2013, Vol. 33
LI Shuzhuo, Institute of Population and Development, Xi'an Jiaotong University;
Marcus W.Feldman, Morrison Institute for Population and Resource Studies, Stanford University.
许多有关心理福利和心理失范的研究发现，1西方社会女性的心理失范要比男性严重(Gove，1972；Ryan，1981；Lee，1998；De Vaus，2002；Simon，2002)。社会学家大多从角色分工的视角解释心理状况的性别差异，研究普遍认为，女性的心理状态不如男性主要是由于女性被封闭在低价值回报的家庭角色中，即使是扮演了部分家庭外的社会角色，也容易与其家庭角色发生冲突(Gove, 1972, 1978；Thoits，1986)，个体社会化的性别差异可能导致女性出现更多的健康问题(Turner and Avison, 1989；McDonough and Walters, 2001)。以上基于西方工业化社会背景的研究的基础是性别角色和社会角色在两性间分配的差异，虽然国内研究也有类似结论(赵延东，2008；王甫勤，2012)，但并不是专门探讨心理失范的性别差异，结论也仅是针对所有群体。
中国社会正处于转型阶段，受人口流动和户籍制度的双重影响，庞大的农民工群体使传统的城乡二元社会结构逐渐演变为三元社会结构(徐明华等，2003)。农民工往返于城乡，传统与现代的不断转换使其社会角色和性别角色变得更为复杂。一方面，城乡流动为农民工带来更多选择社会角色的机会；另一方面，农民工群体依然带有传统性别角色的烙印，“养家糊口”依然是男性的主要责任，流动对男性的影响可能要大于女性。此外，自20世纪80年代以来，中国社会还面临着出生人口性别比持续偏高的问题。性别失衡会导致相当部分成年男性因找不到初婚对象而被迫失婚(李树茁等，2006)，而面临失婚的男性相当一部分积聚在农村地区(李树茁等，2006；韦艳等，2008；李艳等，2009)，这些人也可能会以农民工身份流入城市。因此，要理解当前农民工的心理失范，需要深入考察人口流动和性别失衡对农民工群体社会角色的分配和扮演的影响。
综上所述，有几个问题需要回答：第一，农民工群体的心理失范是否存在性别差异，女性的心理失范是否比男性严重；第二，婚姻状态对农民工的心理失范是否有直接影响，这种影响是否存在性别差异；第三，与“养家糊口”相关的社会角色对心理失范的影响存在哪些性别差异。
二、文献评述 (一) 心理失范不平等的影响因素默顿(Merton，1938)从社会结构的层面提出了失范理论，他认为文化目标与制度化手段之间的不协调会导致越轨或失范。默顿进一步指出，由于社会机会在不同阶层中分布不平等，底层社会成员因为缺少合法的社会机会更可能会出现失范现象。索罗尔等学者在默顿的失范理论基础上，从微观层面建构了一套失范量表，可以直接测量个体面对社会结构失范时产生的一种社会心理状态(Srole，1956；Travis，1993)。其内在逻辑是，由于机会在社会结构中分配不平等，相对于社会经济地位较高的人，底层社会成员往往缺乏足够的机会成功。发展受阻使他们产生挫折感，进而导致心理失范。一些研究从社会结构的角度检验默顿的失范理论，发现个体的社会经济地位越低，心理失范越严重(Simpson，1970；Rushing，1971；Wilson，1971)。
以上研究主要关注社会经济地位与心理失范的关系，除了经济成功，婚姻成功也是个人追求的重要目标之一，婚姻目标受挫同样会导致心理失范(Gary Lee，1974)。有关婚姻与健康关系的研究发现，已婚者比未婚者拥有更好的生活质量，心理也更健康(Glenn and Weaver, 1988；Coombs，1991；Suni Lee，1998；Schoenborn，2004)，这支持了盖·李(Gary Lee)的观点。在解释这种关系时有两种竞争性假设：选择假设与因果假设。选择假设认为，婚姻和健康没有直接关系，婚姻与心理健康的关系是社会选择的结果；情感成熟和身体健康的人容易结婚并获得快乐，心理状态也更好(Gove, et al., 1983)；情感不稳定和身体残疾的人更可能失婚(Martin，1976)，即使结婚也更容易出现婚姻紧张和破裂(Mastekaasa，1992)。尽管部分研究支持了该假设，但婚姻对健康影响的因果假设并没有被排斥(Mastekaasa，1992)，大多数研究都发现婚姻可以改善心理健康(Coombs，1991)。婚姻一方面将双方融入对方的社会关系中，扩大了物质和情感的社会支持网；另一方面也增强了个人的自我效能感，提高了应对压力的能力。这使得个体免受客观世界中的无秩序和隔离的影响(Ryan，1981)，社会因果关系和选择过程因而可能同时发挥作用(Cotton，1999)。
上述研究主要针对的是西方社会中的所有群体，而另一些研究则关注农民工等移民群体，发现流动经历也会影响个体的心理状况，其中流动时间反映其流动历史及城市适应能力。研究发现，城市适应过程存在时间效应，个体迁移后的一到两年内最容易出现心理和行为混乱。随着流动时间的延长，其适应能力会逐渐增强，心理和行为混乱的状况也会有所好转(Hurh and Kim, 1990；张海波、童星，2006)。就业的稳定性代表农民工能否在城市立足，实现事业和经济成功，研究发现，失业和半失业不仅会使个人出现财政危机(Warr，1987；McKee-Ryan, et al., 2005)，还会导致社会关系隔离(Jahoda，1982)，使个体出现支持资源短缺，遭受来自危机事件的负面影响(Winkelmann，2009)。相对剥夺感也会影响心理状态，当个体获得的实际价值与其所在群体中形成的价值期待存在较大差距时，在比较过程中就容易出现相对剥夺感，进而使个体出现焦虑和抑郁等心理问题(Wagsaff and Doorslae, 2000；Sturm and Gresenz, 2002；Lorant, et al., 2003；Eibner, et al., 2004)。此外，研究还发现了社会支持和年龄等对个体心理状况的影响，社会支持可以改善个体的心理状况(Lin, et al., 1979；赵延东，2008)，它可以通过提高个体能够感知的应对能力影响其对压力事件的主观评价，在压力事件和健康之间起缓冲作用，减少负面影响(Cohen and McKay, 1984)，其中正式组织参与和社区活动参与是重要的社会资源(Lin, et al., 1979；赵延东，2008)。年龄与心理健康也存在正向关系，年龄大的人比年轻人可以更好地控制情感(Lawton，1996)。
可见，西方学界对心理失范的研究已较为深入，并有众多重要发现，而且有关农民工等移民群体心理状况的研究发现提醒我们需要关注农民工群体的心理失范。中国当前性别失衡背景下的人口流动形塑着社会成员的社会角色，改变着传统的性别分工，而已有相关研究较少关注农民工的心理失范及其性别差异问题。
(二) 角色视角下的性别分割机制角色是社会对身份人的行为期待，既定的角色负载着既定的责任和义务。角色总是依托于特定的地位，因而角色又蕴含着资源和权力。社会分工导致男性与女性扮演不同的社会角色，不同性别承担的责任和义务不同，拥有不同的资源和权力。角色的性别分割被广泛用于解释心理福利的性别差异问题(Suni Lee，1998；De Vaus，2002；Simon，2002)，其中暴露差异假设和脆弱性差异假设是两大主要解释理论。
1. 暴露差异假设该理论主要从社会角色的性别分工角度，解释资源与权力的不平等分配如何让女性更容易遭遇心理紧张。该理论认为，女性有更大的心理问题是因为其社会角色所负载的资源不足且容易出现紧张(Arber and Cooper, 1999；Denton, et al., 2004)。角色放大理论认为，多元的社会角色提供了不同的社会资源与支持，可以使个体更好应对各种角色需求，减少角色紧张的风险(Thoits，1986；Waldron and Jacobs, 1989)，但角色紧张理论认为，多元的社会角色也会导致角色负荷过重，使个体遭遇角色紧张和角色冲突的风险增加(Pearlin，1975；Radloff，1975)。在传统的性别角色期待下，多数女性被束缚在家庭主妇的角色中，主要工作是照顾家庭，男性则可以从家庭和工作中获得满足感(Gove and Tudor, 1973；Denton and Walters, 1999)。社会角色在性别间的不平等分配使女性所拥有的社会资源与权力少于男性，并更可能遭遇各种社会紧张，进而影响到自己的心理状况。但有研究发现，虽然女性社会参与机会增多会使其社会角色增多，却没有降低女性与男性间心理健康的不平等程度。那些已婚、在职和家庭有小孩的女性的心理抑郁程度不仅高于没有小孩的女性(Kessler and McRae, 1982)，也显著高于男性(Thoits，1986)。虽然就业可能会增加女性的资源与权力，改变家庭中的权力对比，但社会对女性的期待依然是要更多扮演家庭角色。因而，许多在职女性除了工作外，还要承担大量家庭工作，这可能导致女性面临更多的角色冲突与角色紧张，抵消了就业带来的资源与权力的效应。这些研究大多用婚姻、职业等变量测量家庭和社会角色。根据暴露差异假设的逻辑，当两性间社会角色趋同时，其心理失范也会趋同，但也有一些研究发现这个假设只能部分解释心理状况的性别差异(McDonough and Walters, 2001；Walters, et al., 2002)。
2. 脆弱性差异假设该理论认为，社会化的性别差异使得两性应对外在环境的能力和方式存在不同，从而导致两性心理福利的差异。例如，与男性相比，高收入、全职工作、照看小孩和社会支持对预测女性的健康更为重要(Denton and Walters, 1999；Prus and Gee, 2003)，体重和不运动对女性心理健康的影响更大(Denton and Walters, 1999)。此外，由于性别角色社会化差异，两性对冲突和紧张的体验也不同，女性比男性更倾向于对生活困境表现出自责感(Ickes and Layden, 1978)、无助感和绝望感(Brown and Harris, 1978；Radloff, 1975, 1980；Klerman and Weissman, 1980；Makowsky，1980)。还有研究显示，对待持续的关系紧张和经济问题的反应也存在性别差异，女性面对人际困难时会出现更多心理问题(Radloff and Rae, 1981；Kessler and McLeod, 1984；Newmann，1984)，而男性在一些与“养家糊口”相关的角色功能方面会有更多心理问题，也更可能提及财政危机并做出反应(Kessler and McLeod, 1984)。
以上两种理论的逻辑表明，两性间的不平等不仅源于社会角色的不平等分配，也源自性别角色期待可能导致的角色紧张与冲突的不平等分配。传统的中国农村社会主要遵循“男主外，女主内”的角色分工。当女性进入劳动力市场后，传统的社会角色性别分工发生改变，但性别角色变化并不会与社会角色同步，这种不协调的变迁可能会使两性间的资源与权力对比发生变化，进而可能导致性别间心理失范的分布差异。因而，该理论逻辑对于中国农民工群体中心理失范的性别差异分布也有较强的适用性和解释力。
三、性别失衡、人口流动与农民工的心理失范在当下中国社会，性别结构失衡和社会转型带来的人口流动是影响两性心理失范的重要结构性因素，它可能会改变性别角色和社会角色在两性间的分配。流动前，农民主要是根据“男主外，女主内”的分工扮演社会角色；流动后，进城务工的女性农民工获得了一份新职业，传统的性别角色分工逐渐瓦解。相对于流动前，她们选择其他社会角色的机会增多，缩小了与男性社会角色的距离。根据暴露差异假设的内在逻辑，当农民工扮演的社会角色的性别差异缩小，角色紧张的性别差异就可能同样变小。而因为文化变迁的滞后性，社会对两性性别角色期待的差异并不会同步缩小，社会对男女在家庭中的角色期待依然分别是“养家糊口”和“照看家庭”。这种社会角色与性别角色分配的不一致，更可能导致男性出现角色期待的不协调。此外，性别失衡将导致2013年之后平均每年大约有120万的男性在婚姻市场上找不到初婚对象(李树茁等，2006)，这会使男性遭遇结构性婚姻挤压，提高女性在婚姻市场中的议价能力，这些都可能对两性的自我效能感产生影响。女性可能因为资源的增加提高自我效能感进而提高心理满意度，男性则会产生心理失范。因此提出：
假设1：在性别失衡背景下，男性农民工的心理失范比女性严重。
尽管已有研究表明，未婚对两性的心理状况都会产生负面影响，2但在普婚制文化背景下，性别失衡导致的过剩男性在婚姻市场中无法找到合适的婚配对象，这使未婚不仅意味着缺少来自家庭的支持，也预示一部分未婚男性可能被迫终生失婚，成为性别失衡的直接受害者(Skinne，2002)。其中，那些超过正常结婚年龄还处于未婚状态的农村男性，大多是因为适龄婚配女性的短缺而被迫单身，这部分人的婚姻状态可称为失婚。而女性群体并不会遭遇结构性失婚，因此未婚对心理失范的影响就可能存在性别差异。据此提出：
假设2：在性别失衡背景下，失婚是造成农民工心理失范性别差异的重要影响因素。
男性农民工从农村流动到城市，虽然改变了职业类型，但基于性别与“养家糊口”相关的角色期待并没有减弱，社会角色与性别角色期待的不协调性反而会使男性容易遭遇角色紧张(Kessler and McLeod, 1984)；而流动到城市的女性农民工已经跳脱家庭角色，3来自社会角色与性别角色期待间的不协调要少很多。因而，在农民工群体中，那些可能影响到“养家糊口”角色期望实现的相关角色和特征对不同性别的影响可能也是不同的。教育水平、职业类型和收入等与经济地位相关的因素对农民工达到“养家糊口”的角色期待具有重要影响。由于男性承担着“养家糊口”的首要责任，所以在遭遇困难时面临的压力会更大，因而男性对这种角色影响的反应可能会与女性不同。据此提出：
假设3：与社会经济地位相关的角色是农民工心理失范性别差异的重要影响因素。
城市适应也是一种生存性问题，在前面文献评述部分已提到，流动时间、就业状况和相对剥夺感等流动经历都会影响农民工的城市适应性。当农民工在城市中遇到流动时间短、就业不稳定和相对剥夺等问题时，有可能会陷入生存困境，甚至被迫退出城市，本文将这类流动经历称为流动困境。当男性在遭遇可能影响其在城市中生存与发展的流动困境时，会感受到更大的社会和心理压力，因而面对来自流动经历的影响时也可能与女性不同。据此提出：
假设4：流动经历是农民工心理失范性别差异的重要影响要因素。
两性社会化的差异也是理解心理失范性别差异的重要因素。社会化理论认为，个体的行为和态度都是社会化过程塑造的结果。在传统的性别角色社会化背景下，男性往往被看做是“养家糊口”的责任人，在社会化过程中“鼓励其更理性、专横、积累和竞争”(洪大用、肖晨阳，2007:115)，这种观念一旦内化，就可能使得男性形成工具性的行事风格并扩展到社会交往参与中，更可能倾向于参与社会化程度较高和社会资源含量较高的正式组织或活动。而女性往往被期待成为“贤妻良母”，在社会化过程中鼓励其要“更富有同情心，更具养育、保护和合作的性格”(洪大用、肖晨阳，2007:115)，这种“母性气质”使其在社会交往参与中更可能倾向参与表意型社会组织和活动，即参与社会化程度较低和关系较为亲密的非正式组织或活动。据此提出：
假设5：资源型社会参与和表意型社会参与是农民工心理失范性别差异的重要影响因素。
四、数据、变量与方法 (一) 数据本文的数据来自西安交通大学人口与发展研究所2009年在福建省X市Y区的调查。Y区外来人口高度聚集，有51.4万人，占全区总人口的72.41%，是福建省外来人口比例最高的区县之一，外来人口的性别比是122，4性别结构严重失衡，是理想的调查地点。
调查选择X市户籍在农村和年龄在16周岁及以上的农民工为被调查对象。由于被调查对象具有较强的流动性，为提高样本的代表性，调查采用较宽松的配额抽样方法。首先根据街道和居委会提供的农村流动人口出租屋登记名册(抽样框)进行普查，同时对未婚和已婚的流动人口按男女比例及婚姻状况从抽样框中进行等比抽样，然后分别在社区和农民工工作所在单位同时调查。这样既较好地覆盖了所有的职业，也很好地反映了农民工的性别结构、年龄结构和婚姻状态。调查最终获得1 507个样本，其中男性899人，女性608人。基于研究的需要，剔除了16个职业为家庭主妇的样本。
(二) 变量 1. 因变量：心理失范采用MOS失范短量表，该量表是在边际性概念的基础上融合失范与隔离这两个理论而建立的一套新量表，其信度和效度都较高，5也符合中国社会转型过程中人口流动背景下的社会情境。具体包括“最近我觉得很孤单”、“我经常觉得自己被别人看不起”、“我找不到真正关心我的人”、“我不愿意被社会的各种规则所约束”、“这段时间我很难分清是非”、“我觉得自己最近一切都很顺利”和“我希望自己是重要的人”。从“非常不同意”到“非常同意”的五个选项分别赋值为1-5，然后将题项得分加总，得分越高，代表心理失范越严重。
2. 自变量包括性别、婚姻状态和与“养家糊口”相关的社会角色及特征。以前的研究多把“婚姻状态”操作化为“已婚”和“未婚”，但在性别失衡背景下，未婚中存在一定比例的被迫失婚或成婚困难者，这些人往往是年龄已超过正常结婚年龄，但依然处于未婚状态，因此，本文将婚姻状况划分为三类(适龄未婚=1、大龄未婚=2和已婚=3)。6社会经济地位与“养家糊口”的社会角色直接关联，本文的社会经济地位包括职业、收入和教育三类变量。其中职业是根据赖特(2006)的经济资产、组织资产和技术资产的三维标准分为三类(体力劳动者=1、管理技术人员=2、有产者=3)。7根据2007年X市农民工月工资(1 591元)8和2011年最低工资(1 100元)，本文将月收入分为三类，将月收入在1 500元以下定义为低收入，赋值为1；1 501-3 000元定义为中等收入，赋值为2；3 001元以上定义为高收入，赋值为3。教育划分为三类(小学及以下=3、中学或中专=2、大专及以上=1)。农民工的流动经历对城市社会的适应和实现“养家糊口”的角色期待也有重要影响。本文定义了三类流动经历：流动时间、就业状况和相对剥夺感。借鉴已有文献(Hurh and Kim, 1990)，本文将流动时间分为“流动时间短”(不到2年)和“流动时间长”(超过2年)；根据法定工作时间，本文将周工作日少于4天代表“就业不稳”，5天及以上代表“就业稳定”；性别失衡背景下农民工的相对剥夺感涉及社会经济地位相对剥夺感和婚恋相对剥夺感，包括4个题项，分别是：与同龄打工者相比“觉得与异性约会或交往困难的程度”、“觉得对异性的吸引力大小”、“个人收入和经济状况好差”和“父母经济状况好差”，采用李克特量表，分别赋值为1-5，对题项进行加总，得分越高，相对剥夺感越低。社会参与定义了两类，分别是资源型正式组织参与和表意型社区活动参与，其中正式组织参与和社区活动参与都是虚拟变量(不参与=1)。本文中正式组织包括党组织、工会和规范的同乡组织，它们可能会给个人发展带来资源和机会，因此定义为资源型正式组织；而社区活动主要包括社区或单位组织的联谊活动，偏向于情感交流，因此定义为表意型社区活动。
3. 控制变量包括健康状况和年龄。健康状况是虚拟变量，操作化为“是否有慢性病”(有=1)。年龄是连续变量。
所有变量的类别、测度和统计数据参见表 1。
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表 1 变量的定义、测度和描述性统计（N=l 181) |
为验证在性别失衡和人口流动背景下，农民工的心理失范以及婚姻状态和与“养家糊口”相关的社会角色对其心理失范的影响是否存在性别差异，本研究分三步进行：第一步从性别、婚姻状况和与“养家糊口”相关的社会角色及特征三个方面描述农民工的心理失范；第二步主要分析这三个变量对农民工心理失范的影响；第三步分析婚姻状态和与“养家糊口”相关的社会角色及特征对心理失范的影响是否存在性别差异。本文建立10个OLS回归模型，模型1到模型4是分析农民工心理失范的影响因素，模型1作为基准模型，仅放入控制变量，估计控制变量的影响；模型2在模型1基础上纳入性别，观察性别的影响；模型3是估计婚姻状态的影响；模型4纳入与“养家糊口”相关的社会角色及特征，观测各影响因素的净效应；模型5到模型10是分析心理失范影响因素的性别差异，其中模型5到模型7是估计男性农民工心理失范的影响因素，模型8到模型10是估计女性农民工心理失范的影响因素。
五、数据分析结果 (一) 农民工婚姻状态、与“养家糊口”相关的社会角色及特征的心理失范的性别差异表 2是各类特征的农民工心理失范的分布情况。从农民工的社会角色及特征对心理失范影响的性别差异的角度看，男性心理失范程度要普遍高于女性，特别是与农民工“养家糊口”相关的社会角色及特征——职业、收入、教育和就业状态等对心理失范的影响，男性要明显高于女性。从婚姻状态看，农民工群体中的未婚者，特别是大龄未婚者的心理失范要显著高于已婚者。就社会经济地位而言，在男性农民工群体中，有产者和体力劳动者的心理失范水平要显著高于管理技术人员；高收入者的心理失范水平要显著高于中低收入者；教育程度在小学及以下者的心理失范水平要显著低于教育程度为中学以上者，而女性农民工群体中并不存在这种差异。从流动经历看，流动时间长的农民工比流动时间短的心理失范水平显著较高；仅在男性农民工群体中就业不稳定者的心理失范水平会显著高于就业稳定者。从社会参与方面看，农民工群体中没有参与正式组织者心理失范水平都显著高于参与者，但仅在女性农民工中没有参与社区活动者的心理失范水平会显著高于参与者。
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表 2 农民工婚姻状态、与“养家糊口”相关的社会角色及特征的心理失范均值 |
为了估计性别、婚姻状态和与“养家糊口”相关的社会角色及特征对农民工心理失范的影响，笔者使用嵌套模型建立了4个回归模型：模型1是基准模型，从模型2到模型4，逐步加入性别、婚姻状态和与“养家糊口”相关的社会角色及特征变量，以观察自变量对模型解释力的贡献和净效应。
表 3报告了农民工心理失范的影响因素。模型1显示，年龄和健康会显著影响农民工的心理失范，其中年龄与心理失范负相关，慢性病与心理失范正相关；模型2在纳入了性别变量后，发现农民工的心理失范存在显著的性别差异，男性的心理失范水平要高出女性1.38个单位，模型的解释力提高了1.6%；模型3在模型2的基础上加入婚姻状态变量，发现婚姻状态对农民工的心理失范具有显著影响，和已婚者相比，适龄未婚者心理失范水平会增加2.44个单位，大龄未婚者则会增加3.45个单位。婚姻状态变量对模型的解释力贡献了4.1%，但年龄对心理失范影响不再显著；模型4在模型3的基础上又增加了与“养家糊口”相关的社会角色及特征变量，包括社会经济地位(收入、职业和教育)、社会参与(正式组织参与和社区活动参与)和流动经历(流动时间、就业状况和相对剥夺感)，结果显示，这些变量提高了模型近4%的解释力。具体来看，收入和职业对农民工的心理失范的影响不显著，但教育影响显著，相对于小学及以下的教育水平，受教育达到中学水平和大学水平的农民工的心理失范水平要分别增加1.30个和1.84个单位；社会参与的不足也会显著提高农民工的心理失范水平，没有参与正式组织和没有参与社区活动心理失范水平会分别增加1.02个和0.67个单位；流动时间短和不稳定就业心理失范水平会分别增加0.95个和2.25个单位；低相对剥夺感会显著降低心理失范水平。
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表 3 农民工心理失范的影响因素(N=1 181) |
表 3的结果显示，个体的健康、性别和婚姻状态会显著影响农民工的心理失范水平；男性农民工的心理失范要显著高于女性；大龄未婚者的心理失范要显著高于已婚者；而与“养家糊口”相关的社会角色及特征，如较高的教育程度、社会参与不足和流动困境都会增加农民工的心理失范水平，这些结果初步支持了假设1。
(三) 农民工心理失范影响因素的性别差异为了估计农民工心理失范影响因素的性别差异，观察自变量对模型解释力的贡献和净效应，笔者使用嵌套模型就不同性别的农民工样本分别建立了6个回归模型：模型5和模型8是基准模型，模型6和模型9是在基准模型基础上分别加入婚姻状态变量，模型7和模型10再加入与“养家糊口”相关的社会角色及特征变量。
表 4报告了农民工心理失范的影响因素的性别差异。模型5和模型8只估计控制变量的效应，结果显示，年龄和慢性病对不同性别农民工的心理失范都具有显著影响。在加入婚姻状态变量后，模型6的解释力提高了5.2%，年龄的显著性消失了，但慢性病的影响依然显著。模型8中加入婚姻状态变量后，年龄和慢性病的显著性消失了，模型解释力提高了2.7%，这说明年龄和慢性病因素对女性的心理失范没有显著的影响。以上表明，健康因素对农民工心理失范的影响存在性别差异，婚姻状态对男性农民工心理失范影响的重要性要大于女性。模型7和模型10在分别加入了与“养家糊口”相关的社会角色及特征变量后，婚姻状态对不同性别农民工的心理失范依然具有显著影响。在女性农民工群体中，相对于已婚者，适龄未婚者和大龄未婚者的心理失范分别会增加2.09个和2.99个单位。男性农民工群体中，相对于已婚者，适龄未婚者和大龄未婚者的心理失范分别会增加1.94个和3.38个单位。这说明婚姻状态对不同性别农民工心理失范的影响机制是一致的，假设2并没有得到支持。
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表 4 分性别农民工心理失范的影响因素 |
在社会经济地位方面，收入对不同性别农民工心理失范的影响都不显著，但低收入对女性的影响是负向的，对男性的影响是正向的。这说明，虽然收入对不同性别农民工心理失范的影响机制不存在显著差异，但对男性心理失范的影响还是要大于女性。职业在0.1的显著水平上对男性农民工心理失范具有显著影响，其中体力劳动者身份的心理失范会增加1.03个单位，但对女性农民工的心理失范影响不显著，且系数是负的。这说明职业对不同性别农民工心理失范的影响存在性别差异。教育对男性农民工的心理失范具有显著影响，其中相对于教育水平在小学及以下的人，分别具有中学和大学教育水平的人的心理失范会分别增加1.61个和2.61个单位；教育对女性农民工的心理失范影响不显著，且大学教育水平的影响系数为负数，说明教育对农民工心理失范的影响存在性别差异，假设3得到部分支持。
从流动经历看，流动时间仅对男性农民工心理失范具有显著的影响，其中流动时间短的心理失范会增加1.17个单位。就业状况也仅对男性农民工的心理失范有显著影响，其中不稳定的就业的心理失范会增加4.16个单位。相对剥夺感对不同性别农民工心理失范都具有显著影响，其中相对剥夺感指数每增加1个单位，不同性别农民工的心理失范会分别降低0.69个和0.40个单位。以上分析表明，流动时间和就业状况对农民工心理失范的影响存在性别差异，但相对剥夺感对男性与女性农民工的影响是一致的，假设4基本得到支持。
从社会参与看，正式组织参与仅对男性农民工心理失范具有显著影响，其中没有参与正式组织的人的心理失范会增加1.05个单位。社区活动参与仅对女性农民工心理失范具有显著影响，其中没有参与社区活动人的心理失范水平会增加1.06个单位。这说明正式组织参与与社区活动参与对农民工心理失范的影响存在性别差异，假设5得到了支持。
通过表 4可知，尽管婚姻状态对男性农民工心理失范的影响要大于女性，但对不同性别农民工心理失范的影响并不存在显著的差异。与“养家糊口”相关的社会角色及特征对农民工心理失范的影响存在一定的性别差异，其中流动时间短、就业不稳定、较高的教育程度、体力劳动职业和正式组织参与的不足仅会显著增加男性农民工的心理失范。就社会参与而言，正式组织参与的不足仅会显著增加男性农民工的心理失范，而社区活动的参与不足仅会增加女性农民工的心理失范，这说明社会参与的类型对农民工的心理失范的影响也存在性别差异。
六、结论与讨论心理失范的性别差异研究在西方社会学界已受到广泛关注，女性的心理状况要差于男性的结论得到许多研究的支持(Denton, et al., 2004)。这些发现主要是基于稳定的社会环境中对一般人群的研究。本文基于当下中国性别失衡与人口流动的社会背景，将暴露差异假设和脆弱性差异假设相结合，分析了农民工社会角色的变化与性别角色相对稳定的不一致对其心理失范的影响，发现农民工群体中男性心理失范水平要高于女性，与“养家糊口”相关的角色及特征对心理失范的影响存在性别差异，具体体现为以下五点：
第一，在农民工群体中，男性心理失范问题比女性突出。已有研究大多认为男性比女性的心理更健康，但本文的结论正好相反，原因可归结为当前较为特殊的社会环境。一方面，当前中国存在较为严重的性别失衡问题，男性比例偏高会导致部分男性找不到合适的婚配对象而面临失婚的风险；同时，女性所占比例偏低也会增加女性的在婚姻市场中的议价能力，使其处于主动地位(桂华、余练，2010)。另一方面，改革开放以来，伴随大量农村人口流动到城市务工，两性间社会角色距离逐渐缩小，但社会对两性在家庭中的性别角色期待并没有同步缩小。在这种背景下，女性不仅经历更少的社会角色与性别角色不协调的紧张问题，流动前后所增加的资源与权力的相对值也要更大一些。这两个因素的共同影响可能使男性的心理失范程度要高于女性。
值得注意的是，在性别失衡背景下，农村的部分失婚男性流向了城市。面对以户籍制度为核心的城乡二元社会结构的排斥，这部分男性可能遭遇到来自婚姻和户籍制度的双重剥夺，从而使得他们对在城市中的遭遇更为敏感，也需要给予更多的关注。
第二，在农民工群体中，未婚者比已婚者的心理失范更严重，其中大龄未婚者的心理失范最为严重，但婚姻状态对农民工心理失范的影响不存在性别差异。虽然在普婚制文化背景中，性别失衡可能会加剧部分男性的失婚风险，使其受到来自家庭内外的双重压力，出现严重的心理失范，但本文发现婚姻状态对男性农民工心理失范的解释力更高，并没有支持婚姻状态影响的性别差异的假设。也就是说，失婚对两性的心理失范都有负面影响，婚姻对两性都有增益效应。部分研究发现，由于婚姻会给女性带来更多的家庭责任，并没有显著提高女性的心理健康。但本文发现了婚姻对女性心理失范的增益效应，其原因可能是大多数流动已婚女性的子女不在身边，使其较少面对由于承担家庭内外的社会角色而带来的角色紧张。就是说，减少女性面临的家庭角色与社会角色间的冲突与紧张可以改善女性的心理失范，这点与之前解释婚姻对女性心理福利没有增益效应的逻辑是一致的。
第三，与“养家糊口”相关的角色及特征不仅对农民工心理失范有显著的影响，这种影响还具有性别差异。教育、职业、流动时间和就业状况会显著增加男性农民工的心理失范水平，但对女性农民工没有显著的影响。这表明，人口流动带来的性别角色相对稳定，和社会角色变化不协调，也使得与“养家糊口”相关的社会角色及特征对农民工心理失范的影响存在性别差异。男性依然被期待为“养家糊口”的首要责任人，如果在城市中就业不稳定，会不利于其在城市立足和地位获取，这种基于性别角色的期待与实际扮演的社会角色的差异会导致较大的角色紧张，心理失范程度也会较高。也是基于社会对性别角色期待的差异性，相较女性农民工而言，男性农民工对大学教育回报的期望会更大，在面对大学教育回报失败时，其挫折感也会更大，进而显著地影响心理失范。这里有两点值得探讨，一是教育回报的影响，大多研究发现，随着教育水平的提高，个体的心理失范程度会降低，但本文得出了相反的结论，其原因可能与目前以户籍制度为核心的城乡二元社会结构和高等教育扩招后的“文凭贬值”有关。一方面，户籍作为一项“社会屏蔽”制度，将农民工群体排斥在城市社会资源之外(李强、唐壮，2002)，教育的社会筛选功能被扭曲；另一方面，中国高等教育扩招后，文凭不断贬值，受过较高教育的农民工对教育改变命运的期望很高，但教育水平越高，农民工心理落差感反而越大，进而加剧心理失范。二是收入的影响不显著，从逻辑上推理收入与农民工“养家糊口”责任的实现最为密切，但本文的数据并没有支持该假设，这可能跟本文的研究群体有关。本文将已婚和未婚人群合并在一起研究，但个体对“养家糊口”责任承担会受到婚姻状态的影响，较之已婚人群，未婚人群的“养家糊口”压力并不算紧迫，因此，婚姻状态可能影响到收入与心理失范间的关系。所以，要进一步了解“养家糊口”相关的角色及特征对农民工心理失范的影响及影响的性别差异，还需要进一步探讨不同婚姻状态下农民工心理失范的性别差异模式。
第四，社会参与类型对农民工心理失范的影响存在性别差异，其中资源型社会参与仅对男性农民工心理失范具有显著影响，而表意型社会参与仅对女性农民工心理失范具有显著影响。笔者认为，这种不同可能源于两性性别角色社会化的差异，传统性别角色期望男性成为“养家糊口”的责任人，鼓励培育理性、专横、积累和竞争的工具性气质，因而，男性对于资源型社会参与会更积极，当其资源型社会参与不足，就可能导致其出现较高的心理失范。而女性往往被期望成为“贤妻良母”，被鼓励保护和合作，因而，女性更多从家庭与社区等相对紧密的人际交往获得情感支持，当其缺乏社区活动参与时，就可能遭遇人际关系紧张，出现心理失范。已有研究也表明，女性面对人际困难或问题时会出现更多的抑郁问题(Kessler and McLeod, 1984；Newmann，1984)。这也说明，农民工心理失范的性别差异可能部分源于两性脆弱性差异。
第五，慢性病对心理失范的影响存在性别差异，仅对男性心理失范具有显著的负面影响，笔者认为原因可归结于男性所承担的性别角色。虽然传统的“男主外”性别角色在发生变化，但社会对男性的家庭责任期待依然很高，健康状况直接影响到男性就业和收入。也正是基于此，女性择偶时更看重男性的健康状况，健康状态差的男性择偶时更可能被排斥，这些都可能导致这部分男性的心理失范更为严重。
从以上的分析可以确定，性别失衡与人口流动使女性农民工在劳动力市场和婚姻市场中获得了更多的选择机会，男性在家庭中的权力相对下降，促使两性间资源与权力相对关系发生变化，从而导致男性的心理失范高于女性。同时，由于社会对两性在家庭中的角色期待不一致，在社会角色变化有利于女性的条件下，会使得两性对与“养家糊口”相关角色期待的反应也不同，从而导致两性心理失范发生的机制存在差异。虽然本文的研究结论与过去相关研究不同，但其背后的作用机制不仅没有违背暴露差异假设和脆弱性差异假设的逻辑，还通过将社会角色与性别角色相结合，对该理论有所发展。在某种程度上，本文的研究发现也预示，随着人口流动更为畅通，女性获取家庭外社会角色机会越来越多，有可能进一步促进女性地位的提升和男女平等。当然，本文并没有进一步研究婚姻及与婚姻相伴的角色对心理失范的影响，所以不能完全阐明人口流动与女性心理失范改善，乃至社会地位提升之间的各种关系，这也是笔者未来进一步研究的方向。
注释：
1.有关心理福利的性别差异研究多强调角色紧张和角色间的不协调，这与失范的基本逻辑——期望与结构之间的不协调是一致的，本文引用了心理福利相关的研究理论，文中会出现“心理福利”这一术语。
2.文献评述部分也论述了婚姻与心理状况之间的关系，这里不再赘述。
3.当前外出务工的女性农民工很多是单身，即使是已婚且有小孩的女性，往往也是将小孩留在老家，这使女性可以从家庭劳动中解脱出来，实现完全地被雇佣。
4.根据2009年X市统计年鉴提供的暂住人口数据计算的性别比为119，根据Y区街道办事处提供的数据计算出来的外来人口性别比是122，由此可以推断Y区外来人口性别比数据基本正确。另外，一般认为总人口的性别比在100-102，出生人口性别比在100-107属于正常范围，因而可以认定Y区外来人口性别比为122是性别结构严重失衡。
5.详见Travis，1993。
6.根据农村地区男性和女性结婚年龄的分布，本文将男性和女性年龄分别在28周岁和26周岁以下未婚的称为“适龄未婚”，两个年龄之上(含28岁和26岁)未婚的称为“大龄未婚”。
7.调查对象中相当部分是“自雇经营”，还有少部分被调查者问卷填答是“小私营企业主”，这两类职业虽有所差别，但也存在共同特征，即有自己的资产，考虑到样本数量的问题，变量操作化时，将这两类合并为“有产者”。
8.数据来源：http://www.cqrl.cn/ShowInfo.asp?NID=1637.
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