精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)貧困農(nóng)戶家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響
——基于2013～2017年CHFS微觀數(shù)據(jù)

范晨露，馬艷艷

（寧夏大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，寧夏 銀川 750021）

2020年底我國如期完成脫貧攻堅(jiān)任務(wù)，現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下農(nóng)村貧困人口全部脫貧、貧困縣全部摘帽，消除了絕對(duì)貧困和區(qū)域性整體貧困。從實(shí)際成效上看，90%以上建檔立卡貧困人口得到產(chǎn)業(yè)和就業(yè)扶貧支持，人均收入水平從2015年的2 982元提高到了2020年的10 740元，精準(zhǔn)扶貧政策實(shí)施使貧困人口全部實(shí)現(xiàn)“兩不愁、三保障”及飲水安全保障。但是，為防止脫貧邊緣農(nóng)戶返貧風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)一步推進(jìn)鄉(xiāng)村全面振興，繼續(xù)激發(fā)已脫貧農(nóng)戶內(nèi)生動(dòng)力是新階段迫切需要深入探討的問題。

近年來，國內(nèi)外學(xué)者們針對(duì)各類扶貧項(xiàng)目的減貧效果進(jìn)行了一系列研究，Sommers等[1]分析評(píng)估了美國醫(yī)療補(bǔ)助政策在降低貧困人口比率方面的貢獻(xiàn)；Nwachukwu等[2]分析了尼日利亞職業(yè)技術(shù)教育與培訓(xùn)政策的扶貧效果；Arouri等[3]研究表明，越南人口城鎮(zhèn)化率每提高1%，貧困發(fā)生率下降0.17%。國內(nèi)學(xué)者研究表明，多元化扶貧政策縮小了城鄉(xiāng)收入差距，也拓寬了貧困農(nóng)戶的收入渠道[4，5]；劉釗等[6]從家庭收入和生產(chǎn)資本積累2個(gè)角度分析發(fā)現(xiàn)，精準(zhǔn)扶貧對(duì)促進(jìn)農(nóng)村貧困家庭人均純收入成效顯著，但實(shí)際效果呈現(xiàn)出邊際遞減特征，而且不同扶貧政策在減貧效果方面存在顯著差異性。通過梳理文獻(xiàn)可以看出，大多數(shù)研究是基于實(shí)證分析普遍證明了精準(zhǔn)扶貧提高貧困人口收入水平的有效性。

隨著學(xué)者們對(duì)貧困問題的深入研究發(fā)現(xiàn)，單憑收入標(biāo)準(zhǔn)評(píng)價(jià)政策的扶貧效果存在很大的局限性，因此引入消費(fèi)維度，從而更加全面地評(píng)估政策的扶貧效果[8，9]，為精準(zhǔn)識(shí)別和治理貧困提供了更好地建議[10～12]。邊俊杰等[13]、徐志剛等[14]認(rèn)為，精準(zhǔn)扶貧政策的實(shí)施對(duì)于收入低于貧困標(biāo)準(zhǔn)的真正貧困人群有一定的收入消費(fèi)增長效應(yīng)；張全紅等[15]通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，精準(zhǔn)扶貧顯著提高了貧困農(nóng)戶家庭的純收入和轉(zhuǎn)移支付收入水平，降低了人均消費(fèi)支出和外出務(wù)工比例，且健康狀況良好的貧困人口受到的政策影響更大；王靜[16]認(rèn)為，農(nóng)村居民因務(wù)農(nóng)增收難、外出務(wù)工收入水平不穩(wěn)定等因素，導(dǎo)致消費(fèi)因素不足；楊汝岱等[17]、王柏杰[18]認(rèn)為，農(nóng)村居民會(huì)因預(yù)防消費(fèi)、收入風(fēng)險(xiǎn)而儲(chǔ)蓄，一旦未來收入不確定或消費(fèi)增大，消費(fèi)意愿會(huì)下降。流動(dòng)性約束、未來不確定性、收入、社會(huì)保障、城鎮(zhèn)化水平、科技發(fā)展和金融發(fā)展水平等諸多因素也制約了農(nóng)村居民家庭消費(fèi)及決策行為[19～25]。

總體來看，關(guān)于精準(zhǔn)扶貧政策實(shí)施對(duì)農(nóng)戶家庭消費(fèi)及消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響較少。因此，結(jié)合已有研究成果和我國農(nóng)民居民家庭的調(diào)研數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙重差分法（DID）探討精準(zhǔn)扶貧政策全面實(shí)施對(duì)貧困農(nóng)戶家庭消費(fèi)及消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，為進(jìn)一步滿足農(nóng)村居民家庭消費(fèi)需求的優(yōu)化升級(jí)、提升其生活水平和生活質(zhì)量，以及有效防范返貧風(fēng)險(xiǎn)提供重要的理論參考。

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

微觀調(diào)研數(shù)據(jù)來源于中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)庫（CHFS）2013年、2015年和2017年數(shù)據(jù)，主要指標(biāo)包括戶主基本情況（年齡、婚姻狀況、受教育年限）、家庭基本情況（家庭規(guī)模、工作人數(shù)、家庭成員健康狀況、家庭住房、家庭總收入和凈資產(chǎn)）、人均消費(fèi)、生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)水平。

1.2 研究方法

1.2.1 數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理 選取農(nóng)村居民家庭作為樣本量，剔除變量缺失、異常、僅有1 a數(shù)據(jù)的樣本，獲得樣本量25 754個(gè)，其中控制組樣本量為18 636個(gè)，處理組樣本量為7 118個(gè)。

1.2.2 評(píng)價(jià)體系構(gòu)建

1.2.2.1 被解釋變量。農(nóng)村消費(fèi)結(jié)構(gòu)分為食品、衣著、居住、日用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通通訊、文教娛樂和其他商品及服務(wù)等八類。根據(jù)研究的內(nèi)容和已有的研究成果[12，26]，將貧困農(nóng)戶的人均消費(fèi)、生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)設(shè)置為被解釋變量，其中生存型消費(fèi)包括食物、衣物、水、電、燃?xì)赓M(fèi)以及物業(yè)管理費(fèi)房屋裝修、維修或擴(kuò)建費(fèi)用、日用品購買等支出，發(fā)展型消費(fèi)包括家庭耐用品及設(shè)備用品、教育培訓(xùn)、文化娛樂、交通通信等支出。

1.2.2.2 控制變量。結(jié)合已有研究成果，戶主個(gè)人特征、家庭資源稟賦會(huì)對(duì)扶貧政策實(shí)施后的消費(fèi)水平產(chǎn)生重要影響。為此對(duì)戶主個(gè)人特征與家庭資源稟賦加以控制，其中，戶主個(gè)人特征主要包括戶主年齡、婚姻狀況和受教育年限4個(gè)指標(biāo)，家庭資源稟賦主要包括家庭規(guī)模、工作人數(shù)、家庭成員健康情況、家庭是否擁有住房、家庭收入、家庭資產(chǎn)6個(gè)指標(biāo)（表1）。

表1 評(píng)價(jià)指標(biāo)體系Table 1 Evaluation index system

1.2.3 評(píng)價(jià)模型構(gòu)建 選取雙重差分模型（DID）估計(jì)精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)農(nóng)戶家庭消費(fèi)水平及消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響。通過對(duì)政策實(shí)施前后控制組（未受政策影響）和處理組（受政策影響）之間差異的比較來評(píng)估政策效果。同傳統(tǒng)的最小二乘回歸法相比，雙重差分法可在很大程度上避免樣本選擇偏差導(dǎo)致的數(shù)據(jù)內(nèi)生問題。具體模型如下所示：

式中，Yit為被解釋變量，分別為貧困農(nóng)戶人均消費(fèi)、生存型消費(fèi)和發(fā)展型消費(fèi)，i：農(nóng)戶個(gè)體，t：時(shí)期；treati：分組虛擬變量，treati=1是貧困農(nóng)戶，treati=0是一般農(nóng)戶；timet：政策實(shí)施前后時(shí)間段的虛擬變量，treati=0是政策實(shí)施前時(shí)間段（2014年），treati=1是政策實(shí)施后時(shí)間段（2016年）；交互項(xiàng)treati-×timet：核心解釋變量，α1：政策實(shí)施前后處理組和控制組農(nóng)戶家庭消費(fèi)的差異；Xit：控制變量；λi：農(nóng)戶個(gè)體固定效應(yīng)；vt時(shí)間固定效應(yīng)。

在此必須進(jìn)一步說明，我國為鞏固脫貧成果依據(jù)“脫貧不脫政策”原則，對(duì)已脫貧家庭執(zhí)行“脫貧不撤檔”，仍舊享受醫(yī)保、教育補(bǔ)助等扶持政策[7，12]，基于此，農(nóng)戶一旦被評(píng)為“建檔立卡”貧困戶，即便后續(xù)年份農(nóng)戶已經(jīng)脫貧，但仍視為處理組。

1.2.4 穩(wěn)定性檢驗(yàn) 通過反事實(shí)檢驗(yàn)、安慰劑檢驗(yàn)判斷模型的穩(wěn)定性。

1.2.4.1 反事實(shí)檢驗(yàn)。為了保證雙重差分模型估計(jì)的一致性，通過改變政策實(shí)施時(shí)間來進(jìn)行反事實(shí)檢驗(yàn)。假設(shè)“建檔立卡”政策實(shí)施時(shí)間為2013年，從而估算貧困戶受到精準(zhǔn)扶貧政策的影響效應(yīng)。若人均消費(fèi)、生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)均不顯著，且估計(jì)系數(shù)也不顯著，說明模型的穩(wěn)定性較好。

1.2.4.2 安慰劑檢驗(yàn)。通過隨機(jī)化處理組進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，以進(jìn)一步檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸是否受到其他不可觀測因素的影響。保持精準(zhǔn)扶貧政策實(shí)施時(shí)間不變，將原來的處理組樣本從總樣本中剔除，從政策后一期樣本中隨機(jī)抽取2 708個(gè)家庭并匹配前兩期的家庭作為新的處理組，其他樣本為對(duì)照組，然后利用新樣本重新估計(jì)政策效果。為了提高安慰劑檢驗(yàn)識(shí)別能力，進(jìn)行隨機(jī)抽樣500次。

2 結(jié)果與分析

2.1 描述性分析

統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)（表2）顯示，貧困組的人均消費(fèi)水平偏低，發(fā)展型消費(fèi)、生存型消費(fèi)低于非貧困組。從戶主基本特征可以看出，貧困組農(nóng)戶的年齡偏大，受教育年限偏低；從家庭資源稟賦可以看出貧困組農(nóng)戶家庭成員較少，健康程度偏低，且自有住房、總收入、凈資產(chǎn)均值均低于非貧困組。獲取的數(shù)據(jù)與研究區(qū)域情況相符，研究結(jié)果有現(xiàn)實(shí)意義。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)Table 2 Descriptive statistics of main variables

2.2 精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)貧困農(nóng)戶家庭消費(fèi)的影響

基準(zhǔn)回歸結(jié)果（表3）顯示，精準(zhǔn)扶貧政策在0.05水平上顯著正向影響農(nóng)村居民的人均消費(fèi)水平、生存型消費(fèi)水平，在0.01水平上顯著正向影響農(nóng)村貧困農(nóng)戶的發(fā)展型消費(fèi)，即政策實(shí)施后使農(nóng)村貧困家庭人均消費(fèi)水平提高了3.79%，生存型消費(fèi)水平提高了4.21%，發(fā)展型消費(fèi)水平提高了12.02%，說明精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)發(fā)展型消費(fèi)的促進(jìn)作用更加明顯，可能是因?yàn)樨毨Ъ彝サ纳嫘拖M(fèi)收入彈性較低，發(fā)展型消費(fèi)收入彈性較高造成的，當(dāng)貧困家庭收入提高后，發(fā)展型消費(fèi)的增速會(huì)更快[12]?？傮w來看，扶貧政策實(shí)施后，一方面滿足了貧困家庭的基本生活需求，另一方面，優(yōu)化了貧困家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，改善了貧困家庭的生活質(zhì)量。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果Table 3 Results of baseline regression

2.2.1 穩(wěn)定性檢驗(yàn) 反事實(shí)檢驗(yàn)結(jié)果（表4）顯示，人均消費(fèi)、生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)不顯著，估計(jì)系數(shù)均不顯著，則說明基準(zhǔn)回歸估計(jì)結(jié)果穩(wěn)定性較好，因此研究結(jié)果具有意義。安慰劑試驗(yàn)結(jié)果（圖1）顯示，安慰劑檢驗(yàn)估計(jì)系數(shù)均值（右側(cè)虛線）接近于0，且絕大多數(shù)p值＞0.1，說明估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)定性。說明研究結(jié)果具有現(xiàn)實(shí)意義。

圖1 安慰劑檢驗(yàn)估計(jì)系數(shù)分布結(jié)果Fig.1 Distribution of the estimated coefficients of the placebo test

表4 反事實(shí)檢驗(yàn)結(jié)果Table 4 Results of counterfact test

2.2.2 控制變量對(duì)貧困農(nóng)戶家庭人均消費(fèi)水平的影響 年齡、婚姻狀況、受教育年限、家庭健康狀況、家庭是否擁有住房、家庭收入、家庭凈資產(chǎn)正向影響貧困農(nóng)戶家庭的人均消費(fèi)水平。其中，婚姻狀況在0.1水平上顯著正向影響，家庭健康狀況在0.05水平上顯著正向影響，受教育年限、家庭收入、家庭凈資產(chǎn)在0.01水平上顯著正向影響，即戶主已婚和高教育水平、家庭良好健康狀況、高收入和高凈資產(chǎn)均有利于農(nóng)戶家庭消費(fèi)，說明婚姻帶來家庭人口的增加進(jìn)而引致支出范圍的擴(kuò)大，而戶主文化程度越高，家庭未來預(yù)期收入會(huì)更高，甚至一定程度上由生存型向發(fā)展型轉(zhuǎn)變的意愿更高。年齡的平方、家庭規(guī)模、工作人數(shù)在0.01水平上顯著負(fù)向影響貧困農(nóng)戶家庭的人均消費(fèi)水平，即年齡與消費(fèi)并非簡單的線性關(guān)系，家庭成員每增加1人，家庭人均消費(fèi)就會(huì)減少9.92%，工作人數(shù)每增加1人，家庭人均消費(fèi)減少3.43%。

2.2.3 控制變量對(duì)貧困農(nóng)戶家庭生存型消費(fèi)水平的影響 婚姻狀況、受教育年限、家庭規(guī)模、家庭健康狀況、家庭是否擁有住房、家庭收入、家庭凈資產(chǎn)顯著正向影響貧困農(nóng)戶家庭的生存型消費(fèi)水平，而年齡的平方顯著負(fù)向影響農(nóng)戶家庭的生存型消費(fèi)，即年齡與農(nóng)戶家庭生存型消費(fèi)呈非線性關(guān)系，而其他戶主特征和家庭特征均有利于農(nóng)戶家庭生存型消費(fèi)增加，其中戶主婚姻狀況和家庭健康狀況對(duì)生存型消費(fèi)的影響程度更大。

2.2.4 控制變量對(duì)貧困農(nóng)戶家庭發(fā)展型消費(fèi)水平的影響 年齡、婚姻狀態(tài)、受教育年限、家庭規(guī)模、工作人數(shù)、家庭健康狀況、家庭是否擁有住房、家庭收入、家庭凈資產(chǎn)均顯著正向影響貧困農(nóng)戶家庭的發(fā)展型消費(fèi)水平，年齡的平方顯著負(fù)向影響貧困農(nóng)戶家庭發(fā)展型消費(fèi)水平，控制變量對(duì)貧困農(nóng)戶家庭發(fā)展型消費(fèi)水平的影響同人均消費(fèi)和生存型消費(fèi)基本一致。

比較貧困農(nóng)戶家庭的生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)的控制變量估計(jì)系數(shù)可以看出，發(fā)展型消費(fèi)的控制變量估計(jì)系數(shù)高于生存型消費(fèi)控制變量估計(jì)系數(shù)，說明現(xiàn)階段貧困農(nóng)戶的消費(fèi)逐漸從低層次生存型消費(fèi)向高層次發(fā)展型消費(fèi)轉(zhuǎn)變。

2.3 精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)貧困農(nóng)戶家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響

精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)貧困農(nóng)戶家庭八類消費(fèi)影響的回歸結(jié)果（表5）顯示，精準(zhǔn)扶貧政策實(shí)施使貧困農(nóng)戶家庭的食品支出、衣著支出、居住支出、交通通信、教育、文娛支出分別增長了3.34%、5.31%、7.89%、11.11%和54.17%，且分別在0.05、0.01水平上顯著正向影響居住支出、交通通信、教育、文娛支出；使貧困農(nóng)戶家庭的日用品及服務(wù)支出、醫(yī)療健康支出、其他支出分別降低了4.09%、13.84%、5.38%，且在0.1水平上顯著負(fù)向影響醫(yī)療健康支出。

表5 精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)農(nóng)戶八類消費(fèi)影響的回歸結(jié)果Table 5 Regression results of the impact of targeted poverty alleviation policies on eight types of consumption of farmers

由此看出，政策通過“六個(gè)精準(zhǔn)”使貧困農(nóng)戶家庭的收入和支出得到了很大改善，尤其是“義務(wù)教育、基本醫(yī)療、住房安全有保障”三保障工作成效顯著。政策實(shí)施對(duì)教育文娛支出的影響作用最大。隨著農(nóng)村義務(wù)教育政策普及和“扶志先扶智”幫扶措施推行，貧困農(nóng)戶逐漸意識(shí)到教育投資的重要性，更傾向于投資子女教育；隨著住房改善項(xiàng)目的實(shí)施，交通設(shè)施的不斷建設(shè)、完善以及信息技術(shù)不斷進(jìn)步，農(nóng)戶越來越重視居住條件、交通出行以及與外界的交流溝通，疊加式的精準(zhǔn)扶貧政策增強(qiáng)了貧困農(nóng)戶發(fā)展的內(nèi)生動(dòng)力，消費(fèi)能力和生活質(zhì)量得到較大提升；精準(zhǔn)扶貧政策針對(duì)貧困農(nóng)戶大病、慢性病住院治療以及其他門診醫(yī)療費(fèi)的報(bào)銷比例明顯高于普通農(nóng)戶，促使貧困農(nóng)戶醫(yī)療健康支出顯著降低[15]。

精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)農(nóng)戶八類消費(fèi)占比影響的回歸結(jié)果（表6）顯示，精準(zhǔn)扶貧政策的實(shí)施使貧困農(nóng)戶家庭衣著支出占比、居住支出占比、交通通信占比、教育文娛占比分別提高了0.10%、0.45%、0.28%，且在0.1水平上顯著正向影響居住支出占比；使食物支出占比、日用品及服務(wù)支出占比、醫(yī)療健康支出占比、其他支出占比分別降低了0.58%、0.04%、0.89%、0.02%，且在0.1水平上顯著負(fù)向影響醫(yī)療健康支出比例，表明隨著精準(zhǔn)扶貧政策是全面實(shí)施，農(nóng)戶對(duì)居住環(huán)境的需求逐步提高，有效緩解了貧困農(nóng)戶“看病難、看病貴”的問題。因此，精準(zhǔn)扶貧政策的實(shí)施有利于貧困家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，但升級(jí)空間還有待進(jìn)一步提升。

表6 精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)農(nóng)戶八類消費(fèi)占比影響的回歸結(jié)果Table 6 Regression results of the impact of targeted poverty alleviation policies on the proportion of eight types of consumption of farmers

3 結(jié)論與討論

3.1 主要結(jié)論

基于2013～2017年CHFS調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙重差分法（DID）從農(nóng)村居民家庭消費(fèi)和結(jié)構(gòu)角度對(duì)精準(zhǔn)扶貧政策實(shí)施效果進(jìn)行評(píng)估，結(jié)果表明：（1）精準(zhǔn)扶貧政策顯著正向影響貧困農(nóng)戶的人均消費(fèi)水平、生存型消費(fèi)水平、發(fā)展型消費(fèi)水平，即精準(zhǔn)扶貧政策實(shí)施使貧困農(nóng)戶人均消費(fèi)水平提高3.79%、生存型消費(fèi)水平提高4.21%、發(fā)展型消費(fèi)提高12.02%。（2）精準(zhǔn)扶貧政策有助于改善貧困農(nóng)戶消費(fèi)結(jié)構(gòu)。精準(zhǔn)扶貧政策實(shí)施使貧困農(nóng)戶居住支出增加7.89%，交通通信支出增加11.11%，教育文娛支出增加54.17%，醫(yī)療健康支出減少13.84%；居住支出占比顯著提高，醫(yī)療保健支出占比顯著降低。貧困農(nóng)戶消費(fèi)結(jié)構(gòu)逐漸從低層次生存型消費(fèi)向高層次發(fā)展型消費(fèi)轉(zhuǎn)變。

3.2 對(duì)策建議

3.2.1 強(qiáng)化農(nóng)村生活性服務(wù)支持政策 針對(duì)新形勢(shì)下農(nóng)村居民日益多元化的消費(fèi)需求，尤其是為了鞏固可持續(xù)脫貧效果，繼續(xù)實(shí)施精準(zhǔn)扶貧政策分類管理，大力發(fā)展便利化、精細(xì)化的鄉(xiāng)村數(shù)字服務(wù)網(wǎng)點(diǎn)，不斷拓寬農(nóng)村居民就業(yè)渠道，積極推動(dòng)農(nóng)產(chǎn)品出戶和電子商務(wù)進(jìn)村，有效促使城鄉(xiāng)消費(fèi)和生產(chǎn)對(duì)接，完善和提升生活性服務(wù)質(zhì)量，激發(fā)農(nóng)村居民消費(fèi)潛力，進(jìn)一步促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)優(yōu)化。

3.2.2 加大農(nóng)戶職業(yè)技能培訓(xùn)投入力度 職業(yè)技能教育培訓(xùn)是增強(qiáng)脫貧農(nóng)戶內(nèi)生發(fā)展能力和減少對(duì)外部幫扶過度依賴的重要途徑?？梢酝ㄟ^完善農(nóng)村職業(yè)技能培訓(xùn)基礎(chǔ)設(shè)施、搭建互聯(lián)網(wǎng)教育合作平臺(tái)等方式積極培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，為鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興注入優(yōu)質(zhì)人力資源，進(jìn)而推動(dòng)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展。

3.2.3 繼續(xù)提升農(nóng)村居民健康素養(yǎng) 醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)通過電視、廣播、網(wǎng)絡(luò)和現(xiàn)場宣傳等途徑提高農(nóng)村居民對(duì)健康飲食、生活習(xí)慣，尤其是對(duì)預(yù)防慢性病的認(rèn)知程度[27]，是培養(yǎng)和提高農(nóng)村居民健康素養(yǎng)成本最低且最有效的措施。同時(shí)，可以通過有效激勵(lì)政策促進(jìn)醫(yī)務(wù)人員向基層合理流動(dòng)，特別是針對(duì)建檔立卡農(nóng)戶中的慢性病患者免費(fèi)提供服務(wù)。