医疗卫生服务可及性对农民工市民化意愿的影响研究

鲍曙光 柯 宓

内容提要：本文基于2017 年全国流动人口动态监测调查数据和中国地级市层面宏观数据，综合运用CMP 模型、PSM 方法、KHB 分解方法等实证分析了医疗卫生服务可及性对农民工市民化意愿的影响，并进一步讨论了其影响机制及异质性。研究结果表明：第一，医疗卫生服务可及性会正向影响农民工市民化意愿，且这一结论在考虑内生性问题和进行稳健性检验后仍然稳健。第二，医疗卫生服务可及性的3 个维度（可获得性、可达性、可负担性）均对农民工市民化意愿具有显著的正向影响。相比较而言，医疗卫生服务可及性对农民工市民化意愿的正向影响在第一代农民工和高人力资本水平、无患病经历、跨省流动与流入地为大城市的农民工群体中更为明显。第三，机制分析显示，医疗卫生服务可及性通过社会融入对农民工市民化意愿产生影响，间接效应占总效应的比重为42.744%。

《2022 年农民工监测调查报告》数据显示，2022 年全国农民工总量达到29562 万人，约占全国总人口的21%，比2021 年增加311 万人，农民工总体规模逐步扩大①《2022 年农民工监测调查报告》，国家统计局，https：//www.stats.gov.cn/sj/zxfb/202304/t20230427_1939124.html?eqid=9cbc6a950073378700000004644fbc05。。改革开放以来，农村劳动力向城市大规模的转移和就业结构的调整优化为中国经济快速发展做出了巨大贡献，但农民工在较大程度上承担了经济增长负外部性后果，农民工的迁移模式更多是“候鸟式迁移”而非永久性迁移，农民工市民化意愿整体偏低。根据2017 年中国流动人口动态监测调查数据，愿意在流入地城市定居的农民工仅占约三成。为了提高农民工市民化意愿，政府持续推进户籍制度改革，除了个别超大城市，大部分中小城市已经取消落户和购房限制。在医疗卫生方面，自2009 年“新医改”政策实施以来，国家出台的《中共中央国务院关于深化医药卫生体制改革的意见》《卫生事业发展“十二五”规划》《流动人口卫生和计划生育基本公共服务均等化试点工作方案》《“健康中国2030”规划纲要》《2022年新型城镇化和城乡融合发展重点任务》等一系列政策文件，都强调要做好流动人口基本公共卫生服务工作。虽然农民工享有的流入地城市公共卫生服务项目不断拓展，但农民工在流入地城市落户的意愿却在持续下降，农民工落户意愿下降成为农民工市民化的新难点（程郁等，2022）。提高农民工市民化意愿，成为当前推进以人为核心的新型城镇化建设、加快农民工市民化进程的焦点问题。

一、相关研究进展

农民工市民化意愿为何较低，已有文献主要从两个视角展开分析：其一，从就业歧视的视角出发，由于户籍制度限制，农民工在务工城市受到就业歧视，存在就业隔离等现象（孙婧芳，2017）；就业市场的城乡分割局面持续存在，农民工面临的就业不平等问题突出（魏后凯，2016）；农民工的就业状况和生存状况相较于城镇职工明显处于劣势（黄锟，2011）。其二，从城市公共服务的视角出发，农民工不能完全均等地享有城市公共服务，大城市公共服务对农民工的覆盖程度较低。甘行琼和李玉姣（2019）、刘金凤和魏后凯（2019）、赵如婧和周皓（2021）、李海涛等（2021）从不同角度讨论了城市公共服务对流动人口居留意愿和永久迁移的影响。提供公共服务是现代政府的基本职能。随着建设服务型政府的深入推进，公共服务体系建设也取得了较大进展。其中，公共卫生服务是公共服务体系的重要组成部分，保障农民工平等地享有公共卫生服务是城市均等化公共服务体系建设的重要内容。已有文献从公共服务均等化视角分析了公共卫生服务对农民工等流动人口市民化的影响。任洁等（2020）研究发现，获得基本卫生服务显著提升了农业流动人口的留城意愿。李海荣和杨晓楠（2021）研究发现，新型农村基本合作医疗对农民工落户城市具有显著的“推力”，城镇职工基本医疗保险对农民工落户城市具有明显的“拉力”。孟颖颖、韩俊强（2019）研究发现，参保地不同会对流动人口城市居留意愿产生差异性影响，且其影响均随医疗保障制度待遇水平的提高而增强。祝仲坤（2021）系统考察了公共卫生服务是如何影响农民工留城意愿的，研究指出，公共卫生服务能显著提升农民工的留城意愿。

已有文献多集中于考察公共卫生服务均等化对农民工等流动人口市民化的影响，研究公共卫生服务可及性对农民工市民化影响的文献相对较少。孟颖颖和韩俊强（2019）、邓睿（2022）、汤兆云（2022）分别分析了医疗保险制度对流动人口在居住地卫生服务利用的影响、卫生服务可及性对农民工主观生活质量的影响、基本医疗公共服务可及性对新生代农民工再生育意愿的影响，但并未涉及农民工市民化意愿问题。张开志等（2020）构建公共服务可及性综合指数，实证分析迁入地公共服务可及性与流动人口永久迁移意愿的关系，但该研究主要从公共服务体系整体出发来加以考察，并未深入研究公共卫生服务的作用。与本文主题比较类似的是喻开志等（2020）的研究，其分析发现，建立健康档案等增进健康权益可及性的措施会提高农民工市民化意愿，但该研究对农民工健康权益的衡量较为简单。梁土坤（2022）则考察了家庭医生政策的市民化效应，研究发现，家庭医生政策具有提高流动人口自评健康水平和提升其市民化意愿的双重效应。

鉴于此，本文基于2017 年全国流动人口动态监测调查数据和地级市宏观经济社会数据，深入研究医疗卫生服务可及性对农民工市民化意愿的影响，并进一步分析其影响机制及异质性。本文的边际贡献在于：其一，现有研究多考察公共卫生服务均等化与农民工市民化的关系，本文构建医疗卫生服务可及性测度指标，从可及性视角出发系统研究公共卫生服务水平对农民工市民化意愿的影响，开拓了研究视角，丰富了相关研究；其二，本文从社会融入和自评健康等层面，分析医疗卫生服务可及性影响农民工市民化意愿的作用机制。本文综合运用CMP 模型、PSM 方法、KHB 分解方法进行实证检验，考虑了内生性等问题，保证了研究结论的稳健性。本研究的政策意义在于，为加强公共服务体系建设、促进城市公共卫生服务全方位惠及农民工群体、持续推动农民工市民化进程、助力农民工加快融入城市共享改革发展红利提供了决策依据及其经验证据。

二、理论分析与研究假说

（一）医疗卫生服务可及性

“可及性”（Access）概念最早来源于卫生服务领域的相关研究。概言之，医疗卫生服务可及性是指“居民实现基本医疗卫生需求的难易程度”（Robbins，2000）。Anderson（1968）最早提出了卫生服务可及性的概念。此后，Aday and Anderson（1974）、Gulliford 等学者（2001）进一步拓展了医疗卫生服务可及性研究，提出了相应的分析框架。Penchansky and Thomas（1981）构建了医疗卫生服务满意度评估模型，明确了可及性包含的5 个维度，即可获得性、可达性、可负担性、适切性和可接受性，为测度医疗卫生服务可及性水平提供了依据。医疗卫生服务可获得性是指医疗体系为患者提供医疗卫生服务资源的充足性，强调医疗卫生服务资源总量；可达性强调患者获得医疗卫生服务在地理空间上的便利程度，即患者到达医疗服务机构所需付出的成本；可负担性是指医疗卫生服务价格与患者收入、支付能力承受范围的关系；适切性是指医疗卫生服务资源的提供能否与患者的特征相匹配或相适合，体现患者对服务合适程度的感知；可接受性是指患者对医疗卫生服务提供主体的看法或态度。其中，可获得性、可达性和可负担性为公共服务可及性的客观维度，直接决定个体获得服务的机会及其成本，对适切性和可接受性的评价则依赖个体主观感受。

（二）理论分析

农民工市民化意愿受到很多因素的影响，其中流入地城市的公共服务是影响农民工市民化意愿的重要因素（刘金凤、魏后凯，2019），医疗卫生服务是城市公共服务的重要组成部分。流入地城市医疗卫生服务覆盖了农民工并不代表农民工能实际享有与城市本地居民同等的服务，农民工实际享有的医疗卫生服务还受到医疗卫生服务可及性的影响。可及性影响农民工实际享有的公共服务水平，代表了农民工实际公共服务“消费”情况。据调查，流动人口患病后的就诊率、住院率很低（岳经纶、李晓燕，2014），健康档案建档率也远低于城市本地户籍人口（范宪伟，2019），还面临异地就医报销手续烦琐等问题（孟颖颖、韩俊强，2019）。这些都显示农民工在流入地城市的医疗卫生服务可及性较低，影响农民工实际享有的公共服务水平，进而影响农民工市民化意愿。只有当政府向农民工提供充足的医疗卫生服务，且所提供的医疗卫生服务能够匹配农民工的需求时，农民工才能实际享有与城市本地居民均等的医疗卫生服务。因此，医疗卫生服务可及性是影响农民工实际享有的医疗卫生服务水平的关键因素，进而影响其市民化意愿。

具体来说，可获得性是指公共医疗服务资源的充足性，医疗服务体系为农民工提供的医疗服务资源越丰富，越能满足农民工的医疗卫生服务需求。农民工享有充足的医疗卫生服务，能有效提升农民工生活质量和保障农民工健康，进而有利于提高农民工市民化意愿。随着国家不断推动农民工平等享受基本公共卫生服务，农民工医疗卫生服务可获得性不断提升。可达性和可负担性代表了农民工享有流入地城市医疗卫生服务需承担一定成本，包括支付医疗卫生服务费用（即医疗服务的价格）、交通及时间成本等。从实际情况看，城市本地户籍人口的医疗设施可达性要优于流动人口（陶印华、申悦，2018），城乡居民医保制度设计、管理方式等仍体现出明显的地域分割性（宁满秀等，2022），农民工医疗卫生服务可负担性要显著弱于城市本地户籍人口。这些因素导致农民工在流入地城市的卫生服务利用状况不及城市本地户籍人口，不利于农民工享有均等的医疗卫生服务，进而影响其市民化意愿。这些都体现出，医疗卫生服务的可达性和可负担性是影响农民工享有医疗卫生服务水平的重要因素，进而影响其市民化意愿。适切性和可接受性分别表示服务提供方式和服务提供主体特征是否和农民工需求相匹配，通常以农民工的主观感受，如满意度等来衡量。医疗卫生服务的适切性和可接受性越高，农民工对医疗卫生服务的提供方式及提供主体越满意，其越能从城市医疗卫生服务体系中受益，有利于农民工融入城市和保障农民工健康，提升其市民化意愿。医疗卫生服务可及性影响农民工市民化意愿的分析框架见图1。

图1 医疗卫生服务可及性影响农民工市民化意愿的分析框架

根据上述分析，医疗卫生服务可及性对农民工市民化意愿具有重要作用。但是，这一观点仍需要进一步的实证检验。并且，因农民工个体特征、家庭特征和流入地城市特征等方面的差异，医疗卫生服务可及性对农民工市民化意愿的影响可能具有异质性。据此，本文提出研究假说1。

H1：医疗卫生服务可及性对农民工市民化意愿存在正向影响。

医疗卫生服务可及性主要从主观和客观两个层面影响农民工市民化意愿。一方面，医疗卫生服务可及性通过健康水平影响农民工市民化意愿，这是客观层面的影响渠道。健康教育、建立健康档案等提高医疗卫生服务可及性的措施，能够提升农民工的健康素养，促进农民工养成良好的健康习惯，进而实现其健康水平的提高。同时，医疗卫生服务可及性的提高能够使农民工更加方便快捷地享有医疗卫生服务，也有利于保护农民工身体健康。有研究显示，农民工健康水平会影响其市民化意愿（祝仲坤，2021；程郁等，2022）。

另一方面，医疗卫生服务可及性通过社会融入影响农民工市民化意愿，这是主观层面的影响渠道。提高医疗卫生服务可及性，有利于农民工切实享有居民待遇，增进农民工对城市的归属感和认同感，推动农民工融入城市（张开志等，2020）；随着农民工在流入地城市住房条件的日益改善、就业壁垒的逐渐消除，医疗保险对农民工融入城市的综合影响会越来越强（程郁等，2022）。农民工融入城市是提高农民工市民化意愿的基础，也是农民工市民化的前提。据此，本文提出研究假说2 和研究假说3。

H2：医疗卫生服务可及性通过健康水平对农民工市民化意愿产生影响。

H3：医疗卫生服务可及性通过社会融入对农民工市民化意愿产生影响。

三、数据、变量与模型

（一）样本数据

本文使用的数据主要来自2017 年全国流动人口动态监测调查（China Migrants Dynamic Survey，CMDS）。全国流动人口动态监测调查是国家人口和计划生育委员会自2009 年起连续开展的大规模全国性流动人口抽样调查，2017 年的调查涵盖31 个省（区、市）和新疆生产建设兵团，采取分层、多阶段、与规模成比例的抽样方法。考虑到宏观层面因素对本文研究的影响，笔者将2017 年《中国城市统计年鉴》数据与2017 年CMDS 数据匹配，形成本文的样本数据。考虑到本文研究主题及数据可获得性，笔者删除了在流入地居住时间在6 个月以内，流动原因为投亲靠友、学习培训、出生及其他，户籍为非农户口的样本。在进行上述处理并剔除重要信息缺失的样本后，本文获得有效样本87330 个。

（二）变量选择与描述

1.被解释变量

本文的被解释变量为“农民工市民化意愿”。本文根据2017 年CMDS 问卷“流动及居留意愿”板块中的问题——“今后一段时间，您是否打算继续留在本地？”来衡量农民工市民化意愿。对这一问题的回答，问卷中有“1—2 年”“3—5 年”“6—10 年”“10 年以上”“定居”“没想好”等6 个选项。本文参照祝仲坤（2021）的方法，将赋值规则定义为：若受访者愿意在本地居住5 年以上（涵盖“6—10年”“10 年以上”“定居”等3 个选项），则“农民工市民化意愿”变量赋值为1，否则赋值为0。根据本文的样本数据，受访者愿意在本地居住5 年以上的样本占总样本的比重为38.1%。

2.核心解释变量

本文的核心解释变量为“医疗卫生服务可及性”。由前文分析可知，医疗卫生服务可及性包含可获得性、可达性、可负担性、适切性、可接受性等5 个维度。基于问卷设置和数据可得性，并参考邓睿（2022）的研究方法，本文从可获得性、可达性和可负担性三个方面衡量医疗卫生服务可及性。这三个维度是医疗卫生服务可及性的客观维度，虽然无法从五个方面全面衡量医疗卫生服务可及性，这也是本研究的不足之一，但从客观维度进行测度是在现有约束下对医疗卫生服务可及性最全面的测度，且能够反映当前医疗卫生服务可及性的部分特征。其中，可获得性是指农民工享有医疗卫生服务资源的数量，体现为农民工享有服务的丰富程度，包括基本健康管理、传染病防控等项目，因此本文使用“健康教育种类”来衡量农民工享有医疗卫生服务的可获得性。该指标在2017 年CMDS问卷中被操作化为“过去一年，您在现居住村/居是否接受过以下方面的健康教育”，相应选项包括“职业病防治”“性病或艾滋病防治”“心理健康”等9 项内容。农民工接受过健康教育的种类为健康教育数量变量的赋值。健康教育数量变量得分越高，则农民工接受过健康教育的种类越多，相应的农民工享有的医疗卫生服务资源越多。

可达性强调医疗卫生服务的获得在地理空间上的便利程度。本文使用“到医疗服务机构的距离”来衡量农民工享有医疗卫生服务的可达性。该指标在2017 年CMDS 问卷中被操作化为“从您居住地到最近的医疗服务机构（包括社区卫生服务中心、村居医务室、医院等）需要多长时间”。答案包括“1 小时以上”“30 分钟（不含）—1 小时（含）”“15 分钟（不含）—30 分钟（含）“15 分钟以内””，本文依次为“到医疗服务机构的距离变量”赋值1、2、3、4。农民工居住地到最近的医疗服务机构的距离越近，该变量分值越高。

可负担性是指农民工能否承受医疗卫生服务价格。本文以农民工参与社会医疗保险情况衡量医疗卫生服务的可负担性。农民工参与社会医疗保险，能够在就医和住院时报销一部分医疗费用，从而降低农民工医疗负担。因此，本文根据2017 年CMDS 问卷相应的题项“您目前参加下列何种社会医疗保险”，使用“社会医疗保险”变量来衡量医疗卫生服务的可负担性。若农民工未参加任何保险，则社会医疗保险变量赋值为0；若农民工参加了新型农村合作医疗保险，则社会医疗保险变量赋值为1；若农民工参加了城乡居民合作医疗保险，则社会医疗保险变量赋值为2；若农民工参加了城镇居民医疗保险，则社会医疗保险变量赋值为3；若农民工参加了城镇职工医疗保险，则社会医疗保险变量赋值为4；若农民工参加了公费医疗，则社会医疗保险变量赋值为5。

本文采用熵值法，为上述三个指标赋予权重，并加总得到医疗卫生服务可及性得分。医疗卫生服务可及性体现了医疗卫生服务体系满足农民工医疗卫生需求、适配农民工个体特征并使农民工能便利获得医疗卫生服务的程度。

3.作用机制变量

本文作用机制变量为“健康状况”和“社会融入”。其中，以农民工自评衡量健康状况。2017 年CMDS 问卷中相应的问题为“您的健康状况如何？”，“健康状况”选项是取值在1—4 的连续变量，数值越大，农民工健康状况越好。“社会融入”是一个宽泛的概念，本文重点关注农民工的心理融入，对于“社会融入”的衡量是基于2017 年CMDS 问卷“社会融合”板块中的“我愿意融入本地”“本地人是否接受自己”“我觉得自己是本地人”“本地人看不起外地人”4 个问题。正向问题的赋值规则为：完全不同意=1、不同意=2、基本同意=3、完全同意=4，负向问题的赋值规则为：完全同意=1、基本同意=2、不同意=3、完全不同意=4。本文采用等权重方法，将四个指标取值加总取平均值，得到“社会融入”变量取值。

4.控制变量

参考张开志等（2020）、祝仲坤（2021）和邓睿（2022）的研究，本文控制了个体、家庭及宏观层面的变量。在个体人口学特征层面，本文选择受访者年龄、性别、受教育程度、婚姻状况作为控制变量，在个体就业和流动特征层面，本文选择受访者所在行业、职业、流动范围和流动时间作为控制变量；在家庭层面，本文选择是否有承包地、是否有宅基地、家庭规模和家庭总收入作为控制变量；在宏观层面，本文选择人均地区生产总值、产业结构、人口数、万人医生数作为控制变量。模型变量定义及描述性统计结果如表1 所示。

（三）模型设定

由于被解释变量为二分类变量，故本文采用Probit 模型进行回归分析，模型具体设置如下：

其中，Yi为农民工市民化意愿，PSAi为医疗卫生服务可及性，亦即本文的核心解释变量；Mi为控制变量向量；α、β 和λ为待估参数；εi为随机扰动项。

本文的估计模型可能存在内生性问题。医疗卫生服务可及性对农民工市民化意愿的影响可能存在自选择问题，即个体特征不同的农民工对公共服务可及性的偏好程度不同，注重公共服务体验的个体更倾向于到公共服务可及性水平较高的地区定居（张开志等，2020）。同时，估计模型也可能出现遗漏变量导致的内生性问题。

鉴于此，本文主要采用以下两种方法缓解内生性问题。其一是工具变量法。由于被解释变量为离散变量，使用两阶段最小二乘法（2SLS）得到的估计结果可能有偏，故本文采用IV-Probit 模型和工具变量条件混合过程（Conditional Mixed Process，CMP）估计法进行内生性检验。其中，CMP 模型以似不相关回归为基础，基于极大似然估计法构建递归方程组，能够拟合一系列多重方程、多级和条件递归混合过程估计量（邓睿，2022）。其二是倾向得分匹配（Propensity Score Matching，PSM）方法。PSM 方法通过匹配的方式使处理组与控制组的协变量平衡，从而缓解可观测变量的系统差异，进而得到平均处理效应（Average Treatment Effect on Treated，ATT）。

现有文献多采用Baron and Kenny（1986）提出的中介效应模型来检验影响机制，但这一模型主要针对被解释变量为连续变量的情况，多适用于线性回归模型，不符合本文的建模要求。因此，本文采用Kohler et al.（2011）提出的KHB 方法，该方法适用于非线性回归模型。本文的被解释变量为离散变量，适合使用KHB 方法进行中介效应检验。

四、实证结果分析

（一）基准回归结果

基于Probit 模型回归得到的医疗卫生服务可及性对农民工市民化意愿影响的估计结果如表2所示。表2 所有回归均为Probit 模型边际效应的回归结果。回归1 控制了核心解释变量和个体人口学特征的控制变量，回归2 在回归1 的基础上增加了个体就业和流动特征的控制变量，回归3 在回归2 的基础上增加了家庭层面的控制变量，回归4 在回归3 的基础上增加了宏观层面的控制变量。本文以表2 回归4 的估计结果为基准来分析医疗卫生服务可及性对农民工市民化意愿的影响。

由表2 的估计结果可知，在逐步增加控制变量的情况下，核心解释变量医疗卫生服务可及性对农民工市民化意愿影响的边际效应都在1%的水平上显著。根据表2 回归4 的估计结果，医疗卫生服务可及性每提高1%，农民工市民化意愿提升17.8%。上述分析表明，医疗卫生服务可及性对农民工市民化意愿存在显著正向影响，假说1 初步得证。

控制变量的回归结果与已有研究基本一致。其中：年龄对农民工市民化意愿存在非线性影响，在到达年龄拐点之前，农民工市民化意愿随农民工年龄增长而呈上升趋势，但上升速度呈递减趋势，说明年富力强的农民工应当是未来推进农民工市民化的重点群体；农民工受教育程度越高，其市民化意愿越强；流入地城市人均地区生产总值对农民工市民化意愿具有显著正向影响，说明地区经济发展水平提高可以有效提升农民工市民化意愿。

（二）内生性讨论

根据上述分析，本文分别利用CMP 模型及PSM 方法展开内生性讨论。使用CMP 模型进行估计需要先寻找合适的工具变量。本文将2013 年在全国40 个流动人口较集中的城市开展的流动人口卫生和计划生育基本公共服务均等化试点工作视为自然实验，构建医疗卫生服务可及性的工具变量。该项试点旨在提高流动人口卫生和计划生育基本公共服务均等化程度和可及性水平，内容包含建立健全流动人口健康档案、开展流动人口健康教育工作等。这一试点能够积极推动地方政府加强对流动人口医疗卫生服务的投入力度，显著提高流入地城市医疗卫生服务对农民工群体的可及性，满足工具变量相关性要求。而宏观层面上农民工务工城市是否入选试点，一般与微观层面上农民工市民化意愿不存在直接的相关关系。基于这一思路，本文构建医疗卫生服务均等化试点变量，作为医疗卫生服务可及性的工具变量。如果农民工所在城市属于流动人口卫生和计划生育基本公共服务均等化试点城市，则“医疗卫生服务均等化试点”变量赋值为1，否则赋值为0。

CMP 模型的两阶段估计结果如表3 所示。由表3 的估计结果可知，atanhrho_12 值显著异于0，说明医疗卫生服务可及性确为内生变量，运用CMP 模型进行估计是合理的。利用CMP 模型回归得到的估计结果也显示医疗卫生服务可及性对农民工市民化意愿具有显著正向影响，进一步验证了前述结论的稳健性。

表3 内生性检验：CMP 模型估计结果

接下来，本文采用倾向得分匹配法缓解可观测变量的系统误差，进而得到医疗卫生服务可及性对农民工市民化意愿影响的平均处理效应。本文将医疗卫生可及性的均值作为分界点识别处理组和控制组，综合运用近邻匹配（1 对4 匹配）、半径匹配（卡尺范围为0.06）和核匹配（带宽为0.06）方法对样本进行匹配。表4 报告了匹配前后控制变量的平衡性检验结果。在匹配后，全部控制变量的标准化偏差值由13.1%下降至0.7%—1.1%，其绝对值均已低于10%。Pseudo-R2值从匹配前的0.059下降到匹配后的0.000，LR 统计量从匹配前的6712.40 下降到匹配后的13.02—23.18。Pseudo-R2值和LR 统计量在匹配后有较大幅度下降，说明匹配后处理组与控制组的控制变量不存在系统性差异，匹配效果良好。匹配后处理组和对照组的倾向得分值具有大范围的重叠区域，仅有8 个样本处于共同支撑域之外，说明匹配并未损失过多样本，匹配效果良好。

表4 匹配前后控制变量的平衡性检验结果

PSM 估计结果如表5 所示。表5 的平均处理效应估计结果显示，无论采取何种匹配方法，医疗卫生服务可及性对农民工市民化意愿都具有显著正向影响。采用PSM 方法得到的估计结果与前文的基本结论吻合。

表5 平均处理效应：基于PSM 方法的估计结果

（三）稳健性检验

1.替换被解释变量

本文将农民工市民化意愿的衡量方式由农民工长期居留本地意愿替换为农民工落户意愿，构建Probit 模型进行稳健性检验。本文根据2017 年CMDS 问卷“流动及居留意愿”板块中的问题——“如果您符合本地落户条件，您是否愿意把户口迁入本地？”来定义农民工落户意愿变量。若受访者的答案是“愿意”，则“农民工落户意愿”变量赋值为1，否则赋值为0。由表6 回归1 的估计结果可知，替换被解释变量后，医疗卫生服务可及性依然在1%的水平上显著正向影响农民工落户意愿，与前文分析得到的结论一致。

表6 稳健性检验估计结果

2.替换核心解释变量

在上述回归中，核心解释变量医疗卫生服务可及性是运用熵值法加总可获得性、可达性、可负担性3 个维度指标得到。本文对这3 个可及性维度指标进行探索性因子分析，重新计算医疗卫生服务可及性得分。本文以特征值大于1 为标准保留2 个公因子（累积方差解释率达到68.60%）①KMO 值为0.5，Bartlett 球度检验的P 值为0.000，说明采用因子分析法是合适的。，最终得到综合因子得分，并以此来衡量医疗卫生服务可及性变量。同时，居住证是农民工为在流入地城市长期居住而申请的证明，是享有流入地城市居民待遇和基本公共服务的凭证，与流入地城市医疗卫生服务可及性具有相关性。因此，本文采用居住证变量替代医疗卫生服务可及性变量对农民工市民化意愿进行回归。2017 年CMDS 问卷中相应的问题为“您是否办理了暂住证或居住证”，如果办理了相关证明，则“居住证”变量赋值为1，否则赋值为0。表6 回归2 的估计结果显示，以综合因子得分衡量的医疗卫生服务可及性依然在1%的水平上显著正向影响农民工市民化意愿。表6 回归3 的估计结果显示，办理居住证对农民工市民化意愿存在显著提升作用。替换核心解释变量后所得到的估计结果与基准回归基本一致，说明前述研究结论具有稳健性。

3.更换估计方法

本文更换估计方法，采用OLS 模型进行回归。由表6 回归4 的估计结果可知，OLS 回归得到的核心解释变量医疗卫生服务可及性的估计系数为正，且在1%的水平上显著。再次证明了假说1 成立，即医疗卫生服务可及性对农民工市民化意愿存在正向影响。

4.调整样本

北京市、上海市、广州市和深圳市四大一线城市的发展水平要明显高于其他城市，本文删除与其他城市存在显著差异的四大一线城市样本，采用Probit 模型进行回归。由表6 回归5 的估计结果可知，删除部分样本后，医疗卫生服务可及性依然在1%的水平上显著正向影响农民工市民化意愿。前述研究结论具有稳健性。

五、进一步讨论

（一）异质性分析

首先，前文分析结论是基于医疗卫生服务可及性总指标层面回归得到的平均影响效应，接下来将考察医疗卫生服务可及性的细分维度对农民工市民化意愿影响的异质性。如前文所述，核心解释变量医疗卫生服务可及性包含3 个维度（可获得性、可达性、可负担性）的指标。本文从这3 个维度来分别考察其对农民工市民化意愿的影响，所得估计结果如表7 所示。由表7 回归1 至回归3 的估计结果可知：社会医疗保险、健康教育种类对农民工市民化意愿影响的边际效应为正，且均在1%的水平上显著；到医疗服务机构的距离对农民工市民化意愿影响的边际效应为正，且在5%的水平上显著。也就是说，医疗卫生服务可及性的3 个维度（可获得性、可达性、可负担性）均对农民工市民化意愿具有显著的正向影响。

表7 分医疗卫生服务可及性维度的异质性分析（Probit 模型）

其次，医疗卫生服务可及性对不同代际和不同人力资本水平的农民工市民化意愿的影响可能存在差异。本文参照学界惯例，将出生于1980 年之前的农民工界定为第一代农民工，将出生于1980 年及以后的农民工界定为新生代农民工，分别进行回归。由表8 回归1 和回归2 的估计结果可知，医疗卫生服务可及性对两代农民工市民化意愿均具有显著正向影响，且对第一代农民工市民化意愿的影响更大。可能的原因是：第一代农民工承担的家庭压力较大，面临的健康方面的问题较多，更加看重医疗卫生服务资源的充足程度与便利程度，医疗卫生服务可及性的提高对其市民化意愿的提升作用更大。而新生代农民工大多年富力强，可能更加看重就业机会和经济收入等其他方面的因素。本文将受教育程度为初中及以下的农民工划分为低人力资本组，将受教育程度为高中及以上的农民工划分为高人力资本组，分别进行回归。由表8 回归3 和回归4 的估计结果可知，医疗卫生服务可及性对高人力资本组和低人力资本组农民工市民化意愿均存在显著正向影响，且对低人力资本组的影响要小于对高人力资本组的影响。可能的原因是：低人力资本组农民工自身受教育程度有限，在获得医疗卫生服务方面面临的障碍和门槛较多。随着医疗卫生服务可及性的提高，农民工享有流入地城市医疗卫生服务的门槛降低了，高人力资本组农民工更有能力利用城市医疗服务体系。

表8 分个体特征的异质性分析（Probit 模型）

再次，医疗卫生服务可及性对农民工市民化意愿的影响可能因农民工患病经历不同而存在差异。一种可能的情形是，只有当农民工存在健康问题且去医院就医后，农民工市民化意愿才会显著受到医疗卫生服务可及性影响而明显提升（邓睿，2022）。因此，本文根据2017 年CMDS 问卷“健康与公共服务”板块中的问题——“最近一年您本人是否有患病（负伤）或身体不适的情况”，将样本划分为有患病经历和无患病经历两组，分别进行回归。根据表8 回归5 和回归6，无论农民工有无患病经历，医疗卫生服务可及性对农民工市民化意愿均具有显著正向影响，且对无患病经历的农民工市民化意愿的影响要大于对有患病经历的农民工的影响。这说明可及性对农民工市民化意愿的影响并不主要来源于农民工的“患病体验”。可能的原因是：健康教育等医疗卫生服务项目多属于事前预防措施，能够提高农民工健康素养，降低农民工面临的健康风险，因而农民工无论是否有患病经历，其市民化意愿均随医疗卫生服务可及性提高而得到提升。

最后，医疗卫生服务可及性对流动范围和务工城市规模不同的农民工市民化意愿的影响可能存在差异。本文根据流动范围将样本划分为跨省流动样本和省内流动样本，分别进行回归。根据《国务院关于调整城市规模划分标准的通知》确定的城市规模划分标准，本文将农民工务工城市人口大于500 万的城市设定为大城市，其余城市划分为中小城市，分别进行回归。由表9 回归1 和回归2 的估计结果可知，医疗卫生服务可及性对跨省流动和省内流动农民工市民化意愿均存在显著正向影响，且对跨省流动农民工的影响要更大。由表9 回归3 和回归4 的估计结果可知，医疗卫生服务可及性对不同城市等级的农民工市民化意愿均存在显著正向影响，且对大城市农民工市民化意愿的影响要更大。可能的原因是：副省级及以上城市（特别是超大、特大城市），农民工面临的落户限制更大，公共服务对农民工的覆盖程度较低（程郁等，2022），但这也使得大城市医疗卫生服务可及性的提升空间较大，对农民工市民化意愿的促进作用更为明显；而中小城市本身医疗卫生服务可及性提升空间相对有限，因而对农民工市民化意愿的促进作用较小。

表9 分流动特征的异质性分析（Probit 模型）

（二）影响机制分析

本文接下来使用KHB 分解方法对医疗卫生服务可及性影响农民工市民化意愿的作用机制进行检验，选取健康状况和社会融入作为中介变量。利用KHB 方法得到的医疗卫生服务可及性通过健康状况和社会融入影响农民工市民化意愿的直接和间接效应。估计结果如表10 所示。其中，间接效应即中介效应，直接效应为中介变量对被解释变量的直接影响。

表10 影响机制分析：基于KHB 方法的估计结果

根据表10 的估计结果，健康状况的间接效应并不显著，而社会融入的间接效应为正，且在1%的水平上显著，表明社会融入具有部分中介效应，医疗卫生服务可及性通过社会融入间接提高农民工市民化意愿。进一步分析影响机制可知，社会融入发挥的间接效应占医疗卫生服务可及性影响农民工市民化意愿总效应的比重为42.744%，间接效应所占比重较大。这说明，医疗卫生服务可及性能够有效缩小农民工与城市社会的距离，提高农民工对城市的归属感和认同感，进而提升农民工市民化意愿。这也进一步说明，要提高农民工市民化意愿，固然要在供给侧发力，增加医疗卫生服务供给并提升其对农民工的可及性程度，但更要从需求侧着眼，使医疗卫生服务供给更加匹配农民工需求，提升农民工医疗卫生服务获得感，从而提升农民工社会融入程度，进而促进农民工市民化意愿提升。

综上可知，医疗卫生服务可及性通过健康状况间接提高农民工市民化意愿的影响机制未得到验证，假说2 未得证。但医疗卫生服务可及性通过增进社会融入间接提高农民工市民化意愿，研究假说3 得证。

六、研究结论与政策建议

（一）研究结论

本文基于2017 年全国流动人口动态监测调查数据和中国地级市层面宏观数据，系统评估了医疗卫生服务可及性对农民工市民化意愿的影响，并进一步分析了其影响机制及异质性。研究结果表明：第一，基准估计结果显示，医疗卫生服务可及性显著提高了农民工市民化意愿，且这一结论在利用CMP 模型、PSM 方法缓解内生性问题、采取替换被解释变量和核心解释变量，以及调整样本等方法进行稳健性检验后，仍然成立。第二，医疗卫生服务可及性的3 个维度（可获得性、可达性、可负担性）均对农民工市民化意愿具有显著的正向影响。医疗卫生服务可及性对农民工市民化意愿的正向影响在第一代农民工和高人力资本水平、无患病经历、跨省流动与流入地为大城市的农民工群体中更为明显。第三，机制分析结果表明，医疗卫生服务可及性通过社会融入对农民工市民化意愿产生间接影响，间接效应占总效应的比重为42.744%。

（二）政策建议

本文的研究结论肯定了医疗卫生服务可及性对提高农民工市民化意愿的积极作用，并揭示了医疗卫生服务可及性通过增进农民工社会融入的作用途径正向影响农民工市民化意愿的中介机制。该发现的政策启示在于：

从提升医疗卫生服务的可获得性出发，须强化农民工医疗卫生服务政府管理责任，鼓励多元主体参与，扎实推进医疗服务共同体建设。在制度层面，要将流动人口基本公共服务提供纳入政绩考核体系，进一步完善流动人口医疗卫生服务事权和支出责任划分，明确中央政府和各级地方政府分担比例。在运行层面，要提高医保统筹层次，完善医保目录管理机制，推动优质医疗资源扩容下沉，确保基层医疗卫生机构良性运行。同时，要统筹考虑多层次医疗需求，支持社会力量提供多样化医疗卫生服务，推进民营医疗机构积极参与公共卫生服务体系建设。

从提升医疗卫生服务的可达性出发，要优化公共卫生资源的空间布局，完善农民工健康档案体系建设。支持符合条件的基层医疗卫生机构全部纳入医保定点，围绕流动人口分布现状和趋势协调基层医疗卫生机构空间布局，打通基本公共卫生服务的“最后一公里”。构建远程会诊、预约转诊、互联网复诊等基层远程医疗服务体系，推动“互联网+”医保服务、健康服务、慢特病服务等服务模式向农民工群体延伸覆盖，让农民工能够迅速便捷地获得涵盖“防、诊、治、管、健”等全生命周期的医疗保障健康服务。提升农民工健康档案建档率，因地制宜在农民工聚集的主要区域设立临时建档点，方便农民工就近建立健康档案。组织开展关爱农民工公益体检活动，并通过线上平台、移动应用程序或社区卫生服务中心为农民工提供便捷的健康档案更新服务。

从提升医疗卫生服务的可负担性出发，要加大对社区卫生服务中心和村卫生室等基层医疗卫生机构的财政支持力度，加快完善大病保险和医疗救助制度，促进多层次医疗保障制度有序衔接，合力减轻农民工医疗费用负担。推动异地就医基本医疗保险、补充医疗保险、大病保险、医疗救助等“一站式服务、一单制结算”，切实缓解农民工异地就医垫资压力。

须逐步提高农民工社会融入水平。应以农民工需求为导向，健全覆盖农民工的社区服务和管理体系，发挥好社区的社会融合功能，积极引进专业社工和社区社会组织为农民工提供就业指导、劳动维权、政策咨询等有针对性的多样化服务，鼓励农民工积极参与社区自治，努力营造温馨、友好、互帮互助的社区氛围，促进农民工更好地融入城市，增进农民工对城市的归属感和认同感。