公共健康權益可及性對少數民族流動人口定居意愿的影響

劉金華，王棫冰，徐 典

（1.四川省社會科學院 社會學研究所，成都 610071；2.英國倫敦大學 伯貝克學院）

現代化的本質是人的現代化，全面提升人口素質既是現代化的重要內容，又是現代化建設最基本、最重要的支撐。隨著中國式現代化的推進和城市化進程不斷加快，少數民族流動人口的規模也迅速增加，其素質提升、健康保障、社會融入等問題也備受關注。第七次全國人口普查數據顯示我國少數民族流動人口達3 371萬人。近年來，少數民族的流動過程呈現出流動參與率持續增長、流動規模日益增加且增幅超過漢族流動人口等顯著特征（段成榮、閔欣偉，2023）[1]。由于頻繁流動的風險性、流動就業的脆弱性、社會融入的艱難性、社會保障的持續性等影響，少數民族流動人口容易面臨健康風險，因此，研究少數民族流動人口公共健康權益可及性和普惠性十分重要。

黨和國家一直高度重視全民健康及少數民族流動人口健康管理。黨的二十大報告中提出，“推進健康中國建設，把保障人民健康放在優先發展的戰略位置，完善人民健康促進政策”?！丁敖】抵袊?030”規劃綱要》《關于做好流動人口基本公共衛生計生服務的指導意見》《流動人口健康教育和促進行動計劃（2016～2020年）》等政策的推進，使得流動人口公共健康保障體系覆蓋面更廣、綜合性更強，增強了健康領域基本公共服務均等化，增進了公共健康權益可及性。

我國少數民族流動人口健康權益面臨著一定的現實挑戰。從2018 年全國流動人口動態監測數據可見，一是少數民族流動人口面臨的健康風險多：①高強度就業崗位多，健康風險高。少數民族流動人口從事經商和生產的占34%，面臨的精神壓力較大、危險物質或設備暴露度更高；②就醫服務需求大。少數民族流動人口一年內的患病住院率達30%；③缺乏健康保障意識。少數民族流動人口中有71%未建立健康檔案、73%未在流入地參與醫療保險。二是不同民族、年齡、性別、流入地的少數民族流動人口公共健康權益需求差異較大，55%的少數民族流動幼童沒有接種免費疫苗，19%的少數民族流動孕產婦需接受產后檢查。三是民族文化、生活方式、就醫習慣、語言規范等可能阻礙少數民族流動人口在流入地獲取公共健康權益并提升公共健康權益的可及性程度，張楠（2021）也提出跨方言區的流動人口面臨衛生公平的文化壁壘[28]。四是少數民族人口流動家庭化遷移趨勢明顯，少數民族流動人口中76%的是家庭成員共同流動，家庭成員的公共健康權益保障對家庭居留意愿的決策產生重要影響。因此，探究少數民族流動人口公共健康權益可及性對其定居意愿的影響，具有現實意義。

一、文獻綜述與理論基礎

（一）文獻綜述

可及性是評價衛生服務系統公平、效率和質量的一個重要概念，通常指服務體系對人群開放并滿足其需要的程度（Cascetta et al.，2013）[2]。流動人口健康權益可及性是指為流動人口提供健康層面的社會保障和權益保護，使得需求群體以可負擔的成本，平等且充分地獲得相關權益（喻開志等，2020）[3]。流動人口健康權益的不公平性持續影響著流動人口健康（鄧睿，2019）[4]，一旦健康權益受損，流動人口將長期付出健康代價，人力資本會被消耗（陸文聰、李元龍，2009）[5]。已有研究通常采用流動人口健康檔案建立情況、醫療保險參加情況及健康教育接受情況衡量流動人口健康權益可及性（喻開志等，2020；鄧睿，2019）[3，4]。

流動人口健康權益可及性研究。已有研究關注流動人口主要勞動力、老年人、婦女兒童等人群健康權益可及性。其中主要勞動力的個體健康關乎到流動策略和流動行為，其健康權益可及性往往影響市民化意愿（喻開志等，2020）[3]、勞動供給（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家庭化的發展趨勢，對老年流動人口關注健康教育狀況（劉俊萍等，2022）[7]、建立健康檔案現狀（汪曉慧等，2021）[8]等。老年流動人口健康的影響因素包括城鄉二元制（武玉，2022）[9]、多元社會交往（謝瑾等，2020）[10]、社會支持網絡（郝曉寧等，2022）[11]等。婦女兒童健康是全民健康的基石。流動兒童社區衛生服務利用率較高（王瑞芬、崔明明，2017）[12]，但其社會醫療保險實際參保率大幅低于其他人群（申夢晗，2022）[13]，對于流動過程中孕產婦的健康權益可及性的研究較少。

流動人口定居意愿的影響因素研究。我國流動人口長期定居意愿強（謝東虹，2019）[14]，現有研究大多用受訪者在未來是否有長期定居城市的打算來衡量定居意愿（祝仲坤，2017）[15]，通常認為打算在流入地長期居住5年以上即有長期居留意愿（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人口在城鎮定居意愿的一項重要指標（朱宇、林李月，2019）[17]。影響因素包括相對收入水平（李艷、齊亞，2022）[18]、社會資本（朱建春等，2015）[19]、居住環境滿意度（黨云曉等，2021）[20]、家庭化遷移選擇（苗海民、趙陽，2023）[21]、方言與城市歸屬感（楊菊華，2016）[22]、流入地健全的醫療衛生公共服務的水平（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。

少數民族人口流動面臨的問題研究。包括社會融入（郭未、付志惠，2020）[27]、衛生公平文化壁壘（張楠等，2021）[28]、流入地基本公共衛生服務的利用水平總體較低（李劍波，2021）[29]等問題。其中，公共衛生服務對少數民族流動人口定居意愿的影響比對漢族流動人口的影響更大（馬忠才、郝蘇民，2019）[30]，因此，醫療公共服務可及性是影響少數民族流動人口居留和落戶意愿的關鍵因素。

綜上，少數民族流動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研究中對健康檔案、醫療保險、健康教育等公共健康權益的探討不足。同時，在家庭化流動趨勢下，不同家庭成員公共健康權益可獲得性、可及性程度對家庭定居意愿的影響不同。因此，分析少數民族流動人口和其家庭成員的公共健康權益可獲得性、可及性程度對定居意愿的影響具有現實意義和學術意義。

（二）理論基礎與研究假設

關注少數民族流動人口健康需求、促進健康保障和權益保護是完善流動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，將經濟學擴展至健康領域[31]。根據該模型，健康屬于少數民族流動人口的一種消費品也屬于其投資品，是至關重要的人力資本。少數民族流動人口消費健康以獲得效用，同時投資健康促進人力資本增加。Grossman M在此基礎上提出人的健康屬于耐耗資本品，健康資本隨著時間產生折舊。李建民等（2018）[32]認為在普通折舊的基礎上，流動人口健康耗損更快，健康優勢隨著流動時間的延長不斷減少。根據健康需求模型，維持健康狀況的長期穩定、鞏固初期健康優勢可以幫助少數民族流動人口獲得效用，更好、更快、更高質量地融入當地社會，提高定居意愿。由此，提出研究假設H1：在流入地獲得公共健康權益，有助于提高少數民族流動人口定居意愿。

遷移過程理論解釋了少數民族流動人口的流動決策（Rossi P，1955）[33]，從流動意愿到實際流動是一個復雜的過程，當少數民族流動人口在流動過程中投資健康并獲得健康資本后，消費健康資本使得少數民族流動人口更好地發展事業，健康資本同少數民族流動人口自身特性、機會結構等相結合共同影響定居決策。少數民族流動人口不斷地購買健康服務、增加健康投資，獲得的健康權益越高，自身健康水平越高。由此，公共健康權益可及是流動人口獲取健康資本的重要途徑?？杉靶猿潭仍礁?，越能幫助少數民族流動人口更好地消費健康，為少數民族流動人口維持良好的健康資本和初期健康優勢保駕護航，以便少數民族流動人口在遷移過程中更好地適應新的環境，減少生活和工作不確定性，提高個體生活質量，降低少數民族流動人口的風險感知，增強他們的定居意愿。由此提出研究假設H2：公共健康權益可及性程度越高，少數民族流動人口定居意愿越高。

Jacobson L（2000）[34]在Grossman M分析個體健康的投資收益和消費收益的基礎上，提出家庭是健康的生產者，對家庭其他成員健康的投資和消費能夠使整個家庭獲得效用，如投資兒童健康能減少照顧生病兒童的時間，家庭用于工作的時間會增加，以此提高家庭收入，增加家庭消費和投資機會。個體在關心自身健康的同時也關心子女和配偶健康，同樣產生消費收益和投資收益，個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Jacobson L模型，少數民族流動人口投資家庭成員的健康能使流動家庭在遷移過程中獲得更多效用。由此提出研究假設H3：幼童和孕產婦等家庭成員的公共健康權益可獲得性和可及性程度，有助于提升其家庭定居意愿。

二、數據變量與描述性統計

（一）數據來源

本文選擇CMDS 2018年數據，該數據覆蓋全國31個?。▍^、市）和新疆生產建設兵團等流動人口較為集中的流入地，總樣本15.2萬，涉及流動人口的人口學特征、家庭特征、流動特征、社會經濟特征、基本公共衛生服務、婚育特征等內容。結合問卷設計和研究需要，剔除流動時間不足6個月的樣本，最終得到少數民族流動人口有效樣本共11 657個；有6歲以下幼童共同居住的少數民族流動人口家庭4 348個；有孕產婦共同居住的少數民族流動人口家庭1 108個。

（二）核心變量與描述性統計

被解釋變量為少數民族流動人口定居意愿。李樹茁等（2014）[35]認為定居意愿是個人對現居住地是否打算長期生存的決策，是一種遷移決策的判斷，結合已有文獻，學界通常把愿意在流入地居住5年以上看作是衡量流動人口定居意愿的一項重要指標[16，17]。由此，將問題“您預計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，把居留時間選擇為5年以下或沒想好的認為沒有定居意愿，賦值為0，構建定居意愿的代理變量。

核心解釋變量為公共健康權益可及性。主要勞動個體、孕產婦和兒童的公共健康權益是提升家庭健康水平的核心動力，由此健康權益可及性分為個體公共健康權益可及性、幼童公共健康權益可及性和孕產婦公共健康權益可及性。針對個體樣本，選取衡量政府公共衛生服務項目的“健康檔案建檔與否”、衡量公共醫療保障水平的“是否在流入地參與醫療保險”“是否接受過免費的公共健康教育”作為測量個體公共健康權益可及性的代理變量；針對有幼童的流動家庭樣本，結合問卷選取“是否接種國家規定免費疫苗”“是否建立0～6歲兒童保健手冊”和“是否接受過免費健康檢查”作為測量幼童公共健康權益可及性的代理變量；針對有孕產婦的流動家庭樣本，結合問卷選取“是否建立孕產婦檔案”“是否接受過產前檢查”“是否接受產后訪視”和“產后42天內是否接受健康檢查”四個“0、1”虛擬變量作為測量孕產婦公共健康權益的代理變量，“1”表示獲得該項公共健康權益，“0”表示未獲得該項權益。

核心解釋變量的處理。將獲得一項及以上健康權益的賦值為1，其余情況賦值為0，構建第1個解釋變量：公共健康權益可獲得性。將實際獲得的公共健康權益項目數量進行加總，構建第2個解釋變量：公共健康權益可及性程度，根據獲得的公共健康權益項數對公共健康權益可及性程度進行評價，獲得“一項及以下”“兩項”“三項及以上”分別代表公共健康權益可及性的“差”“一般”“好”。

控制變量。選擇樣本的人口學特征（性別、年齡、夫妻居住狀況）、社會經濟特征（是否接受過義務教育、個人收入分組）、家庭特征（同住規模）和流動特征（流動范圍和流動時長）等作為控制變量。

現對主要變量特征進行描述性統計分析（見表1）。

公共健康權益可獲得性、可及性程度的分析。首先，公共健康權益的可獲得性方面，對個體而言，公共健康權益可獲得性在漢族和少數民族流動人口群體間未表現出顯著差異；幼童和孕產婦的公共健康權益可獲得性均通過均值差異t檢驗，少數民族流動幼童和孕產婦的公共健康權益可獲得性顯著低于漢族幼童和孕產婦公共健康權益可獲得性，均值差異分別為0.011、0.011。其次，公共健康權益可及性程度方面，少數民族流動個體、幼童、孕產婦的公共健康權益可及性程度顯著低于漢族流動人口，孕產婦公共健康權益可及性程度在漢族和少數民族流動人口的均值差異最大（0.101）。少數民族流動個體公共健康權益可及性程度最低（1.375）。最后，公共健康權益具體類別方面，少數民族流動個體健康檔案、醫療保險權益均值顯著低于漢族流動個體，其中醫療保險均值差異最大（0.045）；少數民族流動幼童的疫苗接種、建冊、免費體檢三項權益均值顯著低于漢族流動人口，其中疫苗接種權益均值差異最大（0.048）；少數民族流動孕產婦建檔、產前檢查、產后訪視、產后檢查四項權益均值顯著低于漢族流動孕產婦，其中產后檢查均值差異最大（0.044）。

個體特征方面，與漢族流動人口相比，少數民族流動人口年齡更?。ǖ?.138 歲），女性更多（高0.040），自評健康狀況更差（低0.047），人均月收入2 000～4 999元的經濟狀況更差（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，是家庭中的流動主力，其定居意愿的決策能夠代表整個家庭的定居意愿。整理2018年CMDS數據發現，接受過九年制義務教育的少數民族流動人口有近60%愿意定居流入地，而未接受九年制義務教育的僅有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。

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

三、模型設定與統計結果

（一）BLR模型建構

二分類因變量（是否有定居意愿，有定居意愿為“1”，沒有為“0”）的發生概率為非線性的，因此，選用非線性概率模型的二分變量對數比回歸模型（Binary Logistic Regression，簡稱BLR）進行回歸分析，通常使用事件發生比率（Odds Ratio，簡稱OR）來解釋自變量與因變量的關系，即事件發生與不發生的概率之比，通過對事件發生概率進行數理推導得出：

根據BLR函數的模型，p表示事件發生的概率，因此，Logitp是因變量某一種屬性發生的概率。

為得到線性表達式方便比較，將公式（1）轉換為幾率比：

在線性表達式（2）中，當x增加一個單位時，得到新的幾率比Ω*：

因此，可以推導出，事件發生比率（OR）：

b為回歸系數。當自變量為虛擬變量時，OR表示取值為1的發生比是參照類為0發生比的多少倍或者百分比。使用Stata.16運行該模型，得到OR值，分析少數民族流動人口公共健康權益可及性對定居意愿發生比的影響。

（二）公共健康權益可及性對少數民族流動人口定居意愿影響的基準回歸結果分析

運用BLR模型，精準刻畫和對比少數民族流動人口及家庭成員公共健康權益可獲得性、可及性程度對流動家庭定居意愿發生比的差異化影響。在控制個體特征、社會經濟特征、流動特征等因素情況下，模型（1）分析公共健康權益可獲得性對少數民族流動人口定居意愿發生比的影響，模型（2）分析公共健康權益可獲得性、公共健康權益可及性程度對少數民族流動人口定居意愿發生比的共同影響（見表2）。

少數民族流動個體公共健康權益可獲得性、可及性程度對其定居意愿的影響。BLR模型統計結果顯示，當單獨分析公共健康權益可獲得性時，個體公共健康權益可獲得性對自身定居意愿發生比的影響在1%水平上顯著，即個體獲得公共健康權益后，其定居意愿發生比提高，驗證了研究假設H1。與未獲得公共健康權益的樣本相比，少數民族流動個體獲得公共健康權益后的定居意愿發生比提高71%。當在模型中加入公共健康權益可及性程度之后，少數民族流動個體公共健康權益可獲得性對定居意愿發生比的影響變得不顯著，與此相對的是，公共健康權益可及性程度對其定居意愿發生比的影響顯著，少數民族流動人口公共健康權益可及性程度越高，其定居意愿發生比越高，每增加一項公共健康權益則定居意愿發生比提升43%，驗證了研究假設H2?？梢?，少數民族流動人口在流入地所獲得的公共健康權益項目越多，公共健康權益可及性程度越高，定居意愿發生比越大。因此，少數民族流動人口期望在流入地獲得更完善的公共健康權益。

少數民族流動幼童公共健康權益可獲得性、可及性程度對家庭定居意愿的影響。當單獨分析公共健康權益可獲得性時，少數民族流動幼童公共健康權益可獲得性對家庭定居意愿的影響在10%水平上顯著，即少數民族家庭中幼童獲得公共健康權益能提高家庭定居意愿，流動幼童獲得其中一項公共健康權益，少數民族家庭的定居意愿發生比提高61%。當在模型中加入公共健康權益可及性程度之后，幼童公共健康權益可獲得性對定居意愿發生比的影響變為不顯著，可及性程度對家庭定居意愿的影響顯著。每增加一項幼童公共健康權益，少數民族家庭定居意愿的發生比提升30%，驗證了研究假設H3?？梢?，少數民族流動幼童在流入地所獲得的公共健康權益越多、公共健康權益可及性程度越高越能提升少數民族家庭定居意愿的發生比，驗證了研究假設H3。

少數民族流動孕產婦公共健康權益可獲得性、可及性程度對家庭定居意愿的影響。少數民族流動孕產婦公共健康權益可獲得性對定居意愿發生比的影響不顯著，當在模型中加入孕產婦公共健康權益可及性程度之后，孕產婦公共健康權益可獲得性對定居意愿發生比的影響仍然不顯著，而孕產婦公共健康權益可及性程度對少數民族流動家庭定居意愿發生比的影響正向顯著，驗證了研究假設H3中家庭成員公共健康權益可及性有助于提高其家庭定居意愿。

綜上，2018年CMDS數據能夠解釋個體和家庭中幼童公共健康權益可獲得性、可及性程度與少數民族流動人口定居意愿的顯著相關關系，尚未發現少數民族流動孕產婦公共健康權益可獲得性對家庭定居意愿的影響。其中的原因在于我國產前保健、產后訪視等基本孕產檢服務覆蓋率為90%左右①柳葉刀重大報告：中國婦幼健康七十年，https：//cn.chinadaily.com.cn/a/202105/25/WS60ac885aa3101e7ce97517d7.html。，無論在流入地或流出地，孕產婦均能享受到孕產檢最基本的公共健康權益，少數民族流動孕產婦在流入地獲得公共健康權益對家庭定居意愿的影響不顯著。

四、計量檢驗與拓展分析

（一）公共健康權益可及性對少數民族流動人口定居意愿影響的內生性檢驗分析

影響少數民族流動人口獲得健康權益的因素復雜。少數民族流動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民族流動人口更期望在流入地獲得更多的公共健康權益，由此，可能存在自選擇的因果關系。本文使用工具變量法處理潛在的內生性偏誤，對少數民族流動人口定居意愿與公共健康權益可及性可能存在的互為因果關系進行內生性檢驗。

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

因基準模型的被解釋變量和內生變量均為二值變量，使用條件混合估計法（Conditional Mixed Process，CMP）進行兩階段回歸分析。2018年CMDS樣本覆蓋我國絕大部分地級市，為排除異常值，將衛生健康財政支出進行2.5%縮尾處理。

第一階段為衛生健康財政支出工具變量及控制變量對公共健康權益可獲得性、公共健康權益可及性程度進行回歸，第二階段為公共健康權益可獲得性、公共健康權益可及性程度和控制變量對定居意愿進行回歸（見表3）。由于基準回歸發現少數民族流動孕產婦公共健康權益可獲得性與家庭定居意愿不顯著相關，未使用CMP模型對該方程進行內生性檢驗。

表3 健康權益可及性影響少數民族流動人口定居意愿的CMP模型兩階段估計結果

第一階段回歸估計結果發現，衛生健康財政支出對少數民族流動孕產婦公共健康權益可及性程度并無顯著關系，不能滿足工具變量相關性條件，其可能的原因為衛生健康財政支出在流入地或流出地的支持差異不大，孕產婦公共健康權益的兜底保障完善、覆蓋率高，因此衛生健康財政支出對少數民族流動孕產婦公共健康權益可及性程度的影響不顯著。衛生健康財政支出對個體公共健康權益可獲得性、幼童公共健康權益可獲得性和幼童公共健康權益可及性程度的影響都在10%及以上的水平上顯著相關，滿足工具變量相關性條件，衛生健康財政支出較全面地保障了少數民族流動人口公共健康權益，促進少數民族流動個體、幼童和孕產婦公共健康權益可及性程度的提升。再觀察內生性檢驗參數rho_12值判別變量外生性，發現參數在模型2顯著異于0，說明模型2存在內生性問題，rho_12值在模型1、模型3、模型4、模型5中不顯著，說明個體健康權益可獲得性與個體、幼童和孕產婦公共健康權益可及性程度四個變量對定居意愿的影響不存在明顯的內生性，直接參考基準回歸結果。幼童在流入地的公共健康權益與流出地的公共健康權益差異較大，幼童在流入地獲得公共健康權益更能促進家庭定居意愿。

（二）公共健康權益可及性對少數民族流動人口定居意愿影響的穩健性檢驗

為檢驗研究的可靠性，采用更換樣本范圍和替換核心解釋變量等方式進行穩健性檢驗。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“沒想好”的樣本，因模糊的回答可能會對回歸結果產生一些影響。二是剔除醫療領域就業的少數民族流動人口，該人群的公共健康權益可及性普遍較高?？傆媱h除1 411個樣本，更換樣本范圍所得的回歸估計結果為模型（2）（見表6）。

替換核心解釋變量：重新界定“公共健康權益可及性”核心解釋變量，參照李勝連等（2016）文獻[37]，采用客觀賦權熵值法對離散型變量進行處理：對“建立健康檔案”“接受健康教育”“參加醫療保險”進行綜合評價，得到個人公共健康權益可及性；對“疫苗接種”“保健手冊”和“免費體檢”進行綜合評價，得到幼童公共健康權益可及性；對“孕產婦檔案”“產前檢查”“產后訪視”“產后檢查”進行綜合評價，得到孕產婦公共健康權益可及性。確定少數民族流動個體、幼童和孕產婦各自公共健康權益項目的權重（見表4）。健康檔案、醫療保險子項目在個體公共健康權益可及性中權重較大，明顯高于健康教育子項目。幼童公共健康權益可及性受到疫苗接種權益、免費體檢權益子項目的影響較大。對于少數民族流動孕產婦而言，無論產前、產后，公共健康權益均至關重要，由此四項子項目對孕產婦公共健康權益可及性的作用程度相當，均在0.2～0.3之間。

表4 基于熵值法計算的公共健康權益子項目權重

其次，根據公共健康權益各子項權重，進一步計算少數民族流動人口個體、幼童和孕產婦的公共健康權益可及性。從表5中可見，少數民族流動孕產婦的公共健康權益可及性最高為0.867，少數民族流動幼童的公共健康權益可及性次高為0.667，少數民族流動個體的公共健康權益可及性最低為0.328。在減小被解釋變量的范圍和刪除部分樣本量的基礎上，引用熵值法進行線性加權，估計結果為模型（3）（見表6）。

表5 基于熵值法加權計算所得的流動人口公共健康權益可及性

表6 公共健康權益可及性影響少數民族流動人口定居意愿的穩健性檢驗

穩健性檢驗結果表明，少數民族流動人口公共健康權益可及性對定居意愿影響通過穩健性檢驗（見表6）。少數民族流動個體的公共健康權益可及性顯著提升其定居意愿，少數民族流動幼童和孕產婦的公共健康權益可及性顯著提升家庭定居意愿。

（三）公共健康權益可及性對少數民族流動人口定居意愿影響的異質性分析

因個體特征、居住方式、語言使用和流動范圍的不同，少數民族流動人口公共健康權益可及性對其定居意愿的影響存在差異?，F按不同特征，進行分組的異質性分析（見表7）。

表7 少數民族流動人口公共健康權益可及性對其定居意愿影響的異質性分析

結果表明，少數民族流動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益，即公共健康權益可及性程度對較低學歷少數民族流動人口定居意愿的影響效應比對較高學歷少數民族樣本的影響更高。對初中及以下少數民族流動人口來說，每增加一項公共健康權益，對其定居意愿發生比的 影 響 增 加 了 36%（OR1.36），比接受過九年義務制教育或者更高學歷水平的少數民族樣本高7 個百分點。一般而言，受教育程度越高，少數民族流動人口獲取健康權益的渠道越多；反之，受教育程度越低，對公共健康權益的依賴程度更高。會普通話的少數民族流動人口定居意愿受到公共健康權益可獲得性的影響更大，使用少數民族語言的少數民族流動人口定居意愿受到公共健康權益可及性程度的影響更大。對于不同居住安排的家庭，在流入地是否獲得公共健康權益對定居意愿的影響差異性較大。對于與配偶兩地分居的少數民族流動人口而言，每增加一個公共健康權益項目對其定居意愿發生比的影響增加43%，比配偶同住的少數民族樣本定居意愿的影響高14個百分點。驗證已有研究，家庭化流動能夠提升流動人口的健康水平（褚清華，2023）[38]。不同流動范圍下，公共健康權益可及性對少數民族流動人口定居意愿發生比的影響存在差異。對于省內跨市的少數民族流動人口，每增加一項公共健康權益，對其定居意愿發生比的影響增加62%。相比之下，公共健康權益可及性程度對跨省樣本定居意愿的影響為31%。

五、結論與啟示

對少數民族流動人口公共健康權益，少數民族流動幼童公共健康權益，少數民族流動孕產婦公共健康權益進行實證分析，剖析其公共健康權益可及性對定居意愿的影響。主要結論如下：

第一，公共健康權益可獲得性、可及性程度對流動人口定居意愿存在顯著正向影響，影響效應存在差異性。少數民族流動個體和幼童的公共健康權益可獲得性與定居意愿存在顯著正向相關關系，少數民族流動孕產婦公共健康權益可獲得性對其家庭定居意愿的影響不顯著，但其公共健康權益可及性程度與定居意愿呈顯著正向相關，每增加一項健康權益對其家定居意愿發生比的影響增加52%。此外，個體、幼童的公共健康權益可及性程度同樣對定居意愿呈顯著正相關關系，個體、幼童每增加一項公共健康權益其定居意愿發生比隨之增加。

第二，每一項健康權益對健康權益可及性的影響權重有所不同。少數民族流動個體的各公共健康權益項目中，健康檔案權重最大（0.477），也就是說該權益項目對個體公共健康權益可及性的影響效應最大，其次為醫療保險的影響效應（0.444），健康教育權重的影響效應最低（0.079）。少數民族流動幼童公共健康權益的各項目中，疫苗接種的權重最大（0.420），也就是說該權益項目對幼童公共健康權益可及性的影響效應最大，其次為免費體檢的影響效應（0.316），保健手冊權重的影響效應最低（0.264）。少數民族流動孕產婦的每一項公共健康權益項目的權重均在0.2～0.3之間，可能的原因在于產前、產后都是必不可少的環節，由此四項公共健康權益項目對孕產婦公共健康權益可及性的作用程度相當。

第三，對于不同差異特征的群體，獲得公共健康權益數量越多，其定居意愿發生比越高，但公共健康權益可及性的影響有所差異。對受教育程度較低的少數民族流動人口，其公共健康權益可及性程度的影響程度比對受教育程度較高的少數民族流動人口影響更高。公共健康權益項目每增加一項，對兩地分居的流動人口定居意愿發生比影響增加了43%，比與配偶同住的影響高出14%左右。不同流動范圍下，公共健康權益可及性對于少數民族流動人口定居意愿發生比的影響具有差異性，省內跨市的少數民族流動人口公共健康權益可及性程度的影響更大。

我國少數民族流動人口就醫服務需求大、健康服務斷檔多，健康管理面臨一定的現實挑戰，為了妥善解決和優化少數民族流動人口健康管理，我們要堅持以鑄牢中華民族共同體意識為主線，提高少數民族流動人口公共健康權益可及性。首先，增強少數民族流動人口自我健康管理的意識，提高少數民族流動人口獲取健康權益項目的積極性、主動性和靈活性，優化健康行為，提升健康水平，實現少數民族流動人口健康狀況的高水平跨越。其次，重點關注少數民族流動人口中的特殊需求群體，如省內跨市流動、受教育水平較低、兩地分居的少數民族流動人口，全面促進流動人口公共衛生服務均等化、均衡化發展。最后，加強健康知識宣傳和普及。增強健康教育的通俗易懂性，提升健康權益的多樣性，擴寬線上健康教育的便捷性，加強社區網點精準化建設和網絡社交平臺的區域投放，滿足少數民族流動人口公共健康權益的全方位需求，豐富流動人口的公共健康權益項目，加強對流動幼童健康兜底保障，提升婦幼健康保障水平和層次，提升少數民族流動人口公共健康權益可及性。?