老年流動人口獲得和利用基本公共健康服務的影響因素分析

□吳望春，李春華

（1.南開大學，天津 300350；2.廣西民族大學，廣西 南寧 530006）

一、引言

隨著我國經(jīng)濟的發(fā)展、社會流動率的加大，越來越多的老年人口參與到流動中來。據(jù)最近資料顯示，2015 年流動老人占流動人口總量的7.2%，按總流動人口2.47 億計算①，流動老人的數(shù)量為1778.4 萬，較2010 年增加了844 萬人，這一個5 年的增加數(shù)幾乎是前一個5年增加數(shù)的10倍。由此可以看出，近十年來我國流動老人群體不但表現(xiàn)出增長的態(tài)勢，而且更表現(xiàn)為增長加速的趨勢。因此，在當前我國的老齡化背景下，對流動老人的研究具有重要的現(xiàn)實意義。

對于大多數(shù)退出勞動力市場的老年人口來說，身體健康是其晚年生活中最重要的事情。老年人的健康狀況關乎我國“健康老齡化”建設目標的達成，而對其提供基本的公共衛(wèi)生服務、預防和控制老年病的發(fā)生及惡化，是實現(xiàn)“健康中國”的前提條件。因此，研究越來越多的老年流動人口在流入地獲得基本公共健康服務的情況，以及這一群體如何利用當?shù)鼗竟步】捣涨闆r的相關議題顯得尤為必要。

二、文獻回顧

目前對我國老年流動人口基本公共健康服務狀況及其影響因素的研究尚處于起步狀態(tài)。這一研究領域的興起和推進主要得益于2009 年以來兩大重要事件的發(fā)生。一是隨著社會的發(fā)展、國力的增強，為了提高全民的健康水平以及促進基本公共衛(wèi)生服務的均等化，我國于2009 年開始啟動了面向全體公民的基本公共衛(wèi)生服務項目，包括免費為城鄉(xiāng)居民提供建立居民健康檔案、老年人健康管理、慢病健康管理等在內(nèi)的共11類41項服務②。并隨后在2011 年和2017 年分別更新和發(fā)布了《國家基本公共衛(wèi)生服務規(guī)范》2011 年版和第三版，對基本公共衛(wèi)生服務項目的內(nèi)容進行了不斷的完善和補充。二是國家衛(wèi)生與計劃生育委員會從2009 年開始進行每年一度的全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查（為節(jié)省篇幅，下文簡稱“監(jiān)測調(diào)查”），并且從2013年開始逐漸增加了詢問是否在流入地居住社區(qū)建立居民健康檔案、是否參加社區(qū)提供的免費體檢以及對慢病患者的隨訪管理等題項，自此研究流動人口基本公共健康服務的成果逐漸涌現(xiàn)。

在這一領域，早期的研究主要表現(xiàn)為兩大特點：一是對流動人口健康檔案建立和使用狀況的描述，二是將流動人口視為一個整體加以研究。前者例如王暉和宋月萍等人的研究，他們基于2013 年的監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)，揭示了流動人口健康檔案建立比例相對偏低的客觀現(xiàn)實［1-2］。后者的研究成果較為豐富。郭靜等人利用2013 年的監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)，得出影響流動人口基本公共衛(wèi)生服務利用的主要因素為性別、年齡、教育程度、流動范圍及流入原因［3］。郭靜等人還利用2014年監(jiān)測調(diào)查的數(shù)據(jù)，從宏觀和微觀兩個層面進行分析，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟社會發(fā)展水平、流出地衛(wèi)生資源配置水平這兩個宏觀因素和流動人口的一些個體微觀因素是影響流動人口基本公共衛(wèi)生服務可及性的主要因素［4］。此外，其他學者也或多或少地得到了一些宏觀和微觀因素對流動人口是否建立居民健康檔案起到顯著影響的作用［5-7］。

由于2015 年的流動老人比例有所增長，學者們敏感地感覺到了這一變化，于是紛紛將老年流動人口從流動人口大類中區(qū)分出來，轉向研究影響老年流動人口基本公共健康服務的因素。張靜茹等人使用2015 年的監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)，得到的結果認為教育水平、是否接受過醫(yī)生隨訪、參保地是否在戶籍地、流動范圍等對是否參加健康體檢具有顯著的影響［8］。聶歡歡和張燕燕等人分別利用2015年監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)中的上海和四川樣本，對上海和四川兩地的老年流動人口進行了研究，他們的結果表明，戶口類型、文化程度、流動原因、自評身體健康狀況以及是否患慢性病等對老年流動人口的衛(wèi)生服務需求具有重要影響［9-10］。

此外，除了上述學者采用國家衛(wèi)生與計劃生育委員會的監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)進行分析以外，還有少數(shù)學者采用自己調(diào)研的數(shù)據(jù)進行相關主題的分析。例如王恩來等人通過對遼寧省6 市的6 個縣（市、區(qū)）共1796 名流動人口進行了研究［11］，夏慶華等人對武漢市的440 例外來務工人口展開了研究［12］，都得出了受教育程度、職業(yè)及收入等是影響流動人口衛(wèi)生服務利用的主要因素。

從上述文獻梳理來看，在老年流動人口基本公共健康服務影響因素這一議題的研究上，尚處于起步階段，正慢慢經(jīng)歷著從簡單描述到深入挖掘、從個人微觀因素到加入宏觀視角的分析過程，研究成果也日益豐富。然而，上述研究仍然在以下兩個方面存在不足：第一，這些研究要么將基本的公共健康服務理解為“建立健康檔案”，要么將其理解為“參加社區(qū)提供的免費體檢”，或者“是否進行就醫(yī)或住院”等具體行為，沒有將基本公共健康服務概念從以下兩個層面進行深入的理解：“是否享有權利”以及“如何利用權利”。前者指的是同樣的制度設置下是否享受到了有關的權利，后者指的是在享受了某項權利的基礎上是否充分有效地加以利用。第二，上述研究多數(shù)強調(diào)個人因素對基本公共健康服務的影響作用，較少將宏觀因素納入其中，而即使考慮到了宏觀因素，也往往只使用戶籍變量作為宏觀因素的指征，沒有考慮更多的宏觀變量進行因果關系的考察。

因此，在前人研究的基礎上，本文將基本公共健康服務區(qū)分為“是否享有權利”和“如何利用權利”，并以之作為兩個因變量，從兩個層面考察對老年流動人口基本公共健康服務狀況產(chǎn)生影響的重要因素。與此同時，在考慮影響因素方面，在宏觀因素方面加入更多的變量，以凸顯宏觀因素和微觀因素各自對流動老人基本公共健康服務獲得和利用的影響情況。

三、數(shù)據(jù)與方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本文采用2015 年國家衛(wèi)生與計劃生育委員會流動人口司在全國范圍內(nèi)采集的流動人口監(jiān)測數(shù)據(jù)。該調(diào)查按照隨機原則以31 個?。▍^(qū)、市）和新疆生產(chǎn)建設兵團2014 年全員流動人口年報數(shù)據(jù)為基本抽樣框，采取分層、多階段、與規(guī)模成比例的PPS方法進行抽樣，其調(diào)查結果對全國和各省均具代表性。同時，為了解流動老人健康狀況、醫(yī)療衛(wèi)生服務利用情況，在北京、上海、大連、無錫、杭州、合肥、廣州、貴陽等8 個城市開展了流動老人專題調(diào)查。

該調(diào)查中，流動人口問卷的調(diào)查對象為在流入地居住一個月以上、非本區(qū)（縣、市）戶口的15周歲及以上的流入人口，共有193，125 人。在流動人口問卷中，涉及到老年人的調(diào)查內(nèi)容包括家庭成員及收支情況、就業(yè)情況、基本公共衛(wèi)生服務、老年人醫(yī)療衛(wèi)生服務情況等。

根據(jù)研究需要，本文選取了被訪者為60 歲及以上的人口作為老年人口。同時，由于流動人口需要在流入地居住滿6 個月及以上才有資格在當?shù)厣鐓^(qū)建立健康檔案，因此將流入時間不足半年者進行了刪除。此外，通過刪除一些不滿足條件的個案（例如一些關鍵題選項上有缺失值或者填答了“不清楚”的個案），最后形成共3492 人的老年流動人口樣本。

（二）變量測量

本文的研究主旨是老年流動人口享有和利用基本公共健康服務的情況，在“享有”方面，原問卷問及了老年流動人口目前是否在所住社區(qū)建立了健康檔案。在“利用”方面，雖然原問卷中問及了過去一年參加過社區(qū)衛(wèi)生服務站（中心）組織的免費健康體檢情況、患有醫(yī)生確診的高血壓或糖尿病的流動老人在過去一年接受醫(yī)生隨訪的情況、在患病經(jīng)醫(yī)生診斷后需住院的流動老人是否住院治療等情況，但限于篇幅以及后兩者只限于患慢性病或需要住院的老人，篩選后樣本量較少，且由于存在跳答情況而在因果分析中產(chǎn)生嚴重的多重共線性問題，故這里只選用“是否建檔”和“是否體檢”來分別指征老年流動人口“享受”和“利用”基本公共健康服務的情況，二者皆為因變量。

“是否建檔”變量采用原問卷中的問題“您在本地居住的社區(qū)建立居民健康檔案了嗎？”而得到。該問題的選項有四個：1 沒建，沒聽說過；2 沒建，但聽說過；3 已經(jīng)建立；4 不清楚。本文刪除了回答“不清楚”類的個案。在剩下的3 個選項中，保留第3 項，并將第1 和第2 項合并成“沒建”類，從而形成了一個二分類變量，其中建立了健康檔案賦值為1，沒有建立健康檔案賦值為0，為參照類。

“是否體檢”變量由原問卷中的問題：“過去一年，是否參加過社區(qū)衛(wèi)生服務站/中心組織的免費健康體檢（不包括因病做的檢查）”得到。該問題的選項有三個：1是；2否；3記不清。這里刪除了“記不清”類個案，最后形成一個二分類變量，其中參加了體檢賦值為1，沒有參加體檢賦值為0，為參照類。

在自變量方面，根據(jù)前人的研究成果以及數(shù)據(jù)的可得性，本文設置了宏觀層面和微觀層面兩大類變量。其中宏觀層面的變量包括戶籍、地區(qū)和城市規(guī)模諸如此類的制度和社會環(huán)境變量，微觀層面的變量包括四個方面的因素：先賦性因素（年齡和性別）、獲致性因素（婚姻、教育程度和收入）、流動因素（流動原因和流入時間長短）以及健康因素（自評健康和是否患慢?。?。

在宏觀層面的變量中，戶籍變量由原問卷中的“戶口登記類型”得到。原來的戶口登記類型有四類：1 農(nóng)業(yè)，2 非農(nóng)業(yè)，3 農(nóng)業(yè)轉居民，4 非農(nóng)業(yè)轉居民。考慮到第3 和第4 類的流動人口比例極少，這里仍沿用傳統(tǒng)的二分法，將第2、3、4 類合并形成“非農(nóng)業(yè)”類。地區(qū)變量是將原問卷中的“現(xiàn)居住地”省份根據(jù)我國統(tǒng)計局的劃分方法得到一個三分類的變量：西部、中部和東部地區(qū)。在城市規(guī)模變量的形成上，由原問卷中的“現(xiàn)居住地”所在的市（地）得到：將五個計劃單列市（深圳、大連、青島、寧波和廈門）、四個直轄市（北京、上海、重慶和天津）以及各省的省會城市編碼為1，形成“大中城市”類，此外的其他城市編碼為0，形成“小城市”類。需要說明的是，由于在這一問題上有348 種不同的居住地所在市（地）名稱，無法逐一查找各市（地）相應的人口數(shù)，因此無法嚴格地按照人口規(guī)模的多少來劃分城市規(guī)模的大小，只能大致地采用上面的兩大類分類方法。

在微觀層面的個人變量方面，先賦性因素有兩個，其中年齡變量的設置由流動老人的“調(diào)查年份”減去“出生年份”得到。性別變量將原來的編碼重新設置得到。獲致性因素有三個?；橐龊徒逃潭茸兞渴菍⒃瓎柧淼倪x項重新設置得到，收入變量是將原問卷的“家庭月均收入”按照三分法近似分為低、中、高三檔。流動因素中的流動原因將原問卷的幾個選項進行了重新分類。原來的類別為：1 務工經(jīng)商，2 照顧子女，3 照顧孫輩，4 治病，5養(yǎng)老和6 其他，這里將第2 和第3 類合并為“照顧晚輩”類，將第4 類和第6 類合并為“其他”類。流入時間變量由調(diào)查年份減去流入年份得到，并以2 年、5 年為檻分成三組。健康因素方面的自評健康變量由原問卷中的“身體健康狀況”問題得到，本文將“不健康，但生活能自理”和“生活不能自理”選項合并為“不健康”類，保留原來的“健康”和“基本健康”類。患慢病變量由原問卷中的“是否患有醫(yī)生確診的高血壓或糖尿病”得到，并將回答了“記不清”項的個案進行了刪除。各變量的設置與分布情況如表1所示。

從表1 可以看出，樣本中四成左右的流動老人已在所住社區(qū)建立了健康檔案，而在過去一年中參加了社區(qū)免費體檢的比例略低于四成，這反映了流動老人獲得的基本公共健康服務以及利用基本公共健康服務的情況不容樂觀。樣本中農(nóng)業(yè)戶籍的流動老人約占六成左右。目前居住在東部的流動老人比例最高，占到四成多，其次為居住在西部的，最少的是居住在中部的。樣本中超過半數(shù)的流動老人居住在小城市。

表1 樣本變量分布（%）

表1還表明，樣本中的流動老人平均年齡為66歲左右，說明多數(shù)流動老人尚屬于低齡階段。樣本中的男性流動老人占到六成多一點，比女性多，體現(xiàn)了老年流動人口仍以男性為主的特征。從婚姻情況看，樣本中的流動老人以初婚為主，占到八成略多一點。流動老人的受教育程度以小學為主，初中次之，隨后是高中及以上的、未接受過教育的，說明流動老人總體的受教育水平不高。家庭月收入變量的比例分布在“高”的類別上略高一些，是由于收入數(shù)字的湊整性引起的（比如在3000 元和5000元這兩個數(shù)字上比較明顯），這一結果不影響其對因變量的影響分析。

從流入時間來看，約有半數(shù)的流動老人在流入地居住了5 年以上，其次為3-5 年者，居住了兩年及以下的比例最少，這反映出流動老人在流入地居住的時間還是比較長的。在流入原因方面，“養(yǎng)老”的比例最高（30.9%），“務工經(jīng)商”的比例跟“養(yǎng)老”比例差不多（30.87%），隨后是“照顧晚輩”的（21.68%），“其他”類的僅占16.55%。這一比例與樣本中的流動老人年齡分布情況吻合，部分低齡的流動老人仍從事務工經(jīng)商之類的職業(yè)，或者幫后代照顧小孩。樣本中自評健康的老人（“基本健康”類加上“健康”類）占到八成以上，同時沒有患慢性病的老人比例也在八成以上。因此，無論是從主觀的健康自評還是從客觀的身體狀況結果來看，樣本中的流動老人身體還是比較健康的。

（三）研究方法和模型設定

由于本文的兩個因變量都是二分變量，故采用二分類的logistic 統(tǒng)計模型考察各種因素對流動老人獲得和利用基本公共健康服務的影響。

根據(jù)研究需要，本文構建兩個回歸模型來進行分析。模型1 是以是否建檔作為因變量的模型，如式（1）所示：

模型2 是以是否參加體檢作為因變量的模型，如式（2）所示：

式（1）和式（2）中的α是截距項，Xi是進入模型的各個自變量，包括戶籍、地區(qū)、城市規(guī)模、年齡、性別、婚姻狀況、教育程度、家庭月收入、流入時間、流動原因、自評健康和是否患慢病共12個變量。在模型1和模型2中這12個變量都同時納入模型，因此式（1）和式（2）中n=12。βi是各個自變量相應的偏回歸系數(shù)。

本文使用stata12.0軟件完成上述統(tǒng)計分析。

從表2 可以看出，當因變量為“是否建檔”時（模型1），三個制度和社會環(huán)境變量都在0.1 水平上顯著，其中地區(qū)和城市規(guī)模變量都在0.01水平上顯著。具體而言，相對于農(nóng)業(yè)戶籍的流動老人來說，非農(nóng)戶籍流動老人建立健康檔案的幾率更高，非農(nóng)戶籍建檔的發(fā)生比是農(nóng)業(yè)戶籍建檔的117%。相對于西部地區(qū)的流動老人而言，東部地區(qū)流動老人的建檔幾率更低，但中部流動老人的建檔幾率更高。具體表現(xiàn)為東部地區(qū)流動老人的建檔幾率是西部流動老人的31%，中部地區(qū)流動老人的建檔幾率是西部流動老人的131%，即在東中西三類地區(qū)類型中，流動老人的建檔幾率表現(xiàn)出由中、西、東漸增的趨勢。城市規(guī)模變量表現(xiàn)為大中城市流動老人建檔的幾率較小城市的高，前者的發(fā)

四、實證結果分析

通過做二元logistic 回歸分析，在相同的自變量下，得到是否建立健康檔案和是否體檢這兩個因變量的回歸結果，如表2所示。生比是后者的127%。

表2 是否建立健康檔案和是否參加體檢的logistics回歸分析

在模型1 中，流動老人的個人變量對其是否建立健康檔案的影響不一。在這些個人變量中，年齡和性別這兩個先賦變量，以及婚姻狀況和是否患慢病共四個變量都沒有在0.1 水平上顯著，說明這四個因素都不是影響流動老人建立健康檔案的重要因素。其余5 個個人變量或其部分類別在0.05 水平及以上顯著。在這5 個個人變量中，教育程度變量表現(xiàn)為受過教育的流動老人建檔的幾率要比沒有受過教育的流動老人的要高，只是小學類別沒有在0.1水平上顯著，初中和高中及以上的流動老人建檔的幾率都顯著高于沒有受過教育老人的建檔幾率。具體而言，文化程度為初中的流動老人建檔的幾率是沒有受過教育老人的133%，文化程度為高中及以上的流動老人建檔的幾率是沒有受過教育老人的136%。從系數(shù)的方向來判斷，家庭收入變量表現(xiàn)為收入較低者更傾向于建立健康檔案，只是在家庭月收入為“高”的類別沒有在0.1水平上顯著而已，而表現(xiàn)為家庭月收入中等的流動老人建檔的幾率是家庭月收入低的老人的93%。在流入時間變量上，從系數(shù)的方向看，流入時間較長者更傾向于建立健康檔案，只是流入時間為3-5 年類別沒有在0.1 水平上顯著，而表現(xiàn)為流入時間為5 年以上者建檔的幾率是流入時間在兩年及以下者的129%。流動原因變量上表現(xiàn)為與務工經(jīng)商類老人相比，其他類別的老人更傾向于建立健康檔案，只是這里“照顧晚輩”類不在0.1 水平上顯著而已，而“養(yǎng)老”和“其他”類都在0.05 水平上顯著。具體來講，出于養(yǎng)老原因而流動的老人建檔的幾率是務工經(jīng)商類老人的142%，而流動原因為“其他”類的較復雜，在此不展開討論。因此，在流動原因上體現(xiàn)了出于生存類需求的老人建檔幾率低于養(yǎng)生養(yǎng)老類老人的特點。在自評健康變量上表現(xiàn)為與自評不健康的流動老人相比，自評健康好的老人更傾向于建立健康檔案，只是在“健康”類別不在0.1 水平上顯著而已，同時表現(xiàn)為“基本健康”的流動老人建檔的幾率是自評不健康老人的131%。

表2 中模型2 結果表明，當因變量為“是否體檢”時，宏觀的制度和社會環(huán)境變量除了地區(qū)變量中的中部地區(qū)類別沒有在0.1 水平上顯著以外，其余變量及其類別都顯著。具體而言，非農(nóng)戶籍參加體檢的發(fā)生比是農(nóng)業(yè)戶籍老人參加體檢的119%，東部地區(qū)流動老人參加體檢幾率是西部流動老人的45%，大中城市流動老人參加體檢的幾率是小城市流動老人參加體檢的128%。

在模型2 中的微觀個人因素變量上，年齡變量在0.1 水平上顯著，且表現(xiàn)為年齡越大，越傾向于參加社區(qū)免費的體檢。性別、婚姻和教育程度變量皆沒有在0.1 水平上顯著。家庭月收入變量在0.05水平上顯著，表現(xiàn)為家庭月收入低的流動老人更傾向于參加體檢，其中家庭月收入“中等”和“高”的流動老人參加體檢的幾率分別是家庭月收入低的流動老人的88%和80%。流入時間長的老人較流入時間短的老人更傾向于參加體檢，但在流入時間為3-5 年組不顯著，而在5 年以上組顯著，具體表現(xiàn)為流入時間為5 年以上的流動老人參加體檢的幾率是流入時間為兩年及以下的120%。流動原因為“養(yǎng)老”的類別在0.05 水平上顯著，具體表現(xiàn)為因養(yǎng)老而進行流動的老人參加體檢的幾率是因務工經(jīng)商而流動老人的125%。自評健康變量在0.001水平上顯著，自評健康好的流動老人較自評健康差者更傾向于參加體檢，具體表現(xiàn)為自評健康為“基本健康”和“健康”的流動老人參加體檢的幾率分別是自評健康為“不健康”流動老人的267%和304%。是否患慢病變量也在0.001 水平上顯著，表現(xiàn)為患慢病的流動老人參加體檢的幾率是沒有患慢病流動老人的136%。

回顧模型1 和模型2 的分析結果，可以看出無論是以“是否建檔”為因變量還是以“是否參加體檢”為因變量，宏觀的制度和社會變量（戶籍、地區(qū)和城市規(guī)模）都對其產(chǎn)生顯著的影響。具體表現(xiàn)為非農(nóng)戶籍較農(nóng)業(yè)戶籍、西部地區(qū)較東部地區(qū)、大中城市較小城市的流動老人獲得了更高的享受和利用基本公共健康服務的幾率。在微觀個人因素方面，家庭收入、流動因素和健康因素皆對是否建檔和是否參加體檢產(chǎn)生了重要的影響。具體表現(xiàn)為家庭收入越低的流動老人越傾向于獲得和利用基本的公共健康服務；流入時間以5 年為門檻，流動時間在5 年以上的老人較流動時間在兩年及以下的老人更能享受到和利用基本的公共健康服務；在流動原因方面，與務工經(jīng)商的流動老人相比，前往養(yǎng)老的老人更能享受到和利用基本的公共健康服務；自評健康的流動老人較自評不健康的流動老人更傾向于獲得和利用基本的公共健康服務。但是否患慢性病只對流動老人利用基本公共健康服務產(chǎn)生顯著影響。

上述提及的宏觀變量和部分微觀變量皆對流動老人獲得和利用基本的公共健康服務產(chǎn)生了重要影響。在其他的微觀變量上，流動老人獲得和利用基本的公共健康服務的影響因素稍有不同，其中教育程度對“是否建檔”產(chǎn)生重要影響而不對“是否體檢”產(chǎn)生影響；年齡和是否患慢病對“是否體檢”產(chǎn)生重要影響而不對“是否建檔”產(chǎn)生影響。

五、結論和討論

實施國家基本公共衛(wèi)生服務項目，是黨中央和國務院關注民生、造福百姓所做出的重大決定，是深化醫(yī)療改革的重要內(nèi)容，是實現(xiàn)健康中國的重大舉措，是從以疾病為中心向以健康為中心服務模式轉變的典范。因此為城鄉(xiāng)居民免費提供基本的公共衛(wèi)生服務，是我國公共衛(wèi)生領域的一項長期的、基礎性的制度安排。在這個社會背景下，基本公共健康服務是每個公民應當享有的權利。但是，對于數(shù)量日益龐大的老年流動人口來說，半數(shù)左右的老年流動人口還沒有享受到這項權利，也沒有充分利用這項權利為自身的健康檢測、防病于未然等做出應有的安排，因此，在建設“健康中國”的道路上，國家提供基本公共健康服務的任務仍然任重而道遠。

通過前文的實證分析，我們發(fā)現(xiàn)，制度和社會環(huán)境因素仍然是阻隔老年流動人口獲取和利用基本公共健康服務權利的重要因素。隨著城鄉(xiāng)二元壁壘的不斷打破、人口流動的日益頻繁、城鎮(zhèn)化建設步伐的不斷加快，戶籍制度較之前有所松動，但由于基本公共健康服務的主要提供者為地方政府，在地方趨利的作用下，往往利用戶籍制度限制流動人口獲得流入地的福利，因此戶籍的阻隔作用仍然存在。西部地區(qū)的流動老人較東部地區(qū)的更能享受到基本的公共健康服務，這可能跟各地區(qū)相關政策的落實和執(zhí)行力度有關。從有關學者對勞動年齡人口公共健康服務的研究結果來判斷，大城市的提供比中小城市要差［6］，但本文從老年流動人口樣本得到的結論卻揭示大中城市提供的基本公共健康服務要比小城市的要好，這體現(xiàn)了各大中城市充分利用自身的資源優(yōu)勢，為解決我國養(yǎng)老問題而做出的努力。因此，為了保證老年流動人口享有平等的基本公共健康服務權利、實現(xiàn)基本公共健康服務的全民覆蓋，需要進一步改革戶籍制度、落實各地區(qū)基本公共健康服務的執(zhí)行力度，實現(xiàn)地區(qū)和城市間的平等性。

前文的分析還揭示，除了宏觀因素以外，老年流動人口的微觀個人因素還對其是否享受和利用基本的公共健康服務產(chǎn)生重要的影響。在家庭收入方面，表現(xiàn)為低收入者更能享受到基本的公共健康服務，體現(xiàn)了我國的公共健康服務具有向家庭收入低的老年人傾斜的特點。這一結論與周欽等學者對城鎮(zhèn)居民研究的結論相左，后者認為即使政府提供均等化的基本醫(yī)療保險服務，高收入?yún)⒈Ｈ巳旱氖芤娉^低收入人群［13］。兩者不一致的主要原因是兩者的樣本不同以及考察的因變量不同，因此不能做直接的比較。其實在制定基本公共健康服務政策時一方面體現(xiàn)了人人都能享受的公平性，另一方面也體現(xiàn)了向一些特定弱勢群體傾斜的特點。

在流動時間上，以5 年為門檻，流動時間在5年以上的老人較流動時間在兩年及兩年以下的老人更能享受到和利用基本的公共健康服務，也就是說流動時間越長，流動老人基本上都跟本地老人一樣享有和利用這些基本的公共健康服務。因此，流入地的相關政府部門尤其是各個社區(qū)應該做好相關政策的宣傳和告知工作，使得流入時間較短的老人也能及時享受到基本的公共健康服務，為該項政策的全面實施打下基礎。

在流動原因方面，與生存型（務工經(jīng)商）的流動老人相比，享受型（養(yǎng)老）的流動老人更能享受到基本的公共健康服務，也更傾向于參加社區(qū)的免費體檢，可能的原因是后者不需要為生存而奔波而更有時間，同時也更注重身體的保健。而現(xiàn)實生活中恰恰是那些為了生活而打拼的流動老人可能比那些前往流入地養(yǎng)老的老人更需要獲得基本的公共健康服務，以保證其用更健康的軀體外出掙錢養(yǎng)家，本文的分析結果反映了基本公共健康服務在人群結構上的不平等。因此，除了社區(qū)應該加強該項政策的宣傳力度以外，還需要為務工經(jīng)商的流動老人延長提供服務的時間，例如在節(jié)假日開設特殊窗口為這些老人提供建檔登記服務、延長社區(qū)免費體檢的時間等等。

最后，自評健康的流動老人較自評不健康的流動老人更傾向于獲得和利用基本的公共健康服務，同時是否患慢性病對流動老人是否參加社區(qū)免費體檢的作用尤為明顯，體現(xiàn)了主觀上認為自己較為健康的流動老人更在乎是否享受到和充分利用這些基本的公共健康服務福利，而這也恰恰體現(xiàn)了基本公共健康服務的提供對于老年階段流動人口身體健康的重要性。

綜上，應該在戶籍制度上消除老年流動人口享受和利用基本公共健康服務的阻礙作用，同時加大各地的執(zhí)行力度和有針對性的服務力度，以實現(xiàn)基本公共健康服務的公平性以及更有效地促進老年健康，從而實現(xiàn)“健康中國”的宏偉目標。

注釋：

①流動人口計劃生育服務管理司?！吨袊鲃尤丝诎l(fā)展報告2016》。http：//www.nhfpc.gov.cn/ldrks/s7847/201610/d17304b7b9024be38facb5524da48e78.shtml.2016-10-19。

②中華人民共和國國家衛(wèi)生和計劃生育委員會。衛(wèi)生部發(fā)布《國家基本公共衛(wèi)生服務項目（2011版）100 問》。http：//www.nhfpc.gov.cn/zwgkzt/wsbysj/201111/53343.shtml.2011-11-17。