陶婭　蓋志毅　王桂英

摘 要：本文基于計劃行為理論，構(gòu)建農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為的雙變量Probit回歸模型，利用內(nèi)蒙古地區(qū)農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，探析農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為的影響因素，并探討兩者之間的相關(guān)性。研究結(jié)果表明，農(nóng)戶長期健康投資意愿相對較高，但仍有較大一部分農(nóng)戶長期健康投資意愿不足，缺乏進(jìn)行長期健康投資的動力。并且存在農(nóng)戶長期健康投資意愿與農(nóng)戶長期健康投資行為的不一致、相背離現(xiàn)象，高意愿伴隨著低行為。農(nóng)戶長期健康投資意愿與農(nóng)戶長期健康投資行為之間存在一定的相關(guān)性，受教育程度越高、家庭年收入越高的農(nóng)戶長期健康投資意愿越強(qiáng)烈，越可能實(shí)施長期健康投資行為。因此，政府應(yīng)出臺相關(guān)政策對農(nóng)戶給予健康投資指導(dǎo)，提高其長期健康投資意愿，改善不健康的投資行為，有效防止因病致貧的情況發(fā)生，保障農(nóng)村勞動力健康水平、助推鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)施。

關(guān)鍵詞：農(nóng)戶長期健康投資意愿;農(nóng)戶長期健康投資行為;鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略;雙變量 Probit模型

中圖分類號：F328文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1000-176X（2021）12-0097-08

一、引 言

我國在脫貧攻堅目標(biāo)任務(wù)完成后，已進(jìn)入鄉(xiāng)村振興的嶄新階段。黨的十九大報告將實(shí)施“鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略”作為國家發(fā)展基本方略的重要內(nèi)容。實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，農(nóng)民是主力軍。農(nóng)民健康的人力資本與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展密切相關(guān)，是鄉(xiāng)村振興的力量源泉。農(nóng)民的健康水平越高，鄉(xiāng)村振興的持久內(nèi)驅(qū)力也就越強(qiáng)。健康投資作為維護(hù)和提升健康水平的有力工具，對農(nóng)民的人力資本積累具有重要意義，是有效推進(jìn)鄉(xiāng)村振興可持續(xù)發(fā)展的重要基礎(chǔ)。然而農(nóng)村居民的健康投資水平雖有所上升，但仍然偏重以醫(yī)療為主的短期健康投資行為，而以預(yù)防保健為主的長期健康投資行為卻較為缺乏。在脫貧攻堅戰(zhàn)中，因病致貧在各種致貧因素中始終居于首位。剛剛解決溫飽、擺脫貧困的農(nóng)村家庭，一旦遭遇健康風(fēng)險沖擊，就會重新陷入貧困境地。因病致貧返貧直接阻礙鄉(xiāng)村振興目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

由于長期以來的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，導(dǎo)致我國農(nóng)民的收入水平和文化水平較低，不良的生活方式以及環(huán)境污染長期損害了農(nóng)民健康，在遭遇健康風(fēng)險沖擊后，疾病治療可能是短期內(nèi)產(chǎn)生的最大消費(fèi)效用[1]，因此，形成了主要以新農(nóng)合醫(yī)療保障為主的健康投資模式。目前學(xué)術(shù)界主要集中于健康投資對經(jīng)濟(jì)增長的影響[2-3]，即在理論和實(shí)踐中強(qiáng)調(diào)對醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域的公共支持，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，健康投資變量多以公共衛(wèi)生費(fèi)用代替;健康投資對勞動生產(chǎn)率和家庭收入的影響[4-5]，主要關(guān)注健康存量水平，健康變量多以身體狀況和自我健康評價代替;健康需求和醫(yī)療消費(fèi)形式的研究 [6-7-8]，內(nèi)容偏重醫(yī)療消費(fèi)水平等就醫(yī)決策，主要以醫(yī)療保健支出指標(biāo)衡量;健康投資對農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)行為決策的影響，包括勞動參與決策和非農(nóng)就業(yè)決策等內(nèi)容，健康投資變量多以健康狀況代替[9-10]。

總體而言，已有研究就健康投資的相關(guān)內(nèi)容進(jìn)行了深入細(xì)致的探討，并取得了較為豐富的成果，但現(xiàn)有文獻(xiàn)多從宏觀角度集中分析健康投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，衡量指標(biāo)也多以統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)為主，從微觀角度關(guān)注健康投資的研究較少。同時，鮮有研究深入探究農(nóng)戶長期健康投資意愿與農(nóng)戶長期健康投資行為的關(guān)系以及影響因素，一些文獻(xiàn)將農(nóng)戶長期健康投資意愿與農(nóng)戶長期健康投資行為等視為一個概念，用農(nóng)戶長期健康投資意愿代替農(nóng)戶長期健康投資行為，沒有將二者區(qū)別開來。鑒于此，本文基于計劃行為理論，利用對內(nèi)蒙古地區(qū)農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，將農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為作為兩個變量分開考慮，運(yùn)用雙變量Probit回歸模型，分析農(nóng)戶長期健康投資意愿與農(nóng)戶長期健康投資行為的關(guān)系以及影響因素，為提高農(nóng)村居民健康水平、防止因病致貧返貧、鞏固脫貧攻堅成果、守護(hù)鄉(xiāng)村振興健康線提出有價值的政策建議。

二、理論分析及研究假設(shè)

本文的“農(nóng)戶長期健康投資意愿”即農(nóng)戶是否愿意進(jìn)行長期健康投資，是對長期健康投資的看法或想法，代表了個人的主觀性思維?！稗r(nóng)戶長期健康投資行為”是指農(nóng)戶是否具體實(shí)施了某種健康投資行為。目前對農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為影響因素的研究，雖然切入點(diǎn)和角度略有差異，但其目標(biāo)卻有高度的一致性，即不同學(xué)者在逐步探討究竟是什么因素影響了農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為，該如何提升農(nóng)戶長期健康投資意愿并能夠?qū)嶋H轉(zhuǎn)化為農(nóng)戶長期健康投資行為。結(jié)合現(xiàn)有研究，本文從個體特征、家庭特征、社會資本和認(rèn)知特征四個方面對農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為的影響因素進(jìn)行分析，并提出相應(yīng)的假設(shè)。

（一）個體特征

在以往的研究中，個體特征主要包括農(nóng)戶性別、年齡、受教育程度和身體健康自評。性別差異對農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為的影響不太確定[11]。在調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，女性更愿意進(jìn)行長期健康投資，比如合理搭配飲食和鍛煉身體等，而男性由于不良生活習(xí)慣而導(dǎo)致長期健康投資意愿較低。年齡對健康需求具有顯著的負(fù)效應(yīng)[12]，年齡較大時，健康作為人力資本產(chǎn)生的收益也會下降，因而對健康需求反而會減少[6-13]。因此，農(nóng)戶年齡越大，由于體力下降，農(nóng)戶長期健康投資意愿越低，進(jìn)而長期健康投資行為的實(shí)施概率也越低。受教育程度對農(nóng)戶長期健康投資意愿有顯著影響[11]，受教育程度越高，農(nóng)戶的認(rèn)知能力越強(qiáng)，能夠主動接觸并了解健康知識，也容易與醫(yī)療衛(wèi)生人員交流，主動尋求健康信息，從而能夠更加理解長期健康投資的益處，尤其是更加愿意參與日常體檢等健康投資活動。身體健康自評狀況與農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為的關(guān)聯(lián)度較高。農(nóng)戶對其身體健康自評的得分越高，長期健康投資意愿越強(qiáng)烈，實(shí)施長期健康投資行為的可能性就越大。但也有可能由于身體健康狀況較好，沒有未雨綢繆的意識，反而對健康不重視，農(nóng)戶長期健康投資意愿較低，也會影響其實(shí)施長期健康投資行為?；诖?，筆者提出如下假設(shè) ：

H1：女性農(nóng)戶比男性農(nóng)戶更愿意進(jìn)行長期健康投資和實(shí)施長期健康投資行為;年齡對農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為均產(chǎn)生負(fù)向影響;受教育程度正向影響農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為;身體健康自評對農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為有影響。

（二）家庭特征

家庭特征包括勞動力數(shù)量、居住現(xiàn)狀和年收入。勞動力數(shù)量代表了家庭的人力資本數(shù)量，相關(guān)研究表明，農(nóng)戶勞動力數(shù)量越多，對健康狀況越重視，長期健康投資意愿越強(qiáng)烈，實(shí)施長期健康投資行為的可能性越大。居住現(xiàn)狀反映了其居住人員的結(jié)構(gòu)類型，是分析農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為的重要指標(biāo)。通常情況下，獨(dú)居農(nóng)戶和年齡較大夫妻農(nóng)戶的長期健康投資意愿較低，進(jìn)而長期健康投資行為較少;家中與子女同住的農(nóng)戶，可能會考慮到子女的健康需要，長期健康投資意愿較高，長期健康投資行為較多。年收入與農(nóng)戶的健康投資決策關(guān)系密切。家庭年收入越高，農(nóng)戶長期健康投資意愿越強(qiáng)烈，越會促進(jìn)農(nóng)戶進(jìn)行長期健康投資行為 [13]?；诖耍P者提出如下假設(shè)：

H2：勞動力數(shù)量正向影響農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為;居住現(xiàn)狀得分越低的農(nóng)戶，長期健康投資意愿和長期健康投資行為越少;年收入對農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為產(chǎn)生正向影響。

（三）社會資本

在調(diào)研地區(qū)，大量青壯年勞動力外出務(wù)工，老齡化現(xiàn)象比較普遍，再加上目前我國的社會保障制度還不夠健全，絕大部分老年人需要從子女那里獲得經(jīng)濟(jì)支持，重要的是在我國，由子女來承擔(dān)贍養(yǎng)老年人具有久遠(yuǎn)的歷史和深厚的社會經(jīng)濟(jì)文化根基?；谶@些經(jīng)濟(jì)文化背景，本文將代際支持作為社會資本的衡量指標(biāo)納入分析模型，并且只考慮自下而上的單向經(jīng)濟(jì)支持。相關(guān)研究表明，社會資本正向影響農(nóng)戶的長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為[14]?；诖?，筆者提出如下假設(shè) ：

H3：社會資本對農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為產(chǎn)生正向影響。

（四）認(rèn)知特征

結(jié)合調(diào)研數(shù)據(jù)和已有研究，認(rèn)知特征用農(nóng)戶對健康風(fēng)險認(rèn)知代替。健康風(fēng)險認(rèn)知是個體對影響身心健康的各種因素的主觀感受和判斷，是個體進(jìn)行行為改變決策時權(quán)衡的重要指標(biāo)[15]，該指標(biāo)表示了農(nóng)戶對身體是否存在健康風(fēng)險隱患的認(rèn)知程度，認(rèn)知程度越高，農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為可能性就越大?；诖耍P者提出如下假設(shè)：

H4：健康風(fēng)險認(rèn)知對農(nóng)戶長期健康投資意愿和長期健康投資行為產(chǎn)生正向影響。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本基本特征

本文所用數(shù)據(jù)來源于 2019—2021年對內(nèi)蒙古自治區(qū)農(nóng)戶的微觀調(diào)查。內(nèi)蒙古自治區(qū)東西狹長的獨(dú)特版圖和資源稟賦差異導(dǎo)致了區(qū)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，為了擴(kuò)大調(diào)研的覆蓋面、掌握最全面的真實(shí)情況，筆者分別選取了東中西三個盟市包括9個旗縣進(jìn)行深度調(diào)研，樣本分布較廣具有一定的代表性。采取分層隨機(jī)抽樣的方式在每個旗縣中隨機(jī)抽取鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）、村進(jìn)行調(diào)查。遵循隨機(jī)性原則從行政村（嘎查）中調(diào)研594家農(nóng)戶，發(fā)放問卷594份，最終收回有效問卷576份，有效率為96.97%。

從調(diào)研數(shù)據(jù)可知，調(diào)查對象以男性居多，年齡在50—59歲的較多，說明內(nèi)蒙古農(nóng)村地區(qū)的人口老齡化程度相對較高。受教育程度整體偏低，均值位于初中學(xué)歷以下。從調(diào)查對象的個體特征來看，較大的年齡和較低的受教育水平等較為符合當(dāng)前我國農(nóng)村的實(shí)際情況，這也在一定程度上表明本文抽樣具有一定的代表性 [16-17]。身體健康自評相對較差，均值處于差到一般之間。勞動力數(shù)量的均值為2.329，家庭內(nèi)1個和兩個勞動力所占比重最高。值得注意的是，勞動力為0的家庭也占一定的比重，體現(xiàn)了我國農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的現(xiàn)狀，大量中青壯年外出上學(xué)、務(wù)工，留在農(nóng)村的大多是貧困的老齡人口。調(diào)研樣本中目前的居住現(xiàn)狀，與父母同住及與老伴兒同住所占比重較大，符合目前農(nóng)村的現(xiàn)狀。

（二）模型構(gòu)建

本文需要檢驗(yàn)農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為的影響因素，因此，把農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為作為因變量，由于其均為兩項(xiàng)選擇變量，故選擇 Probit 模型。根據(jù)計劃行為理論，個體意愿對個體行為有影響，個體意愿的加強(qiáng)有助于個體行為的實(shí)施，農(nóng)戶長期健康投資意愿與農(nóng)戶長期健康投資行為之間存在一定的關(guān)系，通過提高農(nóng)戶長期健康投資意愿，能夠促進(jìn)其長期健康投資行為的實(shí)施。當(dāng)被調(diào)查農(nóng)戶出于種種原因會在是否有長期健康投資意愿和是否有長期健康投資行為之間作出選擇時，這兩種決策并不是相互獨(dú)立的，因此，我們不能對農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為分別進(jìn)行 Probit 建模，可能會損失效率，兩個 Probit 方程的擾動項(xiàng)之間可能存在相關(guān)性[18]，故而應(yīng)該采用雙變量Probit回歸模型。

雙變量Probit回歸模型能在考慮兩個決策隨機(jī)項(xiàng)之間相關(guān)性的前提下同時估計兩個方程[19]。該模型所對應(yīng)的兩個因變量是兩種相關(guān)的選擇，兩個方程有相同的自變量，且誤差項(xiàng)也是相關(guān)的。兩個方程誤差項(xiàng)的協(xié)方差等于一個固定的常數(shù)，這意味著這兩種相關(guān)選擇之間是相互影響的，而不像獨(dú)立的Probit模型那樣誤差項(xiàng)的協(xié)方差為0[20]。雙變量Probit模型都基于Probit模型的基本形式：

農(nóng)戶對長期健康投資意愿和長期健康投資行為的選擇存在四種組合，如圖1所示。

分別用虛擬變量y1和y2表示農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為，設(shè)定y1 = 1表示農(nóng)戶有長期健康投資意愿，y1 = 0表示農(nóng)戶沒有長期健康投資意愿;y2 = 1表示農(nóng)戶實(shí)施長期健康投資行為，y2 = 0表示農(nóng)戶沒有實(shí)施長期健康投資行為。因此，四種組合可以用（1，0）、（1，1）、（0，0）、（0，1）來表示[21]。我們分別建立雙變量 Probit 模型，分析農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為的影響因素，模型設(shè)定具體形式為：

其中，y*1和y*2為不可觀測的潛變量，x′1和x′2分別為農(nóng)戶長期健康投資意愿和長期健康投資行為的影響因素向量，β1和β2為待估系數(shù)向量，ε1和ε2為隨機(jī)擾動項(xiàng)且服從二維聯(lián)合正態(tài)分布，兩者的相關(guān)系數(shù)為ρ即：

當(dāng)y*1 > 0，表示農(nóng)戶有長期健康投資意愿，反之，則y*1 = 0;同理y*2 > 0，表示農(nóng)戶實(shí)施了長期健康投資行為，反之，則y*2 = 0。因此，y*1與y1和y*2與y2 的關(guān)系可以由以下方程確立：

兩個方程唯一聯(lián)系是擾動項(xiàng)ε1和ε2的相關(guān)性。如果ρ = 0，則此模型等價于兩個單獨(dú)的Probit 模型。如果ρ ≠ 0，y*1 與y*2之間存在相關(guān)性，運(yùn)用雙變量 Probit 模型對兩者的取值概率進(jìn)行最大似然估計。最后，對原假設(shè)“H0：ρ =0”進(jìn)行檢驗(yàn)，判斷有無必要使用雙變量 Probit 模型，或估計兩個單獨(dú)的 Probit 模型。如果拒絕原假設(shè)，則有必要使用雙變量 Probit 模型[18]。

（三）變量選取

由于我們要檢驗(yàn)農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為的影響因素，因此，我們把農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為作為因變量，同時結(jié)合并參考現(xiàn)有研究，選取了農(nóng)戶個體特征、家庭特征、社會資本和認(rèn)知特征四個方面的變量作為自變量，對農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為的影響因素進(jìn)行分析。個體特征方面的變量包括性別、年齡、受教育程度和身體健康自評，家庭特征方面的變量包括勞動力數(shù)量、居住現(xiàn)狀和年收入，社會資本變量用代際支持衡量，認(rèn)知特征變量用農(nóng)戶對健康風(fēng)險認(rèn)知的變量衡量。

1.農(nóng)戶長期健康投資意愿的測量及描述性統(tǒng)計

目前學(xué)術(shù)界對個體行為意愿的測量，常見的方式為直接詢問是否愿意[22-23]，在所詢問的行為意愿較為中性的情況下，這種方式較為直接有效。由于人們對健康投資的理解均是有益于健康的，即被普遍認(rèn)為是應(yīng)該做的事，在此情況下，農(nóng)戶的回答會帶有傾向性即“愿意進(jìn)行健康投資”。因此，為避免由農(nóng)戶傾向性應(yīng)答造成二分類變量測量的較大誤差，本文采用李克特五點(diǎn)量表的形式，從非常愿意到非常不愿意將農(nóng)戶長期健康投資意愿分為五個等級，為農(nóng)戶提供了更多的備選項(xiàng)，也可在一定程度上減少農(nóng)戶在“愿意與否”問題上大多選擇“愿意”的可能。測量題項(xiàng)設(shè)置為“您愿意進(jìn)行長期健康投資嗎”，長期健康投資包括合理搭配飲食、鍛煉身體和定期參加日常體檢。由于這些方面在短期內(nèi)是固定不變的，可以看做是長期的行為意愿。對農(nóng)戶長期健康投資意愿進(jìn)行百分比統(tǒng)計和描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

由表1可知，全樣本農(nóng)戶非常愿意和愿意進(jìn)行長期健康投資的累計占比為 60.145%，貧困農(nóng)戶非常愿意和愿意進(jìn)行長期健康投資的累計占比為51.795%，非貧困農(nóng)戶非常愿意和愿意進(jìn)行長期健康投資的累計占比為61.148%。說明農(nóng)戶長期健康投資的意愿相對較高，不同的樣本農(nóng)戶進(jìn)行長期健康投資的意愿雖有差異，但均超過了50.000%。不同樣本農(nóng)戶測量指標(biāo)平均值均大于3.000。其中，非貧困農(nóng)戶長期健康投資意愿測量題項(xiàng)的均值最高，貧困農(nóng)戶樣本的均值低于全樣本均值，受限于長期健康投資能力和投資理念等因素，從而導(dǎo)致了差距的產(chǎn)生。

2.農(nóng)戶長期健康投資行為的測量

行為經(jīng)濟(jì)學(xué)對個體行為的測量最直接的手段為“是否”問題，即對某一行為直接測量有還是沒有，故本文在農(nóng)戶長期健康投資行為的測量中采用二分類變量的形式。設(shè)置的問題有：您家是否合理搭配飲食？您及其他家庭成員是否鍛煉身體？您及其他家庭成員是否體檢？需要強(qiáng)調(diào)的是，為了簡化分析，本文將農(nóng)戶長期健康投資行為進(jìn)行了賦值[24]，變量取值為0和1。貧困農(nóng)戶的整體得分較低，非貧困農(nóng)戶相對得分高一些，說明比較注重長期健康投資，預(yù)防保健的意識較強(qiáng)。

通過對農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為的測量，我們發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為存在不一致、相背離的現(xiàn)象。農(nóng)戶具有較高的長期健康投資意愿，全樣本、貧困農(nóng)戶、非貧困農(nóng)戶的測量指標(biāo)平均值均大于3.000，非常愿意和愿意進(jìn)行長期健康投資的占比均超過一半，說明農(nóng)戶是有長期健康投資意愿的，從心理上是能夠接受長期健康投資的。這就打破了我們以往的觀念和認(rèn)識，我們會先入為主地認(rèn)為農(nóng)戶受經(jīng)濟(jì)約束，對健康投資一無所知，根本沒有健康投資的意識，但在調(diào)研過程中會發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶其實(shí)是有長期健康投資意愿的，都有追求健康的美好愿望。但是高意愿卻伴隨著低行為，實(shí)際實(shí)施長期健康投資行為的比重較低，如何將意愿轉(zhuǎn)化為行為是值得我們思考并進(jìn)一步研究的課題。

2.變量賦值與描述性統(tǒng)計分析

通過對農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為變量的測量，并結(jié)合農(nóng)戶的個體特征、家庭特征、社會資本和認(rèn)知特征，將變量的具體說明及其描述性統(tǒng)計匯總?cè)绫?所示。

四、結(jié)果與分析

本文運(yùn)用Stata15.0 軟件對農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為的影響因素進(jìn)行雙變量 Probit 回歸模型估計，估計結(jié)果如表3所示。

由表3可知，雙變量 Probit 模型的擬合程度較好，部分影響因素通過了顯著性檢驗(yàn)。P在1%的統(tǒng)計水平上顯著，其相關(guān)系數(shù)為正，說明農(nóng)戶長期健康投資意愿與長期健康投資行為存在一定的相關(guān)性，兩者之間存在互補(bǔ)效應(yīng)，即農(nóng)戶長期健康投資意愿的程度對農(nóng)戶長期健康投資行為的實(shí)施具有積極作用。

（一）個體特征

年齡對農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為的影響分別在5%和1%的統(tǒng)計水平上顯著為負(fù)，與研究假設(shè)一致。隨著年齡的增大，健康資本的折舊率增加，不但引起對健康需求的減少，也使得一定數(shù)量的總投資所能提供的健康資本減少，這與Grossman[13]的研究結(jié)論相一致。本文的調(diào)研對象普遍年齡偏大，總樣本中的年齡均值為2.342，平均年齡在60歲以上，具備勞動能力的較少，健康狀況較差，因而對就醫(yī)的意愿更加強(qiáng)烈，導(dǎo)致就醫(yī)行為較多，而對長期健康投資意愿和長期健康投資長期健康投資行為較為缺乏。

受教育程度對農(nóng)戶長期健康投資意愿和行為的影響分別在10%和1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，與研究假設(shè)一致。這說明受教育程度越高，農(nóng)戶長期健康投資意愿越大，實(shí)施長期健康投資行為的可能性越大。調(diào)研樣本中，農(nóng)戶的受教育程度普遍偏低，均值為2.528，絕大部分農(nóng)戶的文化程度都在初中以下，小學(xué)程度占比較高，這也充分說明了受教育程度是導(dǎo)致農(nóng)村地區(qū)健康投資意愿淡薄、健康投資行為較為缺乏的非常重要的影響因素。教育投資一直被認(rèn)為是人力資本投資的重要形式，受教育程度越高，越能意識到健康的重要性，從長遠(yuǎn)看，提高教育水平不僅可以改善健康，提高資源使用效率，更重要的是可以改變?nèi)藗兊男袨槟Ｊ健Ｒ虼?，通過提高農(nóng)戶的文化程度，有利于提升農(nóng)戶健康投資意愿，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶實(shí)施長期健康投資行為。

身體健康自評對農(nóng)戶長期健康投資意愿的影響在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負(fù)，符合部分研究假設(shè)。說明在調(diào)研地區(qū)身體健康自評得分越高的農(nóng)戶，認(rèn)為自己的健康狀況很好，對健康風(fēng)險的意識較差，長期健康投資的意愿較低，反之身體健康自評得分越低的農(nóng)戶，已經(jīng)意識到自身存在的健康隱患，從而在預(yù)防保健方面會更愿意進(jìn)行長期投資。身體健康自評對農(nóng)戶健康投資行為的影響不顯著，與研究假設(shè)不一致?？赡艿脑蚴寝r(nóng)戶即使身體健康狀況比較差，已經(jīng)感受到自身存在的健康隱患，但是受到諸多因素影響，比如時間、自身的意志力和收入狀況等，未必有進(jìn)行長期健康投資行為。性別對農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為的影響均不顯著。H1中除了性別外，其余的得到驗(yàn)證。

（二）家庭特征

勞動力數(shù)量對農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為的影響均在5%的統(tǒng)計水平上顯著為負(fù)，與研究假設(shè)不一致?？赡艿脑蛟谟诩彝趧恿?shù)量越多，說明家庭成員大多身體健康狀況較好，具備勞動能力，因而對長期健康投資的意愿不強(qiáng)，從而也較少實(shí)施長期健康投資行為。

居住現(xiàn)狀對農(nóng)戶健康投資意愿的影響在5%的統(tǒng)計水平上顯著為正，與研究假設(shè)一致。居住現(xiàn)狀反映了家庭的內(nèi)部結(jié)構(gòu)，得分越高，說明越是核心家庭，對健康越重視，農(nóng)戶長期健康投資意愿越強(qiáng)烈。居住現(xiàn)狀對農(nóng)戶長期健康投資行為的影響不顯著，原因可以用行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論來加以解釋。如果沒有更高的預(yù)期收益，那么健康投資的較高不確定性會導(dǎo)致個體更加重視當(dāng)前的滿足，嚴(yán)重忽略未來的需要，因而即使是核心家庭，有老中青三代，在具體實(shí)施行為之前，會受到跨期選擇的影響，進(jìn)而降低長期健康投資行為的可能性。

年收入對農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為的影響分別在1%和5%的統(tǒng)計水平上顯著為正，驗(yàn)證了研究假設(shè)。充分說明了家庭的經(jīng)濟(jì)狀況與長期健康投資意愿和長期健康投資行為密切相關(guān)，經(jīng)濟(jì)狀況越好，對長期健康投資的認(rèn)知程度越高，從而長期健康投資意愿越強(qiáng)烈，越有利于促進(jìn)其實(shí)施長期健康投資行為。2018年，內(nèi)蒙古農(nóng)村牧區(qū)常住居民人均可支配收入為13 803元，而內(nèi)蒙古自治區(qū)人均可支配收入為28 376元，反映了調(diào)研地區(qū)農(nóng)戶收入普遍較低。在這種情況下，農(nóng)戶長期健康投資意愿相對不強(qiáng)，影響到其長期健康投資行為的實(shí)施。H2中除了家庭勞動力數(shù)量外，其余的得到驗(yàn)證。

（三）社會資本

代際支持對農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為的影響均不顯著，因而H3沒有得到驗(yàn)證，可能的原因是代際支持反映的是家庭是否有子女的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)貼，但是這與子女的經(jīng)濟(jì)狀況直接相關(guān)，如果子女的收入也不高，對家庭的補(bǔ)貼也僅夠日常的生活消費(fèi)支出，沒有額外的資金用于健康投資。因此，如果加上子女補(bǔ)貼的家庭收入還不高，就會影響到其長期健康投資意愿和其長期健康投資行為。

（四）認(rèn)知特征

健康風(fēng)險認(rèn)知對農(nóng)戶長期健康投資行為的影響在5%的統(tǒng)計水平上顯著為負(fù)，與研究假設(shè)不一致。H4沒有得到驗(yàn)證，可能的原因是農(nóng)戶對健康風(fēng)險認(rèn)知程度越高，實(shí)施長期健康投資行為的可能性越小。此類異常我們可以利用行為經(jīng)濟(jì)學(xué)中現(xiàn)代心理學(xué)的觀點(diǎn)來解釋，農(nóng)戶對醫(yī)療需求和預(yù)防保健需求存在不一樣的心理賬戶，他們認(rèn)為疾病帶來了負(fù)效用，通過醫(yī)療補(bǔ)救措施可以恢復(fù)身體健康，這樣的收益是顯而易見的，而長期健康投資的收益是看不見摸不著的，在調(diào)研過程中，很多農(nóng)戶都能認(rèn)識到少吸煙和經(jīng)常鍛煉等對人的健康有利，但卻很少有人能夠戒煙并堅持體育鍛煉。

五、結(jié)論與啟示

本文通過對內(nèi)蒙古自治區(qū)3個盟市9個旗縣576戶農(nóng)戶的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙變量 Probit 回歸模型，分析了農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為的影響因素。研究結(jié)果表明：農(nóng)戶長期健康投資意愿相對較高，51.795%的貧困農(nóng)戶非常愿意和愿意進(jìn)行長期健康投資，61.148%的非貧困農(nóng)戶非常愿意和愿意進(jìn)行長期健康投資。但仍有較大一部分農(nóng)戶長期健康投資意愿不足，缺乏進(jìn)行長期健康投資的動力。值得注意的是，在內(nèi)蒙古地區(qū)，存在農(nóng)戶長期健康投資意愿和農(nóng)戶長期健康投資行為不一致、相背離的現(xiàn)象，高意愿卻伴隨著低行為，如何將意愿轉(zhuǎn)化為行為是值得我們思考并進(jìn)一步研究的課題。農(nóng)戶長期健康投資意愿與農(nóng)戶長期健康投資行為之間存在一定的相關(guān)性;受教育程度高、年收入越高的農(nóng)戶，對長期健康投資意愿越強(qiáng)烈，越有可能實(shí)施長期健康投資行為。

根據(jù)上述研究結(jié)論，可以得到以下啟示：首先，全面推動區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長，有效銜接鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略。從宏觀角度來說，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長將會逐步縮小區(qū)域間的差距，擴(kuò)大就業(yè)機(jī)會，拓寬發(fā)展空間，促進(jìn)農(nóng)民增收，進(jìn)而改善低收入人群生活和發(fā)展的質(zhì)量。各級政府應(yīng)設(shè)計統(tǒng)籌性的政策，全方位優(yōu)化配置資金、公共服務(wù)、人力資源等要素，從機(jī)制、規(guī)劃、政策等方面深化脫貧攻堅和鄉(xiāng)村振興的對接和統(tǒng)籌。其次，提升農(nóng)村公共健康投資水平，發(fā)揮正外部性。健康投資一直以來都是以政府的公共健康投資為主導(dǎo)的，因此，政府對健康投資的態(tài)度和觀念是提升我國居民健康水平的決定性因素，確保國民良好的健康狀態(tài)也是政府必須承擔(dān)的責(zé)任。政府應(yīng)向農(nóng)村地區(qū)進(jìn)一步加大政策傾斜和資金支持力度，通過增加健康人力資本來提高經(jīng)濟(jì)增長速度，發(fā)揮正外部性;基層政府應(yīng)該利用特色產(chǎn)業(yè)發(fā)揮地區(qū)優(yōu)勢，將公共健康投資與產(chǎn)業(yè)發(fā)展緊密聯(lián)系起來，統(tǒng)籌將財政資金更多注入健康產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，積極探索更多的公共健康資金籌資渠道和方式，更多地引入社會資本，通過稅收優(yōu)惠和服務(wù)保障等措施促進(jìn)投資效率更高的民營企業(yè)進(jìn)入健康領(lǐng)域，從而提高地區(qū)健康人力資本水平。再次， 適度采取健康投資激勵方式，促進(jìn)農(nóng)戶長期健康投資意愿向農(nóng)戶長期健康投資行為的轉(zhuǎn)化。

最后，從源頭到保障構(gòu)建全方位的健康貧困治理體系。一是從源頭上消除健康風(fēng)險隱患。針對有健康風(fēng)險隱患但是還沒有遭受健康風(fēng)險沖擊的農(nóng)戶，從防范健康風(fēng)險致貧角度出發(fā)，通過慢性病和地方病的健康宣傳、健康管理和健康干預(yù)等策略，使農(nóng)戶培養(yǎng)良好的健康生活習(xí)慣、進(jìn)行合理的預(yù)防與健康促進(jìn)支出，降低健康風(fēng)險的沖擊概率，顯著降低不確定醫(yī)療費(fèi)用造成的因病致貧風(fēng)險。二是從健康風(fēng)險傳導(dǎo)過程中弱化健康風(fēng)險的沖擊作用。對于已經(jīng)遭遇健康風(fēng)險沖擊的農(nóng)戶，要通過醫(yī)療資源的有效供給、高質(zhì)量的醫(yī)療服務(wù)提供、健全的醫(yī)療保障體制等健康貧困救助機(jī)制提高農(nóng)戶應(yīng)對健康風(fēng)險沖擊的能力，盡量消除或弱化健康風(fēng)險沖擊帶來的嚴(yán)重影響，緩解因病致貧現(xiàn)象。

參考文獻(xiàn)：

[1]劉暢.基于健康路徑選擇視角的我國農(nóng)民福利效應(yīng)研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2018，（9）：96-107.

[2]王弟海，李夏偉，黃亮.健康投資如何影響經(jīng)濟(jì)增長：來自跨國面板數(shù)據(jù)的研究[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2019，（1）：5-17.

[3]呂國營，賴小妹.人口老齡化、健康投資與經(jīng)濟(jì)增長——基于中國省級面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].吉首大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2019， （4）：56-67.

[4]鄧力源，唐代盛，余馳晨.我國農(nóng)村居民健康人力資本對其非農(nóng)就業(yè)收入影響的實(shí)證研究[J].人口學(xué)刊，2018，（1）：102-112.

[5]張娜，鄧金錢.農(nóng)戶人力資本投資與城鄉(xiāng)勞動力流動：總體效應(yīng)與結(jié)構(gòu)差異[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2017，（3）：88-98.

[6]葉春輝，封進(jìn)，王曉潤.收入、受教育水平和醫(yī)療消費(fèi)：基于農(nóng)戶微觀數(shù)據(jù)的分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2008，（8）：16-24.

[7]Eichner，M.J.The Demand for Medical Care：What People Pay Does Matter[J].The American Economic Review，1998，88（2）：117-121.

[8]Harris，M.C.，Kohn，J.L. Reference Health and the Demand for Medical Care[J]. The Economic Journal，2018，615（218）：2812-2842.

[9]鮑瑩瑩.健康沖擊、勞動參與對農(nóng)村家庭福利水平的影響——基于中國家庭收入調(diào)查（CHIP）2013年數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2020，（2）： 44-51.

[10]孫頂強(qiáng)，馮紫曦.健康對我國農(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)的影響：效率效應(yīng)與配置效應(yīng)——以江蘇省灌南縣和新沂市為例[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2015，（8）：28-34+110.

[11]李娟娟，王征兵.陜西農(nóng)戶健康投資意愿影響因素分析[J].大連理工大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2009，（4）：34-38.

[12]李曉敏，丁士軍，陳玉萍，等.貧困地區(qū)農(nóng)戶醫(yī)療服務(wù)需求影響因素分析——來自湖北省紅安縣的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2009，（2）：17-25.

[13]Grossman，M. On the Concept of Health Capital and the Demand for Health[J].Journal of Political Economy，1972，80（2）：223-255.

[14]Tian，Q.Intergeneration Social Support Affects the Subjective Well-Being of the Elderly： Mediator Roles of Self-Esteem and Loneliness[J]. Journal of Health Psychology，2016，21（6）：1137-1144.

[15]王崇梁，曹錦丹，王珅，等.信息框架對健康風(fēng)險認(rèn)知和行為改變決策的影響[J].圖書情報工作，2020， （4）：68-77.

[16]Pan，D.，Ying，R.，Huang，Z.Determinants of Residential Solid Waste Management Services Provision：Avillage-Level Analysis in Rural China[J]. Sustainability， 2017，9（1）：110.

[17]Smith，L.E.，Siciliano，G.A Comprehensive Review of Constraints to Improved Management of Fertilizers in China and Mitigation of Diffuse Water Pollution From Agriculture[J]. Agriculture， Ecosystems & Environment，2015，209（11）：15-25.

[18]何悅，漆雁斌.農(nóng)戶過量施肥風(fēng)險認(rèn)知及環(huán)境友好型技術(shù)采納行為的影響因素分析——基于四川省380個柑橘種植戶的調(diào)查[J].中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2020，（3）：8-15.

[19]Greene，J.M. A Method for Determining a Stochastic Transition[J].Journal of Mathematical Physics，1979，20（6）：1183-1201.

[20]楊丹，高漢.信貸市場與農(nóng)地使用權(quán)流轉(zhuǎn)——基于雙變量Probit模型的實(shí)證分析[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯，2012，（2）：60-73.

[21]許秀川，張衛(wèi)國，劉新元.農(nóng)民工養(yǎng)老保險參與決策：一個OLG模型的考察[J]. 華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報 （社會科學(xué)版），2018，（1）：88-98+160.

[22]葛繼紅，徐慧君，楊森，等.基于Logit-ISM模型的污染企業(yè)周邊農(nóng)戶環(huán)保支付意愿發(fā)生機(jī)制分析——以蘇皖兩省為例 [J].中國農(nóng)村觀察，2017，（2）：93-106.

[23]何凌霄，張忠根，南永清，等.制度規(guī)則與干群關(guān)系：破解農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施管護(hù)行動的困境——基于IAD框架的農(nóng)戶管護(hù)意愿研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2017，（1）：9-21+110.

（責(zé)任編輯：劉 艷）

收稿日期：2021-09-10

基金項(xiàng)目：國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目“草場流轉(zhuǎn)視閾下邊疆牧區(qū)牧戶生計轉(zhuǎn)型及福利測度研究”（18BMZ135）

作者簡介：

陶 婭（1980-），女，內(nèi)蒙古巴彥淖爾人，副教授，博士研究生，主要從事財務(wù)管理和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理等方面研究。E-mail：taotaoty_921@163.com

蓋志毅（1964-），男，內(nèi)蒙古呼和浩特人，教授，博士，博士生導(dǎo)師，主要從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)和生態(tài)經(jīng)濟(jì)管理研究。

王桂英（1964-），女，內(nèi)蒙古赤峰人，教授，主要從事財務(wù)管理理論與實(shí)務(wù)研究。