梁土坤

《中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標綱要》明確指出，全面推進健康中國建設，深化醫(yī)療衛(wèi)生體制改革，穩(wěn)步擴大城鄉(xiāng)家庭醫(yī)生簽約服務覆蓋范圍，提高簽約服務質量。(1)編輯部：《中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標綱要》，《人民日報》2021年3月13日，第1版。可見，健全家庭醫(yī)生政策以及提升其服務質量，是未來健康中國建設、深化醫(yī)療體制改革、完善分級診療體系的重要內容。因此，全面深入地了解我國家庭醫(yī)生政策的實施狀況、政策可及性、現(xiàn)實效應等問題，促進家庭醫(yī)生政策的完善，對提高居民醫(yī)療服務質量和水平、促進醫(yī)療服務體系的完善、提高健康中國建設的質量等具有重要的現(xiàn)實意義。然而，目前關于家庭醫(yī)生政策可及性及其政策效應的定量研究仍然較為匱乏，未能為相關部門完善政策提供堅實的實踐支持。基于此，本文運用2018年廣州、太原、重慶三大城市流動人口數(shù)據(jù)，對流動人口家庭醫(yī)生政策可及性及其市民化效應進行實證研究，以期為完善家庭醫(yī)生政策、提高其政策可及性、提高新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量等提供參考。

一、家庭醫(yī)生政策研究的文獻回顧

家庭醫(yī)生(Family Physicians)政策是國際社會醫(yī)療衛(wèi)生服務的重要制度。一般而言，家庭醫(yī)生，是指為個人提供初級治療和護理(primary care)的內科醫(yī)師及其他醫(yī)學專家等。(2)Borders T.F., et al.,“Why Rural Residents Migrate for Family Physician Care”，The Journal of Rural Health : Official Journal of the American Rural Health Association and the National Rural Health Care Association，Vol.16，No.4,2000，pp.337-348.國外關于家庭醫(yī)生及其政策的相關研究眾多。家庭醫(yī)生在醫(yī)療、護理、治療等多個方面發(fā)揮了重要的現(xiàn)實作用。在疾病預防方面，相對于公共醫(yī)療機構而言，家庭醫(yī)生具有組織方面的優(yōu)勢和降低醫(yī)療成本的作用。(3)Gmajni Rudika., et al.,“Breast Cancer Detection: Role of Family Physicians”，Collegium Antropologicum，Vol.38，No.2,2014，pp.191-194.來自美國的實證研究顯示，家庭醫(yī)生在為孕產(chǎn)婦服務及其降低孕產(chǎn)婦死亡率方面發(fā)揮了重要的現(xiàn)實效能。(4)Kozhimannil Katy B., Westby Andrea，“ What Family Physicians Can Do to Reduce Maternal Mortality”，American Family Physician，Vol.100，No.8,2019，pp.460-461.家庭醫(yī)生也能夠在精神病障礙者照顧過程中提供必要的醫(yī)療服務支持，并促進患者康復。(5)Moore Ainsley，F(xiàn)rank Christopher，Chambers Larry W.,“Role of the Family Physician in Dementia Care”，Canadian Family Physician，Vol.64，No.10,2018，pp.717-719.關于以色列的研究也顯示，在病人住院期間，家庭醫(yī)生的積極參與能夠為患者的住院管理和康復發(fā)揮重要作用，并受到患者的歡迎；為了促進患者護理的連續(xù)性和提高康復效果，需要進一步嘗試在醫(yī)院和家庭醫(yī)生之間建立適當?shù)暮献髂Ｊ讲⒔⑾嚓P制度。(6)Granek-Catarivas M.,“The Family Physician, the Patient and the Hospital.”，The Israel Medical Association Journal : IMAJ，Vol.3，No.12,2001，pp.888-892.可見，從國際相關經(jīng)驗看，家庭醫(yī)生為居民提供了較為多元的醫(yī)療衛(wèi)生服務，對提高居民醫(yī)療服務可及性和提高居民健康水平等方面發(fā)揮了重要的現(xiàn)實作用。

關于伊朗的研究也表明，家庭醫(yī)生是增加居民公平獲得能夠負擔得起的醫(yī)療服務的重要制度，為改善城市公共衛(wèi)生服務發(fā)揮了重要作用。家庭醫(yī)生在患者告知(informing patients)、服務協(xié)議(protocols)及總體表現(xiàn)等方面都表現(xiàn)良好；但是，在轉診制度(referral system)方面表現(xiàn)不佳。婚姻狀況、年齡、職業(yè)和性別等因素對家庭醫(yī)生的表現(xiàn)沒有顯著影響，而宗教信仰卻對其表現(xiàn)具有顯著影響，伊朗本地醫(yī)生的工作表現(xiàn)相對更好，因此，制定聘用本地醫(yī)生的適當方案，并增進家庭醫(yī)生對轉診系統(tǒng)的了解尤為重要。(7)Ozra Nourafkan，Abbas Yazdanpanah，Erfan Kharazmi，“The Study of Urban Family Physicians Performance and Its Related Factors in the South of Iran”，Journal of Health Management & Informatics，Vol.3，No.1,2016，pp.10-14.然而，家庭醫(yī)生政策在執(zhí)行過程中也面臨一些問題。一項關于美國537名家庭醫(yī)生的調查顯示。大多數(shù)家庭醫(yī)生對他們的職業(yè)感和獲得報酬感到滿意，然而，那些工作時間較長的家庭醫(yī)生卻對他們的報酬不太滿意。(8)Hueston W.J.,“Family Physicians’ Satisfaction with Practice.”，Archives of Family Medicine，Vol.7，No.3,1998，pp.242-247而且，關于發(fā)展中國家的研究卻顯示，農(nóng)村家庭醫(yī)生的身心健康面臨巨大壓力，職業(yè)倦怠正在損害家庭醫(yī)生的健康。職業(yè)倦怠導致家庭醫(yī)生工作效率降低、曠工增加、醫(yī)療成本增加、離職率上升、為患者提供的服務水平降低，最終導致患者不滿。(9)Neda Moein，Gholamhossein Ahmadzadeh，Alireza Safaeeyan，“Job Burnout Among Family Physicians in Rural Areas of Isfahan Province”，Hospital Practices and Research，Vol.3，No.3,2018，pp.98-103.所以，關注家庭醫(yī)生的健康、薪酬、工作滿意度等問題，對于促進家庭醫(yī)生隊伍建設尤為重要。此外，消費者在選擇家庭醫(yī)生時，更加看重家庭醫(yī)生的個人屬性和特征(personal attributes and characteristics)，除了資格認證信息外，消費者并不太關心家庭醫(yī)生的培訓和其他相關信息。(10)Engstrom S., Madlon-Kay D.J.,“Choosing a Family Physician. What Do Patients Want to Know? ”，Minnesota Medicine，Vol.81，No.12,1998，pp.22-26.因而，提高家庭醫(yī)生的人格魅力和個性吸引力，是提高家庭醫(yī)生簽約率的重要方面。我國相關部門和地方政府借鑒國際經(jīng)驗，也逐步發(fā)展和推進家庭醫(yī)生政策建設。

2016年，國務院醫(yī)改辦和國家衛(wèi)生計生委等七個部門聯(lián)合發(fā)布《關于推進家庭醫(yī)生簽約服務的指導意見》(國醫(yī)改辦發(fā)〔2016〕1號)，對家庭醫(yī)生簽約的服務主體、服務內容、服務收付費機制、簽約服務激勵機制、績效考核、技術支持等內容進行了規(guī)范，標志著家庭醫(yī)生政策全面確立。近年來，隨著家庭醫(yī)生政策在全國范圍的推廣，相關研究也呈現(xiàn)數(shù)據(jù)不斷增加的發(fā)展趨勢。實際上，早在1993年，宗鼎法就強調，需要重視家庭醫(yī)生的培養(yǎng)問題。(11)宗鼎法：《家庭醫(yī)生培養(yǎng)問題》，《國外醫(yī)學(社會醫(yī)學分冊》1993年第2期。隨后，張聚興等在北京地區(qū)進行了調查，指出大部分老人認為有必要建立家庭醫(yī)生政策，這應該成為醫(yī)院未來的重要服務項目。(12)張聚興、曾平、薛躍、呂少?。骸对诒本┑貐^(qū)實行家庭醫(yī)生和家庭護士的可行性調查》，《中國醫(yī)院管理》1995年第12期。然而，在較長一段時間內，國內家庭醫(yī)生相關研究較少。直至2010年以后，隨著家庭醫(yī)生政策逐步受到國家重視，相關文獻呈現(xiàn)數(shù)量逐步增加的趨勢。近年來國內家庭醫(yī)生政策相關研究，主要包括三個方面。

一是家庭醫(yī)生政策面臨的問題及機制建設。例如，高和榮對國內家庭醫(yī)生政策的模式進行了總結，指出家庭醫(yī)生普遍存在“簽而不約”問題，而政策情境和結構因素是該問題的關鍵原因。(13)高和榮：《簽而不約:家庭醫(yī)生簽約服務政策為何阻滯》，《西北大學學報(哲學社會科學版) 》2018年第3期。而朱仁顯等基于廈門市的調查，指出家庭醫(yī)生存在數(shù)量不足、地位不高、機構不夠、宣傳不到位等問題，制約了家庭醫(yī)生政策的實施。(14)朱仁顯、李欣：《家庭醫(yī)生簽約服務制度的建構與完善對策——廈門市經(jīng)驗的研析》，《東南學術》2018年第6期。廖智柳等則認為，存在家庭醫(yī)生的積極性不高、“簽而不約”和“為簽而簽”等問題，建議從激勵相容原則來完善家庭醫(yī)生政策。(15)廖智柳、黃順康：《新型家庭醫(yī)生制度構建與機制設計》，《甘肅社會科學》2021年第4期。孫彩霞等對我國家庭醫(yī)生及其政策的發(fā)展歷程進行了回顧，指出從加強家庭醫(yī)生隊伍建設、建立合理激勵機制、推進信息平臺建設、建立合理監(jiān)督機制等方面完善家庭醫(yī)生政策。(16)孫彩霞、劉庭芳、蔣鋒、司駟駿、褚湜婧、王蒲生：《我國家庭醫(yī)生相關政策發(fā)展歷程與推行研究》，《中國全科醫(yī)學》2021年第7期。并對家庭醫(yī)生簽約服務績效的評價指標體系進行了探索，提出從結構、過程、結果質量等三個維度建構三級指標評價體系等。(17)孫彩霞、司駟駿、蔣鋒、劉庭芳：《我國家庭醫(yī)生簽約服務績效評價指標體系構建研究》，《中國全科醫(yī)學》2021年第34期。

二是家庭醫(yī)生特征及其工作滿意度調查與分析。2012年，袁立等對上海市137名家庭醫(yī)生的狀況、工作及其滿意度等進行了問卷調查，指出其服務內容包括社區(qū)醫(yī)療和轉診、社區(qū)健康管理、慢性病患者管理等方面。(18)袁立、周昌明、江萍、徐蕾、趙琦、徐飚：《上海市“長寧模式”下的家庭醫(yī)生工作現(xiàn)狀和職業(yè)滿意度調查研究》，《中國全科醫(yī)學》2014年第28期。劉樹奎等對廣州市326名家庭醫(yī)生的調查發(fā)現(xiàn)，其工作滿意度較低，工作壓力和薪酬情況等是影響家庭醫(yī)生工作滿意度的重要因素。(19)劉樹奎、張毅：《廣州市家庭醫(yī)生工作滿意度調查》，《衛(wèi)生經(jīng)濟研究》2020年第3期。而孔國書等對中西部三省數(shù)據(jù)進行實證分析，發(fā)現(xiàn)工作內容、工作壓力、工作報酬是影響家庭醫(yī)生工作滿意度的顯著要素，而戶口、教育程度、職稱等個體特征尤為重要，因此，需要建立合理的薪酬體系和考評機制,并多渠道提高非物質激勵，以提高其工作滿意度和職業(yè)成就感等。(20)孔國書、鐘明航、張福康：《社會人口學特征對基層家庭醫(yī)生的工作滿意度影響——基于中西部三省份的實證調查數(shù)據(jù)》，《中國衛(wèi)生政策研究》2020年第11期。

三是家庭醫(yī)生簽約意愿、服務知曉度、服務利用等狀況調查及影響因素分析。鄭娟等對徐州市927名中老年人的調查發(fā)現(xiàn)，僅有29.34%的受調查具有家庭醫(yī)生簽約意愿，其簽約意愿較低，服務知曉度低等因素是制約家庭醫(yī)生簽約意愿的重要因素等。(21)鄭娟、許建強、徐凌忠、王亨：《中老年人家庭醫(yī)生簽約意愿調查及影響因素分析》，《中華醫(yī)院管理雜志》2021年第7期。2018年，祝嫦娥等對南京市360名患者進行調查，發(fā)現(xiàn)家庭醫(yī)生簽約率較高，但居民對家庭醫(yī)生簽約服務相關內容的知曉度較低，對醫(yī)療報銷水平的滿意度也相對較低。(22)祝嫦娥、周丹丹、圣孟飛、宋寶香：《南京市居民家庭醫(yī)生簽約服務的滿意度與簽約現(xiàn)狀調查》，《醫(yī)學與社會》2019年第11期。郭紅英等對佛山市1986名居民的調查發(fā)現(xiàn)，家庭醫(yī)生服務知曉度和簽約率都相對較高，教育程度、年齡、家庭收入、慢病情況等因素對家庭醫(yī)生服務的知曉度和簽約意愿都具有重要影響。(23)郭紅英、陳坤、任禮敏、陳慶文、陶攀琴：《佛山市高明區(qū)居民家庭醫(yī)生式服務的簽約現(xiàn)狀及影響因素調查》，《護理研究》2019年第9期。鄧余華等對31個省、直轄市、自治區(qū)的居民調查發(fā)現(xiàn),家庭醫(yī)生簽約服務利用率相對較低，文化程度、經(jīng)濟狀況、衛(wèi)生服務可及性等是影響家庭醫(yī)生簽約服務利用的顯著因素。(24)鄧余華、王超、甘勇、盧祖洵：《我國家庭醫(yī)生簽約服務利用現(xiàn)狀及影響因素分析——基于全國31個省市的調查》，《中國衛(wèi)生政策研究》2020年第9期。

這些相關研究為我們了解家庭醫(yī)生的特征、政策知曉度、簽約情況及服務滿意度等內容提供了重要參考。然而，可以看到，目前關于家庭醫(yī)生政策效應測量的定量研究仍然鳳毛麟角，而且，尚未見到關于流動人口家庭醫(yī)生政策可及性等議題的研究?；诖?，本文將運用2018年廣州、太原、重慶三大城市流動人口監(jiān)測數(shù)據(jù)，對家庭醫(yī)生政策可及性及其健康效應和市民化效應等進行實證研究，以期為促進家庭醫(yī)生政策的完善提供參考。

二、分析框架、數(shù)據(jù)來源與模型描述

(一)分析框架與研究假設

首先，根據(jù)《關于推進家庭醫(yī)生簽約服務的指導意見》(國醫(yī)改辦發(fā)〔2016〕1號)及各地相關政策，家庭醫(yī)生及其團隊主要為居民提供疾病的診治、用藥、就醫(yī)路徑指導和轉診預約等基本醫(yī)療服務、基本公共衛(wèi)生服務、以及健康評估、康復指導、家庭護理、遠程健康監(jiān)測等健康管理服務。從家庭醫(yī)生政策的設立及其服務內容來看，家庭醫(yī)生政策對提高居民健康水平應該發(fā)揮重要的現(xiàn)實作用。相關研究顯示，家庭醫(yī)生是影響居民健康狀況的重要社會因素。(25)Sherin Kevin，Adebanjo Tolulope，Jani Asim，“Social Determinants of Health: Family Physicians’ Leadership Role”，American family physician，Vol.99，No.8,2019，pp.476-477.因而，據(jù)此提出家庭醫(yī)生政策的健康效應假設。

假設1：家庭醫(yī)生政策對流動人口自評健康具有顯著的提升效應

其次，《關于推進家庭醫(yī)生簽約服務的指導意見》(國醫(yī)改辦發(fā)〔2016〕1號)指出，探索流動人口家庭醫(yī)生簽約服務模式，促進基本醫(yī)療服務均等化。從實際情況看，廣州市、太原市、重慶市等城市已經(jīng)將流動人口納入家庭醫(yī)生政策覆蓋范圍。因而，家庭醫(yī)生政策作為基本公共服務的重要方面，可能也會對流動人口市民化產(chǎn)生重要影響，由此提出家庭醫(yī)生政策的市民化直接效應假設。

假設2：家庭醫(yī)生政策對流動人口市民化意愿具有顯著的直接提升效應

再次，健康狀況是影響流動人口定居意愿等市民化議題的重要因素。黃旭(Xu Huang)等研究指出，身心健康對流動人口定居意愿起著至關重要的作用，流動人口的短期定居意愿主要受到他們的心理健康的影響，而不是身體健康；但其長期定居意愿則主要受到其身體健康的影響。(26)Xu Huang，Dongsheng He，Ye Liu，et al.,“The Effects of Health on the Settlement Intention of Rural-Urban Migrants: Evidence from Eight Chinese Cities”，Applied Spatial Analysis and Policy，Vol.20，No.14,2021，pp.31-49.因而，健康狀況可能會對流動人口市民化產(chǎn)生影響，由此，使得家庭醫(yī)生政策通過影響流動人口自評健康而間接影響其市民化，依此可提出家庭醫(yī)生政策的市民化間接效應假設。

假設3：家庭醫(yī)生政策通過自評健康而間接影響流動人口市民化意愿

最后，群體分化是流動人口的重要特征，家庭醫(yī)生政策的影響效應可能因不同群體而存在差異。因而，將群體結構納入分析框架，并提出家庭醫(yī)生政策市民化效應的群體結構差異假設。

假設4：家庭醫(yī)生政策對流動人口市民化意愿的影響存在群體結構差異

綜合上述四個假設，形成家庭醫(yī)生政策、自評健康、群體結構與流動人口市民化意愿的影響機制理論框架(如圖1)。下面結合數(shù)據(jù)可及性，選取指標，建立實證模型，檢驗研究假設，為完善家庭醫(yī)生政策和新型城鎮(zhèn)化政策鋪墊實踐基礎。

(二)數(shù)據(jù)來源與模型概述

采用衛(wèi)生健康委2018年廣州市、太原市、重慶市三大城市流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)進行實證分析。根據(jù)研究需要和數(shù)據(jù)特征對數(shù)據(jù)進行初步處理，得到分析樣本為5418個，其中，廣州市1575個，占29.07%，太原市1781個，占32.87%，重慶市2062個，占38.06%。分群體結構看，老生代男性流動人口1165個，占21.50%，老生代女性流動人口893個，占16.48%，新生代男性流動人口1484個，占27.39%，新生代女性流動人口1876個，占34.63%(樣本特征分析略)。

核心自變量是家庭醫(yī)生政策可及性，用流動人口是否在工作和居住地城市與家庭醫(yī)生簽約進行測量。其他核心變量包括自評健康、市民化意愿、群體結構三個指標。自評健康主要用問卷中流動人口對自身健康狀況的評價進行測量，將其處理為一個由弱到強的三分類變量，并賦值，不健康=1，基本健康=2，健康=3。而市民化意愿的測量，由于2018年流動人口動態(tài)監(jiān)測調查問卷并沒有涉及市民化的直接相關測量指標，因此，用流動人口是否具有永久定居流入地城市的意愿進行測量，將其處理為一個二分類變量并賦值，市民化意愿較強(具有永久定居城市的意愿)=1，市民化意愿較弱(沒有永久定居城市的意愿)=0。群體結構指標由代際和性別兩個因素交叉合成，為多分類變量，老生代男性=1，老生代女性=2，新生代男性=3，新生代女性=4。此外，并將城市，個體人口學和就業(yè)等相關指標作為控制變量納入模型(表1)。

表1 變量賦值

運用Binary Logistic Regression模型建立家庭醫(yī)生政策、自評健康、群體結構對流動人口市民化意愿的影響機制模型。因變量市民化意愿取值為1的概率為P，根據(jù)公式(1)建立市民化意愿影響機制模型。將控制變量、群體結構、家庭醫(yī)生政策、自評健康逐步納入模型，可得到流動人口市民化意愿影響機制模型1—3(表3)；及分群體結構的市民化意愿影響機制模型9—12(表6)。

表2 家庭醫(yī)生政策可及性的主要特征

表3 流動人口市民化意愿的影響機制模型

Logit(P)=β0+β1χ1+β2χ2+···+βiχi

(1)

同時，因自評健康指標是三分類變量，因此，采用Ordinal Logistic Regression模型建構流動人口自評健康影響機制實證模型。自評健康指標取值水平均為3，建立2個累積 Logits模型。自評健康取值對應概率分別為, P1、P2、P3，擬合2個模型。

(2)

(3)

由此，可以得到流動人口自評健康影響機制模型4和分群體結構的自評健康影響機制模型5—8(表4)。根據(jù)Hosmer—Lemeshow 檢驗、平行線檢驗、擬合優(yōu)度等檢驗結果可知，各模型均具有統(tǒng)計學上的研究意義。

表4 流動人口自評健康的影響機制模型

(續(xù)表)

三、家庭醫(yī)生政策可及性的特征分析

(一)家庭醫(yī)生政策可及性的區(qū)域非均衡性

從調查數(shù)據(jù)看，有1849名流動人口已經(jīng)簽約家庭醫(yī)生，占34.1%，說明家庭醫(yī)生政策已經(jīng)覆蓋部分流動人口，對提高流動人口醫(yī)療服務水平和促進流動人口基本公共服務均等化發(fā)揮了重要作用。然而，相對而言，流動人口家庭醫(yī)生政策可及性仍然處于較低水平。并且，家庭醫(yī)生政策可及性存在明顯的城市差異。太原市流動人口家庭醫(yī)療政策可及性水平最高，達到了47.9%；重慶市次之，為37.2%；而廣州市最低，僅僅只有14.5%，該比例僅僅只有太原市水平的30.27%，為重慶市水平的38.98%(表2)。同時，家庭醫(yī)生政策可及性城市差異的卡方檢驗SIG值為0.000?？梢姡鲃尤丝诩彝メt(yī)生政策可及性存在明顯的城市差異和區(qū)域非均衡性。在廣州市等東部地區(qū)大城市，流動人口家庭醫(yī)生政策可及性相對較低，而中部(太原)和西部(重慶)等大城市流動人口家庭醫(yī)生政策可及性相對較高。一定程度上，這也反映了流動人口基本公共服務的地區(qū)非均衡性，因此，提高流動人口家庭醫(yī)生政策等公共服務可及性需要立足不同地區(qū)的具體現(xiàn)實特征。

(二)家庭醫(yī)生政策可及性的群體結構差異性

流動人口家庭醫(yī)生政策可及性也存在一定程度的群體結構差異性。從調查數(shù)據(jù)看，新生代流動人口家庭醫(yī)生政策可及性為34.9%，略高于老生代流動人口(32.9%)；且其卡方檢驗的SIG值為0.151，這說明流動人口家庭醫(yī)生政策可及性并不存在顯著的代際差異。然而，加入性別因素后，流動人口家庭醫(yī)生政策卻存在群體結構差異。而流動人口家庭醫(yī)生政策群體結構差異的卡方檢驗SIG值為0.001。具體而言，新生代女性流動人口的家庭醫(yī)生政策可及性最高，為37.4%，老生代女性次之(34.9%)；而新生代男性流動人口為31.7%，與老生代男性的比例基本持平(31.4%)。因而，無論是新生代還是老生代，女性流動人口家庭醫(yī)生政策可及性都高于男性，則流動人口家庭醫(yī)生政策可及性的群體結構主要是由性別差異引起的。一定程度而言，女性流動人口家庭醫(yī)生政策可及性呈現(xiàn)代際改善的態(tài)勢，但男性流動人口卻沒有呈現(xiàn)代際改善的現(xiàn)象。因此，流動人口家庭醫(yī)生政策可及性存在顯著的群體結構差異，關注老生代男性和新生代男性等群體家庭醫(yī)生政策可及性，對改善流動人口家庭醫(yī)生政策可及性相對更為重要。

(三)家庭醫(yī)生政策可及性的個體異質性

流動人口家庭醫(yī)生政策可及性也存在一定程度的個體異質性現(xiàn)象，體現(xiàn)在以下三個方面。從戶籍看，非農(nóng)戶籍流動人口家庭醫(yī)生政策可及性為38.7%，比農(nóng)業(yè)戶籍群體高了近6個百分點。而卡方檢驗值為14.258，SIG值為0.000，說明流動人口家庭醫(yī)生政策可及性存在顯著的戶籍差異，農(nóng)業(yè)戶籍流動人口家庭醫(yī)生政策可及性顯著低于非農(nóng)戶籍群體(表2)。

從婚姻狀況看，已婚流動人口家庭醫(yī)生政策可及性為36.0%，遠高于未婚群體(25.5%)。同時，其卡方檢驗值為39.443，SIG值為0.000，說明流動人口家庭醫(yī)生政策可及性確實存在顯著的婚姻狀況差異。已婚流動人口家庭醫(yī)生政策可及性顯著高于未婚群體。一定程度而言，家庭醫(yī)生政策能夠更多地覆蓋已婚等已經(jīng)成家的流動人口，體現(xiàn)了家庭醫(yī)生政策的“家庭性”。

就教育程度而言，其卡方檢驗值為42.743，SIG值為0.000，說明流動人口家庭醫(yī)生政策可及性確實存在顯著的教育程度差異，但其情況卻比較復雜。從調查數(shù)據(jù)看，家庭醫(yī)生政策可及性最高的是“大學?？啤比后w，為41.1%；而教育程度為“大學本科及以上群體”略低，為39.4%，但差距相對較小。然而，教育程度為“初中”的流動人口群體，其家庭醫(yī)生政策可及性最低，僅僅只有30.6%，略低于教育程度為“高中”群體；而且，其可及性不僅遠低于教育程度為“大學?？啤焙汀按髮W本科及以上”群體，也遠低于教育程度為“小學及以下”群體(35.3%)。因而，隨著教育程度的提高，流動人口家庭醫(yī)生政策可及性大體呈現(xiàn)先下降再上升的“V型”特征。這一定程度說明，流動人口家庭醫(yī)生政策可及性與其教育程度之間并不存在顯著的正向關系。但是，如果其教育程度能夠提高到“大學?？萍耙陨稀保瑓s可以大幅度提高流動人口家庭醫(yī)生政策可及性。故關注流動人口不同教育程度群體家庭醫(yī)生政策可及性，對提高其公共服務可及性也相當重要。

四、家庭醫(yī)生政策的市民化效應及其機制

(一)家庭醫(yī)生政策的直接影響

基本公共服務制度是影響市民化意愿的重要因素。例如，關于2017年流動人口數(shù)據(jù)的實證研究顯示，職工醫(yī)療保險對鄉(xiāng)—城流動人口市民化意愿具有直接和間接的雙重顯著影響。(27)梁土坤：《醫(yī)療保險、群體結構與農(nóng)民工市民化意愿》，《人口與發(fā)展》2020年第3期。家庭醫(yī)生政策作為分級診療體系的重要構成部分和醫(yī)療衛(wèi)生服務的重要提供方式，顯然具有基本公共醫(yī)療衛(wèi)生服務政策的突出特征，也會對流動人口市民化意愿產(chǎn)生影響。本文結論與此基本一致。調查數(shù)據(jù)顯示，沒有與家庭醫(yī)生簽約的流動人口，其具有強烈市民化意愿的群體比例僅僅為35.4%。而已經(jīng)與家庭醫(yī)生簽約的流動人口，其具有強烈市民化意愿的有931人，占簽約群體的50.4%，比未簽約群體高出20個百分點。同時，Pearson卡方檢驗的概率值為0.000，說明已經(jīng)與家庭醫(yī)生簽約的流動人口市民化意愿與沒有簽約群體確實存在顯著差異。而且，從模型1可知，家庭醫(yī)生政策的系數(shù)為0.463，在0.01顯著性水平下顯著。將自評健康指標加入模型后(模型3)，家庭醫(yī)生政策的系數(shù)仍然顯著(0.01顯著性水平)且為正，這說明家庭醫(yī)生政策確實對流動人口市民化意愿具有顯著的正向影響。相對于未簽約群體，家庭醫(yī)生簽約會使得流動人口市民化意愿水平提高56.36%(OR值-1，模型3)?？梢?，家庭醫(yī)生簽約確實能夠顯著提高流動人口市民化意愿。因此，家庭醫(yī)生政策確實具有直接的顯著的市民化效應，提高家庭醫(yī)生政策可及性對于促進流動人口市民化和推進新型城鎮(zhèn)化發(fā)展進程具有重要的現(xiàn)實意義。

(二)家庭醫(yī)生政策的間接作用

家庭醫(yī)生政策的主要目標是為社區(qū)居民提供各種相關醫(yī)療服務和健康管理，從理論和實踐效果看，家庭醫(yī)生政策應該具有健康效應。從調查數(shù)據(jù)看，已經(jīng)與家庭醫(yī)生簽約的流動人口自評健康平均水平為2.88，高于未簽約群體(2.84)。具體而言，已經(jīng)與家庭醫(yī)生簽約的流動人口，其自評健康為“健康”的群體比例為89.9%，比未簽約群體高4.3個百分點。相應地，已經(jīng)與家庭醫(yī)生簽約的流動人口自評健康水平為“不健康”“基本健康”的群體比例都低于未簽約流動人口(1.4%<1.7%，8.7%<12.7%)。卡方檢驗的概率值為0.000，說明已經(jīng)與家庭醫(yī)生簽約的流動人口自評健康水平與未簽約群體之間存在顯著差異。而且，模型4可知，家庭醫(yī)生政策的系數(shù)為0.531，在0.01顯著性水平下顯著，說明家庭醫(yī)生政策確實對流動人口自評健康具有顯著的影響。相對而言，簽約家庭醫(yī)生能夠使得流動人口自評健康水平提高70.06%(OR值-1)。因此，家庭醫(yī)生政策具有顯著的健康效應，能夠顯著地提高流動人口自評健康水平。

同時，健康狀況是影響流動人口市民化意愿的重要因素。數(shù)據(jù)及模型結果顯示，自評健康對流動人口市民化意愿確實具有顯著的影響。從模型2可知，自評健康的系數(shù)為0.187，在0.01顯著性水平下顯著。將家庭醫(yī)生政策納入模型后，自評健康指標的系數(shù)仍然顯著(0.01顯著性水平)， 說明自評健康對流動人口市民化意愿具有顯著的影響。流動人口自評健康每提高一個層級，其市民化意愿將提高16.77%。而且，從模型1、模型2、模型3可知，模型3中的家庭醫(yī)生政策系數(shù)小于模型1，模型3中的自評健康系數(shù)也小于模型2。結合模型4可知，家庭醫(yī)生政策對流動人口自評健康具有顯著影響，并通過自評健康的中介而間接影響流動人口市民化意愿。因而，這使得家庭醫(yī)生政策對流動人口市民化意愿的影響路徑由“家庭醫(yī)生政策→市民化意愿”的直接影響路徑，拓展為“家庭醫(yī)生政策→自評健康→市民化意愿”的間接影響路徑。即家庭醫(yī)生政策對流動人口市民化意愿也具有顯著的間接影響。

(三)家庭醫(yī)生政策的效應結構

家庭醫(yī)生政策對流動人口市民化意愿具有直接和間接的雙重影響，對各系數(shù)進行計算和整理，可以得到家庭醫(yī)生政策對流動人口市民化意愿的直接效應、間接效應和總效應(表5)。家庭醫(yī)生政策對流動人口市民化意愿的直接效應、間接效應、總效應分別為56.36%、11.75%、68.11%。即家庭醫(yī)生政策對流動人口市民化意愿具有顯著的正向直接效應和間接效應，家庭醫(yī)生政策能夠大幅度顯著地提高流動人口市民化意愿。而家庭醫(yī)生政策的間接效應與直接效應之比為1∶4.80，其間接效應僅占總效應的17.25%，說明家庭醫(yī)生政策的直接效應在總效應中處于主導地位。因而，一定程度而言，提高家庭醫(yī)生政策可及性，即可直接提高流動人口市民化意愿。當然，家庭醫(yī)生政策的間接效應也超過總效應的1/6，其作用不可忽視，間接效應強化了家庭醫(yī)生政策對流動人口市民化意愿的總效應。

表5 家庭醫(yī)生政策效應匯總

(四)家庭醫(yī)生政策效應的群體結構差異

家庭醫(yī)生政策對不同流動人口群體的市民化意愿及自評健康的影響存在差異，主要體現(xiàn)在四個方面。一是，從模型5—8和模型9—12可知，家庭醫(yī)生政策和自評健康的各個系數(shù)都顯著(0.05顯著性水平)，且各個系數(shù)均為正，這與模型1—4的樣本總體情況一致。這說明即使區(qū)分群體結構，家庭醫(yī)生政策對流動人口市民化意愿的影響、家庭醫(yī)生政策對流動人口自評健康的影響、自評健康對流動人口市民化意愿的影響都仍然顯著。一定程度而言，家庭醫(yī)生政策及自評健康的影響并不會因群體結構變化而發(fā)生徹底轉變，體現(xiàn)了研究結論的一致性和穩(wěn)健性。

二是，從直接效應看，自評健康對不同結構流動人口群體市民化意愿的影響程度大致相同，但家庭醫(yī)生政策的影響效應存在較大程度差異(表6)。從各系數(shù)看，家庭醫(yī)生政策系數(shù)值由大到小依次為新生代男性、新生代女性、老生代男性、老生代女性(0.758>0.590>0.433>0.308，表6)。家庭醫(yī)生政策對新生代男性、新生代女性、老生代男性、老生代女性流動人口市民化意愿的影響效應也依次由大到小分別為113.40%、80.40%、54.19%、36.07%(OR值-1，表5)。則相對而言，無論是男性還是女性，家庭醫(yī)生政策對新生代流動人口市民化意愿的影響效應都大于老生代流動人口。同時，無論是新生代還是老生代，家庭醫(yī)生政策對男性流動人口市民化意愿的影響效應也都大于女性?？梢?，家庭醫(yī)生政策對流動人口市民化意愿的直接效應存在明顯的群體結構差異。

表6 流動人口市民化意愿的影響機制模型(分群體結構)

三是，家庭醫(yī)生政策對不同群體結構流動人口自評健康的影響效應存在差異。家庭醫(yī)生政策對流動人口自評健康的影響效應依群體結構由大到小依次為新生代女性、新生代男性、老生代女性、老生代男性(0.9601>0.7860>0.6048>0.5715，表5)。這使得家庭醫(yī)生政策對不同群體結構流動人口市民化意愿的間接效應也存在差異。家庭醫(yī)生政策對流動人口市民化意愿的間接效應依群體結構由大到小依次為新生代女性、新生代男性、老生代女性、老生代男性(0.2326>0.1817>0.1391>0.1342，表5)。因自評健康對不同群體結構流動人口市民化意愿的直接效應相差無幾，故家庭醫(yī)生政策對流動人口市民化意愿的間接效應的群體結構差異，主要是由家庭醫(yī)生政策的健康效應群體結構差異引起的。可見，家庭醫(yī)生政策對流動人口市民化意愿的間接效應也存在明顯的群體結構差異。與直接效應不同的是，家庭醫(yī)生政策的間接效應，無論是新生代還是老生代，女性流動人口都大于男性。

四是，從效應結構來看，即使區(qū)分群體結構，家庭醫(yī)生政策的直接效應都在其總效應中占據(jù)核心地位。由于家庭醫(yī)生政策對各群體結構流動人口市民化意愿的間接效應相對較小，這導致家庭醫(yī)生政策對流動人口市民化意愿的總效應依群體結構由大到小依次為新生代男性、新生代女性、老生代男性、老生代女性(1.3157>1.0366>0.6761>0.4998，表5)，這與直接效應的情況保持一致。則家庭醫(yī)生政策對流動人口市民化意愿的總效應的群體差異情況與其直接效應保持一致。因而，一定程度而言，家庭醫(yī)生政策對流動人口市民化意愿的影響效應的群體差異是由其直接效應導致的。同時，家庭醫(yī)生政策對不同群體結構流動人口市民化意愿的間接效應，其意義也不同。家庭醫(yī)生政策對流動人口市民化的間接效應與總效應之比，由大到小依次為老生代女性、新生代女性、老生代男性、新生代男性(27.83%>22.44%>19.85%>13.81%)。相對而言，間接效應對老生代女性流動人口更為重要，關注家庭醫(yī)生政策對老生代女性流動人口自評健康的促進作用，相對更加有利于提高其市民化意愿?？傮w而言，現(xiàn)實中，新生代男性流動人口家庭醫(yī)生政策可及性相對較低，存在家庭醫(yī)生政策可及性的“相對弱勢”問題。這與家庭醫(yī)生政策對新生代男性流動人口市民化效應的“相對強勢”影響形成矛盾困局，制約了家庭醫(yī)生政策的效應發(fā)揮和新生代男性流動人口市民化的實現(xiàn)。所以，需要根據(jù)家庭醫(yī)生政策可及性的群體結構差異及其市民化效應的群體結構性特征，有針對性地制定相關政策，以促進流動人口市民化的實現(xiàn)。

綜合以上，即使區(qū)分群體結構，家庭醫(yī)生政策和自評健康的影響仍然顯著，但家庭醫(yī)生政策對流動人口市民化意愿和自評健康的影響都存在群體結構差異，這使得家庭醫(yī)生政策對不同群體結構流動人口市民化意愿的直接效應、間接效應、總效應存在明顯差異。因而，注意家庭醫(yī)生政策效應的群體結構差異性，對于提高流動人口市民化意愿具有重要的現(xiàn)實意義。

五、結論與討論

(一)雙重效應：家庭醫(yī)生政策的效能特征

綜合以上，可知部分流動人口在流入地城市與家庭醫(yī)生進行了簽約，大城市家庭醫(yī)生政策覆蓋了部分流動人口，一定程度上提高了流動人口基本公共服務可及性。從家庭醫(yī)生政策的具體效應及影響機制來看(圖2所示)，家庭醫(yī)生政策能夠顯著提高流動人口自評健康水平，具有顯著的“健康效應”。而且，家庭醫(yī)生政策既能直接提高流動人口市民化意愿，也會通過自評健康而間接提高其市民化意愿，即家庭醫(yī)生政策具有顯著的“市民化效應”?？梢姡彝メt(yī)生政策具有“健康效應”和“市民化效應”的雙重效應。因而，家庭醫(yī)生政策的建立和完善，不僅是分級治療體系完善和醫(yī)療體制改革的重要方面，而且，一定程度而言，家庭醫(yī)生政策也對促進流動人口基本公共服務均等化、提高流動人口市民化水平和提高新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量發(fā)揮了重要的現(xiàn)實效能，具有城鎮(zhèn)化政策的重要效能。所以，地方政府和相關部門在制定新型城鎮(zhèn)化政策和基本公共服務政策的時候，應該將提高流動人口家庭醫(yī)生政策可及性作為重要方面，以持續(xù)擴大家庭醫(yī)生政策覆蓋面，促進流動人口基本公共衛(wèi)生服務均等化、提高其市民化水平和新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量。

圖2 具體影響路徑

(二)矛盾困局：家庭醫(yī)生政策效應的群體結構制約

家庭醫(yī)生政策效應因流動人口群體結構差異而存在顯著差異。從家庭醫(yī)生政策對流動人口市民化意愿的直接效應和總效應來看，其效應沿著新生代男性、新生代女性、老生代男性、老生代女性的群體結構變化而呈現(xiàn)由大到小的演變趨勢，凸顯其市民化效應的群體結構性。但是，家庭醫(yī)生政策可及性卻呈現(xiàn)老生代男性和新生代男性流動人口基本相同，并遠低于老生代女性和新生代女性流動人口的群體結構特征。這使得家庭醫(yī)生政策對新生代男性流動人口市民化效應的相對高水平性與其家庭醫(yī)生政策可及性相對低水平性之間形成矛盾困局。這一定程度上體現(xiàn)了家庭醫(yī)生政策可及性與其政策效應之間存在“群體結構矛盾”，因而，根據(jù)家庭醫(yī)生政策可及性及其效應的群體結構差異性特征，有側重點地提高不同群體流動人口家庭醫(yī)生政策可及性，對提高流動人口市民化水平尤為重要。地方政府和相關部門可以考慮堅持“社區(qū)為本”的原則，以社區(qū)居委會為主要抓手，對社區(qū)流動人口情況進行定期摸排，全面掌握社區(qū)流動人口的基本特征。在結合流動人口醫(yī)療服務和家庭醫(yī)生服務需求的基礎上，聯(lián)合社區(qū)衛(wèi)生服務中心，以老生代男性和新生代男性流動人口為重點，定期為流動人口提供社區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生服務和家庭醫(yī)生簽約服務，從而提高新生代男性和老生代男性流動人口家庭醫(yī)生政策可及性，打破家庭醫(yī)生政策效應的群體結構制約，提升其自評健康水平，促進其市民化意愿的提高。

(三)重點推進：促進家庭醫(yī)生政策的區(qū)域均衡發(fā)展

流動人口家庭醫(yī)生政策可及性呈現(xiàn)低水平性，并存在區(qū)域非均衡性和個體異質性等特征，這不僅制約了流動人口基本公共服務均等化水平的提高，也限制了家庭醫(yī)生政策效應的發(fā)揮，因此，需要結合家庭醫(yī)生政策可及性的區(qū)域非均衡特征，采取相關對策以提高家庭醫(yī)生政策覆蓋面，多渠道促進其現(xiàn)實政策效應的發(fā)揮。聚焦區(qū)域非均衡性，以東部地區(qū)大城市為重點，全面提高流動人口家庭醫(yī)生可及性。廣州市等東部地區(qū)大城市流動人口家庭醫(yī)生政策可及性遠低于太原市、重慶市等中西部城市。現(xiàn)實中，東部地區(qū)大城市流動人口自評健康水平相對較低，其醫(yī)療服務需求較大，但家庭醫(yī)生政策可及性的相對低水平不僅制約了流動人口自評健康水平的提高，也不利于其市民化的實現(xiàn)。故廣州市等東部地區(qū)大城市需要立足城市的現(xiàn)實發(fā)展狀況和流動人口的現(xiàn)實需求，堅持分類治理的原則，擴大家庭醫(yī)生政策覆蓋面。可以聚焦流入時間較長和定居意愿強烈的流動人口群體，提升家庭醫(yī)生服務的人性化水平，不斷提高流動人口家庭醫(yī)生政策可及性及其服務質量，從而全面提升流動人口自評健康水平和市民化程度，促進新型城鎮(zhèn)化協(xié)調發(fā)展。當然，太原市和重慶市等中西部城市，也應著力進一步提高流動人口家庭醫(yī)生政策可及性，促進常住人口家庭醫(yī)生政策可及性均等化，從而促進家庭醫(yī)生政策的現(xiàn)實效能最大化。

此外，家庭醫(yī)生政策可及性還存在個體異質性等問題。農(nóng)業(yè)戶籍流動人口家庭醫(yī)生政策可及性顯著低于非農(nóng)戶籍群體；教育程度為大學?？萍耙韵氯后w的家庭醫(yī)生政策可及性相對較低；而未婚群體的家庭醫(yī)生政策可及性低于已婚群體。這嚴重制約著城市家庭醫(yī)生政策可及性的提高，也不利于流動人口基本公共服務均等化的實現(xiàn)，并制約著流動人口健康狀況的改善及其市民化的實現(xiàn)。因此，需要重點關注農(nóng)業(yè)戶籍群體、受教育程度相對較低群體、未婚群體等流動人口，并根據(jù)這些群體的需要，充分發(fā)揮居委會、工會、婦聯(lián)等相關機構和組織的作用，全面著力提高這些流動人口群體的家庭醫(yī)生政策可及性，以有效地促進其公共服務均等化，提高其健康水平，增進其市民化程度，從而充分發(fā)揮家庭醫(yī)生政策的健康效應和市民化效應，增進新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的持續(xù)提升。