“住有所居”對流動人口定居意愿的影響
——基于非正規產權房的視角

林李月，朱 宇

（1.福建師范大學 地理研究所，福州 350117；2.上海大學 人口研究所暨亞洲人口研究中心，上海 200444）

一、引 言

中國式現代化是讓每一個中國人都能共享福祉的現代化。正如二十大報告提出的：圍繞“幼有所育、學有所教、勞有所得、病有所醫、老有所養、住有所居、弱有所扶”七個方面持續用力，以求“讓人民群眾的獲得感、幸福感、安全感更加充實、更有保障、更可持續”。毋庸置疑，這里的人民必然包括流動人口，因為流動人口是推進中國式現代化的重要力量，也是經濟社會發展等基本國情的動態反映。然而，數以億計的流動人口及其家庭并沒有在城鎮定居下來（朱宇、林李月，2019；林李月等，2019）[1，2]，為此加快推進流動人口市民化成為“十四五”時期全面提高新型城鎮化質量的重要任務。流動人口的定居意愿是促進其市民化的關鍵內在驅動力（丁悅等，2021）[3]，將成為破局的關鍵所在，應當予以深入徹底的研究與探討。

目前學術界圍繞流動人口定居意愿的現狀特征和影響因素進行了大量的研究，識別出不同層級（個體、家庭、地方等）和不同維度（自然、社會、經濟、政策等）的影響因素。大量的實證研究表明，戶籍制度只是影響流動人口在城鎮定居意愿的眾多因素之一，流入地勞動力市場因素和公共服務獲得情況、流動人口自身的人力資本以及流動人口的家庭生計條件和策略等因素也在其中扮演著重要角色。近年來，隨著市場經濟轉型的深化和戶籍制度改革的推進，流動人口在流入地工作、生活時間的延長和經濟狀況的改善，住房越來越成為影響他們在城鎮定居意愿的重要因素（朱宇、林李月，2019；張耀軍、陳蕓，2022；林李月等，2019）[1，4，5]。丁悅等（2021）[3]的研究發現，流入城市的住房開始取代就業成為流動人口定居決策過程中最為重要的經濟因素變量。然而，盡管中共中央反復強調“房住不炒”，但不少城市房價依然高企，遠超中低收入階層的能力負荷；迅速攀升的購房成本對收入偏低的流動人口在流入城市定居形成了巨大的“擠出”效應（夏午寧、岳宏志，2022）[6]。

同時，在保障房建設過程中，由于地方政府缺乏多元的資金渠道，建設動力不足以及城鄉二元制度的存在，大量流動人口通常被排斥在流入地保障房體系之外，導致流動人口對低廉、穩定住房的需求長期以來難以得到滿足。在此背景下，一種建設在農村集體土地上價格低廉的住房類型應運而生并蓬勃發展（鄒暉等，2013；He et al.，2019；林李月等，2022；Liu et al.，2018）[7-10]；這種住房由于用地規劃和建設未經政府批準而無法獲得法律認可的房屋所有權證，通常被稱為“小產權房”（劉燦、韓文龍，2013；劉繼光、楊祥雪，2019）[11，12]?！靶　痹谟谄洚a權的“不完整性”，購買者實際上占據了房屋但并不享有完整且合法的房屋產權，多以經過長期演化形成的“非正規制度”——例如村集體提供的產權證明、購房合同等作為產權保障（He et al.，2019）[8]。這種住房迎合了有購房需求但又難以支付正規住房價格的流動人口的住房需求（Zhao et al.，2017；陳宇琳，2019）[13，14]，在一定程度上彌合了家庭成員時空分割的生計狀態，助力實現了家庭居住空間的城鎮化（林李月等，2022）[9]。盡管如此，鑒于當前小產權房的規模巨大，如何處置小產權房已經變得不可回避，迫切需要一套實用的應對方案（胡映潔、張泓銘，2018）[15]。然而，由于小產權房的“非正規性”以及統計和調查數據的缺失，鮮有研究關注其微觀運作機理以及對其持有者可能產生的社會效應，進而削弱了政策實施與落地執行的針對性和有效性。事實上，小產權房的出現不是偶然的（葉敏、姚夢肖，2020）[16]，它是一個由眾多微觀主體的主觀需求和居住空間實踐集合而成的宏觀現象。因此，需要從微觀的視角深入分析其所關聯的利益主體的具體需求，認清小產權房產生的微觀機制和購買小產權房背后的深層次原因，以尋求合理的解決之道。

基于此，本文使用2017年中國流動人口動態監測調查數據，探索小產權房這一非正規產權房在流動人口定居意愿上的影響效應，從家庭在城鎮安居方面評價小產權房的功過及影響，以期探尋小產權房發生發展的微觀機制，為城市從增量發展向存量提升的轉型過程中小產權房問題的解決和新房改政策的制定提供數據支撐。

二、文獻回顧與分析框架

（一）非正規住房：“城市毒瘤”抑或“安身之所”

非正規住房是未經政府許可、脫離政府監管和城市規劃控制而形成的、不符合政府規定程序和規則的住房類型（Zhang et al.，2023）[17]，在發展中國家普遍且長期存在（UNECE，2009；Zebardast，2006）[18，19]。在發展中國家，隨著城鎮化的快速發展，大量鄉村人口涌入城市，城市人口和住房需求快速增長，城市保障房建設緩慢，難以滿足快速增長的住房需求；而低收入的鄉城移民卻又無法負擔價格高昂的正規住房。在這一現實背景下，低收入的鄉城移民群體不得不轉向購買或租用價格低廉的非正規住房，甚至是自建簡易住房（UN—Habitat，2016；Ren，2018）[20，21]；非正規住房和“貧民窟”等非正規居住空間成為越來越多鄉城移民在城市的落腳點（Shatkin，2004；Browder，1995）[22，23]。蓬勃發展的非正規住房給城市治理帶來了諸多的挑戰和麻煩，阻礙了城鎮化的健康持續發展，為此大部分發展中國家一開始對其持反對態度并將它看作“城市的毒瘤”（Castillo，2000）[24]。約翰·特納（Turner，1967）[25]的研究在一定程度上改變了人們對非正規住房的負面評價。他認為，非正規住房是城市低收入群體為滿足自身住房需求而提出的創新性方案。后來大量的經驗事實亦證明，非正規住房是鄉城移民等低收入階層可支付的住房類型，是滿足他們住房需求的一種替代性選擇，是他們在城市的“安身立命之場所”（比什·桑亞爾，2019）[26]。許多發展中國家經歷了非正規住房的無效治理后，開始對非正規住房采取包容性治理策略（葉敏、姚夢肖，2020）[16]。

與其他發展中國家相比，中國的情況相對復雜與特殊，雖然不存在許多發展中國家普遍存在的“貧民窟”式樣的非正規居住空間，但在各種因素綜合作用下，也形成了規?？捎^的包括小產權房、群租房、非法棚戶區、田間窩棚等在內的非正規住房形態（葉敏、姚夢肖，2020）[16]。魏立華等闡釋了非正規住房對城市住房體系的貢獻，認為其承擔了政府保障住房的有效職能（魏立華、李志剛，2006；藍宇蘊，2007）[27，28]。小產權房作為非正規產權住房，是非正規住房中的一種典型形式，為流動人口實現城鎮住房自有提供了可負擔的替代性選擇（秦波等，2022）[29]。從數量上看，小產權房已然成為除商品房、廉租房、公租房、經濟適用房之外的無法忽視的城鎮住房形態。2010年前后，關于地方的散點數據發現，在北京，小產權房約占住房市場的30%（Deng，2009）[30]；在深圳，集體土地上的建筑（該口徑略大于小產權房）約占住房總建筑面積的50%（Qiao，2015）[31]；在成都，小產權房占商品房市場的30%；在太原，小產權房數量占在售樓盤總量的20%以上（劉?？?，2019）[32]。2021 年全國小產權房面積約有73億平方米，占住房總面積的24%[33]。受限于數據獲取的局限性，迄今研究普遍忽視了小產權房產生發展的微觀機理以及對其持有者在定居決策過程中的作用，反過來抑制了小產權房的解決之道。

（二）分析框架

“各安其居而樂其業”，自古以來中國居民便強調住房的重要性；在國際上，在某個地方購房安家也一直被視為移民在該地安居樂業的重要標志（Mallett，2010）[34]。作為流動人口實現“居者有其屋”的主要手段之一，小產權房可從事實性產權占有的角度提升其持有者的定居意愿，而且其低廉的價格可弱化甚至掩蓋城市高昂房價的擠出效應。然而，小產權房是一種不受法律保護的、擁有有限產權的住房類型，還具有居住空間邊緣化的隔離效應和使用價值的折價效應，從而抑制其持有者的定居意愿（圖1）。

圖1 小產權房對流動人口定居意愿的作用路徑示意圖

第一，住房產權的鎖定效應。住房產權反映了個體或家庭對住房的擁有程度，流動人口在某地擁有產權住房能夠提高他們對該地的黏著性，從而強化其定居意愿。相關研究證實了相較于租賃住房，流動人口在流入地擁有自有住房可降低其再次遷移傾向和提升其定居意愿（林李月等，2019；Liu et al.，2017）[4，35]。雖然小產權房是游離于正規市場體系之外且不被法律所承認和保護的非正規產權房，但對于流動人口來說，購置小產權房可實現對住房的事實性占有（秦波等，2022）[29]，可滿足他們對廉價自有產權住房的需求和實現家庭團聚的渴望，從而提高其定居意愿。

第二，低廉準入門檻的激勵效應。房價對流動人口定居意愿的影響是通過增加居住成本來削弱其定居意愿。相關實證研究發現，各大城市居高不下的房價是影響流動人口城市居留意愿的重要因素（Lin ＆ Zhu，2022）[36]。一方面，住房價格攀升導致遷移成本增加，對流動人口定居形成巨大推力；另一方面，高房價通過提高流動人口預期購房成本而降低其定居意愿。眾所周知，小產權房在許多地方頗具規模最為重要的原因之一是其價格低廉化。一項在北京的調查研究發現，小產權房的售價一般只有同樣位置正規商品房的40%～60%（Wang ＆ Sun，2014）[37]。筆者在福建沿?？h市的調研發現，在縣城郊區自建小產權房的成本僅為周邊商品房售價的10%～20%；縣城小產權房的售價也僅為周邊商品房售價的35%～40%。因此，在正規商品房房價居高不下、個人無力負擔的現實窘境下，小產權房低廉的銷售價格賦予了流動人口在城鎮實現購置住房的替代性選擇，弱化了城市高房價的擠出效應從而增強其定居意愿。

第三，居住空間的隔離效應。住房條件和居住區位是反映生活質量的重要指標，更好的住房條件和更為優越的居住區位有助于流動人口形成“家”的歸屬感而激發定居意愿（林李月等，2019；Liu et al.，2017）[4，35]。然而，由于小產權房大都分布在城市郊區或邊緣區（申明銳，2011）[38]，通常意味著相對封閉的居住圈層與有限的社區資源；而且小產權房開發過程缺少必要的政府規劃與監管，其建筑質量和周邊配套設施可能比正規商品房差，導致居住其中的流動人口面臨居住空間隔離和居住條件差的境遇，從而降低定居意愿。

第四，使用價值的折價效應。近年來，優質的公共服務已經影響流動人口定居決策的另一重要因素（林李月等，2019）[2]。由于城市的城鎮戶口大多附著于住房，住房也由此承擔著為居住者提供社會地位、工作、教育和醫療等公共服務的功能。然而，小產權房沒有合法的房屋所有權證，其持有者的居住權益無法得到保障，難以享有就業、教育等公共服務而導致其使用價值的折價（秦波等，2022）[29]。同時，近年來，許多城市都開展了對包括小產權房在內的違章建筑的“拆違”行動，導致居住在小產權房中的流動人口可能面臨隨時被“拆違”的不安全感而弱化其使用價值，從而降低定居意愿。

三、數據與模型

（一）數據來源

本文的主要數據來自于2017年中國流動人口動態監測調查數據（2017年CMDS數據）。該調查由國家健康衛生委員會組織開展，覆蓋全國31個（省、區）和新疆生產建設兵團，采用分層、多階段、與規模成比的PPS方法隨機抽取在流入地居住一個月以上，非本區（縣、市）戶口的流入人口進行調查，在流動人口研究領域具有很好的代表性和適用性。2017年CMDS數據共有169 980個樣本，剔除異常數值或數據缺失以及個人收入為負值的樣本，共得到139 512個樣本。此外，還使用了部分筆者2021年在福建省沿海發達縣域實地調研數據，與基于2017年CMDS數據分析得到的實證結果相互補充與驗證。

（二）變量說明與描述性統計

被解釋變量為定居意愿。2017 年CMDS 數據中涉及到居留意愿的問題有兩個：Q1 今后一段時間，您是否打算繼續留在本地？Q2如果您打算留在本地，您預計自己將在本地留多久？前者用來度量流動人口有無居留意愿；后者則關注流動人口的居留時長，共設0～4年、5～9年、10年以上、定居和沒想好5 個選項。將在Q1 中回答打算繼續留在本地，且在Q2 中選擇“定居”的樣本認定為有定居意愿，賦值為1，其余視為沒有定居意愿并賦值為0。在穩健性檢驗中，選取了與定居意愿密切相關的戶籍遷移意愿和長期居住意愿作為替換因變量。借鑒李亭亭等人（2021）[39]的研究，將Q1中回答打算繼續留在本地且Q2中選擇5～9年和10年以上的樣本認定為有長期居留意愿，賦值為1，其余賦值為0。戶籍遷移意愿變量的賦值是依據“如果您符合本地落戶條件，您是否愿意把戶口遷入本地”這一問題，將回答“愿意”的賦值為1，其余賦值為0。

核心解釋變量為“是否購置小產權房”。在2017年CMDS數據中被調查者的現住房性質包括單位雇主房、政府提供公租房、自購商品房、自購保障性住房、自購小產權房、借住房、就業場所、自建房、其他非正規居所、租住私房等11種類型。調查結果顯示，62.95%的流動人口，其住房性質為租住私房，11.88%的流動人口居住在單位雇主房，4.34%的流動人口居住在就業場所、借助房、政府提供的公租房和其他非正規居所，20.81%的流動人口擁有產權房。在擁有產權房的流動人口中，商品房的比例為79.29%，自建房的比例為9.13%，小產權房的比例為8.65%，保障性住房的比例僅為2.93%。

盡管流動人口自購小產權房的比例較低，但仍是流動人口實現自有住房的渠道之一，而且現實中流動人口持有小產權房的比例可能要比這高得多。因為2017年CMDS數據中的流動人口是特指非本區（縣、市）戶口的流入人口，而實地調研發現小產權房的購買者大多是本區（縣、市）內跨鄉鎮或是鎮內跨村的流入人口。例如，筆者在福建省福安市（縣級市）郊區的調查發現，購置小產權房的外來人口中，65.85%是市內跨鄉鎮流動的人口，23.17%是來自本鄉鎮其他村莊的人口，來自市外的流動人口僅占10.98%；在石獅市（縣級市）城區小產權房的購買人群中，市內跨鄉鎮流動的人口占到71.81%，來自石獅市以外的流動人口僅占28.19%。

控制變量方面，借鑒已有文獻（如，朱宇、林李月，2019；Liu et al.，2017；Lin ＆ Zhu，2022）[1，35，36]，控制了年齡、年齡平方項、性別、婚姻狀況、受教育程度、收入狀況、職業類型、流動范圍、流入本地時間和地區虛擬變量。表1是變量定義及描述性統計結果。

表1 變量設定說明與描述性統計

（三）基準回歸模型選擇

由于被解釋變量是定居意愿，屬于（0，1）的二元離散變量，故借鑒已有研究（鄒一南，2023）[40]，在基準回歸中采用Probit模型。該模型的表達式為：

其中，Yi*為被解釋變量；若流動人口i愿意在本地定居，則Yi*取值為1，若不愿意則取值為0。Housingi為核心解釋變量；若流動人口i的住房類型為自購小產權房，則賦值為1，其余賦值為0。Zi為一系列控制變量，Areai表示地區虛擬變量，α、β、δ、γ為待估參數，εi為隨機擾動項。

四、實證結果及分析

（一）基準回歸結果

表2報告了基準模型的回歸結果。其中，模型1只控制了核心解釋變量，模型2加入了個體和家庭控制變量，模型3進一步加入了地區虛擬變量?？傮w來看，流動人口在流入地購置小產權房對其定居意愿有正向影響，所有結果均在1%的顯著性水平下通過檢驗；控制變量的結果與已有文獻的結論相似，本文不再贅述。

表2 基準回歸：購置小產權房對流動人口定居意愿的影響

根據模型3的回歸結果計算出，與沒有購置小產權房的流動人口相比，購置小產權房者的定居意愿提高了16.6%。因此，倘若暫不考慮小產權房的不合法性和非正規性，從統計意義上看，小產權房通過其事實性住房產權的鎖定效應和低廉準入門檻的激勵效應確實在一定程度上強化了流動人口的定居意愿。這一結果揭示了小產權房的低準入門檻和對產權的事實性占有是造成小產權房屢禁不止的重要原因，而且這種趨利性還進一步延伸至其持有者——流動人口的定居決策過程中。

然而，應當看到的是，小產權房是不被認可的非正規產權房，流動人口購買小產權房而獲得的也僅是事實性的產權占有，其“產權”是缺乏法律保護的，如果遇到整頓和拆除小產權房或遇到國家征地，是無法獲得任何賠償的。因此，這種非常規甚至不合法的“安居之道”，實際上不利于蝸居其中的流動人口實現完整市民化，還極有可能陷入“房財兩空”的困境。更為重要的是，流動人口購置小產權房的行為助長了不良的社會風氣，導致正規房地產市場的運作偏離正常狀態，對城市和鄉村治理帶來極大的挑戰與風險。當前宏觀經濟增速下降和流動人口規模持續擴張的疊加效應可能還會進一步助推小產權房的無序蔓延。因此，有關部門應高度重視小產權房的非正規性和不合法性問題及其給經濟社會發展帶來的風險，制定系統性的治理策略。

（二）內生性討論和穩健性檢驗

流動人口購置小產權房可能是自選擇的結果，為了糾正可能的選擇性偏誤，本文采用傾向值匹配法（PSM）構建購置小產權房對流動人口定居意愿影響效應的反事實框架模型，進行內生性討論。圖2展示了基于最小鄰近匹配法得到的匹配前后處理組與控制組傾向得分值的分布情況。結果顯示，匹配前兩組樣本之間存在著顯著差異，匹配后兩組樣本的差異明顯減弱，表明二者的各方面特征已非常接近，接近了隨機試驗的效果。在此基礎上，本文測算了匹配后購置和沒有購置小產權房兩組流動人口樣本的平均處理效應（ATT）。在不同匹配方式下，ATT均在1%水平下顯著（表3），說明在消除樣本間可觀測的系統性差異后，購置小產權房對流動人口定居意愿具有正向影響，與基準回歸結果一致。

圖2 匹配前后處理組與控制組的傾向得分值概率分布

表3 傾向值分析結果

接下來對基準回歸模型的穩健性進行檢驗：第一，通過補對數—對數模型控制稀有事件偏差，并通過替換模型、替換樣本和替換變量開展穩健性檢驗。由于小產權房樣本的比例較低，屬于“稀有事件”，Probit 模型估計結果可能存在偏差，這種偏差屬于稀有事件偏差，故使用非對稱的極值分布即補對數—對數模型修正可能存在的偏差（模型4）。同時，采用logit 模型替換基準回歸中的Probit模型（模型5）。第二，自購商品房和保障性住房等完全產權房樣本的存在有可能使得估計結果有偏。因此，進一步剔除完全產權房樣本進行穩健性檢驗（模型6）。第三，利用長期居住意愿、戶籍遷移意愿替換被解釋變量進行回歸（模型7～8）。從表4可見：在糾正了樣本的自選擇偏誤后，購置小產權房對定居意愿仍有顯著的促進作用；購置小產權房對長期居住意愿、戶籍遷移意愿也存在顯著的正向影響，充分驗證了基準回歸模型結果的穩健性。

表4 穩健性檢驗

（三）異質性分析

基準回歸模型得到的是購置小產權房對流動人口定居意愿影響的平均效應，而不同特征流動人口群體的社會經濟地位和居住需求存在差異，在感知和識別小產權房的風險能力上也差別較大。因此，本文進一步將樣本分類，考察流動人口購置小產權房對其定居意愿影響效應的異質性，結果如表5所示。

表5 異質性分析

從代際差異看，無論老一代流動人口還是新生代流動人口，購置小產權房對其定居意愿都具有顯著正向作用，但是相對于新生代流動人口，購置小產權對老一代流動人口定居意愿的影響效應更強。表5的模型（1）的結果顯示，在流入地購置小產權房，新生代流動人口的定居意愿提升15.4%，老一代流動人口的定居意愿提升18.8%。這可能與不同代際流動人口的流動類型和對法律風險的感知能力不同有關。相對于新生代流動人口，老一代流動人口通常在流入地擁有更大的家庭規模，需要更大的居住空間以便實現家庭團聚；同時老一代流動人口文化程度低，法律風險意識淡薄，對小產權房的非正規性所造成的不安全感的感知能力差。因此，盡管小產權房是不合法的“安居之所”，但是隨遷小孩發展和家庭團聚的重要性在一定程度上降低了老一代流動人口對這種不合法“安居之所”的法律風險認知，使得他們愿意“鋌而走險”購買小產權房，并將其視為在流入地城市的“固定住所”而對定居決策帶來積極的促進作用。

表5的模型（2）和（3）展示了購置小產權房對流動人口定居意愿影響在不同教育程度和收入組別群體間的差別效應。從不同受教育程度看，在流入地購置小產權房對受教育程度為初中的流動人口促進效應更強。采用二分法，根據樣本中收入水平的均值將樣本分成兩個子樣本，收入水平大于等于均值的為高收入組，小于均值的為低收入組?；貧w結果表明在流入地購置小產權房對低收入組流動人口的激勵作用更為明顯。對此的解釋是，受教育程度為初中和收入低的流動人口可能經常面臨著人力資本不足和購房能力低下的限制，而低廉性的小產權房在一定程度上承擔著保障性住房的角色，削弱了能力不足帶來的負面影響。此外，他們通過購置小產權房在流入城市獲得了認同感和安全感，有助于他們更好的融入當前流入城市，進而有效地強化了定居意愿。

五、結論和政策含義

對小產權房的研究一直是學術界探討的熱點話題，同時也是一個頗具爭議性的話題（劉?？?，2019）[33]。本文運用全國性的微觀數據，從個人層面研究購置小產權房對流動人口定居意愿的影響效應，借此揭示小產權房發生發展的微觀機理及其社會效應。首先，研究發現，小產權房通過其事實性住房產權的鎖定效應和低廉準入門檻的激勵效應在一定程度上強化了流動人口的定居意愿。這可能是因為價格低廉的小產權房在某種程度上扮演著經濟適用房、廉租房或公租房的角色，這一結果對解決小產權房和流動人口及其家庭在城鎮的安居問題提供了重要的政策思路。盡管如此，現實中仍應該高度警惕和重視小產權房對流動人口實現完整市民化和正規房地產市場健康運作帶來的諸多負面挑戰。其次，研究還發現，那些收入水平和受教育程度更低、對廉價住房有更高需求但是法律風險意識更加淡薄的流動人口，更有可能被小產權房所吸引而表現出更強的定居意愿。說明經濟地位偏低和法律風險感知能力弱的流動人口在面對小產權房的低廉性時更容易作出“非理性”選擇。這一點提醒我們，在治理和整頓存量小產權房時要對蝸居其中的弱勢流動人口群體予以充分的人文關懷，找尋保障弱勢流動人口群體利益與解決小產權房問題之間的平衡點。

上述研究結果對中國現代化建設進程中解決小產權房問題和推進流動人口市民化有重要的政策含義。一方面，小產權房通過價格低廉和事實性住房持有對流動人口定居意愿造成影響，因此妥善解決小產權房問題的根本在于建立健全多層次城鎮住房保障體系，加大保障性住房建設和供給，將附著在小產權上的“廉價住房”功能剝離開來，從根源上破除小產權房滋生的現實土壤。地方政府切實落實中央關于擴建保障性住房的政策，改善當地保障住房的建設力度和供給水平，確保廉租住房和經濟適用住房的資金投入和土地供應，分人分類施策、精準精細提高流動人口的住房保障水平。如，將中低收入流動人口家庭納入到廉租住房或公租房體系，對有一定購買能力的流動人口家庭供應經濟適用住房。同時，穩定和降低大城市的房價，建立和完善房地產市場平穩健康發展的長效機制，讓流動人口真正享受到可支付健康住房的居住權，以求“讓流動人口的獲得感、幸福感、安全感更加充實、更有保障、更可持續”。

另一方面，購置小產權房對人力資本偏低且法律認知和風險感知能力較弱流動人口定居意愿的提升效應更為明顯，說明上述流動人口群體在購買小產權房和定居決策過程中未能理性地看待小產權房的非正規性和不合法性，可能會使原本經濟地位就偏低的他們遭受更大的利益損害。因此，在現有政策框架下，需要找到保障房與小產權房的兼容性。如，對符合一定條件尤其因復雜歷史原因形成的小產權房，建議引入政府作為產權的一部分[12]，考慮以補繳土地出讓金等形式將其權利中殘缺部分予以補齊，納入保障房體系，再通過共有產權的方式供給于購買小產權房的流動人口，發揮其有效作用。當然，并非所有的小產權房都適合轉化為保障房，如果其不合發展規劃、質量不合格，政府還是要采取必要措施進行拆除。同時，積極發揮政府宣傳引導作用。政府通過媒體對小產權房問題的宣傳引導，明確建造和購買小產權房的違法性和風險性。當流動人口感知到購買小產權房有風險后，就會有意識地減少購買行為，避免自身利益損害，從源頭上杜絕小產權房的產生。作為從微觀視角探究小產權房產生邏輯及其社會效應的嘗試，本文還存在一些不足，有待在未來研究中加以改進。尤其是由于數據的限制，本文只能使用2017年的數據進行實證研究，數據時效性有所不足，但這仍是目前全國范圍內少有的能用于探究小產權房與流動人口定居意愿之間關系的微觀數據，期待未來有更新的數據進行實證分析。事實上，目前研究中所表現出的對小產權房數據的缺失及其所關聯的流動人口群體生計特征的忽略，正是本文研究的源起，希望能起到拋磚引玉的作用，激發更多的思考與探索。?