鮑曙光 柯 宓

內容提要：本文基于2017 年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)和中國地級市層面宏觀數(shù)據(jù)，綜合運用CMP 模型、PSM 方法、KHB 分解方法等實證分析了醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對農(nóng)民工市民化意愿的影響，并進一步討論了其影響機制及異質性。研究結果表明：第一，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性會正向影響農(nóng)民工市民化意愿，且這一結論在考慮內生性問題和進行穩(wěn)健性檢驗后仍然穩(wěn)健。第二，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性的3 個維度（可獲得性、可達性、可負擔性）均對農(nóng)民工市民化意愿具有顯著的正向影響。相比較而言，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對農(nóng)民工市民化意愿的正向影響在第一代農(nóng)民工和高人力資本水平、無患病經(jīng)歷、跨省流動與流入地為大城市的農(nóng)民工群體中更為明顯。第三，機制分析顯示，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性通過社會融入對農(nóng)民工市民化意愿產(chǎn)生影響，間接效應占總效應的比重為42.744%。

《2022 年農(nóng)民工監(jiān)測調查報告》數(shù)據(jù)顯示，2022 年全國農(nóng)民工總量達到29562 萬人，約占全國總人口的21%，比2021 年增加311 萬人，農(nóng)民工總體規(guī)模逐步擴大①《2022 年農(nóng)民工監(jiān)測調查報告》，國家統(tǒng)計局，https：//www.stats.gov.cn/sj/zxfb/202304/t20230427_1939124.html?eqid=9cbc6a950073378700000004644fbc05。。改革開放以來，農(nóng)村勞動力向城市大規(guī)模的轉移和就業(yè)結構的調整優(yōu)化為中國經(jīng)濟快速發(fā)展做出了巨大貢獻，但農(nóng)民工在較大程度上承擔了經(jīng)濟增長負外部性后果，農(nóng)民工的遷移模式更多是“候鳥式遷移”而非永久性遷移，農(nóng)民工市民化意愿整體偏低。根據(jù)2017 年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)，愿意在流入地城市定居的農(nóng)民工僅占約三成。為了提高農(nóng)民工市民化意愿，政府持續(xù)推進戶籍制度改革，除了個別超大城市，大部分中小城市已經(jīng)取消落戶和購房限制。在醫(yī)療衛(wèi)生方面，自2009 年“新醫(yī)改”政策實施以來，國家出臺的《中共中央國務院關于深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革的意見》《衛(wèi)生事業(yè)發(fā)展“十二五”規(guī)劃》《流動人口衛(wèi)生和計劃生育基本公共服務均等化試點工作方案》《“健康中國2030”規(guī)劃綱要》《2022年新型城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)融合發(fā)展重點任務》等一系列政策文件，都強調要做好流動人口基本公共衛(wèi)生服務工作。雖然農(nóng)民工享有的流入地城市公共衛(wèi)生服務項目不斷拓展，但農(nóng)民工在流入地城市落戶的意愿卻在持續(xù)下降，農(nóng)民工落戶意愿下降成為農(nóng)民工市民化的新難點（程郁等，2022）。提高農(nóng)民工市民化意愿，成為當前推進以人為核心的新型城鎮(zhèn)化建設、加快農(nóng)民工市民化進程的焦點問題。

一、相關研究進展

農(nóng)民工市民化意愿為何較低，已有文獻主要從兩個視角展開分析：其一，從就業(yè)歧視的視角出發(fā)，由于戶籍制度限制，農(nóng)民工在務工城市受到就業(yè)歧視，存在就業(yè)隔離等現(xiàn)象（孫婧芳，2017）；就業(yè)市場的城鄉(xiāng)分割局面持續(xù)存在，農(nóng)民工面臨的就業(yè)不平等問題突出（魏后凱，2016）；農(nóng)民工的就業(yè)狀況和生存狀況相較于城鎮(zhèn)職工明顯處于劣勢（黃錕，2011）。其二，從城市公共服務的視角出發(fā)，農(nóng)民工不能完全均等地享有城市公共服務，大城市公共服務對農(nóng)民工的覆蓋程度較低。甘行瓊和李玉姣（2019）、劉金鳳和魏后凱（2019）、趙如婧和周皓（2021）、李海濤等（2021）從不同角度討論了城市公共服務對流動人口居留意愿和永久遷移的影響。提供公共服務是現(xiàn)代政府的基本職能。隨著建設服務型政府的深入推進，公共服務體系建設也取得了較大進展。其中，公共衛(wèi)生服務是公共服務體系的重要組成部分，保障農(nóng)民工平等地享有公共衛(wèi)生服務是城市均等化公共服務體系建設的重要內容。已有文獻從公共服務均等化視角分析了公共衛(wèi)生服務對農(nóng)民工等流動人口市民化的影響。任潔等（2020）研究發(fā)現(xiàn)，獲得基本衛(wèi)生服務顯著提升了農(nóng)業(yè)流動人口的留城意愿。李海榮和楊曉楠（2021）研究發(fā)現(xiàn)，新型農(nóng)村基本合作醫(yī)療對農(nóng)民工落戶城市具有顯著的“推力”，城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險對農(nóng)民工落戶城市具有明顯的“拉力”。孟穎穎、韓俊強（2019）研究發(fā)現(xiàn)，參保地不同會對流動人口城市居留意愿產(chǎn)生差異性影響，且其影響均隨醫(yī)療保障制度待遇水平的提高而增強。祝仲坤（2021）系統(tǒng)考察了公共衛(wèi)生服務是如何影響農(nóng)民工留城意愿的，研究指出，公共衛(wèi)生服務能顯著提升農(nóng)民工的留城意愿。

已有文獻多集中于考察公共衛(wèi)生服務均等化對農(nóng)民工等流動人口市民化的影響，研究公共衛(wèi)生服務可及性對農(nóng)民工市民化影響的文獻相對較少。孟穎穎和韓俊強（2019）、鄧睿（2022）、湯兆云（2022）分別分析了醫(yī)療保險制度對流動人口在居住地衛(wèi)生服務利用的影響、衛(wèi)生服務可及性對農(nóng)民工主觀生活質量的影響、基本醫(yī)療公共服務可及性對新生代農(nóng)民工再生育意愿的影響，但并未涉及農(nóng)民工市民化意愿問題。張開志等（2020）構建公共服務可及性綜合指數(shù)，實證分析遷入地公共服務可及性與流動人口永久遷移意愿的關系，但該研究主要從公共服務體系整體出發(fā)來加以考察，并未深入研究公共衛(wèi)生服務的作用。與本文主題比較類似的是喻開志等（2020）的研究，其分析發(fā)現(xiàn)，建立健康檔案等增進健康權益可及性的措施會提高農(nóng)民工市民化意愿，但該研究對農(nóng)民工健康權益的衡量較為簡單。梁土坤（2022）則考察了家庭醫(yī)生政策的市民化效應，研究發(fā)現(xiàn)，家庭醫(yī)生政策具有提高流動人口自評健康水平和提升其市民化意愿的雙重效應。

鑒于此，本文基于2017 年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)和地級市宏觀經(jīng)濟社會數(shù)據(jù)，深入研究醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對農(nóng)民工市民化意愿的影響，并進一步分析其影響機制及異質性。本文的邊際貢獻在于：其一，現(xiàn)有研究多考察公共衛(wèi)生服務均等化與農(nóng)民工市民化的關系，本文構建醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性測度指標，從可及性視角出發(fā)系統(tǒng)研究公共衛(wèi)生服務水平對農(nóng)民工市民化意愿的影響，開拓了研究視角，豐富了相關研究；其二，本文從社會融入和自評健康等層面，分析醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性影響農(nóng)民工市民化意愿的作用機制。本文綜合運用CMP 模型、PSM 方法、KHB 分解方法進行實證檢驗，考慮了內生性等問題，保證了研究結論的穩(wěn)健性。本研究的政策意義在于，為加強公共服務體系建設、促進城市公共衛(wèi)生服務全方位惠及農(nóng)民工群體、持續(xù)推動農(nóng)民工市民化進程、助力農(nóng)民工加快融入城市共享改革發(fā)展紅利提供了決策依據(jù)及其經(jīng)驗證據(jù)。

二、理論分析與研究假說

（一）醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性

“可及性”（Access）概念最早來源于衛(wèi)生服務領域的相關研究。概言之，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性是指“居民實現(xiàn)基本醫(yī)療衛(wèi)生需求的難易程度”（Robbins，2000）。Anderson（1968）最早提出了衛(wèi)生服務可及性的概念。此后，Aday and Anderson（1974）、Gulliford 等學者（2001）進一步拓展了醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性研究，提出了相應的分析框架。Penchansky and Thomas（1981）構建了醫(yī)療衛(wèi)生服務滿意度評估模型，明確了可及性包含的5 個維度，即可獲得性、可達性、可負擔性、適切性和可接受性，為測度醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性水平提供了依據(jù)。醫(yī)療衛(wèi)生服務可獲得性是指醫(yī)療體系為患者提供醫(yī)療衛(wèi)生服務資源的充足性，強調醫(yī)療衛(wèi)生服務資源總量；可達性強調患者獲得醫(yī)療衛(wèi)生服務在地理空間上的便利程度，即患者到達醫(yī)療服務機構所需付出的成本；可負擔性是指醫(yī)療衛(wèi)生服務價格與患者收入、支付能力承受范圍的關系；適切性是指醫(yī)療衛(wèi)生服務資源的提供能否與患者的特征相匹配或相適合，體現(xiàn)患者對服務合適程度的感知；可接受性是指患者對醫(yī)療衛(wèi)生服務提供主體的看法或態(tài)度。其中，可獲得性、可達性和可負擔性為公共服務可及性的客觀維度，直接決定個體獲得服務的機會及其成本，對適切性和可接受性的評價則依賴個體主觀感受。

（二）理論分析

農(nóng)民工市民化意愿受到很多因素的影響，其中流入地城市的公共服務是影響農(nóng)民工市民化意愿的重要因素（劉金鳳、魏后凱，2019），醫(yī)療衛(wèi)生服務是城市公共服務的重要組成部分。流入地城市醫(yī)療衛(wèi)生服務覆蓋了農(nóng)民工并不代表農(nóng)民工能實際享有與城市本地居民同等的服務，農(nóng)民工實際享有的醫(yī)療衛(wèi)生服務還受到醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性的影響?？杉靶杂绊戅r(nóng)民工實際享有的公共服務水平，代表了農(nóng)民工實際公共服務“消費”情況。據(jù)調查，流動人口患病后的就診率、住院率很低（岳經(jīng)綸、李曉燕，2014），健康檔案建檔率也遠低于城市本地戶籍人口（范憲偉，2019），還面臨異地就醫(yī)報銷手續(xù)煩瑣等問題（孟穎穎、韓俊強，2019）。這些都顯示農(nóng)民工在流入地城市的醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性較低，影響農(nóng)民工實際享有的公共服務水平，進而影響農(nóng)民工市民化意愿。只有當政府向農(nóng)民工提供充足的醫(yī)療衛(wèi)生服務，且所提供的醫(yī)療衛(wèi)生服務能夠匹配農(nóng)民工的需求時，農(nóng)民工才能實際享有與城市本地居民均等的醫(yī)療衛(wèi)生服務。因此，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性是影響農(nóng)民工實際享有的醫(yī)療衛(wèi)生服務水平的關鍵因素，進而影響其市民化意愿。

具體來說，可獲得性是指公共醫(yī)療服務資源的充足性，醫(yī)療服務體系為農(nóng)民工提供的醫(yī)療服務資源越豐富，越能滿足農(nóng)民工的醫(yī)療衛(wèi)生服務需求。農(nóng)民工享有充足的醫(yī)療衛(wèi)生服務，能有效提升農(nóng)民工生活質量和保障農(nóng)民工健康，進而有利于提高農(nóng)民工市民化意愿。隨著國家不斷推動農(nóng)民工平等享受基本公共衛(wèi)生服務，農(nóng)民工醫(yī)療衛(wèi)生服務可獲得性不斷提升?？蛇_性和可負擔性代表了農(nóng)民工享有流入地城市醫(yī)療衛(wèi)生服務需承擔一定成本，包括支付醫(yī)療衛(wèi)生服務費用（即醫(yī)療服務的價格）、交通及時間成本等。從實際情況看，城市本地戶籍人口的醫(yī)療設施可達性要優(yōu)于流動人口（陶印華、申悅，2018），城鄉(xiāng)居民醫(yī)保制度設計、管理方式等仍體現(xiàn)出明顯的地域分割性（寧滿秀等，2022），農(nóng)民工醫(yī)療衛(wèi)生服務可負擔性要顯著弱于城市本地戶籍人口。這些因素導致農(nóng)民工在流入地城市的衛(wèi)生服務利用狀況不及城市本地戶籍人口，不利于農(nóng)民工享有均等的醫(yī)療衛(wèi)生服務，進而影響其市民化意愿。這些都體現(xiàn)出，醫(yī)療衛(wèi)生服務的可達性和可負擔性是影響農(nóng)民工享有醫(yī)療衛(wèi)生服務水平的重要因素，進而影響其市民化意愿。適切性和可接受性分別表示服務提供方式和服務提供主體特征是否和農(nóng)民工需求相匹配，通常以農(nóng)民工的主觀感受，如滿意度等來衡量。醫(yī)療衛(wèi)生服務的適切性和可接受性越高，農(nóng)民工對醫(yī)療衛(wèi)生服務的提供方式及提供主體越滿意，其越能從城市醫(yī)療衛(wèi)生服務體系中受益，有利于農(nóng)民工融入城市和保障農(nóng)民工健康，提升其市民化意愿。醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性影響農(nóng)民工市民化意愿的分析框架見圖1。

圖1 醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性影響農(nóng)民工市民化意愿的分析框架

根據(jù)上述分析，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對農(nóng)民工市民化意愿具有重要作用。但是，這一觀點仍需要進一步的實證檢驗。并且，因農(nóng)民工個體特征、家庭特征和流入地城市特征等方面的差異，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對農(nóng)民工市民化意愿的影響可能具有異質性。據(jù)此，本文提出研究假說1。

H1：醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對農(nóng)民工市民化意愿存在正向影響。

醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性主要從主觀和客觀兩個層面影響農(nóng)民工市民化意愿。一方面，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性通過健康水平影響農(nóng)民工市民化意愿，這是客觀層面的影響渠道。健康教育、建立健康檔案等提高醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性的措施，能夠提升農(nóng)民工的健康素養(yǎng)，促進農(nóng)民工養(yǎng)成良好的健康習慣，進而實現(xiàn)其健康水平的提高。同時，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性的提高能夠使農(nóng)民工更加方便快捷地享有醫(yī)療衛(wèi)生服務，也有利于保護農(nóng)民工身體健康。有研究顯示，農(nóng)民工健康水平會影響其市民化意愿（祝仲坤，2021；程郁等，2022）。

另一方面，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性通過社會融入影響農(nóng)民工市民化意愿，這是主觀層面的影響渠道。提高醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性，有利于農(nóng)民工切實享有居民待遇，增進農(nóng)民工對城市的歸屬感和認同感，推動農(nóng)民工融入城市（張開志等，2020）；隨著農(nóng)民工在流入地城市住房條件的日益改善、就業(yè)壁壘的逐漸消除，醫(yī)療保險對農(nóng)民工融入城市的綜合影響會越來越強（程郁等，2022）。農(nóng)民工融入城市是提高農(nóng)民工市民化意愿的基礎，也是農(nóng)民工市民化的前提。據(jù)此，本文提出研究假說2 和研究假說3。

H2：醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性通過健康水平對農(nóng)民工市民化意愿產(chǎn)生影響。

H3：醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性通過社會融入對農(nóng)民工市民化意愿產(chǎn)生影響。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

（一）樣本數(shù)據(jù)

本文使用的數(shù)據(jù)主要來自2017 年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查（China Migrants Dynamic Survey，CMDS）。全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查是國家人口和計劃生育委員會自2009 年起連續(xù)開展的大規(guī)模全國性流動人口抽樣調查，2017 年的調查涵蓋31 個省（區(qū)、市）和新疆生產(chǎn)建設兵團，采取分層、多階段、與規(guī)模成比例的抽樣方法?？紤]到宏觀層面因素對本文研究的影響，筆者將2017 年《中國城市統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)與2017 年CMDS 數(shù)據(jù)匹配，形成本文的樣本數(shù)據(jù)?？紤]到本文研究主題及數(shù)據(jù)可獲得性，筆者刪除了在流入地居住時間在6 個月以內，流動原因為投親靠友、學習培訓、出生及其他，戶籍為非農(nóng)戶口的樣本。在進行上述處理并剔除重要信息缺失的樣本后，本文獲得有效樣本87330 個。

（二）變量選擇與描述

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為“農(nóng)民工市民化意愿”。本文根據(jù)2017 年CMDS 問卷“流動及居留意愿”板塊中的問題——“今后一段時間，您是否打算繼續(xù)留在本地？”來衡量農(nóng)民工市民化意愿。對這一問題的回答，問卷中有“1—2 年”“3—5 年”“6—10 年”“10 年以上”“定居”“沒想好”等6 個選項。本文參照祝仲坤（2021）的方法，將賦值規(guī)則定義為：若受訪者愿意在本地居住5 年以上（涵蓋“6—10年”“10 年以上”“定居”等3 個選項），則“農(nóng)民工市民化意愿”變量賦值為1，否則賦值為0。根據(jù)本文的樣本數(shù)據(jù)，受訪者愿意在本地居住5 年以上的樣本占總樣本的比重為38.1%。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為“醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性”。由前文分析可知，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性包含可獲得性、可達性、可負擔性、適切性、可接受性等5 個維度?；趩柧碓O置和數(shù)據(jù)可得性，并參考鄧睿（2022）的研究方法，本文從可獲得性、可達性和可負擔性三個方面衡量醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性。這三個維度是醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性的客觀維度，雖然無法從五個方面全面衡量醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性，這也是本研究的不足之一，但從客觀維度進行測度是在現(xiàn)有約束下對醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性最全面的測度，且能夠反映當前醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性的部分特征。其中，可獲得性是指農(nóng)民工享有醫(yī)療衛(wèi)生服務資源的數(shù)量，體現(xiàn)為農(nóng)民工享有服務的豐富程度，包括基本健康管理、傳染病防控等項目，因此本文使用“健康教育種類”來衡量農(nóng)民工享有醫(yī)療衛(wèi)生服務的可獲得性。該指標在2017 年CMDS問卷中被操作化為“過去一年，您在現(xiàn)居住村/居是否接受過以下方面的健康教育”，相應選項包括“職業(yè)病防治”“性病或艾滋病防治”“心理健康”等9 項內容。農(nóng)民工接受過健康教育的種類為健康教育數(shù)量變量的賦值。健康教育數(shù)量變量得分越高，則農(nóng)民工接受過健康教育的種類越多，相應的農(nóng)民工享有的醫(yī)療衛(wèi)生服務資源越多。

可達性強調醫(yī)療衛(wèi)生服務的獲得在地理空間上的便利程度。本文使用“到醫(yī)療服務機構的距離”來衡量農(nóng)民工享有醫(yī)療衛(wèi)生服務的可達性。該指標在2017 年CMDS 問卷中被操作化為“從您居住地到最近的醫(yī)療服務機構（包括社區(qū)衛(wèi)生服務中心、村居醫(yī)務室、醫(yī)院等）需要多長時間”。答案包括“1 小時以上”“30 分鐘（不含）—1 小時（含）”“15 分鐘（不含）—30 分鐘（含）“15 分鐘以內””，本文依次為“到醫(yī)療服務機構的距離變量”賦值1、2、3、4。農(nóng)民工居住地到最近的醫(yī)療服務機構的距離越近，該變量分值越高。

可負擔性是指農(nóng)民工能否承受醫(yī)療衛(wèi)生服務價格。本文以農(nóng)民工參與社會醫(yī)療保險情況衡量醫(yī)療衛(wèi)生服務的可負擔性。農(nóng)民工參與社會醫(yī)療保險，能夠在就醫(yī)和住院時報銷一部分醫(yī)療費用，從而降低農(nóng)民工醫(yī)療負擔。因此，本文根據(jù)2017 年CMDS 問卷相應的題項“您目前參加下列何種社會醫(yī)療保險”，使用“社會醫(yī)療保險”變量來衡量醫(yī)療衛(wèi)生服務的可負擔性。若農(nóng)民工未參加任何保險，則社會醫(yī)療保險變量賦值為0；若農(nóng)民工參加了新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險，則社會醫(yī)療保險變量賦值為1；若農(nóng)民工參加了城鄉(xiāng)居民合作醫(yī)療保險，則社會醫(yī)療保險變量賦值為2；若農(nóng)民工參加了城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險，則社會醫(yī)療保險變量賦值為3；若農(nóng)民工參加了城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險，則社會醫(yī)療保險變量賦值為4；若農(nóng)民工參加了公費醫(yī)療，則社會醫(yī)療保險變量賦值為5。

本文采用熵值法，為上述三個指標賦予權重，并加總得到醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性得分。醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性體現(xiàn)了醫(yī)療衛(wèi)生服務體系滿足農(nóng)民工醫(yī)療衛(wèi)生需求、適配農(nóng)民工個體特征并使農(nóng)民工能便利獲得醫(yī)療衛(wèi)生服務的程度。

3.作用機制變量

本文作用機制變量為“健康狀況”和“社會融入”。其中，以農(nóng)民工自評衡量健康狀況。2017 年CMDS 問卷中相應的問題為“您的健康狀況如何？”，“健康狀況”選項是取值在1—4 的連續(xù)變量，數(shù)值越大，農(nóng)民工健康狀況越好?！吧鐣谌搿笔且粋€寬泛的概念，本文重點關注農(nóng)民工的心理融入，對于“社會融入”的衡量是基于2017 年CMDS 問卷“社會融合”板塊中的“我愿意融入本地”“本地人是否接受自己”“我覺得自己是本地人”“本地人看不起外地人”4 個問題。正向問題的賦值規(guī)則為：完全不同意=1、不同意=2、基本同意=3、完全同意=4，負向問題的賦值規(guī)則為：完全同意=1、基本同意=2、不同意=3、完全不同意=4。本文采用等權重方法，將四個指標取值加總取平均值，得到“社會融入”變量取值。

4.控制變量

參考張開志等（2020）、祝仲坤（2021）和鄧睿（2022）的研究，本文控制了個體、家庭及宏觀層面的變量。在個體人口學特征層面，本文選擇受訪者年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況作為控制變量，在個體就業(yè)和流動特征層面，本文選擇受訪者所在行業(yè)、職業(yè)、流動范圍和流動時間作為控制變量；在家庭層面，本文選擇是否有承包地、是否有宅基地、家庭規(guī)模和家庭總收入作為控制變量；在宏觀層面，本文選擇人均地區(qū)生產(chǎn)總值、產(chǎn)業(yè)結構、人口數(shù)、萬人醫(yī)生數(shù)作為控制變量。模型變量定義及描述性統(tǒng)計結果如表1 所示。

（三）模型設定

由于被解釋變量為二分類變量，故本文采用Probit 模型進行回歸分析，模型具體設置如下：

其中，Yi為農(nóng)民工市民化意愿，PSAi為醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性，亦即本文的核心解釋變量；Mi為控制變量向量；α、β 和λ為待估參數(shù)；εi為隨機擾動項。

本文的估計模型可能存在內生性問題。醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對農(nóng)民工市民化意愿的影響可能存在自選擇問題，即個體特征不同的農(nóng)民工對公共服務可及性的偏好程度不同，注重公共服務體驗的個體更傾向于到公共服務可及性水平較高的地區(qū)定居（張開志等，2020）。同時，估計模型也可能出現(xiàn)遺漏變量導致的內生性問題。

鑒于此，本文主要采用以下兩種方法緩解內生性問題。其一是工具變量法。由于被解釋變量為離散變量，使用兩階段最小二乘法（2SLS）得到的估計結果可能有偏，故本文采用IV-Probit 模型和工具變量條件混合過程（Conditional Mixed Process，CMP）估計法進行內生性檢驗。其中，CMP 模型以似不相關回歸為基礎，基于極大似然估計法構建遞歸方程組，能夠擬合一系列多重方程、多級和條件遞歸混合過程估計量（鄧睿，2022）。其二是傾向得分匹配（Propensity Score Matching，PSM）方法。PSM 方法通過匹配的方式使處理組與控制組的協(xié)變量平衡，從而緩解可觀測變量的系統(tǒng)差異，進而得到平均處理效應（Average Treatment Effect on Treated，ATT）。

現(xiàn)有文獻多采用Baron and Kenny（1986）提出的中介效應模型來檢驗影響機制，但這一模型主要針對被解釋變量為連續(xù)變量的情況，多適用于線性回歸模型，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，該方法適用于非線性回歸模型。本文的被解釋變量為離散變量，適合使用KHB 方法進行中介效應檢驗。

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果

基于Probit 模型回歸得到的醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對農(nóng)民工市民化意愿影響的估計結果如表2所示。表2 所有回歸均為Probit 模型邊際效應的回歸結果?；貧w1 控制了核心解釋變量和個體人口學特征的控制變量，回歸2 在回歸1 的基礎上增加了個體就業(yè)和流動特征的控制變量，回歸3 在回歸2 的基礎上增加了家庭層面的控制變量，回歸4 在回歸3 的基礎上增加了宏觀層面的控制變量。本文以表2 回歸4 的估計結果為基準來分析醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對農(nóng)民工市民化意愿的影響。

由表2 的估計結果可知，在逐步增加控制變量的情況下，核心解釋變量醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對農(nóng)民工市民化意愿影響的邊際效應都在1%的水平上顯著。根據(jù)表2 回歸4 的估計結果，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性每提高1%，農(nóng)民工市民化意愿提升17.8%。上述分析表明，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對農(nóng)民工市民化意愿存在顯著正向影響，假說1 初步得證。

控制變量的回歸結果與已有研究基本一致。其中：年齡對農(nóng)民工市民化意愿存在非線性影響，在到達年齡拐點之前，農(nóng)民工市民化意愿隨農(nóng)民工年齡增長而呈上升趨勢，但上升速度呈遞減趨勢，說明年富力強的農(nóng)民工應當是未來推進農(nóng)民工市民化的重點群體；農(nóng)民工受教育程度越高，其市民化意愿越強；流入地城市人均地區(qū)生產(chǎn)總值對農(nóng)民工市民化意愿具有顯著正向影響，說明地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平提高可以有效提升農(nóng)民工市民化意愿。

（二）內生性討論

根據(jù)上述分析，本文分別利用CMP 模型及PSM 方法展開內生性討論。使用CMP 模型進行估計需要先尋找合適的工具變量。本文將2013 年在全國40 個流動人口較集中的城市開展的流動人口衛(wèi)生和計劃生育基本公共服務均等化試點工作視為自然實驗，構建醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性的工具變量。該項試點旨在提高流動人口衛(wèi)生和計劃生育基本公共服務均等化程度和可及性水平，內容包含建立健全流動人口健康檔案、開展流動人口健康教育工作等。這一試點能夠積極推動地方政府加強對流動人口醫(yī)療衛(wèi)生服務的投入力度，顯著提高流入地城市醫(yī)療衛(wèi)生服務對農(nóng)民工群體的可及性，滿足工具變量相關性要求。而宏觀層面上農(nóng)民工務工城市是否入選試點，一般與微觀層面上農(nóng)民工市民化意愿不存在直接的相關關系?；谶@一思路，本文構建醫(yī)療衛(wèi)生服務均等化試點變量，作為醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性的工具變量。如果農(nóng)民工所在城市屬于流動人口衛(wèi)生和計劃生育基本公共服務均等化試點城市，則“醫(yī)療衛(wèi)生服務均等化試點”變量賦值為1，否則賦值為0。

CMP 模型的兩階段估計結果如表3 所示。由表3 的估計結果可知，atanhrho_12 值顯著異于0，說明醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性確為內生變量，運用CMP 模型進行估計是合理的。利用CMP 模型回歸得到的估計結果也顯示醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對農(nóng)民工市民化意愿具有顯著正向影響，進一步驗證了前述結論的穩(wěn)健性。

表3 內生性檢驗：CMP 模型估計結果

接下來，本文采用傾向得分匹配法緩解可觀測變量的系統(tǒng)誤差，進而得到醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對農(nóng)民工市民化意愿影響的平均處理效應。本文將醫(yī)療衛(wèi)生可及性的均值作為分界點識別處理組和控制組，綜合運用近鄰匹配（1 對4 匹配）、半徑匹配（卡尺范圍為0.06）和核匹配（帶寬為0.06）方法對樣本進行匹配。表4 報告了匹配前后控制變量的平衡性檢驗結果。在匹配后，全部控制變量的標準化偏差值由13.1%下降至0.7%—1.1%，其絕對值均已低于10%。Pseudo-R2值從匹配前的0.059下降到匹配后的0.000，LR 統(tǒng)計量從匹配前的6712.40 下降到匹配后的13.02—23.18。Pseudo-R2值和LR 統(tǒng)計量在匹配后有較大幅度下降，說明匹配后處理組與控制組的控制變量不存在系統(tǒng)性差異，匹配效果良好。匹配后處理組和對照組的傾向得分值具有大范圍的重疊區(qū)域，僅有8 個樣本處于共同支撐域之外，說明匹配并未損失過多樣本，匹配效果良好。

表4 匹配前后控制變量的平衡性檢驗結果

PSM 估計結果如表5 所示。表5 的平均處理效應估計結果顯示，無論采取何種匹配方法，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對農(nóng)民工市民化意愿都具有顯著正向影響。采用PSM 方法得到的估計結果與前文的基本結論吻合。

表5 平均處理效應：基于PSM 方法的估計結果

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.替換被解釋變量

本文將農(nóng)民工市民化意愿的衡量方式由農(nóng)民工長期居留本地意愿替換為農(nóng)民工落戶意愿，構建Probit 模型進行穩(wěn)健性檢驗。本文根據(jù)2017 年CMDS 問卷“流動及居留意愿”板塊中的問題——“如果您符合本地落戶條件，您是否愿意把戶口遷入本地？”來定義農(nóng)民工落戶意愿變量。若受訪者的答案是“愿意”，則“農(nóng)民工落戶意愿”變量賦值為1，否則賦值為0。由表6 回歸1 的估計結果可知，替換被解釋變量后，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性依然在1%的水平上顯著正向影響農(nóng)民工落戶意愿，與前文分析得到的結論一致。

表6 穩(wěn)健性檢驗估計結果

2.替換核心解釋變量

在上述回歸中，核心解釋變量醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性是運用熵值法加總可獲得性、可達性、可負擔性3 個維度指標得到。本文對這3 個可及性維度指標進行探索性因子分析，重新計算醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性得分。本文以特征值大于1 為標準保留2 個公因子（累積方差解釋率達到68.60%）①KMO 值為0.5，Bartlett 球度檢驗的P 值為0.000，說明采用因子分析法是合適的。，最終得到綜合因子得分，并以此來衡量醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性變量。同時，居住證是農(nóng)民工為在流入地城市長期居住而申請的證明，是享有流入地城市居民待遇和基本公共服務的憑證，與流入地城市醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性具有相關性。因此，本文采用居住證變量替代醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性變量對農(nóng)民工市民化意愿進行回歸。2017 年CMDS 問卷中相應的問題為“您是否辦理了暫住證或居住證”，如果辦理了相關證明，則“居住證”變量賦值為1，否則賦值為0。表6 回歸2 的估計結果顯示，以綜合因子得分衡量的醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性依然在1%的水平上顯著正向影響農(nóng)民工市民化意愿。表6 回歸3 的估計結果顯示，辦理居住證對農(nóng)民工市民化意愿存在顯著提升作用。替換核心解釋變量后所得到的估計結果與基準回歸基本一致，說明前述研究結論具有穩(wěn)健性。

3.更換估計方法

本文更換估計方法，采用OLS 模型進行回歸。由表6 回歸4 的估計結果可知，OLS 回歸得到的核心解釋變量醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性的估計系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著。再次證明了假說1 成立，即醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對農(nóng)民工市民化意愿存在正向影響。

4.調整樣本

北京市、上海市、廣州市和深圳市四大一線城市的發(fā)展水平要明顯高于其他城市，本文刪除與其他城市存在顯著差異的四大一線城市樣本，采用Probit 模型進行回歸。由表6 回歸5 的估計結果可知，刪除部分樣本后，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性依然在1%的水平上顯著正向影響農(nóng)民工市民化意愿。前述研究結論具有穩(wěn)健性。

五、進一步討論

（一）異質性分析

首先，前文分析結論是基于醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性總指標層面回歸得到的平均影響效應，接下來將考察醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性的細分維度對農(nóng)民工市民化意愿影響的異質性。如前文所述，核心解釋變量醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性包含3 個維度（可獲得性、可達性、可負擔性）的指標。本文從這3 個維度來分別考察其對農(nóng)民工市民化意愿的影響，所得估計結果如表7 所示。由表7 回歸1 至回歸3 的估計結果可知：社會醫(yī)療保險、健康教育種類對農(nóng)民工市民化意愿影響的邊際效應為正，且均在1%的水平上顯著；到醫(yī)療服務機構的距離對農(nóng)民工市民化意愿影響的邊際效應為正，且在5%的水平上顯著。也就是說，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性的3 個維度（可獲得性、可達性、可負擔性）均對農(nóng)民工市民化意愿具有顯著的正向影響。

表7 分醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性維度的異質性分析（Probit 模型）

其次，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對不同代際和不同人力資本水平的農(nóng)民工市民化意愿的影響可能存在差異。本文參照學界慣例，將出生于1980 年之前的農(nóng)民工界定為第一代農(nóng)民工，將出生于1980 年及以后的農(nóng)民工界定為新生代農(nóng)民工，分別進行回歸。由表8 回歸1 和回歸2 的估計結果可知，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對兩代農(nóng)民工市民化意愿均具有顯著正向影響，且對第一代農(nóng)民工市民化意愿的影響更大?？赡艿脑蚴牵旱谝淮r(nóng)民工承擔的家庭壓力較大，面臨的健康方面的問題較多，更加看重醫(yī)療衛(wèi)生服務資源的充足程度與便利程度，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性的提高對其市民化意愿的提升作用更大。而新生代農(nóng)民工大多年富力強，可能更加看重就業(yè)機會和經(jīng)濟收入等其他方面的因素。本文將受教育程度為初中及以下的農(nóng)民工劃分為低人力資本組，將受教育程度為高中及以上的農(nóng)民工劃分為高人力資本組，分別進行回歸。由表8 回歸3 和回歸4 的估計結果可知，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對高人力資本組和低人力資本組農(nóng)民工市民化意愿均存在顯著正向影響，且對低人力資本組的影響要小于對高人力資本組的影響?？赡艿脑蚴牵旱腿肆Y本組農(nóng)民工自身受教育程度有限，在獲得醫(yī)療衛(wèi)生服務方面面臨的障礙和門檻較多。隨著醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性的提高，農(nóng)民工享有流入地城市醫(yī)療衛(wèi)生服務的門檻降低了，高人力資本組農(nóng)民工更有能力利用城市醫(yī)療服務體系。

表8 分個體特征的異質性分析（Probit 模型）

再次，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對農(nóng)民工市民化意愿的影響可能因農(nóng)民工患病經(jīng)歷不同而存在差異。一種可能的情形是，只有當農(nóng)民工存在健康問題且去醫(yī)院就醫(yī)后，農(nóng)民工市民化意愿才會顯著受到醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性影響而明顯提升（鄧睿，2022）。因此，本文根據(jù)2017 年CMDS 問卷“健康與公共服務”板塊中的問題——“最近一年您本人是否有患?。ㄘ搨┗蛏眢w不適的情況”，將樣本劃分為有患病經(jīng)歷和無患病經(jīng)歷兩組，分別進行回歸。根據(jù)表8 回歸5 和回歸6，無論農(nóng)民工有無患病經(jīng)歷，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對農(nóng)民工市民化意愿均具有顯著正向影響，且對無患病經(jīng)歷的農(nóng)民工市民化意愿的影響要大于對有患病經(jīng)歷的農(nóng)民工的影響。這說明可及性對農(nóng)民工市民化意愿的影響并不主要來源于農(nóng)民工的“患病體驗”?？赡艿脑蚴牵航】到逃柔t(yī)療衛(wèi)生服務項目多屬于事前預防措施，能夠提高農(nóng)民工健康素養(yǎng)，降低農(nóng)民工面臨的健康風險，因而農(nóng)民工無論是否有患病經(jīng)歷，其市民化意愿均隨醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性提高而得到提升。

最后，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對流動范圍和務工城市規(guī)模不同的農(nóng)民工市民化意愿的影響可能存在差異。本文根據(jù)流動范圍將樣本劃分為跨省流動樣本和省內流動樣本，分別進行回歸。根據(jù)《國務院關于調整城市規(guī)模劃分標準的通知》確定的城市規(guī)模劃分標準，本文將農(nóng)民工務工城市人口大于500 萬的城市設定為大城市，其余城市劃分為中小城市，分別進行回歸。由表9 回歸1 和回歸2 的估計結果可知，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對跨省流動和省內流動農(nóng)民工市民化意愿均存在顯著正向影響，且對跨省流動農(nóng)民工的影響要更大。由表9 回歸3 和回歸4 的估計結果可知，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對不同城市等級的農(nóng)民工市民化意愿均存在顯著正向影響，且對大城市農(nóng)民工市民化意愿的影響要更大。可能的原因是：副省級及以上城市（特別是超大、特大城市），農(nóng)民工面臨的落戶限制更大，公共服務對農(nóng)民工的覆蓋程度較低（程郁等，2022），但這也使得大城市醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性的提升空間較大，對農(nóng)民工市民化意愿的促進作用更為明顯；而中小城市本身醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性提升空間相對有限，因而對農(nóng)民工市民化意愿的促進作用較小。

表9 分流動特征的異質性分析（Probit 模型）

（二）影響機制分析

本文接下來使用KHB 分解方法對醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性影響農(nóng)民工市民化意愿的作用機制進行檢驗，選取健康狀況和社會融入作為中介變量。利用KHB 方法得到的醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性通過健康狀況和社會融入影響農(nóng)民工市民化意愿的直接和間接效應。估計結果如表10 所示。其中，間接效應即中介效應，直接效應為中介變量對被解釋變量的直接影響。

表10 影響機制分析：基于KHB 方法的估計結果

根據(jù)表10 的估計結果，健康狀況的間接效應并不顯著，而社會融入的間接效應為正，且在1%的水平上顯著，表明社會融入具有部分中介效應，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性通過社會融入間接提高農(nóng)民工市民化意愿。進一步分析影響機制可知，社會融入發(fā)揮的間接效應占醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性影響農(nóng)民工市民化意愿總效應的比重為42.744%，間接效應所占比重較大。這說明，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性能夠有效縮小農(nóng)民工與城市社會的距離，提高農(nóng)民工對城市的歸屬感和認同感，進而提升農(nóng)民工市民化意愿。這也進一步說明，要提高農(nóng)民工市民化意愿，固然要在供給側發(fā)力，增加醫(yī)療衛(wèi)生服務供給并提升其對農(nóng)民工的可及性程度，但更要從需求側著眼，使醫(yī)療衛(wèi)生服務供給更加匹配農(nóng)民工需求，提升農(nóng)民工醫(yī)療衛(wèi)生服務獲得感，從而提升農(nóng)民工社會融入程度，進而促進農(nóng)民工市民化意愿提升。

綜上可知，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性通過健康狀況間接提高農(nóng)民工市民化意愿的影響機制未得到驗證，假說2 未得證。但醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性通過增進社會融入間接提高農(nóng)民工市民化意愿，研究假說3 得證。

六、研究結論與政策建議

（一）研究結論

本文基于2017 年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)和中國地級市層面宏觀數(shù)據(jù)，系統(tǒng)評估了醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對農(nóng)民工市民化意愿的影響，并進一步分析了其影響機制及異質性。研究結果表明：第一，基準估計結果顯示，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性顯著提高了農(nóng)民工市民化意愿，且這一結論在利用CMP 模型、PSM 方法緩解內生性問題、采取替換被解釋變量和核心解釋變量，以及調整樣本等方法進行穩(wěn)健性檢驗后，仍然成立。第二，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性的3 個維度（可獲得性、可達性、可負擔性）均對農(nóng)民工市民化意愿具有顯著的正向影響。醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對農(nóng)民工市民化意愿的正向影響在第一代農(nóng)民工和高人力資本水平、無患病經(jīng)歷、跨省流動與流入地為大城市的農(nóng)民工群體中更為明顯。第三，機制分析結果表明，醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性通過社會融入對農(nóng)民工市民化意愿產(chǎn)生間接影響，間接效應占總效應的比重為42.744%。

（二）政策建議

本文的研究結論肯定了醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性對提高農(nóng)民工市民化意愿的積極作用，并揭示了醫(yī)療衛(wèi)生服務可及性通過增進農(nóng)民工社會融入的作用途徑正向影響農(nóng)民工市民化意愿的中介機制。該發(fā)現(xiàn)的政策啟示在于：

從提升醫(yī)療衛(wèi)生服務的可獲得性出發(fā)，須強化農(nóng)民工醫(yī)療衛(wèi)生服務政府管理責任，鼓勵多元主體參與，扎實推進醫(yī)療服務共同體建設。在制度層面，要將流動人口基本公共服務提供納入政績考核體系，進一步完善流動人口醫(yī)療衛(wèi)生服務事權和支出責任劃分，明確中央政府和各級地方政府分擔比例。在運行層面，要提高醫(yī)保統(tǒng)籌層次，完善醫(yī)保目錄管理機制，推動優(yōu)質醫(yī)療資源擴容下沉，確?；鶎俞t(yī)療衛(wèi)生機構良性運行。同時，要統(tǒng)籌考慮多層次醫(yī)療需求，支持社會力量提供多樣化醫(yī)療衛(wèi)生服務，推進民營醫(yī)療機構積極參與公共衛(wèi)生服務體系建設。

從提升醫(yī)療衛(wèi)生服務的可達性出發(fā)，要優(yōu)化公共衛(wèi)生資源的空間布局，完善農(nóng)民工健康檔案體系建設。支持符合條件的基層醫(yī)療衛(wèi)生機構全部納入醫(yī)保定點，圍繞流動人口分布現(xiàn)狀和趨勢協(xié)調基層醫(yī)療衛(wèi)生機構空間布局，打通基本公共衛(wèi)生服務的“最后一公里”。構建遠程會診、預約轉診、互聯(lián)網(wǎng)復診等基層遠程醫(yī)療服務體系，推動“互聯(lián)網(wǎng)+”醫(yī)保服務、健康服務、慢特病服務等服務模式向農(nóng)民工群體延伸覆蓋，讓農(nóng)民工能夠迅速便捷地獲得涵蓋“防、診、治、管、健”等全生命周期的醫(yī)療保障健康服務。提升農(nóng)民工健康檔案建檔率，因地制宜在農(nóng)民工聚集的主要區(qū)域設立臨時建檔點，方便農(nóng)民工就近建立健康檔案。組織開展關愛農(nóng)民工公益體檢活動，并通過線上平臺、移動應用程序或社區(qū)衛(wèi)生服務中心為農(nóng)民工提供便捷的健康檔案更新服務。

從提升醫(yī)療衛(wèi)生服務的可負擔性出發(fā)，要加大對社區(qū)衛(wèi)生服務中心和村衛(wèi)生室等基層醫(yī)療衛(wèi)生機構的財政支持力度，加快完善大病保險和醫(yī)療救助制度，促進多層次醫(yī)療保障制度有序銜接，合力減輕農(nóng)民工醫(yī)療費用負擔。推動異地就醫(yī)基本醫(yī)療保險、補充醫(yī)療保險、大病保險、醫(yī)療救助等“一站式服務、一單制結算”，切實緩解農(nóng)民工異地就醫(yī)墊資壓力。

須逐步提高農(nóng)民工社會融入水平。應以農(nóng)民工需求為導向，健全覆蓋農(nóng)民工的社區(qū)服務和管理體系，發(fā)揮好社區(qū)的社會融合功能，積極引進專業(yè)社工和社區(qū)社會組織為農(nóng)民工提供就業(yè)指導、勞動維權、政策咨詢等有針對性的多樣化服務，鼓勵農(nóng)民工積極參與社區(qū)自治，努力營造溫馨、友好、互幫互助的社區(qū)氛圍，促進農(nóng)民工更好地融入城市，增進農(nóng)民工對城市的歸屬感和認同感。