趙文哲，邊彩云，董麗霞

(1.中央財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100081；2.中國石油大學(xué)(北京) 中國能源戰(zhàn)略研究院，北京 102249；3.中國社會科學(xué)院 經(jīng)濟(jì)研究所，北京 100836)

一、問題的提出

近些年來，由于美國次貸危機(jī)的沖擊，我國經(jīng)濟(jì)增長從高速換擋到中高速，并逐漸進(jìn)入“新常態(tài)”。過去三十多年高速的經(jīng)濟(jì)增長使我國居民人均收入水平大幅升高，但也引發(fā)了地區(qū)發(fā)展失衡和收入分配不公等問題。面對經(jīng)濟(jì)增長的“新常態(tài)”，要實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長，避免掉入“中等收入陷阱”，我國需要尋找新的經(jīng)濟(jì)增長動力。2015年12月，中共中央召開了中央城市化工作會議，會議提出要推動以人為核心的新型城鎮(zhèn)化，發(fā)揮擴(kuò)大內(nèi)需的最大潛力，促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)社會健康發(fā)展。

根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局和發(fā)改委公布的數(shù)據(jù)，1995—2016年的二十年間，我國城鎮(zhèn)人口比重增加了28%左右，年均增長1.33%。截至2016年末，我國城鎮(zhèn)常住人口占比已達(dá)到了57.35%。雖然我國城鎮(zhèn)化增長較快，但相對于歐美發(fā)達(dá)國家，我國城鎮(zhèn)化率并不算高，并且存在著人口城鎮(zhèn)化落后于土地城鎮(zhèn)化、戶籍人口城鎮(zhèn)化率遠(yuǎn)低于常住人口城鎮(zhèn)化率的特征。1981—2015年我國城市建成區(qū)擴(kuò)大了6倍，而城鎮(zhèn)人口數(shù)量只擴(kuò)大為原來的3.60倍。陸銘[1]認(rèn)為土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化的不平衡也造成了城市的土地利用率低下、城市發(fā)展方式粗放等問題。因此，加快人口城鎮(zhèn)化、實(shí)現(xiàn)土地城鎮(zhèn)化與人口城鎮(zhèn)化的協(xié)調(diào)發(fā)展在“新常態(tài)”下的城鎮(zhèn)化建設(shè)中至關(guān)重要。

戶籍人口城鎮(zhèn)化率低于常住人口城鎮(zhèn)化率是我國城鎮(zhèn)化的另一特點(diǎn)。《國家新型城鎮(zhèn)化報(bào)告2015》指出，截至2015年末，我國戶籍人口城鎮(zhèn)化率僅為39.90%，比常住人口城鎮(zhèn)化率低16.20%。這部分農(nóng)村流動人口在城市居住與就業(yè)，卻未加入城鎮(zhèn)戶籍，因而無法享受與城市居民同等的公共服務(wù)和社會福利。一方面，這導(dǎo)致了企業(yè)雇傭勞動力的成本較低，加速了經(jīng)濟(jì)增長與城市化進(jìn)程；另一方面，卻造成了農(nóng)村流動人口利益缺乏保障，收入分配不公等問題，成為城市可持續(xù)發(fā)展的阻力。

近些年來，國內(nèi)對人口遷移和勞動力流動的文獻(xiàn)研究大部分關(guān)注遷移或者流動的原因和后果。例如，王格瑋[2]從地區(qū)收入差距的角度分析了農(nóng)村勞動力遷移，利用第五次全國人口普查調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)間人均收入差距和遷移距離對勞動力遷移有顯著的影響，并認(rèn)為20世紀(jì)90年代勞動遷移的大幅增加與戶籍制度改革有關(guān)。郭云南和姚洋[3]發(fā)現(xiàn)，宗族網(wǎng)絡(luò)對家庭外出打工的影響不大，真正發(fā)揮作用的是宗族網(wǎng)絡(luò)強(qiáng)度，即有家譜和祠堂的家族成員更有可能外出打工。邢春冰等[4]則從經(jīng)濟(jì)因素研究了農(nóng)村勞動力流動的原因，他們利用2005年1%的人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)和2011年的流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，教育回報(bào)率的地區(qū)差異對農(nóng)村勞動力流動有顯著影響，這是導(dǎo)致農(nóng)民工從中西部向東部沿海地區(qū)流動的主要原因。李培[5]利用1992—2005年省級人口城鄉(xiāng)遷移的面板數(shù)據(jù)，分別從多個角度研究了人口流動的時空和地區(qū)特征，他們的實(shí)證結(jié)果顯示，農(nóng)村勞動力受教育程度與農(nóng)村人口城鄉(xiāng)遷移之間存在倒U型關(guān)系，另外，城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大，城鎮(zhèn)就業(yè)崗位的增加，農(nóng)村機(jī)械化水平的提高以及鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)崗位的相對減少都會明顯促進(jìn)城鄉(xiāng)人口的遷移，而實(shí)際遷移距離和“無形”遷移距離制約著城鄉(xiāng)人口的遷移。

相對于對人口遷移和勞動力流動原因的研究，目前國內(nèi)外只有較少的文獻(xiàn)關(guān)注農(nóng)村流動人口在城市落戶意愿的問題。對于我國戶籍人口城鎮(zhèn)化率較低這一現(xiàn)象，其中一個主要解釋是戶籍制度阻礙了常住人口的城鎮(zhèn)化。陳筱等[6]指出，為了合理分配有限的公共服務(wù)資源和爭奪發(fā)展所需的投資和人才，不同區(qū)域的城市設(shè)置了不同的落戶條件和門檻，東部城市的落戶門檻普遍較高。這種戶籍制度會帶來一些不利影響，因而戶籍制度改革會帶來很多好處。張偉進(jìn)等[7]認(rèn)為適當(dāng)?shù)母母锟梢越档娃r(nóng)民工遷移成本，提高城鄉(xiāng)居民消費(fèi)與收入，縮小城鄉(xiāng)差距。朱江麗和李子聯(lián)[8]還指出，改革會促進(jìn)在城市工業(yè)部門務(wù)工的農(nóng)村勞動力市民化，改革后戶籍人口城鎮(zhèn)化率將先經(jīng)歷快速上升而后減速增長，直至達(dá)到相對穩(wěn)定的過程。目前，我國戶籍改革調(diào)整體現(xiàn)出落戶渠道增加、決定權(quán)下放和準(zhǔn)入條件篩選性明顯等特點(diǎn)，未來深化戶籍改革還需實(shí)行更加有效的措施，例如，根據(jù)落戶成本施行差別化的戶籍開放和土地開發(fā)政策，讓中小城市和小城鎮(zhèn)成為吸納農(nóng)村流動人口進(jìn)城落戶的主要場所；給予農(nóng)民在土地和城鎮(zhèn)社會保障之間的自由選擇權(quán)，以及實(shí)行戶籍對價來解決遷移勞動力的土地退出和城市安置問題；縮小城市之間的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平差距，避免農(nóng)村流動人口向大城市過度集中，逐步消除城市內(nèi)部基于戶籍身份的福利差異，以此推動農(nóng)村流動人口城鎮(zhèn)化帶來內(nèi)需增長紅利。

但孫文凱等[9]指出，當(dāng)前戶籍制度改革對于引導(dǎo)農(nóng)村勞動力流動方面的作用很有限。事實(shí)上存在著一些農(nóng)民工并不愿意將自己的戶口“非農(nóng)化”的現(xiàn)象，即他們從主觀上并不愿意進(jìn)行戶籍遷移。具體原因包括：不愿放棄農(nóng)村承包地和相關(guān)優(yōu)惠政策，城市內(nèi)高房價、高物價帶來巨大的生活壓力，子女教育壓力和自身人力資本不足導(dǎo)致的就業(yè)壓力等。并且不同特征的人群戶口遷移意愿也有所差別，年齡、婚姻狀況、受教育程度、本地滯留時間、家庭相對經(jīng)濟(jì)條件、家庭成員比、流出地和流入地特征以及社會融合程度等都對落戶意愿有所影響，穩(wěn)定的收入和好的生活保障水平也是影響流動人口做出永久遷移的重要原因。此外，一些地域性和制度性因素也很關(guān)鍵，農(nóng)村流動人口在戶籍遷移問題上存在大城市和本省偏好，同時他們在城市中遭遇的諸多不公平待遇迫使其通過落戶來尋求制度保障，以改變其在城市的生活境遇。Polgreen和Simpson[10]還發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村流動人口的社會網(wǎng)絡(luò)和幸福感會提高其遷移意向。因此，政府應(yīng)該針對不同特征的農(nóng)村流動人口和不同的戶籍遷移行為模式有的放矢地制定政策措施，逐步實(shí)現(xiàn)農(nóng)村流動人口的有序市民化。

1998年我國進(jìn)行住房商品化改革，在過去的二十多年中，我國城市整體房價水平不斷升高。1999年第一季度全國商品住宅平均銷售價格僅為1 865元/平方米，而2016年第四季度已上升到了7 203元/平方米，增長了約3倍。其中，大城市房價升高更快，35個大中城市住宅平均銷售價格從1999年的2 529元/平方米上漲到2016年的10 502元/平方米，北京市、上海市等一線城市的平均房價超過50 000元/平方米，深圳市的平均房價更是超過了44 000元/平方米。但是，現(xiàn)有的研究均沒有明確指出我國城鎮(zhèn)化背景下城市房價的升高對于農(nóng)村流動人口戶籍遷移意愿的影響，基于此，筆者構(gòu)建理論框架對此問題進(jìn)行深入分析。

二、分析框架

Lewis[11]指出，二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下，農(nóng)村勞動力向城市流動是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要動力之一。Bogue[12]最早從成本收益的角度分析了農(nóng)村流動人口遷移到城市的選擇過程。從經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度來分析，農(nóng)村流動人口選擇是否在城市落戶是基于成本與收益權(quán)衡后做出的理性選擇。在我國二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下，農(nóng)村勞動力大量剩余，在過去的幾十年中，農(nóng)村勞動力大量流入城市并成為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要推動力，但農(nóng)村勞動力向城市遷移并落戶既有收益，也有一定的風(fēng)險(xiǎn)和成本。

城鎮(zhèn)戶口的收益主要體現(xiàn)在諸多社會保障方面，例如，教育、醫(yī)療、住房、養(yǎng)老等，這些公共服務(wù)的獲得使農(nóng)村流動人口具有更強(qiáng)的歸屬感和安全感，從而提高幸福感。而獲得城鎮(zhèn)戶口、成為城市永久居民則意味著要放棄自己在原居住地的一切權(quán)益，例如，土地、農(nóng)村較低的生活成本、舒適的自然環(huán)境等，并且在城市其還需負(fù)擔(dān)自己和后代的生存和發(fā)展成本，例如，擁擠的交通、污染的空氣、孩子的教育費(fèi)用以及背井離鄉(xiāng)的心理成本等。這些成本與收益也與農(nóng)村流動人口本身的年齡、受教育程度、職業(yè)、收入等基本情況相關(guān)，因此，影響農(nóng)村流動人口落戶意愿的因素涉及很多方面。在諸多成本中，住房是影響農(nóng)村流動人口落戶城市的主要因素之一。城市房價的變化通過兩種機(jī)制影響農(nóng)村流動人口戶籍遷移的決策：首先，成本效應(yīng)。對于農(nóng)村流動人口來說，要在城市落戶，首要考慮的是穩(wěn)定的住所。相對于農(nóng)村來說，城市購房具有花費(fèi)數(shù)額大、付款集中且彈性小等特點(diǎn)。城市房價升高意味著農(nóng)村流動人口為落戶而購房需要一大筆開支，并且未來多年可能需要不停償還銀行貸款。這對于工資收入本來就不高的農(nóng)村流動人口來說是不小的負(fù)擔(dān)，因此，城市房價升高會抑制農(nóng)村流動人口的戶籍遷移意愿。其次，財(cái)富效應(yīng)。城市房價升高可能意味著家庭名義財(cái)富的增加，這可能會提高農(nóng)村流動人口的落戶意愿，尤其對于一個已經(jīng)在城市購買住房的家庭來說，房價升高至少會使他們財(cái)富的名義價值升高，這會提高其消費(fèi)水平以及在城市生活的幸福感，從而使他們更愿意將戶籍遷移到城市。可見，成本效應(yīng)意味著城市房價升高對戶籍遷移的影響是負(fù)的，財(cái)富效應(yīng)意味著房價升高對戶籍遷移的影響是正的。成本效應(yīng)和財(cái)富效應(yīng)的發(fā)生與農(nóng)村流動人口的個人特征和家庭狀況等變量有關(guān)，因?yàn)閾碛胁煌瑐€體特征和家庭狀況的農(nóng)村流動人口對城市房價的反應(yīng)是不一樣的。例如，對于城市房價的升高，是否擁有住房的人反應(yīng)不同，沒有住房的人認(rèn)為這意味著未來支出的增加，而有住房的人認(rèn)為這是個人名義財(cái)富的增加。同時，不同的人對城市房價升高的承受能力也不同，這也會造成農(nóng)村流動人口戶籍遷移意愿對城市房價升高有不同的反應(yīng)。下文我們將通過具體的計(jì)量模型來分析城市房價升高對農(nóng)村流動人口戶籍遷移意愿的影響及其異質(zhì)性。

三、模型與數(shù)據(jù)

(一)模型設(shè)計(jì)

本文運(yùn)用農(nóng)村流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。該數(shù)據(jù)是由國家衛(wèi)生計(jì)生委流動人口服務(wù)中心在全國范圍內(nèi)進(jìn)行調(diào)查收集，旨在把握我國農(nóng)村流動人口總量、結(jié)構(gòu)、分布和變化趨勢，引導(dǎo)人口有序流動。調(diào)查樣本覆蓋全國31個省份和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)的410個地、縣級單位。該調(diào)查采取了分層、多階段、與規(guī)模成比例的PPS抽樣方法，抽樣方法科學(xué)有效，調(diào)查結(jié)果具有代表性。抽樣調(diào)查問卷按照流動人口的基本信息、就業(yè)狀況、居住情況、子女與計(jì)劃生育服務(wù)、社會參與及心理感受等五個部分為基本框架進(jìn)行設(shè)計(jì)，內(nèi)容較為全面具體，為各種影響因素的回歸分析提供了必要的條件。從2009年開始，國家衛(wèi)生計(jì)生委流動人口服務(wù)中心已經(jīng)進(jìn)行了7次調(diào)查，涵蓋了2009—2016年的數(shù)據(jù)。但是，關(guān)于農(nóng)村流動人口落戶的問題僅在2011年、2012年和2013年的問卷中出現(xiàn)。2011年和2012年對該問題的調(diào)查涵蓋了所有的樣本，2013年的調(diào)查僅包括上海市松江區(qū)、蘇州市、無錫市、武漢市、長沙市、西安市、泉州市和咸陽市8個城市和地區(qū)。這三年的問卷中關(guān)于落戶意愿的問題大同小異，2011年的問題是“您是否愿意轉(zhuǎn)為城鎮(zhèn)戶口”，回答是“愿意”、“不愿意”和“說不準(zhǔn)”；2012年和2013年的問題都是“若沒有任何限制，您是否愿意把戶口遷入本地？”但是，對于問題的回答方式稍有不同，2012年的回答是“愿意”、“不愿意”和“沒想好”，2013年的回答更為簡潔，只有“是”或“否”兩個選項(xiàng)。為了便于對比，本文剔除了2011年和2012年問卷中回答“說不準(zhǔn)”和“沒想好”的樣本。我們將落戶意愿變量定義為migra，若回答“愿意”或“是”，則該變量賦值為1，若回答“不愿意”或“否”，則該變量賦值為0。本文將樣本限制在農(nóng)村戶籍的流動人口之內(nèi)，主要考察農(nóng)村流動人口在城市的落戶意愿問題。

為了考察城市房價升高對農(nóng)村流動人口落戶意愿的影響，以及農(nóng)村流動人口的遷移特征對落戶意愿的影響，本文構(gòu)建回歸方程如下：

migrait=β0+β1hprit+β2X+εit

(1)

其中，hpr為城市房價上漲率。之所以用城市房價上漲率而不是城市房價水平值，主要是基于兩點(diǎn)考慮：第一，城市房價水平變量是由供給和需求兩個方面共同決定的，它可能更容易受到人口流動的影響，為了避免這種內(nèi)生性，我們用城市房價上漲率作為因變量。第二，城市房價上漲率可以反映人們對未來房價變化的預(yù)期，而房價水平值無法做到這一點(diǎn)。為了刻畫城市房價上漲率的預(yù)期功能，我們分別用當(dāng)年城市房價上漲率和前三年城市房價上漲率平均值兩個指標(biāo)作為核心解釋變量。例如，對于第t年的數(shù)據(jù)，我們用t-1、t-2和t-3年的城市房價上漲率平均值作為解釋變量。此外，城市房價上漲率可能與現(xiàn)居城市GDP上漲率有關(guān)，因而我們在回歸中也會控制城市GDP增長率。城市房價和GDP增長數(shù)據(jù)均來自于中國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(CEIC)，城市房價上漲率利用城市所在省的2000年的定基CPI進(jìn)行了調(diào)整。X表示相應(yīng)的控制變量。本文關(guān)于農(nóng)村流動人口的特征的自變量均來自于2011—2013年流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)。變量說明如表1所示。

表1變量說明

(二)數(shù)據(jù)描述分析

本文使用的農(nóng)村流動人口調(diào)查樣本均為在城市居住1個月以上，年齡為16—59周歲，戶口不在本市或本縣且為農(nóng)業(yè)戶口的人群，即本文主要關(guān)注的是農(nóng)村流動人口落戶城市的問題。符合本研究要求的農(nóng)村流動人口監(jiān)測樣本在不同的年份數(shù)量也不同，且將該數(shù)據(jù)和CEIC城市數(shù)據(jù)做合并處理時，一部分地區(qū)(如新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán))的數(shù)據(jù)因無法匹配而缺失，因此，匹配成功后的樣本量有一定的減少，但總樣本量仍然很可觀，2011年有241個城市，樣本量為69 374人；2012年有248個城市，樣本量為73 910人，2013年有8個城市，分別為：上海市、無錫市、蘇州市、泉州市、武漢市、長沙市、西安市和咸陽市，樣本量為14 920人，最終2011—2013年總樣本量為159 738人。

從城市層面分析，農(nóng)村流動人口落戶城市意愿與城市房價上漲率有非常明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系：城市房價上漲率越快，農(nóng)村流動人口平均落戶意愿越低。通過分析擁有住房者和沒有住房者的落戶意愿可知，擁有住房的農(nóng)村流動人口為少數(shù)，所有樣本中89.71%的農(nóng)村流動人口并沒有住房，而是租住房屋或者由單位提供住所。其中的原因可以從城市房價及城市房價上漲率的數(shù)據(jù)中看出，樣本中所有城市三年的平均房價為7 614元/平方米，房價最高的城市達(dá)到了21 037元/平方米，而且還在不斷地增長。2011—2013年城市房價上漲率平均值為13%，可見，高城市房價和高城市房價上漲率使得大多數(shù)農(nóng)村流動人口承擔(dān)不起在城市買房的費(fèi)用。有無房者愿意落戶比重的差異說明了有無住房對于農(nóng)村流動人口戶口遷移意愿的影響，各年有房者樣本中愿意落戶的比重均比無房者樣本高，其中，2013年8個城市樣本差異最大，有房者愿意落戶的比重比無房者高出21.81個百分點(diǎn)。

四、基準(zhǔn)回歸結(jié)果

前文的式(1)是一個因變量為離散變量的多元回歸模型，本文首先使用OLS回歸對模型進(jìn)行了基準(zhǔn)估計(jì)，得到了初步的結(jié)果。接下來為了解決因變量為虛擬變量時OLS回歸的不適用問題，得到更加穩(wěn)健的結(jié)果，又使用了Probit回歸進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，并將其結(jié)果與OLS回歸相比較。

(一)OLS回歸

表2列出了2011—2013年樣本的OLS初步回歸結(jié)果，主要因變量為戶口遷移意愿，主要自變量為經(jīng)過2000年不變價格調(diào)整的城市房價上漲率，(1)、(3)、(5)列城市房價上漲率為當(dāng)年城市房價上漲率，而(2)、(4)、(6)列城市房價上漲率用前三年城市房價上漲率平均值來表示。其中(1)、(2)列是分別只加入當(dāng)年城市房價上漲率、前三年城市房價上漲率平均值為自變量的估計(jì)結(jié)果，并且2011—2013年合并數(shù)據(jù)中加入了年份虛擬變量；(3)、(4)列在(1)、(2)列的基礎(chǔ)上加入了個人特征、家庭特征、社會保障、社會融合、流動特征等控制變量(家庭特征中的“是否擁有住房”一項(xiàng)除外)；(5)、(6)列則在(3)、(4)列的基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入了現(xiàn)居城市前三年GDP增長率平均值。由于同一個城市的樣本在經(jīng)濟(jì)水平、社會制度、風(fēng)俗習(xí)慣等方面有一定的共性，樣本間的相關(guān)性不可忽視，后文的回歸均在市級層面上進(jìn)行穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤修正。除了2013年部分回歸外，城市房價上漲的參數(shù)均為負(fù)數(shù)，即城市房價上漲對于落戶意愿的影響為負(fù)。2013年8個城市樣本中，用當(dāng)年城市房價增長率衡量城市房價變動時，城市房價增長與落戶意愿正相關(guān)。從不同列的差異來看，除了2013年外，以當(dāng)年城市房價上漲率衡量城市房價時，參數(shù)幾乎都不顯著，即回歸分析無法識別城市房價對落戶意愿的影響；而當(dāng)我們采用前三年城市房價上漲率平均值為主要自變量時，城市房價對于落戶意愿的影響則在1%—10%的水平上顯著，尤其是最后一列顯著性最好。基于此，筆者認(rèn)為，用前三年城市房價上漲率平均值能夠更好地刻畫未來房價上漲的預(yù)期。因?yàn)楫?dāng)年城市房價上漲可能反映了當(dāng)年經(jīng)濟(jì)的沖擊，人們并不能確定當(dāng)年城市房價上漲是否具有持續(xù)性，但是如果前三年房價上漲率平均值比較高，人們更容易預(yù)期未來房價也會上漲。此外，(1)—(6)列的R2值均在遞增且(6)列的顯著性水平最好，說明加入更多的自變量時，模型對因變量的解釋程度逐漸增加，可見，(6)列加入全部控制變量并采用前三年城市房價增長率平均值為主要自變量時對于模型的解釋最好，因此，后文中將主要針對該列的變量設(shè)置進(jìn)行分析。除去比較特殊的2013年外，2011年、2012年及三年合并數(shù)據(jù)不同樣本的結(jié)果對比可以看出，不同年份的估計(jì)結(jié)果差異不是很大，系數(shù)的顯著性、正負(fù)和大小比較相似，這也初步說明了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表2 2011—2013年樣本的OLS回歸結(jié)果

注：括號中為標(biāo)準(zhǔn)誤，***、**和*分別表示在10%、5%和1%顯著性水平下顯著。所有回歸均在地級市層面上進(jìn)行了集聚修正標(biāo)準(zhǔn)誤。表3和表4同。

控制變量對于落戶意愿的影響也可以被上述回歸模型識別，但由于篇幅限制，本文無法顯示以上所有24個回歸涉及到的百余個控制變量系數(shù)估計(jì)值，而只給出解釋力較強(qiáng)的(6)列所對應(yīng)的所有變量的參數(shù)估計(jì)。從表3中可以看出，所選自變量大多對于因變量有顯著的影響，即性別、年齡、年齡的平方、學(xué)歷、婚姻狀況、技能培訓(xùn)、收入對數(shù)、保險(xiǎn)、子女教育、人際交往、幸福感、流動范圍、居留時間、年份和GDP增長率在多數(shù)情況下都會對農(nóng)村流動人口的落戶意愿產(chǎn)生顯著影響；具體來說，女性、高學(xué)歷、參加過技能培訓(xùn)、高收入、有保險(xiǎn)、有子女在城市接受教育、社會融合度較高、幸福感更強(qiáng)、跨省流動且居留時間更久的群體在城市落戶的意愿更強(qiáng)，年齡與落戶意愿呈倒U型關(guān)系，即年齡適中者落戶意愿最高，這些結(jié)果與我們的預(yù)期均相符合；婚姻在多數(shù)情況下未通過顯著性檢驗(yàn)；GDP增長與落戶意愿具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

表3 2011—2013年全變量的OLS回歸結(jié)果

注：表3給出了加入所有控制變量并采用前三年城市房價上漲率平均值為主要自變量時，不同年份所對應(yīng)的變量的OLS回歸估計(jì)。

(二)Probit回歸

表4報(bào)告了加入了所有控制變量并采用前三年城市房價上漲率平均值為主要自變量時，采用Probit估計(jì)法得到的變量邊際效應(yīng)系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)誤。將Probit回歸結(jié)果與表3的OLS回歸結(jié)果對比可以看出，二者回歸結(jié)果很相近，主要自變量的顯著性和系數(shù)均相近，均在1%—10%的顯著性水平上顯著為負(fù)。因而大致可以看出，以上兩種模型對于我們研究的落戶意愿的二元選擇問題得到的結(jié)果是基本一致的，回歸結(jié)果并不因模型變化而產(chǎn)生很大差異，這也從側(cè)面說明了在不考慮內(nèi)生性的情況下初步回歸結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性。

表4 2011—2013年全變量的Probit回歸結(jié)果

注：本表給出了加入了所有控制變量并采用前三年城市房價增長率平均值為主要自變量時，不同年份所對應(yīng)的變量的Probit參數(shù)邊際系數(shù)估計(jì)。

五、進(jìn)一步分析

本文從兩個方面對基準(zhǔn)回歸進(jìn)一步分析：首先，考慮解釋變量房價上漲率的內(nèi)生性問題。其次，考察房價上漲率對農(nóng)村流動人口落戶意愿的異質(zhì)性問題。

(一)內(nèi)生性問題及處理

房價上漲率的內(nèi)生性主要來源于兩個方面：首先，遺漏變量問題。其次，反向因果關(guān)系。一般來說，城市房價上漲率受到城市的類型、經(jīng)濟(jì)地位、居住環(huán)境、文化氛圍等方面的影響，其中一些因素可以用變量來衡量，例如，城市類型、城市GDP增長率等；而另外一些相關(guān)因素，例如，城市的文化氛圍不可觀測，此時遺漏變量問題可能會造成內(nèi)生性問題。同時，如果更多的農(nóng)村流動人口打算落戶到城市，意味著會對城市的住房需求增加，因而該城市房價也會被抬高，這意味著落戶意愿與房價上漲可能存在著反向因果關(guān)系，也同樣會造成內(nèi)生性問題，從而可能導(dǎo)致結(jié)果存在有偏性。對于內(nèi)生性問題，本文使用兩類工具變量進(jìn)行進(jìn)一步分析：

第一類工具變量是用距離相近城市的平均房價上漲率作為本市房價上漲率的工具變量，距離相近城市用兩個城市球面距離平方的倒數(shù)刻畫，我們用距離平方的倒數(shù)作為權(quán)重計(jì)算距離相近城市房價上漲率。選取距離相近城市房價作為工具變量是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)發(fā)展具有地域性特點(diǎn)，距離越近的城市房價上漲相關(guān)性越大，距離越遠(yuǎn)相關(guān)性越小，因此，工具變量與內(nèi)生變量具有相關(guān)性。同時，其他城市房價變化與本市的各種不可觀測因素顯然關(guān)系不大，因而從直觀上來看，這些工具變量只會通過影響該城市的房價來影響農(nóng)村流動人口的落戶意愿，該變量具有外生性。

第二類工具變量則用商住房土地出讓價格增長率作為城市房價上漲的工具變量，土地是房屋建設(shè)最關(guān)鍵的投入品之一，其價格與城市房價密切相關(guān)，且土地出讓價格相對外生，與回歸中的不可觀測因素相關(guān)性較弱，因此，相關(guān)性和外生性條件也基本滿足。

考慮在基準(zhǔn)回歸中前三年城市房價上漲率平均值作為解釋變量的回歸效果更好，本文只用此變量作為解釋變量，因此，相應(yīng)工具變量用距離加權(quán)相鄰城市前三年城市房價上漲率平均值和本城市前三年商住房土地出讓價格上漲率平均值來表示。從這兩類工具變量進(jìn)行Probit回歸的邊際系數(shù)估計(jì)結(jié)果中可以看出，全樣本回歸中，兩類工具變量回歸系數(shù)都比較顯著，當(dāng)城市房價上漲較快時，農(nóng)村流動人口在城市的落戶意愿會顯著下降。*限于篇幅，本文省略了工具變量的回歸結(jié)果，留存?zhèn)渌鳌?/p>

(二)異質(zhì)性分析

城市房價變化對于落戶意愿的影響程度在不同特征的群體中可能存在差異，為了識別其對各群體的異質(zhì)性影響，在加入其他所有控制變量的前提下，我們還在回歸中加入了城市房價上漲率分別與流動人口家庭有無住房、流入城市級別、流動范圍、婚姻狀況、受教育程度以及性別變量的交叉項(xiàng)，由于使用相鄰城市前三年城市房價上漲率平均值作為本市前三年城市房價上漲率平均值的工具變量時，統(tǒng)計(jì)量顯示回歸效果更好，基于此，本文對于2011—2013年合并數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。

不同年份中，各個交叉項(xiàng)的參數(shù)估計(jì)結(jié)果分布，如表5所示。結(jié)果表明，有無住房、流入城市級別、流動范圍、婚姻狀況、教育程度、性別與房價的交叉項(xiàng)估計(jì)結(jié)果顯著，表明房價對落戶意愿的影響受到這些特征的影響。具體來說，無房、流向普通城市、省內(nèi)流動、未婚、低學(xué)歷、女性的農(nóng)村流動人口對于城市房價上漲更加敏感。這與預(yù)期和現(xiàn)實(shí)也是相吻合的，具有這些特點(diǎn)的人往往經(jīng)濟(jì)條件更差，負(fù)擔(dān)房屋購買的能力也更弱，當(dāng)城市房價發(fā)生變動時，這部分人群會首先受到影響。

表5用相鄰城市房價上漲率作為工具變量時交叉項(xiàng)的回歸結(jié)果(N=157 932)

注：交叉項(xiàng)中用到的城市房價變量均為前三年城市房價上漲率平均值。

六、結(jié)論及政策建議

過去二十多年來，我國城鎮(zhèn)化快速發(fā)展，但是基本上是在城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下通過農(nóng)村人口流動實(shí)現(xiàn)的，因此，我國土地城鎮(zhèn)化快于人口城鎮(zhèn)化，而戶籍人口城鎮(zhèn)化大大落后于常住人口城鎮(zhèn)化。除了戶籍制度的限制，這其中還有一個很重要的原因是，伴隨著農(nóng)村人口的流動，我國城市房價持續(xù)升高，這導(dǎo)致許多農(nóng)村流動人口不愿意在城市落戶。

本文基于2011—2013年農(nóng)村流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了城市房價上漲對農(nóng)村流動人口在城市落戶意愿的影響。以往的研究主要側(cè)重農(nóng)村勞動力遷移原因的解釋，很少關(guān)注農(nóng)村流動人口的長期定居或落戶意愿，本文首次從城市房價的角度闡述了這個問題，具有較大的理論和現(xiàn)實(shí)意義。本文的一個主要不足是文中對落戶意愿的衡量可能存在偏差，畢竟落戶意愿和定居行為有一定的差異性。另外，由于數(shù)據(jù)和變量所限，我們沒有進(jìn)一步討論城市房價影響農(nóng)民流動人口落戶意愿的機(jī)制，只是通過異質(zhì)性來刻畫成本效應(yīng)和財(cái)富效應(yīng)發(fā)生的范圍。盡管如此，本文的研究結(jié)論仍具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。對于農(nóng)村流動人口來說，是否落戶和長期定居既取決于自身的條件，也與外在條件有關(guān)。而這些外在條件中，城市房價上漲無疑是非常重要的一個因素。因?yàn)閷τ谵r(nóng)村流動人口來說，購房或租房支出是其消費(fèi)中一項(xiàng)最大支出，因而這往往會影響其落戶意愿。城市房價的持續(xù)上漲意味著農(nóng)村流動人口在城市落戶要面臨更高的購房成本和租房成本，這會阻礙農(nóng)村流動人口在城市落戶的意愿。

近些年來，隨著城市化的推進(jìn)，黨和政府越來越重視推進(jìn)人口城鎮(zhèn)化。2014年公布的《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃2014—2020》中提出，到2020年，努力實(shí)現(xiàn)1億左右農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口和其他常住人口在城鎮(zhèn)落戶。要實(shí)現(xiàn)上述目標(biāo)，除了進(jìn)行戶籍制度改革，還應(yīng)加強(qiáng)城市民生建設(shè)，逐步解決農(nóng)村流動人口租房、住房貴等問題，提高城市對于農(nóng)村流動人口的吸引力，進(jìn)而提高農(nóng)村流動人口在城市落戶的意愿?；诖?，政府可以從以下三個方面著手解決城市的高房價的問題：第一，政府出臺相關(guān)政策抑制商品房房價升高，遏制炒房投機(jī)行為，使房地產(chǎn)市場逐步回歸理性。例如，開征房產(chǎn)稅。第二，由政府出面建設(shè)更多公租房和廉價房供給給農(nóng)村流動人口，降低農(nóng)村流動人口購買和租房的成本，使得大多數(shù)農(nóng)村流動人口住得起房、住得舒適。第三，除了住房外，政府也應(yīng)該向農(nóng)村流動人口提供均等的公共服務(wù)，例如，社會保障、醫(yī)療、子女教育等民生服務(wù)，雖然這些公共服務(wù)的提供不能直接降低房價，但這有利于緩解城市房價升高的不利影響，有利于促進(jìn)農(nóng)村流動人口融入城市。