劉金華，王棫冰，徐 典

（1.四川省社會(huì)科學(xué)院 社會(huì)學(xué)研究所，成都 610071；2.英國(guó)倫敦大學(xué) 伯貝克學(xué)院）

現(xiàn)代化的本質(zhì)是人的現(xiàn)代化，全面提升人口素質(zhì)既是現(xiàn)代化的重要內(nèi)容，又是現(xiàn)代化建設(shè)最基本、最重要的支撐。隨著中國(guó)式現(xiàn)代化的推進(jìn)和城市化進(jìn)程不斷加快，少數(shù)民族流動(dòng)人口的規(guī)模也迅速增加，其素質(zhì)提升、健康保障、社會(huì)融入等問(wèn)題也備受關(guān)注。第七次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)顯示我國(guó)少數(shù)民族流動(dòng)人口達(dá)3 371萬(wàn)人。近年來(lái)，少數(shù)民族的流動(dòng)過(guò)程呈現(xiàn)出流動(dòng)參與率持續(xù)增長(zhǎng)、流動(dòng)規(guī)模日益增加且增幅超過(guò)漢族流動(dòng)人口等顯著特征（段成榮、閔欣偉，2023）[1]。由于頻繁流動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)性、流動(dòng)就業(yè)的脆弱性、社會(huì)融入的艱難性、社會(huì)保障的持續(xù)性等影響，少數(shù)民族流動(dòng)人口容易面臨健康風(fēng)險(xiǎn)，因此，研究少數(shù)民族流動(dòng)人口公共健康權(quán)益可及性和普惠性十分重要。

黨和國(guó)家一直高度重視全民健康及少數(shù)民族流動(dòng)人口健康管理。黨的二十大報(bào)告中提出，“推進(jìn)健康中國(guó)建設(shè)，把保障人民健康放在優(yōu)先發(fā)展的戰(zhàn)略位置，完善人民健康促進(jìn)政策”?！丁敖】抵袊?guó)2030”規(guī)劃綱要》《關(guān)于做好流動(dòng)人口基本公共衛(wèi)生計(jì)生服務(wù)的指導(dǎo)意見》《流動(dòng)人口健康教育和促進(jìn)行動(dòng)計(jì)劃（2016～2020年）》等政策的推進(jìn)，使得流動(dòng)人口公共健康保障體系覆蓋面更廣、綜合性更強(qiáng)，增強(qiáng)了健康領(lǐng)域基本公共服務(wù)均等化，增進(jìn)了公共健康權(quán)益可及性。

我國(guó)少數(shù)民族流動(dòng)人口健康權(quán)益面臨著一定的現(xiàn)實(shí)挑戰(zhàn)。從2018 年全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)可見，一是少數(shù)民族流動(dòng)人口面臨的健康風(fēng)險(xiǎn)多：①高強(qiáng)度就業(yè)崗位多，健康風(fēng)險(xiǎn)高。少數(shù)民族流動(dòng)人口從事經(jīng)商和生產(chǎn)的占34%，面臨的精神壓力較大、危險(xiǎn)物質(zhì)或設(shè)備暴露度更高；②就醫(yī)服務(wù)需求大。少數(shù)民族流動(dòng)人口一年內(nèi)的患病住院率達(dá)30%；③缺乏健康保障意識(shí)。少數(shù)民族流動(dòng)人口中有71%未建立健康檔案、73%未在流入地參與醫(yī)療保險(xiǎn)。二是不同民族、年齡、性別、流入地的少數(shù)民族流動(dòng)人口公共健康權(quán)益需求差異較大，55%的少數(shù)民族流動(dòng)幼童沒(méi)有接種免費(fèi)疫苗，19%的少數(shù)民族流動(dòng)孕產(chǎn)婦需接受產(chǎn)后檢查。三是民族文化、生活方式、就醫(yī)習(xí)慣、語(yǔ)言規(guī)范等可能阻礙少數(shù)民族流動(dòng)人口在流入地獲取公共健康權(quán)益并提升公共健康權(quán)益的可及性程度，張楠（2021）也提出跨方言區(qū)的流動(dòng)人口面臨衛(wèi)生公平的文化壁壘[28]。四是少數(shù)民族人口流動(dòng)家庭化遷移趨勢(shì)明顯，少數(shù)民族流動(dòng)人口中76%的是家庭成員共同流動(dòng)，家庭成員的公共健康權(quán)益保障對(duì)家庭居留意愿的決策產(chǎn)生重要影響。因此，探究少數(shù)民族流動(dòng)人口公共健康權(quán)益可及性對(duì)其定居意愿的影響，具有現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)綜述與理論基礎(chǔ)

（一）文獻(xiàn)綜述

可及性是評(píng)價(jià)衛(wèi)生服務(wù)系統(tǒng)公平、效率和質(zhì)量的一個(gè)重要概念，通常指服務(wù)體系對(duì)人群開放并滿足其需要的程度（Cascetta et al.，2013）[2]。流動(dòng)人口健康權(quán)益可及性是指為流動(dòng)人口提供健康層面的社會(huì)保障和權(quán)益保護(hù)，使得需求群體以可負(fù)擔(dān)的成本，平等且充分地獲得相關(guān)權(quán)益（喻開志等，2020）[3]。流動(dòng)人口健康權(quán)益的不公平性持續(xù)影響著流動(dòng)人口健康（鄧睿，2019）[4]，一旦健康權(quán)益受損，流動(dòng)人口將長(zhǎng)期付出健康代價(jià)，人力資本會(huì)被消耗（陸文聰、李元龍，2009）[5]。已有研究通常采用流動(dòng)人口健康檔案建立情況、醫(yī)療保險(xiǎn)參加情況及健康教育接受情況衡量流動(dòng)人口健康權(quán)益可及性（喻開志等，2020；鄧睿，2019）[3，4]。

流動(dòng)人口健康權(quán)益可及性研究。已有研究關(guān)注流動(dòng)人口主要?jiǎng)趧?dòng)力、老年人、婦女兒童等人群健康權(quán)益可及性。其中主要?jiǎng)趧?dòng)力的個(gè)體健康關(guān)乎到流動(dòng)策略和流動(dòng)行為，其健康權(quán)益可及性往往影響市民化意愿（喻開志等，2020）[3]、勞動(dòng)供給（鄧睿，2019）[4]、定居意愿（沈燕、劉厚蓮，2022）[6]等。伴隨老齡化和人口流動(dòng)家庭化的發(fā)展趨勢(shì)，對(duì)老年流動(dòng)人口關(guān)注健康教育狀況（劉俊萍等，2022）[7]、建立健康檔案現(xiàn)狀（汪曉慧等，2021）[8]等。老年流動(dòng)人口健康的影響因素包括城鄉(xiāng)二元制（武玉，2022）[9]、多元社會(huì)交往（謝瑾等，2020）[10]、社會(huì)支持網(wǎng)絡(luò)（郝曉寧等，2022）[11]等。婦女兒童健康是全民健康的基石。流動(dòng)兒童社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)利用率較高（王瑞芬、崔明明，2017）[12]，但其社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)實(shí)際參保率大幅低于其他人群（申夢(mèng)晗，2022）[13]，對(duì)于流動(dòng)過(guò)程中孕產(chǎn)婦的健康權(quán)益可及性的研究較少。

流動(dòng)人口定居意愿的影響因素研究。我國(guó)流動(dòng)人口長(zhǎng)期定居意愿強(qiáng)（謝東虹，2019）[14]，現(xiàn)有研究大多用受訪者在未來(lái)是否有長(zhǎng)期定居城市的打算來(lái)衡量定居意愿（祝仲坤，2017）[15]，通常認(rèn)為打算在流入地長(zhǎng)期居住5年以上即有長(zhǎng)期居留意愿（田明、徐慶文，2023）[16]，選擇在流入地居住5年以上由此成為判斷流動(dòng)人口在城鎮(zhèn)定居意愿的一項(xiàng)重要指標(biāo)（朱宇、林李月，2019）[17]。影響因素包括相對(duì)收入水平（李艷、齊亞，2022）[18]、社會(huì)資本（朱建春等，2015）[19]、居住環(huán)境滿意度（黨云曉等，2021）[20]、家庭化遷移選擇（苗海民、趙陽(yáng)，2023）[21]、方言與城市歸屬感（楊菊華，2016）[22]、流入地健全的醫(yī)療衛(wèi)生公共服務(wù)的水平（林李月等，2019；侯慧麗，2016；甘行瓊、李玉姣，2019；趙如婧、周皓，2021）[23-26]等。

少數(shù)民族人口流動(dòng)面臨的問(wèn)題研究。包括社會(huì)融入（郭未、付志惠，2020）[27]、衛(wèi)生公平文化壁壘（張楠等，2021）[28]、流入地基本公共衛(wèi)生服務(wù)的利用水平總體較低（李劍波，2021）[29]等問(wèn)題。其中，公共衛(wèi)生服務(wù)對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口定居意愿的影響比對(duì)漢族流動(dòng)人口的影響更大（馬忠才、郝蘇民，2019）[30]，因此，醫(yī)療公共服務(wù)可及性是影響少數(shù)民族流動(dòng)人口居留和落戶意愿的關(guān)鍵因素。

綜上，少數(shù)民族流動(dòng)人口居留意愿的研究成果豐富，但定居意愿影響因素的相關(guān)研究中對(duì)健康檔案、醫(yī)療保險(xiǎn)、健康教育等公共健康權(quán)益的探討不足。同時(shí)，在家庭化流動(dòng)趨勢(shì)下，不同家庭成員公共健康權(quán)益可獲得性、可及性程度對(duì)家庭定居意愿的影響不同。因此，分析少數(shù)民族流動(dòng)人口和其家庭成員的公共健康權(quán)益可獲得性、可及性程度對(duì)定居意愿的影響具有現(xiàn)實(shí)意義和學(xué)術(shù)意義。

（二）理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

關(guān)注少數(shù)民族流動(dòng)人口健康需求、促進(jìn)健康保障和權(quán)益保護(hù)是完善流動(dòng)人口健康管理不可或缺的部分。Grossman M在1972年提出健康需求模型，將經(jīng)濟(jì)學(xué)擴(kuò)展至健康領(lǐng)域[31]。根據(jù)該模型，健康屬于少數(shù)民族流動(dòng)人口的一種消費(fèi)品也屬于其投資品，是至關(guān)重要的人力資本。少數(shù)民族流動(dòng)人口消費(fèi)健康以獲得效用，同時(shí)投資健康促進(jìn)人力資本增加。Grossman M在此基礎(chǔ)上提出人的健康屬于耐耗資本品，健康資本隨著時(shí)間產(chǎn)生折舊。李建民等（2018）[32]認(rèn)為在普通折舊的基礎(chǔ)上，流動(dòng)人口健康耗損更快，健康優(yōu)勢(shì)隨著流動(dòng)時(shí)間的延長(zhǎng)不斷減少。根據(jù)健康需求模型，維持健康狀況的長(zhǎng)期穩(wěn)定、鞏固初期健康優(yōu)勢(shì)可以幫助少數(shù)民族流動(dòng)人口獲得效用，更好、更快、更高質(zhì)量地融入當(dāng)?shù)厣鐣?huì)，提高定居意愿。由此，提出研究假設(shè)H1：在流入地獲得公共健康權(quán)益，有助于提高少數(shù)民族流動(dòng)人口定居意愿。

遷移過(guò)程理論解釋了少數(shù)民族流動(dòng)人口的流動(dòng)決策（Rossi P，1955）[33]，從流動(dòng)意愿到實(shí)際流動(dòng)是一個(gè)復(fù)雜的過(guò)程，當(dāng)少數(shù)民族流動(dòng)人口在流動(dòng)過(guò)程中投資健康并獲得健康資本后，消費(fèi)健康資本使得少數(shù)民族流動(dòng)人口更好地發(fā)展事業(yè)，健康資本同少數(shù)民族流動(dòng)人口自身特性、機(jī)會(huì)結(jié)構(gòu)等相結(jié)合共同影響定居決策。少數(shù)民族流動(dòng)人口不斷地購(gòu)買健康服務(wù)、增加健康投資，獲得的健康權(quán)益越高，自身健康水平越高。由此，公共健康權(quán)益可及是流動(dòng)人口獲取健康資本的重要途徑?？杉靶猿潭仍礁?，越能幫助少數(shù)民族流動(dòng)人口更好地消費(fèi)健康，為少數(shù)民族流動(dòng)人口維持良好的健康資本和初期健康優(yōu)勢(shì)保駕護(hù)航，以便少數(shù)民族流動(dòng)人口在遷移過(guò)程中更好地適應(yīng)新的環(huán)境，減少生活和工作不確定性，提高個(gè)體生活質(zhì)量，降低少數(shù)民族流動(dòng)人口的風(fēng)險(xiǎn)感知，增強(qiáng)他們的定居意愿。由此提出研究假設(shè)H2：公共健康權(quán)益可及性程度越高，少數(shù)民族流動(dòng)人口定居意愿越高。

Jacobson L（2000）[34]在Grossman M分析個(gè)體健康的投資收益和消費(fèi)收益的基礎(chǔ)上，提出家庭是健康的生產(chǎn)者，對(duì)家庭其他成員健康的投資和消費(fèi)能夠使整個(gè)家庭獲得效用，如投資兒童健康能減少照顧生病兒童的時(shí)間，家庭用于工作的時(shí)間會(huì)增加，以此提高家庭收入，增加家庭消費(fèi)和投資機(jī)會(huì)。個(gè)體在關(guān)心自身健康的同時(shí)也關(guān)心子女和配偶健康，同樣產(chǎn)生消費(fèi)收益和投資收益，個(gè)體不僅能從自身健康中獲益還能從家庭成員健康中獲益。根據(jù)Jacobson L模型，少數(shù)民族流動(dòng)人口投資家庭成員的健康能使流動(dòng)家庭在遷移過(guò)程中獲得更多效用。由此提出研究假設(shè)H3：幼童和孕產(chǎn)婦等家庭成員的公共健康權(quán)益可獲得性和可及性程度，有助于提升其家庭定居意愿。

二、數(shù)據(jù)變量與描述性統(tǒng)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選擇CMDS 2018年數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)覆蓋全國(guó)31個(gè)?。▍^(qū)、市）和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)等流動(dòng)人口較為集中的流入地，總樣本15.2萬(wàn)，涉及流動(dòng)人口的人口學(xué)特征、家庭特征、流動(dòng)特征、社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征、基本公共衛(wèi)生服務(wù)、婚育特征等內(nèi)容。結(jié)合問(wèn)卷設(shè)計(jì)和研究需要，剔除流動(dòng)時(shí)間不足6個(gè)月的樣本，最終得到少數(shù)民族流動(dòng)人口有效樣本共11 657個(gè)；有6歲以下幼童共同居住的少數(shù)民族流動(dòng)人口家庭4 348個(gè)；有孕產(chǎn)婦共同居住的少數(shù)民族流動(dòng)人口家庭1 108個(gè)。

（二）核心變量與描述性統(tǒng)計(jì)

被解釋變量為少數(shù)民族流動(dòng)人口定居意愿。李樹茁等（2014）[35]認(rèn)為定居意愿是個(gè)人對(duì)現(xiàn)居住地是否打算長(zhǎng)期生存的決策，是一種遷移決策的判斷，結(jié)合已有文獻(xiàn)，學(xué)界通常把愿意在流入地居住5年以上看作是衡量流動(dòng)人口定居意愿的一項(xiàng)重要指標(biāo)[16，17]。由此，將問(wèn)題“您預(yù)計(jì)自己將在本地留多久”（1～2年、3～5年、6～10年、10年以上、定居、沒(méi)想好）中選擇居留5年及以上的視為有定居意愿，賦值為1，把居留時(shí)間選擇為5年以下或沒(méi)想好的認(rèn)為沒(méi)有定居意愿，賦值為0，構(gòu)建定居意愿的代理變量。

核心解釋變量為公共健康權(quán)益可及性。主要?jiǎng)趧?dòng)個(gè)體、孕產(chǎn)婦和兒童的公共健康權(quán)益是提升家庭健康水平的核心動(dòng)力，由此健康權(quán)益可及性分為個(gè)體公共健康權(quán)益可及性、幼童公共健康權(quán)益可及性和孕產(chǎn)婦公共健康權(quán)益可及性。針對(duì)個(gè)體樣本，選取衡量政府公共衛(wèi)生服務(wù)項(xiàng)目的“健康檔案建檔與否”、衡量公共醫(yī)療保障水平的“是否在流入地參與醫(yī)療保險(xiǎn)”“是否接受過(guò)免費(fèi)的公共健康教育”作為測(cè)量個(gè)體公共健康權(quán)益可及性的代理變量；針對(duì)有幼童的流動(dòng)家庭樣本，結(jié)合問(wèn)卷選取“是否接種國(guó)家規(guī)定免費(fèi)疫苗”“是否建立0～6歲兒童保健手冊(cè)”和“是否接受過(guò)免費(fèi)健康檢查”作為測(cè)量幼童公共健康權(quán)益可及性的代理變量；針對(duì)有孕產(chǎn)婦的流動(dòng)家庭樣本，結(jié)合問(wèn)卷選取“是否建立孕產(chǎn)婦檔案”“是否接受過(guò)產(chǎn)前檢查”“是否接受產(chǎn)后訪視”和“產(chǎn)后42天內(nèi)是否接受健康檢查”四個(gè)“0、1”虛擬變量作為測(cè)量孕產(chǎn)婦公共健康權(quán)益的代理變量，“1”表示獲得該項(xiàng)公共健康權(quán)益，“0”表示未獲得該項(xiàng)權(quán)益。

核心解釋變量的處理。將獲得一項(xiàng)及以上健康權(quán)益的賦值為1，其余情況賦值為0，構(gòu)建第1個(gè)解釋變量：公共健康權(quán)益可獲得性。將實(shí)際獲得的公共健康權(quán)益項(xiàng)目數(shù)量進(jìn)行加總，構(gòu)建第2個(gè)解釋變量：公共健康權(quán)益可及性程度，根據(jù)獲得的公共健康權(quán)益項(xiàng)數(shù)對(duì)公共健康權(quán)益可及性程度進(jìn)行評(píng)價(jià)，獲得“一項(xiàng)及以下”“兩項(xiàng)”“三項(xiàng)及以上”分別代表公共健康權(quán)益可及性的“差”“一般”“好”。

控制變量。選擇樣本的人口學(xué)特征（性別、年齡、夫妻居住狀況）、社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征（是否接受過(guò)義務(wù)教育、個(gè)人收入分組）、家庭特征（同住規(guī)模）和流動(dòng)特征（流動(dòng)范圍和流動(dòng)時(shí)長(zhǎng)）等作為控制變量。

現(xiàn)對(duì)主要變量特征進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析（見表1）。

公共健康權(quán)益可獲得性、可及性程度的分析。首先，公共健康權(quán)益的可獲得性方面，對(duì)個(gè)體而言，公共健康權(quán)益可獲得性在漢族和少數(shù)民族流動(dòng)人口群體間未表現(xiàn)出顯著差異；幼童和孕產(chǎn)婦的公共健康權(quán)益可獲得性均通過(guò)均值差異t檢驗(yàn)，少數(shù)民族流動(dòng)幼童和孕產(chǎn)婦的公共健康權(quán)益可獲得性顯著低于漢族幼童和孕產(chǎn)婦公共健康權(quán)益可獲得性，均值差異分別為0.011、0.011。其次，公共健康權(quán)益可及性程度方面，少數(shù)民族流動(dòng)個(gè)體、幼童、孕產(chǎn)婦的公共健康權(quán)益可及性程度顯著低于漢族流動(dòng)人口，孕產(chǎn)婦公共健康權(quán)益可及性程度在漢族和少數(shù)民族流動(dòng)人口的均值差異最大（0.101）。少數(shù)民族流動(dòng)個(gè)體公共健康權(quán)益可及性程度最低（1.375）。最后，公共健康權(quán)益具體類別方面，少數(shù)民族流動(dòng)個(gè)體健康檔案、醫(yī)療保險(xiǎn)權(quán)益均值顯著低于漢族流動(dòng)個(gè)體，其中醫(yī)療保險(xiǎn)均值差異最大（0.045）；少數(shù)民族流動(dòng)幼童的疫苗接種、建冊(cè)、免費(fèi)體檢三項(xiàng)權(quán)益均值顯著低于漢族流動(dòng)人口，其中疫苗接種權(quán)益均值差異最大（0.048）；少數(shù)民族流動(dòng)孕產(chǎn)婦建檔、產(chǎn)前檢查、產(chǎn)后訪視、產(chǎn)后檢查四項(xiàng)權(quán)益均值顯著低于漢族流動(dòng)孕產(chǎn)婦，其中產(chǎn)后檢查均值差異最大（0.044）。

個(gè)體特征方面，與漢族流動(dòng)人口相比，少數(shù)民族流動(dòng)人口年齡更小（低1.138 歲），女性更多（高0.040），自評(píng)健康狀況更差（低0.047），人均月收入2 000～4 999元的經(jīng)濟(jì)狀況更差（低0.142），受教育水平更低（低0.101）。受訪樣本的平均年齡近36歲，是家庭中的流動(dòng)主力，其定居意愿的決策能夠代表整個(gè)家庭的定居意愿。整理2018年CMDS數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，接受過(guò)九年制義務(wù)教育的少數(shù)民族流動(dòng)人口有近60%愿意定居流入地，而未接受九年制義務(wù)教育的僅有46%愿意定居流入地。這也反映出教育水平高的傾向于在流入地定居。

流動(dòng)特征與定居意愿方面。一是少數(shù)民族流動(dòng)范圍較廣，傾向于省內(nèi)跨市或者市內(nèi)跨縣流動(dòng)，漢族更傾向于跨省或者省內(nèi)跨市流動(dòng)。二是少數(shù)民族家庭化流動(dòng)趨勢(shì)存在，具體而言，75%的少數(shù)民族流動(dòng)人口伴有家庭成員共同流動(dòng)。三是少數(shù)民族流動(dòng)人口定居意愿較強(qiáng)，超過(guò)50%的少數(shù)民族流動(dòng)人口有定居意愿。

三、模型設(shè)定與統(tǒng)計(jì)結(jié)果

（一）BLR模型建構(gòu)

二分類因變量（是否有定居意愿，有定居意愿為“1”，沒(méi)有為“0”）的發(fā)生概率為非線性的，因此，選用非線性概率模型的二分變量對(duì)數(shù)比回歸模型（Binary Logistic Regression，簡(jiǎn)稱BLR）進(jìn)行回歸分析，通常使用事件發(fā)生比率（Odds Ratio，簡(jiǎn)稱OR）來(lái)解釋自變量與因變量的關(guān)系，即事件發(fā)生與不發(fā)生的概率之比，通過(guò)對(duì)事件發(fā)生概率進(jìn)行數(shù)理推導(dǎo)得出：

根據(jù)BLR函數(shù)的模型，p表示事件發(fā)生的概率，因此，Logitp是因變量某一種屬性發(fā)生的概率。

為得到線性表達(dá)式方便比較，將公式（1）轉(zhuǎn)換為幾率比：

在線性表達(dá)式（2）中，當(dāng)x增加一個(gè)單位時(shí)，得到新的幾率比Ω*：

因此，可以推導(dǎo)出，事件發(fā)生比率（OR）：

b為回歸系數(shù)。當(dāng)自變量為虛擬變量時(shí)，OR表示取值為1的發(fā)生比是參照類為0發(fā)生比的多少倍或者百分比。使用Stata.16運(yùn)行該模型，得到OR值，分析少數(shù)民族流動(dòng)人口公共健康權(quán)益可及性對(duì)定居意愿發(fā)生比的影響。

（二）公共健康權(quán)益可及性對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口定居意愿影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

運(yùn)用BLR模型，精準(zhǔn)刻畫和對(duì)比少數(shù)民族流動(dòng)人口及家庭成員公共健康權(quán)益可獲得性、可及性程度對(duì)流動(dòng)家庭定居意愿發(fā)生比的差異化影響。在控制個(gè)體特征、社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征、流動(dòng)特征等因素情況下，模型（1）分析公共健康權(quán)益可獲得性對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口定居意愿發(fā)生比的影響，模型（2）分析公共健康權(quán)益可獲得性、公共健康權(quán)益可及性程度對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口定居意愿發(fā)生比的共同影響（見表2）。

少數(shù)民族流動(dòng)個(gè)體公共健康權(quán)益可獲得性、可及性程度對(duì)其定居意愿的影響。BLR模型統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，當(dāng)單獨(dú)分析公共健康權(quán)益可獲得性時(shí)，個(gè)體公共健康權(quán)益可獲得性對(duì)自身定居意愿發(fā)生比的影響在1%水平上顯著，即個(gè)體獲得公共健康權(quán)益后，其定居意愿發(fā)生比提高，驗(yàn)證了研究假設(shè)H1。與未獲得公共健康權(quán)益的樣本相比，少數(shù)民族流動(dòng)個(gè)體獲得公共健康權(quán)益后的定居意愿發(fā)生比提高71%。當(dāng)在模型中加入公共健康權(quán)益可及性程度之后，少數(shù)民族流動(dòng)個(gè)體公共健康權(quán)益可獲得性對(duì)定居意愿發(fā)生比的影響變得不顯著，與此相對(duì)的是，公共健康權(quán)益可及性程度對(duì)其定居意愿發(fā)生比的影響顯著，少數(shù)民族流動(dòng)人口公共健康權(quán)益可及性程度越高，其定居意愿發(fā)生比越高，每增加一項(xiàng)公共健康權(quán)益則定居意愿發(fā)生比提升43%，驗(yàn)證了研究假設(shè)H2?？梢姡贁?shù)民族流動(dòng)人口在流入地所獲得的公共健康權(quán)益項(xiàng)目越多，公共健康權(quán)益可及性程度越高，定居意愿發(fā)生比越大。因此，少數(shù)民族流動(dòng)人口期望在流入地獲得更完善的公共健康權(quán)益。

少數(shù)民族流動(dòng)幼童公共健康權(quán)益可獲得性、可及性程度對(duì)家庭定居意愿的影響。當(dāng)單獨(dú)分析公共健康權(quán)益可獲得性時(shí)，少數(shù)民族流動(dòng)幼童公共健康權(quán)益可獲得性對(duì)家庭定居意愿的影響在10%水平上顯著，即少數(shù)民族家庭中幼童獲得公共健康權(quán)益能提高家庭定居意愿，流動(dòng)幼童獲得其中一項(xiàng)公共健康權(quán)益，少數(shù)民族家庭的定居意愿發(fā)生比提高61%。當(dāng)在模型中加入公共健康權(quán)益可及性程度之后，幼童公共健康權(quán)益可獲得性對(duì)定居意愿發(fā)生比的影響變?yōu)椴伙@著，可及性程度對(duì)家庭定居意愿的影響顯著。每增加一項(xiàng)幼童公共健康權(quán)益，少數(shù)民族家庭定居意愿的發(fā)生比提升30%，驗(yàn)證了研究假設(shè)H3?？梢姡贁?shù)民族流動(dòng)幼童在流入地所獲得的公共健康權(quán)益越多、公共健康權(quán)益可及性程度越高越能提升少數(shù)民族家庭定居意愿的發(fā)生比，驗(yàn)證了研究假設(shè)H3。

少數(shù)民族流動(dòng)孕產(chǎn)婦公共健康權(quán)益可獲得性、可及性程度對(duì)家庭定居意愿的影響。少數(shù)民族流動(dòng)孕產(chǎn)婦公共健康權(quán)益可獲得性對(duì)定居意愿發(fā)生比的影響不顯著，當(dāng)在模型中加入孕產(chǎn)婦公共健康權(quán)益可及性程度之后，孕產(chǎn)婦公共健康權(quán)益可獲得性對(duì)定居意愿發(fā)生比的影響仍然不顯著，而孕產(chǎn)婦公共健康權(quán)益可及性程度對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)家庭定居意愿發(fā)生比的影響正向顯著，驗(yàn)證了研究假設(shè)H3中家庭成員公共健康權(quán)益可及性有助于提高其家庭定居意愿。

綜上，2018年CMDS數(shù)據(jù)能夠解釋個(gè)體和家庭中幼童公共健康權(quán)益可獲得性、可及性程度與少數(shù)民族流動(dòng)人口定居意愿的顯著相關(guān)關(guān)系，尚未發(fā)現(xiàn)少數(shù)民族流動(dòng)孕產(chǎn)婦公共健康權(quán)益可獲得性對(duì)家庭定居意愿的影響。其中的原因在于我國(guó)產(chǎn)前保健、產(chǎn)后訪視等基本孕產(chǎn)檢服務(wù)覆蓋率為90%左右①柳葉刀重大報(bào)告：中國(guó)婦幼健康七十年，https：//cn.chinadaily.com.cn/a/202105/25/WS60ac885aa3101e7ce97517d7.html。，無(wú)論在流入地或流出地，孕產(chǎn)婦均能享受到孕產(chǎn)檢最基本的公共健康權(quán)益，少數(shù)民族流動(dòng)孕產(chǎn)婦在流入地獲得公共健康權(quán)益對(duì)家庭定居意愿的影響不顯著。

四、計(jì)量檢驗(yàn)與拓展分析

（一）公共健康權(quán)益可及性對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口定居意愿影響的內(nèi)生性檢驗(yàn)分析

影響少數(shù)民族流動(dòng)人口獲得健康權(quán)益的因素復(fù)雜。少數(shù)民族流動(dòng)人口的定居意愿與建立健康檔案或接受健康教育互相影響，定居意愿較高的少數(shù)民族流動(dòng)人口更期望在流入地獲得更多的公共健康權(quán)益，由此，可能存在自選擇的因果關(guān)系。本文使用工具變量法處理潛在的內(nèi)生性偏誤，對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口定居意愿與公共健康權(quán)益可及性可能存在的互為因果關(guān)系進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。

公共健康權(quán)益的數(shù)量、質(zhì)量取決于流入地政府衛(wèi)生財(cái)政支出高低，選擇與公共健康權(quán)益供給有關(guān)的財(cái)政支出（流入地城市2017年衛(wèi)生健康財(cái)政支出）為工具變量。根據(jù)孫菊（2011）[36]的研究，衛(wèi)生健康財(cái)政支出能顯著改善居民健康，提升公共健康權(quán)益可及性。綜上，流入地的衛(wèi)生健康財(cái)政支出與少數(shù)民族流動(dòng)人口的健康權(quán)益可及性密切相關(guān)，但衛(wèi)生健康財(cái)政支出不直接作用于少數(shù)民族流動(dòng)人口的定居意愿，滿足工具變量的基本條件。

因基準(zhǔn)模型的被解釋變量和內(nèi)生變量均為二值變量，使用條件混合估計(jì)法（Conditional Mixed Process，CMP）進(jìn)行兩階段回歸分析。2018年CMDS樣本覆蓋我國(guó)絕大部分地級(jí)市，為排除異常值，將衛(wèi)生健康財(cái)政支出進(jìn)行2.5%縮尾處理。

第一階段為衛(wèi)生健康財(cái)政支出工具變量及控制變量對(duì)公共健康權(quán)益可獲得性、公共健康權(quán)益可及性程度進(jìn)行回歸，第二階段為公共健康權(quán)益可獲得性、公共健康權(quán)益可及性程度和控制變量對(duì)定居意愿進(jìn)行回歸（見表3）。由于基準(zhǔn)回歸發(fā)現(xiàn)少數(shù)民族流動(dòng)孕產(chǎn)婦公共健康權(quán)益可獲得性與家庭定居意愿不顯著相關(guān)，未使用CMP模型對(duì)該方程進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。

表3 健康權(quán)益可及性影響少數(shù)民族流動(dòng)人口定居意愿的CMP模型兩階段估計(jì)結(jié)果

第一階段回歸估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，衛(wèi)生健康財(cái)政支出對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)孕產(chǎn)婦公共健康權(quán)益可及性程度并無(wú)顯著關(guān)系，不能滿足工具變量相關(guān)性條件，其可能的原因?yàn)樾l(wèi)生健康財(cái)政支出在流入地或流出地的支持差異不大，孕產(chǎn)婦公共健康權(quán)益的兜底保障完善、覆蓋率高，因此衛(wèi)生健康財(cái)政支出對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)孕產(chǎn)婦公共健康權(quán)益可及性程度的影響不顯著。衛(wèi)生健康財(cái)政支出對(duì)個(gè)體公共健康權(quán)益可獲得性、幼童公共健康權(quán)益可獲得性和幼童公共健康權(quán)益可及性程度的影響都在10%及以上的水平上顯著相關(guān)，滿足工具變量相關(guān)性條件，衛(wèi)生健康財(cái)政支出較全面地保障了少數(shù)民族流動(dòng)人口公共健康權(quán)益，促進(jìn)少數(shù)民族流動(dòng)個(gè)體、幼童和孕產(chǎn)婦公共健康權(quán)益可及性程度的提升。再觀察內(nèi)生性檢驗(yàn)參數(shù)rho_12值判別變量外生性，發(fā)現(xiàn)參數(shù)在模型2顯著異于0，說(shuō)明模型2存在內(nèi)生性問(wèn)題，rho_12值在模型1、模型3、模型4、模型5中不顯著，說(shuō)明個(gè)體健康權(quán)益可獲得性與個(gè)體、幼童和孕產(chǎn)婦公共健康權(quán)益可及性程度四個(gè)變量對(duì)定居意愿的影響不存在明顯的內(nèi)生性，直接參考基準(zhǔn)回歸結(jié)果。幼童在流入地的公共健康權(quán)益與流出地的公共健康權(quán)益差異較大，幼童在流入地獲得公共健康權(quán)益更能促進(jìn)家庭定居意愿。

（二）公共健康權(quán)益可及性對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口定居意愿影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)研究的可靠性，采用更換樣本范圍和替換核心解釋變量等方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。更換樣本范圍：一是剔除含有“模糊概念”的樣本，即回答定居意愿“沒(méi)想好”的樣本，因模糊的回答可能會(huì)對(duì)回歸結(jié)果產(chǎn)生一些影響。二是剔除醫(yī)療領(lǐng)域就業(yè)的少數(shù)民族流動(dòng)人口，該人群的公共健康權(quán)益可及性普遍較高?？傆?jì)刪除1 411個(gè)樣本，更換樣本范圍所得的回歸估計(jì)結(jié)果為模型（2）（見表6）。

替換核心解釋變量：重新界定“公共健康權(quán)益可及性”核心解釋變量，參照李勝連等（2016）文獻(xiàn)[37]，采用客觀賦權(quán)熵值法對(duì)離散型變量進(jìn)行處理：對(duì)“建立健康檔案”“接受健康教育”“參加醫(yī)療保險(xiǎn)”進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)，得到個(gè)人公共健康權(quán)益可及性；對(duì)“疫苗接種”“保健手冊(cè)”和“免費(fèi)體檢”進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)，得到幼童公共健康權(quán)益可及性；對(duì)“孕產(chǎn)婦檔案”“產(chǎn)前檢查”“產(chǎn)后訪視”“產(chǎn)后檢查”進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)，得到孕產(chǎn)婦公共健康權(quán)益可及性。確定少數(shù)民族流動(dòng)個(gè)體、幼童和孕產(chǎn)婦各自公共健康權(quán)益項(xiàng)目的權(quán)重（見表4）。健康檔案、醫(yī)療保險(xiǎn)子項(xiàng)目在個(gè)體公共健康權(quán)益可及性中權(quán)重較大，明顯高于健康教育子項(xiàng)目。幼童公共健康權(quán)益可及性受到疫苗接種權(quán)益、免費(fèi)體檢權(quán)益子項(xiàng)目的影響較大。對(duì)于少數(shù)民族流動(dòng)孕產(chǎn)婦而言，無(wú)論產(chǎn)前、產(chǎn)后，公共健康權(quán)益均至關(guān)重要，由此四項(xiàng)子項(xiàng)目對(duì)孕產(chǎn)婦公共健康權(quán)益可及性的作用程度相當(dāng)，均在0.2～0.3之間。

表4 基于熵值法計(jì)算的公共健康權(quán)益子項(xiàng)目權(quán)重

其次，根據(jù)公共健康權(quán)益各子項(xiàng)權(quán)重，進(jìn)一步計(jì)算少數(shù)民族流動(dòng)人口個(gè)體、幼童和孕產(chǎn)婦的公共健康權(quán)益可及性。從表5中可見，少數(shù)民族流動(dòng)孕產(chǎn)婦的公共健康權(quán)益可及性最高為0.867，少數(shù)民族流動(dòng)幼童的公共健康權(quán)益可及性次高為0.667，少數(shù)民族流動(dòng)個(gè)體的公共健康權(quán)益可及性最低為0.328。在減小被解釋變量的范圍和刪除部分樣本量的基礎(chǔ)上，引用熵值法進(jìn)行線性加權(quán)，估計(jì)結(jié)果為模型（3）（見表6）。

表5 基于熵值法加權(quán)計(jì)算所得的流動(dòng)人口公共健康權(quán)益可及性

表6 公共健康權(quán)益可及性影響少數(shù)民族流動(dòng)人口定居意愿的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明，少數(shù)民族流動(dòng)人口公共健康權(quán)益可及性對(duì)定居意愿影響通過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn)（見表6）。少數(shù)民族流動(dòng)個(gè)體的公共健康權(quán)益可及性顯著提升其定居意愿，少數(shù)民族流動(dòng)幼童和孕產(chǎn)婦的公共健康權(quán)益可及性顯著提升家庭定居意愿。

（三）公共健康權(quán)益可及性對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口定居意愿影響的異質(zhì)性分析

因個(gè)體特征、居住方式、語(yǔ)言使用和流動(dòng)范圍的不同，少數(shù)民族流動(dòng)人口公共健康權(quán)益可及性對(duì)其定居意愿的影響存在差異。現(xiàn)按不同特征，進(jìn)行分組的異質(zhì)性分析（見表7）。

表7 少數(shù)民族流動(dòng)人口公共健康權(quán)益可及性對(duì)其定居意愿影響的異質(zhì)性分析

結(jié)果表明，少數(shù)民族流動(dòng)人口中受教育程度較低的更期望在流入地獲得較多的公共健康權(quán)益，即公共健康權(quán)益可及性程度對(duì)較低學(xué)歷少數(shù)民族流動(dòng)人口定居意愿的影響效應(yīng)比對(duì)較高學(xué)歷少數(shù)民族樣本的影響更高。對(duì)初中及以下少數(shù)民族流動(dòng)人口來(lái)說(shuō)，每增加一項(xiàng)公共健康權(quán)益，對(duì)其定居意愿發(fā)生比的 影 響 增 加 了 36%（OR1.36），比接受過(guò)九年義務(wù)制教育或者更高學(xué)歷水平的少數(shù)民族樣本高7 個(gè)百分點(diǎn)。一般而言，受教育程度越高，少數(shù)民族流動(dòng)人口獲取健康權(quán)益的渠道越多；反之，受教育程度越低，對(duì)公共健康權(quán)益的依賴程度更高。會(huì)普通話的少數(shù)民族流動(dòng)人口定居意愿受到公共健康權(quán)益可獲得性的影響更大，使用少數(shù)民族語(yǔ)言的少數(shù)民族流動(dòng)人口定居意愿受到公共健康權(quán)益可及性程度的影響更大。對(duì)于不同居住安排的家庭，在流入地是否獲得公共健康權(quán)益對(duì)定居意愿的影響差異性較大。對(duì)于與配偶兩地分居的少數(shù)民族流動(dòng)人口而言，每增加一個(gè)公共健康權(quán)益項(xiàng)目對(duì)其定居意愿發(fā)生比的影響增加43%，比配偶同住的少數(shù)民族樣本定居意愿的影響高14個(gè)百分點(diǎn)。驗(yàn)證已有研究，家庭化流動(dòng)能夠提升流動(dòng)人口的健康水平（褚清華，2023）[38]。不同流動(dòng)范圍下，公共健康權(quán)益可及性對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口定居意愿發(fā)生比的影響存在差異。對(duì)于省內(nèi)跨市的少數(shù)民族流動(dòng)人口，每增加一項(xiàng)公共健康權(quán)益，對(duì)其定居意愿發(fā)生比的影響增加62%。相比之下，公共健康權(quán)益可及性程度對(duì)跨省樣本定居意愿的影響為31%。

五、結(jié)論與啟示

對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口公共健康權(quán)益，少數(shù)民族流動(dòng)幼童公共健康權(quán)益，少數(shù)民族流動(dòng)孕產(chǎn)婦公共健康權(quán)益進(jìn)行實(shí)證分析，剖析其公共健康權(quán)益可及性對(duì)定居意愿的影響。主要結(jié)論如下：

第一，公共健康權(quán)益可獲得性、可及性程度對(duì)流動(dòng)人口定居意愿存在顯著正向影響，影響效應(yīng)存在差異性。少數(shù)民族流動(dòng)個(gè)體和幼童的公共健康權(quán)益可獲得性與定居意愿存在顯著正向相關(guān)關(guān)系，少數(shù)民族流動(dòng)孕產(chǎn)婦公共健康權(quán)益可獲得性對(duì)其家庭定居意愿的影響不顯著，但其公共健康權(quán)益可及性程度與定居意愿呈顯著正向相關(guān)，每增加一項(xiàng)健康權(quán)益對(duì)其家定居意愿發(fā)生比的影響增加52%。此外，個(gè)體、幼童的公共健康權(quán)益可及性程度同樣對(duì)定居意愿呈顯著正相關(guān)關(guān)系，個(gè)體、幼童每增加一項(xiàng)公共健康權(quán)益其定居意愿發(fā)生比隨之增加。

第二，每一項(xiàng)健康權(quán)益對(duì)健康權(quán)益可及性的影響權(quán)重有所不同。少數(shù)民族流動(dòng)個(gè)體的各公共健康權(quán)益項(xiàng)目中，健康檔案權(quán)重最大（0.477），也就是說(shuō)該權(quán)益項(xiàng)目對(duì)個(gè)體公共健康權(quán)益可及性的影響效應(yīng)最大，其次為醫(yī)療保險(xiǎn)的影響效應(yīng)（0.444），健康教育權(quán)重的影響效應(yīng)最低（0.079）。少數(shù)民族流動(dòng)幼童公共健康權(quán)益的各項(xiàng)目中，疫苗接種的權(quán)重最大（0.420），也就是說(shuō)該權(quán)益項(xiàng)目對(duì)幼童公共健康權(quán)益可及性的影響效應(yīng)最大，其次為免費(fèi)體檢的影響效應(yīng)（0.316），保健手冊(cè)權(quán)重的影響效應(yīng)最低（0.264）。少數(shù)民族流動(dòng)孕產(chǎn)婦的每一項(xiàng)公共健康權(quán)益項(xiàng)目的權(quán)重均在0.2～0.3之間，可能的原因在于產(chǎn)前、產(chǎn)后都是必不可少的環(huán)節(jié)，由此四項(xiàng)公共健康權(quán)益項(xiàng)目對(duì)孕產(chǎn)婦公共健康權(quán)益可及性的作用程度相當(dāng)。

第三，對(duì)于不同差異特征的群體，獲得公共健康權(quán)益數(shù)量越多，其定居意愿發(fā)生比越高，但公共健康權(quán)益可及性的影響有所差異。對(duì)受教育程度較低的少數(shù)民族流動(dòng)人口，其公共健康權(quán)益可及性程度的影響程度比對(duì)受教育程度較高的少數(shù)民族流動(dòng)人口影響更高。公共健康權(quán)益項(xiàng)目每增加一項(xiàng)，對(duì)兩地分居的流動(dòng)人口定居意愿發(fā)生比影響增加了43%，比與配偶同住的影響高出14%左右。不同流動(dòng)范圍下，公共健康權(quán)益可及性對(duì)于少數(shù)民族流動(dòng)人口定居意愿發(fā)生比的影響具有差異性，省內(nèi)跨市的少數(shù)民族流動(dòng)人口公共健康權(quán)益可及性程度的影響更大。

我國(guó)少數(shù)民族流動(dòng)人口就醫(yī)服務(wù)需求大、健康服務(wù)斷檔多，健康管理面臨一定的現(xiàn)實(shí)挑戰(zhàn)，為了妥善解決和優(yōu)化少數(shù)民族流動(dòng)人口健康管理，我們要堅(jiān)持以鑄牢中華民族共同體意識(shí)為主線，提高少數(shù)民族流動(dòng)人口公共健康權(quán)益可及性。首先，增強(qiáng)少數(shù)民族流動(dòng)人口自我健康管理的意識(shí)，提高少數(shù)民族流動(dòng)人口獲取健康權(quán)益項(xiàng)目的積極性、主動(dòng)性和靈活性，優(yōu)化健康行為，提升健康水平，實(shí)現(xiàn)少數(shù)民族流動(dòng)人口健康狀況的高水平跨越。其次，重點(diǎn)關(guān)注少數(shù)民族流動(dòng)人口中的特殊需求群體，如省內(nèi)跨市流動(dòng)、受教育水平較低、兩地分居的少數(shù)民族流動(dòng)人口，全面促進(jìn)流動(dòng)人口公共衛(wèi)生服務(wù)均等化、均衡化發(fā)展。最后，加強(qiáng)健康知識(shí)宣傳和普及。增強(qiáng)健康教育的通俗易懂性，提升健康權(quán)益的多樣性，擴(kuò)寬線上健康教育的便捷性，加強(qiáng)社區(qū)網(wǎng)點(diǎn)精準(zhǔn)化建設(shè)和網(wǎng)絡(luò)社交平臺(tái)的區(qū)域投放，滿足少數(shù)民族流動(dòng)人口公共健康權(quán)益的全方位需求，豐富流動(dòng)人口的公共健康權(quán)益項(xiàng)目，加強(qiáng)對(duì)流動(dòng)幼童健康兜底保障，提升婦幼健康保障水平和層次，提升少數(shù)民族流動(dòng)人口公共健康權(quán)益可及性。?