住房支付能力与外出农民工城市落户意愿
2023-07-06   来源：刘英俊 陈涛峰   

长期以来，农村劳动力的乡城流动为中国城市化发展作出巨大贡献。然而，城乡二元结构下的户籍制度限制了农民工共享城市发展成果，成为阻碍农民工市民化的重要因素。近些年，加快推进户籍制度改革成为共识。随着绝大多数城市落户门槛下降甚至消失，经济因素对乡城移民户籍迁移决策的影响逐渐受到关注。

商品住宅价格高、涨幅快是制约农民工家庭进城落户的主要原因之一。统计数据显示，我国商品住宅销售均价从1998年的2063元/平方米上升到2020年的9980元/平方米，年均增速达17%，远超同期人均GDP和人均可支配收入增速。尽管近些年国家一直坚持“房住不炒”的政策定位，地方政府也采取了限购、限贷、“认房又认贷”、加大保障性住房供应等系列措施，但居高不下的房价仍超出普通民众的支付能力。测算表明，中国房价收入比的平均水平在7—9左右，北上广深等一线城市甚至达到15左右，既超出国际公认的3—6合理水平，也超过吕江林测算的合理上限4.38—6.78。

“要想落地生根，须有片瓦遮身。”在我国“安居乐业”的传统观念下，住房不仅是个人成功和家庭幸福的重要评价指标，也是影响婚姻、生育和健康人力资本的重要因素。此外，城市教育、养老等公共服务和社会福利的获得也往往须以购房为前提。随着制度性因素对农民工城市落户的阻碍作用逐渐减弱，以住房支付能力为代表的经济因素对农民工城市落户意愿的影响逐渐加大，成为新时代推动城镇化高质量发展需要关注的重要课题。鉴于此，本文基于2017年中国流动人口动态监测调查（China Migrants Dynamic Survey，CMDS2017）数据，匹配285个地级市商品住宅价格数据，分析了住房支付能力对农民工城市落户意愿的影响及其作用机制。

相对已有研究，本文的边际贡献如下：第一，现有研究大多从居民收入或住房价格等单一角度分析农民工城市落户意愿，而本文综合考虑房价和收入两方面因素，聚焦于更能体现住房支付能力的房价收入比变量对农民工城市落户意愿的影响。第二，本文使用土地出让价格收入比构建了房价收入比的工具变量，较好地处理了房价收入比与农民工城市落户意愿间的内生性问题，识别结果更为准确。第三，本文从多个角度讨论分析房价收入比对农民工城市落户意愿的影响机制和异质性特征，相关结论为从提高农民工收入和福利水平、完善城市住房市场体系和住房保障体系等角度推进农民工市民化提供了证据支撑。

（一）住房价格对劳动力迁移和落户意愿的影响

房价是居住和工作的重要成本之一，其对劳动力迁移和落户决策有重要影响。Helpman首次在新经济地理学模型中引入住房因素，指出地区性房价上涨提高了居住成本，不利于劳动力的流入和集聚。部分实证研究证实了这一点，Rabe和Taylor基于英国的数据发现，地区间房价水平的差异是家庭跨区域移民的重要决定因素，潜在目的地的高房价会阻碍移民的流入。Plantinga等通过匹配美国城市住房价格和个人的点对点迁移数据进行分析，发现住房成本的增加降低了个人定居大都市的概率。Ganong和Daniel研究发现，大城市房价上涨导致生活成本的增加会侵蚀低技能移民的迁移回报，迫使其流向房价相对较低的中小城市。然而，部分研究发现高房价并未抑制高技能劳动力的迁入决策，这主要是由于高房价通常与更好的居住环境和公共服务相对应，高技能劳动者愿意承担更高的居住成本。

与国外相比，国内研究主要聚焦于住房价格对城乡流动人口迁移定居决策的影响。相关研究发现，城市房价对农业转移劳动力迁出、迁入和定居意愿均有影响。其中，城市住房价格上涨并未抑制外来人口的持续流入，且大城市的发展前景和财富增长空间在一定程度上对人才流入起到正向作用。此外，也有研究认为城市高房价提高了农民工城市生活成本，进而抑制了农民工的城市定居意愿。

受驱动因素不同，居留和落户对农民工而言是完全不同的两种选择，不能简单地认为上述两类文献的结论是相悖的。若将农民工居留和落户两种迁移模式区分来看，前者主要受收入和工作等经济因素影响，后者更多受落户成本和户籍福利的影响。因此，支持高房价对劳动力迁入正向作用的文献大多从城市较高收入水平和发展前景角度进行考察，支持高房价对劳动力挤出效应的文献大多从住房支付能力不足以覆盖城市居留和落户成本角度进行分析。综合上述两种思路，房价收入比上升对农民工在流入城市落户意愿的影响可能更偏向于后者。基于此，本文提出假说1。

假说1：房价收入比上升对农民工城市落户意愿具有抑制作用

（二）住房价格对农民工城市落户意愿的影响机制

从影响机制看，一方面，房价收入比过高的直接后果是提升农民工在居留城市的买房困难感知。“安居方可乐业”，迫于就业城市的高房价，大多数进城农民工在大城市获得收入后，选择回到户籍所在地的乡镇或县市城区买房置业，以备将来退休养老，这在一定程度上挤出了农民工的居留地城市落户意愿。另一方面，社会融入意愿和城市融入主观感受在农民工城市落户意愿发挥着重要作用。研究表明，住房是城市居民阶级认同的重要影响因素，房价收入比过高会造成城市内部不同收入群体间的社会割裂，不利于农民工的城市融入。此外，高房价所带来的购房压力也会造成农民工在城市社会生活和心理文化认同等方面融入进程滞后，降低其城市落户意愿。根据上述分析，本文提出假说2。

假说2a：房价收入比通过提高农民工本地购房困难感知进而降低其本地落户意愿

假说2b：房价收入比通过降低农民工本地社会活动参与程度进而降低其本地落户意愿

假说2c：房价收入比通过降低农民工城市融入主观感受进而降低其本地落户意愿

（一）模型设定

1.基准模型

本文实证模型要考察的问题是外来农民工家庭住房支付能力对其在居留地落户意愿的影响。由于被解释变量为二元变量，本文考虑采用Probit模型进行估计，基准回归模型构建如下。

其中，i代表劳动力个体，j代表劳动力个体所在的城市。Luohui,j表示劳动力个体i在城市j的落户意愿。Ratio_HPi,j代表劳动力个体i在居留城市j面临的房价收入比。Xi,j为系列控制变量，包括表示劳动力个体i的禀赋特征、流动特征和就业特征变量。μj是城市固定效应，εi,j为扰动项。

2.内生性问题讨论

式（1）从个体层面考察了房价收入比对农民工城市落户意愿的影响，但是房价收入比与个体在居留城市的落户决策间可能存在因反向因果和遗漏变量所导致的内生性问题。首先，外来人口落户意愿增加会刺激本地住房需求，引起城市房价增速高于农民工家庭收入增速，导致农民工面临的房价收入比提高，即存在由反向因果造成的内生性问题。其次，基准回归结果也可能受到未观测到的遗漏变量影响，举例来说，户籍地“一老一少”照料需求既影响农民工家庭的收入水平，也影响其在居留城市的落户意愿。本文采取以下两种方法缓解模型中可能存在的内生性问题。

首先，本文控制了大量影响外出农民工本地落户决策的特征变量，并加入城市固定效应控制城市层面特征变量的影响，以缓解因遗漏变量导致的内生性问题。Lacetera等指出，若实证分析中控制尽可能多且合理的控制变量后，核心解释变量系数仍保持稳定，那么即便存在遗漏变量也难以“颠覆”文章的核心结论。

其次，使用工具变量法进行分析。本文选取“招拍挂”形式土地出让价格收入比（简称“出让价格收入比”）作为房价收入比的工具变量。其中，出让价格收入比由单位面积以“招拍挂”形式出让的国有用地出让价格除以农民工家庭月收入计算得到。一方面，土地出让价格可看作单位面积商品住宅建设的固定成本，从而出让价格收入比衡量的是农民工购买单位面积商品住宅建设用地所需时间，与房价收入比高度相关。另一方面，土地出让价格与土地基准地价、起拍价和拍卖溢价有关，对农民工的落户决策来说相对外生。因此，本文认为出让价格收入比是房价收入比一个合理的工具变量。其中，土地出让价格根据《中国国土资源年鉴》计算得到。

基于工具变量，本文使用IV-Probit方法分两阶段进行回归分析。其中，式（1）可被视为第二阶段的回归方程，在估计式（1）前需进行第一阶段回归。工具变量方法下的第一阶段回归方程设定如下：

其中，为房价收入比的潜变量，IVi,j为出让价格收入比，是的本文使用的工具变量。第一阶段加入各控制变量和城市固定效应νj基础上，用出让价格收入比解释房价收入比，并基于回归系数得到房价收入比的预测值。第二阶段使用一阶段中得到的房价收入比预测值代替式（1）中房价收入比真实观测值Ratio_HPi,j，作为主要解释变量进行回归，以分析房价收入比对农民工城市落户意愿的影响。

（二）数据来源

本文使用的数据来自2017年国家卫生健康委员会公布的中国流动人口动态监测调查数据（CMDS2017）。该数据是国家卫生健康委自2009年起一年一度大规模全国性流动人口抽样调查数据，覆盖了全国31个省（区、市）和新疆生产建设兵团中流动人口较为集中的流入地，调查内容涉及流动人口及家庭成员人口基本信息、流动范围和趋向、就业和社会保障、收支和居住、基本公共卫生服务、婚育和计划生育服务管理、子女流动和教育、心理文化等。与其他年份的数据相比，2017年的调查中包含了最新且较为详细的农民工在居留地落户意愿相关问题，更加适合本文对外出农民工城市落户意愿这一问题进行研究。由于本文关注的是外出农民工群体，因此仅仅保留年龄在16—64岁之间，流动原因为务工和经商的农业户口样本。另外，为剔除异常值影响，本文删除了家庭月收入小于0的样本，并对家庭收入变量进行了1.25%的截尾处理。在对各变量缺失值、异常值进行处理后，最后得到可用样本98534个。

（三）变量设置与统计性描述

1.被解释变量

本文被解释变量为农民工的本地落户意愿，根据受访者对问卷中“如果您符合本地落户条件，您是否愿意把户口迁入本地”这一问题的回答进行设定。当受访者回答“愿意”时，赋值为1，当受访者回答“不愿意”或“没想好”时，赋值为0。

2.核心解释变量

本文核心解释变量是农民工所在居住城市的住房支付能力，具体是指农民工家庭对城市住房购买的承受能力，使用房价收入比来度量。理论上，住房支出是由个人或家庭的收入存量所决定，但现有数据难以搜集个人一生收入的存量数据，且本文考察的群体为外出农民工，其流出地大多为地级市以下的农村或城郊地区，家庭对城市购房落户的代际支持能力相对较弱，因此收入数据采用家庭年收入水平这一流量变量代替。结合CMDS2017的问卷设计，本文房价收入比指标采用居住地城市单位面积商品住宅价格（元/平方米）除以农民工家庭上一年平均月收入水平计算得到。其中，商品住宅价格采用《中国城市统计年鉴》中商品住宅销售总额除以商品住宅销售总面积计算得到，缺失值根据地级市统计年鉴或统计公报数据计算填补。家庭平均月收入水平包括了工作单位包吃住折算价格的收入水平，即家庭平均月收入=报告家庭月收入+家庭成员所在工作单位包吃住折算价值，具体数值可根据问卷相关问题回答计算得到。

3.控制变量

借鉴已有文献，本文的控制变量包括农民工的禀赋特征、工作特征和流动特征变量。其中，禀赋特征变量包括受访者的年龄、性别、受教育年限、政治面貌、婚姻状况、家庭人口规模、住房特征；工作特征变量包括是否就业、就业身份、公有制就业、白领职业；流动特征变量包括流出地特征、流动范围和本地居留时间。此外，本文通过城市固定效应控制了城市的异质性特征。相关变量的具体设定和描述性统计如表1所示。

（一）基准回归结果

表2报告房价收入比对农民工城市落户意愿影响的基准回归结果。其中，列（1）仅控制核心解释变量和城市固定效应，列（2）—列（4）在列（1）的基础上依次加入农民工的禀赋特征变量、工作特征变量和流动特征变量。同时，借鉴相关文献做法，列（5）报告了控制所有变量的线性概率模型（LPM）估计结果。由表2可知，无论是只控制核心解释变量，还是加入控制变量，房价收入比的系数均在1%的统计水平上显著为负。另外，随着各控制变量依次加入，房价收入比的系数估计值变化并不大，表明模型中因潜在遗漏变量导致的内生性问题并不严重。根据列（4），房价收入比上升显著降低了有居留意愿农民工的落户意愿，不利于农民工市民化进程的推进。平均而言，由城市商品住宅价格与家庭平均月收入之比度量的房价收入比每上升1个单位，外出农民工城市落户意愿将下降1.4%。这一结果与列（5）的LPM估计结果基本一致，进一步说明估计结果的稳健性。

表2  基准回归结果

（二）工具变量方法

进行IV-Probit回归之前，首先对工具变量的排他性和相关性进行检验。具体而言，要求土地出让价格收入比要对房价收入比有较好的解释，又只能通过房价收入比来间接影响农民工的本地落户决策。本文首先对工具变量的排他性进行检验。在恰好识别（内生变量个数=工具变量个数）的情况下，无法从统计意义上验证工具变量是否满足外生性的假设。本文借鉴方颖和赵扬的做法，首先，使用出让价格收入比对农民工本地落户意愿进行回归，结果见表3的列（1）和列（3）。结果显示，无论是否加入控制变量，出让价格收入比的系数在1%的水平上显著为负，说明土地出让价格收入比上升显著降低了外出农民工的本地落户意愿。随后，使用出让价格收入比和房价收入比一起对落户意愿进行回归，结果见列（2）和列（4）。此时，房价收入比的系数在1%的水平上均显著为负，而土地出让价格收入比的系数均不显著。说明土地出让价格收入比并不直接影响农民工本地落户意愿，而仅仅通过影响房价收入比来影响外出农民工本地落户决策。综上，出让价格收入比作为房价收入比的工具变量，满足工具变量的排他性约束。

表3  排他性检验

表4报告了IV-Probit估计的回归结果。其中，列（1）和列（3）的第一阶段估计结果表明，无论模型中是否包括其他控制变量，出让价格收入比的系数均在1%的统计水平上显著为正，说明土地出让价格收入比对房价收入比有很强的解释力。另外，第一阶段的F统计量远大于10，排除了出让价格收入比是弱工具变量的可能性。综上，工具变量的相关性条件得到满足。列（2）和列（4）报告了IV-Probit方法的第二阶段估计结果。当回归中仅包括核心解释变量时，房价收入比的系数为-0.020，在1%统计水平上显著，控制全部变量后，房价收入比的系数为-0.016，仍在1%统计水平上显著。说明考虑内生性后，房价收入比每上升1个单位，外出农民工本地落户意愿下降1.6个百分点。与基准回归结果相比，IV-Probit估计下的房价收入比系数估计值相对略高，说明若不考虑内生性会低估房价收入比对农民工家庭城市落户意愿的挤出效应。

表4  IV Probit估计结果

（三）稳健性检验

表5报告了更换关键变量和缩小样本范围的稳健性检验结果。其中，列（1）删除对“如果符合本地落户条件，你是否会在本地落户”这一问题回答“没想好”的样本，仅将当受访者回答“不愿意”时，赋值为0。列（2）中核心解释变量房价收入比的计算中，家庭月收入未将用人单位包吃住的价值折算在内。列（3）参考《2020年农民工监测调查报告》中对外出农民工的界定，删除本次流动时间小于6个月的样本。列（4）删除了样本量小于50的城市样本，以剔除样本量较少的城市可能造成的偶然值影响。列（5）删除了市内跨县的短距离流动样本，仅保留省内跨市和跨省流动样本。表5结果表明，稳健性检验下房价收入比的系数仍为负，且在1%的统计水平上显著。说明稳健性检验下，房价收入比上升对农民工城市落户意愿具有挤出效应这一结论仍成立。

表5  稳健性检验：IV-Probit估计结果

（一）机制分析

为进一步揭示房价收入比上升如何影响农民工的城市落户意愿，本文尝试从农民工本地购房困难感知、农民工本地社会活动参与和农民工城市融入主观感受三个方面探索可能的影响机制。

1.本地购房困难感知

为验证假说2a，本文构造一个在本地买房困难感知的虚拟变量，检验是否存在因房价收入比上升造成农民工本地购房困难感知，进而降低其本地落户意愿的影响机制。其中，本地购房困难感知的度量基于受访者对问卷中“目前在本地，您家主要有哪些困难”这一问题的回答，若受访者选择“买不起房子”这一选项，则赋值为1，反之，赋值为0。

表6列（1）报告了房价收入比对农民工本地购房困难感知的回归结果。可以发现，Panel A中房价收入比的系数为正，且在1%统计水平上显著，说明房价收入比上升确实会通过提高农民工的本地购房困难感知，降低其在本地落户的意愿。Panel B的工具变量回归结果表明，考虑内生性后，农民工面临的房价收入比上升对其本地购房困难感知的影响依旧显著为正。

2.本地社会活动参与

为验证假说2b，根据问卷设计，本文选取“给社区提建议”“给政府提建议”和“参加社会公益活动”三个指标，构造农民工本地社会活动参与的虚拟变量，检验是否存在因房价收入比上升降低农民工本地社会活动参与，进而降低其本地落户意愿的影响机制。若受访者对上述问题回答“偶尔”“有时”和“经常”，表明其本地社会活动参与程度相对较高，赋值为1，若回答“没有”，赋值为0。表6中列（2）—列（4）报告了房价收入比对农民工本地社会活动参与影响的回归结果。可以发现，不论是否考虑内生性，房价收入比变量的系数均在1%统计水平上显著为负，说明房价收入比上升确实会通过降低农民工的本地社会活动参与，进而降低其本地落户意愿。

表6  房价收入比与农民工本地买房困难感知和本地社会活动参与

3.城市融入主观感受

为验证假说2c，本文选取了5个指标，构造外出农民工城市融入主观感受度量的虚拟变量，检验是否存在因房价收入比上升降低农民工城市融入主观感受，进而降低其本地落户意愿的影响机制。其中，涉及农民工城市融入主观感受的指标分别为：喜欢我现在居住的城市、关注居住城市的变化、愿意融入本地并成为其中一员、觉得本地人愿意接受我成为其中一员、感觉本地人看不起外地人。若受访者对上述问题的回答为“基本同意”和“完全同意”，赋值为1，若回答“完全不同意”和“不同意”，赋值为0。表7报告了房价收入比对外出农民工城市融入主观感受的估计结果。Panel A的结果显示，除列（1）外，房价收入比的系数均显著，说明房价收入比上升并不会降低农民工对所在城市的好感，但会降低其对所在城市发展的关注和其融入本地的意愿，且会有更多的农民工认为本地人看不起外地人，不愿接受自己成为其中一员。这些主观感受的回归结果一致表明，房价收入比上升会显著降低农民工城市融入的主观感受。Panel B报告了基于工具变量的回归结果，发现除列（1）和列（5）外，房价收入比变量的系数仍显著，且方向与基准模型估计结果相一致。以上结果说明，房价收入比上升确实会通过降低居留农民工城市融入主观感受，进而降低其本地落户意愿。

表7  房价收入比与农民工城市融入主观感受

（二）异质性检验

1.个体异质性分析

表8报告了基于农民工代际差异、学历差异和本地住房性质差异的个体异质性分析。列（1）和列（2）考察了房价收入比对农民工本地定居意愿影响是否存在代际差异。回归结果表明，相比于老一代农民工而言，房价收入比上升对新生代农民工城市落户意愿的负面影响更大。这可能是由于相比于老一代农民工，新生代农民工对农村农业的认同感相对较低，乡土情结较弱，更趋向在城市生活定居，城市落户意愿更强。并且由于新生代农民工收入和储蓄水平相对更低，城市商品房市场未能提供与新生代农民工住房支付能力相匹配的有效供给。因此，房价收入比上升对新生代农民工城市落户意愿的负面影响更强。

列（3）和列（4）考察了房价收入比对居留农民工本地落户意愿的影响是否存在学历水平差异。结合问卷设计，本文以大专学历为界限，将大专及以上学历样本定义为高学历群体，将大专以下学历样本定义为低学历群体，进行分样本回归。结果显示，相较于低学历水平的农民工，房价收入比对高学历农民工本地落户意愿的负面影响更大。这可能是由于高学历群体更多聚集于基础设施建设更好和公共服务水平更高的一、二线城市，其在居留城市的落户意愿对房价收入比的变动更加敏感。

列（5）和列（6）考察了房价收入比对本地有房者和无房者落户意愿的异质性影响。本文基于问卷中“您现住房属于下列何种性质”这一问题，构建是否本地有房的二元虚拟变量，若受访者回答“自购商品房”“自购保障性住房”“自购小产权住房”和“自建房”，则归类为本地有房者，赋值为1，其余归类为本地无房者，赋值为0。回归结果显示，房价收入比上升对本地拥有自有住房的农民工本地落户意愿并不显著，而对本地无房者的城市落户意愿显著为负。可能解释如下：自有住房对劳动力家庭有锁定效应，有房农民工再迁移的成本相对较高，再流动意愿相对较低，因此房价收入比的变动并不影响其本地落户意愿。反之，无房者的住房支付能力相对较差，落户意愿对房价收入比的变动更加敏感，房价收入比上升会降低其本地落户意愿。

表9报告了基于是否有家属随迁差异下的分样本回归结果。基于问卷设计，本文构建“配偶是否随迁”“子女是否随迁”“子女和配偶是否皆随迁”三个虚拟变量考察是否有直系亲属随迁对农民工城市落户意愿的影响。若有随迁，赋值为1，反之，赋值为0。结果表明，无论配偶和子女是否随迁，房价收入比上升均显著抑制了外来农民工的城市落户意愿。但相对于有家属随迁者，房价收入比上升对无家属随迁外出农民工的落户意愿更大。这可能是由于长期以来，城市中存在着与适龄儿童入学相联系的“学区房”制度，农民工子女在城市中面临较高的就学升学门槛。为获得相对优质的教育资源或满足家庭团聚的需要，有随迁家属农民工的城市落户意愿相对更强。

表9  异质性检验：是否有家属随迁

2.城市异质性分析

文中使用的285个城市间经济发展状况存在较大差异，本文进一步考察不同城市等级下房价收入比对居留农民工本地落户意愿的异质性，结果见表10。列（1）—列（3）汇报了不同城市等级的异质性回归结果。结果表明，相比于一线城市，非一线城市的房价收入比对农业转移人口落户意愿的作用更大。可能原因是，一线城市拥有丰富的教育、医疗等公共服务资源，也有更多的就业机会和更高的生活质量水平，对人才的吸引力更强，因此房价收入比对落户意愿的负向影响在一定程度上得到了缓解。列（4）和列（5）结果表明，相比于省会城市和计划单列市，非省会城市的房价收入比对城市落户意愿的负向影响相对较大，其逻辑与列（1）—列（3）基本一致。

表10  异质性检验：城市等级

随着户籍制度改革推进，中小城市落户限制放开，以落户门槛为标志的制度性因素对农民工城市落户的限制逐渐减少。在这样的背景下，以住房支付能力为代表的经济因素对农民工城市落户意愿的影响亟待关注。基于此，本文基于2017年流动人口动态监测调查数据匹配285个地级市商品住宅价格数据，以商品住宅价格与家庭月收入之比构建衡量农民工住房支付能力的房价收入比变量，实证分析了住房支付能力对农民工城市落户意愿的影响。研究结果表明：第一，房价收入比上升显著降低了农民工在居留城市的落户意愿。平均而言，房价收入比每上升1个单位，外出农民工在居留城市的落户意愿下降约1.6个百分点，工具变量法和稳健性检验下这一结论仍成立。第二，机制分析发现，较高的房价收入比通过提高农民工本地购房困难感知、降低农民工本地社会活动参与意愿、损害农民工城市融入主观感受，进而降低其落户意愿。第三，个体异质性分析发现，房价收入比对农民工城市落户意愿的抑制效应在新生代、受教育程度较高、本地无自有住房和有家属随迁的农民工群体中更加明显；城市异质性分析发现，相对于经济发达城市，房价收入比上升对位于经济不发达城市农民工的落户意愿挤出效应更大。

基于上述研究结论，本文提出以下政策建议：首先，构建以居住地为基础的城市公共服务体系。农民工对城市房产追求的根源在于附着在住房上的城市公共服务和社会福利，应进一步剥除户籍和住房上附带社会公共服务属性，实现真正的“租售同权”，通过公共服务均等化供给实现城市发展成果由居民共享。其次，把促进农民工增收放在重要位置。要通过市场和非市场力量减轻农民工在城市劳动力市场不利地位，加大农民工职业技能培训力度，切实提高农民工群体的职业技能水平和收入水平。同时，要加快建立农村地区“三权”自愿有偿转让退出机制，为农民工城市落户提供资金支持。最后，坚持“房住不炒”政策，发展多种形式的城市住房保障体系。加快出台房地产税等诸多政策措施限制住房价格上涨的政策，加大政府廉租房、公共租赁住房和共有产权房等多种形式的保障性住房建设力度，满足本地中低收入家庭和外来农民工家庭的居住需求。

附录A:

表A1  更换被解释变量的排他性检验