易攀 董帥奇 紀鴻超

摘?要：本文構建了一個健康資本生產(chǎn)函數(shù)，建立了一個雙向固定效應面板模型，利用2002—2018年的省級面板數(shù)據(jù)，研究了城鎮(zhèn)化對居民健康的影響。結果表明：城鎮(zhèn)化率與圍產(chǎn)兒死亡率、孕產(chǎn)婦死亡率、傷寒和副傷寒發(fā)病率和猩紅熱發(fā)病率之間存在“U”型關系;城鎮(zhèn)化率與艾滋病發(fā)病率之間存在“倒U”型關系;這種“U”或“倒U”的轉折點在城鎮(zhèn)化率的55%—60%之間。此外，文章通過一些方法緩解了內生性，并進行了穩(wěn)健性檢驗。

關鍵詞：城鎮(zhèn)化?居民健康?傳染病發(fā)病率?孕產(chǎn)婦死亡率?圍產(chǎn)兒死亡率?

一、引言

本文的研究在宏觀上考察了城鎮(zhèn)化對居民健康狀況的影響，具有重大的理論意義和現(xiàn)實意義。首先，中國仍處于城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展階段。2020年，城鎮(zhèn)化率為6389%;預計到2030年，將達到70%[1]。其次，健康是永恒的話題，是生存的基礎。再次，黨和政府一直都高度重視人民的健康問題。“十九大報告”將“健康中國”作為戰(zhàn)略目標納入了國家基本方略。這表明黨和政府對于人民健康的重視和關切達到了前所未有的高度，也預示著中國的城鎮(zhèn)化將會更加重視居民健康問題。最后，我們在宏觀上評估了城鎮(zhèn)化對居民健康狀況的影響?；蛟S這一點具有更為重要的意義。從現(xiàn)有文獻來看，絕大多數(shù)研究要么是分析影響的具體的途徑和機制[2—4]，要么是基于微觀調查數(shù)據(jù)的針對部分特定群體的評估[5，6]。雖然，這有助于把握同城鎮(zhèn)化相關的具體因素與居民健康的關系，或者有助于了解城鎮(zhèn)化對特定群體健康的影響，但是不利于管理部門在宏觀上全面掌握城鎮(zhèn)化對居民健康狀況的影響。因此，研究中國的城鎮(zhèn)化對居民健康的影響是具有重大意義的。

關于中國城鎮(zhèn)化對居民健康影響的宏觀評價的研究是非常少的。在這些研究當中，一些認為城鎮(zhèn)化對居民健康狀況有正向的影響[7]，而另一些認為是負向影響[8]。從影響的渠道和機制來看，城鎮(zhèn)化對居民健康的影響亦是既有正向的又有負向的。一方面，城市提供了更多和更好的教育、就業(yè)、收入、服務和文化等方面的機會。另一方面，城鎮(zhèn)化不但增加了居民接觸主要疾病風險因素的機會，而且使得環(huán)境退化和人口需求超過城市的服務能力，也帶來了更多的化學和物理危害。顯然，關于城鎮(zhèn)化對健康總的影響在理論上并沒有一個統(tǒng)一的結論。

那么，從宏觀上來講，城鎮(zhèn)化對居民健康到底存在什么樣的影響？本文構建了一個健康資本生產(chǎn)函數(shù)，建立了一個雙向固定效應的面板模型，結合2002—2018年中國大陸30個省級行政區(qū)（不含西藏）的面板數(shù)據(jù)，在宏觀上評估了城鎮(zhèn)化對居民健康狀況的影響。本文研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化率與圍產(chǎn)兒死亡率、孕產(chǎn)婦死亡率、傷寒和副傷寒發(fā)病率和猩紅熱發(fā)病率之間存在“U”型關系;城鎮(zhèn)化率與艾滋病發(fā)病率之間存在“倒U”型關系;這種“U”或“倒U”的轉折點在城鎮(zhèn)化率的55%—60%之間。

二、文獻回顧和研究假說

（一）城鎮(zhèn)化對居民健康的影響

1城鎮(zhèn)化影響健康的主要途徑。首先，城市具有更多的生物、化學及物理危害，這些會帶來更多的疾病風險。在城鎮(zhèn)化過程中，工業(yè)化和汽車保有量增加等會帶來生態(tài)環(huán)境污染[2]。機動車數(shù)量的快速增長導致許多城市的空氣質量遠遠超過健康標準，其排放的臭氧和可吸入顆粒物等還是光化學煙霧的主要來源[9]，此外，城鎮(zhèn)化還使得交通事故成為中國主要的事故傷亡原因[10]。第二，城鎮(zhèn)化引發(fā)了社會結構、職業(yè)活動、社會經(jīng)濟地位和飲食習慣的變化，可能增加神經(jīng)精神疾病、心血管疾病和其他非傳染性慢性病等疾病風險[3]。在城市快節(jié)奏的生活條件下，缺乏鍛煉、飲食不合理、心理壓力大、作息不規(guī)律、精神緊張、睡眠不足和長期情緒不佳等現(xiàn)象普遍存在[11，12]。越來越多的人處于亞健康狀態(tài)，并且有多達三分之一的成年人經(jīng)歷了六個月或更長時間的慢性疲勞[13]。然而，疲勞常導致焦慮和抑郁，甚至可引起各種與生物調節(jié)和免疫系統(tǒng)相關的疾病[14]，從而也更容易感染傳染病。此外，城鎮(zhèn)化使得人們更多地從事久坐不動的職業(yè)和缺乏體育鍛煉，從而導致肥胖和患有高血壓的人數(shù)急劇增加[15]。第三，城市化促進了農(nóng)村與城市之間和城市與城市之間的商業(yè)和娛樂的人口流動，同時城市也往往是交通樞紐，這使得傳染病流行的頻率和范圍的增加[3，4]。第四，由于城鎮(zhèn)有更好的醫(yī)療條件，城鎮(zhèn)居民往往能獲得更好的醫(yī)療服務[16，17]。第五，隨著城鎮(zhèn)化的發(fā)展，城市人口規(guī)模和密度不斷增加，城市變得越來越擁擠，大型社會活動和市場活動也會越來越多。這些增加了呼吸同一空氣的人數(shù)和人們接觸同一公共設施和物品表面的次數(shù)，導致疾病更快地傳播[17，18]。第六，城鎮(zhèn)居民往往能接受更好的教育，獲得更高的經(jīng)濟收入，進而提高城鎮(zhèn)居民的健康水平[16]。綜上所述，從影響機制角度看，城鎮(zhèn)化對居民健康的影響既有正向的又有負向的。

2城鎮(zhèn)化對居民健康總的影響。有些學者在宏觀上分析了城鎮(zhèn)化對健康總的影響，也有些學者針對部分特定群體進行了研究。比如，程明梅等發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化率上升10%，預期壽命增加037%，新生兒死亡率下降248%[7];吳曉瑜等認為城鎮(zhèn)化對健康負面影響大于正面影響[8];劉國峰等認為城鎮(zhèn)化水平較低時對居民健康產(chǎn)生負向影響，而在較高水平時又會產(chǎn)生正向影響[6];成前等利用CLDS調查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)在城鎮(zhèn)化過程中的農(nóng)業(yè)人口市民化顯著提升了農(nóng)業(yè)轉移人口的健康水平[5]。

總的來說，不管是在方式和機制上還是在宏觀上，城鎮(zhèn)化對居民健康狀況的影響既有正向的又有負向的。關于中國城鎮(zhèn)化對居民健康影響的文獻并不多，并且存在以下問題。第一，關于城鎮(zhèn)化對居民健康的影響，絕大多數(shù)研究得出的結論要么是負向的，要么就是正向的，相互之間顯得非常矛盾。本文認為這主要是健康狀況指標選擇的不同和研究的時間窗口較短導致的。第二，以往的類似研究主要以人口死亡率、圍產(chǎn)兒死亡率、孕產(chǎn)婦死亡率、預期壽命或者其中個別居民健康狀況指標作為研究對象，也有些研究以被調查人員的主觀自評健康狀況作為研究對象。人口死亡率受人口老齡化程度的影響很大;預期壽命的數(shù)據(jù)根據(jù)人口普查數(shù)據(jù)計算，從而缺失年份太多;主觀自評的健康狀況存在較大的誤差，缺乏客觀性。因此，在上述指標中，本文僅選擇了圍產(chǎn)兒死亡率、孕產(chǎn)婦死亡率作為研究對象。當前，傳染病仍然是包括中國在內的廣大發(fā)展中國家面臨的一個重大問題。即便在發(fā)達國家，艾滋病等傳染病依然是衛(wèi)生管理部門面臨的一個重要挑戰(zhàn)。因此，本文還對各類不會或基本不會受到疫苗預防影響的、穩(wěn)定報告的、甲乙類法定報告?zhèn)魅静〉陌l(fā)病率和城鎮(zhèn)化的關系進行了研究。

（二）研究假說

以往的研究認為城鎮(zhèn)化對居民健康的影響既有正向的又有負向的。那么從宏觀上看，“‘正向的影響’-‘負向的影響’”的差究竟是正的還是負的呢？下文通過分析城鎮(zhèn)化對各類健康指標的影響來探討這個問題，提出相應的假說。

1城鎮(zhèn)化對婦幼健康的影響分析。婦幼健康通過圍產(chǎn)兒死亡率和孕產(chǎn)婦死亡率來反映。隨著城鎮(zhèn)化水平的提高，醫(yī)療條件和收入水平都會提高，生命安全得到極大的保障;宮頸癌及乳腺癌篩查等預防保健服務、孕產(chǎn)婦產(chǎn)前檢查率及兒童免疫等公共衛(wèi)生服務利用率也將提升，這些健全的衛(wèi)生服務將極大的降低圍產(chǎn)兒及孕產(chǎn)婦的死亡風險[19]。因此，在城鎮(zhèn)化水平較低時，圍產(chǎn)兒及孕產(chǎn)婦的死亡風險會顯著下降。但是，隨著城鎮(zhèn)化進一步發(fā)展，環(huán)境的改變、人們長期久坐和缺乏運動等不良生活習慣的養(yǎng)成、晚婚晚育比例的逐步提升以及肥胖和糖尿病比例的增加等因素引起妊娠高危并發(fā)癥、先天性畸形、遺傳性疾病的發(fā)生幾率增加[20]。這些負面效應是圍產(chǎn)兒及孕產(chǎn)婦死亡率增加的重要原因。

假說1：城鎮(zhèn)化與圍產(chǎn)兒死亡率和孕產(chǎn)婦死亡率之間存在“U”型關系，邊際效應先為負并逐漸減小，到轉折點后，又會為正并逐漸增加。

2城鎮(zhèn)化對糞口傳播傳染病和呼吸道傳染病的影響分析。這兩類傳染病分別主要通過糞口和飛沫傳播。它們發(fā)生與暴發(fā)或流行主要與居民免疫能力、基礎環(huán)境衛(wèi)生設施、人群密集程度和人口流動有關。在城鎮(zhèn)化發(fā)展的初期，隨著城鎮(zhèn)化的發(fā)展，居民收入水平和醫(yī)療服務的可獲得性與可及性的不斷提高，以及更好的惠民利民的免疫預防政策和健康教育等正面影響，使得這些疾病的發(fā)病率顯著降低。然而，隨著城鎮(zhèn)化的進一步發(fā)展，精神壓力增大和生活方式改變等問題越來越突出，導致許多人群處于亞健康狀態(tài)，從而感染疾病的風險大幅提高[21]。城市人口的膨脹也使得城市變得越來越擁擠，而擁擠的城市增加了呼吸同一空氣的人數(shù)，增加了許多人接觸同一表面的次數(shù)，導致糞口傳播疾病和呼吸道疾病更快地傳播[17，18]。現(xiàn)代流行病學的研究也表明，當人口密度增加，疫病基本傳染系數(shù)必然是指數(shù)型增加的[22]。此外，城市往往是交通樞紐，而且城市人口的流動性通常也很高，這使得傳染病流行的頻率和范圍的增加[17]。因此，隨著城市化的發(fā)展，這類疾病的發(fā)病率先逐漸下降，到達拐點時，又會顯著升高[23]。傷寒、副傷寒是典型的糞口傳播傳染病，猩紅熱則是的呼吸道傳染病。因此，本文在實證分析結果部分著重研究城鎮(zhèn)化對傷寒、副傷寒發(fā)病率和猩紅熱發(fā)病率的影響。

假說2：城鎮(zhèn)化與傷寒、副傷寒發(fā)病率和猩紅熱發(fā)病率之間存在“U”型關系，邊際效應先為負并逐漸減小，到轉折點后，又會為正并逐漸增加。

3城鎮(zhèn)化對性傳染病的影響分析。性傳染病主要通過性接觸傳播，部分還可以通過血液傳播。艾滋病是典型的性傳播疾病。因此，本文在實證分析結果部分著重研究城鎮(zhèn)化對艾滋病發(fā)病率的影響。在城鎮(zhèn)化水平較低時，首先，農(nóng)村剩余勞動力大量涌入城市，而這些人大多數(shù)處于性生理活躍期，并且往往與家人分離，傾向于尋求性刺激[18，24];其次，城鎮(zhèn)化的發(fā)展促使性服務獲得渠道增加，而這部分人群往往缺乏對艾滋病等性傳染病傳播的認知[25];再次，從農(nóng)村遷移到城市的過程中，個體可能不再受傳統(tǒng)價值觀的束縛，從而導致性濫交增多，增加了感染艾滋病毒的可能性[26];最后，由于收入水平較低，而血液交易的渠道的可獲得性較高，不法商家使用非一次性的醫(yī)療器械的行為使得可以通過血液傳播的性傳染病的傳播可能性提高。因此，艾滋病等性傳染病的發(fā)病率則隨著城鎮(zhèn)化的發(fā)展而快速增長[27]。然后，隨著城鎮(zhèn)化水平進一步的提高，這類疾病的高發(fā)病率受到各方的關注，政府也采取了一系列的干預措施。第一，衛(wèi)生部門和教育部門的大量宣教和干預工作加深了人們對于艾滋病等性傳染病的認知，提高了人們的防病意識和自我保護意識[28]。第二，公安部門加大了對商業(yè)性行為的打擊力度，致使目標人群對商業(yè)性行為獲得的可能性大幅度下降[29]。第三，政府禁止了血液制品的買賣，推行一次性醫(yī)療針頭的使用，這大大降低了通過血液傳播疾病的可能性。另外，當城鎮(zhèn)化水平較高時，政府可以開展更大規(guī)模的保健運動，人們可以獲得更多健康教育、疾病診斷的機會[30]。因此，艾滋病等性傳染病的發(fā)病率也就顯著下降了。

假說3：城鎮(zhèn)化與艾滋病發(fā)病率之間存在“倒U”型關系，邊際效應先為正并逐漸減小，到轉折點后，又會為負并逐漸增加

三、模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）計量模型

本文的分析基于Grossman提出的健康資本生產(chǎn)理論[31]。該理論認為，消費、醫(yī)療保健服務消費和個人投入健康生產(chǎn)的時間為健康資本生產(chǎn)的投入要素，而生活環(huán)境、教育等為影響健康資本生產(chǎn)效率的“環(huán)境變量”。受教育水平的提高會使得人們擁有更多的健康信息，實現(xiàn)更高的健康生產(chǎn)效率，也就更加容易獲得更多的健康資本[31]。由于生活飲用水質量、空氣質量、醫(yī)療條件等對人的健康至關重要，本文將其作為健康生產(chǎn)函數(shù)重要的“環(huán)境變量”。為了研究城鎮(zhèn)化對居民健康的影響，本文把城鎮(zhèn)化作為健康資本生產(chǎn)函數(shù)的“環(huán)境變量”。

基于健康資本生產(chǎn)理論，并結合對健康影響因素的相關研究的系統(tǒng)歸納，本文將通過以下健康資本生產(chǎn)函數(shù)模型研究城鎮(zhèn)化對健康的影響。

其中，H表示人的健康水平;C表示除醫(yī)療保健之外的其他消費，M表示醫(yī)療保健消費，Y表示年齡;U表示城鎮(zhèn)化水平，D表示受教育程度，S表示醫(yī)療條件，W表示生活飲用水質量，A空氣質量。

根據(jù)式（1）和研究假說，選擇如下計量模型：

其中，β和γ表示對應的系數(shù)，α為常數(shù)項，health表示居民健康水平，urbanrate為城鎮(zhèn)化率，X為控制變量集，下標i表示i省，下標t表示t年，μi是個體效應，λt是時間效應，εit為隨個體與時間而改變的擾動項。

（二）變量選擇與數(shù)據(jù)來源

1被解釋變量。被解釋變量是各種居民的健康狀況指標。本文選擇了圍產(chǎn)兒死亡率、孕產(chǎn)婦死亡率、傷寒和副傷寒發(fā)病率、猩紅熱發(fā)病率和艾滋病發(fā)病率作為被解釋變量。猩紅熱和艾滋病目前還沒有疫苗可預防;傷寒和副傷寒雖然有疫苗，但有效預防的期限較短，接種率也很低。因此，選擇這三種傳染病發(fā)病率作為被解釋變量是合理的，基本不會受到疫苗預防的影響。該部分數(shù)據(jù)來源于《中國衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒》。

2解釋變量。本文將城鎮(zhèn)化率和城鎮(zhèn)化率的平方作為解釋變量。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。表1為各變量的描述性統(tǒng)計結果。

3控制變量。（1）其他消費支出可以用居民消費水平減去人均醫(yī)療保健個人支出計算得到，并且以2018年為基年用CPI進行了換算。其中，人均醫(yī)療保健個人支出=（城鎮(zhèn)人均醫(yī)療保健個人支出*城鎮(zhèn)人口數(shù)+農(nóng)村人均醫(yī)療保健個人支出*農(nóng)村人口數(shù)）/總人口數(shù)。（2）本文用人均醫(yī)療衛(wèi)生機構總費用來衡量醫(yī)療保健支出用。同樣的，本文也以2018年為基年用CPI對人均醫(yī)療衛(wèi)生機構總費用進行了換算。（3）年齡要素將使用65歲及以上人口占總人數(shù)比例百分數(shù)來衡量。（4）對于教育、衛(wèi)生醫(yī)療條件、生活飲用水質量、空氣質量等“環(huán)境變量”，本文分別采用受初中及以上教育人口比重和受大專及以上教育人口比重、每千人衛(wèi)生技術人員數(shù)、城市供水設施供給居民家庭用水的人口占總人口比重、單位國土面積二氧化硫排放量來衡量。數(shù)據(jù)來源于《中國衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。

四、實證分析結果

（一）基準回歸結果

經(jīng)檢驗，回歸結果的殘差項存在組間異方差、組內自相關和截面相關問題。因此，對于模型（2）的回歸估計，本文使用Driscoll和Kraay的方法計算標準誤差，可以有效地處理“三大問題”[32]。此外，為了討論是否應該在回歸模型中加入解釋變量二次項的問題，本文也對不包含二次項的模型進行了回歸。表2同時列出了模型（2）和剔除城鎮(zhèn)化率二次項的模型（2）的估計結果。回歸結果顯示：第一，對于不包含城鎮(zhèn)化率二次項的回歸模型，它的城鎮(zhèn)化率的估計系數(shù)均不具有統(tǒng)計上顯著性。這說明以往類似文獻的結論可能是不正確的。一個可能的原因是這些文獻的樣本時間窗口較短。第二，urbanrate和urbanrate2的回歸系數(shù)均在統(tǒng)計上顯著。與不含城鎮(zhèn)化率二次項的模型相比，選擇模型（2）是穩(wěn)健的。第三，對于圍產(chǎn)兒死亡率、孕產(chǎn)婦死亡率、傷寒副傷寒發(fā)病率和猩紅熱發(fā)病率等居民健康指標，其城鎮(zhèn)化率的系數(shù)為正，城鎮(zhèn)化率平方的系數(shù)為負;而對于艾滋病發(fā)病率，城鎮(zhèn)化率的系數(shù)則為負，城鎮(zhèn)化率平方的系數(shù)為正。這說明城鎮(zhèn)化率與這些居民健康狀況指標之間可能存在“U”或者“倒U”型關系。

（二）內生性問題

內生性主要來源是測量誤差、遺漏變量、互為因果等。本文的數(shù)據(jù)均來源于權威的統(tǒng)計年鑒，可以降低測量誤差。然而，互為因果和遺漏變量產(chǎn)生的內生性問題仍然是要解決的一個重要問題。首先，城鎮(zhèn)化影響居民健康狀況;反過來，城鄉(xiāng)居民之間的這種健康狀況的差異又會影響城鎮(zhèn)化，因為城鎮(zhèn)化對健康的影響的預期是人們決定居住在城市還是鄉(xiāng)村的一個重要因素。其次，在建立計量模型時，不可能把全部影響因素作為控制變量引入模型，并且采用固定效應模型僅僅能夠解決不隨時間而變化的無法觀測的因素導致的內生性問題。因此，本文通過將解釋變量和控制變量滯后一期的方法和兩階段最小二乘法對內生性問題做進一步處理。

本文將所有解釋變量和控制變量都滯后一期?；貧w結果見表4。將表4的結果與基準回歸結果對比可以發(fā)現(xiàn)，兩者沒有實質性的變化。為了進一步弱化內生性的影響，本文選取了“第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重”和“人均城市道路面積的對數(shù)”作為工具變量，對全樣本進行兩階段回歸估計。現(xiàn)有研究表明，第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重和城鎮(zhèn)化之間具有相關性。一方面，城鎮(zhèn)化水平提升會加速第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展[34]。另一方面，第三產(chǎn)業(yè)又推動了城鎮(zhèn)化發(fā)展，并且以第三產(chǎn)業(yè)為主的城市往往規(guī)模也更大[35]。從外生性角度來看，第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重反映的是產(chǎn)業(yè)結構的發(fā)展，不受居民健康狀況的影響，也不會直接影響居民健康。人均城市道路面積從基礎設施層面反映了城鎮(zhèn)化水平，與城鎮(zhèn)化水平高度相關，并且也不直接影響居民健康。這說明本文選擇的工具變量是合適的。本文還用Anderson?LM檢驗、Cragg-Donald?Wald?F檢驗和Sargan統(tǒng)計量分別進行了不可識別檢驗、弱工具變量檢驗和過度識別檢驗。檢驗結果也表明本文的選擇是合適的。將表5與表2、表3對比發(fā)現(xiàn)，本文的基本結論亦沒有發(fā)生實質性的變化。

（三）穩(wěn)健性檢驗

2018年，北京、天津和上海的城鎮(zhèn)化率達到85%左右，遠高于同期的全國平均水平，并且北京和上海的城鎮(zhèn)化率在樣本期內基本沒有增加，上海的城鎮(zhèn)化率甚至還在上下波動。此外，這三地的城鎮(zhèn)人口增量絕大多數(shù)是來自外省的移民和流動人口。這些特點都與其他省份顯著不同，從而可能影響本文的回歸結果。為了消除這種干擾，將北京、天津和上海刪除。表6為回歸結果，與基準回歸結果基本一致。

五、結論與建議

本文基于Grossman的健康需求理論構建了一個健康資本生產(chǎn)函數(shù)，建立了一個雙向固定效應面板模型，利用省級面板數(shù)據(jù)進行了實證分析。結果表明，城鎮(zhèn)化率與圍產(chǎn)兒死亡率、孕產(chǎn)婦死亡率、傷寒副傷寒發(fā)病率和猩紅熱發(fā)病率之間存在“U”型關系;城鎮(zhèn)化率與艾滋病發(fā)病率之間存在“倒U”型關系;城鎮(zhèn)化率對這些居民健康狀況指標的影響的“U”形或“倒U”形的轉折點在55%—60%之間。

既然城鎮(zhèn)化對居民健康狀況指標的影響既可能是“U”型又可能是“倒U”型，各地在制定相關政策時，就必須考慮城鎮(zhèn)化發(fā)展水平。對于城鎮(zhèn)化水平較低的地區(qū)，應該針對“倒U”型的居民健康指標提出合理的政策，降低此類指標的極值，促使轉折點往“左”移動。相反，對于城鎮(zhèn)化水平較高的地區(qū)，就應該著重考慮“U”型的居民健康指標，降低極值，促使轉折點往“右”移動?？偟膩碚f，政府應針對不同的健康狀況指標，降低城鎮(zhèn)化帶來的負面影響，使得各類居民健康指標均隨著城鎮(zhèn)化的發(fā)展而改善。此外，本文的研究只分析了一部分居民健康狀況指標。然而，居民健康狀況指標是一個較為龐大的體系，慢性病的患病風險隨著城市化的發(fā)展而逐漸升高。因此，政府應進一步完善公共衛(wèi)生監(jiān)測制度和體系，創(chuàng)建高質量的居民衛(wèi)生與健康數(shù)據(jù)庫，以便于更好更全面地把握居民健康狀況及其影響因素，探索改善居民健康狀況的方法。此外，城市帶來的聚集效應是中國經(jīng)濟發(fā)展的主要動力，也帶來了許多健康問題。與此同時，城市也是知識和人才聚集的高地，也只有城市才可能匯集來自多個學科和部門的群體。政府應充分發(fā)揮城鎮(zhèn)化的這種優(yōu)勢，集中來自各個學科的知識，創(chuàng)造一種有利于產(chǎn)生創(chuàng)新的和綜合的健康問題解決方案的環(huán)境。在實現(xiàn)人口城鎮(zhèn)化的同時，也要注意解決城鎮(zhèn)化帶來健康問題，實現(xiàn)人口健康狀況的不斷改善。

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〔易攀、董帥奇、紀鴻超（通訊作者），河南大學中原發(fā)展研究院〕