中國農民工心理健康水平變遷的橫斷歷史研究：1995~2011*

黃四林 侯佳偉 張 梅 辛自強 張紅川 孫 鈴 竇東徽

(中央財經大學社會發展學院, 1心理學系, 2社會學系, 北京 100081)

1 前言

2009年, 美國《時代》周刊指出, 數千萬背井離鄉且多數是拋下家庭, 去高速發展的沿海城市打工的中國農民工使中國擺脫了 2008年全球金融危機, 并且是他們帶領世界經濟走向復蘇(Ramzy,2009)。農民工是指戶籍仍在農村, 在本地從事非農產業或外出從業6個月及以上的勞動者。當前, 中國農民工的數量在持續攀升, 2013年全國農民工總量達到 2.68億人, 比 2012年增加 633萬人, 增長2.4% (國家統計局, 2014)。2013年12月, 中央城鎮化工作會議明確指出, 要以人為本, 推進以人為核心的城鎮化水平, 其首要任務是解決已經轉移到城鎮就業的農業轉移人口落戶問題, 努力提高農民工融入城鎮的素質和能力。心理健康是農民工自身素質和適應能力的重要組成部分, 準確掌握農民工心理健康水平變遷規律, 有助于預測該群體的發展動態, 為提升其融入城鎮的能力, 實現以人為核心的城鎮化目標提供科學依據。為此, 本文試圖揭示近20年來中國農民工心理健康水平的變遷趨勢, 分析不同地區、行業、年齡和性別等亞群體農民工心理健康水平變化的差異。

綜合已有研究發現, 研究者到目前為止對農民工心理健康水平是上升了還是下降了仍然存在爭議。即使絕大多數調查采用了同一測查工具——癥狀自評量表(Symptom Check List 90, 簡稱SCL-90),與全國常模進行比較, 仍然出現了矛盾的結論。這些調查結果主要分為兩類觀點：即樂觀說和悲觀說。樂觀說認為農民工心理健康水平高于或等同于一般成人。這一類調查發現, 農民工 SCL-90的各因子(心理問題)得分明顯低于金華、吳文源和張明園(1986)所建立的全國成人常模, 說明農民工心理健康水平好于一般成人(蔣立新, 2004; 廖傳景, 毛華配, 宮本宏, 2010; 劉德堅, 鄭磊, 羅碧青, 2011;鄭磊, 譚慶平, 許賢, 2012)。悲觀說則提出農民工心理健康水平明顯低于一般成人, 甚至心理健康問題嚴重或極其嚴重。支持此觀點的研究發現, 農民工SCL-90各因子得分顯著高于常模(郭麗花, 崔萍,2009; 蔣慶飛等人, 2009; 劉德堅, 鄭磊, 賀鋒,2012; 劉晉洪, 張泉水, 夏莉, 唐建軍, 2007)。

樂觀說和悲觀說的爭議導致人們對農民工心理健康真實狀況的認識出現混亂, 解決這種問題的常用方法是元分析。例如, 張波、楊靜和楊陽(2012)對14篇農民工SCL-90量表的結果進行了元分析,發現SCL-90總分和各因子得分均顯著高于全國成人常模(金華等, 1986), 故而認為農民工的心理健康水平比成人差。其他元分析也得到過類似結果(李昌慶, 何木葉, 張鑫, 2011; 李輝, 王倩, 2010)。因此, 悲觀說得到了元分析的支持。

然而, 元分析并沒有完全解決樂觀說與悲觀說之間的爭議, 因為導致這二者之間差異的一個重要原因就是以往研究將不同年代的測查結果都與同一常模比較, 忽視了農民工 SCL-90得分的年代差異。已有研究采用的對照組——金華等人所建立的全國成人常模是1986年建立的, 距2011年已有26年, 將當前農民工SCL-90量表調查數據與26年前的常模進行比較, 忽視了年代的差異, 難以準確地揭示當前農民工心理健康的真實水平。其實, 這種年代效應在元分析的結果中明確存在。例如, 張波等人(2012)發現, 農民工 SCL-90的人際關系、抑郁、焦慮和偏執等因子與發表年代之間呈顯著負相關?？上У氖? 元分析把它作為控制效應處理, 并未深入分析年代效應背后的意義?；谏鲜龇治?為澄清樂觀說與悲觀說之分歧, 本研究改變與全國常模比較的方法, 而采用橫斷歷史研究的新思路,以農民工自身為參照, 來揭示此群體心理健康水平的狀況。

此外, 導致樂觀說和悲觀說之間矛盾的另一個原因是已有研究忽視農民工亞群體之間的差異。以往的調查都屬于橫斷研究, 被試來自某一個或多個地區、行業、性別和年齡段的群體, 忽視這些因素而將結果與常模比較, 難以獲得準確的結論。不同地區、行業和性別的農民工不僅在數量上, 而且在收入、居住條件、工作環境和社會保障等方面都存在明顯的差異(國家統計局, 2013)。研究表明, 這些因素對農民工的心理健康(常金蘭, 董燕艷, 2013)、社會認同(亓昕, 2013)和幸福感(杜李琴, 王曉剛,杜李民, 2007; 葉鵬飛, 2011)等心理都具有明顯的影響。尤為突出的是, 農民工的代際更迭, 80后和90后的新生代農民工, 所處生活環境和社會背景的急劇變化, 使得他們與第一代農民工在價值觀念和社會認同等心理與行為上出現了明顯的變化(王春光, 2001; 莊海茹, 崔永軍, 孫中寧, 2013; 張祝平, 2011)。在這種背景下, 關注青年農民工的心理健康顯得尤為重要。鑒于此, 本研究關注的另一個重點是農民工亞群體心理健康水平的變化差異。

推拉理論(Push and pull theory)是當前對農民工研究中最為經典的一種觀點。該理論認為, 在市場經濟和人口自由流動的情況下, 農民工流向城市是因為通過流動可以改善生活條件。在城鎮中使農民工生活條件改善的因素就是“拉力”, 而農村中那些不利的社會經濟條件是“推力” (李培林, 1996)。當然, 城鎮和農村都有推和拉兩種因素, 即二者都同時具有吸引和排斥兩方面的作用力。農民工的流動就是在這兩種力量的共同作用下完成(李強,2003)。根據推拉理論, 城鎮就業能夠使農民工收入增加是一個尤為突出的拉力, 但是除此之外, 更多地是排斥或推力, 如市民排斥或冷漠等。在這種情況下, 為什么農民工一如既往地涌向城市, 每年以數百萬計的人在增加, 并且出現從“暫住”到“常住”或“居住”的根本性轉變呢？人口學和社會學對這個問題的研究更多地是關注外在因素, 如工作機會和條件、生活水平改善等, 而對農民工心理因素的關注尤為缺乏。因此, 本研究對農民工心理健康水平變化趨勢的分析有助于從心理層面來拓展推拉理論。

橫斷歷史研究(cross-temporal meta-analysis),是美國學者 Twenge提出的一種新的元分析技術(Twenge, 2000; Twenge & Im, 2007)。與傳統的元分析相比, 該方法并不依賴于某個常?；蚩刂平M的均值來計算效果量d, 而是從宏觀上揭示心理量(如人際關系、自尊)隨年代的變化趨勢(辛自強, 池麗萍,2008)。Twenge運用此方法進行了大量研究, 為探索美國近半個世紀以來心理與行為的變化趨勢做出了重要貢獻。辛自強等人(辛自強, 張梅, 何琳,2012; Xin, Niu, & Chi, 2012)對中國青少年自尊、焦慮、抑郁等心理指標進行了系列研究, 揭示了我國自改革開放以來青少年心理的變遷趨勢。由此可見,與傳統的元分析相比, 橫斷歷史研究不僅可以定量分析已有調查數據獲得更為一般性的結論, 而且還可以考察某個歷史時期個體或群體心理與行為的變化規律。因此, 本研究采用橫斷歷史研究, 將歷年孤立發表的農民工SCL-90量表調查結果與年代之間建立聯系, 通過該量表中9個因子得分的變化來揭示農民工心理健康水平的變遷, 為我國當前正在進行的城鎮化建設和農民工社會融入研究提供事實依據。

2 研究方法

2.1 文獻搜集

文獻搜集的標準：(1)研究對象是16歲及以上的中國農民工; (2)研究使用 SCL-90量表; (3)研究報告了SCL-90量表9個因子的描述性統計結果(n,M, SD); (4)文獻搜集截止時間為2013年12月。

按照上述標準, 在中國期刊網、維普資訊、萬方數據庫、優秀碩士論文、博士論文庫和 Elsevier SDOS/SDOL、JSTOR、ProQuest、Ebrary、Wiley等中外文數據庫中, 分別以“SCL-90”、“癥狀自評量表”、“心理健康”、“心理衛生”和“農民工”、“打工”、“外來務工”、“進城務工”、“外來農民工”等中英文詞匯進行匹配組成并列的題名、關鍵詞和中文摘要的主題詞搜索文獻。

對搜集到的所有文獻進行篩選, 刪除出現下列任何一種情況的文獻：(1)基本數據(n, M, SD)沒有報告或者存在明顯錯誤并無法修正的研究; (2)按照特殊標準, 如農民工子女、被試自身或家屬有軀體或神經疾病的群體、因為在某個測驗上的特殊得分以及其他特殊身份選擇被試的研究; (3)同一批數據重復發表的情況, 僅保留數據完整且發表時間最早的一篇; (4)元分析文獻。按照這些要求進行排查后,符合標準的文獻有 70篇, 都是中文文獻, 共涉及46485名農民工。其中, 有3篇文獻僅報告了7個因子數據(蔣善, 張璐, 王衛紅, 2007; 家曉余, 劉麗瓊, 陳群林, 熊燕, 2011; 穆桂斌, 沈翔鷹, 2013),有1篇文獻報告了8個因子(孫建中, 李曼琴, 吳蘭蘭, 1999), 雖然這4篇文獻的9個因子未報告完整,但是它們的結果符合選用標準, 選用它們有助于增強本研究結果穩定性, 故保留了。70篇文獻的年代分布、數量和樣本量如表1所示。本研究中的數據收集年代(以下簡稱“年代”)以文章中作者所寫取樣時間為準。對于未報告取樣時間的文獻, 采用以往研究的做法(Twenge & Im, 2007; 辛自強等, 2012),用發表年份減去2獲得調查年份。

對 70篇文獻進行編碼并錄入數據庫中。對只提供了子研究數據而沒有總研究結果的文獻, 按照下面兩個公式(,sT,ni,xi,si, 分別代表：合成后的平均數和標準差, 某子研究的樣本量、平均數和標準差)對子研究結果進行加權合成：

在錄入每篇文獻總研究結果的同時, 把有被試工作所在地區、行業、年齡、性別等分組報告的結果作為子研究進行編碼并錄入數據庫, 具體編碼表見表 2。從表 2中可以看到, 本研究文獻主要來源于核心期刊和一般刊物(根據北京大學中文核心期刊目錄2012年版), 僅有一篇碩士學位論文(蔣麗平,2010)。被試樣本的工作所在地分布在我國東部、東北、中部和西部地區。被試從事的行業可分為建筑業、制造業和其他(包括沒有報告行業的、各種行業混合的、其他行業)。被試年齡變量僅有25篇文獻報告了在16～30歲之間的完整數據, 其他年齡段數據報告較少無法單獨編碼, 所以將其他年齡段或者文章沒有明確說明的編碼為其他類。70篇文獻中分性別報告的數據共有46篇, 其中, 男性24篇,女性22篇。被試工作所在地區、行業、16～30歲和性別的亞群體文獻數量與年代分布的結果見表1所示。

表1 農民工SCL-90文獻數量及其分布

表2 橫斷歷史研究變量編碼表

3 研究結果

3.1 中國農民工心理健康水平總體上的變化趨勢

根據每個研究的樣本量, 使用公式 1計算了SCL-90各因子的每年加權平均數, 繪制了 9因子隨年代而變化的折線圖, 如圖 1所示?？梢园l現,1995 ～ 2011年間, 農民工SCL-90各因子均值雖有所波動, 但總體上呈現緩慢下降趨勢。

圖1 1995～2011年農民工SCL-90各因子均值變化趨勢

為確定 SCL-90與年代之間的關系, 分別將SCL-90的9個因子與年代繪制散點圖, 結果發現9個因子與年代之間均呈現出直線關系, 限于篇幅僅報告了人際關系與年代的散點圖, 如圖2所示。

圖2 人際關系因子與年代的關系

為確定農民工SCL-90得分與年代之間的關系,采用以往研究者(Twenge & Im, 2007; 辛自強等,2012)的數據處理方法, 以各因子均值為因變量,以年代為自變量, 用樣本量進行加權, 擬合線性回歸模型, 結果如表3所示。結果顯示, 6個因子與年代之間都具有顯著負相關, 其中, 受年代影響最大的是人際關系因子, 年代可解釋其31%的變化(R2),其后依次是恐怖、焦慮、敵對、偏執、抑郁, 年代解釋5個因子14%及以上的變異, 軀體化和精神病與年代之間的負相關邊緣顯著, 年代的解釋變異為4%和 5%。這說明, 中國農民工 SCL-90各因子均值與年代存在負相關, 反映其心理健康水平隨年代變化而逐漸提高了。

農民工SCL-90因子與年代之間的負相關是否受到文獻來源(期刊類型)、被試分布區域(調查城市)等其他方面的影響呢？為進一步確定二者之間的關系, 將SCL-90各因子為因變量, 以年代、期刊類型、被試所在地區和女性比例為自變量, 進行回歸分析, 結果顯示, 在納入后三個變量以后, 除了強迫因子的年代效應不顯著之外, 其他8個因子的年代效應仍然保持顯著, 如表 4所示(限于篇幅在此表中僅報告了年代的統計結果)。這說明農民工SCL-90各因子與年代之間的關系不受文獻來源、被試所在地區和性別因素的影響, 具有穩定的相關。

表3 SCL-90各因子均值與年代之間的相關和變化量(1995~2011年)

表4 回歸分析中自變量年代的統計結果

上述結果表明, 農民工 SCL-90因子均值隨著年代變遷而逐漸下降, 這種變化的幅度具體是多少呢？為精確地獲得各因子下降的幅度, 采用已有研究者的方法, 計算效果量d和解釋率r2來衡量。首先, 分別以 SCL-90各因子均值為因變量, 以年代為自變量, 采用樣本量進行加權而建立回歸方程：y= Bx + C(其中B為未標準化的回歸系數,x為年代,C為常數項,y為因子平均數)。其次, 分別將年代1995和 2011代入回歸方程獲得這兩年的平均分M1995和M2011。最后, 計算M1995和M2011之差, 再除以17年間的平均標準差SD, 即可得到d值。這種采用個體層面變量而獲得效果量d的計算方法有效地避免了生態謬誤(Twenge & Im, 2007; 辛自強等, 2012)。運用該方法計算, 獲得 SCL-90各因子17年間的具體變化量, 如表3所示。

從效果量d來看, 從1995至2011年17年期間,這 9個因子均值下降 0.13～1.61個標準差。依據Cohen (1988)對效果量(絕對值)大小的區分, 當效果量d值在0.2至0.5之間為“小效應”; 大于0.5為“中效應”, 即肉眼可見, 并足以引起重視的效應;大于0.8為“大效應”。按此標準, 人際關系、焦慮、敵對和恐怖4個因子的下降幅度均為大效應, 抑郁和偏執2個因子為中效應, 而軀體化和精神病2個因子為小效應。此外, 從解釋率r2來看,17年來9個因子的下降范圍在 1%到 39%之間, 其中, 人際關系、抑郁、焦慮、敵對、恐怖和偏執6個因子降幅均達到12%及其以上。這說明, 17年來中國農民工心理健康水平總體上在逐步提升, 尤其是人際關系、抑郁、焦慮、敵對、恐怖和偏執六個方面變化效果最為突出。

3.2 農民工心理健康水平變化的區域差異

由表2所知, 東部地區農民工的文獻有42篇,而中部、西部和東北3個地區共有22篇, 故而將這3個地區合并為其他地區。由表 1可以看出, 東部地區42篇文獻中有41篇分布在2002～2011年之間,從1995～2001年間僅有1篇文獻, 為保證研究結果的穩定性, 所以僅對這41篇文獻進行分析。其他地區考察1997～2011年之間的22篇文獻。兩類地區農民工SCL-90各因子與年代的相關和變化量見表5。

東部地區農民工SCL-90各因子與年代之間存在顯著的負相關, 年代解釋 9個因子變異均達到10%以上, 其中, 焦慮和偏執受到的影響最大, 解釋力均到達32%。但是, 其他地區農民工僅有人際關系、焦慮和恐怖3個因子與年代之間具有顯著負相關, 年代解釋這3個因子變異50%及其以上, 而強迫因子與年代具有顯著正相關, 其余5個因子相關不顯著。這說明, 東部與其他地區農民工心理健康水平的變化存在差異。

表5 分地區農民工SCL-90各因子均值與年代之間的相關和變化量

從9個因子變化的具體幅度上來看, 東部地區農民工在人際關系、抑郁、焦慮、敵對、偏執5個因子的下降幅度為大效應, 軀體化和恐怖兩個因子為中等效應, 并且這 7個因子的下降幅度均達到10%及其以上, 其中, 焦慮和偏執改善更為突出,分別為32%和25%。其他地區農民工在人際關系、焦慮和恐怖3個因子上的下降幅度達到大效應, 下降了40%以上, 但是強迫因子反而上升了0.32個標準差, 其他 5個因子沒有顯著變化。這表明, 與其他地區農民工相比, 東部地區農民工 SCL-90得分下降發生在7個因子上, 反映其心理健康水平在改善的維度上更為全面。

3.3 農民工心理健康水平變化的行業差異

建筑業和制造業是農民工所從事的主要行業,本研究考察了這兩類農民工SCL-90得分隨年代的變化, 對其他無法區分具體行業的 42篇文獻沒有進行分析。由表1可見, 建筑業9篇文獻中有8篇分布在2007～2011年之間, 而制造業19篇文獻中有17篇分布在2004～2011年間, 為保證研究結果的可靠性, 僅對這兩個時間范圍內的文獻進行分析。兩個行業農民工SCL-90各因子與年代的相關和變化量見表6。

制造業農民工的各個因子與年代之間呈顯著負相關, 年代解釋9個因子26%至81%的變異, 并且有7個因子下降幅度d值達到了大效應0.80以上,有 8個因子的下降幅度r2值均達到了 10%及其以上。但是, 建筑業農民工的各因子與年代之間相關均不顯著, 并且各因子變化幅度d值均在0.2以下,r2值均為0。由此可見, 中國農民工SCL-90得分變化存在明顯行業差異, 制造業農民工的 SCL-90得分明顯下降了, 反映該群體心理健康水平提高了,而建筑業的無變化。

表6 分行業農民工SCL-90各因子均值與年代之間的相關和變化量

3.4 青年農民工心理健康水平的變化趨勢

由表 1可以發現, 青年農民工 25篇文獻中有24篇分布在 2002～2011年間, 從 1995～2001年 7年間只有1995年的1篇文獻?？紤]到結果的穩定性,僅對2002～2011年間能夠區分年齡組的24篇文獻進行分析。青年農民工SCL-90各因子與年代相關和變化量的統計結果如表7所示。

表7 青年農民工SCL-90各因子均值與年代之間的相關和變化量(2002~2011年)

青年農民工各因子均值與年代之間存在顯著正相關, 年代可以解釋 9個因子變異在 15% 至33%之間。從變化量來看, 9個因子得分上升的幅度尤為明顯, 上升幅度d值在 0.56～0.87個標準差之間, 其中, 敵對和焦慮分別為0.87和0.85個標準差,達到了大效應, 其余7個因子均為中等效應。軀體化、強迫、焦慮、敵對、恐怖、偏執6因子得分提高幅度r2值均達10%及其以上, 抑郁、精神病和人際關系 3個因子提高的范圍在 7%～9%之間。這說明, 自2002至2011年10年來, 青年農民工SCL-90得分明顯上升了, 即心理健康水平下降了, 敵對和焦慮兩方面表現尤為突出。

3.5 農民工心理健康水平變化的性別差異

由表 1所示, 男性農民工的 24篇文獻分布在1999至2011年之間, 女性農民工的22篇文獻分布在2002至2011年之間。考慮到樣本量的差異, 先用樣本量對各個因子進行加權, 然后再分別考察男女農民工SCL-90各因子與年代的相關。

總體而言, 男性農民工的心理健康水平隨著年代的變化下降了, 而女性的卻是上升了。具體來說,年代與男性農民工的軀體化(r= 0.17)、抑郁(0.04)、焦慮(0.10)、恐怖(0.19)和精神病(0.13) 5個因子之間均存在顯著的正相關, 而與人際關系因子(-0.08)具有顯著負相關, 與強迫、敵對和偏執3個因子的相關不顯著。但是, 年代與女性農民工的人際關系(-0.10)、抑郁(-0.04)、恐怖(-0.10)和偏執(-0.04) 4個因子之間存在顯著的負相關, 與軀體化(0.08)、焦慮(0.07)和精神病(0.06)3個因子之間有顯著正相關,與強迫和敵對因子相關不顯著。這說明, 男性農民工在軀體化、抑郁、焦慮、恐怖和精神病等5個方面變差了, 但是女性在人際關系、抑郁、恐怖和偏執等4個方面卻變好了。無論男性還是女性在人際關系方面都得以明顯改善, 在軀體化、焦慮和精神病3個方面均表現為顯著加重。但是, 以年代為自變量, 以 SCL-90各個因子為因變量, 樣本量進行加權, 發現男性和女性的回歸方程都不顯著, 因此性別的年代變化差異有待進一步檢驗。

4 討論

4.1 中國農民工心理健康總體水平在逐漸提高

本研究對1995至2011年期間采用SCL-90量表測查農民工心理健康水平的 70篇文獻運用橫斷歷史研究方法進行了分析, 結果發現, 17年來中國農民工 SCL-90得分在總體上呈下降趨勢, 這說明該群體心理健康總體水平在緩慢上升, 此結果支持了樂觀說。本研究采用縱向比較, 即以農民工自身為參照, 分析 SCL-90各因子得分隨著時間推移的變化, 更為準確地揭示出我國農民工心理健康的真實狀況。

我們的研究結果與悲觀說不一致, 也與目前社會上大多數人認為農民工心理問題嚴重的看法不吻合。根據社會比較理論, 我們認為農民工更有可能與自己過去或家鄉的農民相比, 而不是當前人們將農民工與城市市民進行比較。胡榮和陳斯詩(2012)調查發現, 相對社會經濟地位對農民工精神健康(即 SCL-90測查結果)的影響遠大于絕對社會經濟地位的影響。由此可見, 影響農民工心理健康水平的不是絕對的收入和經濟狀況, 而是農民工與自己過去或農民進行比較的主觀感知。

中國農民工心理健康水平的提高, 與國家對農民工的一系列政策有密切的關系。一些調查數據也說明近些年來中國農民工的收入和權益等方面在逐步改善。例如盧鋒(2012)研究發現從 1979年至2010年的30余年內, 農民工工資年平均以10%的速度增長。國家統計局的監測報告表明, 2012年外出受雇農民工, 被雇主或單位拖欠工資的占 0.5%,比上年下降了0.3個百分點。從近五年調查數據看,外出農民工養老保險、醫療保險、失業保險和生育保險的參保率提高 4個百分點左右(國家統計局,2013)。沒有社會保險的農民工的心理健康(SCL-90)顯著低于有社會保險農民工(常金蘭, 董燕艷,2013)。簽訂勞動合同的農民工幸福感顯著高于沒有勞動合同者(姜海燕, 2012)。這說明經濟和社會保障等方面的改善對農民工心理健康具有一定程度上保護作用。

推拉力理論難以解釋為什么在城市具有如此之多的推力情況下, 農民工仍然不遺余力地向城市遷移, 甚至是移居。因為他們主要關注的是行為層面的因素, 忽視了內在的心理因素。如李強(2003)對農民工推力與拉力的因素分析主要集中在工作機會和條件、收入、居住環境、生活習慣、人際關系等方面。本研究結果支持了樂觀說, 說明從心理健康的角度上, 城市對農民工是一種拉力, 而不是推力。對農民工的社會態度(李培林, 李煒, 2007)和幸福感(林曉嬌, 2007)的調查結果也進一步支持了城市在心理層面的拉力作用。這說明, 城市對農民工的拉力不僅僅局限于收入等外在行為層面, 而且還延伸至心理健康、社會態度和幸福感等內在心理方面。

雖然 17年來中國農民工心理健康水平總體上逐步提高了, 但是也存在明顯的波動。由圖1可以發現, SCL-90的各因子平均值在1997、2004、2006和2009年分別有4次上升的高峰。可能的原因是這幾個時間點的數據主要是由青年農民工, 或者建筑工人, 或者東北與中西部地區等亞群體所組成的,而這三種特征在本研究結果中都發現與農民工心理健康較差有關。此外, 本研究結果如表3顯示, 強迫因子是9個因子中唯一與年代相關不顯著的, 17年來該因子下降了 0.13個標準差, 變化幅度僅有1%。由表5可以看到, 東部地區農民工的強迫因子與年代之間呈現負相關, 但是其他地區反而是正相關, 并且兩類地區該因子的解釋率 r2均為 3%。兩類地區變化方向相反, 但是變化幅度相同, 使得強迫因子在總體上無變化。

4.2 中國農民工心理健康水平變化的亞群體差異

首先, 本研究發現, 東部地區農民工心理健康水平的改善是比較全面的, 9個因子與年代之間均呈顯著負相關, 年代可以解釋各因子10%至32%的變異, 其中軀體化、人際關系、抑郁、焦慮、敵對、恐怖、偏執等7個因子的變化更為突出, 均值下降幅度到達10%以上。但是, 其他地區農民工心理健康的改善是局部的, 只有人際關系、焦慮和恐怖 3個因子。在這三個方面上兩類地區都得了明顯改善,這可能是農民工比較容易得以改善的方面。但是,東部地區農民工的軀體化、抑郁、敵對和偏執等方面也得以改善, 而其他地區尚未出現, 這 4個方面可能是其他地區改善農民工心理健康水平比較容易突破的方面。此外, 其他地區農民工的強迫因子與年代呈正相關, 這說明在該方面的心理問題上反而有所加劇, 雖然其上升幅度僅有 3%。近五年的數據顯示, 東部地區農民工的收入都明顯高于中西部地區的收入, 同時從輸入地看, 不同地區農民工社會保障狀況仍存在一定的差距, 中西部地區農民工參保比例比較接近, 落后于在東部地區務工的農民工(國家統計局, 2013)。已有研究發現, 工資收入、勞動強度和社會保障對農民工幸福感具有明顯的正向預測作用(杜李琴等, 2007; 葉鵬飛, 2011;常金蘭, 董燕艷, 2013)。這說明, 東部地區經濟文化的發達, 給農民工也帶來了相應的改善和提高,出現“水漲船高”的現象。由此可見, 農民工心理健康變化水平的區域差別可能與其經濟收益和社會保障的改善存在密切關系。

其次, 制造業農民工的心理健康水平在 2004至 2011年 8年間逐步提高了, 而建筑業農民工在2007年至2011年5年間無明顯變化。建筑業農民工SCL-90各因子與年代相關不顯著, 并且5年來9個因子變化幅度r2均為0。這可能與該行業的文獻數量僅有8篇且年代分布范圍較短有關, 因此該結論有待進一步檢驗。近年來, 與其他行業相比, 從事制造業的農民工在經濟收入和社會保障等方面的改善程度明顯更快。例如國家統計局(2013)數據表明, 制造業、交通運輸倉儲郵政業、批發零售業和服務業的參保情況相對較好, 而建筑行業、住宿餐飲業的農民工, 雇主或單位為其繳納各項保險的比例明顯低于其他行業, 2012年制造業各項參保比例的提高快于其他各行業。制造業包括輕紡工業、資源加工工業和機械電子制造業, 都有自己固定的工廠和企業, 就職該行業的農民工獲得的社會保險也明顯高于其他行業。從各個行業來看, 建筑業農民工的工作強度更大、工傷可能性更高, 但是他們參與五種社會保險的比例卻明顯低于其他行業。與沒有社會保險農民工相比, 有社會保險農民工的心理健康(常金蘭, 董燕艷, 2013)和幸福感(葉鵬飛,2011)都明顯更高。

再次, 青年農民工, 主要是指80年代和90年代以后出生的農民工, 一直是農民工群體研究的焦點問題。他們不僅逐漸成為農民工的主要群體, 而且與第一代農民工相比在心理和行為上都存在明顯的差異。本研究發現, 從2002至2011年, 10年來青年農民工SCL-90各因子與年代之間呈現正相關, 年代可以解釋9個因子15%以上的變異, 并且9個因子得分上升幅度均達到足以引起人們重視的程度, 即變化量d大于0.5。這一結果與以往大量研究的結論是一致的(郭麗花, 崔萍, 2009; 陸亞文等,1996; 周小剛, 李麗清, 2013)。

與第一代農民工相比, 青年農民工出現了明顯分化, 其中一部分人雖然在農村出生、長大, 但是初、高中畢業后或更早就進入城市, 而另一部分人由于父母(第一代農民工)進城打工就出生和成長在城市中。這兩部分人共同特征是, 對農村生活或生產比較陌生, 對城市更加向往, 但是又沒有脫離農民的身份, 在城市人眼中他們仍然都屬于農民工群體, 受到排斥和不公正待遇。由于青年農民工社會角色(從事非農業活動)與社會身份(農民)轉換不同步, 甚至整體上出現了錯位, 影響身份認同(張祝平, 2011)。與第一代農民工相比, 此群體身份認同具有明顯的模糊性和不確定性(莊海茹等, 2013)。此外, 城市的“經濟拉力”和“社會排斥”的雙重態勢,造成此群體僅僅是“進入”城市, 卻難以“融入”城市(張祝平, 2011)。因此, 青年農民工在融入城市過程中可能感受到更大的心理落差, 導致心理健康水平變得越來越差。

尤其值得關注的是, 本研究發現青年農民工在敵對和焦慮兩個方面的心理問題更為突出, 二因子得分均值分別提高了0.87和0.85個標準差, 達到了大效應的標準, 上升幅度分別高達15%和16%。按照當前趨勢發展, 未來此群體的心理健康和社會適應甚為堪憂, 也是社會安定與發展的隱患之所在。由此可見, 提高青年農民工心理健康的問題勢在必行。不僅要考慮改善和保障他們自身的收益與社會保障, 更為重要的是, 還要考慮到城市和市民的包容與接納, 因為后者是造成農民工感知社會的排斥和冷漠的直接來源。

最后, 總體上說, 男性農民工的心理健康水平下降了, 但是女性的卻上升了。已有的調查(胡榮華,葛明貴, 2008; 賈鳳芹, 吳燕, 2008; 周六枝, 王濟中, 1998)和元分析(張波等, 2012)與本研究的結論是一致。這可能與女性農民工更多就業于社會保障較好的制造業, 而男性更多從事社會保障較差的建筑、運輸業等有關。雖然在總體上存在性別差異, 但是無論男性還是女性在人際關系方面都得以明顯改善, 在軀體化、焦慮和精神病3個方面均表現為惡化。人際關系的改善, 可能是因為近10年來農民工感受到的排斥減少了, 市民對他們的接納和認同有所提高, 尤其是城市發展和市民的日常生活便捷都越來越離不開農民工群體, 從而使得農民工的人際關系問題有所減少。軀體化、焦慮和精神病3個方面心理問題變的更為嚴重了, 這可能是農民工群體對自己當前經濟收入、社會保障以及未來發展取向等問題感到壓力而導致。盡管在國家和社會高度關注下, 農民工的收入和社會保障都有所改善, 但是在總體上該群體仍然處于低社會地位, 屬于弱勢群體。當然, 有關農民工心理健康變化的性別差異在回歸分析中并沒有得到支持, 所以此結論有待進一步檢驗。

綜上, 通過對農民工亞群體變化差異的細致剖析, 使我們對該群體心理健康的真實狀況和變化趨勢有了更為準確而深入地掌握。亞群體心理健康水平的變化差異不僅表現在上升或下降的方向和幅度上, 而且還反映在個別或全部因子的范圍與廣度上。

5 結論

(1) 17年來中國農民工心理健康水平總體上在逐步提升, 其中人際關系、抑郁、焦慮、敵對、恐怖和偏執六個方面改善最為突出。

(2) 農民工心理健康變水平化存在明顯的區域差別, 與其他地區農民工相比, 東部地區農民工的心理健康水平改善的范圍明顯更全面。

(3) 農民工心理健康水平變化存在明顯的行業差異, 從事制造業農民工的各因子得分明顯改善,而建筑業的無變化。

(4) 16～30歲農民工心理健康水平下降了, 尤其突出表現在敵對和焦慮兩方面。

(*表示入選元分析文獻)

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