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Economic geography >

2021 , Vol. 41 >Issue 5: 95 - 102

DOI: https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2021.05.011

Family Migration and Housing Tenure Choice：Empirical Evidences from 25 Chinese Cities

  • LIN Sainan , 1 ,
  • LU Tingting , 2, ※ ,
  • TIAN Ming 3
Expand
  • 1. School of Urban Design / Institute of Hubei Human Habitat Engineering and Digital Technology，Wuhan University，Wuhan 430072，Hubei，China
  • 2. School of International and Public Affairs/ China Institute for Urban Governance，Shanghai Jiao Tong University，Shanghai 200020，China
  • 3. School of Social Development and Public Policy，Beijing Normal University，Beijing 100875，China

Received date: 2020-09-15

  Revised date: 2021-03-22

  Online published: 2025-04-17

Fold

Abstract

Secure housing tenure in the city is crucial for migrants to achieve social integration and contribute to realization of new-type urbanization in China. Using a large-scale survey of migrants across 25 cities in China,this research examines the relationship among migrants' residential mobility,family migration and housing ownership,by using structural equation modeling. There are three findings based on modeling results. Firstly,only a small proportion of migrants obtain a housing ownership in host cities. Migrants with higher socioeconomic status are more likely to improve their housing through residential mobility and achieve the ownership as a consequence. Secondly,residential mobility and housing ownership is positively related,while the relationship is fully mediated by family migration. That is,family migration has become a determining factor for achieving housing ownership in the host city. Thirdly,there is clear spatial differentiation between types of host cities. Migrants show an upward social mobility in housing tenure choice in non-first-tier cities,whilst migrants' housing tenure choice in first-tier cities is constraint by policy discrimination against the non-locals regardless of their socioeconomic capabilities. It is necessary for urban housing policies to take consideration of the family migration demand in host cities, providing fair opportunities for migrants to settle, and consequently to further promote the new-type urbanization strategy.

Key words： migrants; residential mobility; family migration; housing tenure choice; new-type urbanization

Cite this article

LIN Sainan , LU Tingting , TIAN Ming . Family Migration and Housing Tenure Choice：Empirical Evidences from 25 Chinese Cities[J]. Economic geography, 2021 , 41(5) : 95 -102 . DOI: 10.15957/j.cnki.jjdl.2021.05.011

流动人口已成为常住人口的重要组成部分，解决其在城市中的住房问题对于促进社会融合和实现新型城镇化战略具有重要意义。近40年来，市场化改革对中国城市住房的供应和消费方式及人口分布与再分配产生了巨大影响[1-2]。城乡迁移过程、迁移特征、定居意愿等研究逐渐趋于完善[3-4]，而对于流动人口城市内部迁居行为及住房选择的研究则较为缺乏[5-6]。一方面，已有研究强调户籍制度、自身社会经济能力对流动人口居住迁移和住房选择的限制[7]。另一方面，研究指出流动人口由于“循环迁移”（Circular migration）、家庭分离（Split households）和工作导向的特征，使其缺乏在流入城市改善住房的动力和积极性[8]。近年来，流动人口在流入地居住呈现长期化、家庭化趋势，定居意愿也在不断增强[9⇓-11]。随着劳动力和住房市场化程度不断提高，流动人口不再依赖于本地户口获得购房资格，而实际的城市住房拥有率也有所提高[12-13]。
与此同时，北上广等一线城市的“蜗居”“蚁族”等话题成为社会热点，流动人口住房条件差，或因城中村、地下室等住所的清理拆迁而迁居，甚至“逃离北上广”，导致大城市人才流失[14]，一定程度上反映出“空间剥夺”和“社会公平”等问题[15]；另一方面，武汉、南京、东莞等二三线城市为追逐“人口红利”和吸引人才纷纷发布住房优惠政策[16-17]，吸引高学历、高技能人才在城市购房、落户，融入城市。这些新现象，不仅表明稳定的住房对于流动人口在城市中定居和落户具有重要的促进作用，也体现出城市差异对于流动人口住房选择的重要影响。基于以上新背景，利用全国25个城市流动人口与家庭调查数据，本文采用结构方程模型探索流动人口的居住迁移行为、家庭化迁移等特征对其住房选择的作用机理，并通过不同城市的比较进一步揭示影响路径差异，为完善住房保障制度提供理论和科学支撑，推动“以人为本”的新型城镇化[18]。

1 研究综述

住房选择尤其是住房产权获得（housing tenure）是国外城市地理和城市研究的核心关注点[19⇓-21]。其中，移民住房由于产权缺乏、住房质量差、空间边缘化等问题，及与社会融合、空间隔离等紧密联系，引起国外学者的广泛关注[22⇓-24]。“同化理论”（Assimilation theory）表明国际移民在流入地会经历多次居住迁移，迁移轨迹往往与其社会同化路径相联系，其迁居能力也体现了“社会经济流动性”（socio-economic mobility）[7,22]。移民首次入城时往往选择与具有相似文化、经济和种族背景的群体聚居，居住地通常靠近工作地点。一旦社会经济状况改善，移民及其下一代就会试图改善其空间位置和购买住房，进而融入主流社会，实现同化。这反映了移民因为住房需求变化而主动进行迁居的过程，结果是通过住房产权获得提升住房地位、融入东道主国[25]。与“同化理论”不同，“分层模型”（Stratification model）指出受到政治制度等结构性因素的影响，占据初始优势的“主流群体”会通过各种手段维持并扩大现有优势，进而与少数族裔群体（大多为国际移民）保持社会和空间距离[26]。即使拥有相同的经济资源、处在相同的家庭生命历程和住房市场，移民仍然更难实现其住房偏好[27]，住房拥有率远低于本地居民，并在空间上存在显著分异[25]。以上研究表明移民在住房上具备“向上的流动性”（upward mobility），即从租赁到住房产权获得的过程[28]。而这一过程能否实现除了受到家庭生命历程和住房需求影响外，制度因素对其具有重要的制约作用。
研究表明国内的流动人口在城市内部频繁迁居，例如经历从单位宿舍和亲友借住逐渐向市场住房流动[29]，但却又始终被困在拥挤不堪、环境脏乱、破败的社区和城中村，或者城市边缘区[30]，迁居后居住状况未能得到较大改善[5]，住房拥有率低[31-32]。与此同时，随着城市蔓延式扩张、新城新区建设和旧城改造导致的征地、城中村和旧危房拆迁，大量流动人口被迫迁居[33]，流动人口住房呈现边缘化和不稳定性特征[12]。因此，不同于西方移民住房研究，中国城市的流动人口是否通过自发迁居改善住房、在住房选择上是否具有向上的流动性受到质疑。
另一方面，随着住房市场化改革的深入和流动人口群体内部日趋分化[34]，制度因素之外流动人口的自身社会经济因素、家庭策略以及住房市场对住房选择的影响逐渐显现[35⇓-37]。“家庭团聚”已成为流动人口重要的家庭发展诉求[18]。研究表明我国流动人口特殊的家庭生涯正由“部分迁移、部分留守”向当前的“梯次迁移、举家迁移”的家庭迁居模式转变，不同类型的流动人口家庭在城市中的住房需求不同[35]。其中，家庭随迁流动人口较其他类型家庭在城市中购房的比例最高[36]，购房是其主动改善住房和满足家庭化居住需求的结果[13]。
由此可见，已有研究分别关注居住迁移和家庭化迁移对住房选择的影响，但对于流动人口在城市中是否通过迁居来满足家庭化居住需求，并获得住房产权这一路径缺乏研究。流动人口在城市中迁居是否影响住房产权获得（即是否存在“向上的流动性”）?家庭化迁移对于以上路径有何影响?本文将基于现有研究构建结构方程模型来检验城市内部迁居、家庭化迁移与住房选择之间的相互作用，揭示流动人口住房选择的主要影响因素。另外，考虑到城市因素对于流动人口家庭团聚[18]及住房选择的重要影响[38]，本文根据流动人口流入地的城市类型，将其分为一线城市和非一线城市，深入探讨城市内部迁居与家庭化迁移对住房选择影响作用的空间差异。

2 研究方法与数据

2.1 数据来源

本文的研究数据来源于2016—2017年开展的“流动人口与家庭调查”。调查按照2015年国家统计局1%人口抽样调查流动人口的分布作为抽样框，问卷以每个一线城市400份、省会城市300份、其他城市150份进行随机抽样，共在25个城市发放8 000份问卷。为了更细致刻画人口流动的时空变化规律，突出城市特点，按照分层原则，分别选择东部地区的京津冀、长三角、珠三角，中部的东北地区、中原地区和长江中游地区，西部的成渝地区和关中地区，每个区域选择不同类型城市各一个，以及西部地区的柳州市（表1）。对于设区的市，按照2015年国家统计局1%人口抽样调查流动人口的区域分布，来排定不同区的样本量，然后把样本量分到各个街道。对于不设区的城市及县级市主要在中心城区进行调查。因为很难找到一个合适的抽样框，本次主要采用偶遇加滚雪球的方式来选取受调查者，因此无法做到完全的等概率抽样。为了弥补不足，按照分配到不同区和街道的样本量，根据2015年1%人口抽样调查流动人口的构成比例对样本结构进行控制，比如性别结构、年龄结构、教育结构和行业结构等。最终回收调查问卷5 847份，回收率为73.09%。进一步剔除缺失值较多，且明显有误的样本后，用于本研究的问卷为4 926份。
表1 样本城市的分类

Tab.1 Type of sampled cities

城市类型 一线城市（n=3） 非一线城市（n=22）
名称 北京、上海、深圳 武汉、成都、西安、郑州、长春、廊坊、霸州、柳州、无锡、江阴、江门、鹤山、襄阳、枣阳、绵阳、崇州、洛阳、巩义、咸阳、兴平、吉林、蛟河

2.2 模型构建与数据测度

既往研究表明城市内部迁居是实现住房改善并获得住房产权的重要路径[6,19,21]。此外，家庭化迁移可以增强流动人口在城市中的居住稳定性，而这种居住稳定性往往与住房产权获得相关[34-35]。因此，本文认为在城市内部迁居、家庭化迁移、住房获得（本文将住房获得定义为住房产权的获得）这三个相互独立的因素之间具有重要的相互作用关系。具体而言，作用路径包含三个方面，一是迁居与住房获得，二是迁居与家庭化迁移的实现，三是家庭化迁移与住房获得。考虑到结构方程模型是分析变量之间的复杂路径关系并识别这些关系受控制变量影响的重要工具，因此，本文通过构建结构方程模型来检验城市内部迁居与住房获得之间是否存在家庭化迁移的影响路径，并分析该路径的作用。具体而言，本文首先在现有理论的基础上，考虑将迁居、家庭化迁移、住房获得作为核心变量，将居民的社会经济情况、流入地情况作为控制变量，同时考虑住房获得会受流出地住房情况的影响，对流出地住房产权变量加以控制，从而构建结构方程模型（图1）；其次，基于流动人口流入地的城市类型进行分组对比分析，探究在一线城市和非一线城市中居住迁移与家庭化迁移对住房获得影响作用的空间差异；最后，基于模型修正指数进行部分调试。
图1 研究框架

Fig.1 Research framework

基于现有研究，本文将核心变量设置为流动人口在现居住城市中的迁居行为、家庭化迁移特征、住房获得情况，三者均为0或1的二元变量；将控制变量设置为流动人口的社会经济属性、流入地居住时长、流入地城市类型和流出地住房获得情况[35-36,39-40]。此外，流动人口的社会经济属性包括年龄、性别、婚姻状态、受教育程度、工作部门、月收入。考虑到学历、高技能人才往往受到城市政策的青睐，他们也更有机会获得住房产权[13]，因此，本文将受教育程度分为两类，即大学及以上学历和其他。而在老家已经拥有住房可能影响流动人口在流入城市中的购房意愿[35]，因此本文也把流动人口是否在老家具有房产作为控制变量。在城市类型变量上，本文将流入地城市分为一线城市（包括北京、上海、深圳）和非一线城市。一方面，城市落实户籍管理制度改革的进展不同。近年来，户籍制度改革陆续要求非一线超大城市取消落户限制或放宽落户条件，并且在如成都、西安等城市推广人口吸引政策。而几个少数的一线城市仍然采取了严格控制流动人口进入政策，如北京、上海等。另一方面，一线城市和非一线城市的住房成本愈加分化。住房投机、住房限购、棚户区改造等在一线城市的更为密集，使得北京、上海、深圳等城市的住房成本迅速增加。因此，将城市样本分为一线城市和非一线城市具有合理性。

3 实证结果

3.1 描述性分析

研究结果显示（表2），仅有10.9%的流动人口在流入城市已获得住房产权，绝大多数的流动人口仍居住在非完整产权的住房中，呈现出较低住房融合状态。其中，一线城市流动人口的住房拥有率远低于非一线城市，仅有4.6%的流动人口已获得住房。一线城市的高房价、高生活成本、难落户等问题仍然阻碍流动人口城市住房的获得。
表2 描述性统计分析

Tab.2 Descriptive analysis

变量描述 一线
城市
（n=870）		 非一线
城市
（n=4 056）		 合计
（n=4 926）
年龄*（年） 30.1
（10.4）		 34.0
（11.8）		 33.3
（11.6）
性别（%） 女性 37.7 40.1 39.7
男性 62.3 59.9 60.3
最高学历（%） 大学及以上 23.7 17.9 18.9
高中或大专 46.7 39.8 41.0
初中及以下 29.6 42.3 40.1
婚姻状态（%） 已婚 43.8 58.6 56.1
未婚 56.2 41.4 43.9
工作部门（%） 政府部门 20.0 17.8 18.2
其他部门 80.0 82.2 81.8
月收入*（元） 6 196.6
（7 387.6）		 3 915.0
（4 612.3）		 4 318.0
（5 282.3）
迁入地居住时长*（年） 4.9
（6.2）		 5.1
（6.5）		 5.0
（6.5）
迁出地住房情况（%） 有房产 77.8 78.3 78.2
无房产 22.2 21.7 21.8
本地迁居（%） 有迁居 70.0 56.7 59.1
没有迁居 30.0 43.3 40.9
家庭化迁移（%） 同家人居住 37.2 40.1 39.6
独自居住 62.8 59.9 60.4
住房选择（%） 获得住房产权 4.6 12.2 10.9
市场租赁 52.4 46.1 47.2
单位租赁 25.3 19.7 20.6
其他 17.7 22.0 21.3

注：“*”代表变量分析结果为平均数，括号内为方差。

在城市内部迁居和家庭化迁移方面，一线城市与非一线城市间也存在显著差异。首先，近60.0%的流动人口在流入地存在迁居行为，表明流动人口在城市中的迁居行为较为普遍。其次，家庭化迁移的趋势明显。40.0%的流动人口呈现出家庭化迁移状态，调研数据显示，该比例较流动人口第一次外出工作时（仅为21.6%）显著增加。此外，一线城市流动人口的迁居行为更为普遍，比非一线城市高出13.3%，而家庭化迁移的比例略低于非一线城市。由此可见，流动人口迁居行为在住房紧张的一线城市更为普遍。
在流动人口的社会经济属性方面，一线城市的流动人口呈现明显较高的社会经济水平。从全国25个城市来看，受访者的平均年龄为33岁，其中一线城市的受访者较非一线城市更为年轻化，前者的平均年龄比后者小接近4岁。仅有18.9%的流动人口具备本科或研究生学历。该比例在一线城市为23.7%，高于非一线城市近6个百分点。此外，一线城市流动人口的平均月收入近6 200元，是非一线城市平均月收入的近1.6倍。超过4/5的流动人口在流入地从事非政府部门工作。流动人口在流入地居住平均时间约为5年。大部分流动人口在流出地拥有住房产权，一线城市与非一线城市的流动人口并没有明显差异。

3.2 流动人口住房获得的影响因素分析

基于结构方程模型结果（表3），本文进行以下四方面的具体分析。
表3 基于全样本的结构方程模型结果

Tab.3 Regression results of structure equation model (full model)

本地迁居 家庭化迁移 住房获得
系数 标准误 系数 标准误 系数 标准误
本地迁居 0.047*** 0.013 0.005 0.009
家庭化 0.040*** 0.010
年龄 -0.002** 0.001 0.000 0.001 0.001 0.001
性别（1=女性） -0.006 0.014 0.047*** 0.013 0.020* 0.009
学历（1=大学及以上） 0.031*** 0.006 -0.013* 0.006 0.027*** 0.004
婚姻（1=已婚） 0.084*** 0.018 0.389*** 0.016 0.067*** 0.012
月收入（log） 0.033** 0.012 0.016 0.011 0.039*** 0.008
工作部门（1=政府） -0.096*** 0.018 0.041* 0.017 -0.009 0.012
本市居住时长 0.016*** 0.001 0.009*** 0.001 0.007*** 0.001
城市类型（1=一线城市） 0.112*** 0.019 0.021 0.017 -0.086*** 0.012
保留老家住房（1=是） -0.002 0.011
常数 0.152 0.102 0.021 0.093 -0.415*** 0.065
RMSEA 0.022
CFI 0.997

注：*、**、***表示分别在5%、1%、0.1%显著水平上通过检验。

第一，流动人口的社会经济水平与迁居行为显著相关。其中，高学历、高收入群体更倾向于有迁居经历，说明迁居的可能性伴随流动人口社会经济水平的提高而增大。相反，年龄和政府工作则与迁居之间存在显著负相关关系，表明年长的流动人口或者政府工作的流动人口倾向于稳定居住。另外，已婚群体或者久居流入地的流动人口群体更倾向于迁居。这与西方住房研究结果类似，伴随进入婚姻，许多人群开始寻觅新住所以适应家庭生活需求[41]。从城市类型来看，一线城市的流动人口更倾向于迁居。以北京为例，流动人口迁居比例高达到70.3%。在非一线城市的四川崇州，迁居比例只有34.0%，该值不到北京的50.0%。相比之下，流动人口在二线城市的居住状况更为稳定。
第二，家庭化迁移与迁居行为的影响因素及其影响方向明显不同。具备大学及以上学历对家庭化迁移具有负向影响。这与当前高学历群体的不婚倾向、丁克倾向相吻合。女性群体与已婚群体更倾向于家庭化迁移，后者的关联系数是前者关联系数的8.3倍。已婚的流动人口更愿意同家人一起居住在流入地城市，调研数据显示该比例达到58.4%。在家庭化的流动人口中，超过60.0%的群体是携带伴侣、子女或老人一起居住在流入地。此外，具有政府部门工作和在流入地长时间居住与家庭化迁移有正向关系。稳定就业与长久生活一定程度上促进流动人口家庭化迁移。另外，迁居与家庭化迁移之间有显著正相关。这体现出了一种可能性，即流动人口在流入地搬迁是为了实现家庭化的居住。
第三，流动人口的城市住房获得与其社会经济能力和流入地情况均相关。高学历、高收入的群体由于其高购买能力，具备“向上的流动性”，因此更倾向于获得住房产权。此外，已婚、在本地居住时长都与住房产权获取有正向关系，这与生命历程视角的住房研究结果相似[42]。长期居住促进流动人口产生定居意愿，从而在流入地购房。更重要的是，本文发现在流入地的家庭化迁移与住房获得具有正向关系。流动人口在流入地的住房购买行为与在流出地是否拥有住房产权没有显著相关关系。
第四，城市内部迁居与住房获得之间存在家庭化的影响路径，而且家庭化的影响路径表现出对迁居的完全中介效应。根据相关性分析结果，城市内部迁居与住房获得之间存在显著正相关关系。而结构方程模型结果显示，在考虑家庭化迁移的情况下，家庭化迁移变量与住房获得显著相关，而迁居行为与住房获得不相关。进一步中介效应分析表示家庭化迁移的路径对迁居与城市住房获得路径的中介效果为27.2%，通过Sobel-Goodman检验。该结果表明流动人口存在通过城市内部迁居实现住房获得的路径，但在考虑家庭化迁移因素后，家庭化迁移对于住房获得具有决定性影响，而是否迁居不再重要。

3.3 一线城市与非一线城市流动人口住房获得的影响路径比较

进一步将城市分为一线城市样本与非一线城市样本构建结构方程模型，比较流动人口住房选择在城市间的差异。模型结果见表4。
表4 基于城市类型比较的结构方程模型结果

Tab.4 Regression results of structure equation model by city groups

一线城市 非一线城市
本地迁居 家庭化迁移 城市住房 本地迁居 家庭化迁移 城市住房
系数 标准误 系数 标准误 系数 标准误 系数 标准误 系数 标准误 系数 标准误
本地迁居（1=迁居） 0.037 0.033 -0.003 0.016 0.049** 0.015 0.008 0.011
家庭化迁移（1=有家庭） 0.054** 0.016 0.037** 0.012
年龄 0.003 0.002 0.000 0.002 -0.001 0.001 -0.003*** 0.001 -0.001 0.001 0.001 0.001
性别（1=女性） 0.017 0.032 0.097** 0.031 0.005 0.015 -0.012 0.016 0.036* 0.015 0.025* 0.011
学历（1=大学及以上） 0.016 0.014 -0.011 0.014 0.013* 0.007 0.033*** 0.007 -0.014* 0.006 0.030*** 0.005
婚姻（1=已婚） 0.058 0.039 0.363*** 0.038 -0.004 0.019 0.090*** 0.020 0.396*** 0.018 0.082*** 0.014
月收入（log） 0.078** 0.025 0.010 0.024 0.013 0.011 0.020 0.014 0.018 0.012 0.047*** 0.009
工作部门（1=政府） -0.084* 0.038 -0.011 0.037 0.009*** 0.018 -0.098*** 0.021 0.054** 0.019 -0.013 0.014
本市居住时长 0.010** 0.003 0.009** 0.003 0.009 0.001 0.016*** 0.001 0.009*** 0.001 0.006*** 0.001
保留老家住房（1=是） -0.017 0.017 0.002 0.013
常数 -0.180 0.208 0.084 0.202 -0.133 0.097 0.273 0.118 0.015 0.106 -0.516 0.078
RMSEA 0.035
CFI 0.993

注：*、**、***表示分别在5%、1%、0.1%显著水平上通过检验。

从社会经济水平维度看，高学历流动人口在非一线城市中表现出明显的“向上的流动性”。在非一线城市，具有大学及以上学历的流动人口不足流动人口的1/5，是稀缺的人力资源。高学历与城市内部迁居、住房获得均呈现正向关系，可以认为具有大学或以上学历的流动人口在非一线城市常常经历迁居，并成为商品房购买者。然而，一线城市流动人口的高学历属性与本地迁居行为没有明显相关性，但对住房获得具有正向作用，但相关关系不如非一线城市显著。其次，流动人口收入并不能完全体现其“向上的流动性”。在非一线城市，收入越高的流动人口越倾向于获得城市住房。而在一线城市，收入与住房获得无关，只与本地迁居有正相关关系。在北京、上海等一线城市，自2010年住房限购政策出台以来，非本地户口居民的购房通道几乎关闭，流动人口很少有获得商品住房产权的机会。因此，高收入的流动人口虽然经历迁居，却未能实现住房产权的获得，其“向上的流动性”受到限制。
从制度维度看，就职政府部门工作的影响呈现出显著的城市差异。在政府部门工作是流动人口在一线城市获得住房的重要途径。公共部门往往为职工提供单位住房、人才住房等优先途径，成为一种制度优势。对流动人口而言，在一线城市的住房获取，制度优势的作用要比社会经济属性、人口学属性的作用更显著，是最重要的住房“上升”渠道。而在非一线城市，在政府部门工作更倾向于表现为一种居住稳定性，即公共部门就职的流动人口不倾向于本地迁移，表现出家人同住的稳定居住状态。
最后，3个核心变量间的作用关系也呈现出城市差异（图2）。在一线城市，本地迁居与家庭化、住房产权获取之间的路径系数均不显著，表明一线城市流动人口的搬迁并不意味着住房“向上的流动性”，搬迁也不一定是以适应家庭化居住为目的。而在非一线城市，迁居与家庭化迁移呈现出正相关，在控制其他模型因素的条件下，有迁居行为的流动人口更有可能形成带家人随迁至流入地。但是，无论在一线还是非一线城市，家庭化迁移对于住房获取都具有显著的正相关性。可以认为，家庭化迁移能够形成普遍性的住房“上升力”，促进流动人口在流入地获得住房。当前，城市住房与部分公共服务绑定。伴随购房，流动人口也可以获得相应的城市权利。因此，家庭化迁移趋势对于流动人口在城市中“安居”具有重要的意义。
图2 核心变量关系及比较

Fig.2 Relations among key variables

4 结论与建议

本文基于全国25个城市流动人口与家庭调查数据，采用结构方程模型分析流动人口住房选择的影响因素，并对城市内部居住迁移行为、家庭化迁移和住房选择之间的影响路径进行了探讨，同时揭示了一线城市和非一线城市之间的差异。研究结论主要有：
①流动人口在流入地的住房拥有率整体较低，其住房选择获得具有不同的路径。一方面，社会经济水平越高的流动人口，越倾向于迁居，并最终实现城市购房。这一路径反映出部分流动人口具备“向上的流动性”，即通过主动迁居获得住房改善。另一方面，在考虑家庭化迁移因素后，家庭化迁移对于城市住房获得具有决定性影响，而是否经历迁居不再重要，表明流动人口的家庭化迁移趋势是其在流入地购房的重要驱动力。
②一线和非一线城市流动人口住房选择及其影响路径存在显著差异。首先，相较于一线城市而言，非一线城市流动人口在住房选择上具有“向上的流动性”。高学历、高收入的流动人口往往经历迁居，呈现家庭化迁移趋势，进而更倾向于在流入城市购房，体现了其基于家庭需求改善的居住迁移与住房选择。而在一线城市的流动人口虽然经历更加频繁的迁居，却没有带来家庭化的居住结果，最终也未能实现住房获得，其向上的住房流动性受到限制。另外值得指出的是，流动人口的收入与其城市住房获得没有相关关系，而其学历、在政府部门工作对其住房获得具有显著正向影响。这与一线城市吸引高学历、高技能人才导向的政府政策不无关系，也意味着获得住房的市场化路径受到限制。
③无论是在一线城市还是非一线城市，家庭化迁移趋势已成为流动人口在流入地购房、“安居”的直接动力。与以往“循环迁移”的家庭化策略不同，流动人口在城市中家庭化迁移的趋势体现了其在城市中定居的决心，而购房是其获得相关城市权力的重要途径。
本文研究结果对城市住房保障政策制定具有一定的借鉴意义。流动人口家庭化迁移的趋势愈发明显，其在城市中较频繁的迁居行为一方面反映了其对住房需求的不断变化，另一方面也反映了现有住房并不能满足家庭化迁移的需要，使其呈现高流动性。当前诸多城市为流动人口提供单位宿舍、人才公寓等虽能满足部分流动人口的需求，但却无法满足家庭化迁移的需求，应适当增加家庭住房，扩大流动人口的住房选择范围，使其能真正融入城市社会。

References

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