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经济地理 >

2019 , Vol. 39 >Issue 6: 86 - 96

DOI: https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2019.06.010

城市地理与新型城镇化

房价、房价收入比与流动人口长期居留意愿——来自流动人口的微观证据

  • 李辉 , 1 ,
  • 王良健 2
展开
  • 1.中南林业科技大学 经济学院，中国湖南 长沙 410004
  • 2.湖南大学 经济与贸易学院，中国湖南 长沙 410079

李辉（1987—），男，湖南嘉禾人，博士，讲师。主要研究方向为土地利用与区域经济。E-mail：。

收稿日期: 2018-11-17

  修回日期: 2019-04-02

  网络出版日期: 2025-04-24

基金资助

国家社会科学基金青年项目(18CJY033)

湖南省社会科学基金青年项目(18YBQ132)

湖南省国土资源厅软科学研究计划项目(2017-11)

收起

Housing Price, Price-Income Ratio and Long-Term Residence Intention of the Floating Population：Evidence from the Floating Population in China

  • LI Hui , 1 ,
  • WANG Liangjian 2
Expand
  • 1. College of Economics，Central South University of Forestry and Technology，Changsha 410004，Hunan，China
  • 2. College of Economics and Trade，Hunan University，Changsha 410079，Hunan，China

Received date: 2018-11-17

  Revised date: 2019-04-02

  Online published: 2025-04-24

Fold

摘要

近年来房价迅速上涨，对加快农业转移人口市民化提出新挑战。文章从理论上探讨房价对流动人口长期居留意愿的影响机理，然后将2015、2016年31 403个流动人员样本与177个地级以上城市房价数据进行匹配，采用含内生变量的Probit两步估计模型检验房价和房价收入比对流动人口长期居留意愿的影响，并加入相关变量的交叉项进一步检验影响效应的个体差异和城市差异。结果表明：①房价对流动人口长期居留意愿影响不显著，房价收入比对流动人口长期居留意愿存在显著负影响。②附着在房价之上的城市公共服务有助于减弱房价收入比上涨对流动人口长期居留意愿的负效应。③房价收入比上涨对未打算在城市购房的流动人口的长期居留意愿的消极效应大于打算在城市购房的流动人口。此外，房价收入比上涨对流动人口长期居留的影响效应还存在显著的代际差异、流动距离差异。

关键词： 房价; 房价收入比; 流动人口; 长期居留意愿; 农民工市民化; 新型城镇化; 户籍制度改革

本文引用格式

李辉 , 王良健 . 房价、房价收入比与流动人口长期居留意愿——来自流动人口的微观证据[J]. 经济地理, 2019 , 39(6) : 86 -96 . DOI: 10.15957/j.cnki.jjdl.2019.06.010

Abstract

The real estate price in China has been rising rapidly during the past ten years, posing a new challenge to agricultural population citizenization. This paper theoretically discusses the impact of housing price and housing price-income ratio on long-term residence intention of floating population. Using the data of 31403 floating people matched with 203 cities’ housing prices in 2015 and 2016, this article empirically tests the impact and the individual and urban differences by a probit model with cross variables introduced. Results show that: Firstly, the impact of housing price on floating population's long-term residence intention is uncertain, housing price-income ratio has a negative effect on the floating population's long-term residence intention. Secondly, urban public services help to reduce the negative effect of rising housing price-income ratio on floating population's long-term residence intention. Thirdly, the increasing price- income ratio has greater negative effect on the long-term residence intention of the intended renter than the intended purchaser. Fourthly, there are significant intergenerational differences and flow distance differences in the negative effects on floating population's long-term residence intention of the housing price- income ratio.

Key words： housing price; housing price-income ratio; floating population; long-term residence intention; citizenization of migrant workers; new urbanization; reform of household registration system

中国大量农业人口迁移到城市务工，形成了规模巨大的流动人口[1]。2016年中国城镇常住人口为7.93亿，其中流动人口为2.45亿，占比高达31%。大量农村人口迁移到城市务工，为中国经济发展、城市化做出了巨大贡献。城市经济增长的关键是劳动力集聚带来的人力资本的积累[1-2]。同时，推动新型工业化、信息化、城镇化、农业现代化同步发展也要求加快农业转移人口市民化[3]，而农业转移人口的长期居留意愿又是其市民化的关键内在驱动力。为此，诸多城市和地区都出台了吸引人口流入的政策措施。但是，过去近20年里，中国城市房价大幅上涨[4]。1998年中国商品房销售均价为2 062元/m2，2016年商品销售均价为7 475元/m2，上涨了2.6倍。一二线城市房价则涨幅更加大。随着房价迅速上涨，引发了“逃离北上广”、“用工荒”等现象[5-6]。而流动人口规模变化也表明，2015年开始中国流动人口规模出现逐步下降。那么，当前房价上涨确实对流动人口长期居留意愿产生了消极影响吗?该如何减弱房价上涨对流动人口长期居留意愿的消极作用?
关于房价对人口迁移意愿的影响，已有研究的观点可以分为四种：第一种观点认为房价上涨会降低个人效用从而抑制人口流入和促使人口流出。Pablo Antolin、Birgitta Rabe等分别针对西班牙和英国的研究表明房价上涨会增强人口外流意愿[7-8]。高波、董昕等针对中国的实证研究表明房价上涨抑制了劳动力向城市流动[5,9-10]。李拓、韩名春等的研究则发现房价对流动人口的显著抑制作用存在门槛效应，而当前中国东部城市房价上涨已经显著抑制了劳动力流入[11-12]。第二种观点认为房价上涨有助于个人通过房产升值增加套利而吸引劳动力流入。Thomas J Dohmen的研究表明房价上涨会降低有房者流动到其它城市的意愿[13]。Andrew J Plantinga针对美国291个大城市的实证研究也表明住房成本上涨与人口迁入意愿呈正相关关系[14]。夏怡然等针对2005年流动人口抽样微观数据的实证检验表明，中国城市房价上涨促进了劳动力流入[15]。第三种观点则认为房价对人口流动意愿有双向作用。张莉等研究认为房价上涨一方面会降低个人的可支配收入，从而对劳动力流入形成推力；另一方面意味着预期收入可能更高，从而对劳动力流入形成拉力[1]。实证研究也表明房价与人口流入意愿呈倒“U”型关系。第四种观点认为外来务工人员主要是租住在房价较为低廉的非普通商品房，所以房价对人口流入意愿并没有显著影响[16]。
但是，正如张莉等指出的，针对中国房价影响人口流动的微观证据较少[1]。张莉等虽然采用微观数据分析了中国房价对人口流动的影响，但是其采用的是城市平均收入而非个人的真实收入来计算房价收入比，因此估计结果可能存在偏差[1]；其次，已有研究在采用微观样本进行实证检验时，可能存在遗漏变量同时影响人口流动意愿和房价以及收入，从而导致采用通常的Probit或Logit模型得不到一致估计；再者，已有研究对于应当如何减弱房价高企对人口城市化的阻力缺乏实证检验。鉴于此，本文主要进行以下工作：首先，构建个人流动决策的理论模型，探讨房价对个人长期居留意愿的影响机理；其次，以流动人口微观数据为样本，采用工具变量Probit两步估计方法，检验房价和房价收入比对个人长期居留意愿的影响，进一步加入相关变量与考察变量的交叉项，识别哪些政策有助于减弱房价上涨对长期居留意愿的消极影响。

1 影响机理

1.1 理论机理

已有理论认为收入、房价、城市公共服务等都是影响人口在城市之间流动的重要因素，但是对各类因素的影响，都会最终通过影响劳动者个人一生效用而影响劳动者的城市间迁移决策和意愿[1,14,17-18]。一方面，房价上涨意味着劳动者需要将收入更多地用于住房支出，从而会降低劳动者的其它消费支出，进而降低劳动者的相对效用，最终降低劳动者迁移到该城市的意愿[7-8,17]。同时，房价上涨意味着劳动者在该城市购房的可能性降低。而购房后往往比租房享受到的城市公共服务好。所以劳动者也可能基于享受城市公共服务的考虑，从本城市迁移到房价更低的城市。因此，房价上涨会挤出消费者支出和降低享受城市公共服务的可能性，而对劳动者在该城市的长期居留意愿产生负效应。对于未打算在城市购房的劳动者而言，其未打算享受附属在房价之上的城市公共服务。随着房价上涨而上涨的房租也会挤出其消费支出，从而降低未打算在城市购房的劳动者的长期居留意愿。但是，另一方面，房价越高的城市，往往收入也越高，从而意味着高房价所附属的高收入会增强劳动者在该城市的长期居留意愿。并且，城市公共服务往往附着在房价之上，更高的房价意味着更好的城市公共服务。所以，房价上涨，又会由于附着在房价之上的公共服务提升而增强流动人口在该城市的长期居留意愿。同时，针对已有房产的劳动者而言，房产是一种投资，房价上涨意味着资产收益增加，从而也会增强其在该城市的长期居留意愿[13-14]。所以，房价上涨会由于资产收益上涨对劳动者在该城市的长期居留意愿产生正影响。综上所述，如果收入、资产收益和公共服务上升相对房价上涨的幅度更大的话，劳动者流动到该城市，扣除住房支出之后，会有更多的收入用于消费支出，并且享受更好的城市公共服务，进而提升劳动者一生的效用，最终提高劳动者流动到该城市的意愿[1,15]。如果房价的上涨幅度超过收入和公共服务上升的幅度，则意味着会降低劳动者流动到该城市的意愿。
图1 房价影响流动人口长期居留意愿的理论机理

Fig.1 The mechanism of housing price affecting the long-term residence intention of floating population

鉴于此，单纯从房价变化的角度，难以准确估计其对流动人口长期居留意愿的影响，必须综合考虑房价、收入、公共服务等情况才能有效估计该影响效应。因此，本文接下来将构建一个简单的数理模型，证明房价和房价收入比对流动人口长期居留意愿的影响差异。

1.2 数理模型

本文所定义的长期居留意愿是指，当个人流动到一个城市之后，愿意继续长期（5年以上）留在本城市的意愿。本文首先假定个人目前流动并居住在城市 j，且根据个人效用选择是否长期居留在所在城市：当所在城市 j的效用大于在其他城市的效用时，选择留在本城市，意味着个人具有长期居留意愿，设为1；否则，将选择迁移到其它城市，即没有在本城市的长期居留意愿，设为0。因此，把个人的长期居留意愿看作个人效用的函数，可以表示为：
i n t e n t i o n i j = = 1                                               ∀ k ≠ j                                           U i j > U i k = 0                                             ∃ k ≠ j                                             U i j ≤ U i k
式中： i n t e n t i o n为个人长期居留意愿； U为个人效用； i、 j分别表示个人和城市。设个人一生的时间分为青年期和老年期，效用受到青年期消费和老年期消费以及城市公共服务的影响。因此，本文设定个人一生的效用函数如下：
U ( C 1 ,           C 2 ,           G ) = l n C 1 + 1 1 + ρ l n C 2 + l n G
式中： U、 C 1、 C 2、 G分别为效用、青年期的消费、老年期的消费、城市公共服务； ρ为贴现率，且 ρ > 0。如果劳动者不在该城市购房住房，则往往享受不到与购房相关的效用 l n G。在此，本文以效用函数中是否存在 l n G来区分城市购房者和租房者的区别。由于城市公共服务往往附属在房价之上，且房价更高的城市往往意味着城市公共服务更好。而附属在房价之上的城市公共服务是影响流动人口迁移选择的重要因素。因此，本文进一步假定城市公共服务与房价成正比 θ， θ > 0，如式（3）所示：
G = θ P
式中： P表示住房支出。借鉴已有文献在两期模型中的收入假定[18-19]，并结合实际情况，本文假定个人一生的收入一部分来自于青年期的工资收入和其它补贴，另一部分收入则来源于老年期（退休后）的退休工资收入和其它补贴。青年期时一次性支付一生的住房支出，并将收入的一部分用于消费和储蓄。其中一生的收入和一生的住房支出均为存量变量。对于城市购房者而言，则青年期和老年期的预算约束分别为式（4）和式（5）所示：
C 1 + P + S ≤ W       + E
  S r + Y = C 2
式中： S、 W、 E、 Y、 r分别为住房支出、储蓄、个人青年期的工资收入、青年期的其他补贴、老年期的退休工资收入和其它补贴、储蓄利率，且 r > 1。
对于未打算在城市购房，只打算在城市租房的流动人口而言。则其住房支出为房租，房租又与城市房价成正比，而与城市商品房租售比呈反比。本文，假定房租与住房价格、商品房租售比的关系如式（6）所示。
R = a b P
式中： R、 a、 b分别表示房租、房租与房价的正比系数、商品房租售比。对于租房者而言，式（4）则表示为：
C 1 + R + S ≤ W       + E
为了对比城市购房者和租房者之间，房价和房价收入比上涨对其城市长期居留意愿影响的差异，本文首先对城市购房者进行分析。若假定房价和收入是外生变量，将式（5）代入式（4），则构建拉格朗日函数如下：
L C 1 , C 2 , λ = l n C 1 + 1 1 + ρ l n C 2 + l n θ P + λ W + E + Y r - P - C 1 + C 2 r
得到使城市购房者个人效用最大化的一阶条件为：
1 C 1 = r 1 + ρ C 2
W + E + Y r - P = C 1 + C 2 r
将式（9）代入式（10）求解得到 C 1、 C 2，进一步将 C 1、 C 2表达式代入式（2）得到城市购房者个人一生的效用函数用收入和房价表示如下：
U = l n 1 + ρ W + E + Y r - P 2 + ρ + 1 1 + ρ l n r W + E + Y r - P 2 + ρ + l n θ P
打算一直在城市租房的流动人口，其个人一生效用函数求得为：
U = l n 1 + ρ W + E + Y r - a b P 2 + ρ + 1 1 + ρ l n r W + E + Y r - a b P 2 + ρ
为了探讨房价收入比对流动人口长期居留意愿的影响，本文以 α衡量房价收入比，表示一生的住房支出与一生的收入之间的比值，即 α = P / W。因为，住房支出一般情况下不会超过一生的收入，所以有 0 < α < 1。若假定房价收入比一定时，以房价为自变量表示城市购房者个人一生的效用函数为：
U = l n 1 + ρ 1 α - 1 P + E + Y r 2 + ρ + 1 1 + ρ l n r 1 α - 1 P + E + Y r 2 + ρ + l n θ P
同理，若假定收入一定时，以房价收入比表示城市购房者个人一生的效用函数为：
U = l n 1 + ρ 1 - α W + E + Y r 2 + ρ + 1 1 + ρ l n r 1 - α W + E + Y r 2 + ρ + l n θ α W
同理，根据式（12）也可以得出城市租房者分别以房价和房价收入比为自变量的个人一生效用函数。

1.3 影响效应

假定收入一定时，将式（11）中效用对房价求导，得到房价对城市购房者效用的影响：
∂ U ∂ P = - 2 + ρ 1 + ρ W + E + Y r - P + 1 P           ρ   ,     r     > 0       , W > P
同理，式（12）效用对房价求导，得到房价对城市租房者效用的影响：
∂ U ∂ P = - a 2 + ρ b 1 + ρ W + E + Y r - P       ρ , r , a   , b     > 0       , W > P
结合式（15）、式（16）和式（1）可知，当收入不变时，随着房价上涨，会挤出流动人口的消费支出，降低个人效用，导致流动到其它城市 k比留在城市 j的效用大的可能性增加，从而将降低个人留在城市 j的意愿；另一方面，对于城市购房者而言，附着在房价上的公共服务又会提升流动人口在该城市的个人效用，增强流动人口在该城市居住的长期意愿。房价上涨对城市购房流动人口长期居留意愿的影响取决于带来的效用挤出效应和公共服务增强效应的综合作用。式（16）表明，对城市租房者而言，房价上涨则仅仅表现为挤出消费带来的负影响效应。意味着，房价上涨肯定会导致只打算在城市租房的流动人口的长期居留意愿。
假定房价收入比一定时，式（13）对房价求导，得到房价对城市购房者效用的影响：
∂ U ∂ P = 2 + ρ 1 α - 1 1 + ρ 1 α - 1 P + E + Y r + 1 P > 0     ρ       ,   r     > 0       ,   0 < α < 1
由式（17）可知，对城市购房者而言，若假定房价收入比一定时，个人效用与房价呈正比。一方面，由于房价收入比一定，则房价上涨带来收入，从而增加个人消费支出，提升个人效用。另一方面，随着房价上涨，附属在房价上的公共服务也会提升，从而进一步提升个人效用。结合式（1）可知，如果房价收入比各城市之间一样，则当本城市房价 j上涨时，收入也会呈现同比例上涨，从而从增加消费支出和增强公共服务两个方面提升个人效用，个人更愿意留在本城市 j。所以，当房价收入比不变，本城市的房价上涨，反而有利于增强流动人口在本城市的长期居留意愿。同理，对于城市租房者而言，房价上涨仅仅因为带来的收入上涨会提升其个人效用而增强其长期居留意愿，房价上涨带来的公共服务提升不会影响城市租房者的长期居留意愿。
通过式（15）和式（17）可知，单纯的房价上涨，对个人效用的影响方向并不确定，从而对流动人口长期居留意愿的影响方向也难以断定。因此，本文进一步以房价收入比为核心解释变量，探讨其对个人效用，进而对流动人口长期居留意愿的影响。
假定房价一定时，式（13）对房价收入比求导，得到房价收入比对购房者效用的影响：
∂ U ∂ α = - P α - 2 1 + ρ 1 α - 1 P + E + Y r < 0     ρ   ,   r     > 0       , 0 < α < 1
同理，在房价一定时，租房者个人效用对房价收入比求导，得到房价收入比对租房者的影响效应为：
∂ U ∂ α = - a P α - 2 b 1 + ρ 1 α - 1 P + E + Y r < 0       ρ ,   r   ,   a   , b   > 0       ,   0 < α < 1
由式（18）和（19）可知，若假定房价一定时，个人效用与房价收入比呈反比。结合式（1）可知，当本城市 j房价一定时，本城市的房价收入比上升，意味着本城市收入下降，将导致个人在本城市 j的效用下降，个人在本城市的长期居留意愿则下降。因为假定公共服务与房价成正比，所以房价不变其公共服务也不发生变化，所以此时并不存在由于公共服务所带来的对个人效用的影响。式（19）说明当房价不变时，随着房价收入比上升，收入减少带来个人效用降低，从而会减弱个人长期居留意愿。只是，房价收入比对租房者个人效用的作用效应还会受到房租与房价的正比系数、商品房租售比的影响。
假定收入一定时，式（14）对房价收入比求导，得到房价收入比对购房者效用的影响：
∂ U ∂ α = - ( 2 + ρ ) W ( 1 + ρ ) ( 1 - α ) W + E + Y r + 1 α (   ρ     , r     > 0       ,   0 < α < 1 )
收入一定时，租房者效用函数对房价收入比求导，得到房价收入比对租房者效用的影响：
∂ U ∂ α = - a ( 2 + ρ ) W b ( 1 + ρ ) ( 1 - α ) W + E + Y r   < 0     (     ρ     , r   , a   , b   > 0       , 0 < α < 1 )
由式（20）可知，对于打算在城市购房的流动人口而言，若假定收入一定时，房价收入比上涨对个人效用存在两种相反的影响效应。第一，收入一定时，房价收入比上涨意味着房价上涨，从而挤出个人消费，降低个人效用。结合式（1）可知，收入一定时，房价收入比上涨，使得个人效用下降，导致流动到其它城市 k比留在城市 j的效用大的可能性增加，从而将降低个人留在城市 j的意愿。第二，假定公共服务与房价呈正比，房价上涨使得附着在房价上的公共服务也会提升，从而又利于提升个人效用。结合式（1）可知，此时又会增强流动人口在该城市的长期居留意愿。当收入不变，房价收入比上涨对流动人口长期居留意愿的最终影响效应，取决于挤出消费的消极效应和提升公共服务的积极效应的综合作用。由式（21）可知，对于未打算在城市购房只打算租房的流动人口而言，在收入一定的情况下，房价收入比上涨会带来消费挤出效应，从而降低流动人口个人效用，减弱其在该城市的长期居留意愿，附着在房价之上的城市公共服务对其长期居留意愿没有积极影响。
综上可知，房价和房价收入比上涨对个人在某个城市长期居留意愿的影响主要取决于以下三个方面：第一，房价上涨会挤出个人消费支出，从而降低个人效用，对流动人口在该城市的长期居留意愿存在消极影响；第二，当房价与收入成正比时，房价上涨意味着收入增加，从而又会提升个人消费支出，增加个人效用，从而对流动人口在该城市的长期居留意愿产生积极影响；第三，附着在城市房价上的公共服务也是影响流动人口迁移选择的关键因素之一。理论分析表明，当城市公共服务与房价呈正比时，流动人口追求房价上涨带来的公共服务，又会增强流动人口在该城市的长期居留意愿。在不考虑公共服务影响的情况下，对比房价和房价收入比对流动人口长期居留意愿的影响可知：房价上涨，一方面挤出消费，另一方面可能提高收入，从而房价上涨对流动人口长期居留意愿的影响方向不确定；房价收入比上涨则意味着一定会降低个人效用，从而减弱流动人口在该城市的长期居留意愿。考虑城市公共服务影响的情况下，则城市公共服务会减弱房价收入比上涨对流动人口长期居留意愿带来的消极效应。对比未打算在城市购房和打算在城市购房的流动人口而言：房价收入比上涨仅仅会降低未打算在城市购房的流动人口的长期居留意愿；打算在城市购房的流动人口，则由于考虑附着在房价上的公共服务，会减弱房价收入比上涨对其城市长期居留意愿的消极影响。这意味着，单纯的房价变化，不足以解释流动人口在城市的长期居留意愿变化，通过构建房价收入比作为解释变量，综合附着在房价上的公共服务的影响，更能准确探讨其对流动人口长期居留意愿变化的影响。
因此，本文归纳理论命题如下：命题1，房价对流动人口长期居留意愿影响方向不确定，房价收入比会降低流动人口长期居留意愿；命题2，城市公共服务越好，房价收入比上涨对流动人口长期居留意愿的负效应越小；命题3，房价收入比上涨对打算在城市购房的流动人口的长期居留意愿的负效应，小于未打算在城市购房只打算租房的流动人口的长期居留意愿。

2 检验方法

2.1 实证模型构建

全国流动人口动态监测调查数据中有一项调查是“您今后是否打算在本地长期居住（5年以上）”，选项包括“打算、不打算”和其它。本文认为“打算今后在本地长期居住（5年以上）”的流动人口具有长期居留意愿，设为1；否则，认为没有长期居留意愿，设为0。同时，考虑到流动人口的长期居留意愿不仅会受到房价或房价收入比的影响，还会受到个体特征，诸如年龄、婚姻状况、受教育程度、生活水平[2,15,20-21]、子女情况[22]、户籍[23⇓-25]、流动范围[2,18,25]等因素的影响，也会受到城市特征，诸如城市规模、公共服务状况、城市类型[11,15,25]等因素影响，因此，本文加入个体特征和城市特征作为控制变量。同时，考虑到本文为二值离散模型。首先，构建房价或房价收入比影响流动人口长期居留意愿的基本Probit模型如下：
P r o b i n t e n t i o n i j = 1 x i j , Y i ,   Z j = F   x i j ,   Y i , Z j
式中： i n t e n t i o n、 x、 Y、 Z分别为流动人口长期居留意愿、房价或房价收入比、个体控制变量、城市控制变量； i、 j分别为个体 i和城市 j。但是，一方面，城市的收入和房价会影响个人长期居留意愿，而当个人具有长期居留意愿时，也可能会更努力地工作，从而获得更高收入；另一方面，式（16）的模型中可能存在遗漏变量同时影响个人收入、房价和流动人口长期居留意愿，从而，可能导致方程存在内生性。因此，宜采用工具变量Probit模型。目前主要可以通过MLE和两步估计进行含内生变量的Probit估计，但是本文样本采用MLE估计时不收敛，因此采用两步估计法。然而，采用Stata中自带的ivprobit-twostep估计命令，无法计算边际效应。最终，本文参考Rivers等构建的含内生变量的两步估计法Probit模型进行估计[26]：如式（23）所示，第一步以内生解释变量为被解释变量，以工具变量和其它外生解释变量作为解释变量，采用OLS进行估计得到方程残差项     ε i j；第二步，如式（24）所示，再将式（23）中的残差项     ε i j代入式（24）中作为解释变量，进行Probit估计。以式（24）     ε i j的估计系数 θ及其显著性，检验 x i j的内生性，当 θ显著不为0时，认为 x i j是内生变量。
x i j = γ 1 Y i + γ 2 Z j + γ 3 K i j + ε i j
式中： K为外生工具变量； ε为残差项； γ为估计系数。在工具变量的选取中，首先，本文选取个人受教育程度作为收入的工具变量，因为受教育程度会影响个人收入，但是不直接影响个人在某个城市的长期居留意愿。大多数情况下，受教育情况在个人能够获取收入之前，所以个人收入情况较难影响自身受教育情况。其次，选取人均住宅用地供应面积的滞后一期作为房价的工具变量。各城市住宅用地供应面积受到土地利用总体规划和自然资源禀赋的限制，而土地利用总体规划几年之前已经制定完毕，因此住宅用地供应可以看作是外生的。同时，人均住宅用地供应，会在当时或者房屋建成之后通过住房供应影响房价。第三，同时选取个人受教育程度和城市人均住宅用地供应面积滞后一期作为房价收入比的工具变量。
P r o b i n t e n t i o n i j = 1 x i j , Y i , Z j , ε i j = F   x i j , Y i , Z j , ε i j
理论分析表明，城市公共服务也是影响流动人口迁移选择的关键因素之一，附着在房价上的城市公共服务会减弱房价收入比上涨对流动人口长期居留意愿的消极效应。为了进一步检验城市公共服务对房价收入比影响流动人口长期居留意愿的差异，本文以城市等级类型表征城市公共服务差异，引入城市等级类型与房价收入比的交叉项，检验城市公共服务对房价收入比影响流动人口长期居留意愿的作用效应。同时，理论分析还发现，对于未打算在城市购房的租房者而言，公共服务带来的对房价收入比上涨抑制流动人口长期居留意愿的减弱效应不存在，因此房价收入比上涨对其长期居留意愿的负影响会大于打算在城市购房的人群。而城市户籍人群则必须在城市购房，因此会考虑购房所带来的公共服务。农村户籍流动人口考虑在流动目的地城市购房的人口比例相对较少。因此，本文引入农村户籍与房价收入比的交叉项，对比公共服务导致的房价收入比上涨影响城市户籍流动人口和农村户籍流动人口长期居留意愿的差异。此外，房价收入比对流动人口城市长期居留意愿的作用效应，还会受到个人迁移成本、迁移预期收益、年龄、城市环境、受教育程度等诸多因素的影响。因此，本文还引入交叉项检验房价收入比对流动人口长期居留意愿影响效应在不同年龄、流动距离、受教育程度中的差异。实证模型如下：
P r o b i n t e n t i o n i j = 1 x i j , x i j × v i j , Y i ,   Z j ,     ε i j = F x i j , ( x i j × v i j ) , Y i , Z j , ε i j
式中：   x × v表示房价或房价收入比与相关变量的交叉项。

2.2 变量说明与数据来源

房价和房价收入比为本文的重要考察变量。需要指出的是，理论模型中住房支出和收入是个人一生的存量变量。但是由于在实证检验中，难以搜集到个人一生收入的存量变量，因此采用个人月收入这一流量变量代替。房价收入比采用当年房价每平方米的均价除以流动人口上一年的月收入；个体控制变量选择了流动人口年龄、是否大学毕业、户籍、结婚与否、是否跨省流动、月总支出、工作情况、子女个数；城市控制变量选择了城市公共设施水平和是否为直辖市、省会或计划单列市。因为流动人口最关心的城市公共设施是医疗和教育，所以本文选择每万人床位数和每万人小学数作为城市公共服务的代理变量。
本文流动人口个人数据来源于2015和2016年全国流动人口动态监测调查数据中的湖南省流动人口，包括湖南省户籍人口流动到本省其它县市和其它省份的流出人口样本，以及其它省份户籍人口流入到湖南省内和省内户籍人口流动到省内其它县市的流入人口样本。其中2015年流出人口样本为11 285个，流入人口样本为6 758个。2016年流出人口样本为8 483个，流入人口样本为4 877个，共计样本数为31 403个。其中2015年数据样本涉及地级以上城市170个，2016年样本涉及177个地级以上城市。2015和2016年地级市城市房价数据来源于安居客官方网站统计数据，本文采用该市当年12个月房价的均价作为该市当年的房价；每万人床位数和每万人小学数来源于2015和2016年的《中国城市统计年鉴》。人均住宅用地供应面积用每年国有建设用地供应面积中的住宅用地面积除以当年该市市区人口得到，其中新增住宅用地供应面积来源于《中国国土资源统计年鉴》，市区人口来源于《中国城市建设统计年鉴》。各变量的描述性特征见表1。
表1 变量描述性统计特征

Tab.1 Descriptive statistical characteristics of variables

变量 观测量 均值 最小值 最大值
长期居留意愿 31 403 0.53 0 1
房价（万元） 347 0.71 0.20 4.72
房价收入比 31 403 1.41 0.02 67.38
收入（万元） 31 403 0.69 0.02 100
年龄 31 403 38.29 17 90
大学毕业 31 403 0.14 0 1
户籍（农村=1） 31 403 0.87 0 1
婚姻（已婚=1） 31 403 0.79 0 1
流动范围（跨省=1） 31 403 0.34 0 1
月支出（万元） 31 403 0.36 0.02 10
雇主或雇员（雇主=1） 31 403 0.21 0 1
子女个数 31 403 1.22 0 5
每万人医院床位数 347 81.72 12.89 188.17
每万人小学数 347 1.09 0.12 3.47
城市类型 31 403 0.19 0 1
受教育程度 31 403 3.53 0 7
人均新增住宅用地供应面积
（m2/人）		 347 2.54 0.04 15.38

注：长期居留意愿中打算在本地长期居住（5年以上）设为1，不打算和其它设为0；受教育程度中，小未上过学=1、小学=2、初中=3、高中=4、大学专科=5、大学本科=6、研究生=7；大学毕业中，大学专科以上（包括）=1，其它=0；城市类型中，直辖市、省会和计划单列市=1，其它=0。

3 结果分析

3.1 房价和房价收入比对流动人口长期居留意愿的影响

本文首先以房价和收入作为考察变量，加入个体控制变量和城市控制变量，采用Probit模型，使用稳健标准误，得到回归结果见模型1；如前所述，方程中房价和月收入可能为内生变量，同时本文重点考察房价收入比对流动人口长期居留意愿的边际效应，不详细分析房价和月收入对其的边际效应，因此模型2为直接采用ivprobit-twostep的估计结果；考虑到人口长期居留意愿可能还会受到随着时间和城市固定效应的影响，因此进一步控制时间和城市固定效应进行ivprobit-twostep估计，见模型3；模型4是以房价收入比为核心解释变量，采用普通Probit估计的结果；模型5和模型6为考虑房价收入比为内生变量后，采用式（23）和式（24）进行估计的结果。
由表2的估计结果可知，以房价和收入作为核心解释变量的模型1、模型2和模型3结果均显示房价差异对流动人口长期居留意愿的影响不显著，收入的增加能显著提高流动人口选择长期居留在本城市的概率。对比模型4、模型5、模型6的估计结果可知，房价收入比的估计系数都在1%水平下显著为负，即意味着房价收入比上升会显著减弱流动人口长期居留意愿。模型5和模型6估计结果中 θ的估计系数在1%的水平下显著不为0，也说明房价收入比确实为内生解释变量。模型5中房价收入比估计系数与模型6系数相差不大，但是模型6的pseudo R2相对更大，同时结果显示大部分城市固定效应和年份效应较为显著，因此本文以模型6估计结果为准进一步估计房价收入比对流动人口长期居留意愿的边际效应见表4。可知，房价收入比平均每增加1，则流动人口愿意长期居留在该城市的概率会下降2.6%。
表2 房价、房价收入比影响流动人口长期居留意愿的估计结果

Tab.2 The estimation results of the impacts on floating population's long-term residence intention from housing price and housing price-income ratio

变量 模型1 模型2 模型3 模型4 模型5 模型6
房价 0.0110 -0.1043 1.5600
（0.96） （0.66） （1.07）
月收入 0.0445* 5.3986** 5.057**
（1.90） （2.28） （2.15）
房价收入比 -0.0320*** -0.0786*** -0.0705***
（4.32） （4.05） （3.78）
θ 0.1084*** 0.5227***
（5.39） （5.65）
个体控制变量 控制 控制 控制 控制 控制 控制
城市控制变量 控制 控制 控制 控制 控制 控制
年份固定效应 不控制 不控制 控制 不控制 不控制 控制
城市固定效应 不控制 不控制 控制 不控制 不控制 控制
pseudo R2 0.05 / / 0.06 0.06 0.07

注：非括号中数值为估计系数，括号中数值为z或t统计量；***、**、*，分别表示系数在1%、5%、10%水平下显著。模型2和模型3直接采用ivprobit two-step估计，故没有汇报pseudo R2。

根据2002和2017年《中国统计年鉴》的城镇居民每月平均可支配收入和住宅平均销售价格计算得到，2001年房价收入比约为3.53，而2016年下降为2.57，下降了0.96。结合估计结果可知，房价收入比下降有助于增强流动人口的长期居留意愿。2001—2016年房价收入比下降0.96。而房价收入比每上升1，流动人口愿意在城市长期居留的概率上升2.6%。因此，意味着2001—2016年，房价收入比下降使得流动人口愿意长期居留在城市的概率上升了2.5%。2001年以来，全国房价收入比平均水平下降，也在一定程度上有助于解释为什么房价升高，流向城市的人口规模和比例却在上升。这也进一步通过证据检验表明了，城市之间的房价差异无法独立解释流动人口长期居留意愿，而房价收入比才是影响流动人口长期居留意愿的主要原因之一。结合本文的理论机理可知，流动人口在选择是否长期居留在一个城市时，不单单仅考虑房价，也会同时考虑收入的变化，最终综合衡量对个人效用的变化来进行抉择。这也有利于解释为什么诸多一线和新一线城市虽然房价相对较高，但是依然是流动人口选择迁移和长期居留的主要目的地。

3.2 房价收入比对流动人口长期居留意愿影响效应的差异分析

本文在差异分析实证检验中，引入直辖市、省会和计划单列市的虚拟变量与房价收入比的交叉项、农村户籍虚拟变量与房价收入比的交叉项，重点检验了房价收入比对流动人口长期居留意愿影响效应的城市公共服务和户籍差异，检验结果分别见模型7和模型8。同时，本文还引入分别房价收入比与年龄的交叉项、房价收入比与大学毕业生虚拟变量的交叉项、房价收入比与跨省流动虚拟变量的交叉项，检验了房价收入比上涨影响流动人口长期居留意愿的代际差异、受教育程度差异和流动距离差异，分别见模型9、模型10和模型11。表3各模型估计结果中 θ均显著不为0，因此房价收入比为内生变量，宜采用工具变量进行Probit两步估计，并得到各估计结果房价收入比和交叉项的边际效应见表4。
表3 房价收入比对流动人口长期居留意愿影响效应差异的估计结果

Tab.3 The estimation results of the difference of the impacts on floating population's long-term residence intention from housing price and housing price-income ratio

变量 模型7 模型8 模型9 模型10 模型11
房价收入比 -0.1127*** -0.0419** -0.1324*** -0.0717*** -0.1593***
（7.31） （2.37） （6.02） （3.64） （7.39）
交叉项 0.0598*** -0.0325** 0.0015** 0.0116 0.1039***
（2.82） （1.98） （2.45） （0.72） （4.48）
θ 0.5154*** 0.5214*** 0.5220*** 0.5219*** 0.5150***
（5.59） （5.63） （5.66） （5.64） （5.59）
个体控制变量 控制 控制 控制 控制 控制
城市控制变量 控制 控制 控制 控制 控制
时间固定效应 控制 控制 控制 控制 控制
城市固定效应 控制 控制 控制 控制 控制
pseudo R2 0.07 0.07 0.07 0.07 0.07

注：模型7中，交叉项为房价收入比与城市等级类型的交叉项；模型8中，交叉项为房价收入比与农村户籍的交叉项；模型9中，交叉项为房价收入比与年龄的交叉项；模型10中，交叉项为房价收入比与大学毕业生的交叉项；模型11中，交叉项为房价收入比与跨省流动的交叉项；非括号中数值为估计系数，括号中数值为Z统计量；***、**、*分别表示系数在1%、5%、10%水平下显著。

表4 房价收入比及其交叉项影响流动人口长期居留意愿的平均边际效应

Tab.4 The average marginal effect of housing price-income ratio and its cross terms on the long-term residence intention of floating population

模型6 模型7 模型8 模型9 模型10 模型11
房价收入比 -0.0260*** -0.0416*** -0.0155*** -0.0489*** -0.0265*** -0.0587***
交叉项 0.0220*** -0.0120** 0.0005*** 0.0043 0.0383***
模型7的估计结果显示，房价收入比估计系数显著为负，而城市等级类型与房价收入比的交叉项估计系数显著为正。据平均边际效应估计可知，房价收入比每增加1，直辖市、省会、计划单列市的流动人口愿意长期居留的概率下降1.96%，而其他城市会下降4.16%。这表明直辖市、省会、计划单列市房价收入比升高确实对流动人口长期居留意愿的负影响相对其他城市更小。结合数理分析结果可知，一个城市公共服务更好也会增加流动人口个人效用，从而增强流动人口的长期居留意愿。而直辖市、省会、计划单列市比其他城市具有更好的公共服务，所以即使其房价收入比上涨导致流动人口个人效用下降，但是附着在房价之上的公共服务又会提升个人效用，所以其流动到其它城市的意愿会减弱。因此，实证结果与理论预期相符，附着在房价之上的城市公共服务，会减弱由于房价收入比上涨对流动人口长期居留意愿的负影响。当然，流动人口在直辖市、省会、计划单列市等城市，可能会有更多机会获得更高的收入，因此即使当前房价收入比上涨会降低个人效用，但是由于预期收入可能更高，也会减弱其流动到其它城市的意愿。上述实证结果也间接证明了，虽然大城市房价收入比可能更高，但是流动人口依然更愿意流动到大城市。原因是大城市具有更好的公共服务，这也是影响流动人口迁移选择的关键因素。同时也意味着中小城市适当降低房价收入比能更大程度地增强流动人口的长期居留意愿。
模型8的估计结果显示，房价收入比与农村户籍的交叉项估计系数显著为负，表明房价收入比上升对农业户口流动人员长期居留意愿的负影响比非农户口流动人员的更大。据表4的边际效应估计结果可知，房价收入比每增长1，农业户口流动人员愿意长期居留在该城市的概率下降2.8%，但非农户口仅下降1.6%。城市户籍流动人口必须要在城市购房，所以个人效用中会考虑房价所带来的城市公共服务。而农村户籍流动人口考虑在流动目的地城市购房的比例相对较少，大多数是打算租房，所以房价上涨带来的城市公共服务提升对其效用和长期居留意愿的影响较小。上述实证结果表明，个人效用中考虑房价之上的城市公共服务之后，会减弱房价收入比上涨对其长期居留意愿的消极影响。这也与理论预期相符，验证了“房价收入比上涨对打算在城市购房的流动人口的长期居留意愿的负效应，小于未打算在城市购房只打算租房的流动人口的长期居留意愿”。
模型9反映的代际差异估计结果显示，房价收入比估计系数显著为负，而房价收入比与年龄交叉项估计系数显著为正。根据边际效应估计结果分析，房价收入比的平均边际效应为-0.0489，年龄交叉项平均边际效应为0.0005。说明年龄每增加1岁，房价收入比上涨对愿意长期居留概率的消极效应会减小0.05%。这意味着，房价收入比上涨对年轻人长期居留意愿的负影响更大，随着年龄的上涨，房价收入比对流动人口长期居留意愿的负效应是逐步减少的。导致房价收入比对年轻人长期居留意愿负效应更强的原因可能是，年轻人适应新环境的能力更强，找到新工作的机会更大。因此，当本城市房价收入比上涨时，年轻人流动到其它城市的机会成本更小、预期收益更高，从而使得年轻人长期居留意愿对房价收入比上涨的反映更为敏感。
模型10的教育差异估计结果显示，交叉项的估计系数虽然为正，但是不显著。这说明房价收入比上涨对流动人口中是大学毕业生的长期居留意愿负影响更小，但是并不显著。原因可能是，城市对引进人才的相关补贴政策并非遍及所有大学毕业生，诸多大学毕业生没有比非大学毕业生流动人口享受到更高的非工资性补贴收入；另一方面原因可能是，大学毕业生流动人口流动到其它城市适应新环境能力更强，找到新工作的机会更大，所以相对而言，流动的机会成本更低，而预期收益更大。因此，房价收入比上涨对大学生毕业生的长期居留意愿的负影响效应更强，恰好与其享受到的其他补贴性收入导致的负影响减弱效应抵消，所以导致房价收入比上涨对大学生毕业生流动人口的长期居留意愿负影响更小，但是不显著。
模型11的距离差异估计结果显示，是否跨省流动与房价收入比交叉项的系数在1%水平下显著为正。据表4平均边际效应可知，房价收入比每增长1，跨省流动人口愿意长期居留的概率下降2.04%，而省内流动人口愿意长期居留的概率将下降5.87%。这说明房价收入比上涨对省内流动人口比跨省流动人口长期居留意愿的负效应更大。原因可能是，省内流动人口当受到外部冲击时，返回到原籍地或者迁移到省内其他城市的流动成本相对更低，同时省内其它可替代性的城市也比较多，所以当房价收入比上涨时，省内流动人口更大概率的会选择返回原籍地或者流动到其它可替代的城市。因此，省内流动人口长期居留意愿对房价收入比的反映比跨省流动人口更敏感，负的边际效应更大。

4 建议与讨论

房价收入比上涨减弱了流动人口长期居留意愿，也对加快农业转移人口市民化带来了新挑战。因此，基于本文的研究结论，在房价高企背景下，从增强流动人口长期居留意愿的角度，为加快农业转移人口市民化提出几点建议：
第一，提高流动人口在城市的保障和补贴性收入。本文理论分析和实证检验均表明，工资外的其他收入有利于降低房价收入比对流动人口长期居留意愿的负效应。因此，提高流动人口在城市的工资外收入，有利于增强流动人口长期居留意愿。比如，对大学生在部分城市就业实行人才补贴、对农业转移人口高技能人才的财政补贴；提高农业转移人口的退休后收入或者社保收入；将符合条件的常住人口纳入公租房保障范围和住房公积金制度覆盖范围等。
第二，强化城市流动人口的基本公共服务。本文理论和实证检验均表明，基本公共服务提升能够有效增强个人效用，从而一定程度上减弱房价收入比上涨对长期居留意愿的负效应。比如，实现公办学校普遍向随迁子女开放，深入推进城乡居民异地就医直接结算。通过强化城市流动人口基本公共服务降低房价收入比上涨对其长期居留意愿的负效应。
第三，严格调控房价，降低房价收入比。房价收入比是影响流动人口长期居留意愿的重要因素。在当前经济中高速增长成为新常态，各城市，尤其是省内流动人口为主的中、小城市，在吸引人口、加快农业转移人口市民化过程中，加强对房价调控，比如进行政府限价、限购等措施，通过降低房价收入比更能有效地增强流动人口长期居留意愿。
第四，深化户籍制度改革。实证研究表明，农业户口流动人口的长期居留意愿更容易受到房价收入比上涨的冲击。原因可能是农业户口对所在城市缺乏归属感、落户条件受到一定限制、资产性收入少等。因此，放宽落户条件、实现居住证制度覆盖城镇全部未落户常住人口等措施，有利于降低房价收入比上涨对流动人口长期居留意愿的负效应，提升农业转移人口市民化的内在驱动力。
房价对流动人口迁移选择的影响一直受到学术界的关注。本文通过归纳理论机理、数理分析和实证检验，证明单纯的房价变化无法准确解释流动人口的迁移意愿和选择，以房价和收入构建房价收入比变量，能够更合理地解释流动人口的迁移意愿和迁移选择。以房价收入比作为变量，通过数理分析探讨房价和收入对流动人口迁移意愿的影响效应，也为相关研究提供了一种思路。以全国流动人口动态监测调查数据31 403个个人样本，来实证检验房价收入比对流动人口长期居留意愿的影响，也给有关房价影响流动人口迁移决策的研究提供了比较可靠的证据。本文从理论和数理分析上证明了房价上涨和房价收入比对流动人口长期居留意愿的影响机制，实证检验发现房价收入比对流动人口居留意愿的影响效应存在显著的城市公共服务等级差异、户籍差异、代际差异和流动距离差距。基于此这些检验结果也定性地分析了一些可能的原因和形成机制。但是由于数据指标较难搜集，未进行定量、严谨和深入的探索。因此，房价对流动人口迁移决策影响效应及其差异的形成机制的定量研究也是后续研究需要进一步严谨分析和深入探讨的。

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