吳麗娟， 羅 淳

(云南大學 經(jīng)濟學院，云南 昆明 650500)

一、進城農民工的相對貧困現(xiàn)狀

特殊群體的貧困問題是社會發(fā)展過程中的一種客觀現(xiàn)象。改革開放四十年的經(jīng)濟發(fā)展以及城市化進程的快速推進，進城農民工通過進入城市務工在很大程度上改善了他們的收入和發(fā)展，同時也面臨著更多新的挑戰(zhàn)，使他們更容易產(chǎn)生各種心理問題，農民工的物質生存及心理健康都是對社會運行現(xiàn)狀的一種反映。2019年農民工總量達到2.91億人，增長0.8%，農民工月均收入3962元，比上年增加241元，增長6.5%；對比同期，城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入42359元，比上年增長5.0%(扣除價格因素)(1)國家統(tǒng)計局.2019年農民工監(jiān)測調查報告[EB/OL].[2020-04-30].http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202004/t20200430_1742724.html.。從數(shù)據(jù)上看，農民工規(guī)模依舊穩(wěn)步增長，個人收入水平在增加，且增幅相對于城鎮(zhèn)居民較高，基本能夠擺脫現(xiàn)行標準下的收入貧困。但囿于城鄉(xiāng)分割的二元戶籍制度因素，廣大農民工的戶籍仍在農村，他們難以平等享受城市的社會保障和基本公共服務，并面臨著返鄉(xiāng)才能落實醫(yī)療、養(yǎng)老等社會保障權益的困境[1]，資源配置傳統(tǒng)規(guī)則的惰性和農民工群體素質等非制度性因素[2]，制約了農民工的進城能力和發(fā)展空間，使他們陷入城市融入困境，處于城鄉(xiāng)生存夾層，成為城市新貧困人口的一個主要群體。因此，農民工群體的貧困問題比較突出和復雜，積極關注農民工群體的貧困狀況和融入進程，切實改善他們的生存和發(fā)展條件，不僅是脫貧攻堅取得決定性成就和全面建成小康社會的現(xiàn)實需要，也是推進以人為本新型城鎮(zhèn)化和解決相對貧困長效治理的關鍵環(huán)節(jié)。

基于Sen可行能力剝奪理論，對貧困的測量需多角度多維度來反映，從而更能反映貧困的本質[3]。學者對貧困的審視視角也從單純的收入維度向非收入維度轉換[4]。馮賀霞等[5]認為，相比基于基本需要方法以反映貧困的貨幣方面的收入或消費貧困，基于基本能力方法的多維貧困能更準確地反映貧困的非貨幣方面。此外，近些年由于行為經(jīng)濟學和發(fā)展經(jīng)濟學研究領域不斷拓展，學者開始把貧困問題看作前因變量，貧困與個體心理因素的相互作用受到更多關注[6]。這為貧困問題的研究開拓了新的領域，并在較大程度上實現(xiàn)了對主體行為決策背后的心理過程的深刻洞察，進而以一種更加契合現(xiàn)實貧困主體行為特征的方式突破了主流經(jīng)濟學關于貧困行為主體作為理性人假設的范式與思維禁錮[7]。國內外的研究表明，不良的心理健康狀態(tài)會通過減少勞動力參與、降低就業(yè)、增加醫(yī)療費用等對經(jīng)濟行為和主觀福利造成影響，導致個人和家庭陷入貧困[8]。良好的心理健康狀態(tài)有助于農民工化解內心的苦悶，減少外在壓力，對他們融入城市和身份認同具有積極的調節(jié)作用[9]。因此，農民工群體的相對貧困問題，不僅是物質、能力、權利方面的貧困問題，更是個體貧困心理與社會融入問題，研究農民工個體多維貧困的心理致因至關重要。當前這種研究取向對解釋進城農民工存在的行為貧困陷阱現(xiàn)象，以及對解決農民工群體中存在各種貧困問題具有重要的理論價值和實踐意義。

心理健康如何影響進城農民工的多維貧困及其貧困深度？這種影響是否存在個體特征差異以及群體特征差異？作為可能的機制渠道，主觀能動性在其中起何種作用？這是本文將要回答的問題。

本文使用CGSS2017年度數(shù)據(jù)，對比分析進城農民工與未進入城市的原居地農民的多維貧困狀況，結合進城農民工自身特征探討心理因素對其多維貧困的影響，并構造使用健康影響生活作為主觀能動性的代理變量以考察其中介作用。與既有研究相比，本文的貢獻在于：第一，從個體層面對比分析了進城農民工與原居地農民多維貧困狀況，并考慮貧困群體內不平等程度，這對多維貧困既有研究是一項較好的補充。第二，基于行為經(jīng)濟學視角引入心理健康變量，分析進城農民工多維貧困的心理致因及影響程度，并進一步探討個人主觀能動性在心理健康作用于多維貧困的路徑中所起的中介作用。第三，提供對特殊群體精準扶貧的一種新視角，對處在心理困惑和受到社會排斥情形中的貧困群體需要提供制度性的心理疏導和融入社會服務，為改善貧困群體的心理健康狀況與保障社會福利運行效率的相關政策的制定提供有益參考。

二、文獻綜述與理論分析

隨著對貧困問題認識的不斷深入，貧困概念的界定逐步從收入維度轉向為能力貧困、權利貧困，再到目前的精神貧困，其內涵與外延不斷地深入和拓展。

目前國內外關于農民工貧困問題主要集中在兩個層面。一是貧困的識別與測度?；赟en的可行能力剝奪理論，個人發(fā)展中的可行能力是識別與衡量個體貧困程度的核心指標，貧困測量需多角度多維度來反映，從而更能反映貧困的本質。例如，賀坤和周云波認為農民通過進城務工基本能夠擺脫現(xiàn)行標準下的收入貧困，但面臨較為嚴重的多維貧困狀況[10]。王春超和葉琴從收入、健康、教育、醫(yī)療建立多維貧困指數(shù)，對比農民工與城鎮(zhèn)居民多維貧困狀況，得出市場化可促使農民工多維貧困的改善[11]。何宗樾和宋旭光選取教育、健康、醫(yī)保、就業(yè)和收入五個維度對農民工多維貧困進行測度，并得出戶籍制度加劇了農民工群體的多維貧困和不平等程度等結論[12]。二是貧困表現(xiàn)與致因分析。目前的我國農民工貧困表現(xiàn)主要聚焦在農民工的物質、能力、權利和精神貧困等方面[13]。經(jīng)濟上的窘迫性、能力資源欠缺性、享有社會權利的不足性、社會生活的低層次性、貧困的群體性和集中性以及心理的不穩(wěn)定性與承受能力的脆弱性，是當前城市農民工貧困表現(xiàn)的主要特征[14]。隨著2020年中國“脫貧攻堅”目標的實現(xiàn)，絕對貧困將基本消除，相對貧困和多維貧困問題將更為凸顯。隨著中國即將步入全面建成小康社會的發(fā)展階段，未來農民工群體的相對貧困和多維貧困問題將隨著經(jīng)濟社會的轉型發(fā)展日益突出。

心理健康(Mental Health)意指一種良好的心理或精神狀態(tài)。關于心理健康與貧困兩者之間的因果關系，一個基本的問題是：心理健康影響了貧困還是貧困影響了心理健康？一方面，一些文獻認為貧困是“因”，心理是“果”。徐富明和黃龍認為貧困個體如受到物質及經(jīng)濟資源剝奪的影響，個體更容易產(chǎn)生抑郁、焦慮、品行障礙等心理健康問題[15]。Wadsworth等認為處于長期貧困會導致個體心理健康問題，貧困可通過社會心理環(huán)境、個體心理因素以及客觀物質環(huán)境對個體心理健康產(chǎn)生影響[16]。有研究指出，從心理學視角看，貧困會給窮人造成特殊的心理活動，進而影響其經(jīng)濟行為，最終導致窮人難以逃脫貧困。貧困會導致人產(chǎn)生緊張、消極的情感狀態(tài)，加之由于注意力的限制、習慣性行為等因素的影響，會使人做出短視、風險厭惡的決策。此外，貧困、消極心理與經(jīng)濟決策三者之間存在環(huán)形反饋循環(huán)，這種循環(huán)會使得貧困者越貧困越貧，形成持久性貧困[17]。另一方面，部分文獻認為，心理是“因”，貧困是“果”。隨著行為經(jīng)濟學和實驗經(jīng)濟學的興起與發(fā)展，對傳統(tǒng)的貧困研究由“貧困是什么”轉向“為什么貧困”的動態(tài)研究范式。2019年諾貝爾經(jīng)濟學獎獲得者Banerjee和Duflo通過實驗、觀察和訪談研究貧困者的心理和行為如何影響減貧政策的效率，并使用隨機控制試驗和雙重差分法去評估不同政策的減貧效果[18]。此外，Das等認為患有不良心理問題或精神疾病的個體會產(chǎn)生直接或間接的經(jīng)濟損失，從而導致個體陷入貧困之中，即不良心理健康或精神疾病被證實是導致個體及家庭貧困的重要原因之一[19]。這符合“因病致貧”的一般規(guī)律，也是本文擬實證的問題方向。

在影響機制方面，心理健康至少可以通過影響個人在成長和發(fā)展過程中表現(xiàn)出的主觀能動性、自我驅動力、個人成長主動性等渠道影響個體的貧困狀況。Luthans等把自我效能、目標感、樂觀和心理韌性納入到具有主觀能動性的心理資本范疇[20]。農民工的心理健康狀態(tài)與其自我主觀能動性有關，農民工為獲得更多工作機會或上升通道，往往需要通過個人不斷努力提升自己及增加社會交往，以彌補進城農民工在城市生存和發(fā)展的先天不足。

基于上述，本文提出三項假設，并將通過實證分析對如下假說進行驗證：

H1：相較于原居地農民，進城農民工的多維貧困可能更為嚴重。

H2：消極心理是導致多維貧困的重要因素，對進城農民工的多維貧困狀況可能影響更大。

H3：進城農民工的主觀能動性是心理健康影響多維貧困的重要中介。

三、研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源與處理

本文數(shù)據(jù)采用中國綜合社會調查(CGSS)2017年度的微觀調查數(shù)據(jù)。中國綜合社會調查是我國最早的全國性、綜合性、連續(xù)性學術調查項目，系統(tǒng)地、全面地收集了社會、社區(qū)、家庭、個人多個層次的數(shù)據(jù)，總結社會變遷的趨勢，具有較強的代表性。本文根據(jù)實證研究需要對樣本進行篩選和清理：(1)參照李瑩和呂光明[21]、喻林和唐健飛[22]并結合CGSS問卷設計，將“進城農民工”定義為具有農村戶口(2)2014年各省份逐漸取消農業(yè)戶口統(tǒng)一采用居民戶口，根據(jù)樣本中的戶口登記狀況，界定“非農業(yè)戶口、居民戶口(以前為非農業(yè)戶口)、軍籍”為城鎮(zhèn)戶口，“農業(yè)戶口”為農村戶口，登記狀況為“居民戶口(以前是農業(yè)戶口)”的再依據(jù)非農戶口獲得時間來界定，自最初/出生就是居民戶口的為城鎮(zhèn)戶口，在其他時間獲得的為農村戶口。、在城市中從事非農工作的群體，“原居地農民”界定為具有農村戶口、在農村中務農的群體；(2)為使兩組樣本更具有人口學年齡結構上的可比性，將僅保留勞動年齡段數(shù)據(jù)，即選取18-65歲之間的樣本；(3)為提高數(shù)據(jù)科學性，剔除有關教育、健康、資產(chǎn)、社保、心理等指標存在缺失值的樣本，并對樣本中人均年收入超過100萬及相關指標中的異常值進行了處理。最終得到進城農民工樣本2629個，原居地農民樣本2953個。

(二)多維貧困測度方法

本文基于Sen的可行能力剝奪理論，國內研究主要借鑒了Alkire & Foster[23-24]構建的多維貧困指數(shù)為基本分析框架對多維貧困進行測度(簡稱A-F方法)。具體測度和分解具體步驟如下：

首先，A-F方法利用“雙界線”法來識別貧困。第一步，設定多維貧困的維度；第二步，設定判斷樣本是否為貧困的維度界限值，即雙重界限。雙重界限分別為：第一層界限是樣本在各單個維度上是否超過閾值，以識別單維是否被剝奪；第二層界限是樣本在被剝奪維度數(shù)是否超過設定值k，以識別是否為多維貧困。由此可得多維貧困指數(shù)M0(3)目前，有關A-F方法的具體計算過程比較成熟，本文在此不做詳細贅述。：

(1)

其中，H為多維貧困發(fā)生率，即多維貧困人數(shù)占總人數(shù)的比重，體現(xiàn)了貧困廣度；A為平均剝奪份額，體現(xiàn)了貧困深度。

其次，為彌補A-F方法在測度貧困群體不平等的局限，參考王青和劉爍[25]“分離不平等測度”方法的思路，分別計算貧困群體間的不平等指數(shù)(Vq)和包括貧困群體與非貧困群體在內的總體不平等指數(shù)(Vn)，Vq和Vn數(shù)值越大則表示不平等程度也越大。具體表達式如下：

(2)

(3)

(三)變量設定與統(tǒng)計性描述

1.多維貧困指數(shù)(被解釋變量)

本文將使用A-F測度后的兩個指標作為被解釋變量考察多維貧困。一是反映多維貧困狀態(tài)的指標MP，判定樣本是否多維貧困(Multidimensional Poverty)，貧困為1，否則為0，按照通行做法，考察k=0.3時的多維貧困狀態(tài)；二是反映多維貧困程度的指標MPDS，選用多維貧困剝奪得分(Multidimensional Poverty deprivation score)來衡量樣本陷入多維貧困的程度。國際上，多維貧困維度和指標的選取并無統(tǒng)一標準，因此參考國際普遍采用的多維貧困指數(shù)(MPI)所包含的維度和指標，結合“十三五”期間提出的“兩不愁、三保障”的脫貧要求，結合國內外相關學者文獻，并兼顧數(shù)據(jù)可得性和進城農民工自身的特點，選取了包含教育、健康、資產(chǎn)社保和社會融入共5個維度10個指標的評價體系。目前國內外學者大部分采用等權重方法對各維度或各指標進行賦權，權重代表了相對重要程度，筆者認為從權利剝奪角度考慮，任何指標的權利剝奪都應得到重視，因此本文采用指標等權重的方法對各個指標進行賦權(4)考慮到多維貧困指標間可能相關性過高，部分冗余指標則會影響多維貧困的準確性。為保障指標選擇的合理性和科學性，本研究對所選指標采用Pearson相關系數(shù)方法對指標間的相關系數(shù)進行了初步分析，結果顯示，這些指標之間并不存在強相關性，因而本文所選指標均能獨立反映不同維度的貧困信息。。具體見表1。

2.心理健康(核心解釋變量)

世界衛(wèi)生組織2001年指出，心理健康是一種健康或者幸福的狀態(tài)，在此狀態(tài)下個體可以實現(xiàn)自我、應對正常的生活壓力、工作富有成效或成果，能夠為所在社會做出貢獻，較差的心理健康狀況會伴隨著如抑郁、焦慮、恐懼、過度酗酒等一系列精神病學問題，對命運的妥協(xié)、對挑戰(zhàn)的逃避和抱有不切實際的幻想都歸為消極心理的表現(xiàn)[26-27]。本文的心理健康狀況指標將使用簡化的CES-D量表來衡量，Radloff[28]、Turvey et sl.[29]、曹揚和沈坤榮[30]、息晨[31]證實了此量表具有良好的信度與效度。具體指標主要包括四個方面：情緒層面的心理狀態(tài)、認知層面的處事態(tài)度、主觀層面的幸福感受以及預期層面的未來期望。在問卷中對應以下四個問題：一是“您感到心情抑郁或者沮喪的頻繁程度”，按照“從不沮喪抑郁”、“很少”、“有時”、“經(jīng)常”、“總是”等級分別賦值1～5；二是“您認為當今社會公不公平”，按照“完全公平”、“比較公平”、“說不上公平不公平”、“比較不公平”、“完全不公平 ”等級分別賦值1～5；三是“您的生活是否幸?！保凑铡胺浅Ｐ腋！?、“比較幸?！薄ⅰ罢f不上幸福不幸?！薄ⅰ氨容^不幸?！?、“非常不幸福 ”等級分別賦值1～5；四是“10年后自己會處于哪個階層”，按照“最頂層”到“最底層”等級分別賦值1～5。根據(jù)被訪者對每個問題的回答賦值，加總后即得到初始值在0～30之間的CES-D8得分，其分數(shù)越低可認為被訪者心態(tài)更為積極樂觀，分數(shù)越高則認為心態(tài)越消極悲觀。因此，變量取值的直觀含義為消極心理健康(Negative mental health)，或稱之為消極心理或心理不健康。

表1 多維貧困維度、指標及閾值的設定

3.控制變量

為提高估計的有效性，盡量避免遺漏變量造成的估計偏誤，結合已有研究和相關理論基礎，本文主要從個體特征、家庭特征和地區(qū)特征確定了三類控制變量，具體選取性別、年齡、黨員身份、婚姻狀況(5)將CGSS中受訪者“初婚有配偶”、“再婚有配偶”、“同居”、“分居未離婚”歸為“有配偶”=1，將“未婚”、“離婚”、“喪偶”歸為“無配偶”=0。、受教育水平、全年總收入、家庭人口數(shù)量、社會信任程度和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平等作為控制變量(6)整體來看，變量之間的Pearson相關系數(shù)均小于0.7，均在可控制范圍內；且控制變量之間絕大數(shù)不顯著相關，因而本文變量間多重共線性得到了有效控制。。

表2報告了進城農民工、原居地農民兩個樣本組主要變量的描述性統(tǒng)計結果。從性別結構看，進城農民工與原居地農民之間基本沒有差異。從年齡看，進城農民工比原居地農民的均值要小，表明更多年輕的農民會選擇進城務工。從受教育水平看，進城農民工受教育水平接近為初中水平，原居地農民受教育水平略高于小學水平，其差異在統(tǒng)計上顯著。從全年總收入看，進城農民工比原居地農民更高，表明進城務工能夠有效改善個人收入水平。從社會信任程度和與朋友社交頻度看，進城農民工均低于原居地農民，表明作為城市外來人口的農民工，缺乏對城市社會的歸屬感，缺乏互動，雖進入城市卻如“一座城市、兩個生活圈子”，缺乏心理認同，存在“漂泊”心態(tài)[32]。從地區(qū)分布看，東部地區(qū)的進城農民工比例較高，中西部地區(qū)的原居地農民比例更高，這表明在城市化進程加快的背景下，大量農民從農村涌向城市，從中西部地區(qū)流入東部發(fā)達地區(qū)。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

(四)計量模型設定

本文使用Probit模型分析心理健康特征分別對進城農民工與原居地農民多維貧困的影響，然后使用Tobit模型分析消極心理對進城農民工與原居地農民多維貧困剝奪程度的影響。

Probit模型設定為：

(4)

Tobit模型設定為：

(5)

四、多維貧困測度與實證檢驗

(一)多維貧困的測度結果

本文對比列出了進城農民工與原居地農民的多維貧困的測度情況，包括：在不同多維貧困臨界值k下的多維貧困指數(shù)(M0)、多維貧困發(fā)生率(H)、貧困剝奪份額(A)、貧困群體間不平等指數(shù)(Vq)和總體不平等指數(shù)(Vn)。

表3結果顯示，不同多維貧困臨界值k下的進城農民工與原居地農民多維貧困情況，隨著k的不斷增大，進城農民工與原居地農民的多維貧困指數(shù)及貧困發(fā)生率隨之減小，而平均剝奪份額隨之增加并與臨界值k的差距隨之減小，說明進城農民工與原居地農民平均來看不存在較為嚴重的多維貧困情況。k>0.7，貧困發(fā)生率為0；并且貧困發(fā)生率在k=0.2和k=0.3間變化最為明顯，其次是在k=0.3和k=0.4間，說明大部分貧困個體剝奪得分基于0.2～0.4之間。對比來看，相較原居地農民，進城農民工的多維貧困指數(shù)及貧困發(fā)生率在k=0.3處發(fā)生了變化，k≤0.3時原居地農民的多維貧困指數(shù)及貧困發(fā)生率更高，k>0.3時進城農民工的多維貧困指數(shù)及貧困發(fā)生率更高，即進城農民工在三維及以上的貧困程度更高，多維貧困狀況要更為嚴重。

進一步地，引入不平等指數(shù)后發(fā)現(xiàn)，貧困群體間不平等指數(shù)(Vq)均隨k的不斷增大而減少，表明以上進城農民工與原居地農民的貧困群體不平等程度隨著多維貧困程度的增加而減弱。若考慮全部個體的不平等程度，即總體不平等指數(shù)(Vn)，隨k的不斷增大而先增后減。對比來看，進城農民工的貧困群體間不平等指數(shù)和總體不平等指數(shù)在各維度的值均大于原居地農民，這說明進城農民工群體的不平等程度更高，貧困差距更大。

表3 多維貧困估計

通過上述分析，相較于原居地農民，進城農民工進城務工并沒有擺脫更高維度的貧困，反而在三維及以上維度的被剝奪程度更加嚴重了，并且進城農民工的總體不平等程度和貧困群體間不平等程度均大于原居地農民。由此可得，進城農民工相比原居地農民多維貧困問題更加嚴峻，研究假說1得到證實。這似乎打破了常規(guī)的認知，是什么因素導致了這種貧困差異及不平等現(xiàn)象？本文試圖突破常規(guī)從心理健康層面來進行探討。

(二)基準回歸估計結果

表4為消極心理分別對進城農民工與原居地農民多維貧困的影響估計結果(7)本部分數(shù)據(jù)統(tǒng)計及下文估計結果均來自Stata15.0計量軟件的分析。。表中(1)～(4)列是對進城農民工的回歸結果，(5)～(8)列是對原居地農民的回歸結果。為保障結果的穩(wěn)健性，本研究還采用了多維貧困剝奪得分作為因變量進行OLS估計，具體為(1)、(5)列；(2)、(6)列為采用多維貧困剝奪得分作為因變量進行的Tobit模型估計；(3)、(7)列為采用是否多維貧困作為因變量進行的Probit模型估計。此外，為了對比多維貧困與收入貧困影響因素的差異，本文也加入了收入貧困的討論，具體估計結果見(4)列和(8)列。

表4 基準估計結果

由表4結果可見，不同估計策略下消極心理對進城農民工與原居地農民的多維貧困影響的估計系數(shù)顯著為正，且均通過1%的顯著性水平，以標準化CES-D衡量的得分越高即個體消極心理越嚴重，多維貧困發(fā)生概率及多維貧困被剝奪概率都將顯著提高，且該結果具有較強的穩(wěn)健性。由于Probit與Tobit模型系數(shù)無直接的經(jīng)濟含義，進一步可計算其邊際效應。對于進城農民工來說，每增加1分其多維貧困發(fā)生的概率將增加4.46%，多維貧困被剝奪程度將增加1.28%；對于原居地農民，每增加1分其多維貧困發(fā)生的概率將增加3.39%，多維貧困被剝奪程度將增加0.96%(8)邊際效應=dy/dx。，由此可見，心理健康對進城農民工的多維貧困狀態(tài)及多維貧困深度均影響更大，這初步驗證了假說2。而且，(4)、(8)列結果同樣表明，消極心理也顯著增加了收入貧困。因而，研究假說2得到證實。

(三)穩(wěn)健性檢驗

本文使用以下兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗(9)此外，本文還分析不同維度上的心理健康對多維貧困的影響以及心理健康對多維貧困各個指標的影響，結果均進一步證明心理健康能夠顯著影響移民多維貧困的基準估計結果。同時，本文還分別采用心理健康加總前的四個分指標作為自變量進行回歸測試，結果基本穩(wěn)健。。一是更改指標權重。上述多維貧困指數(shù)是采用等權重分析的結果。那么，改變某些指標的權重是否會影響本研究結果？考慮到受教育水平、自評健康對多維貧困具有較大貢獻率，本文對此賦予較大的權重進行穩(wěn)健性測試，具體將上述兩個多維貧困指標的相應權重分別改為30%，其他指標權重改為5%，進而考查權重極端大調整和極端小調整對基準結果的影響(10)同時，本文還采用其他權重進行了測試，結果均基本穩(wěn)健。，具體結果見表6 中的(1)～(2)列和(5)～(6)列。二是減少指標維度。具體為分別嘗試去掉對多維貧困貢獻率較大和較小的指標進行調整。結果顯示兩種不同方向調整的結果并未出現(xiàn)實質性不同(11)同時，本文還分別對多維貧困各個維度進行了測試，結果同樣基本穩(wěn)健。。其中去掉受教育程度和自評健康兩個較大貢獻率的指標，具體結果見表6 中的(3)～(4)列和(7)～(8)列。整體上，表6的穩(wěn)健性估計結果進一步表明上述基準結果是可靠的。

表5 穩(wěn)健性估計結果

(四)機制分析：主觀能動性的中介作用

本部分將參考溫忠麟和葉寶娟[33]，使用Baron&Kenny[34]逐步法檢驗考察主觀能動性在心理健康對進城農民工多維貧困影響中的中介效應。由于主觀能動性在數(shù)據(jù)庫中沒有直接的變量，因此需考慮構造使用代理變量。根據(jù)CGSS2017問卷中受訪者的問題，本文認為健康影響生活可以客觀反映個體是否具有自我情緒上的管控能力、是否會因為身體或者心理健康問題對工作和生活失去信念而使得自我封閉，從而失去自我效能，所以本文選擇使用健康影響生活作為主觀能動性的代理變量。CGSS2017中，具體有問題為“在過去的四周中由于健康問題影響到您日?；顒拥念l繁程度”，賦值由低到高分別代表為1=總是影響、2=經(jīng)常影響、3=有時影響、4=很少影響、5=從不影響。中介效應檢驗主要分為三步：

Y=cX+ε1

(6)

M=aX+ε2

(7)

Y=c′X+bM+ε1

(8)

其中，X為消極心理，M為健康影響生活，Y為多維貧困狀況。表7的模型(1)是對進城農民工多維貧困是否發(fā)生的估計結果，即Y為虛擬變量，將使用Probit模型對其進行估計；模型(2)是對進城農民工多維貧困程度的估計結果，即Y為連續(xù)變量，將使用Tobit模型對其進行估計。限于篇幅本文省略了其他控制變量的回歸結果。

表6 中介效用結果

由表7可見在模型(1)中，消極心理對健康影響生活的估計系數(shù)a以及健康影響生活對多維貧困發(fā)生或多維貧困程度的影響系數(shù)b均在1%水平下顯著。在控制了健康影響生活因素后，消極心理對是否多維貧困或多維貧困程度的直接影響c′均在1%水平下顯著，此結果意味著健康影響生活在消極心理影響多維貧困狀態(tài)的中介作用成立。由于估計系數(shù)c在加入了中介變量后依然顯著，因此，健康影響生活變量起到了為部分中介效應。因此，研究假說3得到驗證。

五、研究結論與政策建議

本文首先通過構建多維貧困的理論模型，對比分析了進城農民工與原居地農民多維貧困狀況的差異，借助CGSS2017年度微觀調查數(shù)據(jù)，采用Probit和Tobit等多種計量模型方法，對理論模型結論進行實證檢驗，并對該實證分析結果進行了較為詳盡的穩(wěn)健性分析，進一步地運用中介效應模型對其進行了機制分析。

分析結果表明，進城農民工通過進城務工雖然基本解決了單一維度的收入貧困，然而并沒有改善多個維度的貧困，反而陷入了多維貧困，且多維貧困程度要比原居地農民更嚴重。而且，心理健康消極或稱之為心理不健康是造成進城農民工多維貧困的重要原因。通過更改指標權重和減少指標維度進行的穩(wěn)健性檢驗，該結論依然顯著穩(wěn)健。結合進城農民工這個特殊群體的自身特征，通過構造健康影響生活作為主觀能動性的代理變量以考察其中介效應，結果表明主觀能動性在心理健康對其多維貧困的影響中起部分中介作用。

本研究結論強調，在全面建成小康社會背景下，貧困治理進入“攻心”時代，心理扶貧將更為重要和迫切。首先，對待進城農民工這類處于城市邊緣的特殊群體，扶貧工作不應只局限于收入提高、物質資源、生存發(fā)展上的幫扶，更應該加強心理健康層面幫扶，增強城市融入信心，增加進取行為激勵，引導培育樂觀心態(tài)，避免因個人內部心理因素而陷入貧困的惡性循環(huán)。其次，政府的民生保障部門可建立常態(tài)化的心理健康扶貧工作機制，扶貧重點由治理轉為預防，當貧困群體遭遇心理困惑及社會排斥時，需要政府提供制度性心理疏導和融入性社會服務。最后，在數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的同時，可利用大數(shù)據(jù)來提高政策供需匹配度，使得社會政策更精準地貼近農民工多層面的需求，提供更多機會與發(fā)展的平臺，增加進城農民工的幸福感和獲得感。