□ 李駿，梁海祥

引 言

國家衛(wèi)生健康委員會發(fā)布的《中國流動人口發(fā)展報告2018》顯示，2017年底全國流動人口已達到2.45億，平均每六個中國人就有一個是流動人口，其中“80后”新生代流動人口超過半數(shù)(占59.8%)(1)詳見http://www.nhc.gov.cn/wjw/xwdt/201812/a32a43b225a740c4bff8f2168b0e9688.shtml.。流動人口在中國的經(jīng)濟社會發(fā)展中發(fā)揮了重要作用，受到學術(shù)界的廣泛關(guān)注。筆者在中國知網(wǎng)中，以“流動人口”“外來人口”“農(nóng)民工”“移民”“精神”“心理”等關(guān)鍵詞進行文獻搜索，發(fā)現(xiàn)進入新世紀以來，對農(nóng)民工或流動人口的研究呈爆發(fā)式增長，但對他們精神健康的關(guān)注卻相當少。在總量達到幾百篇的綜述類文獻中，以精神或心理健康為主題的綜述類文獻卻僅有十篇左右。

在這些為數(shù)不多(實證研究更少)的文獻中，我們進一步發(fā)現(xiàn)，關(guān)于流動人口的精神健康浮現(xiàn)出三個逐級遞進、環(huán)環(huán)相扣的重要命題。首先，是國際和國內(nèi)研究普遍發(fā)現(xiàn)的“健康移民”(healthy migrant)現(xiàn)象是否同樣適用于精神健康的問題。已有研究要么忽視了這一問題，要么只是使用個別地區(qū)而非全國數(shù)據(jù)作初步探索。因此，本研究首先從這個問題入手，分析流動人口與本地人口之間在精神健康上是否存在差異以及存在怎樣的差異。其次，由2010年深圳富士康“連跳”事件引發(fā)，國內(nèi)輿論和學術(shù)界開始高度重視“新生代”或“80后”農(nóng)民工的精神健康問題，認為流動人口的精神健康問題更多地出現(xiàn)在這一代身上，但是，這個世代差異命題在已有的少量研究中很少得到實證研究的支持。筆者認為，其原因可能在于世代和年齡對流動人口精神健康的影響效應(yīng)是方向相反因而相互抵消的，因此需要在方法上對這兩個效應(yīng)進行分解后才能真正檢驗流動人口的精神健康是否存在世代差異。最后，學者們不管是在論述流動人口精神健康的整體狀況還是世代差異時，都十分強調(diào)勞動權(quán)益的影響，甚至還用它來解釋觀察到的流動人口精神健康的地區(qū)差異(例如珠江三角洲和長江三角洲，文中稱珠三角和長三角)。但遺憾的是，已有研究并沒有使用代表性數(shù)據(jù)和中介分析(mediation analysis)方法來嚴格檢驗“地區(qū)→勞動權(quán)益→精神健康”這個影響鏈中的勞動權(quán)益命題，筆者也試圖彌補這一缺憾?？傊瑖@這三個具有內(nèi)在聯(lián)系的重要命題，筆者試圖解決已有研究存在的局限，進一步檢驗“健康移民”對精神健康的適用性、精神健康的世代差異、勞動權(quán)益與精神健康及其地區(qū)差異的關(guān)系，以更深入、更全面地理解流動人口的精神健康。

一、文獻回顧與研究假設(shè)

(一)“健康移民”對精神健康的適用性

“健康移民”可以指向為一種現(xiàn)象，即移民比遷入地居民更加健康的現(xiàn)象。國際遷移研究發(fā)現(xiàn)，遷移者的初期健康要普遍優(yōu)于遷入國家或地區(qū)的本地居民，這在從發(fā)展中國家遷移到歐美等發(fā)達國家的遷移者中最為明顯[1][2]。對此，研究者主要提出三種解釋：其一，移民是否遷移有很強的自我選擇性，那些遷移的群體本身就會更加健康；其二，可能是數(shù)據(jù)搜集的原因，移民大多數(shù)不在公共健康服務(wù)或保障系統(tǒng)中，因此他們的健康狀況很難被真實和準確掌握；第三，有些移民會因健康受損而返回家鄉(xiāng)，因此留下來的移民更加健康[3]。后續(xù)研究進一步發(fā)現(xiàn)，流動具有內(nèi)生于流動過程的健康損耗效應(yīng)，移民的健康隨遷移時間會逐漸收斂到當?shù)鼐用竦乃絒4][5]。

國內(nèi)對流動人口的有關(guān)研究呼應(yīng)了“健康移民”現(xiàn)象及其相關(guān)解釋[6][7][8][9]。事實上，流動人口比本地居民承受了更多的社會壓力和排斥，在收入水平、住房條件、醫(yī)療衛(wèi)生和社會保障等方面都處于弱勢，因而面臨著更大的健康風險。王桂新等(2011)使用上海數(shù)據(jù)研究了外來人口較差的居住條件對其健康的影響[10]。此外，流動人口與家人分居的居住模式[11]、因收入低而導(dǎo)致醫(yī)療服務(wù)利用率低[12]、缺乏健康的行為和生活方式[13]等都會削弱他們的健康。但由于上文所說的遷移選擇性等原因，他們當中留在城市里的人反而在身體健康上表現(xiàn)得更好。

問題是，這種選擇機制在精神健康上也起作用嗎？眾所周知，世界衛(wèi)生組織早就提出，健康“不僅僅是沒有疾病或體質(zhì)虛弱，而是一種身體、精神、社會生活上的完好狀態(tài)”(2)詳見https://www.who.int/zh/about/who-we-are/constitution.。然而，在研究“健康移民”現(xiàn)象時，大多數(shù)研究使用的都是個體自評健康(self-rated health)，雖然它被認為是對身體健康(physical health)的一個具有信度和效度的簡易測量[14]，但或許不能很好地涵蓋精神健康(mental health)。世界衛(wèi)生組織的報告指出，“遷移經(jīng)常會使遷移者面對非常大的壓力……并增加精神疾病的危險”(3)詳見https://www.who.int/bulletin/archives/79(11)1085.pdf.。對此，國內(nèi)學者從社會“壓力—支持”視角對流動人口的精神健康問題作了初步的分析[15][16][17]。

我們認為，遷移的自我選擇機制并不會在精神健康上起太大作用，因為它不像身體健康那樣會明顯影響流動人口在城市里的就業(yè)和謀生，除非是非常嚴重的精神疾病(若存在這種情況則流動也不會發(fā)生)。因此，“健康移民”現(xiàn)象可能適用于身體健康，但不會適用于精神健康。對國內(nèi)流動人口的若干研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)，與本地居民相比，鄉(xiāng)城移民(從農(nóng)村流動到城鎮(zhèn)的移民)的精神健康并不顯著更好[18]，城城移民(從城鎮(zhèn)流動到城鎮(zhèn)的移民)的精神健康甚至更差[3]，移民青少年的精神健康也反而更差[19]。但是，這些研究結(jié)論都來自個案城市(杭州、北京、上海)，無法推論至全國，本研究試圖彌補這一缺憾，用全國代表性數(shù)據(jù)驗證“健康移民”現(xiàn)象對精神健康的適用性。根據(jù)已有的理論和發(fā)現(xiàn)，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)1 流動人口的精神健康并不比本地居民更好，甚至有可能更差。

(二)世代差異對流動人口精神健康的顯著性

2010年，國務(wù)院在一號文件中首次使用“新生代農(nóng)民工”概念，而富士康“連跳”事件也引起公眾和學界對“80后”流動人口精神健康問題的關(guān)注[20]。從不同的視角來看，新生代流動人口比他們的父輩或老一代流動人口更可能出現(xiàn)精神健康問題，即存在代際或世代差異。

遷移伴隨著生理、社會和文化的轉(zhuǎn)變，雖然這種轉(zhuǎn)變對兩代流動人口都客觀存在，但新生代農(nóng)民工由于其特殊性會產(chǎn)生更多的不適應(yīng)。與老一代農(nóng)民工不同，新生代農(nóng)民工與城市同齡人有著趨同的成長經(jīng)歷，對自身的健康和心理需求更為關(guān)注[21]。與父輩相比，新生代農(nóng)民工在文化知識和工作技能上都有大幅提升，但文化適應(yīng)水平并沒有隨之提升，存在一定落差[22]。另外一些研究還特別強調(diào)新生代農(nóng)民工身處的更加苛刻的勞動或工廠體制對其精神健康的負面影響，包括“宿舍勞動體制”[23]、工廠管理與體驗[24]、工廠內(nèi)的企業(yè)制度因素[25]、工作場所的等級隔離、紀律規(guī)訓(xùn)和勞動監(jiān)督[26]等，這些都可能使新生代農(nóng)民工比其父輩承受更多的心理矛盾與精神壓力。

盡管以上論述都預(yù)期流動人口的精神健康存在世代差異，但卻很少得到實證研究的支持，大部分研究在設(shè)定和估計模型時，都只將年齡作為控制變量，結(jié)果顯示它對精神健康的影響并不顯著。梁宏專門提出并檢驗了此命題，雖然在模型中也沒有得到具有統(tǒng)計顯著性的年齡組效應(yīng)，但根據(jù)它與若干變量的交互效應(yīng)仍然認為存在世代差異[25]。本研究認為，已有實證研究之所以沒有發(fā)現(xiàn)直接的證據(jù)，可能是由于方法上的問題，在模型中只放入年齡變量，其實同時包含了年齡效應(yīng)(age effect)和世代效應(yīng)(cohort effect)。年齡效應(yīng)屬于個人特征且與生命周期相關(guān)，對流動人口來說，隨著年齡的增加、身體健康的變差或負面事件的積累，一般來說精神健康可能變差。世代效應(yīng)屬于群體特征且與生命歷程相關(guān)，如上文所述，新生代流動人口可能比其父輩的精神健康更差。由于這兩個效應(yīng)可能相反，相互抵消就會導(dǎo)致年齡變量的影響不顯著。本研究試圖在方法上解決這一問題，通過分解年齡效應(yīng)和世代效應(yīng)，真正檢驗流動人口精神健康的世代差異命題。根據(jù)已有的理論探討，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2 新生代流動人口的精神健康比老一代更差。

(三)勞動權(quán)益對流動人口精神健康地區(qū)差異的中介性

學界對流動人口的研究一直高度重視他們的勞動權(quán)益問題。勞動權(quán)，是指法律賦予勞動者的與勞動相關(guān)聯(lián)的一系列權(quán)利，即由法律保障的勞動者能夠獲得勞動機會并通過勞動獲得的權(quán)利[27]，包括就業(yè)權(quán)、勞動報酬權(quán)、休息權(quán)、勞動衛(wèi)生權(quán)和社會保障等[28]。從工資收入、勞動合同和工作環(huán)境等方面來看，城市外來務(wù)工人員的權(quán)益一般會受到損害[29]，這與城鄉(xiāng)二元戶籍制度、相關(guān)法律規(guī)范和部分單位用人機制等原因有關(guān)[30]。

部分學者進而研究流動人口的勞動權(quán)益與精神健康的關(guān)系。鄭廣懷在分析影響員工精神健康的社會因素時高度重視勞動權(quán)益，包括宏觀的勞動權(quán)益(國家對勞動權(quán)益的保護)和微觀的勞動權(quán)益(工作場所對工資、工時和勞動保護等基本權(quán)益的實現(xiàn)情況)[31]。從勞動時間看，長期超時勞動嚴重降低了農(nóng)民工的生活質(zhì)量，減少了他們對健康醫(yī)療服務(wù)的利用，進而產(chǎn)生生理和心理疾病[32]。從工作環(huán)境看，福利保障和發(fā)展態(tài)勢良好的企業(yè)可以提升青年勞工的精神健康[26]。

在流動人口勞動權(quán)益的研究中，對長三角和珠三角地區(qū)的比較研究值得特別關(guān)注[33]。劉林平等在這兩個地區(qū)進行的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，超時加班、工作環(huán)境有危害和強迫勞動等勞動權(quán)益的損害會惡化外來工的精神健康[34]。在這一研究中，他們還發(fā)現(xiàn)長三角流動人口的精神健康狀況好于珠三角。而在另一項研究中，他們發(fā)現(xiàn)長三角流動人口在勞動權(quán)益的許多相關(guān)指標上也要好于珠三角[35]，這與萬向東等[36]的早期比較研究結(jié)論一致。他們推測，勞動權(quán)益狀況的差異是導(dǎo)致兩地外來工精神健康差異的主要原因，但遺憾的是研究者并沒有直接檢驗這一命題。那么，勞動權(quán)益在流動人口精神健康的地區(qū)差異中是否起到解釋作用？本研究試圖通過中介分析進行正式回答，同時也會考慮影響勞動權(quán)益的其他變量，例如兩個地區(qū)的流動人口可能在人力資本、職業(yè)類型、工資水平等方面本來就存在一些重要的差別。根據(jù)已有的理論觀點，提出如下假設(shè)：

假設(shè)3 勞動權(quán)益影響流動人口的精神健康，并且能夠解釋上海與廣東兩地之間的差異。

二、數(shù)據(jù)、變量、方法與模型

(一)數(shù)據(jù)

已有研究大多數(shù)使用的是個案城市或地區(qū)的便利樣本或非概率抽樣，本研究則用一個全國代表性數(shù)據(jù)同時對三個研究命題進行檢驗。本研究使用的數(shù)據(jù)是由北京大學中國社會科學調(diào)查中心組織實施的“中國家庭追蹤調(diào)查”(China Family Panel Studies，CFPS)。該項目于2010年完成基線調(diào)查，覆蓋25個省、自治區(qū)、直轄市，代表了中國95%的人口。該調(diào)查在抽樣設(shè)計上有一個特點，就是上海、廣東等五個子樣本也對當?shù)乜側(cè)丝诰哂写硇?，可以進行省級推斷和地區(qū)比較(4)詳見《中國家庭追蹤調(diào)查用戶手冊(第3版)》，http://www.isss.pku.edu.cn/cfps/wdzx/yhsc/index.htm.。

CFPS的基線數(shù)據(jù)則更適合于本研究。首先，為了考察“健康移民”現(xiàn)象是否適用于精神健康，我們需要有一個包括本地居民和流動人口的全國代表性數(shù)據(jù)，以便對兩個群體進行比較。其次，為了檢驗流動人口的精神健康是否存在世代差異，我們也需要有一個隨機樣本。最后，為了比較長三角和珠三角地區(qū)流動人口的精神健康差異以及進一步探討勞動權(quán)益是否解釋了這種地區(qū)差異，我們需要一個對兩地流動人口也具有代表性的隨機樣本。正是由于CFPS數(shù)據(jù)對全國的代表性和對上海、廣東兩地的代表性，可以用來同時檢驗這三個命題。相應(yīng)地，分析所用的樣本量也依次減少：先使用16～60歲從事非農(nóng)工作的全部樣本以比較流動人口與本地居民差異，再將樣本限定為流動人口以比較世代差異，最后將樣本限定為上海和廣東兩地的流動人口以比較地區(qū)差異。三次數(shù)據(jù)分析的有效樣本量，在排除所用變量上的缺失值后，分別為7438人、3813人和926人。

本研究根據(jù)受訪者的居住地和戶籍地信息以及戶籍類型來識別流動人口。由于已將分析樣本限定為從事非農(nóng)工作的人口，因此農(nóng)村戶籍者或通常所講的“農(nóng)民工”是流動人口(稱為鄉(xiāng)城移民)。此外，居住地和戶籍地不一致的城鎮(zhèn)戶籍者也是流動人口(稱為城城移民)，但由于CFPS數(shù)據(jù)對居住地和戶籍地信息只公開到省一級，這部分流動人口僅限于跨省流動的人口，而不包括那些在省內(nèi)城市之間流動的人口。正是由于這個原因，本研究的3813人分析樣本中，鄉(xiāng)城移民占到97%，城城移民僅占到3%(5)排除城城移民不會影響本文的基本數(shù)據(jù)分析結(jié)果和結(jié)論。。

(二)變量與描述統(tǒng)計

本研究的主要因變量是精神健康，在CFPS2010年問卷中用凱斯勒心理疾患量表來測量。該量表詢問受訪者最近一個月內(nèi)在6個方面的精神狀態(tài)，包括“感到情緒沮喪、郁悶、做什么事情都不能振奮”“感到精神緊張”“感到坐臥不安、難以保持平靜”“感到未來沒有希望”“感到做任何事情都很困難”“感到生活沒有意義”。選項包括“從不”“有一些時候”“一半時間”“經(jīng)常”“幾乎每天”，依次賦值為0-4。探索性因子分析顯示，該量表只有一個公因子的特征根大于1，alpha系數(shù)超過0.8。因此，我們可以將受訪者在這個量表上的得分加總來測量精神健康，區(qū)間為0-24，數(shù)值越大表示精神健康越差。

另一個因變量是身體健康，用常見的自評方式來測量，在CFPS問卷中的題目是“您認為自己的健康狀況如何？”選項為“健康”“一般”“比較不健康”“不健康”“非常不健康”，依次賦值為0-4，數(shù)值越大表示身體健康越差。

關(guān)鍵自變量因三個命題而不同。在檢驗“健康移民”命題時，移民變量如上文所說分為本地居民、鄉(xiāng)城移民和城城移民。在檢驗世代差異命題時，世代是按出生年份分組為50后、60后、70后和80后，同時也考察了年齡效應(yīng)。在檢驗勞動權(quán)益命題時，我們用工作滿意度的6個指標來反映，即對工作收入、工作安全、工作環(huán)境、工作時間、工作晉升、工作整體的滿意度，均為從“非常不滿意”到“非常滿意”的5級李克特測量，在此基礎(chǔ)上又計算了這些指標的均值作為總體測量。工作滿意度作為一種主觀測量固然有其局限性，但恰恰也能從個人評判的角度反映勞動權(quán)益的保障程度，具有一定的合理性。我們用這些工作滿意度變量來觀察或解釋地區(qū)差異，后者用虛擬變量來表示(上海=0，廣東=1)。

其他自變量或控制變量包括性別、婚姻狀況、受教育年限、職業(yè)、月收入(取對數(shù))和省份。婚姻狀況分為未婚、已婚、離婚或喪偶三類。職業(yè)用“國際社會經(jīng)濟地位指數(shù)”(international socioeconomic index，ISEI)來測量，它是社會分層研究中經(jīng)常用到的一個職業(yè)地位測量[37]。性別和婚姻狀況作為人口學變量以及教育、職業(yè)、收入作為社會分層變量，一般被認為會影響健康，而省份虛擬變量則控制了地區(qū)之間可能存在的差異。主要變量的描述統(tǒng)計見表1，按全部樣本、流動人口樣本及上海和廣東流動人口樣本分別列出。

(三)方法與模型

因變量精神健康的分布嚴重左偏，更確切地說，在0、1、2、3四個取值處有大量堆積，在7438人樣本中依次占到37.34%、14.49%、11.12%、10.07%(合計73.02%)，在3813人樣本中依次占到37.27%、13.98%、11.01%、9.81%(合計72.07%)。相反，超過6分以上的不到10%，超過10分以上的不到3%。這說明在精神健康上，全國人口和流動人口絕大多數(shù)都很正常，存在困擾甚至是問題的比例相當?shù)?。正是由于精神健康的這個分布特點，本研究將主要使用泊松回歸來進行分析。

表1 三個分析樣本主要變量的描述統(tǒng)計

泊松分布可用下面的公式來表示，其中y表示某一事件發(fā)生的次數(shù)，即y=0, 1, 2, …，λ是決定該分布的唯一參數(shù)，它既是該分布的均值又是其方差：

如果某一事件的觀測頻數(shù)i服從一個均值為λi的泊松分布，那么：

λi=E(yi|xi)=exp(xiβ)

logλi=xiβ

E(yi|xi)=logλi=β0+β1xi1+…+βkxik

其中，βk就是我們關(guān)心的自變量對因變量的影響效應(yīng)。

本研究也用最小二乘(ordinary least square, OLS)回歸進行過分析，得到的數(shù)據(jù)結(jié)果基本相似。因此，根據(jù)需要在適當之處也用基于OLS回歸的進階模型作進一步分析。在檢驗“健康移民”命題時，由于精神健康與身體健康具有內(nèi)在相關(guān)性，對精神健康進行單獨估計可能不夠精確，進而使用似不相關(guān)回歸(seeming unrelated regression，SUR)對兩個因變量進行聯(lián)立建模。在檢驗勞動權(quán)益命題時，通過引入工作滿意度變量來觀察地區(qū)虛擬變量的系數(shù)變化只是一種簡化的方法，并且不太適用于logit模型，因而根據(jù)Sobel(1982)[38]和Baron and Kenny(1986)[39]提出的z檢驗法來正式檢驗“地區(qū)→勞動權(quán)益(工作滿意度)→精神健康”這一中介作用路徑是否成立。根據(jù)z檢驗法，需要擬合三個回歸方程，其中M表示中介變量，X表示自變量，Y表示因變量：

M=β1+aX+ε1

Y=β2+cX+ε2

Y=β3+c′X+bM+ε3

如果上述等式中的a顯著、c顯著、b顯著，且c′與c相比數(shù)值顯著變小甚至變得不顯著，就表明存在中介作用。而c′與c的數(shù)值大小的比較是通過下面的z檢驗來判定的：

三、分析結(jié)果

(一)“健康移民”對精神健康的適用性

用全部樣本檢驗“健康移民”命題的結(jié)果見表2。泊松回歸結(jié)果顯示，與本地居民相比，鄉(xiāng)城移民的精神健康狀況更好(系數(shù)為-0.055統(tǒng)計顯著)，而城城移民的精神健康狀況卻更差(系數(shù)為0.258統(tǒng)計顯著)。似不相關(guān)回歸在精神健康上的結(jié)果與此相似，雖然鄉(xiāng)城移民的回歸系數(shù)-0.127不再具有統(tǒng)計顯著性，但城城移民的回歸系數(shù)0.659依然統(tǒng)計顯著。此外，兩類流動人口的身體健康狀況比本地居民更好(系數(shù)為-0.066統(tǒng)計顯著，系數(shù)為-0.045統(tǒng)計不顯著)。這些結(jié)果說明，“健康移民”現(xiàn)象總體上確實更適用于身體健康而非精神健康，尤其是對城城移民而言，他們的精神健康不僅沒有更好，反而顯著更差。因此，假設(shè)1基本得到支持。

表2中控制變量的結(jié)果大多符合一般預(yù)期。從社會分層變量來看，教育程度和收入水平更高的受訪者精神健康狀況顯著更好，職業(yè)(ISEI)的影響類似但不顯著，這些都表明社會經(jīng)濟地位有利于精神健康。從人口學變量來看，男性比女性的精神健康狀況更好，婚姻對精神健康有利而離婚或喪偶對精神健康不利。值得注意的是，這些控制變量對精神健康和對身體健康的影響模式基本相同，只有年齡明顯例外。年齡越大身體健康狀況越差——這符合常識，但年齡越大精神健康狀況卻越好。對流動人口來說也是如此嗎？下面筆者將對他們的年齡和世代效應(yīng)進行分析。

(二)精神健康的世代差異

用流動人口樣本檢驗世代差異命題的結(jié)果見表3。在控制相關(guān)變量的基礎(chǔ)上，依次估計了三個泊松回歸模型。模型1僅放入年齡變量，像表2一樣發(fā)現(xiàn)年齡越大精神健康狀況越好(系數(shù)為-0.002，在p<0.1的水平上具有邊緣顯著性)。模型2僅放入世代變量，發(fā)現(xiàn)與50后相比，60后和70后的精神健康似乎較好(系數(shù)不顯著)，但80后的精神健康顯得較差(系數(shù)為0.075邊緣顯著)。這說明，世代效應(yīng)不穩(wěn)定且與年齡效應(yīng)有所出入。模型3同時放入年齡和世代變量，發(fā)現(xiàn)年齡效應(yīng)反轉(zhuǎn)——變?yōu)槟挲g越大精神健康狀況越差(系數(shù)為0.007邊緣顯著)，而世代效應(yīng)也變得更為穩(wěn)健，三個較晚世代都比50后的精神健康顯得較差，其中80后與50后的差異通過了顯著性檢驗。因此，假設(shè)2基本得到支持。

表2 “健康移民”命題檢驗結(jié)果

表3 代際差異命題檢驗結(jié)果(泊松回歸)

以往研究都提出世代差異命題，但由于沒有分離年齡和世代效應(yīng)，得到的結(jié)果大多都不顯著，本研究同時納入年齡這一連續(xù)變量和世代這一分組變量，得到了具有統(tǒng)計顯著性的結(jié)果。如理論預(yù)期的那樣，世代效應(yīng)和年齡效應(yīng)是彼此共存但方向相反，新生代流動人口的精神健康更差，而年齡越大精神健康也有更差的跡象。值得注意的是，年齡與精神或心理健康的關(guān)系比較復(fù)雜，雖然在西方社會大致的模式是問題發(fā)生率從青年到中年逐漸降低而到老年又會上升，但具體的模式又會受到就業(yè)情況、經(jīng)濟能力等社會因素的影響[40]。因此，本研究在中國16～60歲流動人口中發(fā)現(xiàn)的這種年齡效應(yīng)可能與其他群體或總?cè)丝谥械哪挲g效應(yīng)有所不同。至于其他(教育、收入、職業(yè)、性別、婚姻等)控制變量對精神健康的影響，表3的結(jié)果與表2基本一致。

(三)勞動權(quán)益與精神健康及其地區(qū)差異的關(guān)系

用上海和廣東兩地流動人口樣本檢驗勞動權(quán)益命題的結(jié)果見表4和表5。表4使用嵌套模型，通過加入不同的變量來觀察地區(qū)差異回歸系數(shù)的變化。模型1在沒有控制任何變量的情況下考察地區(qū)差異，發(fā)現(xiàn)廣東流動人口的精神健康狀況確實比上海更差(系數(shù)為0.212統(tǒng)計顯著)，這與之前的長三角和珠三角地區(qū)比較研究的結(jié)論一致。模型2加入人口學和社會學等控制變量，地區(qū)差異的回歸系數(shù)下降至0.191，表明兩地流動人口精神健康狀況的差異與他們在人口社會背景上的差異有關(guān)。在此基礎(chǔ)上，模型3至模型8分別加入工作收入、工作安全、工作環(huán)境、工作時間、工作晉升、工作整體等6個方面的工作滿意度指標，發(fā)現(xiàn)除了模型6之外，其他模型的地區(qū)差異回歸系數(shù)均有所下降；模型9加入這6個指標的均值，也發(fā)現(xiàn)地區(qū)差異回歸系數(shù)下降為0.152，降幅達到20%。這初步表明，兩地流動人口精神健康狀況的差異有相當一部分來自于工作滿意度的差異，而后者反映的正是勞動權(quán)益保障的差異。至于勞動權(quán)益對流動人口精神健康的影響，如理論預(yù)期和模型中工作滿意度回歸系數(shù)所顯示的那樣，是一種積極的、正面的影響，勞動權(quán)益保障越滿意則精神健康狀況越好。因此，假設(shè)3得到基本支持。

表4 勞動權(quán)益命題檢驗結(jié)果(泊松回歸)

為了正式檢驗“地區(qū)→勞動權(quán)益(工作滿意度)→精神健康”這一中介作用，表5借助SEM對地區(qū)影響精神健康的直接效應(yīng)及其通過相應(yīng)中介變量影響精神健康的間接效應(yīng)進行z檢驗。在6個指標中，工作收入、工作安全、工作環(huán)境、工作整體的滿意度都通過了中介作用檢驗(系數(shù)分別為0.064、0.079、0.085、0.078統(tǒng)計顯著)，地區(qū)通過它們影響精神健康的間接效應(yīng)占到其總效應(yīng)的14%至18%，但工作時間、工作晉升的滿意度并未通過中介作用檢驗(系數(shù)分別為-0.007和0.024不顯著)。顯然，工作安全和工作環(huán)境是流動人口勞動權(quán)益保障的重要方面，工資是否拖欠、最低工資水平是否達到、加班費是否按規(guī)定發(fā)放等與工作收入有關(guān)的情況也是流動人口相當關(guān)心的權(quán)益。這進一步說明，上海和廣東兩地流動人口的精神健康狀況差異確實部分來自于勞動權(quán)益的保障程度差異。如果用工作滿意度6個指標的均值作為總體測量，則勞動權(quán)益的間接效應(yīng)占到地區(qū)差異總效應(yīng)的21%?？傊?，勞動權(quán)益在流動人口精神健康地區(qū)差異中起到的解釋性作用基本得到中介分析的驗證。

表5 勞動權(quán)益命題檢驗結(jié)果(中介分析)

四、結(jié)論與討論

對流動人口精神健康的已有研究浮現(xiàn)出“健康移民”、世代差異、勞動權(quán)益三個具有內(nèi)在聯(lián)系的重要命題，但在數(shù)據(jù)、證據(jù)和結(jié)論上都還存在關(guān)鍵性的不足，對此，本研究使用來自同一個調(diào)查的全國樣本和上海、廣東地區(qū)代表性樣本進行再檢驗。從凱斯勒心理疾患量表所反映的精神健康狀況的總體分布來看，全國人口和流動人口的絕大多數(shù)都很正常，存在精神困擾或問題的比例相當?shù)?。與此同時，在流動人口與本地居民之間以及流動人口的世代與地區(qū)之間，存在需要正視的群體差異。

關(guān)于“健康移民”命題，已有研究尚不清楚它是否適用于精神健康。本研究認為，雖然移民的自我選擇使城市中的流動人口在身體健康上好于本地居民，但這種機制可能并不適用于精神健康。實證結(jié)果確實發(fā)現(xiàn)，“健康移民”現(xiàn)象總體上更適用于身體健康而非精神健康，尤其是對城城移民而言，他們的精神健康不僅沒有更好，反而顯著更差。流動人口尤其是城城移民的精神健康較差，可能是由于作為當?shù)爻鞘械哪吧耍麄兗让媾R更大的工作和生活壓力，同時又缺乏足夠的社會支持。

關(guān)于世代差異命題，已有研究雖然在理論上認為新生代流動人口比老一代流動人口面臨較嚴重的精神健康問題，但沒有在方法上真正區(qū)分年齡和世代兩種效應(yīng)。本研究結(jié)果表明，如理論預(yù)期的那樣，世代效應(yīng)和年齡效應(yīng)是方向相反的，新生代流動人口的精神健康確實更差，同時年齡越大精神健康也有更差的趨勢。新生代與其父輩同樣面臨支持斷裂和社會排斥等問題，甚至比其父輩承受更為苛刻的工廠勞動體制，但在心理需求和價值觀上又與城市同齡人類似，從而使他們具有更大的精神健康負擔。

關(guān)于勞動權(quán)益命題，已有研究在高度重視之余尚未正式檢驗它是否能夠解釋長三角和珠三角地區(qū)流動人口精神健康的差異，本研究比較上海和廣東地區(qū)的代表性樣本發(fā)現(xiàn)，廣東流動人口的精神健康狀況比上海更差，而這個差異有相當一部分是出于上海的勞動權(quán)益保障程度更好的原因。以工作滿意度作為勞動權(quán)益的主觀或近似測量，工作收入、工作安全、工作環(huán)境、工作整體的滿意度都通過了中介作用檢驗。如果用工作滿意度6個指標的均值作為測量，則勞動權(quán)益的間接效應(yīng)占到地區(qū)差異總效應(yīng)的21%。

對上述三個命題的檢驗也為提高流動人口的精神健康提出了政策與工作方向。首先，關(guān)注流動人口的健康，應(yīng)該包括身體健康和精神健康兩個方面，在將他們納入統(tǒng)一的基本衛(wèi)生保健醫(yī)療服務(wù)體系的同時，也要有一些服務(wù)機構(gòu)或社會組織來關(guān)心這個人群中可能存在的精神健康不佳者。黨的十九大、十九屆四中和五中全會均提出要加強和健全“社會心理服務(wù)體系”，城市常住人口中的外來人口比本地人口面臨著更多的心理壓力和問題，他們也應(yīng)該成為城市社會心理服務(wù)體系的重要工作對象。其次，流動人口的精神健康也存在內(nèi)部差異和分化，根據(jù)本研究和相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，要關(guān)心城城移民并高度重視新生代流動人口的精神健康問題，對他們的精神壓力來源和社會支持欠缺進行一些有針對性的分析和服務(wù)，以提高相關(guān)工作的精準性。最后，人口流動和遷移的主要目的是為了尋找工作和收入機會，既然工作場所和工作過程中的勞動權(quán)益不僅直接影響了流動人口的精神健康，甚至部分解釋了流動人口精神健康的地區(qū)差異，就要繼續(xù)加強和保障流動人口勞動者的各項合法權(quán)益，包括工作安全、工作環(huán)境、工資收入，等，切實改進權(quán)益保護薄弱地區(qū)的工作，真正提高勞動者的工作滿意度和獲得感，最終促進他們的身心健康。