“新農(nóng)保”對(duì)農(nóng)村老人就醫(yī)行為的溢出效應(yīng)研究

□譚銀清 陳益芳 王 釗

“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)村老人就醫(yī)行為的溢出效應(yīng)研究

□譚銀清1陳益芳1王 釗2

本文利用CHARLS跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)和斷點(diǎn)回歸方法研究了“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)村老人就醫(yī)行為的影響。研究結(jié)果表明，“新農(nóng)?！泵黠@提高了較低收入農(nóng)民生病后的就診意愿，增加了他們的就診概率，但沒(méi)有顯著提高他們的醫(yī)療支付能力；對(duì)于較高收入的農(nóng)民，“新農(nóng)保”不但提高了他們的就診意愿，而且也提高了他們的支付意愿?？傮w上看，“新農(nóng)保”正在使農(nóng)民的健康意識(shí)從“小病靠拖，大病靠抗”向“有病必治”轉(zhuǎn)變，“新農(nóng)保”對(duì)農(nóng)民的就醫(yī)行為具有正向的“溢出效應(yīng)”。本文的研究結(jié)論同時(shí)也折射出較低的收入水平和較高的醫(yī)療費(fèi)用依然是制約農(nóng)村老人就醫(yī)行為的重要因素。因此，雙管齊下，進(jìn)一步完善“新農(nóng)合”和“新農(nóng)保”制度才能解決人口老齡化背景下中國(guó)農(nóng)村老人的就醫(yī)困境。

新農(nóng)保；就醫(yī)行為；溢出效應(yīng)

一、引言

目前，我國(guó)已經(jīng)成為全世界老年人口最多的發(fā)展中國(guó)家，人口老齡化使我國(guó)面臨著未富先老的困境，成為影響我國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)重大問(wèn)題。更為嚴(yán)重的是，我國(guó)人口老齡化呈現(xiàn)出巨大的城鄉(xiāng)差異，農(nóng)村老年人口的比例以及人口老齡化的速度都明顯超過(guò)城鎮(zhèn)人口(林寶，2015)。在農(nóng)村青壯年勞動(dòng)力加速流出和農(nóng)村社會(huì)保障體系還很不完善的大背景下，農(nóng)村人口老齡化給農(nóng)村的醫(yī)療和養(yǎng)老都帶來(lái)了巨大挑戰(zhàn)。為了應(yīng)對(duì)這一挑戰(zhàn)，國(guó)家先后出臺(tái)了《新型農(nóng)村合作醫(yī)療》和《新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障》制度，這兩種制度都采取個(gè)人繳費(fèi)、集體補(bǔ)助、政府補(bǔ)貼相結(jié)合的籌資模式，旨在整合國(guó)家、集體和個(gè)人三方資源，走出一條具有中國(guó)特色的農(nóng)村社會(huì)保障之路。

《新型農(nóng)村合作醫(yī)療》制度自2002年出臺(tái)以來(lái)到目前已基本實(shí)現(xiàn)了全民覆蓋。這一普惠性的醫(yī)療保障制度在一定程度上減輕了農(nóng)民的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，增加了農(nóng)民對(duì)醫(yī)療資源的可得性，對(duì)改善我國(guó)農(nóng)村居民的健康狀況做出了較大貢獻(xiàn)。但與此同時(shí)我們必須看到，由于“新農(nóng)合”目前的報(bào)銷比例較低、個(gè)人自付比重較大，尤其農(nóng)村貧困居民對(duì)災(zāi)難性醫(yī)療支出依然難以承受(方黎明，2013)，“新農(nóng)合”仍未從根本上改變農(nóng)民“小病扛、大病拖”的現(xiàn)實(shí)，尤其對(duì)于農(nóng)村老人，經(jīng)濟(jì)因素依然是制約其就醫(yī)行為的重要因素(楊麗，崔穎等，2008)。

2009年，國(guó)務(wù)院出臺(tái)了《國(guó)務(wù)院關(guān)于開(kāi)展新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)試點(diǎn)的指導(dǎo)意見(jiàn)》，該制度目前已覆蓋了全國(guó)大部分地區(qū)。從開(kāi)始的試點(diǎn)到推廣，隨著受益人群的不斷擴(kuò)大，“新農(nóng)保”在一定程度上提高了農(nóng)村老人的消費(fèi)水平，增強(qiáng)了受益老人的獨(dú)立生活能力，減少了農(nóng)村老人的勞動(dòng)時(shí)間，其積極的政策效應(yīng)愈發(fā)凸顯。那么“新農(nóng)?！蹦芡ㄟ^(guò)對(duì)農(nóng)村老人收入的改善從而影響其就醫(yī)行為嗎？因此，本文擬采用2013年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(China Health and Retirement Longitudinal Study,CHARLS)數(shù)據(jù)探究“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)村老人就醫(yī)行為的作用機(jī)制及后果。

二、文獻(xiàn)綜述

隨著我國(guó)“新農(nóng)?！闭叩闹鸩酵七M(jìn)，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)新農(nóng)保的關(guān)注開(kāi)始從試點(diǎn)階段的農(nóng)戶參保意愿(王國(guó)輝，2010；林本喜，王永禮，2012；羅遐2012)、制度設(shè)計(jì)(付洪壘， 儀秀琴等，2013)轉(zhuǎn)向了推廣階段的政策效應(yīng)。一些學(xué)者注意到“新農(nóng)?！闭唠m然實(shí)施的時(shí)間不長(zhǎng)，但對(duì)我國(guó)傳統(tǒng)的養(yǎng)老模式已經(jīng)產(chǎn)生了重要影響。這主要體現(xiàn)在“新農(nóng)保”增加了農(nóng)村老人的收入，提高了他們的消費(fèi)水平(范辰辰，李文，2015；賀立龍，姜召花，2015)；減少了他們的勞動(dòng)時(shí)間(黃宏偉;展進(jìn)濤，2014)；改善了受益者的情感健康狀態(tài)(2015,解堊)。還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)新農(nóng)保減輕了老人子女的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，降低了老人對(duì)子女的經(jīng)濟(jì)依賴(陳華帥，曾毅，2013)；并進(jìn)一步增強(qiáng)了受益老人的獨(dú)立居住能力(程令國(guó)，張曄等，2013)。

但就“養(yǎng)老金”對(duì)“就醫(yī)行為”的影響，一方面可能因?yàn)閲?guó)外發(fā)達(dá)國(guó)家已經(jīng)構(gòu)建起成熟的醫(yī)療保障體系，而發(fā)展中國(guó)家卻連基礎(chǔ)社會(huì)保障體系都尚不健全；另一方面有可能由于國(guó)內(nèi)農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障制度方興未艾，因此國(guó)內(nèi)外鮮有文獻(xiàn)探討?zhàn)B老金對(duì)就醫(yī)行為的影響。不過(guò)國(guó)內(nèi)外皆有研究表明，社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素是影響個(gè)體就醫(yī)行為的重要因素(Adler, Boyce, Chesney, Folkman, & Syme, 1993；Prakongsai et al.,2009;姚兆余，張娜，2007；江金啟，鄭風(fēng)田，2014)，由此表明“新農(nóng)?！蓖耆杏绊懫涫芤嬲摺熬歪t(yī)行為”的可能性。

三、研究設(shè)計(jì)

從“新農(nóng)保”制度的實(shí)際推行來(lái)看，目前只要在“新農(nóng)保”開(kāi)展地區(qū)，凡年滿60周歲且具有本地戶籍的農(nóng)村居民皆可領(lǐng)取到每月不低于55元的養(yǎng)老金(樣本中極少地區(qū)為每月50元)。如果前期有個(gè)人賬戶積累，個(gè)人除了55元的普惠養(yǎng)老金之外，還能根據(jù)繳費(fèi)檔次獲取另外的個(gè)人賬戶支付。本文的研究目的在于考察養(yǎng)老金對(duì)“就醫(yī)行為”的影響，養(yǎng)老金的領(lǐng)取資格為年滿60周歲，如果直接比較60歲及以上的人與60歲以下的人的就醫(yī)行為，由于這兩個(gè)群體可能存在系統(tǒng)差異，直接比較容易產(chǎn)生選擇偏誤；但另一方面我們又無(wú)法讓60歲及以上的人同時(shí)處于“既有養(yǎng)老金”、“又沒(méi)有養(yǎng)老金”這兩種狀態(tài)以便比較。斷點(diǎn)回歸就能很好地解決這一選擇難題。

根據(jù)斷點(diǎn)回歸的基本思想，首先將60歲附近不享有養(yǎng)老金資格和享有養(yǎng)老金資格的個(gè)體分為控制組和處理組，這兩個(gè)組由于年齡相當(dāng)接近，我們認(rèn)為他們?cè)谄渌矫娌淮嬖谙到y(tǒng)差異，因此我們就可以將處理組和控制組在“就醫(yī)行為”上的差異歸結(jié)為政策效應(yīng)。

按照這一思路，設(shè)處理變量為Di，分組變量年齡為xi，由于是否具有養(yǎng)老金資格(Di)完全取決于年齡xi是否超過(guò)60歲，于是有：

(1)

顯然，Di為xi的函數(shù)，記不具有養(yǎng)老金資格和具有養(yǎng)老金資格的兩種潛在結(jié)果為(y0i，y1i)，由于D(xi)在x=60處存在一個(gè)斷點(diǎn)，這就提供了估計(jì)Di對(duì)yi因果效應(yīng)的機(jī)會(huì)。如果60歲附近的老人在其他方面不存在系統(tǒng)差異，我們就可以將小鄰域[60-ε，60+ε]之間的老人進(jìn)行隨機(jī)分組，由此就構(gòu)成了一個(gè)準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)，我們可以一致地估計(jì)在x=60的局部平均處理效應(yīng)(LATE),即

LATE ≡E(y1i-y0i|x=60)

=E(y1i|x=60)-E(y0i|x=60)

(2)

假設(shè)在實(shí)驗(yàn)前，結(jié)果變量yi與年齡xi之間存在如下線性關(guān)系：

yi=α+βxi+εi(i=1,…,n)

如果養(yǎng)老金對(duì)農(nóng)民的就醫(yī)行為具有正向影響，那么yi與xi之間的線性關(guān)系在x=60處就會(huì)發(fā)生向上跳躍。由于已經(jīng)假定60歲附近的個(gè)體不存在系統(tǒng)差異，我們就可以認(rèn)為x=60處的跳躍就是養(yǎng)老金對(duì)就醫(yī)行為的因果效應(yīng)。

通過(guò)引入虛擬變量，我們可以通過(guò)下面的函數(shù)對(duì)“跳躍”進(jìn)行估計(jì)。

yi=α+β(xi-60)+δDi+γ(xi-60)Di+εi(i=1,…,n)

(3)

斷點(diǎn)回歸包含精確斷點(diǎn)回歸和模糊斷點(diǎn)回歸兩種方法，根據(jù)本文的研究對(duì)象，由于領(lǐng)取養(yǎng)老金資格的年齡確定為60周歲，因此本文選取精確斷點(diǎn)回歸估計(jì)養(yǎng)老金對(duì)就醫(yī)行為的因果效應(yīng)。但如果直接對(duì)式(3)進(jìn)行回歸會(huì)帶來(lái)兩個(gè)問(wèn)題，一是在函數(shù)中包含了高次項(xiàng)的情況下會(huì)造成變量遺漏偏差，二是斷點(diǎn)回歸要求只使用斷點(diǎn)鄰域樣本，而式(3)卻采用了所有樣本。解決這兩個(gè)問(wèn)題的辦法通常是采用局部線性回歸，限定x的取值范圍為(c-h,c+h)，通過(guò)局部線性回歸最小化以下目標(biāo)函數(shù)：

(4)

斷點(diǎn)回歸中較常用的核函數(shù)有三角核和矩形核。局部線性回歸的實(shí)質(zhì)是通過(guò)在一個(gè)小鄰域(c-h,c+h)內(nèi)進(jìn)行最小加權(quán)二乘估計(jì)，該權(quán)重由核函數(shù)計(jì)算。由此得到的估計(jì)量也稱為“局部沃爾德估計(jì)量”(Local Wald estimator)，其符號(hào)和大小反應(yīng)了Di對(duì)yi因果效應(yīng)的方向和大小。

四、數(shù)據(jù)來(lái)源與統(tǒng)計(jì)描述

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源與變量設(shè)置

本文采用的數(shù)據(jù)來(lái)源于2013年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)，該調(diào)查由北京大學(xué)國(guó)家發(fā)展研究院主持，北京大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心執(zhí)行。CHARLS采用多階段抽樣方法，樣本覆蓋了全國(guó)28省、市、自治區(qū)的150個(gè)縣級(jí)單位，450個(gè)社區(qū)單位，包含了約10000個(gè)家庭中的17000人，內(nèi)容涵蓋健康、醫(yī)療、工作、養(yǎng)老、收支、資產(chǎn)以及身體機(jī)能測(cè)試等諸多方面。CHARLS旨在建立一個(gè)能夠代表我國(guó)45歲及以上中老年人家庭和個(gè)人的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)庫(kù)，用以推動(dòng)我國(guó)人口老齡化問(wèn)題的跨學(xué)科研究。

CHARLS從2011年開(kāi)始全國(guó)基線調(diào)查，然后每隔兩年進(jìn)行一次跟蹤調(diào)查。但由于2011年我國(guó)新農(nóng)保還處于試點(diǎn)階段，參保率較低，為了保證樣本的代表性，本研究選取了2013年的全國(guó)基線調(diào)查數(shù)據(jù)。本研究主要目的是為了分析“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)民就醫(yī)行為的影響，根據(jù)這一研究目的，本文首先排除了尚未開(kāi)展“新農(nóng)保”的地區(qū)樣本；同時(shí)為了讓“新農(nóng)?！蹦芘c其他保險(xiǎn)的影響效應(yīng)加以區(qū)分，本研究進(jìn)一步排除了享有其他保險(xiǎn)類型的受訪者①；然后按照“過(guò)去一個(gè)月是否生過(guò)病”這一變量將回答“否”的樣本排除，最后獲得信息完整的有效樣本1566人。

本文包含三個(gè)被解釋變量(結(jié)果變量)，第一個(gè)變量為“上個(gè)月生病后是否就醫(yī)”，該變量為啞變量，即“就醫(yī)=1”，“未就醫(yī)=0”；第二個(gè)變量為“上個(gè)月生病后的就醫(yī)次數(shù)”；第三個(gè)變量為“上個(gè)月生病的醫(yī)療支出”，該變量在計(jì)量過(guò)程中通過(guò)取對(duì)數(shù)進(jìn)行了平滑處理。

本文另外的變量主要有分組變量—年齡，計(jì)量過(guò)程中對(duì)其進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。同時(shí)為了盡量精確估計(jì)出“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)民就醫(yī)行為的因果效應(yīng)，本文還包括了會(huì)影響到農(nóng)民就醫(yī)決策的性別、婚姻狀況(“有配偶=1”，“沒(méi)有配偶=0”)、文化程度、居住安排(“與子女就近居住=1”，“與子女非就近居住”=0)、收入狀況(由于CHARLS原數(shù)據(jù)中被訪者收入數(shù)據(jù)缺失較多，本文采用受訪者的貨幣資產(chǎn)作為替代變量，貨幣資產(chǎn)包括受訪者的現(xiàn)金數(shù)量加上銀行存款數(shù)量，計(jì)量過(guò)程中采取了取對(duì)數(shù)處理)以及受訪者自報(bào)健康狀況(“非常好=1”、“較好=2”、“一般=3”、“較差=4”、“非常差=5”)等作為協(xié)變量。

(二)樣本描述

本文的1566個(gè)樣本的平均年齡為59.52歲，其中男性608人，占38.8%，女性958人，占61.2%；86.4%的受訪者有配偶，13.6%的受訪者無(wú)配偶。受訪者文化程度普遍較低，53%的受訪者沒(méi)有受過(guò)正式教育，小學(xué)畢業(yè)的只占24.1%。從受訪者的自報(bào)健康狀況來(lái)看，回答“較好”和“非常好”的受訪者只占9.4%，有43.7%的受訪者回答“一般”，回答“較差”和“非常差”的受訪者共占46.7%，由此反映出農(nóng)村老人健康狀況不容樂(lè)觀。受訪者的貨幣資產(chǎn)均值為4220元，但中位數(shù)只有500元，反應(yīng)出農(nóng)村老人總體收入水平不高，且貧富差距較大。受訪者養(yǎng)老金月均71.66元，年均859.92元。

表1按年齡從左到右按年齡帶寬從大到小分組比較了有無(wú)養(yǎng)老金資格者在生病后是否就診，診療次數(shù)，以及醫(yī)療支出三個(gè)方面的差別?？梢钥吹皆诟鱾€(gè)年齡帶寬組，養(yǎng)老金享有者三項(xiàng)的均值都高于無(wú)養(yǎng)老金資格者，由此表明有無(wú)新農(nóng)保在就醫(yī)行為上存在一定差異。隨著年齡帶寬的變小，二者之間差異的顯著性開(kāi)始逐漸降低，這進(jìn)一步表明“新農(nóng)?！笨赡軐?duì)就醫(yī)行為具有重要影響。

表1 均值描述

五、實(shí)證分析

(一)設(shè)計(jì)有效性檢驗(yàn)

根據(jù)本文的研究目的，要檢驗(yàn)“新農(nóng)保”對(duì)“就醫(yī)行為”影響的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)是否有效，主要是看設(shè)計(jì)中控制實(shí)驗(yàn)的特征是否明顯，即有“新農(nóng)?！辟Y格的實(shí)驗(yàn)組和沒(méi)有“新農(nóng)保”資格的控制組是否具有隨機(jī)特征?？梢詮膬蓚€(gè)方面來(lái)檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)是否具有控制實(shí)驗(yàn)的特征。一是看模型中的協(xié)變量即樣本個(gè)體特征在斷點(diǎn)處是否平衡；二是看年齡分布在斷點(diǎn)處是否平滑。

表2匯報(bào)了模型中的協(xié)變量對(duì)年齡虛擬變量的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示各個(gè)特征變量在三種不同年齡帶寬下都幾乎不顯著，由此表明所有協(xié)變量的條件密度函數(shù)在斷點(diǎn)處都是連續(xù)的。

圖1顯示的是年齡操縱的檢驗(yàn)結(jié)果，從圖中可以看到，年齡分布在斷點(diǎn)處較為平滑，沒(méi)有發(fā)生明顯的跳躍現(xiàn)象，說(shuō)明沒(méi)有發(fā)生年齡操縱現(xiàn)象。以上檢驗(yàn)結(jié)果表明該實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)是有效的。

表2 平衡性檢驗(yàn)

注：括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差?！?，※※，※※※分別表示10%，5%,1%顯著性水平，下表同。

(二)主要結(jié)果

表3報(bào)告了樣本總體的斷點(diǎn)回歸結(jié)果。從表中可以看到，“生病后是否就診”的處理效應(yīng)在三種年齡帶寬下系數(shù)皆為正，且都在1%的水平上顯著，表明“新農(nóng)?！泵黠@提高了農(nóng)民生病后的就醫(yī)意愿，增加了農(nóng)民生病后的就醫(yī)概率。新農(nóng)保的這一效應(yīng)一方面是由于新農(nóng)保在一定程度上改善了農(nóng)民的收入狀況，從而改變了農(nóng)民的就醫(yī)決策行為；更重要的是，國(guó)家對(duì)農(nóng)民的反哺改變了農(nóng)村老人對(duì)生活的認(rèn)知，提高了他們的生活滿意度(黎春嫻，2013)，進(jìn)而增強(qiáng)了農(nóng)村老人的健康意識(shí)。

圖1 年齡操縱檢驗(yàn)

表3同時(shí)還報(bào)告了“新農(nóng)保”對(duì)“就診次數(shù)”和“醫(yī)療支出”的處理效應(yīng)?？梢钥吹诫m然0.5倍和2倍最優(yōu)年齡帶寬的“就診次數(shù)”的處理效應(yīng)系數(shù)都不顯著，但三種年齡帶寬下系數(shù)都為正。而醫(yī)療支出在各個(gè)年齡帶寬的處理效應(yīng)系數(shù)皆為正，且在不同水平上顯著，體現(xiàn)出農(nóng)民在享有“新農(nóng)?！币院筢t(yī)療支出明顯增加，表明享有“新農(nóng)?！钡霓r(nóng)民更愿意為健康“買單”。以上結(jié)果總體表明，“新農(nóng)?！痹谝欢ǔ潭壬细淖兞宿r(nóng)民的就醫(yī)行為，有了新農(nóng)保以后，農(nóng)民在健康意識(shí)上開(kāi)始從“小病靠拖，大病靠抗”向“有病必治，治必治愈”轉(zhuǎn)變。

本文還以受訪者貨幣資產(chǎn)(“收入”的代理變量)均值為標(biāo)準(zhǔn)，將受訪者分成了較低收入組和較高收入組，表4報(bào)告了“新農(nóng)?！痹诓煌杖胨缴蠈?duì)農(nóng)民就醫(yī)行為的影響?？梢钥吹?，在較低收入組，“生病后是否就診”的處理效應(yīng)系數(shù)在不同年齡帶寬下都顯著為正，而“就診次數(shù)”和“醫(yī)療支出”這兩個(gè)變量雖然處理效應(yīng)系數(shù)為正但都不顯著；在高收入組，除了“就診次數(shù)”外，其他兩個(gè)變量的處理效應(yīng)系數(shù)都在不同水平上顯著為正。以上結(jié)果進(jìn)一步表明，對(duì)于較低收入組的農(nóng)民來(lái)講，“新農(nóng)?！彪m然增強(qiáng)了較低收入農(nóng)民生病后的就醫(yī)意愿，提高了他們的就醫(yī)概率，但他們依然難以承受更多的醫(yī)療支出；而對(duì)于較高收入的農(nóng)民，“新農(nóng)?！奔仍黾恿怂麄兊木歪t(yī)概率，也在一定程度上提高了他們的醫(yī)療支付意愿。

表3 樣本總體斷點(diǎn)回歸

表 4 按收入高低分組的分樣本斷點(diǎn)回歸

六、研究結(jié)論與政策蘊(yùn)含

本文討論了“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)民“就醫(yī)行為”的影響。研究結(jié)果表明，“新農(nóng)保”明顯提高了較低收入農(nóng)民生病后的就診意愿，增加了他們的就診概率，但沒(méi)有顯著提高他們的醫(yī)療支付能力；對(duì)于較高收入的農(nóng)民，“新農(nóng)?！睂?duì)他們生病后的就診意愿和醫(yī)療支付意愿都有顯著提高?？傮w上看，“新農(nóng)?！闭谑罐r(nóng)民的健康意識(shí)從“小病靠拖，大病靠抗”向“有病必治”轉(zhuǎn)變，“新農(nóng)保”對(duì)農(nóng)民的就醫(yī)行為具有正向的“溢出效應(yīng)”。

本文的研究結(jié)論同時(shí)也折射出，較高的醫(yī)療費(fèi)用和較低的收入水平依然是制約農(nóng)村老人就醫(yī)行為的重要因素。由此，本文的政策蘊(yùn)含也就相當(dāng)明顯。一方面我們必須進(jìn)一步完善《新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度》，提高新農(nóng)合的報(bào)銷水平，降低農(nóng)民的自付費(fèi)用；同時(shí)加強(qiáng)新農(nóng)合分級(jí)診療制度建設(shè)，提高新農(nóng)合服務(wù)水平。另一方面，我們還必須同時(shí)進(jìn)一步推廣和完善《新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障制度》，不斷擴(kuò)大“新農(nóng)?！钡母采w范圍和提高“新農(nóng)?！钡闹Ц端?。雙管齊下，方能緩解我國(guó)人口老齡化背景下農(nóng)村老人的就醫(yī)之困。

注 釋：

①這里的其他保險(xiǎn)指“政府機(jī)關(guān)和事業(yè)單位退休金”、“企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)”、“企業(yè)補(bǔ)充養(yǎng)老保險(xiǎn)”、“商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)”、“人壽保險(xiǎn)”、“農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)(老農(nóng)保)”、“城鄉(xiāng)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)”、“城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)”、“征地養(yǎng)老保險(xiǎn)(失地養(yǎng)老保險(xiǎn)、高齡老人養(yǎng)老補(bǔ)助)(補(bǔ)貼)”等。

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2017-01-03

重慶市教委人文社科項(xiàng)目“重慶農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的模式與路徑研究”(編號(hào)：15SKG232)階段性成果。

1.重慶郵電大學(xué)移通學(xué)院,重慶 合川，405120 ；2.西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，四川 重慶，400715

譚銀清 (1978- ) 男， 重慶石柱人，重慶郵電大學(xué)移通學(xué)院講師，西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院農(nóng)林經(jīng)濟(jì)管理專業(yè)博士研究生；王 釗 (1957- )，男，四川敘永人，西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授，博士，博士生導(dǎo)師，研究方向：區(qū)域發(fā)展與管理、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理、企業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理；本文通訊作者。

F842.6

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1008-8091(2017)01-0059-06