住房壓力如何影響青年流動人口的落戶意愿

［摘要］ 利用2017年中國流動人口動態監測數據匹配我國284個地級市及以上城市數據，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節效應。研究發現：住房壓力與青年流動人口落戶意愿之間呈倒U型關系；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節效果。

［關鍵詞］ 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，勞動力結構性短缺成為制約城市發展的重要因素，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造力，能夠派生出技術、數據等附加要素，更好地促進地區各類要素資源的結合與優化，為城市經濟社會高質量發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展。住房和城鄉建設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個部門聯合制定了《基本公共服務標準體系建設工程工作方案》，指出要帶動城鄉、區域、人群基本公共服務均等化，促進城鄉區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，城鄉間、區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深化，戶籍壁壘正在被加速破除，經濟發展水平不足以成為吸引人口流入的決定性因素，住房政策、教育醫療、就業環境等方面的優化更能提高城市的綜合吸引力[1]。基于此，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、高質量推進新型城鎮化、實現城市可持續發展具有重要的現實意義。

二文獻綜述

長期以來，學者們對人口流動的現象和規律進行了諸多討論，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，我國學者在關注傳統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]。研究發現，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，但以不同概念作為被解釋變量所得出的結論卻大相徑庭[5]。進一步對已有文獻進行分析可以了解到，我國地區間經濟發展程度和基本公共服務均等化水平均存在較大差異[6-7]，貨幣化的經濟收益與非貨幣化的公共服務是吸引流動人口落戶的關鍵[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定的居住環境，租住住房環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創業選擇[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生心理隔離，戶籍歧視使流動人口的就業質量不及本地人口[14]，還間接影響隨遷子女的受教育權利[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生歸屬感和認同感。基于對既有文獻的考察，本文認為現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，關于流動人口的研究對象多為農業轉移人口、高技能人才、高學歷人才等[18-21]，鮮少關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[22-23]，更是對城市的可持續高質量發展至關重要；二是從分析角度上看，現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系，忽視了流動人口購房意愿普遍不高的現實情況[24]，未能從流動人口實際承擔的住房支出考慮其落戶態度；三是從現實關注上看，已有相關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，基于效用理論構建數理模型，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系的調節作用；第二，使用微觀個體自身收支數據，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展困境，并在此基礎上清晰解釋了個體差異性視角下城市公共服務水平調節效應的區別，豐富了流動人口落戶影響因素的相關研究。

三理論分析與研究假設

本文擬構建一個數理模型，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系。青年流動人口是否有意愿在城市落戶取決于其落戶當地的期望效用能否高于保留原籍或流動到其他城市的效用[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濟收益和以城市公共服務為代表的非貨幣性福利構成。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，不妨設預期收益y～N［（1-hp）w+cs，σ2/hp］，σ2為常數。青年流動人口的預期收益還將受落戶城市的政策、經濟、制度環境及個人技能、工作經驗、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α=-（d2U/d2y）/（dU/dy）。對該風險厭惡系數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：

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，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型拐點可能向右發生偏移。

根據上述理論模型的推導結論，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。

四研究設計

（一）模型設定

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型的關系，故采用二次函數作為倒U型關系實現的模型選擇。因此，本文將檢驗住房壓力與青年流動人口落戶意愿關系的實證方程設定為：

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）變量選取及數據來源

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。“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”所提供的數據為依據，家庭月收入以“過去一年，您家平均每月總收入為多少”所提供的數據為依據。

調節變量：城市公共服務（cs）。從基礎性公共服務水平和社會性公共服務水平兩個層面構建指標體系，如表1所示。為避免主觀賦權的缺陷，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，大學專科=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，省內流動=0；流動時長（mt）：用調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）：用人口密度取對數衡量；經濟運行狀況（eco）：用人均地區生產總值取對數衡量；產業結構發展（ind）：用第三產業增加值占地區生產總值比重衡量。

2.數據來源

本文研究對象主要為青年流動人口，以國家衛生健康委員會2017年中國流動人口動態監測調查數據（China Migrants Dynamic Survey，以下簡稱CMDS）為數據基底。根據中共中央、國務院印發的《中長期青年發展規劃》所指青年的年齡范圍對青年群體進行劃分，結合文章需要，選取年齡在16～35周歲的調查樣本并采集調查樣本的個人特征和流動特征。根據被調查者現居地匹配相應城市數據，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年的相關城市數據，數據來源于《中國城市統計年鑒》和《中國城市建設統計年鑒》，受限于部分城市數據的可獲得性，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果產生影響，對被調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為相關變量的描述性統計特征。

五實證結果分析

（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，從而對落戶意愿產生負向效應。原因在于：一方面，青年群體更傾向于選擇經濟發達、規模大的城市進行落戶[27]，適當的住房壓力能夠帶來更多前進的動力，激發年輕人的活力與創造力以獲取更高的收入，并使其對未來的發展前景產生良好預期，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系，對倒U型拐點進行估計，經計算后發現住房壓力的拐點為0.3683[0.3568/（2×0.7267）+0.1228]，處于其取值范圍［0，1］之間，證明適當的住房壓力在一定程度上是青年流動人口落戶的“推進劑”，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）穩健性檢驗

本文采用了三種方法對基準回歸的結果進行穩健性檢驗。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：一是被調查者在現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，結果如表3列（4）所示。觀察表3列（2）至列（4）的結果，住房壓力及其二次項系數符號均未發生變化，存在明顯的倒U型關系，表明基準回歸結果具有較好的穩健性。

（三）內生性問題的探討

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系[28]，模型方程的設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，為防止存在內生性問題使基準回歸結果發生偏誤，本文采用工具變量法進行內生性檢驗。為滿足工具變量的相關性和外生性條件，本文選取同一行政區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，表明住房壓力為內生解釋變量；其次，IV-Probit估計的第一階段回歸結果顯示工具變量系數均在1%的統計水平下顯著

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生解釋變量之間存在高度相關性；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統計量和KPW F統計量檢驗均拒絕了原假設，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果與基準回歸保持一致，說明在克服內生性問題之后，住房壓力與青年流動人口落戶意愿之間仍然存在倒U型關系，基準回歸的實證結果得到支持。住房壓力及其二次項系數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型結構拐點向左偏移，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）異質性分析

1.住房性質異質性分析

根據被調查者對CMDS調查問卷中“您現住房屬于下列何種性質”問題的回答，本文將青年流動人口現住房性質為“自購商品房”“自購保障性住房”“自購小產權住房”和“自建房”的視為已購房人群，將現住房為“其他性質”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）報告了住房性質異質性的分析結果。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型結構，這一現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型結構。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展持有良好預期，并愿意為在流入地擁有穩定居住場所和良好居住環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.城市規模異質性分析

由于各城市間經濟發展狀況存在較大差異，不同規模城市對青年流動人口的吸引力各不相同。本文根據《國務院關于調整城市規模劃分標準的通知》中的城市規模劃分標準，以2016年城區常住人口為依據將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；大城市城區常住人口在100萬人至500萬人之間，共74個；中等城市城區常住人口在50萬人至100萬人之間，共106個；小城市城區常住人口在50萬人以下，共91個。。表4列（3）至列（7）報告了不同規模城市下住房壓力影響青年流動人口落戶意愿的實證結果。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非線性的倒U型關系，拐點臨界值與城市規模呈正比，說明城市規模越大，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型關系，這意味著小城市對青年流動人口的吸引力弱于其他規模城市，住房壓力升高將直接對青年流動人口產生擠出效應。

六模型拓展：城市公共服務

水平的調節效應分析

（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，城市公共服務水平對二者之間的倒U型關系具有調節作用。為檢驗城市公共服務水平的調節作用，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表示被調查者i所在城市j的公共服務水平。U型關系的調節效應主要體現在加入調節變量后的U型曲線與原曲線相比其拐點是否發生移動以及形狀如何變化[31]。由式（8）可得U型關系的拐點移動方向取決于（δ1δ5-δ2δ4）的符號，若δ1δ5-δ2δ4>0，則曲線拐點向右發生偏移，反之則向左移動。曲線形狀的變化可根據系數δ2和系數δ5的符號進行判斷：當系數δ2和系數δ5的符號為同向時，曲線會變得更加陡峭；當系數δ2和系數δ5異號時，曲線會變得更平緩。

（二）回歸結果分析

表5中列（1）的結果顯示，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大小和符號與基準回歸結果一致，城市公共服務水平的系數在1%的統計水平下顯著為正，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型驅動關系。對城市公共服務的調節效應進行分析可以發現，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，此結論使本文的假說2得到支持。同時，住房壓力二次項系數δ2及其與城市公共服務水平的交互項系數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系的作用可能存在差異，因此我們對基礎性公共服務水平和社會性公共服務水平分別進行回歸，結果分別如表5中的列（2）和列（3）所示。對其進行分析可以發現，列（3）中的城市公共服務水平系數更大，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、醫療服務、就業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系的調節作用更為顯著。

（三）進一步分析

1.戶籍所處地理位置

本文根據被調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，將回答為“農村”的被調查者戶籍所在地所處地理位置劃分為“農村”，將回答為“鄉鎮”“縣城”“地級市”“省會城市”或“直轄市”的被調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節效應是否存在差異。表5中列（4）和列（5）的回歸結果顯示，對于戶籍所在地為農村的青年流動人口來說，城市公共服務水平的調節作用與全樣本回歸結果一致；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節效應則不顯著。這是由于在中國城鎮化的進程中，城鄉公共服務資源分布不均，農村公共服務存在供給較少、質量偏低等問題，戶籍所在地為農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地居民的待遇，保護了流動人口在當前居住地的應有權益。本文根據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” 的回答為被調查者居住證辦理情況的劃分依據，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。，實證結果如表5列（6）和列（7）所示。列（6）結果顯示，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符號未發生變化，而列（7）結果表明，該系數符號為正，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型關系的作用。而城市公共服務水平的調節作用不顯著，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。

七研究結論與政策建議

本文以國家衛生健康委員會2017年中國流動人口動態監測調查數據為樣本，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，得出以下結論：①住房壓力與青年流動人口落戶意愿之間呈現倒U型關系。②住房性質和城市規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系則為U型結構。城市規模越大，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節作用。

基于以上研究結論，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”。關注長租房市場等房地產發展新模式，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、共有產權房、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間提供保障。第二，促進公共服務均等政策的實施，逐步實現“居有所安”。推進公共服務普惠化發展，切實保障流動人口的合理合法權益，并著力提高經濟欠發達城市及村鎮的公共服務建設水平，從源頭上減少青年人口外流情況的發生，緩解超大、特大城市的開發強度和人口密度。第三，增強小規模城市乃至縣域、鄉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、教育、醫療等民生領域的競爭力。

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