2020年我国流动人口规模达到了3.76亿，已进入了高流动性的“迁徙时代”，呈现出大规模、全方位、多层次、多元化的特点。^[1]流动人口的居留意愿不仅代表着对其自身居住方式的选择和预测^[2]，更是畅通人口流动循环、促进区域协调发展的关键。^[3]但以往研究结果显示，流动人口的居留意愿整体并不高。^[4]近年来，已有学者从个体人口学特征、家庭特征、社会特征等层面展开了流动人口居留意愿影响因素的详细探讨^[5-8]，而关于医疗保障、医疗服务利用、健康水平对于流动人口居留意愿影响的研究仍较少，且重在两两相互关系探究，通过文献分析、线性概率模型等方法分别验证了“参与医疗保障、健康资源供给充分、健康水平高的流动人口，其居留意愿会更强^[9-11]，参与医疗保障对流动人口医疗服务利用或健康水平存在显著影响^[12-14]，以及基本公共卫生服务利用对流动人口健康水平存在显著影响^[15-16]这三类问题，尚缺乏对四个变量间相互影响关系的揭示。故本文旨在基于2018年全国流动人口卫生计生动态监测调查数据(China Migrants Dynamic Survey, CMDS)，通过纳入医疗保障、医疗服务利用、健康水平、流动人口居留意愿4个潜变量来建立结构方程模型，明晰医疗保障、医疗服务利用、健康水平对于流动人口居留意愿的影响路径，探究其影响程度，从而为提升流动人口居留意愿提供数据及路径支撑。

1 资料与方法 1.1 数据来源

文章数据来源于2018年全国流动人口卫生计生动态监测调查数据。该调查采用分层、多阶段、与规模成比例的抽样(Probability Proportionade to Size Sampling, PPS)调查方法，覆盖全国31个省(自治区、直辖市)和新疆生产建设兵团中流动人口较为集中的流入地，共169 989个样本。根据文章研究目的，删去缺失值，并将过去一年内未患病的个体予以剔除后，最后纳入样本量53 921个。

1.2 变量选择

文章的被解释变量为流动人口居留意愿，由“是否愿意把户口迁入本地”“是否打算继续留在本地”“预计自己将在本地留多久”3个测量指标来组成；解释变量则包括：医疗保障、医疗服务利用、健康水平。其中，医疗保障包括含本地、户籍地的新农合医疗保险、城乡居民医疗保险、城镇居民医疗保险、城镇职工医疗保险等10个测量指标；医疗服务利用包括居民健康档案建立情况、接受健康教育次数、腹泻等小病是否就诊等8个测量指标；健康水平包括自评健康状况及慢性病患病情况。变量具体设置见表 1，且变量取值越大，测量程度越好。

1.3 研究方法

使用SPSS 21.0和AMOS 24.0对数据进行统计分析。通过卡方检验验证性别、年龄等社会人口学特征对于流动人口居留意愿的影响；基于Harman单因素检验验证共同方法偏差的基础上，通过AMOS 24.0软件展开结构方程模型构建，运用极大似然法估计模型参数，通过构建样本协方差矩阵拟合函数的方式估计模型最佳参数。

2 研究结果 2.1 社会人口学特征对流动人口居留意愿的影响

经卡方检验分析，不同性别流动人口的居留意愿差异无统计学意义(P＞0.05)。而不同年龄、学历、民族对于居留意愿的影响有统计学意义(P＜0.05)，其中，60岁及以上的流动人口居留意愿最高，30~39岁人口居留意愿最低；学历越高的流动人口，其居留意愿越低；非汉族人口的居留意愿更高(表 2)。

2.2 共同方法偏差检验

采用Harman单因素方法进行检验，结果显示KMO值为0.322，有10个因子的特征根大于1且未旋转前第一个因子解释了总变异的8.821%，旋转后第一个因子解释了总变异的7.406%，低于临界值40.00%^[17]，说明不存在明显的共同方法偏差。

2.3 结构方程模型拟合结果分析

本文使用Amos 24.0软件展开适配度检验，修正后的模型适配度检验结果见表 3，采用绝对适配度指标GFI、RMSEA，增值适配度指标CFI、TLI，精简适配度指标PGFI、PNFI、PCFI，对模型拟合度进行衡量，以上指标均满足拟合评价标准，故此模型适配度较好。

调整后的修正模型路径见图 1，且参数均具有显著统计学意义(P＜0.05)。即医疗保障、医疗服务利用、健康水平对于流动人口居留意愿存在显著影响。

运用Bootstrap检验进一步对中介路径进行具体分析。结果显示，医疗保障可直接正向预测流动人口居留意愿，直接效应为22.25(P＜0.001)。同时医疗服务利用及健康水平可分别发挥中介作用：医疗保障可通过正向预测医疗服务利用(β=0.10，P＜0.001)，进而正向预测居留意愿(β=0.09，P＜0.001)，间接效应为0.549(P＜0.001)，占总效应的比例为2.4%，即2.4%的医疗保障通过医疗服务利用影响流动人口居留意愿；医疗保障可通过正向预测健康水平(β=0.07，P＜0.001)进而预测居留意愿(β=0.04，P＜0.05)，间接效应为0.171(P＜0.001)，占总效应的0.7%，即0.7%的医疗保障变量通过健康水平影响流动人口居留意愿。

另外，医疗保障通过医疗服务利用和健康水平的链式中介作用对流动人口居留意愿影响的间接效应为0.024(P＜0.001)，占总效应的0.1%，即0.1%的医疗保障变量通过链式中介作用影响流动人口居留意愿(表 4)。

3 讨论与建议 3.1 讨论 3.1.1 社会人口学特征可影响流动人口居留意愿

本研究结果表明年龄、学历、民族对于流动人口居留意愿有一定影响。首先，随着年龄增长，居留意愿呈现出“U”型关系，先逐步降低，在迈入老年后又呈现逐渐升高趋势。^[18]其次，学历越高，流动人口总量越少，流动人口居留意愿越低，这一定程度上受就业机会的影响，高学历人群面临就业选择多，更容易发生流动。^[19]最后，非汉族流动人口居留意愿高于汉族，这同持续落实少数民族流动人口公共服务保障，增强其社会心理认同程度密切相关。^[20-21]

3.1.2 医疗保障直接正向影响流动人口居留意愿

本研究结果表明医疗保障对于流动人口居留意愿有直接正向影响，其中“本地城镇职工医保”和“户籍地新农合”两个测量指标影响较大，参与居住地城镇职工医保可增强流动人口居留意愿，而参与户籍地新农合医保则呈负向影响，一定程度上降低了流动人口居留意愿。^[22-23]具体分析其原因，参与居住地城镇职工医保的流动人口更倾向于在居住地有稳定劳动关系的工作^[24]，且受医保缴纳年份约束，其居留意愿会更强；而参与户籍地新农合医保的流动人口由于异地就医报销比例与参保地不一致、异地就医结算流程不清晰等原因，其居留意愿则有所降低。

3.1.3 医疗服务利用、健康水平在医疗保障与流动人口居留意愿之间起到链式中介作用

本研究结果表明，在医疗保障对于流动人口居留意愿影响路径的基础上，医疗服务利用及健康水平可同时起到单独中介作用以及链式中介作用。

首先，医疗保障可通过正向影响医疗服务利用情况，间接正向影响流动人口居留意愿。这是由于参与医疗保障的流动人口，其医疗成本相对较低，医疗服务利用水平则较高。^[25-26]且居民健康档案建立、健康教育覆盖以及便利的就医距离，均为流动人口带来了较为公平可及、系统连续的医疗服务，从而提升其获得感、满足感，进一步增强了居留意愿。其次，医疗保障可通过正向影响健康水平来间接正向影响流动人口居留意愿。这可能是由于健康选择性的影响^[27-28]，越健康的人越倾向于流动，而一旦健康状况下降，受生存成本等条件制约，流动人口则更倾向于返乡。医疗保障作为关键影响因素之一，其完善有助于降低医疗成本，从而改善流动人口健康状况，实现健康选择过程的调节。最后，医疗保障可通过医疗服务利用作用于健康水平，进而对流动人口居留意愿产生链式中介影响。参与医疗保障的流动人口，其医疗服务利用水平较高，这有助于促进其健康意识与健康服务需求的提升，从而增强健康水平，间接增强其居留意愿。

3.2 建议 3.2.1 加强异地就医直接结算政策宣传力度

在跨省异地就医直接结算新政策出台的背景下，加大政策“最后一公里”的宣传力度。通过异地就医直接结算的针对性政策解读和服务宣传行动来加大流动人口知晓率迫在眉睫，需充分发挥公众号、视频号等新媒体优势，创新宣传方式，扩大宣传规模，面向流动人口有针对性地发放宣传册、启动宣讲会等，从而精准加深其对于异地就医备案流程、报销等流程的认知，从需求侧促进其在居住地能够及时有效地将医疗服务需要转化为医疗服务利用^[29]，从而正向提升其居留意愿。

3.2.2 持续推进流动人口基本公共卫生服务均等化

当前基本公共卫生服务水平以及项目实施程度不均、居民健康档案利用率及健康教育接受率普遍较低^[30-31]等问题一定程度上制约着流动人口居留意愿。因此需从细化绩效考核、强化数据监管、落实经费保障三方面突出流动人口基本公共卫生服务均等化地位，优化公共卫生资源运作机制，提升医疗服务质量与服务效率，从而提升居民获得感、满足感来促进流动人口社会融入^[32]，保障流动人口居留意愿。

3.2.3 调节健康选择过程，提升流动人口健康素养

在健康中国战略引领下，需以居住地社区、居委会等基层力量为抓手，以大健康为导向，着力于调节健康选择过程。基于建造健康环境、构建健康社会、优化健康服务、倡导健康文化四大维度的卫生健康供给侧改革，面向流动人口通过组建健身队伍、建设无烟环境、开展健康宣讲等多种操作性强的方式来建设全民参与的良好氛围，提高流动人口医疗保障覆盖率，并且开展有针对性的健康干预工作来促进流动人口健康行为改善，从而提升流动人口的健康素养，提升流动人口居留意愿。^[33]

作者声明本文无实际或潜在的利益冲突。