社會污名和歧視經歷對新生代農民工心理健康的影響研究
——兼析幾類因素的中介作用

徐金燕 蔣利平

湖南科技大學法學與公共管理學院 湖南湘潭 411201

1 引言

新生代農民工是指80 年代以后出生、到城市就業的農村戶籍人口。[1]國家統計局最新數據顯示，截至2015年10月，新生代農民工達到1.76億，約占農民工總量的48.6%，該數據還處于不斷增長的態勢，成為促進中國經濟社會發展的重要力量。相比老一代農民工，新生代農民工的受教育程度更高，對城市的工作和生活具有更高的心理預期，融入城市愿望更強烈。但是，這一群體年齡普遍較小，生活經驗缺乏，社會交往圈子也較狹窄；此外，由于我國城鄉二元制度的存在，農民工屬于城市的邊緣人群，很少得到政府相關部門的關注和重視，受到各種偏見和歧視，當面臨城市生活的各種壓力時，心理承受和抗壓能力較低，容易出現自卑、抑郁、孤獨等各種心理健康問題。[1]有調查顯示，新生代農民工的心理健康水平顯著低于全國正常成年人[2]，也低于同年齡組的城市戶籍青年[3]。學術界對流動人口心理健康的問題展開了大量的研究，但以美國和歐洲國家地區為主，對于中國流動人口特別是新生代農民工心理健康的研究比較缺乏。

關于污名和歧視的研究源于對弱勢群體的關注。污名是指人們覺察到的一種負面屬性，它常會使帶有負面屬性的個體或群體遠離或逃避正常的社會階層，且內含自我貶低的意思。歧視是指由于固有的個體差異而采取的對他人產生影響的一定形式的區分、排斥或限制，以實現“不合理”的目的，其結果是對某些社會群體、成員形成一種剝奪，造成不公正的社會現象。[4]可見，污名側重于態度觀念，而歧視側重公眾所表現出的行為。污名可能導致歧視，但公眾對資源的關心、性別偏見等因素也可能會導致歧視。因此，分開探討污名與歧視對新生代農民工心理健康的影響具有理論和現實的必要。

由于經濟地位、語言和種族的差異，流動人口經常感受到來自社會污名和遭遇過污名和歧視的經歷。[5]有研究發現，新生代農民工在城市受到歧視的嚴重程度僅次于殘疾人、艾滋病患者，是受到社會歧視的最大群體之一。[6]大量研究表明，社會污名和歧視對農民工的心理健康具有巨大的負面影響，甚至大于對生理健康的影響。[7]Major指出，移民在一個新的環境里通常受到污名化，由此引發的歧視會直接或間接地影響到被污名者的健康水平。[5]個體受到的歧視經歷使其處于一種應激狀況，降低城市生活的主觀幸福感、自尊和自我效能感，增加抑郁的嚴重程度，是影響處境不利群體的重要壓力源。[8]然而，并非所有經歷污名和歧視的人群都會出現心理健康問題。部分研究發現，污名和歧視與心理健康并沒有必然關系，遭遇過污名和歧視經歷的弱勢群體自我效能感甚至高于相應的優勢群體，和正常人一樣工作和生活。[9]相關理論和實證研究表明，歧視還會通過許多中間變量調節或中介對心理健康的負面影響。

應激的CPT(cognitire-phenomenological-transactional)理論模型強調應對策略在應激中的重要作用，認為個體能夠通過有效的努力來應對面臨的應激源，從而降低或消除應激水平。[10]有研究指出，應對方式與心理健康顯著相關，應對方式是應激與心理健康的中介機制，對身心健康起著調節作用。[11]積極的應對方式可以提高自身的社會適應能力，有效減輕污名對個體心理健康的負面影響。[12]胡偉等研究指出，逆境評價策略在流動人口歧視知覺和心理適應之間具有部分中介作用。[13]一項以拉美勞工為對象的研究發現，在文化程度較低的群體中艱苦的勞動對其心理健康具有負面影響，而在文化程度較高的群體中卻不存在這種現象。這可能是因為受過良好教育的人掌握有較多的資源，能較好地應對來自與社會污名相關的各種壓力。[14]

社會污名和歧視經歷與心理健康的關系可能還受到一些認知變量如遷移前心理預期的影響。具有較高的心理預期和樂觀的態度可以減少患抑郁癥的風險，是適應遷入地生活的保護因素。[15]而Williams則認為，不切實際的期望會導致遷移后患心理疾病風險的增加。[16]在遷入地受到污名和歧視經歷后，由此產生的期望與現實之間的落差可以預測更高水平的心理壓力、焦慮和抑郁。[17]部分研究表明，在流動人口中，沒有做好遷移準備或臨時性的遷移行為會增加個體出現心理困境的可能性。[18]對于不同研究結論存在的分歧，Tom認為，歧視經歷對心理健康的影響可能是一個復雜的過程，既有積極作用，也具有消極影響。[19]

以上研究表明，應對方式、個體特征、遷移前的準備、期望與現實的落差等因素對心理健康具有獨立作用或交互效應。雖然大部分文獻都認為污名和歧視會導致心理疾病，但僅從某個因素進行探討，對其影響機制仍缺乏深入的研究。鑒于此，本文從整體的角度綜合考察幾類中介因素在污名、歧視經歷和新生代農民工心理健康關系之間的調節作用，以更全面和準確地把握其內在的影響方向和影響程度。首先，基于相關文獻建立一個新生代農民工心理健康影響因素的理論假設模型(圖1)。然后，通過結構方程模型實證檢驗理論模型的科學性。在模型中，本文假設污名和歧視經歷對新生代農民工的心理健康具有直接的負面影響；應對策略、期望和現實的心理落差、遷移前的準備在污名、歧視經歷與新生代農民工心理健康的關系中起到中介作用。消極應對方式會增加污名和歧視經歷對心理健康的負面影響；通過積極應對污名和歧視經歷，可以提高其心理適應能力；新生代農民工遷移前后的心理落差越大，遭遇污名和歧視經歷后，會增加其患心理疾病的風險；做好遷移前的充分準備，可以提高自身的應對技能，進而降低污名和歧視經歷對心理健康的負面影響。

圖1 污名、歧視經歷對新生代農民工心理健康影響因素理論假設模型

2 研究設計

2.1 調查對象

本文數據來源于2013—2015年國家社科基金“農民工社區融合與城市公共文化服務體系研究”課題組收集和建立的數據庫。課題組選擇長株潭(湘潭、長沙)、長三角(杭州、寧波)、珠三角(深圳、東莞)三個城市群體的六個城市作為調查地點，采用配額抽樣方法進行。依據當地官方登記的新生代農民工就業分布的情況和比例，選取建筑行業、酒店旅游服務業、批發零售業、制造業、家政服務和其他服務業五個相對集中的行業抽取調查對象。此外，抽取男女性別的比例也盡量和農民工所在調查地區一致。

納入本研究調查的對象條件包括：(1)年齡在18～34歲之間；(2)在農村出生，戶籍登記所在地在農村；(3)在城市務工，但沒有取得所在城市永久居住權；(4)在工作生活城市居住至少一個月；(5)所在工作場所主要為商店、專營店、酒吧、建筑地點等，沒有固定工作場所的如修理工、商販所在的街道也納入抽樣的范疇。按照對象入選的要求發放問卷1 000份，回收有效問卷815份，有效回收率達81.5%。抽取的樣本地域主要分布在城鄉結合部、商業區、城市中心區、街道、郊區鄉鎮和遠郊區縣等。

2.2 變量測量

2.2.1 心理健康

采用Derogatis編制的心理癥狀自評量表(SCL-90)[20]，該量表由自評報告的90個題項共10個因子組成。本研究主要關注新生代農民工的心理壓力狀況，為了簡化分析過程，只選取最能夠體現心理健康問題的三個因子(抑郁、焦慮、精神病性)來測量新生代農民工的心理健康水平。回答采用5級評分法(從來沒有=1，嚴重=5)。每個因子得分加總的算術平均值為心理健康水平得分，得分越高，說明心理健康狀況越差。由于條件所限，對同一對象沒有在不同時段進行重復測量，所以采用內部一致性評價法評價量表的信度，該量表和三個因子在本研究中的內部一致性系數(Cronbach’s α)分別0.85，0.83,0.86和0.88。通過驗證性因素分析(CFA)，各項擬合指數都達到了統計學的要求，擬合度良好，量表具有較高的效度。

2.2.2 社會污名

采用 Harvey[21]編制的社會污名問卷，該問卷由林丹華課題組翻譯，主要測量流動人口感知受到來自社會的偏見、隔離等態度評價。問卷包括 18 個題項，采用4 點計分法，從“完全不同意”到“完全同意”分別記“1～4”分。本研究通過探索性因子分析(Explorative Factor Analysis，EFA)從18個題項的數據結果中抽取公因子。提取因子時采用主成分分析，根據特征值大于 1 以及載荷系數大于0.5的原則，最后共抽取三個公因子。第一個公因子支配6個題項，取名為“貶低”因子，第二個公因子支配5個題項，取名為“偏見”因子，第三個公因子支配3個題項，取名為“隔離”因子。另外四個題項的因子載荷系數均低于0.40，被剔除出因子組成成分。每個公因子的得分均值越高，表明被調查者感知受到的社會污名程度越高。修正后的量表和三個公因子在本研究中的內部一致性系數(Cronbach’sα)分別為0.79，0.82，0.74和0.67。進一步通過驗證性因素分析，各項擬合指數都達到了統計學的要求，擬合度良好，量表具有較高的效度。

表1 調查地區新生代農民工社會人口學特征(%)

注：*P<0.01,**P<0.001

2.2.3 歧視經歷

通過參考國內學者林丹華等編制的歧視量表[22]，自行設計新生代農民工社會歧視測量問卷。初始問卷包括20個題項，通過前期預調查和訪談結果對問卷進行了修改，運用上述的探索性因子分析方法，刪除了不符合條件的題項，最終提取了四個公因子，形成由14個題項構成的歧視量表，主要測量被調查者在工作和生活中感知受到的不公正對待?！肮ぷ髌缫暋币蜃又淞?個題項，主要測量被調查者在找工作或工作過程中受到歧視的程度?！安恍湃巍币蜃又淞?個題項，主要測量被調查者在日常生活中周圍發生的犯罪事件(如偷盜等)自己被懷疑的程度?！百H低”因子支配了3個題項，主要測量被調查者受到周圍人否定性評價的程度。“法律歧視”因子支配了3個題項，主要測量被調查對象在當地生活中受到執法不公正的經歷?；卮鸩捎?點記分法，從“從來沒發生過”到“經常發生”分別記1～4分。每個因子得分均值越高，表明被調查者受到的歧視程度越高。自制量表和四個公因子內部一致性系數(Cronbach’sα)分別為0.82，0.85，0.83，0.79和0.76。通過驗證性因素分析，各項擬合指數均達到了統計學的要求，擬合度良好，量表具有較高的效度。

2.2.4 遷移準備

采用Leavey[23]編制的流動人口遷移準備量表，根據前期訪談結果對該量表的表述進行了部分修改，共包括10個題項，主要測量新生代農民工到務工城市工作和生活的準備。回答采用4點記分法，從“完全不同意”到“完全同意”分別賦值1～4。通過探索性因子分析共抽取了三個公因子：“信息收集”因子支配了4個題項，主要測量被調查者在務工城市獲取關于外來人口法律法規知識和信息的情況；“心理預期”因子支配了3個題項，主要測量被調查者預測在務工城市將要面臨的各種困難、污名和歧視以及較高的生活消費水平等情況；“準備”因子支配了3個題項，主要測量被調查者在打工城市做好解決困難的準備程度。三個因子得分均值越高，表明被調查者到務工城市工作和生活的準備越充分。該量表和三個公因子的內部一致性系數(Cronbach’sα)分別為0.80，0.71，0.78和0.74。通過驗證性因素分析，各項擬合指數都達到了統計學的要求，擬合度良好，量表具有較高的效度。

2.2.5 心理落差

采用Bhugra[24]編制的流動人口心理落差測量量表，并結合中國新生代農民工的特點對量表的表述和部分內容進行了修改，主要包括10個題項，測量新生代農民工對務工城市生活在遷移前的預期和遷移后現實之間的差距。回答采用5點記分法，從“好得多”到“差得多”分別記1～5分。本研究定義期望與現實的落差理解為新生代農民工在務工城市的工作生活比遷移前的預期要差。通過探索性因子分析提取了三個公因子：“生活”因子支配4個題項，主要測量被調查者在城市生活的預期與現實的落差；“社會環境”因子支配3個題項，主要測量被調查者在城市感知到的社會環境如公共醫療服務的獲取、社會的接納程度與期望之間的落差；“工作”因子支配3個題項，主要測量被調查者現實工作狀況與預期之間的落差。每個因子得分均值越高，被調查者的心理落差越大。該量表和三個公因子的內部一致性系數(Cronbach’sα)分別為0.79，0.74，0.73和0.82。通過驗證性因素分析，各項擬合指數都達到了統計學的要求，擬合度較好，量表具有較高的效度。

2.2.6 應對策略

采用解亞寧[25]編制的“簡易應對方式問卷”，問卷包括20個題項?；卮鸩捎?點記分法(“從來沒有過”到“經常發生”分別記0～3分)，1～12題為積極應對因子，因子得分均值越高，被調查者遇到困難采取的應對方式越積極；13～20題為消極應對因子，因子得分均值越高，被調查者遇到困難采取的應對方式越消極。該量表和兩個因子的內部一致性系數(Cronbach’sα)分別為0.76，0.78和0.70。通過驗證性因素分析，各項擬合指數都達到了統計學的要求，擬合度良好，量表具有較高的效度。

2.3 變量賦值

為了便于對各觀測變量進行數據分析和解釋，本文對所有變量進行了同向重新賦值(表2)。

表2 變量指標及賦值

(續)

2.4 分析方法

首先，采用共同方法潛因子法檢驗本研究調查數據的共同方法偏差效應。其次，運用描述性分析、方差分析對新生代農民工感知到的社會污名、歧視經歷和心理健康狀況的特點進行統計和分析。再次，采用person相關分析檢驗所有潛變量測量指標的相關性程度。最后，運用結構方程模型驗證各變量之間關系的理論假設模型。在已有研究中，一般人口學特征(性別、年齡、文化程度、婚姻狀況)是最常見的控制變量，本文考慮到流動性對新生代農民工心理健康也可能產生較大影響，因此將流動性也納入控制變量中。調查數據中的缺失值(少于2%)采用均值代替，所有數據統計和分析采用SPSS19.0和SAS9.2統計軟件包完成。

3 結果與分析

3.1 問卷數據共同方法偏差檢驗結果

共同方法偏差(common method bias,CMB)是指由于同樣的數據來源或評分者、同樣的測量環境、項目語境以及項目本身特征所造成的預測變量與效標變量之間人為的共變，進而影響量表的結構效度。[26]本次調查所有數據都是通過被調查對象的自我報告途徑獲得，因此要進行共同方法偏差檢驗。本研究采用共同方法潛因子途徑對問卷量表的CMB進行檢驗。即建立問卷量表的二階驗證性因素分析模型，將共同方法偏差作為一個潛因子(CMB)，加入二階模型進行分析。如果在包含該因子情況下的顯著擬合度優于不包含的情況，則存在CMB效應。表3數據顯示了二階驗證性因素分析模型和共同方法潛因子模型的比較結果，可見，共同方法潛因子模型的大部分擬合指數并沒有較二階驗證性因素分析模型大幅提升，表明問卷數據不存在共同方法偏差效應。

注：N1為二階驗證性因素分析模型，N2為單一方法潛因子模型

3.2 調查對象的個體特征

815個被調查者的平均年齡為23.2±3.1歲，女性占38.5%，58.3%的被調查者為初中及以下文化程度，超過60%的人未婚。被調查者外出打工平均年限為4.7±3.2年，在工作城市居住年限平均有2.3±1.1年。平均月收入為1 423.2±809.3元，只有4.1%的被調查者認為他們的家庭經濟狀況在家鄉是屬于富裕。74%的被調查者平均一年至少回家鄉一次。相對于男性農民工，女性的平均年齡更低(21.8±4.9歲)，外出打工平均年限更短(3.2±2.5年)，男性的平均月收入(1 757.3元)比女性高(1 237.5元)，女性空間流動性(0.43±1.47)和總體流動性(0.57±0.42)比男性低(0.53±1.26，0.66±1.36)，差異均具有統計學意義(P<0.01)(表1)。

3.3 新生代農民工污名、歧視經歷和心理健康狀況的特點

新生代農民工總體心理健康狀況在抑郁、焦慮和精神病性三個因子上的得分分別為2.24±0.05，2.55±0.32和2.57±0.93，高于全國正常人得分(1.50±0.59，1.39±0.43和1.29±0.42)[27]，社會污名和歧視經歷得分為2.87±0.35和2.96±0.26(表4)。

以抑郁、焦慮、精神病性和污名、歧視經歷為因變量，進行2(性別:男和女)×2(年齡：25歲及以下和25歲以上)×2(文化程度：初中及以下和初中以上)×2(婚姻狀況：已婚和未婚)×2(流動性：高和低流動性)方差分析，結果表明：文化程度對抑郁、污名和歧視經歷的主效應顯著(F=6.72，P<0.001；F=7.33，P<0.01；F=4.87，P<0.01)，初中及以下學歷者的抑郁得分顯著高于初中以上學歷群體，感知到的社會污名和歧視經歷也比初中以上的要多。性別對歧視經歷(F=6.03，P<0.01)、婚姻狀況對焦慮(F=4.73，P<0.01)、流動性對焦慮和歧視經歷(F=1.24，P<0.01；F=5.79，P<0.05)的主效應顯著，即女性受到的歧視經歷比男性多；已婚的焦慮感比未婚低；高流動性組的焦慮和歧視經歷顯著高于低流動性組。通過交互效應分析，對于抑郁、焦慮、精神病性和污名、歧視經歷，性別、年齡、文化程度、婚姻狀況和流動性不存在交互作用。

表4 新生代農民工污名、歧視經歷和心理健康狀況(M±SD)

注：*P<0.05,**P<0.01,***P<0.001

3.4 各因素和新生代農民工心理健康的相關分析

采用person相關分析建立污名、歧視經歷、遷移準備、心理落差、應對方式和心理健康各觀測指標的相關矩陣，數據結果顯示，大部分的相關系數在P<0.05的水平上顯著(表5)。具體而言，污名、歧視經歷和心理健康顯著正相關，新生代農民工受到社會污名、歧視經歷越多，則抑郁、焦慮情緒越多，精神病性也越明顯。污名與歧視具有顯著正相關，被污名化程度越高，受到的歧視經歷越多。遷移前對城市相關信息收集與心理健康具有顯著負相關，心理預期、心理落差與心理健康顯著正相關。工作和生活領域的心理落差與心理預期、污名、歧視經歷具有顯著正相關性。行動準備與信息收集、心理預期顯著正相關。積極應對與心理健康不具顯著相關性，但與社會污名、歧視經歷顯著負相關，表明積極應對方式不是影響新生代農民工心理健康的直接因素。積極應對與遷移前準備具有顯著正相關，即遷移前準備越充分，應對各種困難的態度和行為就越積極。消極應對與社會污名、歧視經歷、遷移前準備、心理健康顯著負相關，消極應對方式在一定程度上能有效預測新生代農民工心理健康問題。

表5 各觀測指標的相關分析

(續)

注:*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001

3.5 污名、歧視經歷對新生代農民工心理健康的影響分析

首先，對建立觀測指標和潛變量的測量模型進行驗證性因素分析(圖2),結果顯示，測量模型具有較好的擬合度:x2/df=1.94，GFI=0.91，RMSEA=0.07，CFI=0.96，NNFI=0.93,所有觀測指標載荷系數均大于0.60(P<0.001)，觀測指標對潛變量具有較好的解釋度。其次，建立各潛變量之間的結構方程模型，對圖1中理論假設模型進行檢驗。理論模型的方程結構包括12條路徑，模型估計初始檢測得到卡方檢驗值和GFI和CFI值較低，接近 0.82。因此，要進一步修正模型，刪掉三條包括從遷移前的準備分別到心理落差、污名、歧視經歷系數不顯著的路徑，修正后結構方程模型的擬合指數較好，分別是x2/df=1.83，RMSEA=0.06，GFI=0.91，CFI=0.94，NNFI=0.92,達到了要求。結構方程模型(圖2)中有六個潛變量，社會污名、歧視經歷、遷移準備、心理落差、應對方式是原因潛變量，婚否、年齡、文化程度、流動性是控制變量，心理健康水平是結果潛變量。通過模型中控制變量以及各潛變量之間的路徑系數發現：婚否、文化程度對心理健康水平具有顯著正向影響，流動性對心理健康具有顯著負向影響。污名和歧視經歷對心理健康水平具有直接的顯著負向影響，即高水平的污名和歧視經歷可以預測低水平的心理健康狀態。污名和歧視經歷與心理落差具有顯著正向關聯，進而對心理健康具有顯著的負向影響。社會污名、歧視經歷和應對方式具有顯著負相關，應對方式與心理健康具有顯著正向影響。即社會污名和歧視經歷通過心理落差、應對方式對心理健康具有間接的負向影響。此外，遷移前的準備對應對方式具有顯著正向影響。結果表明：期望和現實的心理落差、應對方式在污名、歧視經歷與心理健康的關系中具有部分中介和調節作用。所有影響因素對新生代農民工心理健康的解釋方差貢獻率達52%。

注:*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001圖2 社會污名、歧視經歷對新生代農民工心理健康影響結構方程模型

4 討論與建議

本研究調查顯示，新生代農民工在心理健康的抑郁、焦慮和精神病性三因子水平低于全國正常成人水平，心理健康狀況不容樂觀。通過建立結構方程模型，就社會污名、歧視經歷對新生代農民工心理健康的直接、間接影響進行了實證分析。結果表明，污名、歧視經歷程度越高的新生代農民工，其心理健康狀況越差，這與LeBel等學者研究結果一致。[12]期望與現實的心理落差和應對方式可以中介污名、歧視經歷對新生代農民工心理健康的影響。這有助于我們更全面、清楚地認識中國新生代農民工的心理健康狀況及其背后的深層次原因。

新生代農民工為中國城市化建設和工業化的發展做出了巨大貢獻，但是其價值并沒有得到社會肯定。農民工在城市經常受到來自社會的污名，在工作和生活中到處遭受歧視。比如，農民工通常被市民描述為“骯臟”、“無知”、“不可信任”、“暴力”等。某些政府政策和制度也限制了農民工在城市獲得與市民平等的就業、住房、子女教育等權利與機會。[28]部分新生代農民工在離開家鄉前對城市生活抱有美好的向往和期待，但到城里務工以后，受到當地的污名和歧視經歷，使他們原本美好的期待與現實生活出現巨大的落差；在工作和生活中遭遇的困境也降低了其應對困難的積極性和自信心。因此，現實與期望的心理落差和消極應對策略增加污名、歧視經歷對心理健康的負面影響。然而，遷移前的準備與應對方式具有較強的正向關聯，做好遷移前的充分準備可以提高新生代農民工在城市生活的應對技能。污名和歧視經歷與應對方式的負向關系揭示提高新生代農民工積極應對策略有助于降低污名、歧視經歷對心理健康的負面影響。

個體特征變量中，已婚新生代農民工心理健康狀況好于未婚群體，說明婚姻關系在某種程度上可以為新生代農民工提供“心靈避風港”，有利于改善其心理健康狀態。未婚新生代農民工整體年齡較小，工作時間較短，社會閱歷也不豐富，處理問題理性不足，出現各種心理問題的可能性更高。文化程度的高低可以預測新生代農民工心理健康水平，低學歷比高學歷者更容易患各種心理健康疾病。流動性對心理健康的顯著負向影響表明流動性越大，其心理健康水平越低。社會流動性理論認為，人們社會流動性的增多，一定程度上體現社會不平等的加劇，容易產生成員相對剝奪感，走向犯罪道路。[29]

相關分析結果還發現，積極的應對方式與心理健康沒有顯著關聯，而消極的應對方式與心理健康具有顯著正相關。究其原因，或許是本研究的對象是新生代農民工，該群體的生活背景與社會主流人群具有一定的差異。有學者指出，新生代農民工在城市的社會網絡局限于血緣、親緣的關系，并影響其生活世界的構建過程。[30]新生代農民工的社會支持非常缺乏，當面臨巨大的生存壓力和困境時，即使采用積極應對策略，也難以獲得足夠解決問題的社會資源。因此，積極應對方式并不一定能直接提高其心理健康水平。這與相關研究結果相似，在惡劣的環境中，相對于消極應對方式，積極應對策略對心理健康的影響較小。[31]

本研究通過結構方程模型對污名和歧視經歷與新生代農民工心理健康的關系進行了研究，突破了以往運用多元回歸分析方法研究的局限性，使結果更具說服力。模型對心理健康的解釋度達到52%，表明各變量對心理健康具有較好的預測。因此，要改善新生代農民工的心理健康狀況，必須制定和實施積極的健康促進計劃。首先，營造良好公平競爭環境，完善城鄉社會保障制度，維護農民工的基本權益。其次，建立新生代農民工遷移前的教育和培訓制度，提高新生代農民工的應對技能，幫助其積極應對在遷入城市可能遭遇來自污名和歧視的各種困境。最后，建立心理援助機制，對新生代農民工特別是患有心理疾病的群體和未婚者更多的關注，提供良好的心理咨詢和支持服務，加快其社會適應過程。

作者聲明本文無實際或潛在的利益沖突。

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