身份认同对农民工住房消费的影响

周战强，罗 俊

(1.中央财经大学 经济学院, 北京 102206; 2.申万宏源证券有限公司 固定收益融资总部，北京 100033)

一、引 言

城乡经济发展不均衡导致大量农民工流入到城市中谋生和发展。国家统计局2019年农民工监测调查数据显示，我国农民工总量达到2.9亿人。(1)国家统计局：《2019年农民工监测调查报告》(2020年4月30日)，http:∥www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202004/t20200430_ 1742724.html.居住问题是进城农民工无法回避的一个重要的问题。近年来，虽然农民工人均居住面积有所提高、居住条件有所改善、住房支出有所增加，但是，他们在城市的住房状况、居住环境和住房消费水平与本地居民相比仍有明显差距。(2)陈宝华：《农民工市民化进程中的住房问题研究》，《农村经济与科技》2018年第11期。合理妥善解决农民工的居住问题，既是推动我国新型城镇化的必然要求，又是满足农民工日益增长的美好生活需要的具体体现。

对于农民工住房选择，学界从不同角度进行了解释。一是从经济角度看，迁移者的收入增加会提高住房消费水平，(3)陈云凡：《新生代农民工住房状况影响因素分析——基于长沙市25个社区调查》，《南方人口》2012年第1期。家庭资本积累是住房消费行为的物质基础和基本保障。(4)缪健颖、杨国永：《福建省农村家庭住房消费行为的影响因素分析》，《湖北文理学院学报》2018年第11期。二是从人力资本看，文化程度、工作经验、技术水平都与住房消费水平同方向变化。(5)杨巧、杨扬长：《农民工城市住房消费选择的影响因素分析——基于CLDS(2012)数据的实证检验》，《天津财经大学学报》2016年第6期。三是从家庭特征看，家庭年龄结构影响消费，少儿抚养系数和老年抚养系数越大，家庭负担越重，住房消费水平越低；(6)李春琦、张杰平：《中国人口结构变动对农村居民消费的影响研究》，《中国人口科学》2009年第4期。家庭规模越大，需要的居住空间越大，这会提高住房消费水平。(7)肖作平：《我国个人住房消费影响因素研究——理论与证据》，《经济研究》2014年第S1期。四是从心理方面看，有长期居留意愿的农民工愿意在住房消费上投入更多，(8)周明海、金樟峰：《长期居住意愿对流动人口消费行为的影响》，《中国人口科学》2017年第5期。有转户意愿的农民工的住房支出份额较高。(9)宁光杰、刘丽丽：《市民化意愿对农业转移人口消费行为的影响研究》，《中国人口科学》2018年第6期。虽然这些研究为住房消费提供了多方面的解释，但是，忽略了由于工作和生活空间的变化而带来的身份认同对农民工住房消费的影响，而且这些研究中涉及的实证分析主要是相关性分析，较少识别变量间的因果效应。

农民工从农村到城市谋生和发展，工作和生活场所发生了很大的变化，在城市文化的熏陶下，他们会重新思考和确认自己的身份定位——自己是属于“城市人”还是“外地人”？以构建自己的身份认同。根据Akerlof和Kranton(2000)创立的身份经济学，身份认同影响个体的经济决策。每个身份类型的人应遵循所属群体的社会规范，按照所属群体的经济行为方式采取行动，才能达到效用最大化。(10)Akerlof G A, Kranton R E,Economics and identity,Quarterly Journal of Economics, vol.115, no.3,2000.住房消费选择是农民工在流入地面临的一项重要经济决策。根据2014年流动人口动态监测数据，住房消费开支占农民工全部消费支出的23.39%。农民工的住房消费明显比流入地居民要低，因此，对流入地的身份认同必然会提高其住房消费水平。

基于此，本文利用2014年流动人口动态监测数据，采用倾向值匹配法，分析身份认同对农民工住房消费的影响，以及两者的关系是否受到社会保障的影响。由于大多数农民工都是租房居住，本文的住房消费考察的是租房居住农民工的住房消费。研究结果发现身份认同显著增加农民工住房消费，社会保障对这一影响有明显调节作用。本研究的贡献在于：一是将身份认同因素纳入对农民工住房消费的考察之中，拓宽了农民工住房消费的分析视角。二是以社会保障为调节变量，分析了身份认同对农民工住房消费作用的边界条件，深化了对两者关系的认识。三是采用倾向值匹配法来解决选择性偏差问题，识别身份认同对农民工住房消费的因果效应。

二、研究假设

长期以来，身份认同在社会学和心理学领域得到深入研究，它是指个体对自己属于哪个群体以及在特定群体中对自己是谁、从何处来、到何处去的认知。Akerlof和Kranton(2000)认为个人效用函数取决于个体自身行为、群体中他人行为和个体身份认同，这意味着身份认同也是个体在最大化效用时需要考虑的因素。个体将自己和他人划分为不同的身份类型，而这些类型与相应的行为规范紧密相连。属于不同身份类型的人要遵循各自群体的内部规范，而不同的规范又决定了个体的经济行为决策。(11)Akerlof G A, Kranton R E, Economics and identity,Quarterly Journal of Economics,vol.115, no.3,2000.在消费行为决策方面，身份认同决定消费行为，个体总是选择与自己身份相一致的消费行为。(12)彭华民：《消费社会学》，天津：南开大学出版社，1996年，第124页。

与城市居民相比，农民工的消费倾向更低、储蓄倾向更高，这导致他们的消费能力远低于城市居民。(13)Tao L, Hui E C M, Wong F K W,Housing choices of migrant workers in China: Beyond the hukou perspective,Habitat International, vol.49, no.10,2015.对“城市人”身份的认同会使他们按照城市居民的消费方式行事，提高其消费水平。(14)孙文凯、李晓迪、王乙杰：《身份认同对流动人口家庭在流入地消费的影响》，《南方经济》2019年第11期。钱龙等(2015)发现身份认同显著影响农民工的文娱消费，认同市民身份的农民工有更高的文娱消费水平。(15)钱龙、卢海阳、钱文荣：《身份认同影响个体消费吗？——以农民工在城文娱消费为例》，《南京农业大学学报(社会科学版)》2015年第6期。宋艳姣和王丰龙(2016)对比不同身份认同的流动人口时发现，与自认为是“老家人”的群体对比，那些身份处于模糊状态的群体消费水平明显较高，而自认为是城市居民的群体消费水平更高。(16)宋艳姣、王丰龙：《身份认同对流动人口消费水平的影响》，《中国人口报》2016年7月4日，第3版。由此推测，如果认同流入城市居民的身份，农民工在住房选择上会趋向于城市居民住房消费水平，表现为住房支出的增加。因此，本文提出研究假设1：

H1：身份认同能够增加农民工住房消费水平。

个体消费支出不仅取决于当期收入，也受到持久收入的影响。(17)Friedman M,A Theory of the Consumption Function,Princeton: Princeton University Press, 1957,p.222.社会保障制度起着收入再分配的作用，能帮助人们抵御因工作不稳定、疾病、意外事故等造成收入急剧下降的风险，(18)Modigliani F,The life cycle hypothesis of saving, the demand for wealth, and the supply of capital, Social Research, vol.33, no.2,1966.增加持久收入的稳定性，减少预防性储蓄，增强其消费能力。(19)陈梦真：《养老社会保障与城镇居民消费——理论分析与实证检验》，《社会保障研究》2010年第1期。实证分析也表明，社会保障能显著提高居民的消费水平，(20)张继海：《社会保障养老金财富对城镇居民消费支出影响的实证研究》，《山东大学学报》2008年第3期。并且社会保障支出变化对我国居民消费有62%的影响力。(21)于泳：《我国社会保障与居民消费的实证性研究》，《财会研究》2009年第5期。

农民工拥有社会保障能有效应对遭遇的意外风险，减少为未来失业、就医、退休养老等而进行的预防性储蓄，增加其当前的边际消费倾向。在实现身份认同的前提下，相对无社保的农民工，那些加入社会保障体系的农民工，抵抗各种社会风险的能力更强、对未来不确定性预期更稳定。(22)董昕、张翼：《农民工住房消费的影响因素分析》，《中国农村经济》2012年第10期。一方面，稳定的社会保障预期使得农民工进行跨期替代消费，将未来的住房消费支出当期化。另一方面，因社保带来的预防性储蓄减少使得农民工可将更多的当期收入用于住房消费。实证分析发现，购买养老、医疗保险的农民工比其他农民工更易于选择消费。(23)毛哲山、刘珍玉：《新生代农民工消费行为及其影响因素研究》，《北京青年研究》2017年第3期。由此推测，拥有社会保障的农民工的身份认同对住房消费的影响可能更大。因此，本文提出研究假设2：

H2：社会保障正向调节身份认同对农民工住房消费的影响。

三、研究设计

(一)数据来源

本文数据来源于原国家卫计委2014年全国流动人口卫生计生动态监测调查数据。其调查对象为在流入地居住一个月及以上、非本区(县、市)户口、年龄在15～59周岁的流动人口。该问卷采用分层次、多阶段和与规模大小成比例的概率抽样(PPS)方法，调查范围涵盖北京市朝阳区、山东省青岛市、福建省厦门市、浙江省嘉兴市、广东省深圳市和中山市、河南省郑州市、四川省成都市等8个城市(区)，调查内容包括个人基本情况、就业与收入支出、基本公共卫生和医疗服务、婚育情况与计划生育服务、社会融合和心理健康等六个板块。本文研究对象为农民工，仅保留户口性质为农业户口、本次流动原因为务工经商的样本。由于本文住房消费考察的是租房消费，将已购房样本也排除在外。按上述规则筛选后，剩下12，130个有效观测值。

(二)变量设计及描述性统计

1.被解释变量

本文被解释变量为农民工住房消费，由住房消费绝对量和相对量两个维度来刻画。绝对量是根据调查问卷中下面两个问题计算的月住房消费支出：“如果单位包住，那单位每月包住大概折算为多少”、“您家在本地每月交多少住房房租”。为使数据更加平稳、减弱异方差，本文采用月住房消费支出加1后取对数的形式。相对量是月住房消费与家庭在本地月平均总支出(含包吃包住折算金额)之比。月住房消费样本均值为692.5元，占总支出的23.1%。

2.核心解释变量

本文核心解释变量为农民工身份认同。借鉴已有研究的类似做法，(24)彭远春：《论农民工身份认同及其影响因素——对武汉市杨园社区餐饮服务员调查分析》，《人口研究》2007年第2期。(25)祝仲坤、冷晨昕：《住房状况、社会地位与农民工的城市身份认同——基于社会融合调查数据的实证分析》，《中国农村观察》2018年第1期。本文采用认同结果即“您认为自己是不是本地(即流入地)人”来衡量农民工身份认同，被访者选择“是”取值为1，“不是”取值为0。样本中18.10%的受访者认为自己是本地人，可见，大部分农民工虽然在城市工作和生活，但并不认同自己是本地人。

3.调节变量

本文调节变量为社会保障，用五险一金(包括城镇职工养老保险、城镇职工基本医疗保险、失业保险、工伤保险、生育保险、住房公积金)衡量。将社会保障设置为虚拟变量，如有五险一金之一，其取值为1，否则，取值为0。样本中有社会保障的受访者占35.2%。可见，仍有大部分农民工未加入到社会保障体系中，社保覆盖率较低。

4.控制变量

参考既有文献，本文控制了农民工的四类特征变量。

一是个体特征变量，包括性别、年龄、民族、婚姻状况、受教育程度。将性别设置为虚拟变量，男性取值为1，女性取值为0，样本中男性要多一些，占比为56.8%。将年龄设置为连续变量，平均年龄32.4岁。将民族设置为虚拟变量，汉族取值为1，少数民族取值为0，绝大多数受访者为汉族，占比为96.3%。将婚姻状况设置为虚拟变量，已婚(初婚、再婚)取值为1，未婚(未婚、离婚、丧偶)取值为0，大多数受访者为已婚，占比为71.1%。将受教育程度分为四类，低(未上小学、小学)、较低(初中)、较高(高中)和高(大学专科、大学本科、研究生)，初中学历受访者最多，占56.2%，这里以低教育程度为基准，将较低、较高、高教育程度设置为虚拟变量。

二是家庭特征变量，包括户籍地、家庭平均月总收入、户籍地住房面积、是否有孩子、老家事情操心程度。将农民工按户籍地分为西、中、东部，分别占30.32%、32.12%、37.56%，从东部出来的农民工相对比例最高，这里以西部为基准，将中、东部设置为虚拟变量。样本家庭平均月收入的均值为5774.35元，模型中采用的是家庭平均月收入加1后取对数的形式。农民工老家住房面积的均值为153.21平方米，模型中采用老家住房面积加1后取对数的形式。将农民工有无孩子设置为虚拟变量，有孩子取值为1，没有孩子取值为0，有孩子的受访者占多数，为63.9%。农民工需要操心的老家事情包括老人赡养、子女照看、子女教育费用、配偶生活孤独、干活缺人手、家人有病缺钱治、土地耕种及其他，有上述一项就记为1，否则记为0，然后加总形成一个计数变量，表示老家事情操心程度。该变量数值越大，表示越操心老家的事情。该变量均值为1.8550，说明受访者需要操心的老家事务不多。

三是工作及居住特征变量，包括就业身份、平均每天工作时间、工作单位是否包吃包住、住房属性、居住社区类型。将就业身份设置为虚拟变量，若是雇员取值为1，不是雇员取值为0，雇员占大多数，为65.5%。平均每天工作时间以上月或上次就业平均每天工作时间表示，该变量的样本均值为9.22小时。将工作单位是否包吃包住设置为虚拟变量，若是取值为1，不是取值为0，有两成的受访者由单位提供食宿。将现住房性质分为免费住房(单位或雇主提供免费住房、借住房)、租房(租住单位或雇主房、租住私房、政府提供廉租房、政府提供公租房)和其他住房(其他非正规居所、就业场所)，以免费住房为基准，将租房、其他住房设置为虚拟变量，租房占比最高，为85.7%。将居住社区类型分为农村社区、城郊结合部、城中村或棚户区、未经改造的老城区、经济适用房或机关事业单位或工矿企业社区、别墅或商品房区六类，并以农村社区为基准，将其余五种类型设置为虚拟变量，其中农村社区占比最高，为33.18%。

四是流动特征变量，包括流动范围、流入城市。将农民工流动范围设置为虚拟变量，跨省流动取值为1，省内流动(省内跨市、市内跨县)取值为0，过半数的受访者都是跨省流动的农民工。样本中农民工流入城市共计8个，以成都市为基准，设置7个虚拟变量，表示农民工是否流入嘉兴市、青岛市、深圳市、北京市、厦门市、郑州市和中山市。

本文变量设计及描述性统计如表1所示。

表1 变量设计及描述性统计

(三)研究方法

1.倾向值匹配法

本文研究的问题是身份认同对农民工住房消费的影响。由于农民工是否认同本地人身份一般与农民工自身特点、家庭特征、工作、居住及流动状况等有关，农民工的身份认同并非外生决定或随机分配的，存在自选择问题。Rosenbaum和Rubin(1983)提出的倾向值匹配(Propensity Score Matching，PSM)法是解决这类问题的一种有效的方法，本文采用该方法进行实证分析。(26)Rosenbaum P R, Rubin D B,The central role of the propensity score in observational studies for causal effects, Biometrika,vol.70, no.1, 1983.具体步骤如下。

首先，选择匹配变量，即控制变量，并将样本按照身份认同分为处理组(认同)和对照组(不认同)，并利用logit模型估计倾向值，即

p(Xi)=pr(identiyi=1|Xi)=E(identityi|Xi)

(1)

其次，进行倾向值匹配及平衡性检验。采用四种匹配方法以保证估计的稳健性：一是K邻近匹配法，即寻找倾向值最近的K个不同组个体，分别选取K=1、4；二是半径匹配法，即限制倾向值的绝对距离，选取R=0.01、0.02；三是卡尺内邻近匹配法，即在给定的卡尺范围内寻找邻近匹配，选取ε=0.01，K=1、4；四是核匹配法，即运用核函数计算权重，进而根据权重大小确定匹配个体。只有当变量匹配前后均值无显著差异以及标准化偏差明显缩小，估计的处理效应才可靠。

最后，根据匹配后样本计算出平均处理效应ATT。在给定倾向值的条件下，处理组和对照组住房消费的差异归因于农民工身份认同的差异，即

ATT=E(Yi1-Yi0|identityi=1)

=E{E[Yi1-Yi0|identityi=1,p(Xi)]}

(2)

=E{E[Yi1|identityi=1,p(Xi)]-E[Yi0|identityi=0,p(Xi)]|identityi=1}

其中：Yi0、Yi1分别表示不认同、认同本地人时的住房消费，identityi、Xi表示第i个农民工的身份认同及匹配变量向量，p(Xi)表示倾向值。

2.调节效应模型

本文核心解释变量和调节变量均为虚拟变量，若两者的交互效应显著，则说明存在调节效应。(27)Baron R M, Kenny D A, The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: Conceptual, strategic, and statistical considerations,Journal of Personality and Social Psychology,vol.51, no.6,1986.为此构建如下调节效应检验模型，即

Yi=a0+a1·identityi+a2·securityi+a3·identityi×securityi+Xiφ+εi

(3)

其中：Yi、securityi表示第i个农民工的住房消费、社会保障；其他变量与倾向值匹配模型相同；εi表示干扰项；a0是常数项；φ是控制向量系数；a3衡量调节效应大小。

四、实证结果分析

(一)倾向值匹配分析

倾向值匹配分析的第一步是利用logit模型估计倾向值，由该模型估计结果可知年龄越大、受过高中及以上教育、户籍地位于东部、老家操心的事情少、省内流动、居住在农村或城中村或棚户区以外社区的农民工实现身份认同的可能性更高。(28)为节省篇幅，此处略去logit回归估计结果。如有需要,请向作者索取。这说明存在自选择情况，会引起估计偏差，可以通过倾向值匹配解决这种偏差。倾向值匹配情况如表2所示，可以看出，匹配前处理组和对照组在年龄、民族、受教育程度、户籍地、老家事情操心程度、住房属性、居住社区类型、流动范围等方面存在显著差异；匹配后所有变量的标准化偏差均不超过4%，t检验结果都不拒绝两组无显著差异的原假设，即匹配后两组无显著差异。(29)为节省篇幅，表2仅给出一对四匹配估计结果。如需要其余估计结果，请向作者索取。倾向值概率密度分布图(30)为节省篇幅，此处略去匹配前后两组倾向值概率密度分布图。如有需要，请向作者索取。也显示，匹配前两组有显著差异，而匹配后两组差异大大缩小。可见，匹配效果较好。

表2 匹配前后处理组与对照组变量均值及偏误变化情况

通过倾向值匹配消除处理组和对照组可观测特征差异后，计算出的ATT如表3所示，可以看出，前述匹配方法对应的ATT均通过显著性检验，身份认同导致农民工月住房消费增加6.25%～8.13%、其在总支出中占比提高1.05%～1.18%。这说明农民工身份认同对住房消费具有显著影响，假设1得到证实。而且不同方法对应的ATT非常接近，说明估计结果具有稳健性。认同本地人身份的农民工会通过增加住房消费向流入城市居民传达“示同”信息、向其他农民工传达“示差”信息以及强化自我归属感。(31)金晓彤、崔宏静：《新生代农民工社会认同建构与炫耀性消费的悖反性思考》，《社会科学研究》2013年第4期。换言之，农民工流入城市，实现身份认同，遵循城市居民身份的社会规范，使得他们提高了住房消费水平，向城市居民住房消费水平靠拢。作为对照，本文也利用匹配前的数据进行OLS估计，在住房消费、住房消费占比为因变量的模型中身份认同估计系数分别为0.0791、0.0122，均在1%的显著性水平上统计显著。这比表3中匹配估计结果略高，说明OLS高估了身份认同对住房消费的影响。

表3 不同匹配方法下平均处理效应估计结果

(二)调节效应分析

为分析社会保障是否在农民工身份认同与住房消费关系中起到调节作用，本文以一对四匹配为例，提取7341个样本加以分析。调节效应估计结果如表4所示，可以看出社会保障与身份认同交叉项估计系数显著为正，有社会保障的农民工，因抗意外风险能力强、对未来预期较为稳定，(32)董昕、张翼：《农民工住房消费的影响因素分析》，《中国农村经济》2012年第10期。身份认同带来的住房消费增加更多，这表明社会保障对农民工身份认同的住房消费效应产生正向调节作用。假设2得到证实。

表4 社会保障调节作用的估计结果

(三)分位数回归分析

前述分析表明身份认同对住房消费有显著影响，但是，并不清楚这种影响在整个住房消费分布中是否存在差别。为此，采用分位数回归模型做进一步分析。农民工住房消费在10%、25%、50%、75%和90%分位数的估计结果如表5所示。可以看出，除住房消费占总支出比在90%分位数的估计系数不显著，其他分位数回归系数均通过显著性检验，并且身份认同对住房消费条件分布两端的影响小于中间部分，也就是说在中等住房消费水平上，身份认同对住房消费的影响更大一些，呈现出“倒U型”特征。这在估计系数随分位数变化趋势图(如图1所示)上也表现得非常明显。这种变化趋势可能与农民工在流入地居住社区类型有关，在低住房消费分布水平上，农民工更可能租住农村、城郊结合部等社区的住房，这些社区中本地居民与农民工原有的生活方式及环境等相似性较大，身份认同的效应较小；在高住房消费分布水平上，农民工收入水平较高，更可能租住设施和环境条件好的住房，其住房消费水平可能类似于甚至高于一般本地居民的住房消费水平，使得身份认同的效应减弱。

表5 身份认同对农民工住房消费影响的分位数回归结果

图1 分位数回归系数变化趋势图

(四)稳健性分析

1.遗漏变量分析

PSM可以修正可观测变量导致的选择性偏差问题，但对遗漏变量带来的选择性偏差问题无能为力。PSM的分析结果对后一种偏差是否稳健，需要进一步加以分析。ITCV(Impact Threshold for a Confounding Variable)是基于OLS模型评估遗漏变量问题是否严重的一种方法，这里借助这一方法，间接分析一下该结果的稳健性。

表6 遗漏变量的ITCV分析

2.替换模型及变换样本

本文还通过替换模型及变换样本来进行稳健性检验。倾向值加权模型对处理组和对照组进行再加权，从而使得它们能够代表研究总体，(34)Imbens G W,Estimation of causal effects using propensity score weighting: An application to data on right heart catheterization, Health Services and Outcome Research Methodology,vol.2, no.3,2001.因此，可利用该模型进行稳健性检验。如表7所示，模型1给出倾向值加权的平均处理效应，这与前述估计结果非常接近。考虑到包吃包住的农民工对住房消费的估计可能存在偏差，去除1509个包吃包住样本，按一比四匹配估计结果见模型2，可以看出身份认同系数在1%的显著性水平上统计显著，与前述估计结果一致。另外，为降低极端值影响，截去样本中月住房消费最高和最低的1%，按一比四匹配估计结果见模型3，可以看出模型估计系数与前述匹配系数大小相近、方向及显著性一致。

表7 农民工身份认同对住房消费影响的稳健性分析结果

五、结论及建议

居住需求是农民工在流入地最基本的需求。解决好居住问题能够提高农民工在流入地的“幸福感、获得感、安全感”，是促进农民工市民化的重要基础。目前，在分析农民工住房消费的问题时，很少考虑身份认同的作用。本文采用倾向值匹配法，分析了身份认同对农民工住房消费的影响，进而考察了社会保障对这种影响的调节作用。结果表明，纠正自选择偏差后，身份认同显著增加农民工住房消费；拥有社会保障的农民工身份认同带来的住房消费增加更多，即社会保障对这一影响起正向调节作用；随着农民工住房消费分位数增加，身份认同的分位数回归系数大小呈现先上升后下降的“倒U型”特征。

根据上述研究结论，本文提出以下政策建议。

1.农民工从农村流入城市，生活和工作场所发生了重大变化。在这一背景下，他们的住房消费水平不仅受经济、人力资本、家庭等因素的影响，还受身份认同的影响。户籍制度是阻碍农民工身份认同的深层原因，因此，政府要继续推进户籍制度的实质性改革工作，降低城市户籍门槛，解除农民工身份转换的制度约束。要营造良好的社会融合氛围，以一种包容、开放的态度，鼓励农民工参加文体评优、公益、选举等社会活动，扩大农民工社会交往的范围，增强他们在城市的生活体验和心理融入感，提高他们的身份认同。

2.发挥社会保障的调节作用。目前有关农民工的社会保障制度不完善，社会保障水平及参与率较低，社会保障在不同地区之间转移接续还存在一定的障碍，这在一定程度上阻碍了身份认同效应的发挥。因此，政府要进一步完善社会保障制度，扩大农民工的社会保障覆盖的程度，提高其社会保障的水平，实现社会保障异地便捷对接和享用，真正发挥社会保障在农民工身份认同对住房消费影响中的调节作用。

3.在不同住房消费水平上，身份认同的效应存在差别，在中等住房消费水平上，这一效应最为明显，因此，在采取相关政策设计和措施时要考虑到这种差异性，才能达到最佳效果。