池明錕

（悉尼大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,澳大利亞 悉尼 2006）

1 域外國(guó)民健康水平概述

財(cái)富和收入分配對(duì)于國(guó)民健康的影響，一直是醫(yī)療保健政策制定的重要參考因素，而發(fā)展中國(guó)家兒童和青少年的健康狀況則被視為國(guó)民健康的先導(dǎo)指標(biāo)，在“一帶一路”共建國(guó)家的發(fā)展中具有重要地位。

1.1 域外兒童健康發(fā)展情勢(shì)

2018年，在全球5歲以下兒童中，仍有1.49億出現(xiàn)生長(zhǎng)遲緩，近5 000萬兒童處于消瘦狀態(tài)，其中南亞和非洲情況更為嚴(yán)峻。受貧困和社會(huì)排斥的影響，最弱勢(shì)的兒童面臨著最大的各種形式營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)，并很可能遭受不可逆轉(zhuǎn)的損害，包括成年后身高矮小、收入下降以及受教育水平偏低，從而造成貧困的代際傳遞①。

1.2 “一帶一路”共建國(guó)家和地區(qū)國(guó)民健康危機(jī)逐漸顯現(xiàn)

埃塞俄比亞是“一帶一路”共建國(guó)家之一，也是我國(guó)推動(dòng)區(qū)域合作和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要伙伴。根據(jù)世界銀行統(tǒng)計(jì)，埃塞俄比亞通過學(xué)習(xí)“中國(guó)模式”，引進(jìn)中國(guó)資金和技術(shù)，在過去20年內(nèi)GDP翻了近10倍，年均GDP增長(zhǎng)率超過9%，人均GDP在2021年達(dá)到925美元，成為21世紀(jì)經(jīng)濟(jì)增速最快的國(guó)家[1]。然而，其國(guó)民健康危機(jī)正逐漸顯現(xiàn)，埃塞俄比亞公共衛(wèi)生研究所（EPHI）2019年的抽樣調(diào)查結(jié)果顯示，約37%的5歲以下兒童存在生長(zhǎng)遲緩的問題[2]。與此同時(shí)，埃塞俄比亞的GDP年增長(zhǎng)率從2015年的10.4%下降到2020年的6.1%[1]。Headey的研究數(shù)據(jù)顯示，埃塞俄比亞兒童生長(zhǎng)遲緩的患病率每年僅下降1.4個(gè)百分點(diǎn)[3]。同時(shí)埃塞俄比亞的基尼系數(shù)從2010年的33.2%上升到2015年的35.0%。區(qū)域間貧富差距持續(xù)擴(kuò)大及資源分配不均可能導(dǎo)致生長(zhǎng)遲緩和營(yíng)養(yǎng)不良人數(shù)進(jìn)一步增加。

“一帶一路”沿線相對(duì)貧困地區(qū)的人群正承受著各種健康問題的重壓，單純地分析絕對(duì)財(cái)富增長(zhǎng)與國(guó)民健康的關(guān)系無法滿足發(fā)展中國(guó)家社會(huì)發(fā)展的需求。區(qū)域間國(guó)民財(cái)富和基礎(chǔ)資源分配不平等及貧困的代際傳遞持續(xù)阻礙著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和國(guó)家發(fā)展。厘清相對(duì)財(cái)富水平對(duì)國(guó)民健康的影響，有助于“一帶一路”共建國(guó)家與地區(qū)因地制宜、“對(duì)癥下藥”，以最低的成本改善公共衛(wèi)生和居民健康狀況，為突破經(jīng)濟(jì)發(fā)展的瓶頸奠定堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)，最終實(shí)現(xiàn)國(guó)民健康與經(jīng)濟(jì)的共同發(fā)展。

2 文獻(xiàn)綜述

相對(duì)財(cái)富水平對(duì)健康的影響一直是一個(gè)備受關(guān)注的話題。已有許多研究探討了健康與財(cái)富之間的耦合效應(yīng)及非線性漸變關(guān)系即“梯度”，其中普遍存在3種類型的解釋：健康對(duì)財(cái)富造成影響、財(cái)富對(duì)健康造成影響以及未觀察到的因素以相似方式同時(shí)影響著健康和財(cái)富。

早在1997年Barker就已提出，母親和胎兒的營(yíng)養(yǎng)狀況對(duì)幼兒生理和晚年的疾病產(chǎn)生影響，幼兒時(shí)期的健康狀況對(duì)其成年后的健康水平具有顯著滯后效應(yīng)[4]。1998年，Judge等學(xué)者發(fā)現(xiàn)，在一些發(fā)達(dá)工業(yè)國(guó)家中，收入不平等與國(guó)民健康平均水平的變化之間的聯(lián)系仍然存在爭(zhēng)議[5]。但在2002年，Deaton研究發(fā)現(xiàn)，以美國(guó)為代表，在較貧窮、受教育程度和社會(huì)地位較低的人群中，殘疾率和患病率要高得多[6]。同時(shí)，Kimhi在2003年的研究結(jié)果證明，人口出生時(shí)的預(yù)期壽命與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值密切相關(guān)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和社會(huì)發(fā)展對(duì)埃塞俄比亞的人口健康有重大影響[7]。不僅如此，Van Den Berg等學(xué)者在2006年也提出，兒童時(shí)期的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境對(duì)該對(duì)象所有年齡段的死亡率都有顯著影響[8]。類似的研究還包括Duc在2019年的發(fā)現(xiàn)，其指出在發(fā)展中國(guó)家，財(cái)富水平對(duì)男孩15歲時(shí)的身高水平具有顯著影響[9]。

余丹等學(xué)者在2021年已經(jīng)證實(shí)了家庭財(cái)富凈值對(duì)居民健康的影響存在倒“U”型關(guān)系，即財(cái)富和健康存在梯度關(guān)系[10]。然而，在以往財(cái)富-健康梯度相關(guān)問題的研究中，研究人員通常聚焦于絕對(duì)財(cái)富與健康的關(guān)系，但隨著發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)增速放緩和貧富差距的擴(kuò)大，這種分析已不再完全適應(yīng)社會(huì)的發(fā)展需求，有關(guān)城鄉(xiāng)收入分配的差距、區(qū)域發(fā)展不平衡及相對(duì)財(cái)富水平提升帶來的邊際收益遞減等與國(guó)民健康之間關(guān)系的研究有待完善。

當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展承壓、社會(huì)總財(cái)富增長(zhǎng)受到限制時(shí)，研究方向應(yīng)側(cè)重于存量分配、區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展及階級(jí)平衡。未來的研究可以探索城鄉(xiāng)收入差距的形成機(jī)制、影響因素以及其對(duì)國(guó)民健康的潛在影響。研究者還可以探討不同行業(yè)、不同地區(qū)和不同教育水平下的收入差距，如何與國(guó)民健康相關(guān)聯(lián)。同時(shí)，應(yīng)考慮收入再分配政策、社會(huì)保障機(jī)制和教育醫(yī)療資源的公平分配等因素，以評(píng)估相對(duì)財(cái)富水平提升對(duì)國(guó)民健康的實(shí)際影響，以多學(xué)科的視角進(jìn)行綜合研究，為發(fā)展中國(guó)家突破中等收入陷阱，實(shí)現(xiàn)社會(huì)公平與經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展提供理論和實(shí)踐支持。

3 研究設(shè)計(jì)與模型構(gòu)建

3.1 數(shù)據(jù)來源與設(shè)計(jì)

本文的數(shù)據(jù)來源于美國(guó)國(guó)際開發(fā)署（USAID）資助的人口統(tǒng)計(jì)和健康調(diào)查（DHS），其中有關(guān)埃塞俄比亞的調(diào)查數(shù)據(jù)由埃塞俄比亞公共衛(wèi)生研究所（EPHI）于2019年3月至2019年6月收集[1]。通過對(duì)8 663個(gè)家庭的8 855名15歲～49歲婦女的采訪收集觀察性截面數(shù)據(jù)，調(diào)查內(nèi)容包括家庭背景特征、主要人員信息及健康指標(biāo)等。樣本采樣分兩個(gè)階段進(jìn)行分層抽樣，共包含9個(gè)地區(qū)和2個(gè)行政城市，并分別劃分為城市和農(nóng)村地區(qū)。

在剔除沒有孩子或5年前孩子已經(jīng)死亡以及數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的樣本后，最終得到有效樣本數(shù)據(jù)，共5 426個(gè)兒童及其家庭特征，約占初始樣本的62.6%。在研究中，選取了以下變量并給出了其來源說明。

（1）因變量——5歲以下兒童是否生長(zhǎng)遲緩（ST）。

兒童時(shí)期的健康狀況對(duì)于全年齡的健康水平密切相關(guān)且具有顯著影響。因此，本文采用虛擬變量5歲以下兒童是否生長(zhǎng)遲緩（ST）作為國(guó)民健康的代理變量。通過將兒童的年齡身高比與世界衛(wèi)生組織兒童生長(zhǎng)標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行比較，計(jì)算出年齡身高Z評(píng)分（HAZ），以是否低于世界衛(wèi)生組織兒童生長(zhǎng)標(biāo)準(zhǔn)的2個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差來判斷兒童是否生長(zhǎng)遲緩，如果兒童生長(zhǎng)遲緩，ST為1，否則為0。在線性概率模型下，因變量ST取值范圍為0～1，其值可表示為概率，1為100%。

（2）自變量——家庭財(cái)富水平指數(shù)（WI）。

本研究選取家庭財(cái)富水平指數(shù)（WI）作為其相對(duì)財(cái)富水平的代理變量。該指數(shù)根據(jù)家庭所擁有物品的數(shù)量和種類進(jìn)行評(píng)分，包括電視、自行車、汽車等物品，以及飲用水來源和距離等家庭特征。評(píng)分結(jié)果將樣本中的家庭分為從貧困到富裕5個(gè)等級(jí)（1～5），每個(gè)等級(jí)包含總樣本家庭數(shù)量的20%。

（3）工具變量——家庭是否擁有銀行賬戶（BA）。

銀行賬戶（BA）表示該家庭是否有小額信貸或銀行賬戶，1表示有，0表示沒有。

（4）其他控制變量。

兒童月齡（Age，范圍為0～59個(gè)月）、身高測(cè)量方法（Method，1表示躺著，2表示站著）、兒童性別（Cgender，1表示男性，2表示女性）。此外，還有母親受教育的最長(zhǎng)年限（Meduc）、家庭戶主的性別（Hgender，1表示男性，2表示女性）、家庭成員總數(shù)（Nmember）、家庭子女總數(shù)（Nchildren）、家庭所在地區(qū)（Place，1表示城市，2表示農(nóng)村）、住處到飲用水源所需的時(shí)間（Wdistance，單位為min）、兒童體重（Cweight，單位為kg）以及家庭是否有通電（Electricity，1表示有，0表示沒有）。

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

數(shù)據(jù)顯示，有效樣本中約77%的人口居住在農(nóng)村地區(qū)，且通過表1中虛擬變量ST的均值可知，農(nóng)村地區(qū)的生長(zhǎng)遲緩兒童比例（39.1%）高于城市地區(qū)（24.4%）。此外，城鄉(xiāng)之間在平均財(cái)富水平、擁有銀行賬戶的家庭比例、母親受教育平均年限、住處到飲用水源所需的平均時(shí)間、電力的可及性等方面也存在較大差異。

3.2 回歸模型構(gòu)建與設(shè)定

3.2.1 最小二乘法（OLS）

采用經(jīng)典的最小二乘法模型是解決問題的最簡(jiǎn)單方法之一。由于因變量為虛擬變量，所以該模型又被稱為線性概率模型。

式（1）中，STi表示兒童Ti是否生長(zhǎng)遲緩；WIi為兒童i所在家庭財(cái)富水平指數(shù)；Xi為影響兒童Ti生長(zhǎng)遲緩概率的其他k個(gè)控制變量，其中包括兒童月齡、身高測(cè)量方法和兒童體重等變量；β0為常數(shù)項(xiàng)；μi是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

3.2.2 二階段最小二乘法（2SLS）

Michaud等學(xué)者在2004年經(jīng)過研究得出結(jié)論，財(cái)富與健康之間耦合效應(yīng)的方向是從健康到財(cái)富，即健康狀況良好的家庭更容易積累財(cái)富[11]。同時(shí)，可能存在一些未被觀測(cè)到的因素對(duì)家庭相對(duì)財(cái)富水平和國(guó)民健康產(chǎn)生影響。為了避免遺漏變量和雙向因果關(guān)系等內(nèi)生性問題影響結(jié)果的準(zhǔn)確性，在對(duì)變量進(jìn)行篩選后，本研究使用家庭是否擁有銀行賬戶（BA）作為工具變量，采用二階段最小二乘法對(duì)式（1）進(jìn)行估計(jì)。具體而言，首先考察家庭是否擁有銀行賬戶（BA）對(duì)家庭財(cái)富水平指數(shù)（WI）的影響。

第一階段回歸如下：

式（2）中，BA為虛擬工具變量，值為1時(shí)表示家庭擁有小額信貸或銀行賬戶，值為0時(shí)表示家庭沒有小額信貸或銀行賬戶。

在第二階段回歸中，用式（2）的家庭是否擁有銀行賬戶對(duì)家庭財(cái)富水平指數(shù)的擬合值代替式（1）中家庭財(cái)富水平指數(shù)進(jìn)行估計(jì)，即

如果家庭是否擁有銀行賬戶是家庭財(cái)富水平指數(shù)的優(yōu)秀有效工具變量，則β便代表著家庭財(cái)富水平指數(shù)對(duì)兒童生長(zhǎng)遲緩概率的因果影響。如果β為負(fù)且顯著，表明家庭相對(duì)財(cái)富水平的提升可以減少兒童生長(zhǎng)遲緩的概率，即能夠提高國(guó)民健康水平。同時(shí)，本文還通過比較工具變量在不同地區(qū)的效果來檢驗(yàn)城鄉(xiāng)差異。

4 實(shí)證研究與結(jié)果分析

4.1 工具變量檢驗(yàn)

為了判斷模型是否適用工具變量法，需要進(jìn)行一系列檢驗(yàn)。首先使用最小二乘法估計(jì)式（1）中家庭財(cái)富水平指數(shù)（WI）對(duì)5歲以下兒童生長(zhǎng)遲緩概率（ST）的影響，回歸結(jié)果如表3回歸（1）所示，家庭財(cái)富水平指數(shù)（WI）的影響系數(shù)為-0.038，在1%的顯著性水平上顯著。在表3回歸（2）中加入其他控制變量后，家庭財(cái)富水平指數(shù)（WI）的相關(guān)系數(shù)轉(zhuǎn)為正值，但不顯著。表3回歸（3）使用Probit模型進(jìn)行回歸，結(jié)果與回歸（2）近似。加入其他控制變量前后回歸結(jié)果的差異表明可能存在因素影響實(shí)證結(jié)果的準(zhǔn)確性?？紤]到可能存在的遺漏變量和雙向因果關(guān)系，需解決內(nèi)生性問題以獲得準(zhǔn)確的結(jié)論。

利用二階段最小二乘法進(jìn)行回歸，第一階段回歸結(jié)果如表2所示，家庭是否擁有銀行賬戶（BA）對(duì)家庭財(cái)富水平指數(shù)（WI）的影響系數(shù)在不同地區(qū)均顯著，且在1%的顯著性水平上顯著。在使用工具變量法后，第二階段回歸結(jié)果如表3回歸（4）所示，家庭財(cái)富水平指數(shù)（WI）對(duì)兒童生長(zhǎng)遲緩概率（ST）的影響系數(shù)變?yōu)?0.048，且在5%的顯著性水平上顯著。為了保證工具變量的有效性，需要對(duì)工具變量進(jìn)行檢驗(yàn)，以確保結(jié)果準(zhǔn)確。

表2 家庭財(cái)富水平指數(shù)（WI）作為被解釋變量的實(shí)證估計(jì)結(jié)果

表3 兒童生長(zhǎng)遲緩概率（ST）作為被解釋變量的實(shí)證估計(jì)結(jié)果

關(guān)于外生性檢驗(yàn)，由于工具變量數(shù)量恰好等于內(nèi)生解釋變量數(shù)量，因此難以使用過度識(shí)別檢驗(yàn)。通過常識(shí)分析，可以認(rèn)為家庭是否擁有銀行賬戶（BA）不能通過除家庭財(cái)富水平指數(shù)（WI）以外的變量來影響兒童生長(zhǎng)遲緩概率（ST），因此可以假定工具變量為外生的且滿足排他性約束。此外，Shea's partial R-squared（R2）為0.154，F(xiàn)值為300.61，P值為0.000，Wald檢驗(yàn)最小特征值為414.162且大于臨界值8.96，均表明工具變量不存在弱相關(guān)性問題。因此家庭是否擁有銀行賬戶（BA）是一個(gè)強(qiáng)工具變量。通過異方差穩(wěn)健的Durbin-Wu-Hausman方法進(jìn)行檢驗(yàn)，P值為0.018 9，χ2為5.52，表明家庭財(cái)富水平指數(shù)（WI）為內(nèi)生解釋變量，支持使用工具變量法進(jìn)行估計(jì)。如果存在異方差，則可以采用廣義矩估計(jì)（GMM）并與二階段最小二乘法進(jìn)行對(duì)比，表3結(jié)果顯示廣義矩估計(jì)的系數(shù)估計(jì)值與二階段最小二乘法的系數(shù)值幾乎一致。

4.2 結(jié)果分析

鑒于可能存在的內(nèi)生性問題，本文在進(jìn)行外生性分析和相關(guān)性檢驗(yàn)后，采用銀行賬戶（BA）作為有效的工具變量，以揭示家庭相對(duì)財(cái)富水平與國(guó)民健康之間的關(guān)系。最終，得出以下實(shí)證結(jié)果。

第一，家庭相對(duì)財(cái)富水平對(duì)于降低兒童生長(zhǎng)遲緩的概率和提高國(guó)民健康水平具有顯著作用。使用工具變量后，家庭財(cái)富水平指數(shù)（WI）對(duì)兒童生長(zhǎng)遲緩概率（ST）的影響系數(shù)由不顯著變?yōu)?0.048且在5%的顯著性水平上顯著。這意味著在埃塞俄比亞，以家庭為單位，相對(duì)財(cái)富水平每提升一個(gè)等級(jí)（約20%人口為一等級(jí)），該家庭5歲以下的兒童生長(zhǎng)遲緩概率降低4.8%。換言之，在總資源量一定的情況下，相對(duì)富裕家庭比相對(duì)貧窮家庭更容易獲得充足的營(yíng)養(yǎng)、良好的醫(yī)療資源、優(yōu)良的孕育兒童的環(huán)境，從而降低兒童生長(zhǎng)遲緩的概率，進(jìn)而達(dá)到更高的健康水平。

第二，家庭相對(duì)財(cái)富水平對(duì)國(guó)民健康的影響存在城鄉(xiāng)差異，僅在農(nóng)村地區(qū)顯著。表3回歸的結(jié)果表明，在農(nóng)村地區(qū)，家庭財(cái)富水平指數(shù)（WI）與兒童生長(zhǎng)遲緩概率（ST）顯著負(fù)相關(guān)，家庭財(cái)富水平指數(shù)（WI）對(duì)兒童生長(zhǎng)遲緩概率（ST）的影響系數(shù)為-0.048且在10%顯著性水平上顯著。這意味著在埃塞俄比亞農(nóng)村地區(qū)，以家庭為單位，相對(duì)財(cái)富水平每提升一個(gè)等級(jí)，該家庭5歲以下的兒童生長(zhǎng)遲緩概率下降4.8%，但家庭相對(duì)財(cái)富水平提升對(duì)兒童生長(zhǎng)遲緩概率的影響在城市地區(qū)并不顯著。該現(xiàn)象可能源于城鄉(xiāng)基礎(chǔ)資源的差異。農(nóng)村地區(qū)缺乏基礎(chǔ)設(shè)施，醫(yī)療和衛(wèi)生覆蓋狀況不及城市，農(nóng)村地區(qū)財(cái)富-健康的梯度效應(yīng)較強(qiáng)，相對(duì)財(cái)富水平的提升對(duì)國(guó)民健康的改善具有較高的邊際收益。相比之下，由于各類資源的聚集效應(yīng)和政策傾斜，城市地區(qū)的家庭并不缺乏這類基礎(chǔ)資源，在城市地區(qū)即便是相對(duì)貧窮的家庭也能享受到基本生活和醫(yī)療保障，因此相對(duì)財(cái)富水平提高帶來的益處略有減弱。同時(shí)也存在著另一種可能性，即城市地區(qū)在改善國(guó)民健康方面的前沿技術(shù)發(fā)展與醫(yī)療資源的優(yōu)化分配已到達(dá)暫時(shí)的瓶頸，造成即便擁有過量財(cái)富也無法提升健康水平的現(xiàn)狀。

第三，在使用工具變量后，各控制變量對(duì)兒童健康具有不同程度影響。在表3的二階段最小二乘法回歸結(jié)果中，兒童月齡（Age）對(duì)兒童生長(zhǎng)遲緩概率（ST）的顯著影響系數(shù)為0.024，這意味兒童生長(zhǎng)遲緩概率隨著兒童月齡增加而增加；兒童性別（Cgender）的整體顯著影響系數(shù)為-0.064，在農(nóng)村地區(qū)為-0.072，意味著當(dāng)兒童性別為女性時(shí)生長(zhǎng)遲緩概率有所降低；家庭戶主性別（Hgender）的整體顯著影響系數(shù)為-0.054，在農(nóng)村地區(qū)為-0.089，在城市地區(qū)不顯著，意味著在農(nóng)村地區(qū)，當(dāng)戶主為女性時(shí)，兒童生長(zhǎng)遲緩概率有所降低，健康水平得到提升；母親受教育的最長(zhǎng)年限（Meduc的整體顯著影響系數(shù)為-0.005，在城市地區(qū)為-0.008，在農(nóng)村地區(qū)不顯著，說明在農(nóng)村地區(qū)，母親的受教育水平對(duì)兒童的健康幾乎沒有影響。該現(xiàn)象可能源于農(nóng)村地區(qū)教育對(duì)于兒童健康的改善受限于物質(zhì)條件，陷入了“巧婦難為無米之炊”的困局。

5 結(jié)論及政策建議

5.1 結(jié)論

本文選用2019年3月至2019年6月28日埃塞俄比亞各地區(qū)及城鄉(xiāng)人口調(diào)查的截面數(shù)據(jù)，以家庭為單位，分別選取家庭財(cái)富水平指數(shù)和兒童生長(zhǎng)遲緩概率作為相對(duì)財(cái)富水平和國(guó)民健康的代理變量，并使用家庭是否擁有銀行賬戶作為相對(duì)財(cái)富水平的工具變量，采用二階段最小二乘法、廣義矩估計(jì)等方法實(shí)證分析了相對(duì)財(cái)富水平及城鄉(xiāng)差異對(duì)國(guó)民健康的影響。本研究主要結(jié)論如下。

第一，以家庭為單位，相對(duì)財(cái)富水平對(duì)于國(guó)民健康水平有著顯著影響，提升相對(duì)財(cái)富水平能夠顯著地降低兒童生長(zhǎng)遲緩概率，提高國(guó)民健康水平。第二，相對(duì)財(cái)富水平在特定區(qū)域范圍內(nèi)對(duì)國(guó)民健康的影響存在局限性，僅在農(nóng)村地區(qū)顯著，意味著農(nóng)村地區(qū)居民的基本生存和醫(yī)療需求沒有得到滿足，貧困援助等政策存在缺口。第三，相對(duì)財(cái)富水平的提升對(duì)國(guó)民健康的影響在城市地區(qū)不顯著，表明城市地區(qū)居民相對(duì)財(cái)富水平增加對(duì)于其健康水平的提升存在邊際效益遞減問題，即在城市地區(qū)的基礎(chǔ)生存和醫(yī)療資源接近飽和、前沿技術(shù)發(fā)展和資源優(yōu)化分配達(dá)到瓶頸后，居民相對(duì)財(cái)富水平的增加對(duì)于其健康水平的改善效果不再顯著。

5.2 政策建議

上述研究結(jié)果對(duì)于“一帶一路”共建中國(guó)家和地區(qū)具有重要的政策啟發(fā)。在部分發(fā)展中國(guó)家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展由高速增長(zhǎng)逐步轉(zhuǎn)變?yōu)橹械退僭鲩L(zhǎng)，伴隨著地區(qū)經(jīng)濟(jì)梯度化不平衡發(fā)展、城鎮(zhèn)化程度持續(xù)加深、國(guó)民健康水平的提高步入深水區(qū)，本文根據(jù)研究結(jié)果，提出以下建議。

第一，縮小區(qū)域間財(cái)富和基礎(chǔ)設(shè)施差距。通過推進(jìn)新型農(nóng)村合作醫(yī)療、新農(nóng)村建設(shè)、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化等方式，防范農(nóng)村地區(qū)家庭因病致貧、貧困和疾病代際傳遞等問題，改善農(nóng)村生活條件，促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級(jí)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展提高農(nóng)村居民的收入水平。應(yīng)實(shí)施差別化地區(qū)發(fā)展政策，針對(duì)貧困地區(qū)提供更多的資金支持和優(yōu)惠政策，不斷完善城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施，促成區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的新局面。應(yīng)持續(xù)優(yōu)化農(nóng)牧林業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，發(fā)展新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)極，提高農(nóng)村地區(qū)生產(chǎn)率，降低農(nóng)村地區(qū)恩格爾系數(shù)，進(jìn)一步縮小區(qū)域差距。

第二，合理分配醫(yī)療資源?！耙粠б宦贰毖鼐€發(fā)展中國(guó)家貧困地區(qū)醫(yī)療資源相對(duì)匱乏，應(yīng)進(jìn)一步健全鄉(xiāng)村醫(yī)療衛(wèi)生體系，加大對(duì)鄉(xiāng)村醫(yī)療衛(wèi)生體系和服務(wù)網(wǎng)絡(luò)建設(shè)投入，建設(shè)更多的鄉(xiāng)村醫(yī)療機(jī)構(gòu)和社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心，提高偏遠(yuǎn)地區(qū)的醫(yī)療服務(wù)能力和水平。在相對(duì)貧困地區(qū)還應(yīng)加強(qiáng)健康教育和疾病預(yù)防宣傳，增強(qiáng)公眾的健康素養(yǎng)和疾病預(yù)防意識(shí)，降低疾病發(fā)生率。與此同時(shí)，可進(jìn)一步“集村并寨”以聚集一定量的農(nóng)村家庭，采用網(wǎng)格化管理，最大化利用資源和服務(wù)設(shè)施的規(guī)模效應(yīng)，推行醫(yī)療資源合理分配機(jī)制，加強(qiáng)醫(yī)療衛(wèi)生資源調(diào)配和共享，擴(kuò)大普惠性基本公共服務(wù)供給，提高醫(yī)療服務(wù)的公平性和可及性。

第三，持續(xù)推動(dòng)城鎮(zhèn)化發(fā)展和資源分配優(yōu)化。應(yīng)利用好城鎮(zhèn)化為健康教育和疾病預(yù)防等工作提供的廣闊空間和條件，推進(jìn)公共衛(wèi)生和醫(yī)療體系的建設(shè)和完善。建議充分利用城市地區(qū)相對(duì)富余的資金、對(duì)高質(zhì)量生活水平的需求以及優(yōu)良的科研環(huán)境，推動(dòng)相關(guān)醫(yī)療研究和醫(yī)療資源的生產(chǎn)、整合及優(yōu)化，不斷拓展國(guó)民健康水平的“上限”。同時(shí)應(yīng)注重城鎮(zhèn)資源的合理分配，提高醫(yī)療服務(wù)供給效率和水平，避免醫(yī)療資源的過度集中和浪費(fèi)，筑牢國(guó)民健康水平的“底線”。只有堅(jiān)持城鎮(zhèn)化與健康水平同步發(fā)展的原則，才能促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展和國(guó)民健康水平的不斷提升，最終實(shí)現(xiàn)由財(cái)富到健康的循環(huán)正反饋。

注釋：

①數(shù)據(jù)來源：聯(lián)合國(guó)兒童基金會(huì)發(fā)布的《2019年世界兒童狀況》。