随着我国城镇化进程的不断加快，来自全国各地的大量农村剩余劳动力涌入城镇，满足了城镇对劳动力的需要，促进了各地经济社会的快速发展。然而，自1998年开始逐渐取消福利分房后，我国城镇房地产市场快速发展，房价不断攀升，农民工虽然是我国新型城镇化有序推进和现代化建设不可或缺的重要力量，但是他们从事的往往是收入较低的工作，而且异地流动的农民工因为没有流入地户籍而难以享受与当地居民同等的公共服务，如公共住房等(田莉、姚之浩，2018)，在住房市场上处于劣势和边缘化状态(Fan, 2001; Wu, 2002)，农民工的租房比例及住房支出不断提高，同时还面临居住条件差和居住设施不健全的窘境(王星，2013；贺小燕、安增军，2014)，农民工在流入地的住房困难日益凸显。

国家统计局发布的《2017年农民工监测调查报告》显示，2017年全国农民工总量达到28652万人，比上年增加481万人，增长1.7%，其中外出农民工17185万人，比上年增加251万人，增长1.5%，增速较上年提高1.2个百分点。1980年及以后出生的新生代农民工有14469万人，占全国农民工总量的50.5%。与老一代农民工相比，新生代农民工具有强烈的改善居住的愿望(杨琦、姚钧，2011；陈亚辉，2013)，新生代农民工对居住条件的满意程度会显著影响其城镇定居决策(夏显力等，2012)，因此，对新老两代农民工在流入地的住房困难状况及其代际差异进行深入研究，有助于提出更有针对性的缓解两代农民工住房困难的措施，从而提高他们在流入地的居住满意度，进而加快新型城镇化进程。

黄建宏(2012)依据中山大学与北京大学2010年合作的中国家庭动态跟踪调查(CFPS)中对“您家是否存在下列住房困难情况”的填答情况，认为住房困难可以从“居住拥挤”和“低住房质量”(如漏水、危房等)两个角度进行理解；也有学者把住房困难界定为买不起和租不起房子(张道航，2009a)。由此可见，住房是否困难实际上是个体对自身居住状况和住房消费能力的主观认知和判断，也是人们日益增长的美好居住需要得到满足与否的反映。因此，对住房困难进行研究，可以弥补以往只偏重对住房客观条件进行研究的不足。目前国内关于住房困难的已有研究主要集中在住房困难的影响因素上。在定性研究方面，张道航(2009b)认为导致我国城市弱势群体住房困难的政策因素是房地产业的产业发展政策、财政金融政策和住房保障政策，导致我国中低收入人群住房困难的市场因素是住房市场房价上涨过快、住房供应结构失衡、宏观调控不力等。刘洁、柴文佳(2011)认为中等收入家庭住房困难的原因主要有：住房消费心理需求过高；受传统文化影响住房消费模式过于单一；住房价格过高，住房支付能力不足；信贷成本高，住房负担重。在定量研究方面，黄建宏(2012)发现转型期城镇家庭收入与住房困难呈倒“U”形关系，家庭规模、户籍分割及高房价背景与住房困难存在明显关系，男性发生住房困难的概率较女性高，平均受教育年限与住房困难呈负相关，已婚家庭比未婚家庭发生住房困难的概率低。

农民工在流入地的住房问题在推动农民工建立城市身份认同的进程中不容忽视(祝仲坤、冷晨昕，2018)，而城市身份认同直接影响到农民工的社会融入，因此，很多学者对作为农民工社会融入的一个影响因素的住房问题进行了研究。随着1980年及以后出生的农民工即新生代农民工逐渐成为我国农民工的主体，农民工群体的异质性已经成为一种不容忽视的新因素(钱文荣、李宝值，2013)，学者们开始关注农民工住房问题的代际差异。例如，杨肖丽等(2015)运用辽宁省调查数据研究发现新老两代农民工的居住物质环境和社会环境存在显著差异；杨哲、张瑜(2015)发现性别、婚姻、公平感知度、住房保障制度与就业制度环境对新老两代农民工城市住房消费能力提升存在显著代际差异；邱怡强(2017)利用江西省贵溪市的调研数据研究发现新生代农民工的购房意愿普遍高于老一代农民工；孙帅乐(2017)基于安徽的调查数据研究发现农民工的集中居住意愿存在明显的代际差异，文化程度、健康状况、收入来源于农业对两代农民工集中居住意愿的影响存在显著差异，代际变量对农民工集中居住的意愿既表现为直接影响，又表现为间接影响；李君甫、齐海岩(2018)运用2014年全国流动人口监测专题数据，研究了农民工购房建房区位选择意向的代际差异，结果表明新生代农民工和老一代农民工购房建房区位选择意向的代际差异并不是很大。

纵观上述已有研究，关于农民工自身对其在流入地的居住状况以及能否在流入地买得起、租得起房子等住房困难问题的感知及其代际差异的研究几乎没有。有鉴于此，本文将根据学术界和统计口径的常用标准，把农民工划分为“老一代农民工”和“新生代农民工”(其中“老一代农民工”是指在1979年及以前出生的农民工，“新生代农民工”是指在1980年及以后出生的农民工)，在此基础上，试图分析代际差异对异地流动且在流入地没有自有住房的农民工住房困难的影响，新老两代农民工住房困难影响因素的差异，以及代际差异是如何影响住房困难的，从而为制定改善农民工在流入地住房状况的相关政策提供必要的经验支撑。

本文的原始数据来自于中国社科院社会学研究所发起的大型连续性抽样调查项目“中国社会状况综合调查”(Chinese Social Survey，简称“CSS”)2011年、2013年和2015年的抽样问卷调查。该调查是双年度的纵贯调查，采用概率抽样的入户访问方式，覆盖全国31个省份，包括151个区市县，604个村、居委会，每次调查访问7000到10000余个家庭。该调查收集了大量关于受访者及其家庭成员的城市住房、就业与受教育程度等信息。鉴于本文研究对象是异地流动的农民工在流入地的住房困难，而根据以往文献对农民工的界定，本文的农民工是指具有农村户籍，在户籍所在乡镇外的其他城镇从事非农工作的劳动者(王茂福、杨哲，2015)，因此，本文对2011年、2013年和2015年的原始数据进行了筛选，剔除了非异地流动以及居住在自有住房中的农民工的样本，同时剔除了数据不完整的样本和前后1%的上一年度家庭年总收入和上一年度缴纳房租支出的极端值样本，最后得到有效样本量513个。其中，来自新生代农民工的有效样本量为257个，占50.1%；来自老一代农民工的有效样本量为256个，占49.9%。

参考张道航(2009a)、刘洁和柴文佳(2011)、黄建宏(2012)等的研究成果，结合CSS问卷数据，本文的被解释变量是住房困难，主要解释变量是“是否为新生代农民工”；为更全面了解代际差异对农民工住房困难的影响，同时保证模型的可靠性，本文又从个人特征、家庭特征、工作特征、居住特征四个方面选取了相应的变量作为控制变量。这些变量的描述性统计详见表 1。

表 1

表 1 变量的选取与描述 变量名称 变量含义 老一代农民工 新生代农民工 比例(%)或均值 比例(%)或均值 住房困难 否=0 35 46.1 是=1 65 53.9 性别 男=0 58.3 57.2 女=1 41.7 42.8 婚姻状况 无配偶=0 6.1 42.8 有配偶=1 93.9 57.2 受教育程度 小学及以下 50.6 14.5 初中 37.4 40.8 高中、中专、职高及技校 11.0 24.0 大专 0.3 11.8 本科 0.6 8.6 研究生及以上 0 0.3 共同居住家庭成员数(个) 实际值 2.78 2.47 上一年度家庭总收入(元) 实际值 65888.73 85160.62 单位性质 国有企事业单位=0 12.4 8.9 非国有企事业单位=1 87.6 91.9 就业身份 雇员=0 65.9 78.5 雇主或自营劳动者=1 34.1 21.5 居住的地区类型 市/县城的中心城区 38.4 38.5 市/县城的边缘城区 13.2 17.2 市/县城的城乡接合部 20.1 20.6 市/县城区以外的镇 5.7 2.0 农村及其他 22.6 21.7 上一年度缴纳房租的支出(元) 实际值 8076.96 9052.76 住房性质 租住廉租房 18.3 12.2 租住亲友房 3.3 2.6 租住私人房 69.5 75.6 集体宿舍及其他 8.9 9.6   注：单位性质在原始问卷中分为多种，本文则合并为两种，分别为国有企事业单位、非国有企事业单位，设置为虚拟变量，国有企事业单位为参照组。就业身份在原始问卷中分为雇员/工薪收入者、雇主/老板、自营劳动者、家庭帮工等，本文则合并为两种，分别为雇员、雇主或自营劳动者，设置为虚拟变量，雇员为参照组。居住的地区类型在原始问卷中也分为多种，本文则合并为市/县城的中心城区、市/县城的边缘城区、市/县城的城乡接合部、市/县城区以外的镇、农村及其他等5种，设置为虚拟变量，参照组为农村及其他。住房性质在原始问卷中分为租住廉租房、租住亲友房、租住私人房、集体宿舍、其他等5种，本文将其合并为租住廉租房、租住亲友房、租住私人房、集体宿舍及其他等4种，设置为虚拟变量，集体宿舍及其他为参照组。

表 1 变量的选取与描述

1.被解释变量。被解释变量是“住房困难”。问卷中的题目是“在过去12个月中，您或您家庭遇到下列哪些生活方面的问题(可多选)”，其中一个选项是“住房条件差，建/买不起房”。这个题目及选项不仅能够反映农民工对自身在流入地住房条件的主观认知和判断，还能够在一定程度上反映他们在流入地的住房消费能力，因此，本文认为该题目考察了农民工在流入地的住房困难。如果被调查者选择了“住房条件差，建/买不起房”这个选项，就被视为其存在住房困难，并赋值为1，否则被视为其不存在住房困难，赋值为0。

2.主要解释变量。主要解释变量是代际变量即“是否为新生代农民工”，本文根据被调查者的出生年份把农民工分为“老一代农民工”和“新生代农民工”，如被调查者是1980年及以后出生的就被认为是新生代农民工，赋值为1，否则为老一代农民工，赋值为0。

3.控制变量。控制变量涉及个人特征、家庭特征、工作特征、居住特征四个方面。个人特征有性别、婚姻状况、受教育程度3个变量；家庭特征有共同居住家庭成员数、上一年度家庭年总收入两个变量；工作特征有单位性质、就业身份两个变量；居住特征有居住的地区类型、上一年度缴纳房租的支出、目前居住的住房性质3个变量。

由表 1可知，老一代农民工感受到住房困难的比例高于新生代农民工；两代农民工的男女性别比例差异不大；老一代农民工绝大多数已有配偶，而新生代农民工没有配偶的占比达到42.8%。新生代农民工具有高中及以上学历的人群占比高于老一代农民工；共同居住家庭成员人数平均为2.47人，低于老一代农民工；上一年度家庭总收入明显高于老一代农民工；在非国有企事业单位工作的占比相比老一代农民工有所提高。新生代农民工作为雇员的人数占比高于老一代农民工。与老一代农民工相比，新生代农民工居住在市或县城边缘城区的比例有所提高，而居住在市或县城区以外镇的比例则出现下降，说明新生代农民工更倾向于居住在市或县城的周边区域。新生代农民工租住廉租房的比例低于老一代农民工，租住私人房的比例高于老一代农民工，而且上一年度缴纳房租的支出高于老一代农民工，这可能是因为新生代农民工收入相对较高，且愿意为改善住房条件增加投入。

在既有关于住房困难的研究中，几乎没有关于农民工在流入地住房困难的代际差异研究，本文试图弥补这一不足。为此，本文提出关于农民工在流入地住房困难代际差异的基本假设。

新生代农民工与老一代农民工在人口特征、文化教育、生活背景上存在显著差异，新生代农民工在生活期望上更加倾向于城市生活(王春光，2001)。有研究表明新老两代农民工在流入地的居住物质环境和社会环境方面存在显著差异(杨肖丽等，2015)，而且一些个人特征变量、制度环境变量等对新老两代农民工在城镇的住房消费能力提升上也存在显著的代际差异(杨哲、张瑜，2015)，因此，新老两代农民工在流入地发生住房困难的概率也可能存在一定差异。基于以上分析，本文提出以下假设：

假设1：农民工住房困难存在代际差异。

本文对个人特征选取了性别、婚姻状况、受教育程度3个变量。与老一代农民工相比，新生代农民工的性别、婚姻状况、受教育程度也呈现出显著差异(段成荣、马学阳，2011)。在个人特征对住房困难的影响方面，已有研究发现男性发生住房困难的概率较女性高，平均受教育年限与住房困难负相关，已婚家庭比未婚家庭发生住房困难的概率低(黄建宏，2012)。

本文对家庭特征选取了共同居住家庭成员数、上一年度家庭总收入两个变量。新老两代农民工由于在受教育程度、生活观念上存在差异，其家庭特征也可能存在差异。相较共同居住家庭成员数少的家庭而言，共同居住家庭成员数多的家庭所需要的居住面积大，也容易发生住房困难；相较上一年度年总收入低的家庭而言，上一年度总收入越高的家庭的住房消费能力越强，越不容易发生住房困难。

本文对工作特征选取了单位性质、就业身份两个变量。相比老一代农民工而言，新生代农民工出生于上世纪八九十年代，很多都是独生子女，他们得到了家人很好的呵护甚至是溺爱，并且他们的受教育程度也有所提高，以致他们不愿或不甘于从事那些脏乱差的耗体力的工作，更愿意去从事公司福利好、就业环境优越、比较干净体面的工作(吴石英、周剑，2014)。新生代农民工的就业身份与老一代农民工相比也存在差异(段成荣、马学阳，2011)。因此，两代农民工的工作特征可能具有一定差异。

本文对居住特征选取了居住的地区类型、上一年度缴纳房租的支出、目前居住的住房性质3个变量。一般认为新生代农民工的受教育程度较老一代农民工高，他们可能获得的收入也高，而收入的差异使得两代农民工的住房消费能力存在差异，从而导致他们的居住特征也存在差异。吴石英、周剑(2014)对国务院发展研究中心2007年流动人口调查问卷进行的分析结果表明，新生代农民工租住房屋的类型多半为楼房，而第一代农民工多半为平房，新生代农民工的住房设施条件远远好于第一代农民工。

基于以上分析，本文提出如下假设：

假设2：个人特征、家庭特征、工作特征、居住特征均对新老两代农民工住房困难的影响具有差异。

农民工对住房困难的感知是多种因素共同作用的结果，不仅受到个人、家庭等多方面因素的影响，也会受到周围环境等的影响，代际差异对住房困难的影响也会受其他因素的作用而加强或减弱。因此，本文提出如下假设：

假设3：代际差异对农民工的住房困难既有直接影响，也有间接影响。

本文基于2011年、2013年和2015年的CSS调查数据，对农民工在流入地住房困难的代际差异进行分析。是否存在住房困难，属于二分类变量，故本文使用的统计分析方法是二分对数偶值模型(binary logit model)。另外，由于居住社区的类型在能够提供的住房条件上存在很大差别，本文在运用stata进行回归分析时使用“cluster”命令来调整样本在居住社区类型层次上的聚集效应，并控制了年份的固定效应。模型的形式如方程式(1)：

其中，Y是因变量，表示农民工是否存在住房困难；β₀为常数项；X为主要解释变量，即代际变量；Z代表控制变量，包括性别、婚姻状况、受教育程度、共同居住家庭成员数、上一年度家庭总收入、单位性质、就业身份、居住的地区类型、上一年度缴纳房租的支出、目前居住的住房性质；β₁、β₂为主要解释变量和控制变量的系数，ε为随机扰动项。

根据上述变量设定，本文运用stata 13.0软件进行估计，构建模型一、模型二和模型三。其中，模型一是在加入个人特征、家庭特征、工作特征、居住特征等控制变量的基础上，考察代际变量对包括新老两代农民工在内的全体农民工的住房困难的影响；模型二是以新生代农民工的个人特征、家庭特征、工作特征、居住特征等变量作为解释变量，估计这些变量对新生代农民工住房困难的影响；模型三则是估计老一代农民工的个人特征、家庭特征、工作特征、居住特征等变量对老一代农民工住房困难的影响。内生性问题会影响计量分析的有效性，而内生性多源于测量误差、遗漏变量和联立性偏误。然而，本文变量多为分类变量，基本可以避免测量误差(阮荣平、刘力，2011)；本文主要研究代际差异对住房困难的影响，代际差异是根据出生年份划分为新生代农民工和老一代农民工，住房困难不会对代际差异产生影响，可以有效避免内生性问题。模型具体的估计结果详见表 2。

表 2

表 2 估计结果 项目 模型一 模型二 模型三 系数 P值 系数 P值 系数 P值 新生代农民工 -0.473*** 0.000 性别 -0.132 0.530 -0.239 0.345 0.034 0.932 婚姻状况 0.444** 0.016 0.636*** 0.002 -0.073 0.880 受教育程度 0.007 0.911 0.020 0.842 0.082 0.575 共同居住家庭成员数 0.146*** 0.005 0.019 0.851 0.203 0.102 上一年度家庭总收入的对数 -0.405*** 0.000 -0.387*** 0.000 -0.474*** 0.001 单位性质 0.696*** 0.009 0.306 0.364 1.409*** 0.007 就业身份 -0.431*** 0.003 0.000 0.999 -0.712* 0.081 市/县城的中心城区 0.814*** 0.004 0.605*** 0.000 1.147** 0.042 市/县城的边缘地区 0.346 0.139 0.708*** 0.000 -0.274 0.523 市/县城的城乡接合部 -0.317 0.240 -0.049 0.909 -0.744** 0.016 市/县城区以外的镇 0.817 0.120 1.097 0.388 0.616 0.252 上一年度缴纳房租支出的对数 0.150 0.291 0.206 0.128 0.201 0.251 租住廉租房 -1.284*** 0.006 -1.637*** 0.000 -13.889*** 0.000 租住亲友房 -0.499 0.588 -0.276 0.749 -0.304 0.857 租住私人房 -1.116** 0.021 -0.813** 0.040 -14.147*** 0.000 常数项 3.519** 0.032 2.507* 0.056 16.663*** 0.000 Pseudo R2 0.079 0.0717 0.121 样本量 513 257 256   注：***、**和*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。表 3相同。

表 2 估计结果

表 3

表 3 作用机制分析估计结果 项目 模型一 模型四 模型五 系数 P值 系数 P值 系数 P值 新生代农民工 -0.473*** 0.000 -12.754*** 0.000 性别 -0.132 0.530 -0.146 0.495 0.054 0.894 婚姻状况 0.444** 0.016 0.611*** 0.000 -0.058 0.903 受教育程度 0.007 0.911 -0.069 0.180 0.118 0.223 共同居住家庭成员数 0.146*** 0.005 0.131** 0.017 0.209* 0.072 上一年度家庭总收入对数 -0.405*** 0.000 -0.409*** 0.000 -0.487*** 0.000 单位性质 0.696*** 0.009 0.665** 0.013 1.401*** 0.002 就业身份 -0.431*** 0.003 -0.402*** 0.005 -0.728* 0.071 市/县城的中心城区 0.814*** 0.004 0.853*** 0.003 1.035*** 0.034 市/县城的边缘地区 0.346 0.139 0.334 0.147 -0.275 0.523 市/县城的城乡接合部 -0.317 0.240 -0.274 0.267 -0.748*** 0.009 市/县城区以外的镇 0.817 0.120 0.911* 0.085 0.586 0.304 租住廉租房 -1.284*** 0.006 -1.167** 0.019 -12.612*** 0.000 租住亲友房 -0.499 0.588 -0.416 0.642 -0.278 0.854 租住私人房 -1.116** 0.021 -1.059** 0.036 -12.914*** 0.000 上一年度缴纳房租支出的对数 0.150 0.291 0.137 0.314 0.203 0.245 新生代×性别 -0.287 0.619 新生代×婚姻状况 0.677 0.234 新生代×受教育程度 -0.131 0.294 新生代×共同居住家庭成员数 0.1000 0.430 新生代×上一年度家庭总收入的对数 -0.190 0.300 新生代×单位性质 -1.085** 0.041 新生代×就业身份 0.707 0.232 新生代×市/县城的中心城区 -0.382 0.359 新生代×市/县城的边缘地区 1.005** 0.024 新生代×市/县城的城乡接合部 0.696 0.181 新生代×市/县城区以外的镇 0.541 0.735 新生代×租住廉租房 10.926*** 0.000 新生代×租住亲友房 -0.056 0.977 新生代×租住私人房 12.062*** 0.000 新生代×上一年度缴纳房租支出的对数 -0.003 0.987 常数项 3.519** 0.032 3.369** 0.036 15.442*** 0.000 Pseudo R2 0.079 0.073 0.107 样本量 513 513 513

表 3 作用机制分析估计结果

由表 2可知，第一，农民工住房困难存在明显的代际差异。根据模型一的估计结果，代际差异的估计系数为-0.473，并在1%的水平上显著，说明新生代农民工与老一代农民工在流入地的住房困难有显著差异，老一代农民工比新生代农民工更易发生住房困难。这可能是因为新生代农民工与老一代农民工相比，前者受教育程度高，收入水平高，对物质和精神享受要求也高，且具有强烈的改善居住条件的愿望，所以会偏向于在流入地选择居住条件较好的住所，从而较老一代农民工不易发生住房困难。

第二，婚姻状况、单位性质、就业身份、居住地区类型对老一代和新生代农民工住房困难的影响有显著差异。对比模型二和模型三，可以看出婚姻状况对老一代农民工的住房困难没有显著影响，可能是因为样本中绝大多数老一代农民工已婚；而婚姻状况对新生代农民工的住房困难有显著正影响，表现为已婚的新生代农民工更易发生住房困难，这可能是因为对新生代农民工而言，他们在结婚后对住房条件的要求更高。鉴于新生代农民工中大部分80后或90后的农民工正处在恋爱、结婚的年龄段，相关政府部门和用人单位应重点关注他们的住房困难问题。单位性质、就业身份对新生代农民工的住房困难都没有显著影响，而对老一代农民工而言，可能是雇员的收入低于雇主或自营收入者、国有企事业单位待遇优于非国有企事业单位的原因，使得不同单位性质、不同就业身份的老一代农民工的租金可支付能力存在差异，从而导致不同租金支付能力的老一代农民工租住房屋的品质存在差异，最终导致在老一代农民工中雇员比雇主或自营收入者更易发生住房困难，在非国有企事业单位工作的老一代农民工比在国有企事业单位工作的老一代农民工更易发生住房困难。单位性质、就业身份对新生代农民工的住房困难都没有显著影响，可能是对新生代农民工来说，不同单位性质、不同就业身份对他们租住房屋品质的影响不大。对新生代农民工而言，居住在市县中心城区及边缘地区比居住在农村及其他地区更易发生住房困难，这可能是由于在同样的租金水平下，农村地区的住房条件要优于市县中心城区及边缘地区而导致的；对老一代农民工而言，居住在市县中心城区比居住在农村及其他地区更易发生住房困难，但显著性弱于新生代农民工，居住在市/县城的城乡接合部比居住在农村及其他地区更不易发生住房困难。

第三，性别、受教育程度、共同居住家庭成员人数、上一年度家庭总收入、上一年度缴纳房租支出、住房性质对两代农民工住房困难的影响没有显著差异。性别、受教育程度、共同居住家庭成员人数、上一年度缴纳房租支出在模型二和模型三中均没有显著影响住房困难，表明这四个变量无论对老一代农民工还是对新生代农民工而言，都没有对住房困难产生影响。上一年度家庭总收入显著负影响农民工的住房困难，对整个农民工群体而言，上一年度家庭总收入每增加一个对数单位，将导致住房困难的发生比率变成原来的0.67倍(e^-0.405=0.67)；对新生代农民工而言，上一年度家庭总收入每增加一个对数单位，将导致住房困难的发生比率变成原来的0.68倍(e^-0.387=0.68)；对老一代农民工而言，上一年度家庭总收入每增加一个对数单位，将导致住房困难的发生比率变成原来的0.62倍(e^-0.474=0.62)。因此，新生代农民工上一年度家庭总收入的增加使得住房困难发生比率降低的倍数比老一代农民工小。结合前文关于老一代农民工比新生代农民工更易发生住房困难以及新生代农民工上一年度房租支出高于老一代农民工的研究结果来看，可能是因为对居住条件要求较高的新生代农民工往往倾向于在流入地选择居住条件较好的住所，对已经居住在条件相对较好的住房中的新生代农民工来说，收入的增加对改善居住条件的边际效用递减，从而导致新生代农民工相比老一代农民工而言，上一年度家庭总收入的增加使得住房困难发生比率降低的倍数要小。就住房性质而言，无论是新生代农民工还是老一代农民工，居住在廉租房、私人出租房中的农民工比居住在集体宿舍或其他地方的农民工更不易发生住房困难，导致这一结果的原因可能是廉租房、私人出租房的居住条件优于集体宿舍。

本文使用交互模型考察代际差异是直接影响还是间接影响农民工的住房困难。首先在模型一的基础上剔除代际差异的虚拟变量得到模型四，以检验代际变量是否直接影响住房困难；然后在方程式(1)的基础上加入代际变量与各个控制变量的交互项得到模型五，分析控制变量如何影响代际变量，从而改变其对住房困难的影响。模型四、模型五的估计结果详见表 3；模型五的形式如方程式(2)：

其中，X、Z的定义与方程式(1)中的定义相同，X×Z为主要解释变量代际变量和控制变量的交互项，β₃为交互项的系数，ε为随机扰动项。如果X在加入代际变量与各种控制变量的交互项后，依旧显著影响Y，就说明X对Y有直接影响；然后再进一步分析交互项X×Z对Y的影响，Z通过在一定程度上影响X，进而改变X对Y的影响程度。

分别对比模型一和模型四、对比模型一和模型五，可知代际变量对农民工住房困难既有直接影响又有间接影响。从模型一和模型四的估计结果来看，模型四的拟合优度为R²=0.073，模型一的拟合优度为R²=0.079，说明代际变量的加入使得模型的拟合优度变大，拟合效果变好。比较模型一和模型五的估计结果，在加入交互项后，代际虚拟变量依然显著影响住房困难，因此，代际变量直接影响住房困难。从模型一和模型五的估计结果发现，代际变量对住房困难有显著负影响；代际变量与单位性质的估计系数为负且显著，由于单位性质的系数为正，所以代际变量在单位性质与住房困难的正向关系中起到了减弱调节作用；代际变量与市或县城的边缘地区的交互项的估计系数为正且显著，市或县城的边缘地区的系数为负，所以代际变量在居住在市或县城的边缘地区与住房困难的负向关系中也起到了减弱调节作用；代际变量与租住廉租房的交互项、代际变量与租住私人房的交互项对住房困难表现为显著正影响，而租住廉租房、租住私人房的系数为负，因此代际变量也减弱了租住廉租房、租住私人房与住房困难的负向关系。由此可见，代际变量又间接影响住房困难。

本文研究发现，老一代农民工比新生代农民工更易发生住房困难；代际差异不仅直接影响而且还间接影响了农民工的住房困难；婚姻状况、单位性质、就业身份、居住地区类型对两代农民工住房困难的影响有显著差异，性别、受教育程度、共同居住家庭成员人数、上一年度缴纳房租支出则没有显著影响；上一年度家庭总收入显著负影响新老两代农民工的住房困难；无论是新生代农民工还是老一代农民工，居住在集体宿舍或其他地方者比居住在廉租房、私人出租房者更易发生住房困难。

为使农民工在流入地不易发生住房困难，结合以上主要结论，本文提出如下建议：一是要提高农民工的收入水平，以增强他们的租金可支付能力。对新生代农民工而言，在完善社会保障制度的同时，还要通过加强对他们的职业教育与培训来提升其人力资本；但对老一代农民工来说，通过加强对他们的职业教育和培训来提高其人力资本的效果可能不如新生代农民工，所以，主要应通过完善社会保障制度来提高老一代农民工的福利待遇，使得他们在流入地不易发生住房困难。二是要增加与农民工的住房可支付能力相适应的租赁住房供给。应加快培育发展住房租赁市场，通过税收减免、财政支持等方式降低住房租赁机构的运营成本，促使它们能够提供与农民工的住房可支付能力相适应的多样化、多层次、优质化的租赁住房，有效满足农民工对改善自身在流入地的居住条件的需要。三是要深化完善住房保障制度，有条件的城市要尽快让保障性住房的受益面拓展到农民工家庭，并加大廉租房、公租房的供应量，适时推出覆盖具有一定购买能力的已婚新生代农民工的共有产权保障房，以缓解这些家庭的住房困难，同时要提高保障性住房的质量，增加高质量的保障性住房供给。四是要通过财政补贴、贷款贴息等形式，加大政府对用人单位的支持，鼓励和支持用人单位改造已有集体宿舍或建造高品质的蓝领公寓，并允许企业、园区在新建或改建项目中，按照一定比例统一规划、配套建设蓝领公寓。