流动人口的精神健康：“健康移民”适用性、世代差异显著性与劳动权益中介性

□ 李骏，梁海祥

引 言

国家卫生健康委员会发布的《中国流动人口发展报告2018》显示，2017年底全国流动人口已达到2.45亿，平均每六个中国人就有一个是流动人口，其中“80后”新生代流动人口超过半数(占59.8%)(1)详见http://www.nhc.gov.cn/wjw/xwdt/201812/a32a43b225a740c4bff8f2168b0e9688.shtml.。流动人口在中国的经济社会发展中发挥了重要作用，受到学术界的广泛关注。笔者在中国知网中，以“流动人口”“外来人口”“农民工”“移民”“精神”“心理”等关键词进行文献搜索，发现进入新世纪以来，对农民工或流动人口的研究呈爆发式增长，但对他们精神健康的关注却相当少。在总量达到几百篇的综述类文献中，以精神或心理健康为主题的综述类文献却仅有十篇左右。

在这些为数不多(实证研究更少)的文献中，我们进一步发现，关于流动人口的精神健康浮现出三个逐级递进、环环相扣的重要命题。首先，是国际和国内研究普遍发现的“健康移民”(healthy migrant)现象是否同样适用于精神健康的问题。已有研究要么忽视了这一问题，要么只是使用个别地区而非全国数据作初步探索。因此，本研究首先从这个问题入手，分析流动人口与本地人口之间在精神健康上是否存在差异以及存在怎样的差异。其次，由2010年深圳富士康“连跳”事件引发，国内舆论和学术界开始高度重视“新生代”或“80后”农民工的精神健康问题，认为流动人口的精神健康问题更多地出现在这一代身上，但是，这个世代差异命题在已有的少量研究中很少得到实证研究的支持。笔者认为，其原因可能在于世代和年龄对流动人口精神健康的影响效应是方向相反因而相互抵消的，因此需要在方法上对这两个效应进行分解后才能真正检验流动人口的精神健康是否存在世代差异。最后，学者们不管是在论述流动人口精神健康的整体状况还是世代差异时，都十分强调劳动权益的影响，甚至还用它来解释观察到的流动人口精神健康的地区差异(例如珠江三角洲和长江三角洲，文中称珠三角和长三角)。但遗憾的是，已有研究并没有使用代表性数据和中介分析(mediation analysis)方法来严格检验“地区→劳动权益→精神健康”这个影响链中的劳动权益命题，笔者也试图弥补这一缺憾。总之，围绕这三个具有内在联系的重要命题，笔者试图解决已有研究存在的局限，进一步检验“健康移民”对精神健康的适用性、精神健康的世代差异、劳动权益与精神健康及其地区差异的关系，以更深入、更全面地理解流动人口的精神健康。

一、文献回顾与研究假设

(一)“健康移民”对精神健康的适用性

“健康移民”可以指向为一种现象，即移民比迁入地居民更加健康的现象。国际迁移研究发现，迁移者的初期健康要普遍优于迁入国家或地区的本地居民，这在从发展中国家迁移到欧美等发达国家的迁移者中最为明显[1][2]。对此，研究者主要提出三种解释：其一，移民是否迁移有很强的自我选择性，那些迁移的群体本身就会更加健康；其二，可能是数据搜集的原因，移民大多数不在公共健康服务或保障系统中，因此他们的健康状况很难被真实和准确掌握；第三，有些移民会因健康受损而返回家乡，因此留下来的移民更加健康[3]。后续研究进一步发现，流动具有内生于流动过程的健康损耗效应，移民的健康随迁移时间会逐渐收敛到当地居民的水平[4][5]。

国内对流动人口的有关研究呼应了“健康移民”现象及其相关解释[6][7][8][9]。事实上，流动人口比本地居民承受了更多的社会压力和排斥，在收入水平、住房条件、医疗卫生和社会保障等方面都处于弱势，因而面临着更大的健康风险。王桂新等(2011)使用上海数据研究了外来人口较差的居住条件对其健康的影响[10]。此外，流动人口与家人分居的居住模式[11]、因收入低而导致医疗服务利用率低[12]、缺乏健康的行为和生活方式[13]等都会削弱他们的健康。但由于上文所说的迁移选择性等原因，他们当中留在城市里的人反而在身体健康上表现得更好。

问题是，这种选择机制在精神健康上也起作用吗？众所周知，世界卫生组织早就提出，健康“不仅仅是没有疾病或体质虚弱，而是一种身体、精神、社会生活上的完好状态”(2)详见https://www.who.int/zh/about/who-we-are/constitution.。然而，在研究“健康移民”现象时，大多数研究使用的都是个体自评健康(self-rated health)，虽然它被认为是对身体健康(physical health)的一个具有信度和效度的简易测量[14]，但或许不能很好地涵盖精神健康(mental health)。世界卫生组织的报告指出，“迁移经常会使迁移者面对非常大的压力……并增加精神疾病的危险”(3)详见https://www.who.int/bulletin/archives/79(11)1085.pdf.。对此，国内学者从社会“压力—支持”视角对流动人口的精神健康问题作了初步的分析[15][16][17]。

我们认为，迁移的自我选择机制并不会在精神健康上起太大作用，因为它不像身体健康那样会明显影响流动人口在城市里的就业和谋生，除非是非常严重的精神疾病(若存在这种情况则流动也不会发生)。因此，“健康移民”现象可能适用于身体健康，但不会适用于精神健康。对国内流动人口的若干研究已经发现，与本地居民相比，乡城移民(从农村流动到城镇的移民)的精神健康并不显著更好[18]，城城移民(从城镇流动到城镇的移民)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，这些研究结论都来自个案城市(杭州、北京、上海)，无法推论至全国，本研究试图弥补这一缺憾，用全国代表性数据验证“健康移民”现象对精神健康的适用性。根据已有的理论和发现，笔者提出如下假设：

假设1 流动人口的精神健康并不比本地居民更好，甚至有可能更差。

(二)世代差异对流动人口精神健康的显著性

2010年，国务院在一号文件中首次使用“新生代农民工”概念，而富士康“连跳”事件也引起公众和学界对“80后”流动人口精神健康问题的关注[20]。从不同的视角来看，新生代流动人口比他们的父辈或老一代流动人口更可能出现精神健康问题，即存在代际或世代差异。

迁移伴随着生理、社会和文化的转变，虽然这种转变对两代流动人口都客观存在，但新生代农民工由于其特殊性会产生更多的不适应。与老一代农民工不同，新生代农民工与城市同龄人有着趋同的成长经历，对自身的健康和心理需求更为关注[21]。与父辈相比，新生代农民工在文化知识和工作技能上都有大幅提升，但文化适应水平并没有随之提升，存在一定落差[22]。另外一些研究还特别强调新生代农民工身处的更加苛刻的劳动或工厂体制对其精神健康的负面影响，包括“宿舍劳动体制”[23]、工厂管理与体验[24]、工厂内的企业制度因素[25]、工作场所的等级隔离、纪律规训和劳动监督[26]等，这些都可能使新生代农民工比其父辈承受更多的心理矛盾与精神压力。

尽管以上论述都预期流动人口的精神健康存在世代差异，但却很少得到实证研究的支持，大部分研究在设定和估计模型时，都只将年龄作为控制变量，结果显示它对精神健康的影响并不显著。梁宏专门提出并检验了此命题，虽然在模型中也没有得到具有统计显著性的年龄组效应，但根据它与若干变量的交互效应仍然认为存在世代差异[25]。本研究认为，已有实证研究之所以没有发现直接的证据，可能是由于方法上的问题，在模型中只放入年龄变量，其实同时包含了年龄效应(age effect)和世代效应(cohort effect)。年龄效应属于个人特征且与生命周期相关，对流动人口来说，随着年龄的增加、身体健康的变差或负面事件的积累，一般来说精神健康可能变差。世代效应属于群体特征且与生命历程相关，如上文所述，新生代流动人口可能比其父辈的精神健康更差。由于这两个效应可能相反，相互抵消就会导致年龄变量的影响不显著。本研究试图在方法上解决这一问题，通过分解年龄效应和世代效应，真正检验流动人口精神健康的世代差异命题。根据已有的理论探讨，提出如下假设：

假设2 新生代流动人口的精神健康比老一代更差。

(三)劳动权益对流动人口精神健康地区差异的中介性

学界对流动人口的研究一直高度重视他们的劳动权益问题。劳动权，是指法律赋予劳动者的与劳动相关联的一系列权利，即由法律保障的劳动者能够获得劳动机会并通过劳动获得的权利[27]，包括就业权、劳动报酬权、休息权、劳动卫生权和社会保障等[28]。从工资收入、劳动合同和工作环境等方面来看，城市外来务工人员的权益一般会受到损害[29]，这与城乡二元户籍制度、相关法律规范和部分单位用人机制等原因有关[30]。

部分学者进而研究流动人口的劳动权益与精神健康的关系。郑广怀在分析影响员工精神健康的社会因素时高度重视劳动权益，包括宏观的劳动权益(国家对劳动权益的保护)和微观的劳动权益(工作场所对工资、工时和劳动保护等基本权益的实现情况)[31]。从劳动时间看，长期超时劳动严重降低了农民工的生活质量，减少了他们对健康医疗服务的利用，进而产生生理和心理疾病[32]。从工作环境看，福利保障和发展态势良好的企业可以提升青年劳工的精神健康[26]。

在流动人口劳动权益的研究中，对长三角和珠三角地区的比较研究值得特别关注[33]。刘林平等在这两个地区进行的调查发现，超时加班、工作环境有危害和强迫劳动等劳动权益的损害会恶化外来工的精神健康[34]。在这一研究中，他们还发现长三角流动人口的精神健康状况好于珠三角。而在另一项研究中，他们发现长三角流动人口在劳动权益的许多相关指标上也要好于珠三角[35]，这与万向东等[36]的早期比较研究结论一致。他们推测，劳动权益状况的差异是导致两地外来工精神健康差异的主要原因，但遗憾的是研究者并没有直接检验这一命题。那么，劳动权益在流动人口精神健康的地区差异中是否起到解释作用？本研究试图通过中介分析进行正式回答，同时也会考虑影响劳动权益的其他变量，例如两个地区的流动人口可能在人力资本、职业类型、工资水平等方面本来就存在一些重要的差别。根据已有的理论观点，提出如下假设：

假设3 劳动权益影响流动人口的精神健康，并且能够解释上海与广东两地之间的差异。

二、数据、变量、方法与模型

(一)数据

已有研究大多数使用的是个案城市或地区的便利样本或非概率抽样，本研究则用一个全国代表性数据同时对三个研究命题进行检验。本研究使用的数据是由北京大学中国社会科学调查中心组织实施的“中国家庭追踪调查”(China Family Panel Studies，CFPS)。该项目于2010年完成基线调查，覆盖25个省、自治区、直辖市，代表了中国95%的人口。该调查在抽样设计上有一个特点，就是上海、广东等五个子样本也对当地总人口具有代表性，可以进行省级推断和地区比较(4)详见《中国家庭追踪调查用户手册(第3版)》，http://www.isss.pku.edu.cn/cfps/wdzx/yhsc/index.htm.。

CFPS的基线数据则更适合于本研究。首先，为了考察“健康移民”现象是否适用于精神健康，我们需要有一个包括本地居民和流动人口的全国代表性数据，以便对两个群体进行比较。其次，为了检验流动人口的精神健康是否存在世代差异，我们也需要有一个随机样本。最后，为了比较长三角和珠三角地区流动人口的精神健康差异以及进一步探讨劳动权益是否解释了这种地区差异，我们需要一个对两地流动人口也具有代表性的随机样本。正是由于CFPS数据对全国的代表性和对上海、广东两地的代表性，可以用来同时检验这三个命题。相应地，分析所用的样本量也依次减少：先使用16～60岁从事非农工作的全部样本以比较流动人口与本地居民差异，再将样本限定为流动人口以比较世代差异，最后将样本限定为上海和广东两地的流动人口以比较地区差异。三次数据分析的有效样本量，在排除所用变量上的缺失值后，分别为7438人、3813人和926人。

本研究根据受访者的居住地和户籍地信息以及户籍类型来识别流动人口。由于已将分析样本限定为从事非农工作的人口，因此农村户籍者或通常所讲的“农民工”是流动人口(称为乡城移民)。此外，居住地和户籍地不一致的城镇户籍者也是流动人口(称为城城移民)，但由于CFPS数据对居住地和户籍地信息只公开到省一级，这部分流动人口仅限于跨省流动的人口，而不包括那些在省内城市之间流动的人口。正是由于这个原因，本研究的3813人分析样本中，乡城移民占到97%，城城移民仅占到3%(5)排除城城移民不会影响本文的基本数据分析结果和结论。。

(二)变量与描述统计

本研究的主要因变量是精神健康，在CFPS2010年问卷中用凯斯勒心理疾患量表来测量。该量表询问受访者最近一个月内在6个方面的精神状态，包括“感到情绪沮丧、郁闷、做什么事情都不能振奋”“感到精神紧张”“感到坐卧不安、难以保持平静”“感到未来没有希望”“感到做任何事情都很困难”“感到生活没有意义”。选项包括“从不”“有一些时候”“一半时间”“经常”“几乎每天”，依次赋值为0-4。探索性因子分析显示，该量表只有一个公因子的特征根大于1，alpha系数超过0.8。因此，我们可以将受访者在这个量表上的得分加总来测量精神健康，区间为0-24，数值越大表示精神健康越差。

另一个因变量是身体健康，用常见的自评方式来测量，在CFPS问卷中的题目是“您认为自己的健康状况如何？”选项为“健康”“一般”“比较不健康”“不健康”“非常不健康”，依次赋值为0-4，数值越大表示身体健康越差。

关键自变量因三个命题而不同。在检验“健康移民”命题时，移民变量如上文所说分为本地居民、乡城移民和城城移民。在检验世代差异命题时，世代是按出生年份分组为50后、60后、70后和80后，同时也考察了年龄效应。在检验劳动权益命题时，我们用工作满意度的6个指标来反映，即对工作收入、工作安全、工作环境、工作时间、工作晋升、工作整体的满意度，均为从“非常不满意”到“非常满意”的5级李克特测量，在此基础上又计算了这些指标的均值作为总体测量。工作满意度作为一种主观测量固然有其局限性，但恰恰也能从个人评判的角度反映劳动权益的保障程度，具有一定的合理性。我们用这些工作满意度变量来观察或解释地区差异，后者用虚拟变量来表示(上海=0，广东=1)。

其他自变量或控制变量包括性别、婚姻状况、受教育年限、职业、月收入(取对数)和省份。婚姻状况分为未婚、已婚、离婚或丧偶三类。职业用“国际社会经济地位指数”(international socioeconomic index，ISEI)来测量，它是社会分层研究中经常用到的一个职业地位测量[37]。性别和婚姻状况作为人口学变量以及教育、职业、收入作为社会分层变量，一般被认为会影响健康，而省份虚拟变量则控制了地区之间可能存在的差异。主要变量的描述统计见表1，按全部样本、流动人口样本及上海和广东流动人口样本分别列出。

(三)方法与模型

因变量精神健康的分布严重左偏，更确切地说，在0、1、2、3四个取值处有大量堆积，在7438人样本中依次占到37.34%、14.49%、11.12%、10.07%(合计73.02%)，在3813人样本中依次占到37.27%、13.98%、11.01%、9.81%(合计72.07%)。相反，超过6分以上的不到10%，超过10分以上的不到3%。这说明在精神健康上，全国人口和流动人口绝大多数都很正常，存在困扰甚至是问题的比例相当低。正是由于精神健康的这个分布特点，本研究将主要使用泊松回归来进行分析。

表1 三个分析样本主要变量的描述统计

泊松分布可用下面的公式来表示，其中y表示某一事件发生的次数，即y=0, 1, 2, …，λ是决定该分布的唯一参数，它既是该分布的均值又是其方差：

如果某一事件的观测频数i服从一个均值为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就是我们关心的自变量对因变量的影响效应。

本研究也用最小二乘(ordinary least square, OLS)回归进行过分析，得到的数据结果基本相似。因此，根据需要在适当之处也用基于OLS回归的进阶模型作进一步分析。在检验“健康移民”命题时，由于精神健康与身体健康具有内在相关性，对精神健康进行单独估计可能不够精确，进而使用似不相关回归(seeming unrelated regression，SUR)对两个因变量进行联立建模。在检验劳动权益命题时，通过引入工作满意度变量来观察地区虚拟变量的系数变化只是一种简化的方法，并且不太适用于logit模型，因而根据Sobel(1982)[38]和Baron and Kenny(1986)[39]提出的z检验法来正式检验“地区→劳动权益(工作满意度)→精神健康”这一中介作用路径是否成立。根据z检验法，需要拟合三个回归方程，其中M表示中介变量，X表示自变量，Y表示因变量：

M=β1+aX+ε1

Y=β2+cX+ε2

Y=β3+c′X+bM+ε3

如果上述等式中的a显著、c显著、b显著，且c′与c相比数值显著变小甚至变得不显著，就表明存在中介作用。而c′与c的数值大小的比较是通过下面的z检验来判定的：

三、分析结果

(一)“健康移民”对精神健康的适用性

用全部样本检验“健康移民”命题的结果见表2。泊松回归结果显示，与本地居民相比，乡城移民的精神健康状况更好(系数为-0.055统计显著)，而城城移民的精神健康状况却更差(系数为0.258统计显著)。似不相关回归在精神健康上的结果与此相似，虽然乡城移民的回归系数-0.127不再具有统计显著性，但城城移民的回归系数0.659依然统计显著。此外，两类流动人口的身体健康状况比本地居民更好(系数为-0.066统计显著，系数为-0.045统计不显著)。这些结果说明，“健康移民”现象总体上确实更适用于身体健康而非精神健康，尤其是对城城移民而言，他们的精神健康不仅没有更好，反而显著更差。因此，假设1基本得到支持。

表2中控制变量的结果大多符合一般预期。从社会分层变量来看，教育程度和收入水平更高的受访者精神健康状况显著更好，职业(ISEI)的影响类似但不显著，这些都表明社会经济地位有利于精神健康。从人口学变量来看，男性比女性的精神健康状况更好，婚姻对精神健康有利而离婚或丧偶对精神健康不利。值得注意的是，这些控制变量对精神健康和对身体健康的影响模式基本相同，只有年龄明显例外。年龄越大身体健康状况越差——这符合常识，但年龄越大精神健康状况却越好。对流动人口来说也是如此吗？下面笔者将对他们的年龄和世代效应进行分析。

(二)精神健康的世代差异

用流动人口样本检验世代差异命题的结果见表3。在控制相关变量的基础上，依次估计了三个泊松回归模型。模型1仅放入年龄变量，像表2一样发现年龄越大精神健康状况越好(系数为-0.002，在p<0.1的水平上具有边缘显著性)。模型2仅放入世代变量，发现与50后相比，60后和70后的精神健康似乎较好(系数不显著)，但80后的精神健康显得较差(系数为0.075边缘显著)。这说明，世代效应不稳定且与年龄效应有所出入。模型3同时放入年龄和世代变量，发现年龄效应反转——变为年龄越大精神健康状况越差(系数为0.007边缘显著)，而世代效应也变得更为稳健，三个较晚世代都比50后的精神健康显得较差，其中80后与50后的差异通过了显著性检验。因此，假设2基本得到支持。

表2 “健康移民”命题检验结果

表3 代际差异命题检验结果(泊松回归)

以往研究都提出世代差异命题，但由于没有分离年龄和世代效应，得到的结果大多都不显著，本研究同时纳入年龄这一连续变量和世代这一分组变量，得到了具有统计显著性的结果。如理论预期的那样，世代效应和年龄效应是彼此共存但方向相反，新生代流动人口的精神健康更差，而年龄越大精神健康也有更差的迹象。值得注意的是，年龄与精神或心理健康的关系比较复杂，虽然在西方社会大致的模式是问题发生率从青年到中年逐渐降低而到老年又会上升，但具体的模式又会受到就业情况、经济能力等社会因素的影响[40]。因此，本研究在中国16～60岁流动人口中发现的这种年龄效应可能与其他群体或总人口中的年龄效应有所不同。至于其他(教育、收入、职业、性别、婚姻等)控制变量对精神健康的影响，表3的结果与表2基本一致。

(三)劳动权益与精神健康及其地区差异的关系

用上海和广东两地流动人口样本检验劳动权益命题的结果见表4和表5。表4使用嵌套模型，通过加入不同的变量来观察地区差异回归系数的变化。模型1在没有控制任何变量的情况下考察地区差异，发现广东流动人口的精神健康状况确实比上海更差(系数为0.212统计显著)，这与之前的长三角和珠三角地区比较研究的结论一致。模型2加入人口学和社会学等控制变量，地区差异的回归系数下降至0.191，表明两地流动人口精神健康状况的差异与他们在人口社会背景上的差异有关。在此基础上，模型3至模型8分别加入工作收入、工作安全、工作环境、工作时间、工作晋升、工作整体等6个方面的工作满意度指标，发现除了模型6之外，其他模型的地区差异回归系数均有所下降；模型9加入这6个指标的均值，也发现地区差异回归系数下降为0.152，降幅达到20%。这初步表明，两地流动人口精神健康状况的差异有相当一部分来自于工作满意度的差异，而后者反映的正是劳动权益保障的差异。至于劳动权益对流动人口精神健康的影响，如理论预期和模型中工作满意度回归系数所显示的那样，是一种积极的、正面的影响，劳动权益保障越满意则精神健康状况越好。因此，假设3得到基本支持。

表4 劳动权益命题检验结果(泊松回归)

为了正式检验“地区→劳动权益(工作满意度)→精神健康”这一中介作用，表5借助SEM对地区影响精神健康的直接效应及其通过相应中介变量影响精神健康的间接效应进行z检验。在6个指标中，工作收入、工作安全、工作环境、工作整体的满意度都通过了中介作用检验(系数分别为0.064、0.079、0.085、0.078统计显著)，地区通过它们影响精神健康的间接效应占到其总效应的14%至18%，但工作时间、工作晋升的满意度并未通过中介作用检验(系数分别为-0.007和0.024不显著)。显然，工作安全和工作环境是流动人口劳动权益保障的重要方面，工资是否拖欠、最低工资水平是否达到、加班费是否按规定发放等与工作收入有关的情况也是流动人口相当关心的权益。这进一步说明，上海和广东两地流动人口的精神健康状况差异确实部分来自于劳动权益的保障程度差异。如果用工作满意度6个指标的均值作为总体测量，则劳动权益的间接效应占到地区差异总效应的21%。总之，劳动权益在流动人口精神健康地区差异中起到的解释性作用基本得到中介分析的验证。

表5 劳动权益命题检验结果(中介分析)

四、结论与讨论

对流动人口精神健康的已有研究浮现出“健康移民”、世代差异、劳动权益三个具有内在联系的重要命题，但在数据、证据和结论上都还存在关键性的不足，对此，本研究使用来自同一个调查的全国样本和上海、广东地区代表性样本进行再检验。从凯斯勒心理疾患量表所反映的精神健康状况的总体分布来看，全国人口和流动人口的绝大多数都很正常，存在精神困扰或问题的比例相当低。与此同时，在流动人口与本地居民之间以及流动人口的世代与地区之间，存在需要正视的群体差异。

关于“健康移民”命题，已有研究尚不清楚它是否适用于精神健康。本研究认为，虽然移民的自我选择使城市中的流动人口在身体健康上好于本地居民，但这种机制可能并不适用于精神健康。实证结果确实发现，“健康移民”现象总体上更适用于身体健康而非精神健康，尤其是对城城移民而言，他们的精神健康不仅没有更好，反而显著更差。流动人口尤其是城城移民的精神健康较差，可能是由于作为当地城市的陌生人，他们既面临更大的工作和生活压力，同时又缺乏足够的社会支持。

关于世代差异命题，已有研究虽然在理论上认为新生代流动人口比老一代流动人口面临较严重的精神健康问题，但没有在方法上真正区分年龄和世代两种效应。本研究结果表明，如理论预期的那样，世代效应和年龄效应是方向相反的，新生代流动人口的精神健康确实更差，同时年龄越大精神健康也有更差的趋势。新生代与其父辈同样面临支持断裂和社会排斥等问题，甚至比其父辈承受更为苛刻的工厂劳动体制，但在心理需求和价值观上又与城市同龄人类似，从而使他们具有更大的精神健康负担。

关于劳动权益命题，已有研究在高度重视之余尚未正式检验它是否能够解释长三角和珠三角地区流动人口精神健康的差异，本研究比较上海和广东地区的代表性样本发现，广东流动人口的精神健康状况比上海更差，而这个差异有相当一部分是出于上海的劳动权益保障程度更好的原因。以工作满意度作为劳动权益的主观或近似测量，工作收入、工作安全、工作环境、工作整体的满意度都通过了中介作用检验。如果用工作满意度6个指标的均值作为测量，则劳动权益的间接效应占到地区差异总效应的21%。

对上述三个命题的检验也为提高流动人口的精神健康提出了政策与工作方向。首先，关注流动人口的健康，应该包括身体健康和精神健康两个方面，在将他们纳入统一的基本卫生保健医疗服务体系的同时，也要有一些服务机构或社会组织来关心这个人群中可能存在的精神健康不佳者。党的十九大、十九届四中和五中全会均提出要加强和健全“社会心理服务体系”，城市常住人口中的外来人口比本地人口面临着更多的心理压力和问题，他们也应该成为城市社会心理服务体系的重要工作对象。其次，流动人口的精神健康也存在内部差异和分化，根据本研究和相关研究发现，要关心城城移民并高度重视新生代流动人口的精神健康问题，对他们的精神压力来源和社会支持欠缺进行一些有针对性的分析和服务，以提高相关工作的精准性。最后，人口流动和迁移的主要目的是为了寻找工作和收入机会，既然工作场所和工作过程中的劳动权益不仅直接影响了流动人口的精神健康，甚至部分解释了流动人口精神健康的地区差异，就要继续加强和保障流动人口劳动者的各项合法权益，包括工作安全、工作环境、工资收入，等，切实改进权益保护薄弱地区的工作，真正提高劳动者的工作满意度和获得感，最终促进他们的身心健康。