22hpασ22hp2-w（3）

式（3）反映了不考慮城市公共服務水平cs帶來的非貨幣性收益效用時，住房壓力對青年流動人口在城市j落戶所獲效用的影響，由于Cexpα（w·hp+ασ2/2hp）恒大于0，令EU（y）hp，Zhp=0，解得住房壓力hp的拐點值hp*1=σα/2w。由此可知：當hp*1≤hp時，EU（y）hp，Zhp≥0；當hp*1>hp時，EU（y）hp，Zhp<0，即當住房壓力小于拐點值時，其上升有利于青年流動人口落戶效用的增加，而當住房壓力超過拐點值時，則會給青年流動人口的落戶效用帶來負向影響。

進一步地，我們將城市公共服務水平cs納入考察范圍，由式（2）分別對住房壓力hp和城市公共服務水平cs求偏導，得到

EU（y）hp，cs，Zhp=

Cexpαw·hp-cs+ασ22hpασ22hp2-w（4）

EU（y）hp，cs，Zcs=

Cexpαw·hp-cs+ασ22hp（5）

式（4）和式（5）分別表示住房壓力hp和城市公共服務水平cs對青年流動人口在城市j落戶所獲效用的影響，住房壓力與城市公共服務對青年流動人口的預期效用相互獨立，令EU（y）hp，cs，Zhp+EU（y）hp，cs，Zcs=0，可得

Cexpαw·hp-cs+ασ22hpασ22hp2-w+1=0（6）

式（6）揭示了住房壓力hp和城市公共服務cs共同作用下青年流動人口的落戶效用，住房壓力的拐點值為hp*2=σα/（2w-2）。在城市公共服務cs帶來的非貨幣性收益的影響下，有hp*1≤hp2*，住房壓力對青年流動人口落戶效用的倒U型拐點可能向右發(fā)生偏移。

根據(jù)上述理論模型的推導結(jié)論，本文提出以下研究假說：

假說1：住房壓力與青年流動人口落戶意愿之間存在倒U型關(guān)系。

假說2：城市公共服務水平能夠緩解住房壓力對青年流動人口落戶意愿的負向作用。

四研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定

基于前述模型分析和理論推斷，住房壓力與青年流動人口落戶意愿之間可能存在倒U型的關(guān)系，故采用二次函數(shù)作為倒U型關(guān)系實現(xiàn)的模型選擇。因此，本文將檢驗住房壓力與青年流動人口落戶意愿關(guān)系的實證方程設(shè)定為：

Prob（settleij=1）=（δ1hpij+δ2hp2ij+

δZij+εij）（7）

其中，被解釋變量settleij為青年流動人口的落戶意愿；核心解釋變量hpij表示青年流動人口i在現(xiàn)居地j的住房壓力；Zij是一組包含個體特征、流動特征、城市特征的控制變量；εij為隨機誤差項。

（二）變量選取及數(shù)據(jù)來源

1.變量選取

被解釋變量：青年流動人口的落戶意愿（settle）。以“如果您符合本地落戶條件，您是否愿意把戶口遷入本地”的回答為賦值依據(jù)。“愿意”則settle=1，“不愿意或沒想好”則settle=0。

核心解釋變量：住房壓力（hp）。采用家庭月住房支出與月總收入之比計算。其中，住房支出以“過去一年，您家在本地平均每月住房支出（僅房租/房貸）為多少”所提供的數(shù)據(jù)為依據(jù)，家庭月收入以“過去一年，您家平均每月總收入為多少”所提供的數(shù)據(jù)為依據(jù)。

調(diào)節(jié)變量：城市公共服務（cs）。從基礎(chǔ)性公共服務水平和社會性公共服務水平兩個層面構(gòu)建指標體系，如表1所示。為避免主觀賦權(quán)的缺陷，采用熵值法對城市公共服務水平進行測算。

控制變量：①個體特征層面（per）。性別（gen）：男性=1，女性=0；年齡（age）：用調(diào)查年份減去出生年份計算；婚姻狀況（marr）：已婚=1，單身=0；受教育程度（edu）：未上過小學=0，小學=6，初中=9，高中/中專=12，大學?？?15，大學本科=16，研究生=19。②流動特征層面（mig）。流動范圍（mr）：省際流動=1，省內(nèi)流動=0；流動時長（mt）：用調(diào)查時間減去本次流動起始時間計算。③城市特征層面（city）。人口疏密程度（pop）：用人口密度取對數(shù)衡量；經(jīng)濟運行狀況（eco）：用人均地區(qū)生產(chǎn)總值取對數(shù)衡量；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展（ind）：用第三產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重衡量。

2.數(shù)據(jù)來源

本文研究對象主要為青年流動人口，以國家衛(wèi)生健康委員會2017年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)（China Migrants Dynamic Survey，以下簡稱CMDS）為數(shù)據(jù)基底。根據(jù)中共中央、國務院印發(fā)的《中長期青年發(fā)展規(guī)劃》所指青年的年齡范圍對青年群體進行劃分，結(jié)合文章需要，選取年齡在16～35周歲的調(diào)查樣本并采集調(diào)查樣本的個人特征和流動特征。根據(jù)被調(diào)查者現(xiàn)居地匹配相應城市數(shù)據(jù)，考慮到流動人口可能對城市公共服務水平感知存在滯后性，采用2016年的相關(guān)城市數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》和《中國城市建設(shè)統(tǒng)計年鑒》，受限于部分城市數(shù)據(jù)的可獲得性，僅保留284個地級市及以上城市樣本。同時，為避免極端值對回歸結(jié)果產(chǎn)生影響，對被調(diào)查者的住房支出與家庭收入在1%水平上進行縮尾處理，剔除缺失值和異常值后，最終樣本容量為83438個。表2為相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計特征。

五實證結(jié)果分析

（一）基準回歸：住房壓力對青年流動人口落戶意愿的影響

考慮到青年流動人口落戶意愿為二值因變量，采用Probit方法考察住房壓力對青年流動人口落戶意愿的影響，初步檢驗結(jié)果如表3所示。表3列（1）報告了青年流動人口住房壓力對其落戶意愿的非線性影響，二者呈倒U型關(guān)系，即一定程度的住房壓力對青年流動人口的落戶意愿有正向影響，但難以承受的住房壓力會削弱青年流動人口奮斗的滿足感以及其對于落戶地的歸屬感，從而對落戶意愿產(chǎn)生負向效應。原因在于：一方面，青年群體更傾向于選擇經(jīng)濟發(fā)達、規(guī)模大的城市進行落戶[27]，適當?shù)淖》繅毫δ軌驇砀嗲斑M的動力，激發(fā)年輕人的活力與創(chuàng)造力以獲取更高的收入，并使其對未來的發(fā)展前景產(chǎn)生良好預期，從而增加其落戶概率；另一方面，住房壓力超過一定閾值后會削弱青年流動人口奮斗的滿足感，使其落戶意愿降低。為進一步明確住房壓力與青年流動人口落戶意愿之間存在的非線性關(guān)系，對倒U型拐點進行估計，經(jīng)計算后發(fā)現(xiàn)住房壓力的拐點為0.3683[0.3568/（2×0.7267）+0.1228]，處于其取值范圍［0，1］之間，證明適當?shù)淖》繅毫υ谝欢ǔ潭壬鲜乔嗄炅鲃尤丝诼鋺舻摹巴七M劑”，而過高的住房壓力卻是青年流動人口落戶的“絆腳石”，印證了本文的假說1。

（二）穩(wěn)健性檢驗

本文采用了三種方法對基準回歸的結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。第一，更換估計方法。采用同為二值選擇模型的Logit模型進行估計，結(jié)果如表3列（2）所示。第二，變換樣本范圍。通過分析問卷可知，存在青年流動人口住房壓力為零的情況，原因通常有兩種：一是被調(diào)查者在現(xiàn)居地已擁有住房且無房貸；二是在親屬朋友家借住或由雇主包住而不存在住房支出。對當期無住房壓力的青年流動人口樣本進行剔除后，結(jié)果如表3中列（3）所示。第三，替換核心解釋變量。將家庭月收入替換為本人上月工資性收入，采用住房支出與本人工資性收入之比重新測算青年流動人口的住房壓力，結(jié)果如表3列（4）所示。觀察表3列（2）至列（4）的結(jié)果，住房壓力及其二次項系數(shù)符號均未發(fā)生變化，存在明顯的倒U型關(guān)系，表明基準回歸結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

（三）內(nèi)生性問題的探討

由于住房壓力與青年流動人口落戶之間可能存在反向因果關(guān)系[28]，模型方程的設(shè)定也可能存在某些不可觀測因素（如長輩資助、單位住房補貼）的遺漏，為防止存在內(nèi)生性問題使基準回歸結(jié)果發(fā)生偏誤，本文采用工具變量法進行內(nèi)生性檢驗。為滿足工具變量的相關(guān)性和外生性條件，本文選取同一行政區(qū)且收入水平相同的除本人外其他青年流動人口的住房壓力均值（以下簡稱“均值”）及均值的二次項作為工具變量進行IV-Probit估計，并使用2SLS作為對IV-Probit估計的補充。具體結(jié)果見表3列（5）和列（6）。首先，Wald檢驗與DWH檢驗同時在1%的顯著性水平下拒絕外生性原假設(shè)，表明住房壓力為內(nèi)生解釋變量；其次，IV-Probit估計的第一階段回歸結(jié)果顯示工具變量系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平下顯著

限于篇幅，正文未報告IV-Probit估計的第一階段回歸的具體結(jié)果，有需要的讀者可以向作者索取。，同時在2SLS估計中通過偏R2確定了工具變量的可靠性，驗證了工具變量與內(nèi)生解釋變量之間存在高度相關(guān)性；最后，兩種估計方法的第一階段F值均遠大于10，AR檢驗、CDW F統(tǒng)計量和KPW F統(tǒng)計量檢驗均拒絕了原假設(shè)，表明不存在弱工具變量問題。IV-Probit估計與2SLS估計的第二階段回歸結(jié)果與基準回歸保持一致，說明在克服內(nèi)生性問題之后，住房壓力與青年流動人口落戶意愿之間仍然存在倒U型關(guān)系，基準回歸的實證結(jié)果得到支持。住房壓力及其二次項系數(shù)與基準回歸相比均有較大的提升，住房壓力與青年流動人口落戶意愿的倒U型結(jié)構(gòu)拐點向左偏移，住房壓力對青年流動人口落戶意愿的負向效應提前，這表明由于忽略了住房壓力的內(nèi)生性，基準回歸傾向于低估住房壓力對青年流動人口落戶意愿的影響。

（四）異質(zhì)性分析

1.住房性質(zhì)異質(zhì)性分析

根據(jù)被調(diào)查者對CMDS調(diào)查問卷中“您現(xiàn)住房屬于下列何種性質(zhì)”問題的回答，本文將青年流動人口現(xiàn)住房性質(zhì)為“自購商品房”“自購保障性住房”“自購小產(chǎn)權(quán)住房”和“自建房”的視為已購房人群，將現(xiàn)住房為“其他性質(zhì)”的青年流動人口視為未購房人群。已購房人群的住房壓力通常為房貸償還壓力，而未購房人群當期的住房壓力則主要為房租支付壓力。表4列（1）和列（2）報告了住房性質(zhì)異質(zhì)性的分析結(jié)果。對于未購房的青年流動人口來說，住房壓力與其落戶意愿呈倒U型結(jié)構(gòu)，這一現(xiàn)象的形成原因可采用前述分析進行解釋；而對于已購房的青年流動人口來說，在房奴效應、財富效應與安居效應的共同作用下，住房壓力與其落戶意愿呈U型結(jié)構(gòu)。具體來說，在房奴效應的影響下，住房壓力本該壓縮青年流動人口的必要生活支出[29-30]，對青年流動人口的落戶意愿產(chǎn)生顯著的負向作用；然而當住房壓力超過55.34%的臨界值時，青年流動人口對在流入地發(fā)展持有良好預期，并愿意為在流入地擁有穩(wěn)定居住場所和良好居住環(huán)境承擔超過家庭月收入一半的住房貸款，此時在財富效應和安居效應的雙重加持下，住房壓力對落戶意愿的影響顯著為正。2.城市規(guī)模異質(zhì)性分析

由于各城市間經(jīng)濟發(fā)展狀況存在較大差異，不同規(guī)模城市對青年流動人口的吸引力各不相同。本文根據(jù)《國務院關(guān)于調(diào)整城市規(guī)模劃分標準的通知》中的城市規(guī)模劃分標準，以2016年城區(qū)常住人口為依據(jù)將284個城市劃分為超大城市、特大城市、大城市、中等城市、小城市共五類

超大城市城區(qū)常住人口在1000萬人以上，分別為北京、上海、廣州、深圳、重慶；特大城市城區(qū)常住人口在500萬人至1000萬人之間，分別為天津、沈陽、南京、杭州、鄭州、武漢、東莞、成都；大城市城區(qū)常住人口在100萬人至500萬人之間，共74個；中等城市城區(qū)常住人口在50萬人至100萬人之間，共106個；小城市城區(qū)常住人口在50萬人以下，共91個。。表4列（3）至列（7）報告了不同規(guī)模城市下住房壓力影響青年流動人口落戶意愿的實證結(jié)果。表4列（3）至列（6）顯示，在超大城市、特大城市、大城市和中等城市中，住房壓力與青年流動人口落戶意愿之間均呈現(xiàn)非線性的倒U型關(guān)系，拐點臨界值與城市規(guī)模呈正比，說明城市規(guī)模越大，住房壓力對青年流動人口落戶意愿的負向影響越會向后推遲。表4列（7）中住房壓力對青年流動人口落戶意愿的影響顯著為負且不存在U型關(guān)系，這意味著小城市對青年流動人口的吸引力弱于其他規(guī)模城市，住房壓力升高將直接對青年流動人口產(chǎn)生擠出效應。

六模型拓展：城市公共服務

水平的調(diào)節(jié)效應分析

（一）模型拓展

前已述及，青年流動人口的落戶意愿不僅受住房壓力的影響，還與城市公共服務水平息息相關(guān)，城市公共服務水平對二者之間的倒U型關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。為檢驗城市公共服務水平的調(diào)節(jié)作用，本文引入住房壓力及其二次項和樣本所在城市公共服務水平的交互項對原模型進行拓展：

settleij=δ1hpij+δ2hp2ij+δ3csij+δ4（hpij×csij）+δ5（hp2ij×csij）+δZij+εij（8）

其中，csij表示被調(diào)查者i所在城市j的公共服務水平。U型關(guān)系的調(diào)節(jié)效應主要體現(xiàn)在加入調(diào)節(jié)變量后的U型曲線與原曲線相比其拐點是否發(fā)生移動以及形狀如何變化[31]。由式（8）可得U型關(guān)系的拐點移動方向取決于（δ1δ5-δ2δ4）的符號，若δ1δ5-δ2δ4>0，則曲線拐點向右發(fā)生偏移，反之則向左移動。曲線形狀的變化可根據(jù)系數(shù)δ2和系數(shù)δ5的符號進行判斷：當系數(shù)δ2和系數(shù)δ5的符號為同向時，曲線會變得更加陡峭；當系數(shù)δ2和系數(shù)δ5異號時，曲線會變得更平緩。

（二）回歸結(jié)果分析

表5中列（1）的結(jié)果顯示，城市公共服務水平對青年流動人口落戶意愿具有積極的正向推動作用，側(cè)面證明城市公共服務水平能夠通過預期收益增加而提升青年流動人口的落戶概率這一理論假設(shè)前提的合理性。與此同時，住房壓力和住房壓力二次項回歸系數(shù)大小和符號與基準回歸結(jié)果一致，城市公共服務水平的系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平下顯著為正，說明城市公共服務水平并未改變住房壓力與青年流動人口落戶意愿之間的倒U型驅(qū)動關(guān)系。對城市公共服務的調(diào)節(jié)效應進行分析可以發(fā)現(xiàn)，住房壓力與青年流動人口落戶意愿的回歸模型中的拐點平移判別式δ1δ5-δ2δ4=1.8720>0，表明倒U型曲線拐點向右移動，住房壓力對青年流動人口落戶意愿的負向作用延遲出現(xiàn)，此結(jié)論使本文的假說2得到支持。同時，住房壓力二次項系數(shù)δ2及其與城市公共服務水平的交互項系數(shù)δ5同向且均顯著為負，表明城市公共服務水平強化了住房壓力對青年流動人口落戶意愿的倒U型影響。由于不同性質(zhì)的城市公共服務對青年流動人口住房壓力及落戶意愿之間關(guān)系的作用可能存在差異，因此我們對基礎(chǔ)性公共服務水平和社會性公共服務水平分別進行回歸，結(jié)果分別如表5中的列（2）和列（3）所示。對其進行分析可以發(fā)現(xiàn)，列（3）中的城市公共服務水平系數(shù)更大，住房壓力二次項與城市公共服務水平交互項的顯著性水平更高。這是由于基礎(chǔ)性公共服務面向社會大眾，并不因戶籍條件而有所限制，而社會性公共服務中的教育服務、醫(yī)療服務、就業(yè)服務和社會保障更多屬于戶籍福利，在社會性公共服務水平高的城市落戶能帶給青年流動人口的預期收益更大。因此，相較于基礎(chǔ)性公共服務，社會性公共服務對青年流動人口落戶的吸引力更強，對住房壓力與青年流動人口落戶意愿之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用更為顯著。

（三）進一步分析

1.戶籍所處地理位置

本文根據(jù)被調(diào)查者戶籍所在地所處地理位置將樣本劃分為兩個子樣本

以被調(diào)查者在CMDS問卷中對“您老家（戶籍所在地）所處的地理位置”的回答為戶籍所在地理位置的劃分依據(jù)，將回答為“農(nóng)村”的被調(diào)查者戶籍所在地所處地理位置劃分為“農(nóng)村”，將回答為“鄉(xiāng)鎮(zhèn)”“縣城”“地級市”“省會城市”或“直轄市”的被調(diào)查者戶籍所在地所處地理位置劃分為“城市”。，用以考察當戶籍地所處地理位置不同時，城市公共服務水平的調(diào)節(jié)效應是否存在差異。表5中列（4）和列（5）的回歸結(jié)果顯示，對于戶籍所在地為農(nóng)村的青年流動人口來說，城市公共服務水平的調(diào)節(jié)作用與全樣本回歸結(jié)果一致；對于戶籍所在地為城市的青年流動人口來說，城市公共服務水平對其住房壓力與落戶意愿的調(diào)節(jié)效應則不顯著。這是由于在中國城鎮(zhèn)化的進程中，城鄉(xiāng)公共服務資源分布不均，農(nóng)村公共服務存在供給較少、質(zhì)量偏低等問題，戶籍所在地為農(nóng)村的青年流動人口對流入城市的公共服務水平更加敏感。

2.居住證辦理情況

居住證制度是我國推行戶籍制度改革的內(nèi)容之一，持有居住證的流動人口在工作、生活等方面可享受當?shù)鼐用竦拇?，保護了流動人口在當前居住地的應有權(quán)益。本文根據(jù)青年流動人口的居住證辦理情況將樣本劃分為兩個子樣本

以被調(diào)查者在CMDS問卷中對“您是否辦理了暫住證/居住證” 的回答為被調(diào)查者居住證辦理情況的劃分依據(jù)，若回答“是”則視為該個體已辦理居住證，若回答“否”“不清楚”或“不適合”則視為該個體未辦理居住證。，實證結(jié)果如表5列（6）和列（7）所示。列（6）結(jié)果顯示，未辦理居住證樣本的住房壓力二次項與城市公共服務水平的交互項系數(shù)符號未發(fā)生變化，而列（7）結(jié)果表明，該系數(shù)符號為正，這說明當城市公共服務的排他性消失時，在青年流動人口能夠享受與戶籍人口同等城市公共服務的情況下，城市公共服務具有削弱住房壓力與青年流動人口落戶意愿倒U型關(guān)系的作用。而城市公共服務水平的調(diào)節(jié)作用不顯著，則進一步表明了我國深化戶籍制度改革促進公共服務均等化的舉措取得了一定的成效。

七研究結(jié)論與政策建議

本文以國家衛(wèi)生健康委員會2017年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)為樣本，探討住房壓力、城市公共服務對青年流動人口落戶意愿的影響，得出以下結(jié)論：①住房壓力與青年流動人口落戶意愿之間呈現(xiàn)倒U型關(guān)系。②住房性質(zhì)和城市規(guī)模使住房壓力對青年流動人口落戶意愿的影響存在明顯差異，未購房青年流動人口的住房壓力與落戶意愿呈倒U型關(guān)系，而已購房青年流動人口的住房壓力與落戶意愿之間的關(guān)系則為U型結(jié)構(gòu)。城市規(guī)模越大，青年流動人口對住房壓力的忍耐閾值越高。③城市公共服務水平能夠削弱青年流動人口對住房壓力的敏感程度，從而增強其落戶意愿，戶籍地理位置和居住證辦理情況均能在不同程度上影響城市公共服務水平的調(diào)節(jié)作用。

基于以上研究結(jié)論，本文得到的政策啟示如下：第一，推進完善租購并舉的住房制度，讓青年流動人口“住有所居”。關(guān)注長租房市場等房地產(chǎn)發(fā)展新模式，有針對性地引導和增加租房市場的房源供給［32］，平抑租金水平，并按照差異化需求建立保障性住房、共有產(chǎn)權(quán)房、商品住房等多層次住房供給體系，為青年流動人口的住房支出處于合理區(qū)間提供保障。第二，促進公共服務均等政策的實施，逐步實現(xiàn)“居有所安”。推進公共服務普惠化發(fā)展，切實保障流動人口的合理合法權(quán)益，并著力提高經(jīng)濟欠發(fā)達城市及村鎮(zhèn)的公共服務建設(shè)水平，從源頭上減少青年人口外流情況的發(fā)生，緩解超大、特大城市的開發(fā)強度和人口密度。第三，增強小規(guī)模城市乃至縣域、鄉(xiāng)村對青年流動人口的吸引力。實行開放積極的政策吸納青年流動人口，促進青年流動人口家庭化遷移，兼顧隨遷家屬的需求，增強中小城市在就業(yè)、教育、醫(yī)療等民生領(lǐng)域的競爭力。

［參考文獻］

［1］李磊，王天宇.“孔雀東南飛”：經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展與人才流動[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2023（2）：5-24.

［2］蔡昉.勞動力遷移的兩個過程及其制度障礙[J].社會學研究，2001（4）：44-51.

［3］Fields G， Song Y. Modeling migration barriers in a two-sector framework： a welfare analysis of the hukou reform in China[J]. Economic Modelling， 2020，84： 293-301.

［4］張吉鵬，黃金，王軍輝，等.城市落戶門檻與勞動力回流[J].經(jīng)濟研究，2020（7）：175-190.

［5］鄒一南.購房、城市福利與農(nóng)民工落戶意愿[J].人口與經(jīng)濟，2021（3）：35-51.

［6］趙儒煜，常忠利.經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的空間差異及影響因素識別[J].財經(jīng)問題研究，2020（10）：22-29.

［7］彭迪云，王玉潔，陶艷萍.中國地區(qū)基本公共服務均等化的測度與對策建議[J].南昌大學學報（人文社會科學版），2022（4）：51-61.

［8］王春超，葉蓓.城市如何吸引高技能人才？——基于教育制度改革的視角[J].經(jīng)濟研究，2021（6）：191-208.

［9］程晗蓓，劉于琪，田明，等.“居住不穩(wěn)定性”對中國大城市流動人口健康的影響研究[J].地理研究，2021（1）：185-198.

［10］許文婷，周建軍，鞠方.高房價是否抑制了女性創(chuàng)業(yè)？——基于CMDS數(shù)據(jù)的實證分析[J].科學決策，2022（9）：36-54.

［11］Leung L A， Lau C. Effect of mortgage indebtedness on health of U.S. homeowners[J]. Review of Economics of the Household， 2017（1）： 239-264.

［12］張耀軍，陳蕓.留城或返鄉(xiāng)：城市住房對流動人口回流的影響[J].人口研究，2022（2）：75-88.

［13］孫偉增，張思思.房租上漲如何影響流動人口的消費與社會融入——基于全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)的實證分析[J].經(jīng)濟學（季刊），2022（1）：153-174.

［14］楊超，張征宇.流動人口與本地人口就業(yè)質(zhì)量差異研究：現(xiàn)狀、來源與成因[J].財經(jīng)研究，2022（4）：19-33.

［15］夏怡然，陸銘.城市間的“孟母三遷”——公共服務影響勞動力流向的經(jīng)驗研究[J].管理世界，2015（10）：78-90.

［16］李明，鄭禮明.回不去的家鄉(xiāng)？——教育公共品供給與人口回流的實證研究[J].金融研究，2021（4）：111-130.

［17］祝仲坤.公共衛(wèi)生服務如何影響農(nóng)民工留城意愿——基于中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查的分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2021（10）：125-144.

［18］劉旭陽，金牛.城市“搶人大戰(zhàn)”政策再定位——聚焦青年流動人才的分析[J].中國青年研究，2019（9）：47-53.

［19］Wang C L， Shen J F， Liu Y. Hukou transfer intention of rural migrants with settlement intention in China： how cities’ administrative level matters[J]. Journal of Rural Studies， 2023，99：1-10.

［20］田旭.隱性壁壘、城市融入與農(nóng)業(yè)戶籍流動人口落戶[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2022（12）：45-58.

［21］劉英俊.留而不遷：農(nóng)民工城市居留與落戶意愿分異之謎——基于住房支付能力視角的分析[J].農(nóng)村經(jīng)濟，2023（4）：94-104.

［22］楊菊華，張釗，羅玉英.流動時代中的流動世代：近30年中國青年流動人口特征的變動趨勢[J].中國青年研究，2016（4）：53-62.

［23］周皓，陳曉雄.中國省際流動人口年齡模式及其特征——基于省級尺度的類型分析[J].人口與發(fā)展，2024（2）：2-14+125.

［24］王強，崔軍茹，崔璨，等.流動人口購房意愿影響因素的空間異質(zhì)性——基于MGWR模型的研究[J].地理科學，2022（8）：1381-1390.

［25］尤濟紅，陳喜強.去人力資本更高的城市發(fā)展：檢驗、機制與異質(zhì)性——對中國城鄉(xiāng)勞動力流向選擇的實證分析[J].經(jīng)濟問題探索，2019（5）：159-172.

［26］Chen S W， Liu Z L. What determines the settlement intention of rural migrants in China？ Economic incentives versus sociocultural conditions[J]. Habitat International， 2016，58：42-50.

［27］張莉，何晶，馬潤泓.房價如何影響勞動力流動？[J].經(jīng)濟研究，2017（8）：155-170.

［28］程宏，朱沈欽鈺，潘文捷.省際人口流動與房價波動聯(lián)動性研究——基于分位數(shù)格蘭杰因果檢驗[J].數(shù)理統(tǒng)計與管理，2023（4）：649-663.

［29］鞠方，羅嘉昊，周建軍，等.房價對城鎮(zhèn)居民消費不平等的影響研究[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2024（2）：77-87.

［30］周穎剛，蒙莉娜，盧琪.高房價擠出了誰？——基于中國流動人口的微觀視角[J].經(jīng)濟研究，2019（9）：106-122.

［31］Haans R F J， Pieters C， He Z L. Thinking about U： theorizing and testing U-and inverted U-shaped relationships in strategy research[J]. Strategic Management Journal， 2016（7）： 1177-1195.

［32］徐邵蕊．住房差異與居民社會公平感——基于社會階層視角［J］．財經(jīng)理論與實踐，2023（2）：129-136．