流動(dòng)會(huì)影響農(nóng)民工的健康人力資本嗎？——基于心理健康視角

樊敏杰

(河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 財(cái)政稅務(wù)學(xué)院,鄭州 450046)

一、引言

改革開(kāi)放40年來(lái)，中國(guó)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)生了翻天覆地的變化，同時(shí)也推動(dòng)了勞動(dòng)力的流動(dòng)，尤其是大量的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力外流，形成了農(nóng)民工這一弱勢(shì)群體。農(nóng)民工在中國(guó)城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)建設(shè)中逐漸成為重要?jiǎng)趧?dòng)力資源。根據(jù)人社部發(fā)布的數(shù)據(jù)，2017年中國(guó)農(nóng)民工數(shù)量達(dá)到了2.87億人[注]數(shù)據(jù)來(lái)源于人社部副部長(zhǎng)邱小平2018年4月12日在全國(guó)農(nóng)民工工作暨家庭服務(wù)業(yè)工作辦公室主任座談會(huì)上的講話。，并且這一數(shù)量還在不斷增長(zhǎng)。目前中國(guó)農(nóng)民工的流動(dòng)呈現(xiàn)出多向化輻射特征，并且有家庭整體遷移的趨勢(shì)。大規(guī)模的農(nóng)村人口遷移，不僅帶來(lái)了社會(huì)結(jié)構(gòu)的變化，改變了中國(guó)的社會(huì)利益格局，同時(shí)也引發(fā)了社會(huì)對(duì)于這一特殊流動(dòng)群體的持續(xù)關(guān)注，例如：農(nóng)民工的健康問(wèn)題、社會(huì)融入問(wèn)題、子女教育問(wèn)題等。根據(jù)人力資本理論，作為人力資本的載體，健康是其他形式人力資本得以存在并發(fā)揮作用的前提。2016年10月25日中共中央、國(guó)務(wù)院印發(fā)的《“健康中國(guó)2030”規(guī)劃綱要》，為健康中國(guó)建設(shè)提出了目標(biāo)，而農(nóng)民工的健康問(wèn)題則是其中重點(diǎn)關(guān)注的一個(gè)議題。

隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)水平的發(fā)展，人們的健康需求也在不斷提升，對(duì)健康的內(nèi)涵和外延也有了更全面的認(rèn)識(shí)。根據(jù)世界衛(wèi)生組織(WHO)的闡釋,健康不僅是指一個(gè)人身體是否呈現(xiàn)疾病或虛弱狀態(tài)，而應(yīng)該是生理、心理和社會(huì)狀態(tài)完好的綜合體現(xiàn)，這是目前關(guān)于健康較為權(quán)威和完整的界定。其中，生理健康與心理健康相輔相成，心理健康問(wèn)題會(huì)在不同程度上導(dǎo)致各種生理健康問(wèn)題。健康狀況的好壞不僅對(duì)農(nóng)民工的個(gè)人和家庭至關(guān)重要，而且還會(huì)對(duì)整個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生直接影響。與生理健康不同，人們對(duì)心理健康這一隱性人力資本的認(rèn)知還較為片面。作為一個(gè)弱勢(shì)群體，農(nóng)民工的心理健康問(wèn)題通常更容易被忽視。由于較強(qiáng)的流動(dòng)性、戶(hù)籍制度分隔以及社會(huì)融合程度較低等因素，使得農(nóng)民工與城鎮(zhèn)本地人口的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位懸殊，缺乏歸屬感，加之職業(yè)類(lèi)型、工作和居住環(huán)境、生活壓力等差異，導(dǎo)致農(nóng)民工的生活理念出現(xiàn)偏差，容易出現(xiàn)焦慮抑郁等心理問(wèn)題，幸福感較低。與生理健康狀態(tài)的客觀性和可觀測(cè)性不同，由于心理健康障礙具有較強(qiáng)的隱蔽性，往往更容易被忽視，亦缺乏足夠的社會(huì)支持。

農(nóng)村流動(dòng)人口的持續(xù)增加，使“健康中國(guó)”建設(shè)、公共衛(wèi)生政策制定面臨著巨大挑戰(zhàn)。在農(nóng)民工數(shù)量日益增加的背景下，如何根據(jù)農(nóng)民工的特點(diǎn)提升其心理健康水平，進(jìn)而提升其健康人力資本？如何補(bǔ)齊這一短板促進(jìn)全民健康戰(zhàn)略的實(shí)現(xiàn)？本文試圖通過(guò)相應(yīng)的實(shí)證研究，探討農(nóng)民工流動(dòng)對(duì)其心理健康的影響。

二、文獻(xiàn)回顧

國(guó)際上關(guān)于流動(dòng)人口心理健康的研究大多集中于跨國(guó)移民群體，關(guān)于一國(guó)內(nèi)部大規(guī)模人口遷移的研究不多。中國(guó)的農(nóng)民工流動(dòng)性較強(qiáng)，且數(shù)量眾多，已經(jīng)構(gòu)成世界人口流動(dòng)大潮的一個(gè)重要組成部分，其群體特征與新興國(guó)際移民有諸多相似之處(Solinger et al.，1999)[1]。國(guó)際上通常認(rèn)為,移民是一個(gè)充滿(mǎn)壓力的群體，家庭隔離、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位低下、語(yǔ)言和文化差異、歧視等均可能構(gòu)成流動(dòng)人口心理健康的危險(xiǎn)因素。本文主要從以下幾個(gè)方面對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理。

第一，社會(huì)融合程度低下導(dǎo)致缺乏歸屬感和認(rèn)同感。在流入地城市，農(nóng)民工的社會(huì)融合是一個(gè)復(fù)雜的概念，包括經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、文化和心理等層面的全面融合，并逐漸獲得歸屬感和認(rèn)同感的過(guò)程(李振剛，2014)[2]。由于戶(hù)籍制度、區(qū)域分割等因素的限制，農(nóng)民工無(wú)法與城鎮(zhèn)本地人口享受同樣的權(quán)利和待遇，目前大量農(nóng)村流動(dòng)人口仍處于“半城市化”狀態(tài)，甚至被“邊緣化”(王春光，2006；孫文中，2015)[3～4]，這會(huì)顯著降低農(nóng)村流動(dòng)人口的幸福感和生活質(zhì)量(Knight and Gunatilaka， 2010；Wang et al.， 2010)[5～6]，增加心理壓力，提高疾病發(fā)生概率(Lin et al.，1979)[7]。杜瑾(2014)[8]認(rèn)為社會(huì)融合程度過(guò)低，可能會(huì)增加農(nóng)村流動(dòng)人口的身心壓力而使其走向犯罪。此外，有學(xué)者從文化視角解釋流動(dòng)人口的社會(huì)整合與心理健康關(guān)系。文化震驚理論認(rèn)為，當(dāng)個(gè)體處于新文化中時(shí)會(huì)出現(xiàn)焦慮、挫折感、疏遠(yuǎn)和憤怒等情緒(Kuo，1976)[9]。有研究發(fā)現(xiàn)，在美國(guó)等發(fā)達(dá)國(guó)家，移民通常會(huì)面臨一定程度的文化沖擊，除此之外還可能會(huì)遭受一定的歧視、制度性排斥等不公平待遇，會(huì)造成移民的幸福感下降(Buter et al.，2015；Haasen et al.，2008)[10～11]。但也有學(xué)者認(rèn)為，隨著流動(dòng)時(shí)間的延長(zhǎng)，移民對(duì)流入地逐漸適應(yīng)，這會(huì)減少其心理壓力(Hener et al.，1997)[12]。同時(shí)，這也會(huì)改善其社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，有助于緩解陌生環(huán)境對(duì)其精神健康和情感適應(yīng)的負(fù)面影響(Herrero et al.， 2011)[13]。俞林偉和朱宇(2017)采用中國(guó)第一代和第二代流動(dòng)人口數(shù)據(jù)，從經(jīng)濟(jì)、心理、健康和文化四個(gè)角度衡量社會(huì)融合度，結(jié)果發(fā)現(xiàn)相對(duì)于城鎮(zhèn)本地人口而言，流動(dòng)人口在城市的生活滿(mǎn)意程度較低，居留時(shí)間、文化距離和對(duì)流入地的熟悉程度等均會(huì)影響農(nóng)民工的生活滿(mǎn)意程度[14]。

第二，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位低下導(dǎo)致心理失衡。Hu 和 Coulter(2017)將中國(guó)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位不平等分為個(gè)體和社區(qū)兩個(gè)層面。個(gè)體層面表現(xiàn)為貧富兩極分化，社區(qū)層面表現(xiàn)為城市化進(jìn)程“碎片化”所導(dǎo)致的貧富社區(qū)之間在空間上的隔閡[15]。以居民空間作為社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位衡量的標(biāo)準(zhǔn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)擁擠的居住空間對(duì)流動(dòng)人口的生理和心理健康都會(huì)造成不良影響 (Booth，1976；Fuller et al.，1993)[16～17]。但也有學(xué)者認(rèn)為中國(guó)多代同居的傳統(tǒng)、集體化社會(huì)組織等因素有可能緩解“蝸居”對(duì)心理健康造成的負(fù)面影響 (Cheng et al.，2016)[18]。江波(2015)對(duì)農(nóng)民工隨遷子女這一流動(dòng)群體的研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、自我效能、社會(huì)支持等因素，都會(huì)對(duì)他們的心理健康產(chǎn)生重要影響，農(nóng)民工隨遷子女比當(dāng)?shù)貎和菀桩a(chǎn)生焦慮、抑郁和壓力等負(fù)面情緒[19]。

與上述研究不同，有部分學(xué)者認(rèn)為由于“健康移民效應(yīng)”( healthy migrant effect)的存在，與本國(guó)當(dāng)?shù)鼐用裣啾?，?guó)外移民的身體和心理健康狀態(tài)均呈現(xiàn)出一定優(yōu)勢(shì)，這是跨國(guó)移民積極選擇的結(jié)果(Feliciano，2005；Palloni and Arias，2004)[20～21]。但也有一些研究認(rèn)為,“健康移民效應(yīng)”缺乏足夠的科學(xué)依據(jù)(Rubalcava et al.，2008)，該效應(yīng)是否存在有待進(jìn)一步驗(yàn)證[22]。

通過(guò)對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的梳理，可以發(fā)現(xiàn)已有研究在一定程度上解釋了流動(dòng)人口與本地人口心理健康差異的影響因素，但是有一定局限性，主要體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：一方面是人口流動(dòng)對(duì)心理健康的影響，現(xiàn)有研究多以國(guó)際經(jīng)驗(yàn)為主，對(duì)于中國(guó)大量農(nóng)民工從農(nóng)村到城市的流動(dòng)與心理健康的影響機(jī)制，缺乏系統(tǒng)的實(shí)證研究；另一方面，已有研究所選取的心理健康指標(biāo)較為狹窄，不能在整體上衡量心理健康狀態(tài)。鑒于此，本文選取全國(guó)不同區(qū)域的微觀數(shù)據(jù)，選擇相對(duì)全面的心理健康衡量指標(biāo)，借助計(jì)量模型，通過(guò)比較農(nóng)民工與城鎮(zhèn)本地居民的心理健康差異，就流動(dòng)狀態(tài)對(duì)人口健康的影響進(jìn)行實(shí)證分析，以得到更為可靠的結(jié)論。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)選取及樣本篩選

主要使用2008—2009年中國(guó)農(nóng)民工調(diào)查數(shù)據(jù)(RUMIC)。該數(shù)據(jù)由澳大利亞國(guó)立大學(xué)、北京師范大學(xué)和勞動(dòng)關(guān)系協(xié)會(huì)(IZA)共同搜集，分為城鎮(zhèn)住戶(hù)調(diào)查、農(nóng)村住戶(hù)調(diào)查和外來(lái)務(wù)工人員調(diào)查三個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)。該調(diào)查選取的地點(diǎn)包括安徽、重慶、廣東、河北、河南、湖北、江蘇、四川和浙江九個(gè)省份，分別代表了中國(guó)的東西南北四個(gè)區(qū)域，涉及5000戶(hù)家庭。調(diào)查內(nèi)容廣泛，包括個(gè)人和家庭兩個(gè)層面的信息，例如：個(gè)人職業(yè)、受教育程度、婚姻狀況、性格和精神情況、家庭人口規(guī)模、家庭收支和資產(chǎn)情況等。雖然近幾年出臺(tái)了一些關(guān)于改善農(nóng)民工條件的政策措施，但是由于這一群體人數(shù)眾多，各地區(qū)的情況差異較大，因此改革進(jìn)程較為緩慢。加上關(guān)鍵的戶(hù)籍制度分隔在短期內(nèi)很難發(fā)生根本性轉(zhuǎn)變，因此借助該數(shù)據(jù)的研究仍然具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。根據(jù)本文的研究目的，選取城鎮(zhèn)住戶(hù)和外來(lái)務(wù)工人員兩部分調(diào)查數(shù)據(jù)。根據(jù)農(nóng)民工的特征，將研究對(duì)象限定在16歲以上的受訪者，并且剔除了學(xué)生身份的受訪者。

(二)變量設(shè)置

所選取的心理健康指標(biāo)主要包括自我肯定指標(biāo)、憂(yōu)慮抑郁指標(biāo)以及其他指標(biāo)，各指標(biāo)所包含的變量及其定義如表1中Panel A所示。所選取的控制變量及其定義如表1中Panel B所示。

表1變量定義

此外，為了防止地區(qū)差異以及年份變動(dòng)對(duì)估計(jì)結(jié)果可能產(chǎn)生有偏影響，控制了城市和年份變量的固定效應(yīng)。

(三)分析方法

以i表示個(gè)體，j表示家庭，t表示年份，假定個(gè)人的心理健康狀況由下述方程決定：

其中，因變量Mentalijt表示家庭j中的個(gè)體i在t年的心理健康狀況，Hjt和Xit分別表示家庭和個(gè)體特征，migrantijt表示個(gè)體的流動(dòng)狀態(tài)，如果在外流動(dòng)，則用1表示，否則用0表示。家庭特征Hjt包括家庭人均收入，個(gè)體特征Xit包括性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度和工作性質(zhì)。uijt代表影響個(gè)人心理健康狀況的其他未觀測(cè)到因素，這個(gè)模型中感興趣的變量系數(shù)是α。

若不存在逆向選擇偏誤和反向因果效應(yīng)，也不存在能夠同時(shí)影響心理健康和流動(dòng)決策的未觀測(cè)到因素，則可以認(rèn)為個(gè)人的流動(dòng)決策是外生的，此時(shí)直接對(duì)probit方程進(jìn)行估計(jì)即可得到一致性估計(jì)和無(wú)偏的標(biāo)準(zhǔn)差。然而，作為人力資本的重要衡量指標(biāo)之一，心理健康顯然會(huì)影響農(nóng)村人口的遷移，人口的流動(dòng)決策可能是逆向選擇偏誤的結(jié)果。因此，估計(jì)結(jié)果可能存在有偏和不一致的情況。

鑒于此，擬采用雙變量probit(Bivariate Probit)模型解決上述模型中二元變量存在的內(nèi)生性問(wèn)題，該模型也稱(chēng)為遞歸雙變量probit模型。該模型包含兩個(gè)probit方程，在控制了相關(guān)解釋變量的前提下，其中一個(gè)probit方程的因變量將作為自變量出現(xiàn)在另一個(gè)probit方程中。

根據(jù)本文的研究設(shè)想，對(duì)雙變量probit模型做如下設(shè)定：

(1)

(2)

(3)

其中，i表示個(gè)人，c表示社區(qū)，n表示社區(qū)c的居民數(shù)量，proportionct表示社區(qū)c在t年的農(nóng)民工比例，選擇變量proportionct作為個(gè)人流動(dòng)決策的工具變量。

式(1)中，X1包括除變量migrantijt以外其他可能影響受訪者心理健康指標(biāo)的家庭變量和個(gè)體變量，例如：家庭月人均收入、年齡、性別、受教育程度、工作狀況、婚姻狀況等。式(2)中，X2包括除社區(qū)農(nóng)民工比例之外,可能會(huì)影響受訪者成為農(nóng)民工的其他家庭變量和個(gè)體變量，例如：家庭收入水平、年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況等。

為了使模型中解釋變量的系數(shù)更具有解釋力，需要對(duì)其邊際效應(yīng)進(jìn)行估算，具體計(jì)算方法遵循下述邏輯進(jìn)行。

由于雙變量probit模型自身的特性，解釋變量對(duì)受訪者心理健康指標(biāo)的影響可能會(huì)通過(guò)兩種路徑實(shí)現(xiàn)：直接影響(在模型1中)和間接影響(在模型2中)。因此，若要準(zhǔn)確地計(jì)算各個(gè)變量的邊際效應(yīng)，必須要考慮到模型1和模型2的內(nèi)在相關(guān)性。在此之前，要對(duì)各項(xiàng)心理健康指標(biāo)的條件期望做如下分解：

E(mentalijt|X)=P(mentalijt=1|X)

=P(migrantijt=1|X)×P(mentalijt=1|migrantijt=1,X)+P(migrantijt=0|X)×P(mentalijt=1|migrantijt=0,X)

=P(mentalijt=1,migrantijt=1|X)+P(mentalijt=1，migrantijt=0|X)

(4)

式(4)中，X為所有相關(guān)解釋變量的集合，Φ2(·)為二元聯(lián)合正態(tài)分布的累積分布函數(shù)。在該模型中，對(duì)于不同類(lèi)型的變量，例如：連續(xù)變量和二元變量，其邊際效應(yīng)的計(jì)算方法存在差異，因此分別對(duì)這兩類(lèi)變量的邊際效應(yīng)進(jìn)行計(jì)算。

首先，計(jì)算連續(xù)變量的邊際效應(yīng)。對(duì)于連續(xù)變量xi，可以將其邊際效應(yīng)表示為：

MEi=?{E(mentalijt|X)}/?xi

(5)

式(5)中，φ (·)表示標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的概率密度函數(shù)，Φ (·)表示標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的累積分布函數(shù)。此外，β1i和β2i分別表示雙變量probit模型中方程1和方程2的連續(xù)解釋變量xi的系數(shù)，若變量xi只出現(xiàn)在方程1中，則有β2i=0；若變量xi只出現(xiàn)在方程2中，則有β1i=0。

其次，計(jì)算二元變量的邊際效應(yīng)。對(duì)于二元解釋變量xj，其邊際效應(yīng)的計(jì)算過(guò)程為：

MEj=E(mentalijt|X,xj=1)-E(mentalijt|X,xj=0)

(6)

對(duì)于內(nèi)生二元變量migrantijt，其邊際效應(yīng)可以作如下表示：

MEmental ijt=E( mentalijt|migrantijt= 1,X ) - E( mentalijt|migrantijt= 0,X )

=Φ(X1β1+γ)-Φ(X1β1)

(7)

同時(shí)，社區(qū)農(nóng)民工比例對(duì)受訪個(gè)體流動(dòng)決策影響的邊際效應(yīng)可以表示如下：

MEI= E( migrantijt|I = 1,X2) - E( migrantijt|I= 0,X2)

=Φ(X2β2+α)-Φ(X2β2)

(8)

四、實(shí)證分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

主要相關(guān)變量的均值和標(biāo)準(zhǔn)差如表2所示。在所選取樣本中，流動(dòng)人口約占40.1%。根據(jù)心理健康衡量指標(biāo)可以看出，農(nóng)民工的自我肯定指標(biāo)、憂(yōu)慮抑郁指標(biāo)呈現(xiàn)出的心理健康程度均差于城鎮(zhèn)本地居民。此外，農(nóng)民工的幸福感程度和生活態(tài)度指標(biāo)也呈現(xiàn)一定的劣勢(shì)。從年齡構(gòu)成看，農(nóng)民工普遍較為年輕，人均年齡約為31.2歲，遠(yuǎn)低于城鎮(zhèn)本地居民的47.6歲。從家庭收入水平看，本地居民家庭月人均收入要比農(nóng)民工家庭高出約178元，這大多是由于工作性質(zhì)差異所導(dǎo)致的。此外還發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民工受教育程度較低，多集中在初中及以下學(xué)歷段，而城鎮(zhèn)本地居民受過(guò)高等教育的比例則明顯高于農(nóng)民工。

表2主要變量的樣本均值及標(biāo)準(zhǔn)差

(二)實(shí)證回歸結(jié)果

1. 自我肯定指標(biāo)

對(duì)各項(xiàng)自我肯定指標(biāo)進(jìn)行雙變量probit估計(jì)，表3中的模型1和模型2給出了基本回歸結(jié)果。

從模型1的結(jié)果看，在保持其他條件不變的情況下，農(nóng)民工的系數(shù)為正，且都在1%的水平上顯著，這表明相對(duì)于城鎮(zhèn)本地居民而言，農(nóng)民工往往更容易缺乏自信，對(duì)自身的價(jià)值定位通常較低，遇到困難和問(wèn)題時(shí)有更強(qiáng)的逃避傾向。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，中國(guó)農(nóng)民工有80%以上會(huì)流入中大型城市，農(nóng)民工在流入地城市通常社會(huì)融入程度很低，與城鎮(zhèn)本地人口相比社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位落差較大，會(huì)造成心理上的傾斜。但是隨著年齡的增長(zhǎng)，農(nóng)民工的自我肯定指標(biāo)有改善傾向，男性農(nóng)民工的自我肯定指標(biāo)要顯著高于女性，并且這一結(jié)果在1%的水平上顯著。隨著家庭收入的增加，受訪者的自信心程度和自身價(jià)值定位均會(huì)顯著提升。對(duì)于逃避困難程度而言，家庭收入的系數(shù)符號(hào)為負(fù)，但結(jié)果不顯著。

從模型2的回歸結(jié)果看，針對(duì)可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，選取合適的工具變量加以解決。從模型2的估計(jì)結(jié)果可以看出，社區(qū)農(nóng)民工比例的系數(shù)均顯著為正，這表明農(nóng)民工的流動(dòng)決策存在同群效應(yīng)。年齡越大，農(nóng)民工外出的可能性越小，這與現(xiàn)實(shí)中農(nóng)民工普遍年輕化的結(jié)論一致。如果受訪者為男性，其選擇外出務(wù)工的傾向更高。在中國(guó)的農(nóng)村地區(qū)，“男主外、女主內(nèi)”的傳統(tǒng)思想仍然普遍存在，男性往往是家庭的主要收入來(lái)源，且其收入通常高于女性。此外，家庭月人均收入越低，對(duì)農(nóng)民外出務(wù)工的引導(dǎo)效應(yīng)越強(qiáng)。Duesenberry(1949)提出的相對(duì)收入假說(shuō)可以在一定程度上解釋這一結(jié)論。家庭相對(duì)收入越低，其生活壓力越大，在其他條件不變的情況下，農(nóng)民尋求外出務(wù)工改變現(xiàn)狀的意愿越強(qiáng)。

表3自我肯定指標(biāo)的基本回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)值為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**、*分別表示估計(jì)系數(shù)在1%、5%、10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著；除表中列出的解釋變量之外，還控制了受訪者的受教育水平、工作性質(zhì)、婚姻狀況、年份和城市虛擬變量；ρ的顯著性水平由對(duì)ρ=0假設(shè)的wald檢驗(yàn)得到

由表3可以看出，隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)ε1、ε2的相關(guān)系數(shù)ρ分別為0.144、0.154、0.122，且分別在1%和5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，這印證了關(guān)鍵解釋變量“是否為農(nóng)民工”確實(shí)存在內(nèi)生性，并且與受訪者的自我肯定指標(biāo)正相關(guān)，這意味著農(nóng)民工缺乏自信心的可能性更高，更容易否定自己的存在價(jià)值，遇到困難和問(wèn)題有更強(qiáng)的逃避傾向。

表4自我肯定指標(biāo)的邊際效應(yīng)

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)值為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**、*分別表示估計(jì)系數(shù)在1%、5%、10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著；除表中列出的解釋變量之外，還控制了受訪者的受教育水平、工作性質(zhì)、婚姻狀況、年份和城市虛擬變量

表4為各項(xiàng)自我肯定指標(biāo)回歸結(jié)果的邊際效應(yīng)。在剔除內(nèi)生性的影響之后，模型1的結(jié)果表明，在控制了其他各相關(guān)變量之后，與本地居民相比，農(nóng)民工缺乏自信的比例要高出6.5%，否定自我價(jià)值的傾向高于12%，逃避困難的傾向高出4.6%。男性各項(xiàng)指標(biāo)的概率比女性分別低了7.4%、3.2%、3.3%。年齡和家庭月人均收入對(duì)各項(xiàng)指標(biāo)影響的邊際效應(yīng)較小。從模型2的結(jié)果可以看出， 社區(qū)農(nóng)民工比例對(duì)農(nóng)民工流動(dòng)決策的影響均超過(guò)了20%，甚至可能高達(dá)40%以上。

2.憂(yōu)慮抑郁指標(biāo)

表5為各項(xiàng)憂(yōu)慮抑郁指標(biāo)的基本回歸結(jié)果。從模型1的結(jié)果可以看出，流動(dòng)決策對(duì)憂(yōu)慮程度和抑郁程度均呈正向影響，且分別在1%和5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。此外，農(nóng)民工的精神壓力也顯著高于城鎮(zhèn)本地居民。隨著年齡的增長(zhǎng)，農(nóng)民工的精神壓力越來(lái)越大，抑郁傾向逐漸提升，并且這一結(jié)果具有統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性。這可能是由于人到中年之后，家庭負(fù)擔(dān)加重，工作壓力增加，導(dǎo)致受訪者的心理和精神狀態(tài)逐漸惡化。但是對(duì)于憂(yōu)慮程度指標(biāo)而言，年齡變量的系數(shù)雖然為正，但統(tǒng)計(jì)上并不顯著。與女性受訪者相比，男性受訪者的精神壓力較大，但這一結(jié)果并不顯著，而男性的憂(yōu)慮傾向和抑郁傾向卻顯著低于女性。這可能是因?yàn)樵谥袊?guó)的傳統(tǒng)家庭中，男性通常充當(dāng)頂梁柱角色，與女性相比，承擔(dān)的家庭責(zé)任往往更重，因此更容易產(chǎn)生精神壓力，但是由于男性通常做事不拘小節(jié)，心胸也更為豁達(dá)，因此與女性相比出現(xiàn)抑郁和郁悶的概率更低。此外，家庭月人均收入水平的增加對(duì)各項(xiàng)憂(yōu)慮抑郁指標(biāo)有顯著的抑制作用。模型2的結(jié)果表明各個(gè)變量對(duì)流動(dòng)決策的影響情況，兩個(gè)probit方程隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的相關(guān)系數(shù)為正，并且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明農(nóng)民工的流動(dòng)決策確實(shí)存在內(nèi)生性，而且與各項(xiàng)憂(yōu)慮抑郁指標(biāo)正相關(guān)。

表5憂(yōu)慮抑郁指標(biāo)的基本回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)值為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**、*分別表示估計(jì)系數(shù)在1%、5%、10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著；除表中列出的解釋變量之外，還控制了受訪者的受教育水平、工作性質(zhì)、婚姻狀況、年份和城市虛擬變量；ρ的顯著性水平由對(duì)ρ=0假設(shè)的wald檢驗(yàn)得到

表6報(bào)告的是各項(xiàng)憂(yōu)慮抑郁指標(biāo)的邊際效應(yīng)。與城鎮(zhèn)本地人口相比，農(nóng)民工的憂(yōu)慮傾向要高出3.7%，精神壓力傾向高出2.4%，抑郁傾向高出4.4%。年齡每增加一歲，精神壓力傾向平均提高0.2%，抑郁傾向平均提高0.2%。男性的憂(yōu)慮程度指標(biāo)傾向和抑郁程度指標(biāo)傾向分別比女性高出2.3%、4.2%。家庭月人均收入每提高1%，受訪者的各項(xiàng)指標(biāo)分別下降0.006%、0.007%和0.009%。模型2的邊際效應(yīng)結(jié)果表明，社區(qū)農(nóng)民工比例對(duì)農(nóng)民工流動(dòng)決策的影響超過(guò)了41%。

表6憂(yōu)慮抑郁指標(biāo)的邊際效應(yīng)

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)值為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**、*分別表示估計(jì)系數(shù)在1%、5%、10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著；除表中列出的解釋變量之外，還控制了受訪者的受教育水平、工作性質(zhì)、婚姻狀況、年份和城市虛擬變量

3.其他指標(biāo)

表7和表8分別報(bào)告了幸福感和生活態(tài)度兩項(xiàng)指標(biāo)的基本回歸結(jié)果以及邊際效應(yīng)。從表7的回歸結(jié)果看，農(nóng)民工的幸福感程度和生活態(tài)度顯著低于城鎮(zhèn)居民，更容易缺乏對(duì)生活的興趣，這兩個(gè)結(jié)果均在1%的水平上顯著。社會(huì)隔離理論認(rèn)為，人口流動(dòng)會(huì)導(dǎo)致孤獨(dú)感、疏離感，以及在流入地的去社會(huì)化(Kuo,1976)[9]。根據(jù)該理論，農(nóng)民工背井離鄉(xiāng)，往往與家庭長(zhǎng)期分離，與城鎮(zhèn)人口的差異導(dǎo)致他們無(wú)法融入流入地城市，缺乏歸屬感，這會(huì)在很大程度上影響他們的幸福感和生活熱情。而且隨著年齡的增長(zhǎng)，幸福感會(huì)逐漸下降，生活態(tài)度也會(huì)越來(lái)越消極。此外，男性的生活態(tài)度要優(yōu)于女性，但二者的幸福感并無(wú)顯著差異。隨著家庭收入的增加，受訪者的幸福感程度和生活態(tài)度有逐漸好轉(zhuǎn)的傾向。

表7其他指標(biāo)的基本回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)值為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**、*分別表示估計(jì)系數(shù)在1%、5%、10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著；除表中列出的解釋變量之外，還控制了受訪者的受教育水平、工作性質(zhì)、婚姻狀況、年份和城市虛擬變量；ρ的顯著性水平由對(duì)ρ=0假設(shè)的wald檢驗(yàn)得到

從邊際效應(yīng)的計(jì)算結(jié)果看，農(nóng)民工的幸福感程度比城鎮(zhèn)居民低8.6%，生活態(tài)度積極性比城鎮(zhèn)人口低4%。年齡每增長(zhǎng)一歲，農(nóng)民工的幸福感下降1.2%，生活態(tài)度積極性下降0.3%。相對(duì)于女性而言，男性的生活態(tài)度積極性要高出1.1%。

表8其他指標(biāo)的邊際效應(yīng)

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)值為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**、*分別表示估計(jì)系數(shù)在1%、5%、10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著；除表中列出的解釋變量之外，還控制了受訪者的受教育水平、工作性質(zhì)、婚姻狀況、年份和城市虛擬變量

五、結(jié)論

作為健康衡量指標(biāo)的有機(jī)組成部分，心理健康同樣是健康人力資本的一個(gè)重要方面，但是由于其具有隱蔽性，因此容易被忽視。近年來(lái)，中國(guó)城鎮(zhèn)的農(nóng)民工流入數(shù)量持續(xù)增加，但是由于戶(hù)籍制度壁壘，使得農(nóng)民工的社會(huì)融入程度較低，加之社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位差異，長(zhǎng)期與家人分離，使得農(nóng)民工普遍缺乏歸屬感，進(jìn)而影響到他們的心理健康。作為城市經(jīng)濟(jì)建設(shè)的重要參與者，農(nóng)民工的健康人力資本對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展和健康中國(guó)戰(zhàn)略的實(shí)現(xiàn)均具有特殊意義。

本文采用雙變量probit模型對(duì)農(nóng)民工流動(dòng)決策與心理健康的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。結(jié)果表明，在控制了變量的內(nèi)生性之后，與城鎮(zhèn)本地人口相比，農(nóng)民工的心理健康狀態(tài)更差，并且這一結(jié)果具有統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性。此外，農(nóng)民工的流動(dòng)決策存在同群效應(yīng)。外出農(nóng)民工的平均年齡遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于城鎮(zhèn)本地人口，呈現(xiàn)出年輕化態(tài)勢(shì)，這意味著這一群體已成為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)建設(shè)的重要?jiǎng)趧?dòng)力資源。這就要求社會(huì)從各方面改善外出農(nóng)民工的生活和就業(yè)條件，提高公共服務(wù)可及性，縮小農(nóng)民工與城鎮(zhèn)人口的差異，提升其社會(huì)地位，為農(nóng)民工的勞動(dòng)做出全面保障，免除其后顧之憂(yōu)。

綜上所述，作為中國(guó)社會(huì)的一個(gè)主體部分，農(nóng)民工這一弱勢(shì)群體尤其需要更多的社會(huì)關(guān)注。如果能夠更好地理解農(nóng)民工的心理健康及其對(duì)流入地城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)福利的影響，那么就可以有效地推進(jìn)相關(guān)制度和公共服務(wù)改革，補(bǔ)齊農(nóng)民工健康短板。為了實(shí)現(xiàn)“健康中國(guó)”戰(zhàn)略，促進(jìn)人口健康發(fā)展，政府和相關(guān)組織應(yīng)致力于改善農(nóng)民工的社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況，改善他們?cè)诹魅氲爻鞘械墓ぷ魃顥l件，消除文化和制度障礙，提升農(nóng)村流動(dòng)人口的心理健康水平。這將有利于提升整體健康人力資本和人口素質(zhì)，促進(jìn)人口流動(dòng)和社會(huì)和諧穩(wěn)定發(fā)展。