1. 引言
自改革开放以来，中国农村劳动力人口向城市的迁移是全球范围内和平时期规模最大的人口迁移现象(石智雷，施念，2014)。2023年全国农民工总量为29,753万人，其中外出农民工17,658万人。然而，由于受到户籍制度等因素的制约，农民工难以享有与当地居民同等的待遇。因此，如何提高农民工的城市融入水平特别是心理融入水平成为亟需解决的议题。
围绕农民工的城市融入话题，国外学者展开了广泛而深入的探究。在芝加哥学派看来，移民与当地居民间的交往与融合是一个同化的过程，这一过程包括了对所在城市的适应以及文化记忆的共享(Park & Burgess, 1924)。欧盟学者则认为相较于社会排斥，社会同化更侧重于确保那些处于弱势并为社会所排斥的群体能够获取社会资源，并享有其居住地的权利与社会福利(嘎日达，黄匡时，2008)。
然而，中国由于长期存在的二元社会结构，农民工的迁移和定居往往被视作两个彼此割裂的过程(李振刚，2014)。具体而言，国内学者针对农民工城市融入问题主要聚焦于以下两个维度：
一是以社会资本和人力资本为视角，强调对农民工是否拥有促进自身融入城市社会关系资源的探讨。在这一过程中，居住选择被认为是显著影响农民工城市融入的积极关键因素，相较于聚居区的农民工，非聚居区的农民工表现出更高的城市融入水平(黄云凌，覃夏霏，2024)。此外，社会保障方面的发展进程也促使农民工居留在城市中的意愿明显增强(佟大建，张湖沿，应瑞瑶，2023)。在多元影响因素中，政策融入支持的作用尤为突出。相较于个体融入能力和社会融入条件，政策融入支持所展现出的拉力效应更为显著，成为推动农民工城市融入的关键因素(阮海波，2021)。然而，就业的非正规性和城镇职工基本社会保险的缺失却构成了农民工城市融入的重要障碍，特别是职工基本社会保险的缺乏，对农民工的城市融入产生了显著的负面影响(陆万军，张彬斌，2018)。
二是聚焦于社会距离与社会排斥，强调农民工在心理维度上面临的挑战与困境。我国城乡二元分割的户籍制度和建立在此基础上的社会保障制度(文军，黄枫岚，2019)、教育制度(胡文燕，2018)、医疗保障制度(王琳，2012)等，将农民工群体隔离在社会公共资源和福利之外。此外，由于经济分层、背景缺失等因素，农民工难以仅凭自身力量构建起自致强关系(董磊明，翟晋，2017)。
总体而言，现有文献主要聚焦于社会资本与人力资本等维度，未赋予社会保险以及农民工心理融入足够的理论重视。鉴于此，本研究以社会保险为自变量，旨在从社会保险维度对农民工心理融入的影响因素进行深入探究。
2. 研究假设
根据前文所述，本研究提出假设如下：
假设一：养老保险对农民工心理融入存在正向效应。
假设二：医疗保险(或公费医疗)对农民工心理融入存在正向效应。
假设三：失业保险对农民工心理融入存在正向效应。
假设四：工伤保险对农民工心理融入存在正向效应。
假设五：生育保险对农民工心理融入存在正向效应。
3. 研究设计
3.1. 数据来源
本研究以2021年中国社会状况综合调查(CSS)横断面作为数据来源，运用SPSS 29.0进行统计分析。调查有效问卷8148份，本文研究所需变量主要来源于问卷的A部分(住户成员)、E部分(社会保障)、G部分(社会价值观和社会评价)。按照广义农民工的定义，选取具有农村户籍且从事非农工作的样本数据，去掉答案包含负数的无效样本，最终进入模型分析的样本量为4818。其中男性2321人，女性2491人；农民工平均年龄为33.59岁。
3.2. 变量设置
3.2.1. 因变量
农民工的心理融入(身份认同)在实现从“外地人”向“本地人”的转变中至关重要(朱力，2002)。基于CSS2021的问题设计，本研究根据对“就您目前的生活状况来说，您认为自己是本地人，还是外地人？”将其划分为两类：一类为“本地人”，认为其心理融入水平较高，赋值为“1”；另一类为“外地人”，认为其心理融入水平较低，赋值为“0”。
3.2.2. 自变量
农民工群体的人力资本较低，特别是在城市中的社会资本相对有限，在遭遇诸如年老、失业、工伤、生育、重病等不确定风险事件时，农民工的经济收入极可能被中断或缩减。社会保险是农民工遭受风险时的重要经济来源(秦立建，陈波，2014)。因此，本研究将养老、医疗、工伤、失业、生育五类社会保险作为自变量，分析社会保险的获得情况对农民工心理融入的影响。
3.2.3. 控制变量
Table 1. Variable definition and basic characteristics
表1. 变量界定与基本特征
变量 |
赋值 |
均值 |
标准差 |
自变量 |
参与养老保险 |
否 = 0，是 = 1 |
0.3174 |
0.46552 |
参与医疗保险或公费医疗 |
否 = 0，是 = 1 |
0.631 |
0.4827 |
参与工伤保险 |
否 = 0，是 = 1 |
0.0926 |
0.28989 |
参与失业保险 |
否 = 0，是 = 1 |
0.1297 |
0.33604 |
参与生育保险 |
否 = 0，是 = 1 |
0.0828 |
0.27559 |
因变量 |
心理融入 |
就您目前的生活状况来说， 您认为自己是外地人 = 0，本地人 = 1 |
0.9178 |
0.27468 |
控制变量 |
性别 |
男 = 0，女 = 1 |
0.7038 |
0.45662 |
新老生代 |
新生代(1980年及以后出生) = 0
老生代(1980年以前出生) = 1 |
0.517 |
0.49976 |
如表1所示，本研究在模型中控制了农民工的个体特征如性别、年龄(新老生代)等变量，以探究农民工的个体特征对其心理融入程度的影响。
3.3. 研究方法
研究采用二元logistic回归模型，其基本模型如下：
其中，P为农民工认为自己是本地人(心理融入水平较高)发生的概率，
是农民工认为自己是外地人(心理融入水平较低)发生的概率。
为自变量，具体为是否参加养老、医疗、工伤、失业、生育五类社会保险，
为对应自变量的回归系数。
4. 实证结果
4.1. 交叉表分析及卡方检验
由表2可知p <.05，故五类社会保险的获得情况均对农民工的心理融入水平产生显著影响，即社会保险的获得情况不同也会导致心理融入水平的显著差异。其中失业、工伤、生育保险三类保险卡方值较大，说明这三类保险的获得情况对农民工心理融入水平的影响更为显著。
Table 2. Cross-tabulation analysis and chi-square test
表2. 交叉表分析及卡方检验
自变量 |
分类 |
心理融入水平 |
较低 |
较高 |
皮尔逊卡方 |
p |
计数 |
列N% |
计数 |
列N% |
是否参加养老保险 |
否 |
296 |
0.757 |
2912 |
0.675 |
11.118 |
<0.01 |
是 |
95 |
0.243 |
1402 |
0.325 |
是否参加医疗保险 或公费医疗 |
否 |
169 |
0.439 |
1561 |
0.363 |
8.728 |
0.003 |
是 |
216 |
0.561 |
2738 |
0.637 |
是否参加失业保险 |
否 |
284 |
0.734 |
4005 |
0.923 |
150.288 |
<0.01 |
是 |
103 |
0.266 |
336 |
0.077 |
是否参加工伤保险 |
否 |
264 |
0.682 |
3852 |
0.887 |
131.071 |
<0.01 |
是 |
123 |
0.318 |
493 |
0.113 |
是否参加生育保险 |
否 |
299 |
0.779 |
4033 |
0.929 |
105.695 |
<0.01 |
是 |
85 |
0.221 |
306 |
0.071 |
4.2. 二元Logistic回归结果分析
如表3所示，研究采用霍斯默–莱梅肖检验观测数据与回归模型的拟合状况。根据P = 0.928 > 0.05，可知拟合状况良好。
Table 3. Hosmer-Lemeshaus test
表3. 霍斯默–莱梅肖检验
霍斯默–莱梅肖检验 |
步骤 |
卡方 |
自由度 |
显著性 |
1 |
4.527 |
5 |
0.928 |
通过二元Logistic模型回归分析，得到如表4及图1所示的结果。除生育保险外的其他四类社会保险均对农民工心理融入表现出显著影响。其中养老、医疗保险具有正向效应，而失业、工伤保险具有负向效应。因此，需对其原因进行分析探讨。
Table 4. Results of binary logistic regression
表4. 二元Logistic回归结果
自变量 |
B |
标准误差 |
瓦尔德 |
自由度 |
显著性 |
Exp (B) |
95% LCI |
95% UCI |
是否参加养老保险 |
0.527 |
0.132 |
15.88 |
1 |
<0.001 |
1.695 |
1.307 |
2.197 |
是否参加医疗保险 或公费医疗 |
0.298 |
0.114 |
6.813 |
1 |
0.009 |
1.347 |
1.077 |
1.684 |
是否参加失业保险 |
−0.945 |
0.271 |
12.207 |
1 |
<0.001 |
0.389 |
0.229 |
0.66 |
是否参加工伤保险 |
−0.533 |
0.218 |
5.969 |
1 |
0.015 |
0.587 |
0.382 |
0.9 |
是否参加生育保险 |
−0.227 |
0.258 |
0.773 |
1 |
0.379 |
0.797 |
0.48 |
1.322 |
Figure 1. Forest plot of binary logistic regression results
图1. 二元Logistic回归结果森林图
4.2.1. 养老保险对农民工心理融入的影响及原因分析
回归结果表明，参与养老保险的农民工心理融入水平显著高于未参保群体，故研究假设一成立。其主要原因为：
首先，养老保险的获得有利于农民工享有流入地的基础服务，从而提高对流入城市的融入意愿和认同感。农民工群体相比于城镇和农村居民具有较大流动性，同时由于制度障碍、就业属性等因素，农民工的基本养老保险投保率较低。如表5所示，本研究样本中参与养老保险的农民工仅占31.2%。没有参加养老保险，农民工就难以享有流入地的基本社会服务，对流入城市的融入意愿和认同感也就不强烈。
其次，养老保险的获得有利于农民工维持稳定的经济预期，从而提高对流入城市的归属感和认同感。同时，养老保险为农民工提供了老年生活的经济保障，减轻了他们的养老压力。这种稳定的经济预期有助于提高农民工在城市生活和工作的安全感，从而增强他们的心理融入水平。
4.2.2. 医疗保险或公费医疗对农民工心理融入的影响及原因分析
从回归结果来看，医疗保险的获得对农民工心理融入具有显著的正向影响。相比于未参加医疗保险的农民工，参加医疗保险的农民工心理融入水平较好的概率高34.7%，故研究假设二成立。其主要原因为：
首先，农民工所从事的大多都是劳动强度高、环境差的工作，特别是一些高危行业的农民工，遭受大病大灾的风险较大，医疗保险能够缓解农民工的就医压力(石智雷，施念，2014)。
其次，医疗保险对心理融入水平较高的农民工作用更加明显。农民工心理融入水平受医疗保险的获得情况及其内容的影响，即医疗保险在农民工群体中的覆盖率越高，越能满足不同层次农民工的多样化需求，农民工的心理融入水平就越高。
4.2.3. 失业保险对农民工心理融入对农民工心理融入的影响及原因分析
分析回归结果可得，失业保险的获得对农民工心理融入并不具有正向影响，而是具有负面影响。相比于未参加失业保险的农民工，参加失业保险的农民工心理融入水平较高的概率低61.1%，故研究假设三不成立。部分学者认为，农民工群体工作缺乏稳定性，并且新技术与新工艺的快速迭代使得他们面临较高的失业风险。如果缺乏相应的失业保险保障，他们的经济来源很可能被中断，进而影响到其城市生活的融入程度，导致融入水平偏低(石智雷，施念，2014)。而本研究的数据却显示出失业保险的负面效应，其原因可能为：
首先，失业保险在农民工群体中的覆盖率较低，仅有9.1%，参保十分困难。我国针对失业保险的法律文件只有《失业保险条例》，该条例虽在名义上涵盖了农民工群体，但实际上设置了诸多限制性条款，导致绝大多数农民工实质上被排除在失业保障体系之外。例如该制度强调在户籍所在地的员工，才可享受到失业保险，这一要求极大地限制了农民工因工作流动性而难以获得失业保险所提供的保障。
其次，失业保险的缴纳与待遇与城市居民存在差异，导致农民工强烈的不公平感。多数地方政府尚未出台针对农民工失业保险作出强制性规定，同时缺乏对用工单位和企业的有效监管，因此农民工往往需要自行承担90%以上的失业保险费用(申莹，2019)。
4.2.4. 工伤保险对农民工心理融入的影响及原因分析
观察结果发现，工伤保险的获得与失业保险相似，对农民工心理融入并非具有正向作用，而是具有负面影响。相比于未参加工伤保险的农民工，参加工伤保险的农民工心理融入水平较好的概率低41.3%，故研究假设四不成立。其主要原因可能在于农民工在工伤补偿方面与城市职工相比待遇差距较大。同时，农民工群体流动性极强，工作单位、工作地点频繁流动，对农民工工伤保险制度的参保及赔付均带来了极大的挑战。此外，有关武汉市农民工的研究指出，工伤保险对农民工城市融入的影响存在个体差异，只有当农民工真正经历过工伤事故时，工伤保险对其城市融入的正向效应才显著(韩俊强，2013)。
4.2.5. 生育保险对农民工心理融入的影响及原因分析
从回归结果可以得出，生育保险对农民工的心理融入不存在显著影响，故研究假设五不成立。其原因可能为生育保险覆盖率过低。根据表5，生育保险的覆盖率仅为8.3%，大多女农民工在怀孕生育期间无法享受到孕期保护、生育期等福利待遇。现阶段的生育保险体系主要涵盖两个核心部分：一是由员工所在企业承担的生育医疗费，二是生育社会保险，然而，在《企业员工生育保险试行办法》中，明确指出了社会团体以及事业单位的合同制员工是保险保障的重点对象，而未对女农民工是否有在此方面的保障作出明确的规定(师鹏国，2023)。
Table 5. Frequency table of descriptive statistics on social insurance participation
表5. 社会保险参与情况描述统计频率表
自变量 |
频率 |
百分比 |
有效百分比 |
累积百分比 |
是否参加养老保险 |
否 |
3228 |
67 |
68.3 |
68.3 |
是 |
1501 |
31.2 |
31.7 |
100 |
是否参加医疗保险或公费医疗 |
否 |
1739 |
36.1 |
36.9 |
36.9 |
是 |
2969 |
61.6 |
63.1 |
100 |
是否参加失业保险 |
否 |
4312 |
89.5 |
90.7 |
90.7 |
是 |
440 |
9.1 |
9.3 |
100 |
是否参加工伤保险 |
否 |
4139 |
85.9 |
87 |
87 |
是 |
617 |
12.8 |
13 |
100 |
是否参加生育保险 |
否 |
4354 |
90.4 |
91.7 |
91.7 |
是 |
393 |
8.2 |
8.3 |
100 |
4.3. 异质性分析
在个体特征层面，回归结果表明，不同性别、新老生代，社会保险获得情况对农民工心理融入的影响存在差异，具体分析如下：
4.3.1. 社会保险获得情况对农民工心理融入影响的性别差异
首先，如表6所示，对于男农民工，医疗保险获得情况对其心理融入不存在显著正向影响，而对于女农民工则存在显著正向影响。这可能与女农民工在生理上更容易受到疾病的困扰，以及在家庭中更多地承担起照顾家庭、抚养子女的责任因而对于医疗保障的需求更为迫切有关。
其次，对于男农民工，工伤保险获得情况对其心理融入存在显著负面影响，而对于女农民工则不存在显著影响。如表7所示，这可能与女农民工工伤保险覆盖率过低(女农民工9.9%，男农民工16.3%)有关。
Table 6. Binary Logistic regression results for gender grouping
表6. 性别分组二元Logistic回归结果
自变量 |
性别 |
男 |
女 |
B |
标准误差 |
显著性 |
Exp (B) |
B |
标准误差 |
显著性 |
Exp (B) |
是否参加养老保险 |
0.368 |
0.176 |
0.037 |
1.445 |
0.724 |
0.202 |
<0.001 |
2.063 |
是否参加医疗保险 或公费医疗 |
0.219 |
0.161 |
0.174 |
1.244 |
0.396 |
0.163 |
0.015 |
1.486 |
是否参加失业保险 |
−0.988 |
0.325 |
0.002 |
0.372 |
−0.927 |
0.476 |
0.051 |
0.396 |
是否参加工伤保险 |
−0.66 |
0.254 |
0.009 |
0.517 |
−0.09 |
0.446 |
0.84 |
0.914 |
是否参加生育保险 |
0.026 |
0.325 |
0.936 |
1.027 |
−0.777 |
0.416 |
0.062 |
0.46 |
Table 7. Frequency table of descriptive statistics on social security participation of male and female migrant workers
表7. 男女农民工社会保险参与情况描述统计频率表
自变量 |
性别 |
男 |
女 |
频率 |
有效百分比 |
频率 |
有效百分比 |
是否参加养老保险 |
否 |
1512 |
66.10% |
1716 |
70.20% |
是 |
774 |
33.90% |
727 |
29.80% |
是否参加医疗保险或公费医疗 |
否 |
839 |
36.90% |
900 |
37% |
是 |
1434 |
63.10% |
1535 |
63% |
是否参加失业保险 |
否 |
2068 |
90.10% |
2244 |
91.40% |
是 |
228 |
9.90% |
212 |
8.60% |
是否参加工伤保险 |
否 |
1928 |
83.70% |
2211 |
90.10% |
是 |
375 |
16.30% |
242 |
9.90% |
是否参加生育保险 |
否 |
2118 |
92.50% |
2236 |
91% |
是 |
172 |
7.50% |
221 |
9% |
4.3.2. 社会保险获得情况对农民工心理融入影响的新老生代差异
首先，如表8所示，对于新生代农民工，养老保险获得情况对其心理融入不存在显著正向效应，对于老生代农民工则呈现显著正向影响；而医疗保险的情况却正好相反。这种现象的原因有以下两点：一方面，相较于新生代农民工，老生代农民工群体更接近法定退休年龄，对养老保障的需求更为紧迫和强烈，如表9所示，老生代农民工的养老保险参与率显著高于新生代；另一方面，近年来用人单位日益重视为员工缴纳社会保险的行为显著提升了农民工参加医疗保险的普及率，农民工享受的待遇水平与城市居民之间的差距逐渐减小，对于促进新生代农民工的心理融入具有积极效应(秦立建，陈波，2014)。
其次，对于新生代农民工，工伤保险获得情况对其心理融入不存在显著影响，而对于老生代农民工则存在显著负面影响。其主要原因可能在于，受制度政策的影响，农民工在工伤补偿方面与城市职工相比待遇差距逐步减小，由此产生的不公平感也逐步减小，因而随着农民工出生年代的推移，工伤保险带来的负面影响也逐步减小。
Table 8. Binary Logistic regression results for new and old generation subgroups
表8. 新老生代分组二元Logistic回归结果
自变量 |
新老生代 |
新生代 |
老生代 |
B |
标准误差 |
显著性 |
Exp (B) |
B |
标准误差 |
显著性 |
Exp (B) |
是否参加养老保险 |
0.315 |
0.205 |
0.124 |
1.37 |
0.448 |
0.181 |
0.013 |
1.565 |
是否参加医疗保险 或公费医疗 |
0.363 |
0.165 |
0.028 |
1.437 |
0.31 |
0.16 |
0.053 |
1.363 |
是否参加失业保险 |
−0.797 |
0.339 |
0.019 |
0.451 |
−1.021 |
0.414 |
0.014 |
0.36 |
是否参加工伤保险 |
0.064 |
0.298 |
0.831 |
1.066 |
−0.914 |
0.307 |
0.003 |
0.401 |
是否参加生育保险 |
−0.307 |
0.32 |
0.338 |
0.736 |
0.131 |
0.432 |
0.762 |
1.14 |
Table 9. Frequency table of descriptive statistics on social security participation of new and old generation migrant workers
表9. 新老生代农民工社会保险参与情况描述统计频率表
自变量 |
新老生代 |
新生代 |
老生代 |
频率 |
有效百分比 |
频率 |
有效百分比 |
是否参加养老保险 |
否 |
1065 |
76.20% |
2163 |
64.90% |
是 |
332 |
23.80% |
1169 |
35.10% |
是否参加医疗保险或公费医疗 |
否 |
485 |
34.90% |
1254 |
37.80% |
是 |
905 |
65.10% |
2064 |
62.20% |
是否参加失业保险 |
否 |
1093 |
78% |
3219 |
96.10% |
是 |
309 |
22% |
131 |
3.90% |
是否参加工伤保险 |
否 |
1006 |
71.70% |
3133 |
93.40% |
是 |
397 |
28.30% |
220 |
6.60% |
是否参加生育保险 |
否 |
1106 |
79.10% |
3248 |
97% |
是 |
293 |
20.90% |
100 |
3% |
4.4. 稳健性检验
将控制变量加入模型后，二元logistic回归结果未发生改变，因此分析结果具有稳健性。
5. 结论与政策建议
5.1. 结论
总体而言，社会保险获得情况越好，农民工心理融入水平越高。其中，养老、医疗保险对农民工心理融入产生了积极效应，而失业、工伤保险对于农民工心理融入产生了负面效应，生育保险对于农民工心理融入未呈现显著影响。主要原因在于农民工失业、工伤保险的参保率过低、参保难度大、待遇水平方面与城市职工相比待遇差距较大。
5.2. 政策建议
近年来，农民工的社会保险问题日益受到政府和社会各界的广泛关注，为此，国家出台了一系列法律法规，并就社会保险关系转移接续做出了明确规定，各地政府也相继推出农民工社会保险方面的相关政策。但由于各地区经济发展水平不均衡，农民工在参保项目、缴费及待遇享受等方面呈现出较大差异。当前社会保险的统筹层次较低，且各地政策缺乏统一性，导致农民工在变更工作地点时常面临社保中断或难以累计计算的问题，对农民工在不同城市间的转移就业形成了阻碍。此外，城乡二元结构的社保制度也进一步加剧了农民工在城乡之间的社会保险相关权益衔接的困难。为切实解决这一问题，政府亟需加强顶层设计，建立起全国统一的农民工社会保险制度框架，并根据实际情况，积极采取放宽参保门槛、加强政策协调等措施。
基金项目
贵州大学大学生创新创业训练计划项目资助(gzugc2024016)。