“住有所居”对流动人口定居意愿的影响--基于非正规产权房的视角.pdf

Vol.45 No.1（215）2024Northwest Population Journal“住有所居”对流动人口定居意愿的影响基于非正规产权房的视角林李月1，朱宇2（1.福建师范大学 地理研究所，福州 350117；2.上海大学 人口研究所暨亚洲人口研究中心，上海 200444）【摘要】流动人口及其家庭在城镇安居是新型城镇化进程中流动人口市民化的重要内容，探索影响其定居城镇的决定因素具有十分重要的理论和现实意义。基于2017年中国流动人口动态监测调查数据，从住有所居的视角出发，探讨非正规的产权住房小产权房对流动人口定居意愿的影响。研究发现：第一，小产权房通过其价格低廉化和在购买后形成的事实性占有提高了流动人口的定居意愿，但在现实中仍应高度警惕和重视小产权房对流动人口完整市民化和正规房地产市场健康运作带来的诸多负面挑战；第二，小产权房对流动人口定居意愿的“锁定”效应存在显著的群体异质性，在法律意识淡薄和对廉价住房需求高的“初中”“收入低”“老一代”流动人口群体中的影响作用更加明显，说明经济地位偏低和法律风险感知能力弱的流动人口在面对小产权房的低廉性时更容易作出“非理性”选择。这一结果预示着提供可负担的保障性住房和稳定城市住房价格，将附着在小产权房上的“廉价保障房”功能剥离开来，可能是解决小产权房问题行之有效的方式；同时，在治理和整顿存量小产权房时，要对蜗居其中的弱势流动人口群体予以充分的人文关怀，找寻保障弱势流动人口群体的住房权益与解决小产权房问题之间的平衡点和兼容性。【关键词】小产权房；流动人口；定居意愿；保障性住房【DOI】10.15884/ki.issn.1007-0672.2024.01.005【收稿日期】2023-06-15【中图分类号】F299.23；C924.2 【文献标志码】A 【文章编号】1007-0672（2024）01-0048-11【基金项目】国家社会科学基金项目“中国地区间人口迁移的空间模式演变及其影响机制”（项目编号：23BRK040）；福建省自然科学基金项目“城乡融合发展背景下内陆县域人口流迁和城镇化模式的演变及机制”（项目编号：2021J01145）。【作者简介】林李月，女，福建霞浦人，福建师范大学地理研究所研究员，博士生导师；朱宇（通信作者），男，福建闽清人，上海大学人口研究所暨亚洲人口研究中心教授，博士生导师。一、引言中国式现代化是让每一个中国人都能共享福祉的现代化。正如二十大报告提出的：围绕“幼有所育、学有所教、劳有所得、病有所医、老有所养、住有所居、弱有所扶”七个方面持续用力，以求“让人民群众的获得感、幸福感、安全感更加充实、更有保障、更可持续”。毋庸置疑，这里的人民必然包括流动人口，因为流动人口是推进中国式现代化的重要力量，也是经济社会发展等基本国情的动态反映。然而，数以亿计的流动人口及其家庭并没有在城镇定居下来（朱宇、林李月，2019；林李月等，2019）1，2，为此加快推进流动人口市民化成为“十四五”时期全面提高新型城镇化质量的重要任务。流动人口的定居意愿是促进其市民化的关键内在驱动力（丁悦等，2021）3，将成为破局的关键所在，应当予以深入彻 482024年第1期 第45卷“住有所居”对流动人口定居意愿的影响Vol.45 No.1（215）2024底的研究与探讨。目前学术界围绕流动人口定居意愿的现状特征和影响因素进行了大量的研究，识别出不同层级（个体、家庭、地方等）和不同维度（自然、社会、经济、政策等）的影响因素。大量的实证研究表明，户籍制度只是影响流动人口在城镇定居意愿的众多因素之一，流入地劳动力市场因素和公共服务获得情况、流动人口自身的人力资本以及流动人口的家庭生计条件和策略等因素也在其中扮演着重要角色。近年来，随着市场经济转型的深化和户籍制度改革的推进，流动人口在流入地工作、生活时间的延长和经济状况的改善，住房越来越成为影响他们在城镇定居意愿的重要因素（朱宇、林李月，2019；张耀军、陈芸，2022；林李月等，2019）1，4，5。丁悦等（2021）3的研究发现，流入城市的住房开始取代就业成为流动人口定居决策过程中最为重要的经济因素变量。然而，尽管中共中央反复强调“房住不炒”，但不少城市房价依然高企，远超中低收入阶层的能力负荷；迅速攀升的购房成本对收入偏低的流动人口在流入城市定居形成了巨大的“挤出”效应（夏午宁、岳宏志，2022）6。同时，在保障房建设过程中，由于地方政府缺乏多元的资金渠道，建设动力不足以及城乡二元制度的存在，大量流动人口通常被排斥在流入地保障房体系之外，导致流动人口对低廉、稳定住房的需求长期以来难以得到满足。在此背景下，一种建设在农村集体土地上价格低廉的住房类型应运而生并蓬勃发展（邹晖等，2013；He et al.，2019；林李月等，2022；Liu et al.，2018）7-10；这种住房由于用地规划和建设未经政府批准而无法获得法律认可的房屋所有权证，通常被称为“小产权房”（刘灿、韩文龙，2013；刘继光、杨祥雪，2019）11，12。“小”在于其产权的“不完整性”，购买者实际上占据了房屋但并不享有完整且合法的房屋产权，多以经过长期演化形成的“非正规制度”例如村集体提供的产权证明、购房合同等作为产权保障（He et al.，2019）8。这种住房迎合了有购房需求但又难以支付正规住房价格的流动人口的住房需求（Zhao et al.，2017；陈宇琳，2019）13，14，在一定程度上弥合了家庭成员时空分割的生计状态，助力实现了家庭居住空间的城镇化（林李月等，2022）9。尽管如此，鉴于当前小产权房的规模巨大，如何处置小产权房已经变得不可回避，迫切需要一套实用的应对方案（胡映洁、张泓铭，2018）15。然而，由于小产权房的“非正规性”以及统计和调查数据的缺失，鲜有研究关注其微观运作机理以及对其持有者可能产生的社会效应，进而削弱了政策实施与落地执行的针对性和有效性。事实上，小产权房的出现不是偶然的（叶敏、姚梦肖，2020）16，它是一个由众多微观主体的主观需求和居住空间实践集合而成的宏观现象。因此，需要从微观的视角深入分析其所关联的利益主体的具体需求，认清小产权房产生的微观机制和购买小产权房背后的深层次原因，以寻求合理的解决之道。基于此，本文使用2017年中国流动人口动态监测调查数据，探索小产权房这一非正规产权房在流动人口定居意愿上的影响效应，从家庭在城镇安居方面评价小产权房的功过及影响，以期探寻小产权房发生发展的微观机制，为城市从增量发展向存量提升的转型过程中小产权房问题的解决和新房改政策的制定提供数据支撑。二、文献回顾与分析框架（一）非正规住房：“城市毒瘤”抑或“安身之所”非正规住房是未经政府许可、脱离政府监管和城市规划控制而形成的、不符合政府规定程序和规则的住房类型（Zhang et al.，2023）17，在发展中国家普遍且长期存在（UNECE，2009；Zebardast，2006）18，19。在发展中国家，随着城镇化的快速发展，大量乡村人口涌入城市，城市人口和住房需求快速增长，城市保障房建设缓慢，难以满足快速增长的住房需求；而低收入的乡城移民却又无法负担价格高昂的正规住房。在这一现实背景下，低收入的乡城移民群体不得不转向购买或租用价格低廉的 49Northwest Population JournalVol.45 No.1（215）2024非正规住房，甚至是自建简易住房（UNHabitat，2016；Ren，2018）20，21；非正规住房和“贫民窟”等非正规居住空间成为越来越多乡城移民在城市的落脚点（Shatkin，2004；Browder，1995）22，23。蓬勃发展的非正规住房给城市治理带来了诸多的挑战和麻烦，阻碍了城镇化的健康持续发展，为此大部分发展中国家一开始对其持反对态度并将它看作“城市的毒瘤”（Castillo，2000）24。约翰 特纳（Turner，1967）25的研究在一定程度上改变了人们对非正规住房的负面评价。他认为，非正规住房是城市低收入群体为满足自身住房需求而提出的创新性方案。后来大量的经验事实亦证明，非正规住房是乡城移民等低收入阶层可支付的住房类型，是满足他们住房需求的一种替代性选择，是他们在城市的“安身立命之场所”（比什 桑亚尔，2019）26。许多发展中国家经历了非正规住房的无效治理后，开始对非正规住房采取包容性治理策略（叶敏、姚梦肖，2020）16。与其他发展中国家相比，中国的情况相对复杂与特殊，虽然不存在许多发展中国家普遍存在的“贫民窟”式样的非正规居住空间，但在各种因素综合作用下，也形成了规模可观的包括小产权房、群租房、非法棚户区、田间窝棚等在内的非正规住房形态（叶敏、姚梦肖，2020）16。魏立华等阐释了非正规住房对城市住房体系的贡献，认为其承担了政府保障住房的有效职能（魏立华、李志刚，2006；蓝宇蕴，2007）27，28。小产权房作为非正规产权住房，是非正规住房中的一种典型形式，为流动人口实现城镇住房自有提供了可负担的替代性选择（秦波等，2022）29。从数量上看，小产权房已然成为除商品房、廉租房、公租房、经济适用房之外的无法忽视的城镇住房形态。2010年前后，关于地方的散点数据发现，在北京，小产权房约占住房市场的30%（Deng，2009）30；在深圳，集体土地上的建筑（该口径略大于小产权房）约占住房总建筑面积的50%（Qiao，2015）31；在成都，小产权房占商品房市场的30%；在太原，小产权房数量占在售楼盘总量的20%以上（刘保奎，2019）32。2021年全国小产权房面积约有73亿平方米，占住房总面积的24%33。受限于数据获取的局限性，迄今研究普遍忽视了小产权房产生发展的微观机理以及对其持有者在定居决策过程中的作用，反过来抑制了小产权房的解决之道。（二）分析框架“各安其居而乐其业”，自古以来中国居民便强调住房的重要性；在国际上，在某个地方购房安家也一直被视为移民在该地安居乐业的重要标志（Mallett，2010）34。作为流动人口实现“居者有其屋”的主要手段之一，小产权房可从事实性产权占有的角度提升其持有者的定居意愿，而且其低廉的价格可弱化甚至掩盖城市高昂房价的挤出效应。然而，小产权房是一种不受法律保护的、拥有有限产权的住房类型，还具有居住空间边缘化的隔离效应和使用价值的折价效应，从而抑制其持有者的定居意愿（图1）。第一，住房产权的锁定效应。住房产权反映了个体或家庭对住房的拥有程度，流动人口在某地拥有产权住房能够提高他们对该地的黏着性，从而强化其定居意愿。相关研究证实了相较于租赁住房，流动人口在流入地拥有自有住房可降低其再次迁移倾向和提升其定居意愿（林李月等，2019；Liu et al.，2017）4，35。虽然小产权房是游离于正规市场体系之外且不被法律所承认和保护的非正规产权房，但对于流动人口来说，购置小产权房可实现对住房的事实性占有（秦波等，2022）29，可满足他们对廉价自有产权住房的需求和实现家庭团聚的渴望，从而提高其定居意愿。第二，低廉准入门槛的激励效应。房价对流动人口定居意愿的影响是通过增加居住成本来削弱其定居意愿。相关实证研究发现，各大城市居高不下的房价是影响流动人口城市居留意愿的重要因图1小产权房对流动人口定居意愿的作用路径示意图 502024年第1期 第45卷“住有所居”对流动人口定居意愿的影响Vol.45 No.1（215）2024素（Lin&Zhu，2022）36。一方面，住房价格攀升导致迁移成本增加，对流动人口定居形成巨大推力；另一方面，高房价通过提高流动人口预期购房成本而降低其定居意愿。众所周知，小产权房在许多地方颇具规模最为重要的原因之一是其价格低廉化。一项在北京的调查研究发现，小产权房的售价一般只有同样位置正规商品房的40%60%（Wang&Sun，2014）37。笔者在福建沿海县市的调研发现，在县城郊区自建小产权房的成本仅为周边商品房售价的10%20%；县城小产权房的售价也仅为周边商品房售价的35%40%。因此，在正规商品房房价居高不下、个人无力负担的现实窘境下，小产权房低廉的销售价格赋予了流动人口在城镇实现购置住房的替代性选择，弱化了城市高房价的挤出效应从而增强其定居意愿。第三，居住空间的隔离效应。住房条件和居住区位是反映生活质量的重要指标，更好的住房条件和更为优越的居住区位有助于流动人口形成“家”的归属感而激发定居意愿（林李月等，2019；Liu et al.，2017）4，35。然而，由于小产权房大都分布在城市郊区或边缘区（申明锐，2011）38，通常意味着相对封闭的居住圈层与有限的社区资源；而且小产权房开发过程缺少必要的政府规划与监管，其建筑质量和周边配套设施可能比正规商品房差，导致居住其中的流动人口面临居住空间隔离和居住条件差的境遇，从而降低定居意愿。第四，使用价值的折价效应。近年来，优质的公共服务已经影响流动人口定居决策的另一重要因素（林李月等，2019）2。由于城市的城镇户口大多附着于住房，住房也由此承担着为居住者提供社会地位、工作、教育和医疗等公共服务的功能。然而，小产权房没有合法的房屋所有权证，其持有者的居住权益无法得到保障，难以享有就业、教育等公共服务而导致其使用价值的折价（秦波等，2022）29。同时，近年来，许多城市都开展了对包括小产权房在内的违章建筑的“拆违”行动，导致居住在小产权房中的流动人口可能面临随时被“拆违”的不安全感而弱化其使用价值，从而降低定居意愿。三、数据与模型（一）数据来源本文的主要数据来自于2017年中国流动人口动态监测调查数据（2017年CMDS数据）。该调查由国家健康卫生委员会组织开展，覆盖全国31个（省、区）和新疆生产建设兵团，采用分层、多阶段、与规模成比的PPS方法随机抽取在流入地居住一个月以上，非本区（县、市）户口的流入人口进行调查，在流动人口研究领域具有很好的代表性和适用性。2017年CMDS数据共有169 980个样本，剔除异常数值或数据缺失以及个人收入为负值的样本，共得到139 512个样本。此外，还使用了部分笔者2021年在福建省沿海发达县域实地调研数据，与基于2017年CMDS数据分析得到的实证结果相互补充与验证。（二）变量说明与描述性统计被解释变量为定居意愿。2017年CMDS数据中涉及到居留意愿的问题有两个：Q1今后一段时间，您是否打算继续留在本地？Q2如果您打算留在本地，您预计自己将在本地留多久？前者用来度量流动人口有无居留意愿；后者则关注流动人口的居留时长，共设04年、59年、10年以上、定居和没想好5个选项。将在Q1中回答打算继续留在本地，且在Q2中选择“定居”的样本认定为有定居意愿，赋值为1，其余视为没有定居意愿并赋值为0。在稳健性检验中，选取了与定居意愿密切相关的户籍迁移意愿和长期居住意愿作为替换因变量。借鉴李亭亭等人（2021）39的研究，将Q1中回答打算继续留在本地且Q2中选择59年和10年以上的样本认定为有长期居留意愿，赋值为1，其余赋值为0。户籍迁移意愿变量的赋值是依据“如果您符合本地落户条件，您是否愿意把户口迁入本地”这一问题，将回答“愿意”的赋值为1，其余赋值为0。51Northwest Population JournalVol.45 No.1（215）2024核心解释变量为“是否购置小产权房”。在2017年CMDS数据中被调查者的现住房性质包括单位雇主房、政府提供公租房、自购商品房、自购保障性住房、自购小产权房、借住房、就业场所、自建房、其他非正规居所、租住私房等11种类型。调查结果显示，62.95%的流动人口，其住房性质为租住私房，11.88%的流动人口居住在单位雇主房，4.34%的流动人口居住在就业场所、借助房、政府提供的公租房和其他非正规居所，20.81%的流动人口拥有产权房。在拥有产权房的流动人口中，商品房的比例为79.29%，自建房的比例为9.13%，小产权房的比例为8.65%，保障性住房的比例仅为2.93%。尽管流动人口自购小产权房的比例较低，但仍是流动人口实现自有住房的渠道之一，而且现实中流动人口持有小产权房的比例可能要比这高得多。因为2017年CMDS数据中的流动人口是特指非本区（县、市）户口的流入人口，而实地调研发现小产权房的购买者大多是本区（县、市）内跨乡镇或是镇内跨村的流入人口。例如，笔者在福建省福安市（县级市）郊区的调查发现，购置小产权房的外来人口中，65.85%是市内跨乡镇流动的人口，23.17%是来自本乡镇其他村庄的人口，来自市外的流动人口仅占10.98%；在石狮市（县级市）城区小产权房的购买人群中，市内跨乡镇流动的人口占到71.81%，来自石狮市以外的流动人口仅占28.19%。控制变量方面，借鉴已有文献（如，朱宇、林李月，2019；Liu et al.，2017；Lin&Zhu，2022）1，35，36，控制了年龄、年龄平方项、性别、婚姻状况、受教育程度、收入状况、职业类型、流动范围、流入本地时间和地区虚拟变量。表1是变量定义及描述性统计结果。（三）基准回归模型选择由于被解释变量是定居意愿，属于（0，1）的二元离散变量，故借鉴已有研究（邹一南，2023）40，在表1变量设定说明与描述性统计变量名称因变量核心解释变量控制变量其他变量定居意愿是否购置小产权房性别婚姻状况年龄（单位：周岁）年龄平方项受教育程度收入状况职业类型流入本地时间流动范围长期居住意愿户籍迁移意愿小学及以下初中高中/中专大专及以上管理技术人员商业服务业人员生产运输、农业和其他变量说明0=无，1=有0=否，1=是女=0，男=1未婚=0，已婚=1连续型变量连续型变量0=其他，1=是0=其他，1=是0=其他，1=是0=其他，1=是个体月收入+1取自然对数0=其他，1=是0=其他，1=是0=其他，1=是连续型数值0=省际流动，1=省内流动0=无，1=有0=无，1=有平均值0.2310.0200.5560.82335.7501 372.0610.1610.4550.2190.1788.2320.1200.5100.3875.9410.6710.3700.407标准差0.4220.1200.5010.3849.710739.6110.3640.4970.4080.3880.9660.3300.5010.4566.0810.4650.4800.489 522024年第1期 第45卷“住有所居”对流动人口定居意愿的影响Vol.45 No.1（215）2024基准回归中采用Probit模型。该模型的表达式为：Pr(Y*i=1|Zi)=+Housingi+Zi+Areai+i（1）其中，Y*i为被解释变量；若流动人口i愿意在本地定居，则Y*i取值为1，若不愿意则取值为0。Housingi为核心解释变量；若流动人口i的住房类型为自购小产权房，则赋值为1，其余赋值为0。Zi为一系列控制变量，Areai表示地区虚拟变量，、为待估参数，i为随机扰动项。四、实证结果及分析（一）基准回归结果表2报告了基准模型的回归结果。其中，模型1只控制了核心解释变量，模型2加入了个体和家庭控制变量，模型3进一步加入了地区虚拟变量。总体来看，流动人口在流入地购置小产权房对其定居意愿有正向影响，所有结果均在1%的显著性水平下通过检验；控制变量的结果与已有文献的结论相似，本文不再赘述。根据模型3的回归结果计算出，与没有购置小产权房的流动人口相比，购置小产权房者的定居意愿提高了16.6%。因此，倘若暂不考虑小产权房的不合法性和非正规性，从统计意义上看，小产权房通过其事实性住房产权的锁定效应和低廉准入门槛的激励效应确实在一定程度上强化了流动人口的定居意愿。这一结果揭示了小产权房的低准入门槛和对产权的事实性占有是造成小产权房屡禁不止的重要原因，而且这种趋利性还进一步延伸至其持有者流动人口的定居决策过程中。然而，应当看到的是，小产权房是不被认可的非正规产权房，流动人口购买小产权房而获得的也表2基准回归：购置小产权房对流动人口定居意愿的影响变量核心解释变量控制变量地区效应样本量NWald卡方值R2购置小产权房年龄年龄平方性别（参照组：女）婚姻（参照组：单身）受教育程度（参照组：小学及以下）流入本地时间流动范围（参照组：省内流动）个人收入职业类型（参照组：生产运输、农业和其他）初中高中和中专大专及以上管理技术人员商业服务业人员模型10.274*（0.015）未控制139 512308.9500.008模型20.171*（0.014）0.006*（0.001）-0.000*（0.000）-0.037*（0.004）0.083*（0.006）0.050*（0.005）0.148*（0.006）0.290*（0.006）0.011*（0.000）-0.095*（0.003）0.019*（0.002）0.055*（0.006）0.066*（0.004）未控制139 5126 328.6600.141模型30.166*（0.014）0.006*（0.001）-0.000*（0.000）-0.038*（0.004）0.083*（0.006）0.051*（0.005）0.150*（0.006）0.290*（0.006）0.011*（0.000）-0.075*（0.004）0.022*（0.003）0.053*（0.006）0.060*（0.004）已控制1 395127 110.1800.144注：回归系数为平均边际效应结果的系数，括号内为稳健标准误。*、*和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。53Northwest Population JournalVol.45 No.1（215）2024仅是事实性的产权占有，其“产权”是缺乏法律保护的，如果遇到整顿和拆除小产权房或遇到国家征地，是无法获得任何赔偿的。因此，这种非常规甚至不合法的“安居之道”，实际上不利于蜗居其中的流动人口实现完整市民化，还极有可能陷入“房财两空”的困境。更为重要的是，流动人口购置小产权房的行为助长了不良的社会风气，导致正规房地产市场的运作偏离正常状态，对城市和乡村治理带来极大的挑战与风险。当前宏观经济增速下降和流动人口规模持续扩张的叠加效应可能还会进一步助推小产权房的无序蔓延。因此，有关部门应高度重视小产权房的非正规性和不合法性问题及其给经济社会发展带来的风险，制定系统性的治理策略。（二）内生性讨论和稳健性检验流动人口购置小产权房可能是自选择的结果，为了纠正可能的选择性偏误，本文采用倾向值匹配法（PSM）构建购置小产权房对流动人口定居意愿影响效应的反事实框架模型，进行内生性讨论。图 2展示了基于最小邻近匹配法得到的匹配前后处理组与控制组倾向得分值的分布情况。结果显示，匹配前两组样本之间存在着显著差异，匹配后两组样本的差异明显减弱，表明二者的各方面特征已非常接近，接近了随机试验的效果。在此基础上，本文测算了匹配后购置和没有购置小产权房两组流动人口样本的平均处理效应（ATT）。在不同匹配方式下，ATT均在1%水平下显著（表3），说明在消除样本间可观测的系统性差异后，购置小产权房对流动人口定居意愿具有正向影响，与基准回归结果一致。接下来对基准回归模型的稳健性进行检验：第一，通过补对数对数模型控制稀有事件偏差，并通过替换模型、替换样本和替换变量开展稳健性检验。由于小产权房样本的比例较低，属于“稀有事件”，Probit模型估计结果可能存在偏差，这种偏差属于稀有事件偏差，故使用非对称的极值分布即补对数对数模型修正可能存在的偏差（模型4）。同时，采用logit模型替换基准回归中的Probit模型（模型5）。第二，自购商品房和保障性住房等完全产权房样本的存在有可能使得估计结果有偏。因此，进一步剔除完全产权房样本进行稳健性检验（模型6）。第三，利用长期居住意愿、户籍迁移意愿替换被解释变量进行回归（模型78）。从表4可见：在纠正了样本的自选择偏误后，购置小产权房对定居意愿仍有显著的促进作用；购置小产权房对长期居住意愿、户籍迁移意愿也存在显著的正向影响，充分验证了基准回归模型结果的稳健性。图2匹配前后处理组与控制组的倾向得分值概率分布表3倾向值分析结果匹配方案最小近邻匹配（k=1）最小近邻匹配（k=4）半径卡尺匹配局部线性匹配核匹配干预组个案数2 9872 9872 9842 9872 986控制组个案数134 569134 569134 645134 666134 666ATT0.568*0.568*0.567*0.568*0.567*T检验19.18022.70025.35318.70930.712 542024年第1期 第45卷“住有所居”对流动人口定居意愿的影响Vol.45 No.1（215）2024（三）异质性分析基准回归模型得到的是购置小产权房对流动人口定居意愿影响的平均效应，而不同特征流动人口群体的社会经济地位和居住需求存在差异，在感知和识别小产权房的风险能力上也差别较大。因此，本文进一步将样本分类，考察流动人口购置小产权房对其定居意愿影响效应的异质性，结果如表5所示。从代际差异看，无论老一代流动人口还是新生代流动人口，购置小产权房对其定居意愿都具有显著正向作用，但是相对于新生代流动人口，购置小产权对老一代流动人口定居意愿的影响效应更强。表5的模型（1）的结果显示，在流入地购置小产权房，新生代流动人口的定居意愿提升15.4%，老一代流动人口的定居意愿提升18.8%。这可能与不同代际流动人口的流动类型和对法律风险的感知能力不同有关。相对于新生代流动人口，老一代流动人口通常在流入地拥有更大的家庭规模，需要更大的居住空间以便实现家庭团聚；同时老一代流动人口文化程度低，法律风险意识淡薄，对小产权房的非正规性所造成的不安全感的感知能力差。因此，尽管小产权房是不合法的“安居之所”，但是随迁小孩发展和家庭团聚的重要性在一定程度上降低了老一代流动人口对这种不合法“安居之所”的法律风险认知，使得他们愿意“铤而走险”购买小产权房，并将其视为在流入地城市的“固定住所”而对定居决策带来积极的促进作用。表5的模型（2）和（3）展示了购置小产权房对流动人口定居意愿影响在不同教育程度和收入组别群体间的差别效应。从不同受教育程度看，在流入地购置小产权房对受教育程度为初中的流动人口促进效应更强。采用二分法，根据样本中收入水平的均值将样本分成两个子样本，收入水平大于等于表4稳健性检验变量是否购置小产权房控制变量地区效应样本量卡方值R2模型4补对数对数模型0.129*（0.012）已控制已控制139 5127 237.946模型5logit模型0.161*（0.014）已控制已控制139 5126 662.5610.143模型6剔除完全产权房的样本0.195*（0.011）已控制已控制108 1803 494.2000.107模型7长期居留意愿0.237*（0.018）已控制已控制139 5127 621.1720.131模型8户籍迁移意愿0.066*（0.020）已控制已控制139 5124 013.0000.058注：本文回归系数为平均边际效应结果的系数，括号内为稳健标准误。*、*和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。篇幅有限，控制变量、地区效应的估计结果本表未列出，留存备取，表5同。表5异质性分析变量是否购置小产权房控制变量地区效应样本量卡方值R2（1）代际新生代0.154*（0.019）已控制已控制82 9384 920.8450.167老一代0.188*（0.020）已控制已控制56 5742 357.4100.122（2）教育程度小学及以下0.138*（0.016）已控制已控制21 525949.2410.117初中0.166*（0.017）已控制已控制61 5192 414.8320.103高中0.151*（0.033）已控制已控制30 8991 081.0010.093大专及以上0.154*（0.055）已控制已控制25 569965.6290.089（3）收入水平低于均值0.169*（0.014）已控制已控制96 8394 751.7000.136高于均值0.131*（0.0304）已控制已控制42 6732 357.0230.137 55Northwest Population JournalVol.45 No.1（215）2024均值的为高收入组，小于均值的为低收入组。回归结果表明在流入地购置小产权房对低收入组流动人口的激励作用更为明显。对此的解释是，受教育程度为初中和收入低的流动人口可能经常面临着人力资本不足和购房能力低下的限制，而低廉性的小产权房在一定程度上承担着保障性住房的角色，削弱了能力不足带来的负面影响。此外，他们通过购置小产权房在流入城市获得了认同感和安全感，有助于他们更好的融入当前流入城市，进而有效地强化了定居意愿。五、结论和政策含义对小产权房的研究一直是学术界探讨的热点话题，同时也是一个颇具争议性的话题（刘保奎，2019）33。本文运用全国性的微观数据，从个人层面研究购置小产权房对流动人口定居意愿的影响效应，借此揭示小产权房发生发展的微观机理及其社会效应。首先，研究发现，小产权房通过其事实性住房产权的锁定效应和低廉准入门槛的激励效应在一定程度上强化了流动人口的定居意愿。这可能是因为价格低廉的小产权房在某种程度上扮演着经济适用房、廉租房或公租房的角色，这一结果对解决小产权房和流动人口及其家庭在城镇的安居问题提供了重要的政策思路。尽管如此，现实中仍应该高度警惕和重视小产权房对流动人口实现完整市民化和正规房地产市场健康运作带来的诸多负面挑战。其次，研究还发现，那些收入水平和受教育程度更低、对廉价住房有更高需求但是法律风险意识更加淡薄的流动人口，更有可能被小产权房所吸引而表现出更强的定居意愿。说明经济地位偏低和法律风险感知能力弱的流动人口在面对小产权房的低廉性时更容易作出“非理性”选择。这一点提醒我们，在治理和整顿存量小产权房时要对蜗居其中的弱势流动人口群体予以充分的人文关怀，找寻保障弱势流动人口群体利益与解决小产权房问题之间的平衡点。上述研究结果对中国现代化建设进程中解决小产权房问题和推进流动人口市民化有重要的政策含义。一方面，小产权房通过价格低廉和事实性住房持有对流动人口定居意愿造成影响，因此妥善解决小产权房问题的根本在于建立健全多层次城镇住房保障体系，加大保障性住房建设和供给，将附着在小产权上的“廉价住房”功能剥离开来，从根源上破除小产权房滋生的现实土壤。地方政府切实落实中央关于扩建保障性住房的政策，改善当地保障住房的建设力度和供给水平，确保廉租住房和经济适用住房的资金投入和土地供应，分人分类施策、精准精细提高流动人口的住房保障水平。如，将中低收入流动人口家庭纳入到廉租住房或公租房体系，对有一定购买能力的流动人口家庭供应经济适用住房。同时，稳定和降低大城市的房价，建立和完善房地产市场平稳健康发展的长效机制，让流动人口真正享受到可支付健康住房的居住权，以求“让流动人口的获得感、幸福感、安全感更加充实、更有保障、更可持续”。另一方面，购置小产权房对人力资本偏低且法律认知和风险感知能力较弱流动人口定居意愿的提升效应更为明显，说明上述流动人口群体在购买小产权房和定居决策过程中未能理性地看待小产权房的非正规性和不合法性，可能会使原本经济地位就偏低的他们遭受更大的利益损害。因此，在现有政策框架下，需要找到保障房与小产权房的兼容性。如，对符合一定条件尤其因复杂历史原因形成的小产权房，建议引入政府作为产权的一部分12，考虑以补缴土地出让金等形式将其权利中残缺部分予以补齐，纳入保障房体系，再通过共有产权的方式供给于购买小产权房的流动人口，发挥其有效作用。当然，并非所有的小产权房都适合转化为保障房，如果其不合发展规划、质量不合格，政府还是要采取必要措施进行拆除。同时，积极发挥政府宣传引导作用。政府通过媒体对小产权房问题的宣传引导，明确建造和购买小产权房的违法性和风险性。当流动人口感知到购买小产权房有风险后，就会有意识地减少购买行为，避免自身利益损害，从源头上杜绝小产权房的产生。562024年第1期 第45卷“住有所居”对流动人口定居意愿的影响Vol.45 No.1（215）2024作为从微观视角探究小产权房产生逻辑及其社会效应的尝试，本文还存在一些不足，有待在未来研究中加以改进。尤其是由于数据的限制，本文只能使用2017年的数据进行实证研究，数据时效性有所不足，但这仍是目前全国范围内少有的能用于探究小产权房与流动人口定居意愿之间关系的微观数据，期待未来有更新的数据进行实证分析。事实上，目前研究中所表现出的对小产权房数据的缺失及其所关联的流动人口群体生计特征的忽略，正是本文研究的源起，希望能起到抛砖引玉的作用，激发更多的思考与探索。参考文献：1 朱宇，林李月.流动人口在城镇的居留意愿及其决定因素：文献综述及其启示J.人口与经济，2019（2）：17-27.2 林李月，朱宇，柯文前，等.基本公共服务对不同规模城市流动人口居留意愿的影响效应J.地理学报，2019（4）：741-756.3 丁悦，林李月，朱宇，等.中国地级市间流动人口永久定居意愿的空间特征和影响因素J.地理科学进展，2021（11）：1888-1899.4 张耀军，陈芸.留城或返乡：城市住房对流动人口回流的影响J.人口研究，2022（2）：75-88.5 林李月，朱宇，柯文前.居住选择对流动人口城市居留意愿的影响基于一项对福建省流动人口的调查J.地理科学，2019（9）：1464-1472.6 夏午宁，岳宏志.城市房价对劳动力流入的动态效应研究J.西北人口，2022（5）：49-64.7 邹晖，罗小龙，涂静宇.小产权房非正式居住社区弱势群体研究对南京迈皋桥地区的实证分析J.城市规划，2013（6）：26-30.8 He S，et al.Property Rights with Price Tags?Pricing Uncertainties in the Production，Transaction and Consumption of China s Small Property Right Housing J.Land Use Policy，2019（81）：424-433.9 林李月，朱宇，林坤.县城郊区村落非正规住房的人口流动和乡村城镇化效应基于福安市三个城郊村落的案例研究J.现代城市研究，2022（11）：35-42.10 Liu H，Yi D，Zheng S.Small Property Rights Housing in Major Chinese Cities：Its Role and the Uniqueness of Dwellers J.Habitat International，2018（77）：121-129.11 刘灿，韩文龙.小产权房的出路何在基于产权经济学的分析视角J.当代财经，2013（2）：5-15.12 刘继光，杨祥雪.“小产权房”问题的成因及解决思路J.宏观经济管理，2019（2）：73-78.13 Zhao P.An Unceasing War on Land Development on the Urban Fringe of Beijing：A Case Study of Gated Informal Housing Communities J.Cities，2017（60）：139-146.14 陈宇琳.中国大城市非正规住房与社区营造：类型 机制与应对J.国际城市规划，2019（2）：40-46.15 胡映洁，张泓铭.利益还原视角下“小产权房”问题整治模式研究J.上海经济，2018（4）：42-56.16 叶敏，姚梦肖.大都市郊区的非正规住房形态与空间治理逻辑基于沪郊经验的思考J.甘肃行政学院学报，2020（5）：44-55.17 Zhang Y，Zhang B，Mao W.Incomplete-ownership Property Communities：Informal Gated Communities in Beijing and the Issue of life Satisfaction J.Cities，2023（137）：104344.18 Unec