创建国家卫生城市是否提升了公共健康水平？——基于PSM-DID方法的实证分析

唐跟利 陈立泰 徐逸岚 卢彦伶

一、问题提出

重大公共卫生事件凸显了公共健康的重要性。在公共健康水平不足的情况下，突发疫情不仅威胁人民生存，而且制约国家经济发展(Cao et al.，2020)。因此，促进公共健康水平提升并探寻其实现机制，对全球经济可持续发展和卫生健康政策制定都具有重要现实意义。

目前，公共健康领域主要研究两个议题：推动公共健康水平提高(Richmond et al.，2020)和缓解健康不平等问题(Mead et al.，2020)。从以往的研究内容来看，对公共健康水平和健康不平等影响因素的研究主要侧重于客观因素，而忽略了个体和组织的主观因素(Thompson，2018；Candio et al.，2020；于晓薇等，2010)。事实上，为了促进公共健康水平的提升，包括各国政府以及世界卫生组织、非营利组织等在内的全球公共组织相继出台了多项治理措施和政策，例如，世界银行提出的增加卫生领域公共资金计划(Usher，2020)和各国开展的新医疗改革举措(Feng et al.，2020)等。但是，当前学界对公共部门的干预政策与公共健康水平之间的关系研究甚少。虽然最近有些学者强调政策在实现公共健康目标方面的重要性，但很少有研究着重于评价公共健康治理政策的效果(Luck et al.，2015；Fu et al.，2020)。此外，基于发展中国家的实证研究也比较少。本文通过评估中国公共健康治理绩效，以期充实相关研究。

过去几十年来，中国积极参与全球治理，特别是在卫生健康领域(Chen et al.，2019)，中央政府倡导创建国家卫生城市(以下简称“创卫”)，将其作为提高公共健康水平的重要手段，地方政府也积极响应。“创卫”活动作为中国健康治理模式的典型代表，有着悠久的历史和传统，最早可以追溯到1989年，全国爱国卫生运动委员会(以下简称“全国爱卫会”)在当年10月发布了《全国爱国卫生运动委员会关于开展创建国家卫生城市活动的通知》，开启了“创建国家卫生城市的评选表彰活动”，并颁布了《国家卫生城市标准》和《国家卫生城市考核命名和监督管理办法》。“创卫”活动主要从健康教育和健康促进、重点场所卫生、食品和生活饮用水安全、公共卫生与医疗服务以及病媒生物预防控制等维度进行评比。相关指标一方面传达了中央政府在公共健康治理方面的工作要求和目标，另一方面也成为地方政府参与卫生健康领域“锦标赛”的竞赛指标。在实现国家政策目标的过程中，上级组织为官员的晋升设定了一套标准，并会使用“一票否决制”来落实政策(Manion，1985)。但是，不同于必须执行的“一刀切”政策，“创卫”活动可以发挥地方政府的主观能动性，由其自主选择是否参与。它鼓励差异化治理模式，部分城市没有开展“创卫”活动，而有些城市则积极参加“创卫”活动，这些参与城市基于自身实际状况，主动响应了中央政府的倡议。可见，“创卫”这一评比表彰活动是中央激励地方政府主动投入更多行政资源以提升公共健康水平的重要手段。

然而，当前关于“创卫”活动的研究还不够丰富和深入，较多文献注重如何创建和管理国家卫生城市，对“创卫”活动产生的效应及其实现机制的研究较少(顾鹏程、林闽钢，2018；李振，2014)。那么，这种激励政策在中国能否达到预期效果，会不会导致激励扭曲而不具有长效性？实现效应的机制又是什么呢？这不仅是实务界关心的问题，也是学术界急需做出有力回应的问题。

二、文献综述与研究假设

(一)文献综述

1.公共健康相关研究

有关公共健康的研究主要涉及公共健康内涵及影响因素两方面。其内涵有广义和狭义之分，广义的公共健康实际上是一种体系，是各个利益相关者采取科学方法保障全体社会成员健康的一项公共事业，全系统包括组织管理、资源配置、技术支持等(周庆誉等，2021)。而狭义的公共健康只涉及人口生理性健康，即个体有机生命的存活度(Ballabeni，2015)。结合中国语境来说，虽然当前中国正在向更加完善的公共健康体系推进，但由于中国目前仍是最大的发展中国家，与西方国家相比还有一定差距，现阶段中国更加注重人口生存性的数量变化问题。从应对新冠肺炎疫情的举措也可以看出，相比国外放任疫情发展，中国更看重人民的生死，采取多种防范措施，有效降低人口死亡率。世界卫生组织评估各国公共健康水平的核心指标是人口死亡率(Zhou et al.，2019)，相关研究也认为城市公共健康水平的高低应以最终结果为导向，表征为居民死亡人数(陈硕、陈婷，2014；Webster &Sanderson，2013)。从大多数文献来看，影响公共健康水平的因素主要可以分为经济发展、自然环境和社会变化三个维度，主要涉及经济水平(Allanson &Petrie，2013；Cremiuex et al.，2005)、城镇化(Vlahov et al.，2007；程明梅、杨朦子，2015)、环境污染(Stenlund et al.，2009；孙涵等，2017)、医疗卫生服务(张志坚、苗艳青，2020；穆滢潭、袁笛，2018)和人口密度(Levy &Herzog，1974)等。此外，还有文献研究了公共健康现状、公共健康的经济社会影响及作用等(于晓薇等，2010；程名望等，2014)。

2.创建国家卫生城市相关研究

西方国家并没有极具中国特色的“创卫”活动一说，但有与之对应的“健康城市”概念。建设健康城市已成为世界卫生组织促进公共健康水平提升的重要策略之一。加拿大较早响应健康城市项目，积极开展城市卫生建设(Hancock，1993)，随后，该运动扩散至美国及欧洲各国等，逐渐形成国际运动。国外学界针对如何建设健康城市及其相关指标优化进行了较多研究(Webster &Sanderson，2013)。在中国，“创卫”活动的最初意图就与健康城市的理念不谋而合，如除四害(灭鼠、灭蚊、灭蝇、灭蟑)以推动疾病预防等。在实践层面，各地政府将“创卫”活动作为激励政策来实施。国内学者针对“创卫”活动的研究也侧重于探讨如何创建和管理国家卫生城市、怎样的扩散机制能够增加“创卫”成功的概率，而对“创卫”活动实施效果究竟如何鲜有研究(刘松瑞等，2022；顾鹏程、林闽钢，2018；李振，2014)。

3.政策与公共健康相关研究

(二)研究假设

作为国民生活质量和社会稳定的重要体现，公共健康对人类发展意义非凡。经学者研究，影响公共健康的因素涉及多方面(Thompson，2018；Candio et al.，2020；于晓薇等，2010)，但提高公共健康水平一定离不开公共部门的干预和治理。要基本实现社会主义现代化建设，爱国卫生运动是必不可少的。本文通过梳理《国家卫生城市标准》发现，相关条文中存在与人口死亡相关的考核指标(见表1)。此外，国家卫生城市评比指标还包含健康教育开课率、食品安全监督量化分级管理率、基层医疗卫生机构标准化建设达标率，以及防蚊蝇和防鼠设施合格率等。通过进一步思考和现实考察，理论上“创卫”活动可以通过直接和间接作用降低整体人口死亡率，从而对公共健康水平提高具有显著影响。

具体来说，一方面，“创卫”活动对公共健康水平的影响具有直接效应。一是“创卫”活动提高了人们的卫生健康意识。地方政府通过公益广告、义诊讲座等宣传方式普及健康知识，推广全民健身活动，安排工作人员进行巡检并制止人们在公共场合吸烟、随地吐痰等不良行为，有助于民众切实提高其健康素养水平。已有研究表明，“创卫”活动能够促进健康教育组织机构的建设，推动各行企事业单位健康促进工作的开展，从而提高公众的健康素养水平(陈仕学等，2018)。二是“创卫”活动降低了突发性、大面积的致死事件的发生率。“创卫”期间，相关人员对社区、商场等公共场所的安全和卫生进行不定时检查，有利于消除影响公共健康水平的突发性风险，如传染病、安全事故等，从而降低整体性人口死亡率。相关研究认为，“创卫”活动可以降低食源性致病菌检出率，减少病菌污染食品的机会，进而对食品安全水平提升起到促进作用(吕均、程时秀，2017)。另一方面，“创卫”活动产生的间接效应影响公共健康水平。其一，在“创卫”期间，地方政府为了迎合考核标准，会责令一些产生重污染的工业企业停业整顿，要求产业升级，进而减少空气、土壤和水质被污染的风险，因为这些风险会对公共健康产生负影响(Stenlund et al.，2009；孙涵等，2017)，所以“创卫”活动可以从负向反馈层面减少危害公共健康的因素。其二，为了能够成功获得“国家卫生城市”称号，地方政府会相应增加城市绿化面积、公厕等环卫设施，提高城市生活垃圾、污水集中无害化处理率以及医疗服务水平，而这些因素会对公共健康产生正影响(张志坚、苗艳青，2020)，因此“创卫”活动能够从正向反馈角度改善有助于提升公共健康水平的条件。综上所述，“创卫”活动可以通过直接和间接的综合作用，对公共健康促进产生一定效应。据此，本文提出假设1。

假设1：“创卫”活动能够有效提升公共健康水平。

表1 《国家卫生城市标准》中涉及与人口死亡相关的部分考核指标

运动式治理在中国地方层面主要表现为创建国家卫生城市、交通整治和扫黄打黑等运动式执法活动(王辉，2018)。运动式治理能够在较短时间内快速动员行政资源和公共权力来重构社会秩序，进而达到提高治理效率的目的(Liu et al.，2015)。然而，运动式治理所达到的目标不具备长久的可持续效果，容易出现反弹回潮，从而扭曲了治理的有效性。主要原因在于地方政府治理资源有限，在一轮治理运动结束后，政府通常不会为该项治理运动投入过多的资源和配套服务，而仓促的动员行为一旦终止，治理绩效将反弹。创建国家卫生城市作为地方政府积极主动参与的治理运动，必然会投入大量的行政资源，以达到评上荣誉称号的目的。从现实操作来看，地方政府为了获得“国家卫生城市”称号，在“创卫”活动中，通过“硬指标”“军令状”式的压力型政治动员，刺激了有关部门将大量人力、物力、财力投入到“创卫”运动中，以硬性措施推进考核目标的实现。然而，这种强力、快速的动员方式具有较强的临时性。尽管此类应急的“创卫”措施对公共健康水平产生了积极作用(阮师漫等，2015)，但实质效果会大打折扣，并不会使其治理效果呈现出稳定和持久状态。对于未成功获得“国家卫生城市”称号的城市来说，这种运动式治理方式流于形式，有关部门走完一遍程序化流程后即意味着该工作的结束，带来的只是短暂的工具性成效，并没有完全达到实质性目的。对于成功入选的城市来说，这种运动式治理方式表现出了非常规化特征，在缺乏严格监管机制的情况下，“国家卫生城市”称号被理解为“终身制”，地方获得此称号后，政府便收回相关资源和注意力，常规性治理的缺乏致使效果不具有可持续性。因而，“创卫”活动较难成为提升公共健康水平的长效机制。据此，本文提出假设2。

假设2：“创卫”活动具有提高公共健康水平的效果，但并不具有长效性。

三、研究设计

(一)样本和数据来源

全样本分为实验组和对照组两类，研究周期内的国家卫生城市皆被纳入实验组，未参与“创卫”活动或参与了“创卫”活动但一直未获得“国家卫生城市”称号的城市作为对照组(1)限于篇幅控制，国家卫生城市名单请参见国家卫生健康委员会官网：http://www.nhc.gov.cn/。。根据国家卫生健康委员会官网的信息，核实发现1990—2008年间，国家卫生城市每年零星命名，没有形成程序化、规范化的章程，且该时期内样本量较小。而2008年后，全国爱卫会开始以总结方式公布3年一周期的命名名单，即周期内每年第一季度申报，中间年度评审，第三年第四季度集中命名。这样的命名方式较为科学，既保护了地方“创卫”的积极性，也符合现实评比考核情况。由于2008年后的前两个周期和第三周期国家卫生城市的评选考核标准有出入，本文主要选取第一周期(2009—2011年)的国家卫生城市作为匹配双重差分法的实验组样本，而第二周期(2012—2014年)的国家卫生城市则作为稳健性检验的实验组样本。经整理后，实验组包含51个国家卫生城市，对照组包含123个非“创卫”城市。

关于样本城市受到“创卫”运动冲击的时间起点，可以根据国家卫生城市申报程序和城市实际申报情况确定。根据《国家卫生城市考核命名和监督管理办法》，申报城市必须是命名2年以上的省(自治区)级卫生城市，才可向省(自治区)爱国卫生运动委员会提出申请参评国家卫生城市。由此可见“创卫”绝非朝夕之功，与大多数政策效果主要体现在“政策实施以后”的情况有所不同，参与“创卫”活动的城市，其公共健康水平在当选国家卫生城市“之前”就已有所改变并逐渐提高。也就是说，“创卫”效果的体现是一个渐进过程，一般在参评的早期已有效果，只是不明显，可能在实施的后期尤其是冲刺阶段和评选表彰的当年最为明显。因此，本文根据众多已获评国家卫生城市的实践情况，并参照吴海民等(2015)做法，将国家卫生城市正式命名年份的前2-3年都纳入政策冲击的效果考察期。综上所述，针对第一周期的国家卫生城市，本文将2004—2008年划为“创卫”活动的对照基期，2009—2013年作为“创卫”活动的效果考察期；对于第二周期的国家卫生城市，本文将2007—2010年划为“创卫”活动的对照基期，2011—2016年作为“创卫”活动的效果考察期。故全样本的时间区间为2004—2016年。公共健康相关数据来源于各省市历年的统计年鉴和统计公报、北京大学中国社会科学调查中心“中国家庭追踪调查”(CFPS 2010—2016)的微观数据库，城市属性相关数据来源于历年的《中国城市统计年鉴》。

(二)模型和检验方法

公共健康水平的变化既受到“时间效应”的影响，又受到“创卫”活动，即“政策效应”的影响。目前，学界常用双重差分法(Difference-in-Differences，DID)来分离“时间效应”和“政策效应”(Ashenfelter &Card，1985)。因此，本文也采用双重差分法，利用对照组公共健康水平变动来衡量“创卫”实验组随时间变化的健康效应。为了能够找到一个在各方面都与实验组相匹配的对照组，本文采用倾向得分匹配法(Propensity Score Matching，PSM)(Rosenbaum &Rubin，1983)来处理潜在的选择偏误问题，将“创卫”与非“创卫”城市进行匹配，使两组特征尽可能相似。然后利用对照组模拟出实验组的反事实状态，即未受到“创卫”活动冲击的状态，并比较受到“创卫”政策影响和未受到“创卫”活动冲击这两种对立情形下公共健康水平变化的效应差异。基于PSM与DID各有所长，本文采用倾向得分匹配与双重差分相结合的PSM-DID方法进行研究。根据上述分析，本文基准回归模型设定如下：

Effectit=α0+α1treatedit×timeit+αXit+μi+ϑt+εit

(1)

式(1)中，Effectit为被解释变量，表示“创卫”活动效应，即公共健康水平，i代表城市，t代表时期。treatedit为组间虚拟变量，treatedit=1表示“创卫”实验组，treatedit=0表示非“创卫”的对照组。timeit为时期虚拟变量，timeit=1为“创卫”活动的效果考察期，timeit=0为“创卫”活动的对照基期。公式(1)中交乘项treatedit×timeit的系数α1度量了“创卫”活动对城市公共健康水平影响的净效应。Xit是一组影响公共健康水平的控制变量。μi代表城市固定效应，ϑt代表时间固定效应，εit是随机扰动因素。

(三)变量设定

1.被解释变量：公共健康水平

根据前文分析，国家卫生城市评比标准的核心内容可以概括为公共健康水平的提高，本文即选取公共健康水平作为“创卫”活动效果的代理变量。基于公共健康的狭义内涵、现阶段基本国情和《国家卫生城市标准》，并借鉴以往研究(陈硕、陈婷，2014；Webster &Sanderson，2013)，本文采用人口死亡率来衡量公共健康水平(heal)，并作为主要检验指标。在稳健性检验时，使用“中国家庭追踪调查”(CFPS 2010—2016)微观数据库中的健康自评得分作为公共健康水平的衡量指标。具体操作如下，根据CFPS 2010中的问题P3：“您认为自己的健康状况如何？”对“1.健康”“2.一般”“3.比较不健康”“4.不健康”“5.非常不健康”的回答分别赋值5、4、3、2、1，对CFPS 2012—2016采取了同样的赋值方法。将个人情况匹配到所属地级市层面，计算城市当年所有成人健康自评得分的平均值，即以全市个人健康自评得分的均值表示该市的公共健康水平。

2.解释变量：“创卫”活动

创建国家卫生城市活动以实验组(treated)和实验期(time)两个虚拟变量的交互乘积项表示，其系数表示创建国家卫生城市活动的政策净效应。

3.控制变量

为了尽量减少其他遗漏变量所造成的估计偏差，参考已有研究(Allanson &Petrie，2013；Levy &Herzog，1974；Stenlund et al.，2009；程明梅、杨朦子，2015；张志坚、苗艳青，2020)，本文选取了一系列控制变量，主要包括经济发展水平、城镇化水平、工业化程度、空气污染、水污染、外商投资、人口密度、环境绿化水平以及医疗服务水平。其中，经济发展水平(lnpgdp)的测量指标相对较成熟，大多数以人均GDP表示，它反映了某个区域的经济发展状况；城镇化水平(urban)，本文用城市辖区人口与总人口的比值来表示；工业化程度(lnind)，采用第二产业占本地总产值的比重衡量；空气污染(lngyyfc)，用工业烟(粉)尘的年排放量来衡量；水污染(lngyfs)，用工业废水年排放量来衡量；外商投资(lnfdi)，用当年外商直接投资的实际金额表示；人口密度(lnpop)，用城市辖区年末人口与辖区面积的比值来表示；环境绿化水平(lnpgreen)，选择人均绿地面积反映环境绿化水平对公共健康的影响；医疗服务水平，采用万人病床数(lnpsickbed)和万人医生数(lnpdoc)表示(2)限于篇幅控制，数据的描述性统计结果未在文中展示，感兴趣的读者可联系作者索取。。

四、实证检验与结果分析

(一)基准模型检验

1.平行趋势检验

本文采用DID方法估计“创卫”活动对公共健康水平的影响，但使用DID方法的前提是，在“创卫”政策冲击之前，两组城市的公共健康水平的发展趋势应该是平行的。本文遵循Jacobson等(1993)提出的事件研究法进行平行趋势检验。检验模型构建如下：

(2)

式(2)中，yeark为年度虚拟变量，当年观测值取1，其他年份观测值为0。交互项treatedi×yeark的系数δk衡量的就是第k期实验组和对照组之间的差异。其他变量与基准模型一致。如果“创卫”运动冲击前δk统计不显著，意味着平行趋势假设成立。本文通过直观图形方式呈现了“创卫”活动在不同年份的健康效应(如图1所示)。图1显示，在“创卫”政策冲击之前估计系数在0附近波动。这表明，实验组和对照组在“创卫”政策冲击之前差异不明显，是可以进行比较的，符合趋势平行的前提。

从图1还可以看出，自“创卫”政策冲击以后，显著的估计系数呈逐年下降的趋势，最终又变得不显著。这一发现表明，“创卫”活动的效应随着时间的推移而减弱，“创卫”活动具有“立竿见影”的效果，评比起始至评选成功当年效果最为明显，之后逐年递减至不显著，造成激励扭曲效应，不具有长效性。本文假设2得到验证。从现实观察来看，“创卫”活动之所以未能取得预期的长效性，主要原因在于地方政府的精力和公共资源有限，在获得“国家卫生城市”荣誉称号后，政府部门通常不再为这项运动投放过多的精力和资源，在相关部门跟进不及时、监督机制不严格的情境下，该称号被认为具有“终身制”的特征，致使后期配套公共服务供给滞后或者终止。这一结论为“创卫”政策的调适以及活动实施机制的改进提供了方向，即要加强“创卫”活动的评比监管力度，强化国家卫生城市考核命名程序，完善复审制度，使“摘帽”的约束手段常态化。

图1 平行趋势检验结果

2.基准回归结果

依据式(1)，本文利用双重差分法(DID)对“创卫”活动的政策效应进行基准检验，具体结果见表2。表2中，列(1)是加入控制变量前的回归结果，列(2)是加入控制变量后的估计结果。根据列(1)，“创卫”活动(treated×time)使每千人中的死亡人数相应减少了0.5334，在0.05的水平下显著；根据列(2)，当加入控制变量后，“创卫”活动使每千人中的死亡人数相应减少了0.5084，在0.05的水平下显著。不难看出，无论是否加入控制变量，交互项treated×time的系数均显著为负，表明“创卫”活动显著降低了千人死亡率，使城市公共健康水平得到了显著提高。本文假设1进一步得到证实，说明“创卫”活动能够通过直接和间接的共同作用减少地方死亡事件，降低整体人口死亡率，即对城市公共健康水平具有显著的正影响。由此看来，政府要坚持开展“创卫”活动，继续优化“创卫”政策，充分发挥其激励效应以推动城市公共健康水平的提升。

表2 “创卫”活动对公共健康影响的基准回归结果

(二)稳健性检验

为了确保研究结论稳健，本文开展了一系列检验(3)限于篇幅控制，检验结果未在文中展示，感兴趣的读者可联系作者索取。。一是PSM-DID检验。为了避免系统性误差对实验组与对照组的趋势造成影响，本文采用PSM-DID方法对式(1)的回归结果进行稳健性检验。Rosenbaum和Rubin(1985)的研究认为，如果匹配后的标准偏差绝对值小于20%，表明达到了匹配效果要求。平衡性检验结果表明，本文所选用的匹配变量与匹配方法是恰当的，可以运用PSM-DID方法进行稳健性检验。估计结果显示，“创卫”活动使公共健康水平相应提升了48%，千人中死亡人数相应减少0.48，在0.01的水平下显著。PSM-DID稳健性检验结果表明“创卫”活动与人口死亡率呈高度显著负相关关系，即“创卫”政策对减少公共健康风险具有显著作用，再一次证实了假设1。

二是更换样本及其因变量衡量指标检验。本文采用CFPS 2010—2016中的健康自评得分作为公共健康水平的衡量指标，并与第二周期国家卫生城市数据进行匹配，以2010年为“创卫”活动的对照基期、2011—2016年为效果考察期进行检验，计量结果显示国家卫生城市在“创卫”政策冲击前后健康自评得分变化的净效应达到了0.228，且在0.01水平上显著。该实证结果表明“创卫”活动可以提升公共健康水平的理论假设在新的实验情景下依然成立。以人口死亡率为公共健康水平衡量指标的第二周期国家卫生城市也通过了检验。此外，本文还通过了反事实检验，排除了可能导致地方公共健康水平产生差异的其他政策或随机性因素。上述检验结果都说明了本文结论具有可靠的稳健性。

(三)影响机制甄别

通过上述基准模型检验、PSM-DID等稳健性检验，研究发现“创卫”活动对公共健康水平的提高具有促进效应，本文尝试对该效应的影响途径进行探索。综合考虑影响公共健康水平的因素，用“创卫”活动(treated×time)对所有控制变量进行回归，以此来甄别“创卫”活动究竟是通过何种传导渠道推动了公共健康水平提升。结果见表3。

表3 “创卫”活动提升公共健康水平的机制甄别

根据表3，“创卫”活动对工业化、空气污染具有抑制作用，在一定程度上影响了经济增长，促进了人口增加，对其他因素影响不显著。“创卫”活动对经济增长产生了负面影响，可能是因为地方政府精力有限，为了达到评选表彰标准而在短期内牺牲了一定的经济发展，一旦达到评比标准或者被评选上后，再将资源倾斜回去。相关研究认为，经济水平提高有利于居民健康改善，但收入差距的扩大对居民健康具有负面影响(Feng et al.，2012)，因而经济水平与死亡率的关系不是简单的线性关系，它具有倒U形的特征(曲卫华、颜志军，2015)。“创卫”活动通过努力改善市容环境卫生、重点场所卫生、食品和生活饮用水安全，以及公共卫生与医疗服务等，吸引了一定的人口增长。然而，受制于资源有限，人口密度在达到一定阈值后也会对公共健康水平产生反向效应。因此，经济增长和人口增加不能成为“创卫”活动提升公共健康水平的有效作用机制。《国家卫生城市标准》要求近3年辖区内未发生重大环境污染和生态破坏事故，包括空气质量指数(AQI)或空气污染指数(API)不超过100的天数≥300天，空气主要污染物年均值达到国家《环境空气质量标准》二级标准；集中式饮用水水源地一级保护区水质达标率100%等。因此，政府开展“创卫”活动对于以工业烟(粉)尘为主的空气污染有一定抑制作用，对易产生有害固体、空气和水的工业企业有一定的打击，影响了工业化发展，而大气污染和低端工业化一直都是危害公共健康的风险因素(Stenlund et al.，2009；孙涵等，2017)。上述分析说明，“创卫”活动主要是通过控制空气污染和限制低端工业化发展来减少影响公共健康的危害因素，从而促进公共健康水平的提升。这启示地方政府可以从促进本地产业结构升级和治理大气污染两个主要途径入手，持续优化“创卫”活动提升公共健康水平的作用机制，如逐步抛弃传统低端、劳动力密集型、高污染的产业，向高新技术等第三产业转型。

(四)区域异质性检验

由于经济基础、文化习俗、资源禀赋和环境状况等的不同，中国中部、东部和西部三个地区存在着显著差异。那么，作为全国性的“创卫”活动对不同地区的公共健康水平的影响是否存在异质性？为了进一步分析“创卫”活动在不同地区的健康效应差异，本文利用各地区数据进行了检验，结果分别见表4至表6。

表4 “创卫”活动影响东部地区公共健康水平的PSM-DID估计结果

根据表4，“创卫”活动对东部地区公共健康水平的双重差分检验结果为-0.685，在0.01的水平下显著，与总体样本回归结果一致，即“创卫”活动能够有效降低人口死亡率，减少东部地区公共健康风险。根据表5，“创卫”活动对中部地区公共健康水平的双重差分检验结果为-0.006，但在统计上不显著，说明“创卫”活动对中部地区公共健康水平的提升作用并不明显。根据表6，“创卫”活动对西部地区公共健康水平的双重差分检验结果为-0.23，但在统计上不显著，说明“创卫”活动对西部地区公共健康水平的提升作用也不明显。可见，“创卫”活动对不同地区公共健康水平的提升效应存在异质性，并不是对每个地区公共健康水平的提升都有显著效果。它能有效推动东部地区公共健康水平的提升，但对中、西部地区公共健康水平的提升并不显著。

东部地区“创卫”活动效果显著，可能原因在于其具有优良的综合基础，“创卫”工作开展较早且具有较好的经济水平，拥有更广泛的卫生基础设施和良好的生态环境。中、西部地区由于自身发展素质相对不高，基本医疗卫生服务能力相对薄弱，环境污染严重且治理、监管不到位，致使“创卫”活动对该地区公共健康水平的提升作用不显著。除了上述客观条件可能导致的差异之外，各地区政府组织和居民个体的主观因素也会造成不同程度的影响。基于自身的考虑，中、西部地区政府可能会把更多的精力放在经济领域的“锦标赛”上，部分官员对非经济领域“锦标赛”的执行打了折扣，投入力度不足；同时，根据马斯洛需求层次理论，相对富裕的东部地区居民可能更注重身心健康管理，因此他们在“创卫”过程中的参与自觉性和配合度更高。这表明在制定“创卫”活动评比标准时，要综合考虑不同地区的经济、资源和人文等因素，走因地制宜、差异化施策的道路，才能有效发挥“创卫”活动的激励效应，避免地方“一窝蜂”式决策引发的不切实际地跟风。同时，未来开展“创卫”活动时可以考虑区域联动作用，通过东部地区公共健康水平的提升，协同拉动中、西部地区公共健康水平。

表5 “创卫”活动影响中部地区公共健康水平的PSM-DID估计结果

表6 “创卫”活动影响西部地区公共健康水平的PSM-DID估计结果

五、结论与讨论

创建国家卫生城市的评选表彰活动是提高地方公共健康水平，最终实现“健康中国”的重要激励手段。如何准确识别“创卫”活动的政策效果是人们普遍关注的问题。本文采用2004—2016年中国174个地级市面板数据，利用PSM-DID方法实证研究了“创卫”活动影响公共健康水平的净效应，并进行了相关稳健性检验，进一步识别了作用机制，分析了“创卫”活动效应是否具有长效性和异质性。

研究发现：(1)“创卫”活动能够有效促进城市公共健康水平的提升。就未开展“创卫”活动或参与“创卫”活动但一直未获得称号以及受到该政策冲击之前的城市而言，“创卫”活动可以有效降低危害公共健康的风险，使千人中死亡人数相应减少0.48，即“创卫”活动使公共健康水平相应提升了48%，说明“创卫”活动是提高城市公共健康水平的重要推动策略。(2)根据平行趋势检验，“创卫”活动对公共健康水平的提升作用在评选起始至被命名的当年有效显著，之后逐年递减至不显著，不具有长效性。时间上的演化趋势显示该运动对公共健康水平的影响存在动态边际效果。这意味着“创卫”政策的冲击对公共健康发展趋势具有引领和指导作用，但其实施效果会随着时间的推移而逐渐显现出短效性。(3)影响途径甄别结果显示，“创卫”活动对大气污染和工业化具有抑制效应，也在一定程度上影响了经济增长，促进了人口增加。分析表明，“创卫”活动主要是通过控制空气污染和限制低端工业化发展来促进公共健康水平的提升。(4)“创卫”活动对不同地区公共健康水平的提升效果存在异质性，能显著推动东部地区公共健康水平的提升，而对中、西部地区公共健康水平的提升效果不显著。说明“创卫”活动对各地区公共健康水平的提升效果不尽相同，对经济综合实力较强、生态环境良好地区的提升效果更显著。

根据以上研究结论，为改革和完善创建国家卫生城市活动，切实提高城市公共健康水平，本文提出以下建议：

一是继续优化创建国家卫生城市活动的评比政策。为了持续释放“创卫”活动的政策效力，全国爱卫会应进一步完善评比政策，构建完善的评比指标体系，发挥该激励政策对公共健康水平提升的引导和促进作用。一方面，要提高评比标准制定的公开性，为不同地区的组织、公众与媒体提供更多参与渠道，扩展“创卫”活动的社会基础，提高评比指标构建的科学性。让各地区企业、公众积极主动参与到“创卫”活动中来，增强企业社会责任感和个体卫生健康意识，为城市争取荣誉贡献力量的同时，切实提高城市的公共健康水平。另一方面，要重视政策效应的长期性和连贯性，在释放“创卫”活动的“立竿见影”效果时，避免陷入“运动式治理”困境。为此，要加强“创卫”活动的评比监管力度。强化国家卫生城市考核命名程序和监督管理办法，在命名国家卫生城市后，全国爱卫会要对其以暗访方式认真实施复审，严格按标准来执行、落实，使“摘帽”约束常态化。同时，对巩固国家卫生城市成果取得明显成效的城市和正在实施“创卫”活动并取得显著成绩的城市，要大力宣传并推广经验。从约束和鼓励双角度“恩威并施”，促使公共健康水平的提升具有长效性。

二是不断完善“创卫”活动提升公共健康水平的传导机制。抑制低端工业化发展和空气污染是“创卫”活动产生健康正效应的两个主要途径。因此，促进地方产业结构升级，限制传统低端、高消耗工业企业生产，减少主要空气污染物，能够促进公共健康水平的提高。虽然这会造成短期经济下行的阵痛，但能够有效改善市容环境卫生，提升食品和生活饮用水安全，降低人口得病率和死亡率。同时，要优化城市人才发展环境，促进人口增长，为当地卫生健康系统培养本土人才。形成一种全方位的、积极主动的、事前预防型的机制，防范负面因素对公共健康造成的风险和损害，进而提升城市公共健康水平。

三是在贯彻实施“健康中国”战略时，宜遵循“创卫”政策效应异质性规律，精准施策。当前中国各地区经济、社会、生态状况存在一定差异，“一刀切”的政策标准已不适应地方健康事业高质量发展的要求，需结合各地经济发展、生态环境、人口素质等造成的区域异质性进行差异化调整。在制定“创卫”政策时，应对命名标准、评审工作流程以及后期综合评估复审等环节合理分配注意力，综合考量城市诸如地理区位、医疗资源、人口密度、产业结构等要素禀赋的比较优势，构建动态管理机制，完善多元评价方式，选择更为有效的政策工具。总之，要根据不同地区的现实情况和各自发展阶段，制定区域差异化卫生健康政策。

当然，本文研究仍存在一定的局限。一是限于相关数据难以获取的客观困难，本文虽然对整体人口死亡率和自评健康得分的公共健康水平进行了研究，但对于某种具体病况类型的死亡率，譬如传染病、食物中毒等引起的死亡率未能开展实证检验。二是囿于研究设计和篇幅承载能力，对“创卫”活动影响公共健康水平的传导机制未能系统深入研究，虽然本文对“创卫”活动通过何种途径影响公共健康水平进行了一定的揭示，但还存在进一步的探究空间。未来可通过实地调研的方式获取相关数据，并采用进阶的研究设计和方法对研究不足进行更深入的研究。