城鎮(zhèn)化、社會經(jīng)濟地位與居民健康差距

程明梅 余 倩

1.中南財經(jīng)政法大學(xué)財政稅務(wù)學(xué)院 湖北武漢 430073 2.中南財經(jīng)政法大學(xué)公共管理學(xué)院 湖北武漢 430073

1 引言

改革開放以來,在國家政策和經(jīng)濟發(fā)展的雙重推動下,中國城鎮(zhèn)化取得重大進展。2021年第七次全國人口普查結(jié)果顯示,中國城鎮(zhèn)居住人口已達9億,占全國總?cè)丝诘谋戎剡_63.89%,與2010年相比上升了14.21%。[1]黨的二十大報告進一步將新型城鎮(zhèn)化作為當(dāng)前和未來時期全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家的重要戰(zhàn)略。中共中央、國務(wù)院印發(fā)的《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃(2014—2020年)》明確指出,新型城鎮(zhèn)化是“以人為本”的城鎮(zhèn)化,其核心是提升人民群眾的獲得感和幸福感,而國民健康水平是其中重要的衡量指標(biāo)之一。城鎮(zhèn)化在促進我國經(jīng)濟高速增長的同時,也給維護和促進居民健康帶來新的挑戰(zhàn)。其中,慢性病已成為我國居民的主要死因和疾病負擔(dān)。數(shù)據(jù)顯示,2019年我國因慢性病導(dǎo)致的死亡比例達到88.5%,由此產(chǎn)生的疾病經(jīng)濟負擔(dān)占醫(yī)療費用的比例高達70%。[2]鑒于城鎮(zhèn)化可能帶來的健康風(fēng)險,世界衛(wèi)生組織早在2010年將“城市化與健康”作為世界衛(wèi)生日的主題。《“健康中國2030”規(guī)劃綱要》提出,要將健康融入所有政策,切實提高居民的健康水平。然而,現(xiàn)有研究多關(guān)注城鎮(zhèn)化對居民消費、貧困和收入不平等方面的影響,對居民健康的關(guān)注不夠。[3-4]城鎮(zhèn)化能否作為推進“健康中國”戰(zhàn)略實現(xiàn)的有效路徑,仍是一個有待深入探討的問題。

理論上,城鎮(zhèn)化對居民健康的影響存在不同的效應(yīng)。一方面,城鎮(zhèn)化會帶來較多的就業(yè)機會和較高的收入水平,居民可以獲取較好的醫(yī)療資源和豐富的健康信息,從而有利于促進健康。[5-6]另一方面,城鎮(zhèn)化伴隨著較多的環(huán)境污染、較大的工作壓力和不健康的生活方式,從而降低健康水平。[7-8]實證上,由于研究內(nèi)容、指標(biāo)選取、數(shù)據(jù)來源和研究方法等不同,研究結(jié)論存在較大差異。主要存在以下三種觀點:第一,城鎮(zhèn)化改善了居民健康。程明梅等人利用省級面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),城鎮(zhèn)化率每上升10%,人均預(yù)期壽命增加0.27%,新生兒死亡率下降2.48%。[9]第二,城鎮(zhèn)化存在健康惡化效應(yīng)。Van de Poel等發(fā)現(xiàn),城鎮(zhèn)化率每增加一個百分點,中國居民自評健康狀況較差的概率增加4～5.5個百分點。[10]第三,城鎮(zhèn)化與居民健康間存在非線性關(guān)系。易攀等發(fā)現(xiàn),城鎮(zhèn)化與居民健康間存在“U”型關(guān)系,其中“U”型曲線轉(zhuǎn)折點位于55%～60%之間。[11]因此,在中國快速城鎮(zhèn)化的進程中,城鎮(zhèn)化對居民健康到底產(chǎn)生了怎樣的影響?這種影響在不同社會經(jīng)濟地位居民之間是否存在差異?城鎮(zhèn)化是擴大還是縮小了不同社會經(jīng)濟地位居民之間的健康差距?其內(nèi)在影響機制是什么?基于此,本文利用1991—2015年“中國健康與營養(yǎng)調(diào)查”數(shù)據(jù)對上述問題進行探討,為認(rèn)識城鎮(zhèn)化的健康效應(yīng)、明確疾病干預(yù)的重點領(lǐng)域和人群、完善新型城鎮(zhèn)化和“健康中國”戰(zhàn)略提供參考。

2 研究設(shè)計

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于“中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(China Health and Nutrition Survey,CHNS)”1991—2015年九輪調(diào)查數(shù)據(jù)。該調(diào)查是由中國疾病預(yù)防控制中心與美國北卡羅來納大學(xué)聯(lián)合實施、涵蓋中國12個省、直轄市的大規(guī)模縱向調(diào)查。本文選取18歲及以上的成年人為分析樣本,在剔除核心變量存在缺失的觀測值后,最終得到樣本數(shù)為137 153(1)各年份樣本分布情況:N1991=11 095; N1993=10 729; N1997=11 872; N2000=13 172; N2004=13 109; N2006=15 928; N2009=16 268; N2011=19 653; N2015=25 327。,其中連續(xù)追蹤三期及以上的樣本數(shù)為80 446(58.65%)。

2.2 變量測量

2.2.1 被解釋變量

選取四周患病率、慢性病患病率和患病數(shù)量來測量居民的健康狀況。與自評健康等主觀指標(biāo)相比,四周患病率、慢性病患病率是基于醫(yī)生診斷的客觀指標(biāo),因而測量誤差較小。四周患病率通過詢問被調(diào)查者過去四周是否生病來測量。慢性病患病率則是通過詢問被調(diào)查者是否被醫(yī)生給出過相關(guān)疾病的診斷來確定。本文選取六種常見的慢性病:高血壓、糖尿病、心肌梗死、中風(fēng)、哮喘、癌癥。針對以上任一種慢性病,被調(diào)查者回答為“是”,則定義為患有慢性病。在此基礎(chǔ)上,進行加總得到慢性病的患病數(shù)量。

2.2.2 核心解釋變量

采用Jones-Smith 和 Popkin構(gòu)建的城鎮(zhèn)化指數(shù)來衡量城鎮(zhèn)化水平。[12]利用從CHNS社區(qū)調(diào)查收集的數(shù)據(jù),選取能反映城鎮(zhèn)化特征的多維指標(biāo),賦予相應(yīng)的權(quán)重,計算得到一個綜合數(shù)值,取值范圍為[0,1],取值越大表示城鎮(zhèn)化水平越高。該指數(shù)衡量了城鎮(zhèn)化的11個方面特征:人口密度、經(jīng)濟活動、傳統(tǒng)市場、現(xiàn)代市場、交通和醫(yī)療基礎(chǔ)設(shè)施、衛(wèi)生、通訊、社會服務(wù)、多樣性和住房。詳細編制程序和數(shù)據(jù)集可在CHNS網(wǎng)站上查閱。

現(xiàn)有研究通常也會使用城鄉(xiāng)行政二分法或單一連續(xù)變量(例如人口規(guī)模)來衡量城鎮(zhèn)化。但有學(xué)者發(fā)現(xiàn)這些測量不足以精確評估導(dǎo)致居民健康變化的城市特征。[13]因此,近年來越來越多的研究使用替代指標(biāo),如基于社區(qū)特征的綜合指數(shù)。[10]本文采用的城鎮(zhèn)化指數(shù)在兩個方面優(yōu)于城鄉(xiāng)行政二分法。首先,它使用從309個社區(qū)收集的數(shù)據(jù),能夠更準(zhǔn)確地捕捉影響居民健康的社區(qū)屬性。其次,它代表了從農(nóng)村到城市環(huán)境變化的連續(xù)性,可以捕捉社區(qū)的變化及其影響。

2.2.3 調(diào)節(jié)變量

為考察城鎮(zhèn)化對不同經(jīng)濟地位人群的健康影響是否存在異質(zhì)性,本文分別采用教育水平、職業(yè)地位和收入水平作為被調(diào)查者社會經(jīng)濟地位的代理變量。其中,教育水平分為小學(xué)及以下(低學(xué)歷水平)、初中或高中(中等學(xué)歷水平)、大專及以上(高學(xué)歷水平)。職業(yè)地位分為無職業(yè)、低職業(yè)地位和高職業(yè)地位三大類(2)職業(yè)地位參照齊良書的研究,如果被調(diào)查者是高級專業(yè)或技術(shù)工作者、行政管理者或經(jīng)理、軍官或警官、運動員、演員、音樂家,則定義為高職業(yè)地位,其他職業(yè)類型為低職業(yè)地位。。[14]收入水平的劃分上,本文將家庭人均收入前20%定義為高收入群體,后20%定義為低收入群體,中間的60%定義為中等收入群體。

2.2.4 機制變量

為厘清城鎮(zhèn)化影響居民健康的內(nèi)在機制,本文選取一系列生活方式變量,包括體育活動、飲酒、吸煙、高脂飲食、肥胖。其中,體育活動根據(jù)問卷中“您是否參加這些活動(武術(shù)、體操、舞蹈、雜技、田徑、游泳等其他活動)”來定義。如果被調(diào)查者每周喝酒超過3次,則定義為飲酒。如果被調(diào)查者從未吸過或者現(xiàn)在不吸,則定義為不吸煙。如果被調(diào)查者平均每日脂肪攝入量超過65g,則定義為攝入過量脂肪。肥胖則根據(jù)世界衛(wèi)生組織制定的標(biāo)準(zhǔn),將BMI指數(shù)超過30定義為肥胖。

2.2.5 控制變量

本文的其他控制變量包括人口學(xué)特征(年齡、性別、婚姻狀況、家庭人口規(guī)模等),此外,由于中國南北方地區(qū)居民的生活方式顯著不同[15],故控制了居住地區(qū)。

2.3 理論框架與計量模型

本文的理論分析框架是Grossman提出的健康生產(chǎn)理論。[16]依據(jù)該理論,健康無法在市場上購買,必須依靠個人投入一系列要素進行生產(chǎn)。這些要素包括時間、醫(yī)療服務(wù)、健康飲食和體育運動等。本文將城鎮(zhèn)化作為健康生產(chǎn)的重要投入要素,構(gòu)建如下健康生產(chǎn)函數(shù):

基于以上理論框架,構(gòu)建如下計量模型來研究城鎮(zhèn)化對居民健康的影響:

Healthict=α0+α1indexct+α2Xict+λt+γc+εict

(1)

其中,Healthict表示居住在社區(qū)c的個體i在t期的健康狀況,indexct表示社區(qū)c在t期的城鎮(zhèn)化指數(shù),Xict表示影響健康的其他變量,λt表示年份固定效應(yīng),γc表示社區(qū)固定效應(yīng),εict為隨機誤差項。

本文分別采用混合回歸模型、固定效應(yīng)模型和動態(tài)面板模型進行實證分析(3)首先,慢性病數(shù)量為計數(shù)變量,進行相關(guān)檢驗后,認(rèn)為應(yīng)使用泊松模型;其次,四周患病率和慢性病患病率為二分變量,Hellevik指出,當(dāng)因變量為二值選擇模型時,線性回歸結(jié)果與logistic模型類似。因此,本文借鑒黃家林和傅虹橋的研究,使用線性模型。。[17-18]混合回歸模型假定城鎮(zhèn)化水平與誤差項是無關(guān)的。然而,一些觀察不到的變量會導(dǎo)致混合回歸模型的估計結(jié)果有偏。因此,本文進一步使用固定效應(yīng)模型和動態(tài)面板模型來考察城鎮(zhèn)化與居民健康間的因果關(guān)系:

(2)

本文使用系統(tǒng)廣義矩估計法(system GMM)對模型(2)進行估計。[19]與差分GMM估計方法相比,系統(tǒng)GMM不僅可以提高模型的估計效率,還可以估計不隨時間變化的變量系數(shù)。但系統(tǒng)GMM估計需要滿足兩個前提假設(shè):誤差項不存在自相關(guān)和所有工具變量均有效。為確保模型估計結(jié)果的一致性,本文使用Arellano-Bond序列相關(guān)檢驗和Sargan-Hansen過度識別檢驗對上述假設(shè)條件進行檢驗。

3 結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計結(jié)果

圖1和圖2描述了社區(qū)層面城鎮(zhèn)化指數(shù)與居民患病率之間的關(guān)系?？梢钥闯?隨著城鎮(zhèn)化水平的提高,居民慢性病患病率和四周患病率均顯著增加,并且慢性病患病率的增長趨勢明顯高于四周患病率。城鎮(zhèn)化與居民患病情況間呈現(xiàn)出明顯的正相關(guān)關(guān)系,反映了在城鎮(zhèn)化進程中居民健康水平不斷下降的事實。

圖1 城鎮(zhèn)化與慢性病患病率關(guān)系圖

圖2 城鎮(zhèn)化與四周患病率關(guān)系圖

表1報告了樣本的描述性分析結(jié)果。樣本居民平均年齡在43歲左右,且女性多于男性,農(nóng)村居民多于城鎮(zhèn)居民。72.8%的居民已婚 ,醫(yī)療保險的參保率達到了50.5%。家庭平均人口規(guī)模為3.86人,60.9%的居民居住在中西部地區(qū)。在社會經(jīng)濟地位方面,僅6.5%的樣本居民獲得大學(xué)及以上學(xué)歷,61.1%的居民職業(yè)地位較低。75.9%的樣本居民為中低收入水平。生活方式方面, 88.7%的居民缺乏體育活動,47.3%的居民脂肪攝入量超過了正常范圍,31.1%的居民吸煙,13.5%的居民每周喝酒超過3次。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

表2報告了不同社會經(jīng)濟地位居民的健康狀況。從教育水平來看,與中高學(xué)歷群體相比,低學(xué)歷群體的慢性病患病率和數(shù)量相對較高。從職業(yè)地位來看,與有職業(yè)的群體相比,無職業(yè)的群體患病率較高。從收入水平來看,隨著收入水平的提高,慢性病發(fā)患病率和數(shù)量增加?？梢?城鎮(zhèn)化對不同社會經(jīng)濟地位居民帶來的健康影響具有差異性。

表2 分樣本描述性分析結(jié)果

3.2 混合回歸模型結(jié)果

表3報告了混合回歸模型的估計結(jié)果?？梢钥闯?當(dāng)不控制其他自變量時,城鎮(zhèn)化指數(shù)的系數(shù)均顯著為正。城鎮(zhèn)化水平越高,居民慢性病患病率及數(shù)量越高。當(dāng)進一步控制其他自變量時,估計系數(shù)在1%顯著性水平上仍顯著為正,說明城鎮(zhèn)化顯著增加了居民的患病率。此外,城鎮(zhèn)化與居民四周患病率之間不存在顯著的非線性關(guān)系,但與居民慢性病患病率之間存在先降后增關(guān)系,這說明城鎮(zhèn)化先減少而后增加了居民的慢性病患病率。

表3 城鎮(zhèn)化與居民健康:混合回歸模型結(jié)果

在影響居民患病率的其他變量中,年齡越大,居民患病率越高。男性的慢性病患病率和患病數(shù)量比女性更為嚴(yán)重。已婚居民的患病率顯著低于其他婚姻狀況的居民。具有醫(yī)療保險的居民其患病率較高,可能的原因是醫(yī)療保險釋放了居民的醫(yī)療服務(wù)需求。家庭人口規(guī)模的增加顯著降低了居民的患病率。從地區(qū)來看,東部地區(qū)居民的患病率顯著高于中西部地區(qū)居民。在社會經(jīng)濟地位方面,教育水平的提高以及職業(yè)地位的提升顯著降低了居民的患病率。從生活方式來看,飲酒、肥胖等不健康生活方式顯著增加了居民的患病率。

3.3 內(nèi)生性處理

表4上半部分報告了固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果?？梢钥闯?城鎮(zhèn)化系數(shù)在1%顯著性水平上仍顯著為正,表明城鎮(zhèn)化存在健康惡化效應(yīng)。從影響程度來看,與混合回歸模型結(jié)果相比,城鎮(zhèn)化的系數(shù)變小,表明存在其他不可觀測變量對因變量產(chǎn)生影響。在進一步加入城鎮(zhèn)化指數(shù)的平方項后發(fā)現(xiàn),城鎮(zhèn)化與居民四周患病情況之間不存在顯著的非線性關(guān)系,但與居民慢性病患病率和患病數(shù)量之間存在先降后增的關(guān)系,城鎮(zhèn)化先改善而后惡化居民健康。拐點值對應(yīng)的城鎮(zhèn)化指數(shù)在0.51～0.53之間。

表4 城鎮(zhèn)化與居民健康:內(nèi)生性處理結(jié)果

表4還報告了動態(tài)面板模型的估計結(jié)果Sargan-Hansen過度識別檢驗表明在1%顯著性水平上無法拒絕“所有工具變量均有效”的原假設(shè)。Arellano-Bond的序列相關(guān)檢驗表明擾動項的差分存在一階自相關(guān),但不存在二階自相關(guān),這說明數(shù)據(jù)滿足動態(tài)面板模型的假設(shè)條件。從估計結(jié)果可以看出,滯后一期的健康狀況對當(dāng)期的健康均有顯著的正向影響,表明前一期的健康會影響后一期的健康。從城鎮(zhèn)化指數(shù)的回歸系數(shù)來看,當(dāng)期的城鎮(zhèn)化指數(shù)對居民四周患病情況未產(chǎn)生影響,但對居民的慢性病患病情況產(chǎn)生了顯著的正向影響。滯后一期的城鎮(zhèn)化指數(shù)也顯著增加了居民慢性病的患病率和數(shù)量。由此可見,城鎮(zhèn)化總體上對居民健康產(chǎn)生了顯著的不利影響,且這種不利影響具有動態(tài)累積效應(yīng)。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

3.4.1 更換工具變量

借鑒易行健等人的做法,使用滯后一期的城鎮(zhèn)化指數(shù)indexct-1與城鎮(zhèn)化指數(shù)在時間上的一階差分Δindexc(t,t-1)的乘積構(gòu)建“Bartik工具變量”,然后進行兩階段回歸估計。[20]回歸結(jié)果如表5所示。可以看出,第一階段中Bartik工具變量的系數(shù)均顯著性為正,即Baritik工具變量與城鎮(zhèn)化高度相關(guān)。第一階段的F統(tǒng)計量顯著大于10,說明不存在弱工具變量問題。第二階段城鎮(zhèn)化的估計系數(shù)顯著為正,表明隨著城鎮(zhèn)化水平的提高,居民的慢性病患病率和數(shù)量顯著增加,再次強化了前文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表5 城鎮(zhèn)化與居民健康:穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

3.4.2 改變樣本容量

中國城鎮(zhèn)化發(fā)展呈現(xiàn)出明顯的“東高西低”特征,東部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平明顯高于中西部地區(qū)。因此,為避免本文的實證結(jié)果是局部特異樣本所產(chǎn)生的結(jié)果,本文將居住地區(qū)為北京和上海的樣本刪除,重新進行回歸?；貧w結(jié)果如表5所示?？梢钥闯?城鎮(zhèn)化的估計系數(shù)均在1%水平上顯著為正。表明在排除城鎮(zhèn)化發(fā)展的局部特異樣本后,城鎮(zhèn)化對居民健康產(chǎn)生不利影響的結(jié)論仍然是穩(wěn)健的。

4 異質(zhì)性分析

為進一步分析城鎮(zhèn)化對居民健康的影響是否會因個體社會經(jīng)濟地位的不同而存在差異,本文通過構(gòu)建社會經(jīng)濟地位與城鎮(zhèn)化指數(shù)的交互項,放入固定效應(yīng)模型中進行異質(zhì)性分析?；貧w結(jié)果如表6所示。

表6 城鎮(zhèn)化與居民健康:異質(zhì)性分析結(jié)果

教育水平與城鎮(zhèn)化的交互項均為負值,說明教育水平對城鎮(zhèn)化的健康惡化效應(yīng)具有負向調(diào)節(jié)效應(yīng),城鎮(zhèn)化的健康惡化效應(yīng)隨著教育水平的提升而減弱。與低學(xué)歷居民相比,接受過中高等教育的居民慢性病患病概率以及數(shù)量較少?？赡艿脑蚴?與教育水平低的居民相比,受過良好教育的居民健康生產(chǎn)效率更高,因而城鎮(zhèn)化對教育水平較高居民的健康損害較低。

不同職業(yè)地位與城鎮(zhèn)化指數(shù)的交互項系數(shù)均為負值,說明職業(yè)地位對城鎮(zhèn)化的健康惡化效應(yīng)也存在負向調(diào)節(jié)作用。城鎮(zhèn)化對居民健康的負面影響會隨著職業(yè)地位的提升而減弱。與沒有工作的居民相比,有工作的居民患病概率和數(shù)量較少,健康狀況相對較好?？赡艿慕忉屖?無工作居民長期處于生計和生活的雙重壓力,其健康折舊率更高,折舊速度更快,因而城鎮(zhèn)化對無工作居民的健康損害更大。

不同收入水平與城鎮(zhèn)化指數(shù)的交互項系數(shù)為正,說明城鎮(zhèn)化對居民健康的改善作用隨著收入水平的提高而增強。與低收入群體相比,中高收入群體的患病率及患病數(shù)量顯著降低?？赡艿慕忉屖?收入更高的群體有更多的可支配收入用來購買醫(yī)療服務(wù)、居住在更好的社區(qū)和擁有更好的醫(yī)療資源等,因而從城鎮(zhèn)化中獲得的健康收益較大。

5 影響機制分析

本部分通過分析城鎮(zhèn)化對居民生活方式的影響,來探究城鎮(zhèn)化影響健康的內(nèi)在機制(4)江艇指出對于觀測數(shù)據(jù),中介效應(yīng)檢驗是不可靠的。但通過找到幾個中介變量,使其和因變量的因果關(guān)系在理論上比較直觀,便可直接觀察核心自變量對中介變量的因果關(guān)系,以此研究核心自變量和因變量間因果關(guān)系的作用渠道。在本文中,基于Grossman健康生產(chǎn)理論,生活方式作為健康生產(chǎn)的重要投入要素,直接影響居民的最優(yōu)健康水平。并且世界衛(wèi)生組織調(diào)查顯示,個人健康的60%取決于行為生活方式?？梢?生活方式與健康間的因果關(guān)系已得到理論和實證研究驗證。。[21]表7報告了實證結(jié)果。列(1)結(jié)果表明,城鎮(zhèn)化顯著降低了居民體育活動的概率。城鎮(zhèn)化每增加一個單位的標(biāo)準(zhǔn)差,居民缺乏體育活動的概率增加0.04個單位的標(biāo)準(zhǔn)差。這說明,城鎮(zhèn)化進程帶來勞動力市場工作模式的轉(zhuǎn)變,使得居民更多地從事久坐不動的工作。列(2)和列(3)結(jié)果表明,城鎮(zhèn)化顯著增加了居民飲酒和吸煙的概率。城鎮(zhèn)化指數(shù)每增加一單位,居民飲酒和吸煙行為發(fā)生的概率分別增加0.03和0.04個百分點。列(4)和(5)結(jié)果表明,城鎮(zhèn)化也顯著增加了居民高脂飲食行為的發(fā)生概率和居民的生活壓力。列(6)結(jié)果表明,城鎮(zhèn)化每增加一個單位的標(biāo)準(zhǔn)差,居民肥胖發(fā)生概率增加0.07個百分點,這意味著城鎮(zhèn)化導(dǎo)致居民的肥胖問題愈發(fā)凸顯。

表7 機制檢驗結(jié)果

6 結(jié)論與建議

本文基于Grossman健康生產(chǎn)理論,利用1991—2015年“中國健康與營養(yǎng)調(diào)查”數(shù)據(jù),考察城鎮(zhèn)化、社會經(jīng)濟地位與居民健康間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn),第一,城鎮(zhèn)化會影響居民健康。具體來看,城鎮(zhèn)化會顯著增加居民的四周患病率,與慢性病患病率和患病數(shù)量存在先降后增的關(guān)系。當(dāng)城鎮(zhèn)化水平超過最優(yōu)區(qū)間時,城鎮(zhèn)化會對居民健康狀況產(chǎn)生顯著的負面影響。第二,城鎮(zhèn)化擴大了不同社會經(jīng)濟地位居民之間的健康差距。與社會經(jīng)濟地位較高居民相比,城鎮(zhèn)化對社會經(jīng)濟地位較低居民健康的負面影響更大。第三,機制分析表明,城鎮(zhèn)化主要通過體育活動的減少、吸煙飲酒行為和高脂食物的增加、生活壓力的增大以及肥胖發(fā)生率提高等渠道來影響居民健康狀況。

基本上述研究結(jié)論,本文提出以下政策建議:第一,政府在推進新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的進程中,應(yīng)重點關(guān)注居民健康問題,避免城鎮(zhèn)化帶來的“健康陷阱”。要從盲目追求量的擴大向質(zhì)的提升轉(zhuǎn)變,重視居民居住環(huán)境的城鎮(zhèn)化建設(shè),加快完善公共衛(wèi)生、交通、現(xiàn)代通訊、住房、社區(qū)服務(wù)等配套設(shè)施建設(shè),讓城鎮(zhèn)更加健康宜居。第二,在推進健康中國建設(shè)過程中,要重點關(guān)注低社會經(jīng)濟地位人群的健康問題,制定有針對性的干預(yù)措施。如實行全民教育,提高整體素質(zhì);改善勞動力市場,為居民提供均等化就業(yè)機會。第三,要加大對居民健康生活方式的引導(dǎo),制定和實施有效的健康干預(yù)方案。通過實施國民營養(yǎng)計劃,引導(dǎo)居民形成科學(xué)的飲食習(xí)慣;統(tǒng)籌推進全民健身公共設(shè)施建設(shè),引導(dǎo)全民健身生活化、常態(tài)化;加強心理健康服務(wù)體系建設(shè),提升居民心理健康素養(yǎng)。

作者聲明本文無實際或潛在的利益沖突。