周戰(zhàn)強，羅 俊

(1.中央財經大學 經濟學院, 北京 102206; 2.申萬宏源證券有限公司 固定收益融資總部，北京 100033)

一、引 言

城鄉(xiāng)經濟發(fā)展不均衡導致大量農民工流入到城市中謀生和發(fā)展。國家統(tǒng)計局2019年農民工監(jiān)測調查數(shù)據(jù)顯示，我國農民工總量達到2.9億人。(1)國家統(tǒng)計局：《2019年農民工監(jiān)測調查報告》(2020年4月30日)，http:∥www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202004/t20200430_ 1742724.html.居住問題是進城農民工無法回避的一個重要的問題。近年來，雖然農民工人均居住面積有所提高、居住條件有所改善、住房支出有所增加，但是，他們在城市的住房狀況、居住環(huán)境和住房消費水平與本地居民相比仍有明顯差距。(2)陳寶華：《農民工市民化進程中的住房問題研究》，《農村經濟與科技》2018年第11期。合理妥善解決農民工的居住問題，既是推動我國新型城鎮(zhèn)化的必然要求，又是滿足農民工日益增長的美好生活需要的具體體現(xiàn)。

對于農民工住房選擇，學界從不同角度進行了解釋。一是從經濟角度看，遷移者的收入增加會提高住房消費水平，(3)陳云凡：《新生代農民工住房狀況影響因素分析——基于長沙市25個社區(qū)調查》，《南方人口》2012年第1期。家庭資本積累是住房消費行為的物質基礎和基本保障。(4)繆健穎、楊國永：《福建省農村家庭住房消費行為的影響因素分析》，《湖北文理學院學報》2018年第11期。二是從人力資本看，文化程度、工作經驗、技術水平都與住房消費水平同方向變化。(5)楊巧、楊揚長：《農民工城市住房消費選擇的影響因素分析——基于CLDS(2012)數(shù)據(jù)的實證檢驗》，《天津財經大學學報》2016年第6期。三是從家庭特征看，家庭年齡結構影響消費，少兒撫養(yǎng)系數(shù)和老年撫養(yǎng)系數(shù)越大，家庭負擔越重，住房消費水平越低；(6)李春琦、張杰平：《中國人口結構變動對農村居民消費的影響研究》，《中國人口科學》2009年第4期。家庭規(guī)模越大，需要的居住空間越大，這會提高住房消費水平。(7)肖作平：《我國個人住房消費影響因素研究——理論與證據(jù)》，《經濟研究》2014年第S1期。四是從心理方面看，有長期居留意愿的農民工愿意在住房消費上投入更多，(8)周明海、金樟峰：《長期居住意愿對流動人口消費行為的影響》，《中國人口科學》2017年第5期。有轉戶意愿的農民工的住房支出份額較高。(9)寧光杰、劉麗麗：《市民化意愿對農業(yè)轉移人口消費行為的影響研究》，《中國人口科學》2018年第6期。雖然這些研究為住房消費提供了多方面的解釋，但是，忽略了由于工作和生活空間的變化而帶來的身份認同對農民工住房消費的影響，而且這些研究中涉及的實證分析主要是相關性分析，較少識別變量間的因果效應。

農民工從農村到城市謀生和發(fā)展，工作和生活場所發(fā)生了很大的變化，在城市文化的熏陶下，他們會重新思考和確認自己的身份定位——自己是屬于“城市人”還是“外地人”？以構建自己的身份認同。根據(jù)Akerlof和Kranton(2000)創(chuàng)立的身份經濟學，身份認同影響個體的經濟決策。每個身份類型的人應遵循所屬群體的社會規(guī)范，按照所屬群體的經濟行為方式采取行動，才能達到效用最大化。(10)Akerlof G A, Kranton R E,Economics and identity,Quarterly Journal of Economics, vol.115, no.3,2000.住房消費選擇是農民工在流入地面臨的一項重要經濟決策。根據(jù)2014年流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)，住房消費開支占農民工全部消費支出的23.39%。農民工的住房消費明顯比流入地居民要低，因此，對流入地的身份認同必然會提高其住房消費水平。

基于此，本文利用2014年流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)，采用傾向值匹配法，分析身份認同對農民工住房消費的影響，以及兩者的關系是否受到社會保障的影響。由于大多數(shù)農民工都是租房居住，本文的住房消費考察的是租房居住農民工的住房消費。研究結果發(fā)現(xiàn)身份認同顯著增加農民工住房消費，社會保障對這一影響有明顯調節(jié)作用。本研究的貢獻在于：一是將身份認同因素納入對農民工住房消費的考察之中，拓寬了農民工住房消費的分析視角。二是以社會保障為調節(jié)變量，分析了身份認同對農民工住房消費作用的邊界條件，深化了對兩者關系的認識。三是采用傾向值匹配法來解決選擇性偏差問題，識別身份認同對農民工住房消費的因果效應。

二、研究假設

長期以來，身份認同在社會學和心理學領域得到深入研究，它是指個體對自己屬于哪個群體以及在特定群體中對自己是誰、從何處來、到何處去的認知。Akerlof和Kranton(2000)認為個人效用函數(shù)取決于個體自身行為、群體中他人行為和個體身份認同，這意味著身份認同也是個體在最大化效用時需要考慮的因素。個體將自己和他人劃分為不同的身份類型，而這些類型與相應的行為規(guī)范緊密相連。屬于不同身份類型的人要遵循各自群體的內部規(guī)范，而不同的規(guī)范又決定了個體的經濟行為決策。(11)Akerlof G A, Kranton R E, Economics and identity,Quarterly Journal of Economics,vol.115, no.3,2000.在消費行為決策方面，身份認同決定消費行為，個體總是選擇與自己身份相一致的消費行為。(12)彭華民：《消費社會學》，天津：南開大學出版社，1996年，第124頁。

與城市居民相比，農民工的消費傾向更低、儲蓄傾向更高，這導致他們的消費能力遠低于城市居民。(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.對“城市人”身份的認同會使他們按照城市居民的消費方式行事，提高其消費水平。(14)孫文凱、李曉迪、王乙杰：《身份認同對流動人口家庭在流入地消費的影響》，《南方經濟》2019年第11期。錢龍等(2015)發(fā)現(xiàn)身份認同顯著影響農民工的文娛消費，認同市民身份的農民工有更高的文娛消費水平。(15)錢龍、盧海陽、錢文榮：《身份認同影響個體消費嗎？——以農民工在城文娛消費為例》，《南京農業(yè)大學學報(社會科學版)》2015年第6期。宋艷姣和王豐龍(2016)對比不同身份認同的流動人口時發(fā)現(xiàn)，與自認為是“老家人”的群體對比，那些身份處于模糊狀態(tài)的群體消費水平明顯較高，而自認為是城市居民的群體消費水平更高。(16)宋艷姣、王豐龍：《身份認同對流動人口消費水平的影響》，《中國人口報》2016年7月4日，第3版。由此推測，如果認同流入城市居民的身份，農民工在住房選擇上會趨向于城市居民住房消費水平，表現(xiàn)為住房支出的增加。因此，本文提出研究假設1：

H1：身份認同能夠增加農民工住房消費水平。

個體消費支出不僅取決于當期收入，也受到持久收入的影響。(17)Friedman M,A Theory of the Consumption Function,Princeton: Princeton University Press, 1957,p.222.社會保障制度起著收入再分配的作用，能幫助人們抵御因工作不穩(wěn)定、疾病、意外事故等造成收入急劇下降的風險，(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.增加持久收入的穩(wěn)定性，減少預防性儲蓄，增強其消費能力。(19)陳夢真：《養(yǎng)老社會保障與城鎮(zhèn)居民消費——理論分析與實證檢驗》，《社會保障研究》2010年第1期。實證分析也表明，社會保障能顯著提高居民的消費水平，(20)張繼海：《社會保障養(yǎng)老金財富對城鎮(zhèn)居民消費支出影響的實證研究》，《山東大學學報》2008年第3期。并且社會保障支出變化對我國居民消費有62%的影響力。(21)于泳：《我國社會保障與居民消費的實證性研究》，《財會研究》2009年第5期。

農民工擁有社會保障能有效應對遭遇的意外風險，減少為未來失業(yè)、就醫(yī)、退休養(yǎng)老等而進行的預防性儲蓄，增加其當前的邊際消費傾向。在實現(xiàn)身份認同的前提下，相對無社保的農民工，那些加入社會保障體系的農民工，抵抗各種社會風險的能力更強、對未來不確定性預期更穩(wěn)定。(22)董昕、張翼：《農民工住房消費的影響因素分析》，《中國農村經濟》2012年第10期。一方面，穩(wěn)定的社會保障預期使得農民工進行跨期替代消費，將未來的住房消費支出當期化。另一方面，因社保帶來的預防性儲蓄減少使得農民工可將更多的當期收入用于住房消費。實證分析發(fā)現(xiàn)，購買養(yǎng)老、醫(yī)療保險的農民工比其他農民工更易于選擇消費。(23)毛哲山、劉珍玉：《新生代農民工消費行為及其影響因素研究》，《北京青年研究》2017年第3期。由此推測，擁有社會保障的農民工的身份認同對住房消費的影響可能更大。因此，本文提出研究假設2：

H2：社會保障正向調節(jié)身份認同對農民工住房消費的影響。

三、研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于原國家衛(wèi)計委2014年全國流動人口衛(wèi)生計生動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)。其調查對象為在流入地居住一個月及以上、非本區(qū)(縣、市)戶口、年齡在15～59周歲的流動人口。該問卷采用分層次、多階段和與規(guī)模大小成比例的概率抽樣(PPS)方法，調查范圍涵蓋北京市朝陽區(qū)、山東省青島市、福建省廈門市、浙江省嘉興市、廣東省深圳市和中山市、河南省鄭州市、四川省成都市等8個城市(區(qū))，調查內容包括個人基本情況、就業(yè)與收入支出、基本公共衛(wèi)生和醫(yī)療服務、婚育情況與計劃生育服務、社會融合和心理健康等六個板塊。本文研究對象為農民工，僅保留戶口性質為農業(yè)戶口、本次流動原因為務工經商的樣本。由于本文住房消費考察的是租房消費，將已購房樣本也排除在外。按上述規(guī)則篩選后，剩下12，130個有效觀測值。

(二)變量設計及描述性統(tǒng)計

1.被解釋變量

本文被解釋變量為農民工住房消費，由住房消費絕對量和相對量兩個維度來刻畫。絕對量是根據(jù)調查問卷中下面兩個問題計算的月住房消費支出：“如果單位包住，那單位每月包住大概折算為多少”、“您家在本地每月交多少住房房租”。為使數(shù)據(jù)更加平穩(wěn)、減弱異方差，本文采用月住房消費支出加1后取對數(shù)的形式。相對量是月住房消費與家庭在本地月平均總支出(含包吃包住折算金額)之比。月住房消費樣本均值為692.5元，占總支出的23.1%。

2.核心解釋變量

本文核心解釋變量為農民工身份認同。借鑒已有研究的類似做法，(24)彭遠春：《論農民工身份認同及其影響因素——對武漢市楊園社區(qū)餐飲服務員調查分析》，《人口研究》2007年第2期。(25)祝仲坤、冷晨昕：《住房狀況、社會地位與農民工的城市身份認同——基于社會融合調查數(shù)據(jù)的實證分析》，《中國農村觀察》2018年第1期。本文采用認同結果即“您認為自己是不是本地(即流入地)人”來衡量農民工身份認同，被訪者選擇“是”取值為1，“不是”取值為0。樣本中18.10%的受訪者認為自己是本地人，可見，大部分農民工雖然在城市工作和生活，但并不認同自己是本地人。

3.調節(jié)變量

本文調節(jié)變量為社會保障，用五險一金(包括城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險、城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險、失業(yè)保險、工傷保險、生育保險、住房公積金)衡量。將社會保障設置為虛擬變量，如有五險一金之一，其取值為1，否則，取值為0。樣本中有社會保障的受訪者占35.2%?？梢姡杂写蟛糠洲r民工未加入到社會保障體系中，社保覆蓋率較低。

4.控制變量

參考既有文獻，本文控制了農民工的四類特征變量。

一是個體特征變量，包括性別、年齡、民族、婚姻狀況、受教育程度。將性別設置為虛擬變量，男性取值為1，女性取值為0，樣本中男性要多一些，占比為56.8%。將年齡設置為連續(xù)變量，平均年齡32.4歲。將民族設置為虛擬變量，漢族取值為1，少數(shù)民族取值為0，絕大多數(shù)受訪者為漢族，占比為96.3%。將婚姻狀況設置為虛擬變量，已婚(初婚、再婚)取值為1，未婚(未婚、離婚、喪偶)取值為0，大多數(shù)受訪者為已婚，占比為71.1%。將受教育程度分為四類，低(未上小學、小學)、較低(初中)、較高(高中)和高(大學?？?、大學本科、研究生)，初中學歷受訪者最多，占56.2%，這里以低教育程度為基準，將較低、較高、高教育程度設置為虛擬變量。

二是家庭特征變量，包括戶籍地、家庭平均月總收入、戶籍地住房面積、是否有孩子、老家事情操心程度。將農民工按戶籍地分為西、中、東部，分別占30.32%、32.12%、37.56%，從東部出來的農民工相對比例最高，這里以西部為基準，將中、東部設置為虛擬變量。樣本家庭平均月收入的均值為5774.35元，模型中采用的是家庭平均月收入加1后取對數(shù)的形式。農民工老家住房面積的均值為153.21平方米，模型中采用老家住房面積加1后取對數(shù)的形式。將農民工有無孩子設置為虛擬變量，有孩子取值為1，沒有孩子取值為0，有孩子的受訪者占多數(shù)，為63.9%。農民工需要操心的老家事情包括老人贍養(yǎng)、子女照看、子女教育費用、配偶生活孤獨、干活缺人手、家人有病缺錢治、土地耕種及其他，有上述一項就記為1，否則記為0，然后加總形成一個計數(shù)變量，表示老家事情操心程度。該變量數(shù)值越大，表示越操心老家的事情。該變量均值為1.8550，說明受訪者需要操心的老家事務不多。

三是工作及居住特征變量，包括就業(yè)身份、平均每天工作時間、工作單位是否包吃包住、住房屬性、居住社區(qū)類型。將就業(yè)身份設置為虛擬變量，若是雇員取值為1，不是雇員取值為0，雇員占大多數(shù)，為65.5%。平均每天工作時間以上月或上次就業(yè)平均每天工作時間表示，該變量的樣本均值為9.22小時。將工作單位是否包吃包住設置為虛擬變量，若是取值為1，不是取值為0，有兩成的受訪者由單位提供食宿。將現(xiàn)住房性質分為免費住房(單位或雇主提供免費住房、借住房)、租房(租住單位或雇主房、租住私房、政府提供廉租房、政府提供公租房)和其他住房(其他非正規(guī)居所、就業(yè)場所)，以免費住房為基準，將租房、其他住房設置為虛擬變量，租房占比最高，為85.7%。將居住社區(qū)類型分為農村社區(qū)、城郊結合部、城中村或棚戶區(qū)、未經改造的老城區(qū)、經濟適用房或機關事業(yè)單位或工礦企業(yè)社區(qū)、別墅或商品房區(qū)六類，并以農村社區(qū)為基準，將其余五種類型設置為虛擬變量，其中農村社區(qū)占比最高，為33.18%。

四是流動特征變量，包括流動范圍、流入城市。將農民工流動范圍設置為虛擬變量，跨省流動取值為1，省內流動(省內跨市、市內跨縣)取值為0，過半數(shù)的受訪者都是跨省流動的農民工。樣本中農民工流入城市共計8個，以成都市為基準，設置7個虛擬變量，表示農民工是否流入嘉興市、青島市、深圳市、北京市、廈門市、鄭州市和中山市。

本文變量設計及描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量設計及描述性統(tǒng)計

(三)研究方法

1.傾向值匹配法

本文研究的問題是身份認同對農民工住房消費的影響。由于農民工是否認同本地人身份一般與農民工自身特點、家庭特征、工作、居住及流動狀況等有關，農民工的身份認同并非外生決定或隨機分配的，存在自選擇問題。Rosenbaum和Rubin(1983)提出的傾向值匹配(Propensity Score Matching，PSM)法是解決這類問題的一種有效的方法，本文采用該方法進行實證分析。(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.具體步驟如下。

首先，選擇匹配變量，即控制變量，并將樣本按照身份認同分為處理組(認同)和對照組(不認同)，并利用logit模型估計傾向值，即

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

(1)

其次，進行傾向值匹配及平衡性檢驗。采用四種匹配方法以保證估計的穩(wěn)健性：一是K鄰近匹配法，即尋找傾向值最近的K個不同組個體，分別選取K=1、4；二是半徑匹配法，即限制傾向值的絕對距離，選取R=0.01、0.02；三是卡尺內鄰近匹配法，即在給定的卡尺范圍內尋找鄰近匹配，選取ε=0.01，K=1、4；四是核匹配法，即運用核函數(shù)計算權重，進而根據(jù)權重大小確定匹配個體。只有當變量匹配前后均值無顯著差異以及標準化偏差明顯縮小，估計的處理效應才可靠。

最后，根據(jù)匹配后樣本計算出平均處理效應ATT。在給定傾向值的條件下，處理組和對照組住房消費的差異歸因于農民工身份認同的差異，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分別表示不認同、認同本地人時的住房消費，identityi、Xi表示第i個農民工的身份認同及匹配變量向量，p(Xi)表示傾向值。

2.調節(jié)效應模型

本文核心解釋變量和調節(jié)變量均為虛擬變量，若兩者的交互效應顯著，則說明存在調節(jié)效應。(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.為此構建如下調節(jié)效應檢驗模型，即

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

(3)

其中：Yi、securityi表示第i個農民工的住房消費、社會保障；其他變量與傾向值匹配模型相同；εi表示干擾項；a0是常數(shù)項；φ是控制向量系數(shù)；a3衡量調節(jié)效應大小。

四、實證結果分析

(一)傾向值匹配分析

傾向值匹配分析的第一步是利用logit模型估計傾向值，由該模型估計結果可知年齡越大、受過高中及以上教育、戶籍地位于東部、老家操心的事情少、省內流動、居住在農村或城中村或棚戶區(qū)以外社區(qū)的農民工實現(xiàn)身份認同的可能性更高。(28)為節(jié)省篇幅，此處略去logit回歸估計結果。如有需要,請向作者索取。這說明存在自選擇情況，會引起估計偏差，可以通過傾向值匹配解決這種偏差。傾向值匹配情況如表2所示，可以看出，匹配前處理組和對照組在年齡、民族、受教育程度、戶籍地、老家事情操心程度、住房屬性、居住社區(qū)類型、流動范圍等方面存在顯著差異；匹配后所有變量的標準化偏差均不超過4%，t檢驗結果都不拒絕兩組無顯著差異的原假設，即匹配后兩組無顯著差異。(29)為節(jié)省篇幅，表2僅給出一對四匹配估計結果。如需要其余估計結果，請向作者索取。傾向值概率密度分布圖(30)為節(jié)省篇幅，此處略去匹配前后兩組傾向值概率密度分布圖。如有需要，請向作者索取。也顯示，匹配前兩組有顯著差異，而匹配后兩組差異大大縮小?？梢姡ヅ湫Ч^好。

表2 匹配前后處理組與對照組變量均值及偏誤變化情況

通過傾向值匹配消除處理組和對照組可觀測特征差異后，計算出的ATT如表3所示，可以看出，前述匹配方法對應的ATT均通過顯著性檢驗，身份認同導致農民工月住房消費增加6.25%～8.13%、其在總支出中占比提高1.05%～1.18%。這說明農民工身份認同對住房消費具有顯著影響，假設1得到證實。而且不同方法對應的ATT非常接近，說明估計結果具有穩(wěn)健性。認同本地人身份的農民工會通過增加住房消費向流入城市居民傳達“示同”信息、向其他農民工傳達“示差”信息以及強化自我歸屬感。(31)金曉彤、崔宏靜：《新生代農民工社會認同建構與炫耀性消費的悖反性思考》，《社會科學研究》2013年第4期。換言之，農民工流入城市，實現(xiàn)身份認同，遵循城市居民身份的社會規(guī)范，使得他們提高了住房消費水平，向城市居民住房消費水平靠攏。作為對照，本文也利用匹配前的數(shù)據(jù)進行OLS估計，在住房消費、住房消費占比為因變量的模型中身份認同估計系數(shù)分別為0.0791、0.0122，均在1%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著。這比表3中匹配估計結果略高，說明OLS高估了身份認同對住房消費的影響。

表3 不同匹配方法下平均處理效應估計結果

(二)調節(jié)效應分析

為分析社會保障是否在農民工身份認同與住房消費關系中起到調節(jié)作用，本文以一對四匹配為例，提取7341個樣本加以分析。調節(jié)效應估計結果如表4所示，可以看出社會保障與身份認同交叉項估計系數(shù)顯著為正，有社會保障的農民工，因抗意外風險能力強、對未來預期較為穩(wěn)定，(32)董昕、張翼：《農民工住房消費的影響因素分析》，《中國農村經濟》2012年第10期。身份認同帶來的住房消費增加更多，這表明社會保障對農民工身份認同的住房消費效應產生正向調節(jié)作用。假設2得到證實。

表4 社會保障調節(jié)作用的估計結果

(三)分位數(shù)回歸分析

前述分析表明身份認同對住房消費有顯著影響，但是，并不清楚這種影響在整個住房消費分布中是否存在差別。為此，采用分位數(shù)回歸模型做進一步分析。農民工住房消費在10%、25%、50%、75%和90%分位數(shù)的估計結果如表5所示?？梢钥闯?，除住房消費占總支出比在90%分位數(shù)的估計系數(shù)不顯著，其他分位數(shù)回歸系數(shù)均通過顯著性檢驗，并且身份認同對住房消費條件分布兩端的影響小于中間部分，也就是說在中等住房消費水平上，身份認同對住房消費的影響更大一些，呈現(xiàn)出“倒U型”特征。這在估計系數(shù)隨分位數(shù)變化趨勢圖(如圖1所示)上也表現(xiàn)得非常明顯。這種變化趨勢可能與農民工在流入地居住社區(qū)類型有關，在低住房消費分布水平上，農民工更可能租住農村、城郊結合部等社區(qū)的住房，這些社區(qū)中本地居民與農民工原有的生活方式及環(huán)境等相似性較大，身份認同的效應較?。辉诟咦》肯M分布水平上，農民工收入水平較高，更可能租住設施和環(huán)境條件好的住房，其住房消費水平可能類似于甚至高于一般本地居民的住房消費水平，使得身份認同的效應減弱。

表5 身份認同對農民工住房消費影響的分位數(shù)回歸結果

圖1 分位數(shù)回歸系數(shù)變化趨勢圖

(四)穩(wěn)健性分析

1.遺漏變量分析

PSM可以修正可觀測變量導致的選擇性偏差問題，但對遺漏變量帶來的選擇性偏差問題無能為力。PSM的分析結果對后一種偏差是否穩(wěn)健，需要進一步加以分析。ITCV(Impact Threshold for a Confounding Variable)是基于OLS模型評估遺漏變量問題是否嚴重的一種方法，這里借助這一方法，間接分析一下該結果的穩(wěn)健性。

表6 遺漏變量的ITCV分析

2.替換模型及變換樣本

本文還通過替換模型及變換樣本來進行穩(wěn)健性檢驗。傾向值加權模型對處理組和對照組進行再加權，從而使得它們能夠代表研究總體，(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，可利用該模型進行穩(wěn)健性檢驗。如表7所示，模型1給出傾向值加權的平均處理效應，這與前述估計結果非常接近?？紤]到包吃包住的農民工對住房消費的估計可能存在偏差，去除1509個包吃包住樣本，按一比四匹配估計結果見模型2，可以看出身份認同系數(shù)在1%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著，與前述估計結果一致。另外，為降低極端值影響，截去樣本中月住房消費最高和最低的1%，按一比四匹配估計結果見模型3，可以看出模型估計系數(shù)與前述匹配系數(shù)大小相近、方向及顯著性一致。

表7 農民工身份認同對住房消費影響的穩(wěn)健性分析結果

五、結論及建議

居住需求是農民工在流入地最基本的需求。解決好居住問題能夠提高農民工在流入地的“幸福感、獲得感、安全感”，是促進農民工市民化的重要基礎。目前，在分析農民工住房消費的問題時，很少考慮身份認同的作用。本文采用傾向值匹配法，分析了身份認同對農民工住房消費的影響，進而考察了社會保障對這種影響的調節(jié)作用。結果表明，糾正自選擇偏差后，身份認同顯著增加農民工住房消費；擁有社會保障的農民工身份認同帶來的住房消費增加更多，即社會保障對這一影響起正向調節(jié)作用；隨著農民工住房消費分位數(shù)增加，身份認同的分位數(shù)回歸系數(shù)大小呈現(xiàn)先上升后下降的“倒U型”特征。

根據(jù)上述研究結論，本文提出以下政策建議。

1.農民工從農村流入城市，生活和工作場所發(fā)生了重大變化。在這一背景下，他們的住房消費水平不僅受經濟、人力資本、家庭等因素的影響，還受身份認同的影響。戶籍制度是阻礙農民工身份認同的深層原因，因此，政府要繼續(xù)推進戶籍制度的實質性改革工作，降低城市戶籍門檻，解除農民工身份轉換的制度約束。要營造良好的社會融合氛圍，以一種包容、開放的態(tài)度，鼓勵農民工參加文體評優(yōu)、公益、選舉等社會活動，擴大農民工社會交往的范圍，增強他們在城市的生活體驗和心理融入感，提高他們的身份認同。

2.發(fā)揮社會保障的調節(jié)作用。目前有關農民工的社會保障制度不完善，社會保障水平及參與率較低，社會保障在不同地區(qū)之間轉移接續(xù)還存在一定的障礙，這在一定程度上阻礙了身份認同效應的發(fā)揮。因此，政府要進一步完善社會保障制度，擴大農民工的社會保障覆蓋的程度，提高其社會保障的水平，實現(xiàn)社會保障異地便捷對接和享用，真正發(fā)揮社會保障在農民工身份認同對住房消費影響中的調節(jié)作用。

3.在不同住房消費水平上，身份認同的效應存在差別，在中等住房消費水平上，這一效應最為明顯，因此，在采取相關政策設計和措施時要考慮到這種差異性，才能達到最佳效果。