住房压力如何影响青年流动人口的落户意愿

［摘要］ 利用2017年中国流动人口动态监测数据匹配我国284个地级市及以上城市数据，考察住房压力对青年流动人口落户意愿的影响及城市公共服务水平的调节效应。研究发现：住房压力与青年流动人口落户意愿之间呈倒U型关系；城市公共服务水平能够延缓住房压力对青年流动人口落户意愿负面影响的发生。进一步分析表明，青年流动人口户籍所处地理位置与居住证办理情况均能在不同程度上影响城市公共服务的调节效果。

［关键词］ 住房压力；城市公共服务水平；青年流动人口；落户意愿

［中图分类号］ F293.3［文献标识码］ Ａ［文章编号］ 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

由于人口红利消退、老龄化社会加速到来叠加低生育率困境，劳动力结构性短缺成为制约城市发展的重要因素，而青年群体作为流动人口中的生力军和劳动力要素的重要组成部分，拥有旺盛的活力和独特的创造力，能够派生出技术、数据等附加要素，更好地促进地区各类要素资源的结合与优化，为城市经济社会高质量发展提供源源不竭的动力支持。然而，青年流动人口在推动城市建设的同时正面临着住房困难、公共服务难以满足需要等难题，这些都限制了青年流动人口的生存和发展。住房和城乡建设部部长倪虹在十四届全国人大二次会议民生主题记者会上表示，要“着力解决好新市民、青年人和农民工等的住房问题”。在公共服务方面，我国自2017年起就开始持续推进基本公共服务均等化，2024年国家标准化管理委员会等18个部门联合制定了《基本公共服务标准体系建设工程工作方案》，指出要带动城乡、区域、人群基本公共服务均等化，促进城乡区域间基本公共服务均衡化。由此可见，我国基本公共服务的短板弱项仍未完全补齐，城乡间、区域间乃至户籍人群与流动人群间的基本公共服务差距依然存在。

随着户籍制度改革的持续深化，户籍壁垒正在被加速破除，经济发展水平不足以成为吸引人口流入的决定性因素，住房政策、教育医疗、就业环境等方面的优化更能提高城市的综合吸引力[1]。基于此，本文以青年流动人口为研究对象，探讨住房压力和城市公共服务水平对青年流动人口落户意愿的影响，对增强城市竞争力、高质量推进新型城镇化、实现城市可持续发展具有重要的现实意义。

二文献综述

长期以来，学者们对人口流动的现象和规律进行了诸多讨论，事实上，人口迁移不是一个一步到位的过程，其中可大致划分为从迁出地转移和在迁入地定居两个阶段[2]，具有复杂性和多元分化的特征。与国外人口流动模式相比，我国的人口迁移模式有着鲜明的中国特色，在户籍制度这一独特的制度背景下，我国学者在关注传统的两阶段迁移过程的同时还对流动人口的落户意愿进行了探讨[3-4]。研究发现，尽管迁移意愿、居留意愿、定居意愿等概念与影响落户意愿的因素基本相关，但以不同概念作为被解释变量所得出的结论却大相径庭[5]。进一步对已有文献进行分析可以了解到，我国地区间经济发展程度和基本公共服务均等化水平均存在较大差异[6-7]，货币化的经济收益与非货币化的公共服务是吸引流动人口落户的关键[8]。导致流动人口落户意愿降低的原因大致可归为两大类：第一，流动人口难以拥有稳定的居住环境，租住住房环境不佳且频繁迁居对流动人口的身心健康具有显著的负向影响[9]，而杠杆购房则会推高流动人口乃至其家庭的债务风险，不利于流动人口的就业创业选择[10]，且在“房奴效应”的影响下易造成居民心理抑郁并提高抑郁程度[11]，从而使流动人口丧失定居或落户的信心[12-13]。第二，公共服务的不平等会使流动人口产生心理隔离，户籍歧视使流动人口的就业质量不及本地人口[14]，还间接影响随迁子女的受教育权利[15-16]，城市公共服务均等化程度较低形成的社会壁垒会增加流动人口的融入成本[17]，不易使其对流入地产生归属感和认同感。基于对既有文献的考察，本文认为现有研究在以下三个方面有待补充和完善：一是从研究对象上看，关于流动人口的研究对象多为农业转移人口、高技能人才、高学历人才等[18-21]，鲜少关注青年流动人口在落户问题上的选择和看法，而青年群体不仅是流动人口中的大多数[22-23]，更是对城市的可持续高质量发展至关重要；二是从分析角度上看，现有研究大多聚焦于房价或房价收入比这类购房成本与流动行为之间的关系，忽视了流动人口购房意愿普遍不高的现实情况[24]，未能从流动人口实际承担的住房支出考虑其落户态度；三是从现实关注上看，已有相关研究多从单一影响因素考虑流动人口的落户意愿，在分析住房问题对流动人口落户意愿影响的同时将城市公共服务对流动人口的吸引力纳入考察范围的研究相对缺乏，难以全面反映影响流动人口落户意愿的深层次原因。

基于此，本文重点关注影响青年流动人口这一相对弱势群体落户的主要因素，主要的边际贡献在于：第一，基于效用理论构建数理模型，将住房压力、城市公共服务水平与青年流动人口落户意愿置于同一框架下进行研究，从理论层面深入剖析住房压力与青年流动人口落户意愿的非线性关系，拓展了对人口流动机制的理解，验证了城市公共服务水平对这一非线性关系的调节作用；第二，使用微观个体自身收支数据，从青年流动人口切实承受的住房压力着手，分析其对落户意愿的影响，研究更贴近青年流动人口面临的实际发展困境，并在此基础上清晰解释了个体差异性视角下城市公共服务水平调节效应的区别，丰富了流动人口落户影响因素的相关研究。

三理论分析与研究假设

本文拟构建一个数理模型，考察住房压力、城市公共服务水平与青年流动人口落户意愿之间的关系。青年流动人口是否有意愿在城市落户取决于其落户当地的期望效用能否高于保留原籍或流动到其他城市的效用[25-26]。青年流动人口的效用由其在流入地的预期收益决定，而预期收益主要由以预期可支配收入为主的经济收益和以城市公共服务为代表的非货币性福利构成。受信息不对称等因素的影响，青年流动人口无法准确预估其落户城市j所能获得的收入，因此我们将青年流动人口的工资性收入视为w，收入水平围绕w上下波动。假设青年人口在不流动时住房支出为0，而落户其他城市势必产生额外的租房或购房支出h，则其在落户城市的住房压力为hp=h/w，hp∈0，1。那么，青年流动人口的预期可支配收入则可表示为（1-hp）w。同时，给定个体i落户城市j的公共服务水平为cs，城市公共服务水平对预期收益的影响为正。因此，不妨设预期收益y～N［（1-hp）w+cs，σ2/hp］，σ2为常数。青年流动人口的预期收益还将受落户城市的政策、经济、制度环境及个人技能、工作经验、健康状况等其他因素Z的影响。

假定青年流动人口为风险厌恶者，风险厌恶系数α=-（d2U/d2y）/（dU/dy）。对该风险厌恶系数的微分方程求通解得U（y）=-C1/α·exp（-αy）+C2。为了方便计算，对该式进行简化得效用函数为U（y）=-Cexp（-αy）。

给定住房压力hp、城市公共服务水平cs与其他因素Z，可求得其条件期望函数为

EU（y）hp，cs，w，Z=

-Cexpαw·hp-w-cs+ασ22hp（1）

控制各地工资水平w为常数：

EU（y）hp，cs，Z=

-Cexpαw·hp-cs+ασ22hp（2）

当不考虑城市公共服务水平cs对青年流动人口带来的效用时，我们将各城市公共服务cs视为常数，由式（2）对住房压力hp求导可得

EU（y）hp，Zhp=

Cexpαw·hp+ασ22hpασ22hp2-w（3）

式（3）反映了不考虑城市公共服务水平cs带来的非货币性收益效用时，住房压力对青年流动人口在城市j落户所获效用的影响，由于Cexpα（w·hp+ασ2/2hp）恒大于0，令EU（y）hp，Zhp=0，解得住房压力hp的拐点值hp*1=σα/2w。由此可知：当hp*1≤hp时，EU（y）hp，Zhp≥0；当hp*1>hp时，EU（y）hp，Zhp<0，即当住房压力小于拐点值时，其上升有利于青年流动人口落户效用的增加，而当住房压力超过拐点值时，则会给青年流动人口的落户效用带来负向影响。

进一步地，我们将城市公共服务水平cs纳入考察范围，由式（2）分别对住房压力hp和城市公共服务水平cs求偏导，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）分别表示住房压力hp和城市公共服务水平cs对青年流动人口在城市j落户所获效用的影响，住房压力与城市公共服务对青年流动人口的预期效用相互独立，令EU（y）hp，cs，Zhp+EU（y）hp，cs，Zcs=0，可得

Cexpαw·hp-cs+ασ22hpασ22hp2-w+1=0（6）

式（6）揭示了住房压力hp和城市公共服务cs共同作用下青年流动人口的落户效用，住房压力的拐点值为hp*2=σα/（2w-2）。在城市公共服务cs带来的非货币性收益的影响下，有hp*1≤hp2*，住房压力对青年流动人口落户效用的倒U型拐点可能向右发生偏移。

根据上述理论模型的推导结论，本文提出以下研究假说：

假说1：住房压力与青年流动人口落户意愿之间存在倒U型关系。

假说2：城市公共服务水平能够缓解住房压力对青年流动人口落户意愿的负向作用。

四研究设计

（一）模型设定

基于前述模型分析和理论推断，住房压力与青年流动人口落户意愿之间可能存在倒U型的关系，故采用二次函数作为倒U型关系实现的模型选择。因此，本文将检验住房压力与青年流动人口落户意愿关系的实证方程设定为：

Prob（settleij=1）=（δ1hpij+δ2hp2ij+

δZij+εij）（7）

其中，被解释变量settleij为青年流动人口的落户意愿；核心解释变量hpij表示青年流动人口i在现居地j的住房压力；Zij是一组包含个体特征、流动特征、城市特征的控制变量；εij为随机误差项。

（二）变量选取及数据来源

1.变量选取

被解释变量：青年流动人口的落户意愿（settle）。以“如果您符合本地落户条件，您是否愿意把户口迁入本地”的回答为赋值依据。“愿意”则settle=1，“不愿意或没想好”则settle=0。

核心解释变量：住房压力（hp）。采用家庭月住房支出与月总收入之比计算。其中，住房支出以“过去一年，您家在本地平均每月住房支出（仅房租/房贷）为多少”所提供的数据为依据，家庭月收入以“过去一年，您家平均每月总收入为多少”所提供的数据为依据。

调节变量：城市公共服务（cs）。从基础性公共服务水平和社会性公共服务水平两个层面构建指标体系，如表1所示。为避免主观赋权的缺陷，采用熵值法对城市公共服务水平进行测算。

控制变量：①个体特征层面（per）。性别（gen）：男性=1，女性=0；年龄（age）：用调查年份减去出生年份计算；婚姻状况（marr）：已婚=1，单身=0；受教育程度（edu）：未上过小学=0，小学=6，初中=9，高中/中专=12，大学专科=15，大学本科=16，研究生=19。②流动特征层面（mig）。流动范围（mr）：省际流动=1，省内流动=0；流动时长（mt）：用调查时间减去本次流动起始时间计算。③城市特征层面（city）。人口疏密程度（pop）：用人口密度取对数衡量；经济运行状况（eco）：用人均地区生产总值取对数衡量；产业结构发展（ind）：用第三产业增加值占地区生产总值比重衡量。

2.数据来源

本文研究对象主要为青年流动人口，以国家卫生健康委员会2017年中国流动人口动态监测调查数据（China Migrants Dynamic Survey，以下简称CMDS）为数据基底。根据中共中央、国务院印发的《中长期青年发展规划》所指青年的年龄范围对青年群体进行划分，结合文章需要，选取年龄在16～35周岁的调查样本并采集调查样本的个人特征和流动特征。根据被调查者现居地匹配相应城市数据，考虑到流动人口可能对城市公共服务水平感知存在滞后性，采用2016年的相关城市数据，数据来源于《中国城市统计年鉴》和《中国城市建设统计年鉴》，受限于部分城市数据的可获得性，仅保留284个地级市及以上城市样本。同时，为避免极端值对回归结果产生影响，对被调查者的住房支出与家庭收入在1%水平上进行缩尾处理，剔除缺失值和异常值后，最终样本容量为83438个。表2为相关变量的描述性统计特征。

五实证结果分析

（一）基准回归：住房压力对青年流动人口落户意愿的影响

考虑到青年流动人口落户意愿为二值因变量，采用Probit方法考察住房压力对青年流动人口落户意愿的影响，初步检验结果如表3所示。表3列（1）报告了青年流动人口住房压力对其落户意愿的非线性影响，二者呈倒U型关系，即一定程度的住房压力对青年流动人口的落户意愿有正向影响，但难以承受的住房压力会削弱青年流动人口奋斗的满足感以及其对于落户地的归属感，从而对落户意愿产生负向效应。原因在于：一方面，青年群体更倾向于选择经济发达、规模大的城市进行落户[27]，适当的住房压力能够带来更多前进的动力，激发年轻人的活力与创造力以获取更高的收入，并使其对未来的发展前景产生良好预期，从而增加其落户概率；另一方面，住房压力超过一定阈值后会削弱青年流动人口奋斗的满足感，使其落户意愿降低。为进一步明确住房压力与青年流动人口落户意愿之间存在的非线性关系，对倒U型拐点进行估计，经计算后发现住房压力的拐点为0.3683[0.3568/（2×0.7267）+0.1228]，处于其取值范围［0，1］之间，证明适当的住房压力在一定程度上是青年流动人口落户的“推进剂”，而过高的住房压力却是青年流动人口落户的“绊脚石”，印证了本文的假说1。

（二）稳健性检验

本文采用了三种方法对基准回归的结果进行稳健性检验。第一，更换估计方法。采用同为二值选择模型的Logit模型进行估计，结果如表3列（2）所示。第二，变换样本范围。通过分析问卷可知，存在青年流动人口住房压力为零的情况，原因通常有两种：一是被调查者在现居地已拥有住房且无房贷；二是在亲属朋友家借住或由雇主包住而不存在住房支出。对当期无住房压力的青年流动人口样本进行剔除后，结果如表3中列（3）所示。第三，替换核心解释变量。将家庭月收入替换为本人上月工资性收入，采用住房支出与本人工资性收入之比重新测算青年流动人口的住房压力，结果如表3列（4）所示。观察表3列（2）至列（4）的结果，住房压力及其二次项系数符号均未发生变化，存在明显的倒U型关系，表明基准回归结果具有较好的稳健性。

（三）内生性问题的探讨

由于住房压力与青年流动人口落户之间可能存在反向因果关系[28]，模型方程的设定也可能存在某些不可观测因素（如长辈资助、单位住房补贴）的遗漏，为防止存在内生性问题使基准回归结果发生偏误，本文采用工具变量法进行内生性检验。为满足工具变量的相关性和外生性条件，本文选取同一行政区且收入水平相同的除本人外其他青年流动人口的住房压力均值（以下简称“均值”）及均值的二次项作为工具变量进行IV-Probit估计，并使用2SLS作为对IV-Probit估计的补充。具体结果见表3列（5）和列（6）。首先，Wald检验与DWH检验同时在1%的显著性水平下拒绝外生性原假设，表明住房压力为内生解释变量；其次，IV-Probit估计的第一阶段回归结果显示工具变量系数均在1%的统计水平下显著

限于篇幅，正文未报告IV-Probit估计的第一阶段回归的具体结果，有需要的读者可以向作者索取。，同时在2SLS估计中通过偏R2确定了工具变量的可靠性，验证了工具变量与内生解释变量之间存在高度相关性；最后，两种估计方法的第一阶段F值均远大于10，AR检验、CDW F统计量和KPW F统计量检验均拒绝了原假设，表明不存在弱工具变量问题。IV-Probit估计与2SLS估计的第二阶段回归结果与基准回归保持一致，说明在克服内生性问题之后，住房压力与青年流动人口落户意愿之间仍然存在倒U型关系，基准回归的实证结果得到支持。住房压力及其二次项系数与基准回归相比均有较大的提升，住房压力与青年流动人口落户意愿的倒U型结构拐点向左偏移，住房压力对青年流动人口落户意愿的负向效应提前，这表明由于忽略了住房压力的内生性，基准回归倾向于低估住房压力对青年流动人口落户意愿的影响。

（四）异质性分析

1.住房性质异质性分析

根据被调查者对CMDS调查问卷中“您现住房属于下列何种性质”问题的回答，本文将青年流动人口现住房性质为“自购商品房”“自购保障性住房”“自购小产权住房”和“自建房”的视为已购房人群，将现住房为“其他性质”的青年流动人口视为未购房人群。已购房人群的住房压力通常为房贷偿还压力，而未购房人群当期的住房压力则主要为房租支付压力。表4列（1）和列（2）报告了住房性质异质性的分析结果。对于未购房的青年流动人口来说，住房压力与其落户意愿呈倒U型结构，这一现象的形成原因可采用前述分析进行解释；而对于已购房的青年流动人口来说，在房奴效应、财富效应与安居效应的共同作用下，住房压力与其落户意愿呈U型结构。具体来说，在房奴效应的影响下，住房压力本该压缩青年流动人口的必要生活支出[29-30]，对青年流动人口的落户意愿产生显著的负向作用；然而当住房压力超过55.34%的临界值时，青年流动人口对在流入地发展持有良好预期，并愿意为在流入地拥有稳定居住场所和良好居住环境承担超过家庭月收入一半的住房贷款，此时在财富效应和安居效应的双重加持下，住房压力对落户意愿的影响显著为正。2.城市规模异质性分析

由于各城市间经济发展状况存在较大差异，不同规模城市对青年流动人口的吸引力各不相同。本文根据《国务院关于调整城市规模划分标准的通知》中的城市规模划分标准，以2016年城区常住人口为依据将284个城市划分为超大城市、特大城市、大城市、中等城市、小城市共五类

超大城市城区常住人口在1000万人以上，分别为北京、上海、广州、深圳、重庆；特大城市城区常住人口在500万人至1000万人之间，分别为天津、沈阳、南京、杭州、郑州、武汉、东莞、成都；大城市城区常住人口在100万人至500万人之间，共74个；中等城市城区常住人口在50万人至100万人之间，共106个；小城市城区常住人口在50万人以下，共91个。。表4列（3）至列（7）报告了不同规模城市下住房压力影响青年流动人口落户意愿的实证结果。表4列（3）至列（6）显示，在超大城市、特大城市、大城市和中等城市中，住房压力与青年流动人口落户意愿之间均呈现非线性的倒U型关系，拐点临界值与城市规模呈正比，说明城市规模越大，住房压力对青年流动人口落户意愿的负向影响越会向后推迟。表4列（7）中住房压力对青年流动人口落户意愿的影响显著为负且不存在U型关系，这意味着小城市对青年流动人口的吸引力弱于其他规模城市，住房压力升高将直接对青年流动人口产生挤出效应。

六模型拓展：城市公共服务

水平的调节效应分析

（一）模型拓展

前已述及，青年流动人口的落户意愿不仅受住房压力的影响，还与城市公共服务水平息息相关，城市公共服务水平对二者之间的倒U型关系具有调节作用。为检验城市公共服务水平的调节作用，本文引入住房压力及其二次项和样本所在城市公共服务水平的交互项对原模型进行拓展：

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

其中，csij表示被调查者i所在城市j的公共服务水平。U型关系的调节效应主要体现在加入调节变量后的U型曲线与原曲线相比其拐点是否发生移动以及形状如何变化[31]。由式（8）可得U型关系的拐点移动方向取决于（δ1δ5-δ2δ4）的符号，若δ1δ5-δ2δ4>0，则曲线拐点向右发生偏移，反之则向左移动。曲线形状的变化可根据系数δ2和系数δ5的符号进行判断：当系数δ2和系数δ5的符号为同向时，曲线会变得更加陡峭；当系数δ2和系数δ5异号时，曲线会变得更平缓。

（二）回归结果分析

表5中列（1）的结果显示，城市公共服务水平对青年流动人口落户意愿具有积极的正向推动作用，侧面证明城市公共服务水平能够通过预期收益增加而提升青年流动人口的落户概率这一理论假设前提的合理性。与此同时，住房压力和住房压力二次项回归系数大小和符号与基准回归结果一致，城市公共服务水平的系数在1%的统计水平下显著为正，说明城市公共服务水平并未改变住房压力与青年流动人口落户意愿之间的倒U型驱动关系。对城市公共服务的调节效应进行分析可以发现，住房压力与青年流动人口落户意愿的回归模型中的拐点平移判别式δ1δ5-δ2δ4=1.8720>0，表明倒U型曲线拐点向右移动，住房压力对青年流动人口落户意愿的负向作用延迟出现，此结论使本文的假说2得到支持。同时，住房压力二次项系数δ2及其与城市公共服务水平的交互项系数δ5同向且均显著为负，表明城市公共服务水平强化了住房压力对青年流动人口落户意愿的倒U型影响。由于不同性质的城市公共服务对青年流动人口住房压力及落户意愿之间关系的作用可能存在差异，因此我们对基础性公共服务水平和社会性公共服务水平分别进行回归，结果分别如表5中的列（2）和列（3）所示。对其进行分析可以发现，列（3）中的城市公共服务水平系数更大，住房压力二次项与城市公共服务水平交互项的显著性水平更高。这是由于基础性公共服务面向社会大众，并不因户籍条件而有所限制，而社会性公共服务中的教育服务、医疗服务、就业服务和社会保障更多属于户籍福利，在社会性公共服务水平高的城市落户能带给青年流动人口的预期收益更大。因此，相较于基础性公共服务，社会性公共服务对青年流动人口落户的吸引力更强，对住房压力与青年流动人口落户意愿之间关系的调节作用更为显著。

（三）进一步分析

1.户籍所处地理位置

本文根据被调查者户籍所在地所处地理位置将样本划分为两个子样本

以被调查者在CMDS问卷中对“您老家（户籍所在地）所处的地理位置”的回答为户籍所在地理位置的划分依据，将回答为“农村”的被调查者户籍所在地所处地理位置划分为“农村”，将回答为“乡镇”“县城”“地级市”“省会城市”或“直辖市”的被调查者户籍所在地所处地理位置划分为“城市”。，用以考察当户籍地所处地理位置不同时，城市公共服务水平的调节效应是否存在差异。表5中列（4）和列（5）的回归结果显示，对于户籍所在地为农村的青年流动人口来说，城市公共服务水平的调节作用与全样本回归结果一致；对于户籍所在地为城市的青年流动人口来说，城市公共服务水平对其住房压力与落户意愿的调节效应则不显著。这是由于在中国城镇化的进程中，城乡公共服务资源分布不均，农村公共服务存在供给较少、质量偏低等问题，户籍所在地为农村的青年流动人口对流入城市的公共服务水平更加敏感。

2.居住证办理情况

居住证制度是我国推行户籍制度改革的内容之一，持有居住证的流动人口在工作、生活等方面可享受当地居民的待遇，保护了流动人口在当前居住地的应有权益。本文根据青年流动人口的居住证办理情况将样本划分为两个子样本

以被调查者在CMDS问卷中对“您是否办理了暂住证/居住证” 的回答为被调查者居住证办理情况的划分依据，若回答“是”则视为该个体已办理居住证，若回答“否”“不清楚”或“不适合”则视为该个体未办理居住证。，实证结果如表5列（6）和列（7）所示。列（6）结果显示，未办理居住证样本的住房压力二次项与城市公共服务水平的交互项系数符号未发生变化，而列（7）结果表明，该系数符号为正，这说明当城市公共服务的排他性消失时，在青年流动人口能够享受与户籍人口同等城市公共服务的情况下，城市公共服务具有削弱住房压力与青年流动人口落户意愿倒U型关系的作用。而城市公共服务水平的调节作用不显著，则进一步表明了我国深化户籍制度改革促进公共服务均等化的举措取得了一定的成效。

七研究结论与政策建议

本文以国家卫生健康委员会2017年中国流动人口动态监测调查数据为样本，探讨住房压力、城市公共服务对青年流动人口落户意愿的影响，得出以下结论：①住房压力与青年流动人口落户意愿之间呈现倒U型关系。②住房性质和城市规模使住房压力对青年流动人口落户意愿的影响存在明显差异，未购房青年流动人口的住房压力与落户意愿呈倒U型关系，而已购房青年流动人口的住房压力与落户意愿之间的关系则为U型结构。城市规模越大，青年流动人口对住房压力的忍耐阈值越高。③城市公共服务水平能够削弱青年流动人口对住房压力的敏感程度，从而增强其落户意愿，户籍地理位置和居住证办理情况均能在不同程度上影响城市公共服务水平的调节作用。

基于以上研究结论，本文得到的政策启示如下：第一，推进完善租购并举的住房制度，让青年流动人口“住有所居”。关注长租房市场等房地产发展新模式，有针对性地引导和增加租房市场的房源供给［32］，平抑租金水平，并按照差异化需求建立保障性住房、共有产权房、商品住房等多层次住房供给体系，为青年流动人口的住房支出处于合理区间提供保障。第二，促进公共服务均等政策的实施，逐步实现“居有所安”。推进公共服务普惠化发展，切实保障流动人口的合理合法权益，并着力提高经济欠发达城市及村镇的公共服务建设水平，从源头上减少青年人口外流情况的发生，缓解超大、特大城市的开发强度和人口密度。第三，增强小规模城市乃至县域、乡村对青年流动人口的吸引力。实行开放积极的政策吸纳青年流动人口，促进青年流动人口家庭化迁移，兼顾随迁家属的需求，增强中小城市在就业、教育、医疗等民生领域的竞争力。

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