國民相對財(cái)富水平對國民健康水平的影響
——以埃塞俄比亞為例

池明錕

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

1 域外國民健康水平概述

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

1.1 域外兒童健康發(fā)展情勢

2018年，在全球5歲以下兒童中，仍有1.49億出現(xiàn)生長遲緩，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。受貧困和社會排斥的影響，最弱勢的兒童面臨著最大的各種形式營養(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”共建國家和地區(qū)國民健康危機(jī)逐漸顯現(xiàn)

埃塞俄比亞是“一帶一路”共建國家之一，也是我國推動區(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)“中國模式”，引進(jìn)中國資金和技術(shù)，在過去20年內(nèi)GDP翻了近10倍，年均GDP增長率超過9%，人均GDP在2021年達(dá)到925美元，成為21世紀(jì)經(jīng)濟(jì)增速最快的國家[1]。然而，其國民健康危機(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遲緩的問題[2]。與此同時(shí)，埃塞俄比亞的GDP年增長率從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)致生長遲緩和營養(yǎng)不良人數(shù)進(jìn)一步增加。

“一帶一路”沿線相對貧困地區(qū)的人群正承受著各種健康問題的重壓，單純地分析絕對財(cái)富增長與國民健康的關(guān)系無法滿足發(fā)展中國家社會發(fā)展的需求。區(qū)域間國民財(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)增長和國家發(fā)展。厘清相對財(cái)富水平對國民健康的影響，有助于“一帶一路”共建國家與地區(qū)因地制宜、“對癥下藥”，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)國民健康與經(jīng)濟(jì)的共同發(fā)展。

2 文獻(xiàn)綜述

相對財(cái)富水平對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：健康對財(cái)富造成影響、財(cái)富對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，母親和胎兒的營養(yǎng)狀況對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)國家中，收入不平等與國民健康平均水平的變化之間的聯(lián)系仍然存在爭議[5]。但在2002年，Deaton研究發(fā)現(xiàn)，以美國為代表，在較貧窮、受教育程度和社會地位較低的人群中，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)期壽命與國內(nèi)生產(chǎn)總值密切相關(guān)，經(jīng)濟(jì)增長和社會發(fā)展對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)境對該對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)展中國家，財(cái)富水平對男孩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財(cái)富與健康的關(guān)系，但隨著發(fā)展中國家經(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)展不平衡及相對財(cái)富水平提升帶來的邊際收益遞減等與國民健康之間關(guān)系的研究有待完善。

當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展承壓、社會總財(cái)富增長受到限制時(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、影響因素以及其對國民健康的潛在影響。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，如何與國民健康相關(guān)聯(lián)。同時(shí)，應(yīng)考慮收入再分配政策、社會保障機(jī)制和教育醫(yī)療資源的公平分配等因素，以評估相對財(cái)富水平提升對國民健康的實(shí)際影響，以多學(xué)科的視角進(jìn)行綜合研究，為發(fā)展中國家突破中等收入陷阱，實(shí)現(xiàn)社會公平與經(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)來源于美國國際開發(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遲緩（ST）。

兒童時(shí)期的健康狀況對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遲緩（ST）作為國民健康的代理變量。通過將兒童的年齡身高比與世界衛(wèi)生組織兒童生長標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行比較，計(jì)算出年齡身高Z評分（HAZ），以是否低于世界衛(wèi)生組織兒童生長標(biāo)準(zhǔn)的2個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差來判斷兒童是否生長遲緩，如果兒童生長遲緩，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。評分結(jié)果將樣本中的家庭分為從貧困到富裕5個(gè)等級（1～5），每個(gè)等級包含總樣本家庭數(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到的因素對家庭相對財(cái)富水平和國民健康產(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)對兒童生長遲緩概率的因果影響。如果β為負(fù)且顯著，表明家庭相對財(cái)富水平的提升可以減少兒童生長遲緩的概率，即能夠提高國民健康水平。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5歲以下兒童生長遲緩概率（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）對兒童生長遲緩概率（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別檢驗(yàn)。通過常識分析，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，以揭示家庭相對財(cái)富水平與國民健康之間的關(guān)系。最終，得出以下實(shí)證結(jié)果。

第一，家庭相對財(cái)富水平對于降低兒童生長遲緩的概率和提高國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）對兒童生長遲緩概率（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，相對財(cái)富水平每提升一個(gè)等級（約20%人口為一等級），該家庭5歲以下的兒童生長遲緩概率降低4.8%。換言之，在總資源量一定的情況下，相對富裕家庭比相對貧窮家庭更容易獲得充足的營養(yǎng)、良好的醫(yī)療資源、優(yōu)良的孕育兒童的環(huán)境，從而降低兒童生長遲緩的概率，進(jìn)而達(dá)到更高的健康水平。

第二，家庭相對財(cái)富水平對國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）與兒童生長遲緩概率（ST）顯著負(fù)相關(guān)，家庭財(cái)富水平指數(shù)（WI）對兒童生長遲緩概率（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，相對財(cái)富水平每提升一個(gè)等級，該家庭5歲以下的兒童生長遲緩概率下降4.8%，但家庭相對財(cái)富水平提升對兒童生長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)，相對財(cái)富水平的提升對國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)即便是相對貧窮的家庭也能享受到基本生活和醫(yī)療保障，因此相對財(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）對兒童生長遲緩概率（ST）的顯著影響系數(shù)為0.024，這意味兒童生長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)，兒童生長遲緩概率有所降低，健康水平得到提升；母親受教育的最長年限（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)和兒童生長遲緩概率作為相對財(cái)富水平和國民健康的代理變量，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)證分析了相對財(cái)富水平及城鄉(xiāng)差異對國民健康的影響。本研究主要結(jié)論如下。

第一，以家庭為單位，相對財(cái)富水平對于國民健康水平有著顯著影響，提升相對財(cái)富水平能夠顯著地降低兒童生長遲緩概率，提高國民健康水平。第二，相對財(cái)富水平在特定區(qū)域范圍內(nèi)對國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，相對財(cái)富水平的提升對國民健康的影響在城市地區(qū)不顯著，表明城市地區(qū)居民相對財(cái)富水平增加對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，居民相對財(cái)富水平的增加對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)果對于“一帶一路”共建中國家和地區(qū)具有重要的政策啟發(fā)。在部分發(fā)展中國家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展由高速增長逐步轉(zhuǎn)變?yōu)橹械退僭鲩L，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)展中國家貧困地區(qū)醫(yī)療資源相對匱乏，應(yīng)進(jìn)一步健全鄉(xiāng)村醫(yī)療衛(wèi)生體系，加大對鄉(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，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)相對富余的資金、對高質(zhì)量生活水平的需求以及優(yōu)良的科研環(huán)境，推動相關(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)國民經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展和國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)合國兒童基金會發(fā)布的《2019年世界兒童狀況》。