公共健康权益可及性对少数民族流动人口定居意愿的影响

刘金华，王棫冰，徐 典

（1.四川省社会科学院 社会学研究所，成都 610071；2.英国伦敦大学 伯贝克学院）

现代化的本质是人的现代化，全面提升人口素质既是现代化的重要内容，又是现代化建设最基本、最重要的支撑。随着中国式现代化的推进和城市化进程不断加快，少数民族流动人口的规模也迅速增加，其素质提升、健康保障、社会融入等问题也备受关注。第七次全国人口普查数据显示我国少数民族流动人口达3 371万人。近年来，少数民族的流动过程呈现出流动参与率持续增长、流动规模日益增加且增幅超过汉族流动人口等显著特征（段成荣、闵欣伟，2023）[1]。由于频繁流动的风险性、流动就业的脆弱性、社会融入的艰难性、社会保障的持续性等影响，少数民族流动人口容易面临健康风险，因此，研究少数民族流动人口公共健康权益可及性和普惠性十分重要。

党和国家一直高度重视全民健康及少数民族流动人口健康管理。党的二十大报告中提出，“推进健康中国建设，把保障人民健康放在优先发展的战略位置，完善人民健康促进政策”。《“健康中国2030”规划纲要》《关于做好流动人口基本公共卫生计生服务的指导意见》《流动人口健康教育和促进行动计划（2016～2020年）》等政策的推进，使得流动人口公共健康保障体系覆盖面更广、综合性更强，增强了健康领域基本公共服务均等化，增进了公共健康权益可及性。

我国少数民族流动人口健康权益面临着一定的现实挑战。从2018 年全国流动人口动态监测数据可见，一是少数民族流动人口面临的健康风险多：①高强度就业岗位多，健康风险高。少数民族流动人口从事经商和生产的占34%，面临的精神压力较大、危险物质或设备暴露度更高；②就医服务需求大。少数民族流动人口一年内的患病住院率达30%；③缺乏健康保障意识。少数民族流动人口中有71%未建立健康档案、73%未在流入地参与医疗保险。二是不同民族、年龄、性别、流入地的少数民族流动人口公共健康权益需求差异较大，55%的少数民族流动幼童没有接种免费疫苗，19%的少数民族流动孕产妇需接受产后检查。三是民族文化、生活方式、就医习惯、语言规范等可能阻碍少数民族流动人口在流入地获取公共健康权益并提升公共健康权益的可及性程度，张楠（2021）也提出跨方言区的流动人口面临卫生公平的文化壁垒[28]。四是少数民族人口流动家庭化迁移趋势明显，少数民族流动人口中76%的是家庭成员共同流动，家庭成员的公共健康权益保障对家庭居留意愿的决策产生重要影响。因此，探究少数民族流动人口公共健康权益可及性对其定居意愿的影响，具有现实意义。

一、文献综述与理论基础

（一）文献综述

可及性是评价卫生服务系统公平、效率和质量的一个重要概念，通常指服务体系对人群开放并满足其需要的程度（Cascetta et al.，2013）[2]。流动人口健康权益可及性是指为流动人口提供健康层面的社会保障和权益保护，使得需求群体以可负担的成本，平等且充分地获得相关权益（喻开志等，2020）[3]。流动人口健康权益的不公平性持续影响着流动人口健康（邓睿，2019）[4]，一旦健康权益受损，流动人口将长期付出健康代价，人力资本会被消耗（陆文聪、李元龙，2009）[5]。已有研究通常采用流动人口健康档案建立情况、医疗保险参加情况及健康教育接受情况衡量流动人口健康权益可及性（喻开志等，2020；邓睿，2019）[3，4]。

流动人口健康权益可及性研究。已有研究关注流动人口主要劳动力、老年人、妇女儿童等人群健康权益可及性。其中主要劳动力的个体健康关乎到流动策略和流动行为，其健康权益可及性往往影响市民化意愿（喻开志等，2020）[3]、劳动供给（邓睿，2019）[4]、定居意愿（沈燕、刘厚莲，2022）[6]等。伴随老龄化和人口流动家庭化的发展趋势，对老年流动人口关注健康教育状况（刘俊萍等，2022）[7]、建立健康档案现状（汪晓慧等，2021）[8]等。老年流动人口健康的影响因素包括城乡二元制（武玉，2022）[9]、多元社会交往（谢瑾等，2020）[10]、社会支持网络（郝晓宁等，2022）[11]等。妇女儿童健康是全民健康的基石。流动儿童社区卫生服务利用率较高（王瑞芬、崔明明，2017）[12]，但其社会医疗保险实际参保率大幅低于其他人群（申梦晗，2022）[13]，对于流动过程中孕产妇的健康权益可及性的研究较少。

流动人口定居意愿的影响因素研究。我国流动人口长期定居意愿强（谢东虹，2019）[14]，现有研究大多用受访者在未来是否有长期定居城市的打算来衡量定居意愿（祝仲坤，2017）[15]，通常认为打算在流入地长期居住5年以上即有长期居留意愿（田明、徐庆文，2023）[16]，选择在流入地居住5年以上由此成为判断流动人口在城镇定居意愿的一项重要指标（朱宇、林李月，2019）[17]。影响因素包括相对收入水平（李艳、齐亚，2022）[18]、社会资本（朱建春等，2015）[19]、居住环境满意度（党云晓等，2021）[20]、家庭化迁移选择（苗海民、赵阳，2023）[21]、方言与城市归属感（杨菊华，2016）[22]、流入地健全的医疗卫生公共服务的水平（林李月等，2019；侯慧丽，2016；甘行琼、李玉姣，2019；赵如婧、周皓，2021）[23-26]等。

少数民族人口流动面临的问题研究。包括社会融入（郭未、付志惠，2020）[27]、卫生公平文化壁垒（张楠等，2021）[28]、流入地基本公共卫生服务的利用水平总体较低（李剑波，2021）[29]等问题。其中，公共卫生服务对少数民族流动人口定居意愿的影响比对汉族流动人口的影响更大（马忠才、郝苏民，2019）[30]，因此，医疗公共服务可及性是影响少数民族流动人口居留和落户意愿的关键因素。

综上，少数民族流动人口居留意愿的研究成果丰富，但定居意愿影响因素的相关研究中对健康档案、医疗保险、健康教育等公共健康权益的探讨不足。同时，在家庭化流动趋势下，不同家庭成员公共健康权益可获得性、可及性程度对家庭定居意愿的影响不同。因此，分析少数民族流动人口和其家庭成员的公共健康权益可获得性、可及性程度对定居意愿的影响具有现实意义和学术意义。

（二）理论基础与研究假设

关注少数民族流动人口健康需求、促进健康保障和权益保护是完善流动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，将经济学扩展至健康领域[31]。根据该模型，健康属于少数民族流动人口的一种消费品也属于其投资品，是至关重要的人力资本。少数民族流动人口消费健康以获得效用，同时投资健康促进人力资本增加。Grossman M在此基础上提出人的健康属于耐耗资本品，健康资本随着时间产生折旧。李建民等（2018）[32]认为在普通折旧的基础上，流动人口健康耗损更快，健康优势随着流动时间的延长不断减少。根据健康需求模型，维持健康状况的长期稳定、巩固初期健康优势可以帮助少数民族流动人口获得效用，更好、更快、更高质量地融入当地社会，提高定居意愿。由此，提出研究假设H1：在流入地获得公共健康权益，有助于提高少数民族流动人口定居意愿。

迁移过程理论解释了少数民族流动人口的流动决策（Rossi P，1955）[33]，从流动意愿到实际流动是一个复杂的过程，当少数民族流动人口在流动过程中投资健康并获得健康资本后，消费健康资本使得少数民族流动人口更好地发展事业，健康资本同少数民族流动人口自身特性、机会结构等相结合共同影响定居决策。少数民族流动人口不断地购买健康服务、增加健康投资，获得的健康权益越高，自身健康水平越高。由此，公共健康权益可及是流动人口获取健康资本的重要途径。可及性程度越高，越能帮助少数民族流动人口更好地消费健康，为少数民族流动人口维持良好的健康资本和初期健康优势保驾护航，以便少数民族流动人口在迁移过程中更好地适应新的环境，减少生活和工作不确定性，提高个体生活质量，降低少数民族流动人口的风险感知，增强他们的定居意愿。由此提出研究假设H2：公共健康权益可及性程度越高，少数民族流动人口定居意愿越高。

Jacobson L（2000）[34]在Grossman M分析个体健康的投资收益和消费收益的基础上，提出家庭是健康的生产者，对家庭其他成员健康的投资和消费能够使整个家庭获得效用，如投资儿童健康能减少照顾生病儿童的时间，家庭用于工作的时间会增加，以此提高家庭收入，增加家庭消费和投资机会。个体在关心自身健康的同时也关心子女和配偶健康，同样产生消费收益和投资收益，个体不仅能从自身健康中获益还能从家庭成员健康中获益。根据Jacobson L模型，少数民族流动人口投资家庭成员的健康能使流动家庭在迁移过程中获得更多效用。由此提出研究假设H3：幼童和孕产妇等家庭成员的公共健康权益可获得性和可及性程度，有助于提升其家庭定居意愿。

二、数据变量与描述性统计

（一）数据来源

本文选择CMDS 2018年数据，该数据覆盖全国31个省（区、市）和新疆生产建设兵团等流动人口较为集中的流入地，总样本15.2万，涉及流动人口的人口学特征、家庭特征、流动特征、社会经济特征、基本公共卫生服务、婚育特征等内容。结合问卷设计和研究需要，剔除流动时间不足6个月的样本，最终得到少数民族流动人口有效样本共11 657个；有6岁以下幼童共同居住的少数民族流动人口家庭4 348个；有孕产妇共同居住的少数民族流动人口家庭1 108个。

（二）核心变量与描述性统计

被解释变量为少数民族流动人口定居意愿。李树茁等（2014）[35]认为定居意愿是个人对现居住地是否打算长期生存的决策，是一种迁移决策的判断，结合已有文献，学界通常把愿意在流入地居住5年以上看作是衡量流动人口定居意愿的一项重要指标[16，17]。由此，将问题“您预计自己将在本地留多久”（1～2年、3～5年、6～10年、10年以上、定居、没想好）中选择居留5年及以上的视为有定居意愿，赋值为1，把居留时间选择为5年以下或没想好的认为没有定居意愿，赋值为0，构建定居意愿的代理变量。

核心解释变量为公共健康权益可及性。主要劳动个体、孕产妇和儿童的公共健康权益是提升家庭健康水平的核心动力，由此健康权益可及性分为个体公共健康权益可及性、幼童公共健康权益可及性和孕产妇公共健康权益可及性。针对个体样本，选取衡量政府公共卫生服务项目的“健康档案建档与否”、衡量公共医疗保障水平的“是否在流入地参与医疗保险”“是否接受过免费的公共健康教育”作为测量个体公共健康权益可及性的代理变量；针对有幼童的流动家庭样本，结合问卷选取“是否接种国家规定免费疫苗”“是否建立0～6岁儿童保健手册”和“是否接受过免费健康检查”作为测量幼童公共健康权益可及性的代理变量；针对有孕产妇的流动家庭样本，结合问卷选取“是否建立孕产妇档案”“是否接受过产前检查”“是否接受产后访视”和“产后42天内是否接受健康检查”四个“0、1”虚拟变量作为测量孕产妇公共健康权益的代理变量，“1”表示获得该项公共健康权益，“0”表示未获得该项权益。

核心解释变量的处理。将获得一项及以上健康权益的赋值为1，其余情况赋值为0，构建第1个解释变量：公共健康权益可获得性。将实际获得的公共健康权益项目数量进行加总，构建第2个解释变量：公共健康权益可及性程度，根据获得的公共健康权益项数对公共健康权益可及性程度进行评价，获得“一项及以下”“两项”“三项及以上”分别代表公共健康权益可及性的“差”“一般”“好”。

控制变量。选择样本的人口学特征（性别、年龄、夫妻居住状况）、社会经济特征（是否接受过义务教育、个人收入分组）、家庭特征（同住规模）和流动特征（流动范围和流动时长）等作为控制变量。

现对主要变量特征进行描述性统计分析（见表1）。

公共健康权益可获得性、可及性程度的分析。首先，公共健康权益的可获得性方面，对个体而言，公共健康权益可获得性在汉族和少数民族流动人口群体间未表现出显著差异；幼童和孕产妇的公共健康权益可获得性均通过均值差异t检验，少数民族流动幼童和孕产妇的公共健康权益可获得性显著低于汉族幼童和孕产妇公共健康权益可获得性，均值差异分别为0.011、0.011。其次，公共健康权益可及性程度方面，少数民族流动个体、幼童、孕产妇的公共健康权益可及性程度显著低于汉族流动人口，孕产妇公共健康权益可及性程度在汉族和少数民族流动人口的均值差异最大（0.101）。少数民族流动个体公共健康权益可及性程度最低（1.375）。最后，公共健康权益具体类别方面，少数民族流动个体健康档案、医疗保险权益均值显著低于汉族流动个体，其中医疗保险均值差异最大（0.045）；少数民族流动幼童的疫苗接种、建册、免费体检三项权益均值显著低于汉族流动人口，其中疫苗接种权益均值差异最大（0.048）；少数民族流动孕产妇建档、产前检查、产后访视、产后检查四项权益均值显著低于汉族流动孕产妇，其中产后检查均值差异最大（0.044）。

个体特征方面，与汉族流动人口相比，少数民族流动人口年龄更小（低1.138 岁），女性更多（高0.040），自评健康状况更差（低0.047），人均月收入2 000～4 999元的经济状况更差（低0.142），受教育水平更低（低0.101）。受访样本的平均年龄近36岁，是家庭中的流动主力，其定居意愿的决策能够代表整个家庭的定居意愿。整理2018年CMDS数据发现，接受过九年制义务教育的少数民族流动人口有近60%愿意定居流入地，而未接受九年制义务教育的仅有46%愿意定居流入地。这也反映出教育水平高的倾向于在流入地定居。

流动特征与定居意愿方面。一是少数民族流动范围较广，倾向于省内跨市或者市内跨县流动，汉族更倾向于跨省或者省内跨市流动。二是少数民族家庭化流动趋势存在，具体而言，75%的少数民族流动人口伴有家庭成员共同流动。三是少数民族流动人口定居意愿较强，超过50%的少数民族流动人口有定居意愿。

三、模型设定与统计结果

（一）BLR模型建构

二分类因变量（是否有定居意愿，有定居意愿为“1”，没有为“0”）的发生概率为非线性的，因此，选用非线性概率模型的二分变量对数比回归模型（Binary Logistic Regression，简称BLR）进行回归分析，通常使用事件发生比率（Odds Ratio，简称OR）来解释自变量与因变量的关系，即事件发生与不发生的概率之比，通过对事件发生概率进行数理推导得出：

根据BLR函数的模型，p表示事件发生的概率，因此，Logitp是因变量某一种属性发生的概率。

为得到线性表达式方便比较，将公式（1）转换为几率比：

在线性表达式（2）中，当x增加一个单位时，得到新的几率比Ω*：

因此，可以推导出，事件发生比率（OR）：

b为回归系数。当自变量为虚拟变量时，OR表示取值为1的发生比是参照类为0发生比的多少倍或者百分比。使用Stata.16运行该模型，得到OR值，分析少数民族流动人口公共健康权益可及性对定居意愿发生比的影响。

（二）公共健康权益可及性对少数民族流动人口定居意愿影响的基准回归结果分析

运用BLR模型，精准刻画和对比少数民族流动人口及家庭成员公共健康权益可获得性、可及性程度对流动家庭定居意愿发生比的差异化影响。在控制个体特征、社会经济特征、流动特征等因素情况下，模型（1）分析公共健康权益可获得性对少数民族流动人口定居意愿发生比的影响，模型（2）分析公共健康权益可获得性、公共健康权益可及性程度对少数民族流动人口定居意愿发生比的共同影响（见表2）。

少数民族流动个体公共健康权益可获得性、可及性程度对其定居意愿的影响。BLR模型统计结果显示，当单独分析公共健康权益可获得性时，个体公共健康权益可获得性对自身定居意愿发生比的影响在1%水平上显著，即个体获得公共健康权益后，其定居意愿发生比提高，验证了研究假设H1。与未获得公共健康权益的样本相比，少数民族流动个体获得公共健康权益后的定居意愿发生比提高71%。当在模型中加入公共健康权益可及性程度之后，少数民族流动个体公共健康权益可获得性对定居意愿发生比的影响变得不显著，与此相对的是，公共健康权益可及性程度对其定居意愿发生比的影响显著，少数民族流动人口公共健康权益可及性程度越高，其定居意愿发生比越高，每增加一项公共健康权益则定居意愿发生比提升43%，验证了研究假设H2。可见，少数民族流动人口在流入地所获得的公共健康权益项目越多，公共健康权益可及性程度越高，定居意愿发生比越大。因此，少数民族流动人口期望在流入地获得更完善的公共健康权益。

少数民族流动幼童公共健康权益可获得性、可及性程度对家庭定居意愿的影响。当单独分析公共健康权益可获得性时，少数民族流动幼童公共健康权益可获得性对家庭定居意愿的影响在10%水平上显著，即少数民族家庭中幼童获得公共健康权益能提高家庭定居意愿，流动幼童获得其中一项公共健康权益，少数民族家庭的定居意愿发生比提高61%。当在模型中加入公共健康权益可及性程度之后，幼童公共健康权益可获得性对定居意愿发生比的影响变为不显著，可及性程度对家庭定居意愿的影响显著。每增加一项幼童公共健康权益，少数民族家庭定居意愿的发生比提升30%，验证了研究假设H3。可见，少数民族流动幼童在流入地所获得的公共健康权益越多、公共健康权益可及性程度越高越能提升少数民族家庭定居意愿的发生比，验证了研究假设H3。

少数民族流动孕产妇公共健康权益可获得性、可及性程度对家庭定居意愿的影响。少数民族流动孕产妇公共健康权益可获得性对定居意愿发生比的影响不显著，当在模型中加入孕产妇公共健康权益可及性程度之后，孕产妇公共健康权益可获得性对定居意愿发生比的影响仍然不显著，而孕产妇公共健康权益可及性程度对少数民族流动家庭定居意愿发生比的影响正向显著，验证了研究假设H3中家庭成员公共健康权益可及性有助于提高其家庭定居意愿。

综上，2018年CMDS数据能够解释个体和家庭中幼童公共健康权益可获得性、可及性程度与少数民族流动人口定居意愿的显著相关关系，尚未发现少数民族流动孕产妇公共健康权益可获得性对家庭定居意愿的影响。其中的原因在于我国产前保健、产后访视等基本孕产检服务覆盖率为90%左右①柳叶刀重大报告：中国妇幼健康七十年，https：//cn.chinadaily.com.cn/a/202105/25/WS60ac885aa3101e7ce97517d7.html。，无论在流入地或流出地，孕产妇均能享受到孕产检最基本的公共健康权益，少数民族流动孕产妇在流入地获得公共健康权益对家庭定居意愿的影响不显著。

四、计量检验与拓展分析

（一）公共健康权益可及性对少数民族流动人口定居意愿影响的内生性检验分析

影响少数民族流动人口获得健康权益的因素复杂。少数民族流动人口的定居意愿与建立健康档案或接受健康教育互相影响，定居意愿较高的少数民族流动人口更期望在流入地获得更多的公共健康权益，由此，可能存在自选择的因果关系。本文使用工具变量法处理潜在的内生性偏误，对少数民族流动人口定居意愿与公共健康权益可及性可能存在的互为因果关系进行内生性检验。

公共健康权益的数量、质量取决于流入地政府卫生财政支出高低，选择与公共健康权益供给有关的财政支出（流入地城市2017年卫生健康财政支出）为工具变量。根据孙菊（2011）[36]的研究，卫生健康财政支出能显著改善居民健康，提升公共健康权益可及性。综上，流入地的卫生健康财政支出与少数民族流动人口的健康权益可及性密切相关，但卫生健康财政支出不直接作用于少数民族流动人口的定居意愿，满足工具变量的基本条件。

因基准模型的被解释变量和内生变量均为二值变量，使用条件混合估计法（Conditional Mixed Process，CMP）进行两阶段回归分析。2018年CMDS样本覆盖我国绝大部分地级市，为排除异常值，将卫生健康财政支出进行2.5%缩尾处理。

第一阶段为卫生健康财政支出工具变量及控制变量对公共健康权益可获得性、公共健康权益可及性程度进行回归，第二阶段为公共健康权益可获得性、公共健康权益可及性程度和控制变量对定居意愿进行回归（见表3）。由于基准回归发现少数民族流动孕产妇公共健康权益可获得性与家庭定居意愿不显著相关，未使用CMP模型对该方程进行内生性检验。

表3 健康权益可及性影响少数民族流动人口定居意愿的CMP模型两阶段估计结果

第一阶段回归估计结果发现，卫生健康财政支出对少数民族流动孕产妇公共健康权益可及性程度并无显著关系，不能满足工具变量相关性条件，其可能的原因为卫生健康财政支出在流入地或流出地的支持差异不大，孕产妇公共健康权益的兜底保障完善、覆盖率高，因此卫生健康财政支出对少数民族流动孕产妇公共健康权益可及性程度的影响不显著。卫生健康财政支出对个体公共健康权益可获得性、幼童公共健康权益可获得性和幼童公共健康权益可及性程度的影响都在10%及以上的水平上显著相关，满足工具变量相关性条件，卫生健康财政支出较全面地保障了少数民族流动人口公共健康权益，促进少数民族流动个体、幼童和孕产妇公共健康权益可及性程度的提升。再观察内生性检验参数rho_12值判别变量外生性，发现参数在模型2显著异于0，说明模型2存在内生性问题，rho_12值在模型1、模型3、模型4、模型5中不显著，说明个体健康权益可获得性与个体、幼童和孕产妇公共健康权益可及性程度四个变量对定居意愿的影响不存在明显的内生性，直接参考基准回归结果。幼童在流入地的公共健康权益与流出地的公共健康权益差异较大，幼童在流入地获得公共健康权益更能促进家庭定居意愿。

（二）公共健康权益可及性对少数民族流动人口定居意愿影响的稳健性检验

为检验研究的可靠性，采用更换样本范围和替换核心解释变量等方式进行稳健性检验。更换样本范围：一是剔除含有“模糊概念”的样本，即回答定居意愿“没想好”的样本，因模糊的回答可能会对回归结果产生一些影响。二是剔除医疗领域就业的少数民族流动人口，该人群的公共健康权益可及性普遍较高。总计删除1 411个样本，更换样本范围所得的回归估计结果为模型（2）（见表6）。

替换核心解释变量：重新界定“公共健康权益可及性”核心解释变量，参照李胜连等（2016）文献[37]，采用客观赋权熵值法对离散型变量进行处理：对“建立健康档案”“接受健康教育”“参加医疗保险”进行综合评价，得到个人公共健康权益可及性；对“疫苗接种”“保健手册”和“免费体检”进行综合评价，得到幼童公共健康权益可及性；对“孕产妇档案”“产前检查”“产后访视”“产后检查”进行综合评价，得到孕产妇公共健康权益可及性。确定少数民族流动个体、幼童和孕产妇各自公共健康权益项目的权重（见表4）。健康档案、医疗保险子项目在个体公共健康权益可及性中权重较大，明显高于健康教育子项目。幼童公共健康权益可及性受到疫苗接种权益、免费体检权益子项目的影响较大。对于少数民族流动孕产妇而言，无论产前、产后，公共健康权益均至关重要，由此四项子项目对孕产妇公共健康权益可及性的作用程度相当，均在0.2～0.3之间。

表4 基于熵值法计算的公共健康权益子项目权重

其次，根据公共健康权益各子项权重，进一步计算少数民族流动人口个体、幼童和孕产妇的公共健康权益可及性。从表5中可见，少数民族流动孕产妇的公共健康权益可及性最高为0.867，少数民族流动幼童的公共健康权益可及性次高为0.667，少数民族流动个体的公共健康权益可及性最低为0.328。在减小被解释变量的范围和删除部分样本量的基础上，引用熵值法进行线性加权，估计结果为模型（3）（见表6）。

表5 基于熵值法加权计算所得的流动人口公共健康权益可及性

表6 公共健康权益可及性影响少数民族流动人口定居意愿的稳健性检验

稳健性检验结果表明，少数民族流动人口公共健康权益可及性对定居意愿影响通过稳健性检验（见表6）。少数民族流动个体的公共健康权益可及性显著提升其定居意愿，少数民族流动幼童和孕产妇的公共健康权益可及性显著提升家庭定居意愿。

（三）公共健康权益可及性对少数民族流动人口定居意愿影响的异质性分析

因个体特征、居住方式、语言使用和流动范围的不同，少数民族流动人口公共健康权益可及性对其定居意愿的影响存在差异。现按不同特征，进行分组的异质性分析（见表7）。

表7 少数民族流动人口公共健康权益可及性对其定居意愿影响的异质性分析

结果表明，少数民族流动人口中受教育程度较低的更期望在流入地获得较多的公共健康权益，即公共健康权益可及性程度对较低学历少数民族流动人口定居意愿的影响效应比对较高学历少数民族样本的影响更高。对初中及以下少数民族流动人口来说，每增加一项公共健康权益，对其定居意愿发生比的 影 响 增 加 了 36%（OR1.36），比接受过九年义务制教育或者更高学历水平的少数民族样本高7 个百分点。一般而言，受教育程度越高，少数民族流动人口获取健康权益的渠道越多；反之，受教育程度越低，对公共健康权益的依赖程度更高。会普通话的少数民族流动人口定居意愿受到公共健康权益可获得性的影响更大，使用少数民族语言的少数民族流动人口定居意愿受到公共健康权益可及性程度的影响更大。对于不同居住安排的家庭，在流入地是否获得公共健康权益对定居意愿的影响差异性较大。对于与配偶两地分居的少数民族流动人口而言，每增加一个公共健康权益项目对其定居意愿发生比的影响增加43%，比配偶同住的少数民族样本定居意愿的影响高14个百分点。验证已有研究，家庭化流动能够提升流动人口的健康水平（褚清华，2023）[38]。不同流动范围下，公共健康权益可及性对少数民族流动人口定居意愿发生比的影响存在差异。对于省内跨市的少数民族流动人口，每增加一项公共健康权益，对其定居意愿发生比的影响增加62%。相比之下，公共健康权益可及性程度对跨省样本定居意愿的影响为31%。

五、结论与启示

对少数民族流动人口公共健康权益，少数民族流动幼童公共健康权益，少数民族流动孕产妇公共健康权益进行实证分析，剖析其公共健康权益可及性对定居意愿的影响。主要结论如下：

第一，公共健康权益可获得性、可及性程度对流动人口定居意愿存在显著正向影响，影响效应存在差异性。少数民族流动个体和幼童的公共健康权益可获得性与定居意愿存在显著正向相关关系，少数民族流动孕产妇公共健康权益可获得性对其家庭定居意愿的影响不显著，但其公共健康权益可及性程度与定居意愿呈显著正向相关，每增加一项健康权益对其家定居意愿发生比的影响增加52%。此外，个体、幼童的公共健康权益可及性程度同样对定居意愿呈显著正相关关系，个体、幼童每增加一项公共健康权益其定居意愿发生比随之增加。

第二，每一项健康权益对健康权益可及性的影响权重有所不同。少数民族流动个体的各公共健康权益项目中，健康档案权重最大（0.477），也就是说该权益项目对个体公共健康权益可及性的影响效应最大，其次为医疗保险的影响效应（0.444），健康教育权重的影响效应最低（0.079）。少数民族流动幼童公共健康权益的各项目中，疫苗接种的权重最大（0.420），也就是说该权益项目对幼童公共健康权益可及性的影响效应最大，其次为免费体检的影响效应（0.316），保健手册权重的影响效应最低（0.264）。少数民族流动孕产妇的每一项公共健康权益项目的权重均在0.2～0.3之间，可能的原因在于产前、产后都是必不可少的环节，由此四项公共健康权益项目对孕产妇公共健康权益可及性的作用程度相当。

第三，对于不同差异特征的群体，获得公共健康权益数量越多，其定居意愿发生比越高，但公共健康权益可及性的影响有所差异。对受教育程度较低的少数民族流动人口，其公共健康权益可及性程度的影响程度比对受教育程度较高的少数民族流动人口影响更高。公共健康权益项目每增加一项，对两地分居的流动人口定居意愿发生比影响增加了43%，比与配偶同住的影响高出14%左右。不同流动范围下，公共健康权益可及性对于少数民族流动人口定居意愿发生比的影响具有差异性，省内跨市的少数民族流动人口公共健康权益可及性程度的影响更大。

我国少数民族流动人口就医服务需求大、健康服务断档多，健康管理面临一定的现实挑战，为了妥善解决和优化少数民族流动人口健康管理，我们要坚持以铸牢中华民族共同体意识为主线，提高少数民族流动人口公共健康权益可及性。首先，增强少数民族流动人口自我健康管理的意识，提高少数民族流动人口获取健康权益项目的积极性、主动性和灵活性，优化健康行为，提升健康水平，实现少数民族流动人口健康状况的高水平跨越。其次，重点关注少数民族流动人口中的特殊需求群体，如省内跨市流动、受教育水平较低、两地分居的少数民族流动人口，全面促进流动人口公共卫生服务均等化、均衡化发展。最后，加强健康知识宣传和普及。增强健康教育的通俗易懂性，提升健康权益的多样性，扩宽线上健康教育的便捷性，加强社区网点精准化建设和网络社交平台的区域投放，满足少数民族流动人口公共健康权益的全方位需求，丰富流动人口的公共健康权益项目，加强对流动幼童健康兜底保障，提升妇幼健康保障水平和层次，提升少数民族流动人口公共健康权益可及性。✿