住房对农民工主观幸福感的影响分析——基于CSS(2013)数据的实证研究

赵卫华，冯建斌

(北京工业大学 文法学部，北京 100124)

一、问题的提出

近年来，居民幸福感逐渐受到学术界的关注，关于幸福感的研究也逐渐增多。农民工作为工业化、城市化进程出现的一个独特群体，其幸福感也越来越受到关注。2017年中国农民工总量已经达到2.865亿人，其中，外出农民工高达1.719亿人。新生代农民工1.447亿人，占总数的50.5%，占比首次过半，1980年及以后出生的新生代农民工逐渐成为了农民工主体[1]。这个群体的幸福既是我国城镇化质量的重要指标，也是我国社会发展的重要目标。

当前我国农民工的诉求呈现出多元化的趋势，第一代农民工挣钱养家糊口、返回农村，对于他们来说，生存需求是第一位的。而新生代农民工对城市的认同超过了对农村的认同，更倾向于定居在城市，并渴望和城里的同龄人一样融入城市。他们在注重工资水平的同时，对就业、教育、住房等方面也有着强烈的诉求[2]。在城市定居，有无住房非常关键，能否在城市拥有住房，不仅关系到住有所居的问题，还关系到能否娶到媳妇、孩子能否顺利在城市上学等生活的各个方面。对于男性青年农民工群体，如果在城里没有住房，就难以娶到媳妇[3]，城里买房已经成为许多农村男性结婚的一个重要条件。然而，随着房租和房价的不断上涨，在城市拥有自己的住房，对农民工来说却越来越困难。住房正成为全面影响农民工生活和社会融入的关键变量，其对农民工的主观幸福感的影响也值得关注。

当前，在住房成为重要的社会分化力量的背景下，有房者和无房者的差距越来越大，单纯的经济收入指标难以解释农民工的幸福感。考虑到现阶段住房对于农民工的极端重要性，研究其幸福感，不能不考虑住房的影响。住房对农民工的幸福感有无影响、如何影响是本文关注的重点。本研究拟利用“中国社会状况综合调查(2013)”(CSS2013)数据分析住房对农民工主观幸福感的影响。

二、关于幸福感的文献综述

20世纪50年代之后，主观幸福感日益成为了国际学术研究的热点，这是一个伴随着生活质量和社会指标运动发展起来的研究领域[4]。幸福感研究最初是受西方功利主义学派、古典经济学及福利经济学的影响，幸福效用论一直被奉为圭臬，并且随着理论的发展，逐渐将道德内涵和价值判断从效用的外延中排除出去[5]，因而经济因素与幸福感之间的关系一直被认为是恒定的，即收入增长能够带来幸福感的提升。然而，后来的研究表明，虽然收入增长在微观上可以提升个人的幸福感，但是从宏观上来看，经济增长并不必然提升社会整体的幸福水平。经济增长到一定水平后，其进一步增长并没有使幸福感得到相应的提升。这就出现了著名的“伊斯特林悖论”，即从个体来看，收入增长能提升幸福感，但是从长期来看，经济增长对提升幸福感的空间是有限的[6]。不同经济发展水平国家尽管差异较大，但在国民幸福感水平上大多都出现了悖论所描绘的现象。

对于产生“伊斯特林悖论”的原因，学术界进行了大量的研究。幸福感作为一种心理感受，其影响机制是复杂的，学术界对此也形成了不同的看法。有学者将“伊斯特林悖论”的理论解释归结为内在心理机制和外在社会机制两种途径，其中内在心理机制又分为直接和间接心理机制两种。直接心理机制强调个体心理因素对主观幸福感的直接影响，其中以适应理论和幸福饱和理论为代表[7]。前者认为个体在心理上会对外界刺激进行调整，从而使自身适应新的环境，将主观情感维持在较为稳定的水平。后者认为收入对于个体主观幸福感的影响符合边际效用递减的规律，当幸福感达到一个饱和点之后就不再随着收入的增长而提升[8]。间接心理机制认为某些中介因素受宏观经济影响通过某种心理机制阻碍了个体主观幸福感的提升，其中以相对收入理论为代表，杜森贝利较早提出了“相对收入假说”，修正了绝对效用论。伊斯特林也强调相对收入对幸福感的重要性，他在一系列的文章中强调主观幸福感取决于相对收入而非绝对收入，相对收入比绝对收入对主观幸福感具有更为重要的影响，主观幸福感随着自身收入水平的提高而正向变化，但随着他人收入水平的提高而反向变化[9]。除了立足于心理效用的解释之外，研究者还进一步从社会机制探讨幸福感的问题，把诸如健康、社会资本、民主程度、公民权利等“遗漏变量”引入对幸福感的研究，但是引入非经济变量却加剧了“收入增长而快乐无增加”的悖论[10]。经济增长与幸福感的关系问题仍然是令人困惑的。在此情况下，更多的因素被引入幸福感的研究中，住房即是其中之一。

关于住房对幸福感的影响，国外研究侧重于分析住房产权的重要性，认为拥有住房产权的家庭具有较高的满足感和安全感[11]。住房产权能够通过影响人们的生活方式使其比租房者更加幸福，还能够促进人们更多地参与社区活动[12]，还会通过影响健康、子女教育、心理感受、自信心等进而影响到居民的幸福感[13]。此外，住房资产通过财富效应能直接影响家庭的消费行为[14]，从而影响居民的生活幸福感。

国内关于住房与主观幸福感之间关系的研究比较晚，有学者侧重分析住房产权对居民幸福感的影响，林江等利用2006年中国综合社会调查(CGSS)数据分析发现拥有房产者的幸福感显著高于租房者[15]。李涛等研究发现拥有大产权住房能够显著提升居民幸福感，而拥有小产权住房的情况对居民幸福感则没有显著影响，同时他还指出分析住房面积状况对个人主观幸福感的影响是探究住房问题的民生意义、评判各种解决手段的一个可行思路[16]。此外，也有学者关注住房数量对个体主观幸福感的影响，指出拥有大产权房的数量与居民幸福感正相关，多房者的幸福感显著高于拥有一套房产者的幸福感[17]。更有学者将上述几个因素综合起来分析，认为房屋产权和房屋预期价格变化等对居民主观幸福感影响不显著，但是房间数目和人均使用面积等对居民主观幸福感有显著正向影响[18]。

无论是在中国还是外国，住房作为一种资产在家庭资产中所占的比重是最大的，而且这一比重还呈现不断上升的趋势[19]，住房的分化在人们生活中的地位和影响远比收入重要。当前，我国城市居民的消费已经转向享受性和发展性，在城镇化的推动下，商品住房和汽车正成为农民工最重要的消费目标。住房不但是财富，也是生活必需品，作为家庭财富的最大组成部分，住房同时具有其他资产所不具备的特征，这使得它对人们的幸福感有着重要且独特的影响[20]。同时，住房也是农民工市民化的关键，它与农民工子女教育、公共服务获得、农民工社区融入等内容密切相关。因此，在城市买房，对于农民工的幸福生活来说更加重要，鉴于此，本研究拟对住房与农民工幸福感的关系进行探讨。

三、研究假设、变量选择及数据情况

在中国快速的城市化进程中，农民工面临着严重的住房问题。有研究表明只有13.2%的农民工已在务工地买房定居，租住民房和单位提供的住所是多数农民工解决住房的主要方式[21]。居住模式和住房类型对农民工主观幸福感的确有显著影响[22]。但这类研究都是就农民工在流入地而言的，并未综合考虑农民工在老家的相关情况。很多流入大城市的农民工难以在流入地买房，会在老家或者其他城市买房，因此，流动性导致了农民工住房消费的独特性。无论是进城定居还是回乡发展，在城镇有属于自己的住房对于农民工来说都是非常重要的，特别是对于自身或子女到了结婚年龄的农民工而言更是如此。有学者以农民工回流农村“自建住房”为参照，对农民工的购房选择进行了分析，指出就地购房(指农民工脱离农村进入当地县城等城镇购房)和异地购房(指农民工在就业流入地购房)已经成为了农民工住房选择的主体类型，农民工倾向于城镇购房的比例已经过半[23]。此外，随着农民工流动的家庭化、长期化，在“居者有其屋”的传统文化的引导下，农民工城镇购房更加成为了一种稳定的趋势，其老家与工作地的住房状况同样对其主观幸福感有着重要的影响。基于此，本研究综合流入、流出两地的情况，从城镇住房数量以及现住房状况等方面对农民工的主观幸福感进行考察。

(一)研究假设

根据前面的文献梳理，对农民工住房与主观幸福感之间的关系提出假设如下：

假设1：城镇自有住房数量对农民工主观幸福感存在正向影响，即在城镇地区拥有一套或多套自有住房的农民工主观幸福感更高。

假设2：住房质量对农民工主观幸福感存在正向影响，即现住房质量好的农民工主观幸福感更高。

假设3：住房面积对农民工主观幸福感存在正向影响，即现住房面积大的农民工主观幸福感更高。

假设4：住房支出对农民工主观幸福感存在负向影响，即住房支出占总支出比重越高，农民工主观幸福感越低。

(二)变量和数据说明

本研究所采用的数据来自2013年中国社会状况综合调查(Chinese Social Survey，缩为CSS)数据。本文将农民工定义为具有农业户籍身份，居住在城市地区，完全或主要从事非农业生产活动的劳动者。根据这一定义对数据进行筛选之后，共得到1 384个有效样本。其中男性共697人，占45.2%，女性共687人，占54.8%，整体上男女比例平衡。被访农民工平均年龄35.94岁，其中年龄最小的为19岁，最大的为70岁。婚姻状况方面，未婚的有355人，占25.5%，已婚(包括初婚和再婚)的有968人，占70%；离婚、丧偶的共42人，占3.1%；同居的有19人，占1.4%。政治面貌方面，中共党员81人，占5.9%，非中共党员1 303人，占94.1%。教育程度方面，主要集中在小学、初中、高中三个阶段，共989人，占71.5%，大学本科及以上共112人，占8.1%，总的来看农民工的受教育程度不高，这也是造成其收入偏低的主要原因之一。从职业阶层来看，农民工所从事的职业主要集中在商业服务业和产业工人中，共627人，占71.8%。

1.因变量：主观幸福感

主观幸福感(Subjective Well-being，SWB)就是人们根据自身标准对于一定时期内自身生活质量进行整体性评估而产生的快乐情感，是个体对实际生活状态和理想生活状态进行比较而产生的肯定态度和积极感受[24]。主观幸福感具有主观性、稳定性与整体性等特征。幸福感虽是主观感受，却依然受外在客观条件的影响[25]。幸福感作为一种主观感受，会受到多维度因素的影响，因而对其测量是复杂的。

学术界目前较多地使用单项目自陈主观幸福感量表对其进行测量，该量表由一个项目组成，即：“总的来看，我是一个幸福的人”，要求被调查者根据自己的生活感受做出判断，有 6道关于幸福感的问题，询问调查对象“您同意下列说法吗？”选项为1—7，1代表非常不幸福，2代表不幸福，3代表不太幸福，4代表比较幸福，5代表幸福，6代表非常幸福，7为不好说。在进行分析时首先将选项7作为缺失值剔除，将6个问题的每个选项的得分进行加总，将定序变量转换为定距变量，总数为农民工的主观幸福感分数。极小值为6，极大值为36。其分布如图1所示：由图可以看出农民工主观幸福感得分基本服从标准正态分布。

图1 农民工主观幸福感得分

2.自变量

自变量有三类，一是本研究要检验的住房变量，其次是人口学变量，第三类是社会经济地位变量及其他变量。

(1)住房状况。住房状况包括农民工城镇自有住房数量、现住房质量、现住房面积以及住房支出占总支出的比重。

城镇自有住房数量。自有住房包括调查对象在“直辖市城区”“省会城市城区”“地、县级市城区”“县城”的所有产权住房。

现住房质量。现住房质量包括住房内的厨房、住房内自来水、住房内厕所、住房内洗浴设施4个方面的情况。这四个方面的质量是高度相关的，为了避免出现多重共线性问题，简化数据结构，首先对这4个变量进行因子分析。计算所有变量的相关矩阵发现，KMO测量值达到0.795，Bartlett的球形度检验的显著性水平非常高(sig=0.000)，使用因子分析方法是合适的。通过主成分分析法确定能够解释观测变量之间相关关系的最少因子个数为1，该因子解释了数据总方差的68.22%。通过因子分析方法，将涉及农民工现住房质量的4个变量转换为一个因子，命名为住房质量因子，在之后的回归分析中将用该因子值代表住房质量纳入模型。

现住房面积。该变量是一个连续变量，源于问卷中“目前所居住住房的建筑面积(C2a)”一题。现实生活中，建筑面积除了人们通常所说的住房面积之外，还包含公共面积、建筑结构占用面积等等。本研究中用建筑面积来测量实际的居住面积。

住房支出比。通常来讲，农民工大多数是出于经济目的而流入城市中的，他们的储蓄倾向比较大，更希望外出挣得的钱能够存起来，用作购房、子女教育、赡养老人以及将来的养老等用途，尽量降低生活成本。相较于农民工在城市中其他方面的支出而言，住房成本直接决定了农民工居住环境的下限[26]，而且住房在某种意义上也是一种刚性需求，所以住房支出既影响住房状况也影响其他方面的支出及储蓄，对农民工的幸福感的影响是综合的。因此，使用住房支出比来分析住房支出的综合影响。住房支出包括缴纳房租的支出和分期偿还房贷的支出以及购房首付支出。消费总支出指全家消费支出的各项支出加总。

(2)人口学变量。人口学因素包括性别、年龄及年龄平方、政治面貌、受教育程度、婚姻状况、健康状况。

性别。从日常生活经验中我们不难发现男性和女性在很多方面存在着差异，在幸福感上也是如此。已有相关研究的结论存在一定的争议，但大多学者认为性别对幸福感的作用是显著的，本研究中不对性别做专门的探讨，只将其作为控制变量，经过处理之后性别变量转化为一个虚拟变量，男性赋值为1，女性赋值为0。

年龄及年龄平方。年龄不同的人所受到的特定时期的经济社会条件和社会政策的影响不同，在个体生命历程中所处的不同阶段和年龄也会影响到他们对外界及自身的认知，由此研究表明年龄对主观幸福感的影响，并不是一般的线性影响，所以在研究中需要控制年龄及年龄的平方。

政治面貌。在我们国家，党员身份被看成一种政治资本，有助于个体获得其他形式的有价资源，这种资源获得与占有的优势会影响个体对幸福感的感知程度。本研究将其作为控制变量纳入模型。党员身份被定义为虚拟变量，中共党员为1，非中共党员为0。

受教育程度。关于受教育程度对主观幸福感的影响可以从不同理论视角进行解释，所得结论也有差异，但是无论哪种观点，都表明随着我国市场化进程的日益加快，教育回报已经成为影响人们幸福感的重要因素[27]。本研究中，将受教育程度设置为控制变量，受教育程度从“未上过学”到“研究生”由低到高依次赋分1—9分，将定类变量转换为定序变量纳入模型。

婚姻状况。婚姻家庭生活是人类最基本的社会生活形式，往往也被人们视作是幸福人生的一个重要组成部分。人们通常认为已婚者比未婚者幸福，离婚和丧偶者较不幸福[28]。当然，这也会受到诸如性别、孩子、收入、健康等因素的影响[29]。本研究婚姻状况为定类变量，已婚定义为1，未婚定义为0。

健康状况。良好的身心健康能够提高人们的主观幸福感，而疾病不仅可以直接对农民工生理、心理感受造成影响，还会因医疗费用的提高等增加农民工的生活压力，进而给收入水平本来就较低的农民工带来消极影响。本研究中采用健康状况自评结果，1分表示非常不满意，10分表示非常满意，作为定距变量纳入模型。

(3)社会经济地位变量及其他变量

相对于其他客观变量来说，收入无疑是所有影响主观幸福感的最具决定性的因素之一。相关研究还进行了绝对收入和相对收入的区分。本研究中农民工的绝对收入是指调查前一年各类收入之和。相对收入是将绝对收入做标准化处理，转化为服从标准正态分布的相对值，作为相对收入变量纳入模型。

教育支出比重和医疗支出比重。对于收入不高的农民工而言，教育、医疗支出对其消费有着显著的挤出效应，因病、因教育致贫的现象在农民工群体中屡见不鲜。近年来农民工家庭化迁移成为了一种趋势，子女随迁到城市之后的教育费用相比农村提高了很多，这给他们带来了很大的压力。本研究把教育、医疗支出比也作为控制变量纳入模型。教育支出比重和医疗支出比重由教育支出和医疗支出除以年总支出而得到。

职业阶层。关于社会分层及阶层界定的标准，已有研究中尽管理论和分层标准有很多，但在对社会分层的指标上，分歧并不是很大，有三种地位比较重要、比较容易测量，即经济地位、职业地位和教育地位[30]。职业阶层是现代社会最重要的社会分层之一。职业的内涵不仅仅是职业的社会声望评价，而且是一种社会地位的评价指标，它包括权力、财富、声望[31]。本研究将农民工划分为白领职业、个体工商户、商业服务业人员和蓝领工人，其中白领职业包括党政官员、企业经理人员、私营企业主、专业技术人员和办事人员，蓝领工人包括产业工人、农业劳动者(少量无业失业半失业人员样本删除)。将职业阶层设置为定类变量，以白领职业为参照纳入模型。

确定上述变量之后，剔除样本数据中的缺失值，最终的样本容量为1 384个，各变量的统计结果如表1所示。

四、回归分析

(一)模型的选择

本研究使用多元线性回归模型，采用普通最小二乘法(OLS)进行估计，分析多个自变量与幸福感之间的关系。为了确保结论的稳健性，更加明确地分析住房因素对农民工幸福感的影响，采用逐步回归的方法进行估计，依次放入住房因素变量、人口学变量及社会经济变量，构建了三个嵌套模型，验证住房因素影响的显著性，同时也对其他因素进行分析。

根据前文的文献综述及假设，本研究使用以下多元线性回归模型：

Y=a+b1x1+b2x2+b3x3+……+bixi+ε

其中：Y表示因变量(幸福感)，a为截距，xi表示自变量，bi表示对应自变量的回归系数，ε表示随机误差。

模型运用SPSS22.0软件进行计算，线性回归结果如表2所示。

(二)结果与分析

本研究所构建的三个模型都是成立的，且随着自变量的增加，模型的解释力也随之提高。这3个模型调整后的R2分别为0.028、0.063、0.127，R2值越高，表明模型的解释力越强。

模型分析结果显示，城镇自有住房数量及现住房质量对农民工的主观幸福感都有正向作用。模型1、2、3均显示，农民工在城镇地区(包括流入地、户籍地、其他地方)自有住房数量越多、现住房质量越高，其主观幸福感越高。在模型1中，仅纳入住房因素，结果显示自有住房数量、现住房质量两个变量的系数分别为0.728和0.470，影响都非常显著(sig值小于0.01)。城镇自有住房数量、现住房质量每提高一个单位，农民工的主观幸福感相应的会提升0.728和0.470个单位。模型2中纳入了性别、政治面貌、受教育程度、年龄及年龄的平方等变量，结果显示，城镇自有住房数量、现住房质量对农民工幸福感的正向影响仍然显著(sig值小于0.05)，但二者的系数分别为0.633和0.383，表明模型1中二者对农民工主观幸福感的影响作用被其他变量解释掉了一部分。模型3中进一步加入了健康状况、绝对收入、相对收入、教育支出比、医疗支出比及职业阶层等社会经济变量后，城镇自有住房数量、现住房质量对农民工幸福感的正向影响仍然是显著的(sig值小于0.05)，其系数分别为0.565和0.359。本研究的假设1、假设2得到了证实，即住房的拥有量和住房质量在提升农民工主观幸福感中扮演着非常重要的角色。假设3 没有得到证实，在三个模型中，在0.05的显著性水平下，住房面积对于农民工幸福感的影响都不显著。这一变量在模型1中在0.1的显著性水平下显著，随着纳入模型变量的增多，这一变量的作用不再显著。可能的解释是，面积的影响可能被住房质量、住房支出等变量解释了，从而导致面积本身的影响不显著。住房支出比在模型3中是非常显著的，其系数为负，表明住房支出比越高，幸福感越低，二者负相关。

在模型3中，纳入了收入、教育和医疗支出、职业阶层等社会经济变量。收入方面，相对收入没有影响，绝对收入与其农民工的主观幸福感之间呈显著正相关(sig值小于0.05)。医疗支出比的系数为负，虽然有一定影响，但其影响在0.05的显著性水平下不显著。教育支出比这一变量对农民工主观幸福感的影响不显著，但是其系数为正，表明子女教育的花费并未对农民工主观幸福感产生负面的影响。住房、教育、医疗被称为“新三座大山”，是人们生活压力的最主要来源。对于农民工而言，虽然教育、医疗同样是支出较大的项目，但二者对其主观幸福感的影响并没有想象的那么大，都远低于住房对于农民工幸福感的影响。在职业阶层方面，以白领阶层为参照，分析显示个体户的主观幸福感较为显著且其系数为正，商业服务业人员与蓝领阶层的主观幸福感不显著且其系数为负。一种可能的解释是，与白领阶层相比，个体户虽然社会地位不高，但是其工作自主性强，很多收入也高于白领，其各方面需求能更好地得到满足，所以其幸福感总体上反而高于百领。而商业服务业人员、产业工人的工作状态和收入状况与白领更为接近(农民工中的白领很多属于单位中的底层白领)，所以没有显著差别。

此外，性别、年龄及年龄的平方、婚姻状况对农民工主观幸福感的影响都是显著的。男性农民工比女性农民工的幸福感低，已婚的农民工比未婚(包括丧偶、离婚)的农民工主观幸福感较高；健康状况自评得分较高的农民工幸福感越高；年龄对农民工的主观幸福感的影响则较为复杂，模型中年龄的回归系数是负的，而年龄的平方的回归系数是正的，这说明年龄与主观幸福感之间呈现正U型关系，在临界点之前，随着年龄的增加，流动人口感觉幸福的概率会逐渐下降，在这之后，他们获得幸福的概率会随着年龄的增长而上升。模型中政治面貌这一变量并不显著，是否为中共党员对农民工幸福感没有明显影响。

总的来说，农民工住房状况对其主观幸福感的影响是比较稳定的。城镇自有住房数量、现住房质量的影响非常显著，即城镇自有住房越多、现住房质量越高的农民工主观幸福感越高。住房支出比对农民工主观幸福感也有显著影响，住房支出比重越高，农民工主观幸福感越低，而且，其影响远超教育、医疗对农民工主观幸福感的影响。此外，农民工主观幸福感受性别、年龄、婚姻状况、健康状况、绝对收入的影响也比较大，而与政治面貌、受教育程度、教育支出比重等的关系不大，这与我们的设想有所不同，以往的很多研究表明受教育程度等对个人幸福感有较大的影响。本研究表明，住房对农民工的幸福感影响突出，其对农民工幸福感的影响正超越教育等其他因素的影响。

五、结论与讨论

在城市化进程不断加快的背景下，在城市拥有自己的住房可以说是很多农民工幸福生活的梦想，是他们融入城市的一个基本目标和途径。在城镇地区购房已经成为农民工住房消费的一个基本趋势，住房也成为了农民工主观幸福感的主要影响因素之一。住房作为一种基本的生活资料和财富形式，对农民工在城市的幸福生活来说无疑是至关重要的。是否有自有住房影响农民工(尤其是男性)结婚、子女上学等人生大事，是他们融入城市社会的关键变量。

住房质量也对农民工主观幸福感有着显著的正向作用，这意味着随着新一代农民工对于城市生活品质有了更高要求，住房质量高低影响他们的幸福感，拥有一定质量的住房是他们城市生活幸福与否的重要指标。这是农民工消费需求升级的一个重要标志。

房价上涨给农民工在城市购房带来了巨大的经济负担。虽然在城市有住房可以显著增进个人的幸福感，但是如果贷款买房、住房支出过高，也会造成幸福感的减损，导致因为住房支出比过高而不幸福。住房作为一项刚需，随着城市房价和房租的不断上涨，其压力对农民工的幸福感有明显的不利影响。

目前，我国的城镇住房保障体系还极少惠及农民工，高房价、高房租对于收入不高的农民工来说是个巨大的压力。社会保障不足，支出负担过重，挤占了其正常生活开支，对于提升其幸福感是不利的。加强住房保障制度建设，使住房保障能够惠及农民工，为农民工融入城市提供必要的社会支持，是提升农民工的幸福感的重要途径。

对于农民工来说，收入增长仍然是提升主观幸福感的主要途径。绝对收入水平的提高会显著提升农民工的幸福感，相对收入水平高低的影响则是不显著的。对于农民工来说，其幸福感来源仍然是通过提高收入满足基本生活要求的问题，而不是社会比较的问题。因此，对于农民工群体来说，现阶段提高收入对提升幸福感来说更加重要。

总之，拥有住房、提升住房质量对于农民工幸福感的提升意义重大。要提升农民工在城市的住房状况，不但要增加绝对收入，增强其住房消费能力，还应该为农民工提供一定的住房的社会保障，减轻其支付负担，让他们“住有所居”。党的十九大报告指出，要坚持房子是用来住的、不是用来炒的定位，加快建立多主体供给、多渠道保障、租购并举的住房制度，让全体人民住有所居。坚持对住房的这个定位是非常必要的。在国家大力推进城镇化和推动农民工市民化的大背景下，农民工进城生活是大趋势，住房是他们进城后首要面对的问题。住房问题解决好，农民工才能顺利融入城市，实现市民化，才能体验到城市生活的美好。这样的城市化才是真正的城市化，高质量的城市化。