以下是小编精心整理的《农户投资实证分析论文(精选3篇)》的文章，希望能够很好的帮助到大家，谢谢大家对小编的支持和鼓励。摘要：本文基于计划行为理论，构建农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的双变量Probit回归模型，利用内蒙古地区农户的调研数据，探析农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响因素，并探讨两者之间的相关性。研究结果表明，农户长期健康投资意愿相对较高，但仍有较大一部分农户长期健康投资意愿不足，缺乏进行长期健康投资的动力。
农户投资实证分析论文 篇1：
农村公共事业发展对农户农业生产性投资的影响
摘 要：本文结合农村公共事业发展，采用1990-2004年我国25个省份面板数据，分地区对影响我国农户农业生产性投资的因素进行了实证分析。结果表明：农户农业生产性投资存在显著地区差异；农村道路、通讯、水利等公共事业发展，农户耕地规模，农户投资能力等对农户的农业生产性投资有显著影响；分析期间，农村道路、水利事业的发展对东部地区农户农业生产性投资存在显著影响，农村水利、通讯事业的发展对中部地区农户农业生产性投资存在显著影响，农村通讯事业的发展对西部地区农户农业生产性投资存在显著影响。
关键词：农户农业生产性投资；农村公共事业发展；地区差异
一、引言
1978年中国农村经济体制改革以来，千家万户的小农逐渐成为农村社会经济活动中最重要的经营决策单位（张林秀、徐小明，1996），农户农业投资逐渐成为农业投资的基本主体（刘承芳、张林秀、樊胜根，2002）。近年来，我国农业投资逐渐表现出投资总量的相对不足和不稳定性，对此，国内外学者从不同角度对我国农业投资和农业投资行为进行了大量研究。因农户农业投资在我国农业投资中居于重要地位，因此，在对我国农业投资和农业投资行为的研究中，对农户农业投资和农户农业投资行为的研究颇多。这其中：
郭敏、屈艳芳（2002）认为，影响农户农业投资的因素主要有农户收入、农地收益、农地规模、农地承包关系稳定性、农业信贷可获得性等。陈铭恩、温思美（2004）在郭敏、屈艳芳（2002）的基础上进一步分析认为，非农产业替代、由政府以各种方式表达的土地产权强度、农业投资边际收益等是影响农户农业投资的主要因素，农田水利等农村公共投资存量的不足是导致农业投资边际收益不断下降的主要原因。陈铭恩、温思美（2004）将对农户农业生产性投资的研究延伸到农村公共投资视角。刘承芳、张林秀、樊胜根（2002）运用江苏省300户农户1993-1999年微观调查数据，对“基层社区的基础设施对农户私人的农业生产性投资有何作用”进行探讨，结果表明，农村公共事业发展尤其是农村通讯事业的发展是影响农户农业生产性投资的重要因素；但是，由于采用“本村是否通电话”、“本村是否通公路”、“本村是否有医务室”等方式进行农村公共事业发展的变量衡量，结论存在一定的局限。
现有的研究对我国农户农业投资和农户农业投资行为进行了比较系统和全面的分析。但是，就我国农业的微观经营主体——农户而言，其投资和投资行为在很大程度上与当地公共事业的发展水平有关，且表现出一定的地区差异（刘承芳、樊胜根、张林秀，2002）。目前这方面的研究还比较少。
本文即是在以上研究的基础上，结合农村公共事业发展，采用1990-2004年我国25个省份(注：由于缺少北京、天津、上海、海南、重庆、西藏数据，因此，本文采用的数据为我国25个省份的面板数据。这25个省份为：河北、山西、内蒙古、辽宁、吉林、黑龙江、江苏、浙江、安徽、福建、江西、山东、河南、湖北、湖南、广东、广西、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。)面板数据，分地区对影响我国农户农业生产性投资的因素进行实证分析。本文以下部分的结构安排如下：第二部分对1990-2004年间我国农户农业生产性投资增长、农村公共事业发展及两者间的关系进行简单描述；第三部分结合农村公共事业发展，建立农户农业生产性投资模型，分地区对影响我国农户农业生产性投资的因素进行实证分析；第四部分是简短结论。
二、农户农业生产性投资增长与农村公共事业发展联系
农户农业生产性投资可以定义为在各种社会经济信号的影响下，作为行为主体的农民所表现出的农业投资反映（刘承芳、张林秀、樊胜根，2002）。一般在实证研究中，研究者多采用生产费用现金支出（郭敏、屈艳芳，2002），农、林、牧、渔业家庭费用支出与生产性固定资产支出（陈铭恩、温思美，2004）等表示。此处采用刘承芳、张林秀、樊胜根（2002）的处理方式，即采用农户农业生产性固定资产投资代表农户的农业生产性投资。具体计算时，农户农业生产性固定资产投资采用国家统计局定义的农户购置役畜、产品畜、大中型铁木农具、农林牧渔业机械等生产性固定资产的支出数据表示。
图1 农户农业生产性固定资产投资
数据来源：历年《中国农村统计年鉴》，《中国农村住户调查年鉴》，《新中国五十五年统计资料汇编》。
图1描述了1990-2004年期间我国农户农业生产性投资情况。从图1看出，1990-2004年期间，我国农户农业生产性投资由1990年的20.29元/人增长到2004年的49.34元/人(注：农户农业生产性投资数据系作者根据历年统计资料计算而得，为实际投资数据（1990不变价）。资料来源于《新中国五十五年统计资料汇编》和历年《中国农村统计年鉴》、《中国农村住户调查年鉴》。)，平均每年增长10.23%，但同时，1990-2004年特别是1990-1998年间，农户农业生产性投资的增长表现出一定的不稳定性。
分地区(注：依樊胜根、张林秀、张晓波2001年《WTO与中国农村贫困》（IFPRI研究报告）的划分方法，东部地区包括：河北、辽宁、江苏、浙江、山东、福建、广东、广西；中部地区包括：山西、内蒙古、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地区包括：黑龙江、吉林、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。)看，西部地区农户农业生产性投资高于全国水平；中部地区农户农业生产性投资低于全国水平；东部地区农户农业生产性投资在1994年前高于全国水平，1994年后低于全国水平。从地区间农户农业生产性投资曲线看，西部地区农户农业生产性投资曲线高于东部地区和中部地区，东部地区与中部地区农户农业生产性投资曲线相互交迭。
通过对东、中、西部农户农业生产性投资的成对双样本均值分析（表1），可以看出：东部、中部、西部农户农业生产性投资存在显著差异。
图2描述了1990-2004年我国农户农业生产性投资增长、农村公共事业发展及二者的联系。图中的农户农业生产性投资增长和农村交通、水利、通讯等公共事业发展分别用农户农业生产性投资的环比增长率和乡村道路里程的环比增长率、有效灌溉面积占耕地面积的环比增长率、农村电话用户数占总农户数的环比增长率表示。图2显示，1990-2004年间，我国农户农业生产性投资增长呈不稳定状态，同时，农村交通、水利、通讯等公共事业的发展呈现出一定的波动性。从农户农业生产性投资增长与农村交通、水利、通讯等公共事业发展间的联系看，1990-2004年农户农业生产性投资增长与农村道路、通讯事业发展的趋势基本一致，相关系数分别达到33.97%和21.82%，农户农业生产性投资增长与农村水利发展的关系不是很明显。
图2 农户农业生产性投资增长与农村公共事业发展
数据来源：《新中国五十五年统计资料汇编》与历年《中国统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、《中国交通年鉴》、《中国水利年鉴》。
三、农村公共事业发展影响农户农业生产性投资的实证分析
（一）模型设定与变量解释
新古典经济学投资理论认为：投资代表厂商对资本物的需求是带动厂商生产和收入增长的原因，受厂商生产和投资能力约束；单个厂商对投资资金的需求取决于投资资金所形成的实物资本的边际生产力，后者随投资资金的增加而递减；给定利息率，单个厂商会将投资推进到投资资金所形成的实物资本的边际生产力与给定利息率相等的地方。其中：实物资本的边际生产力决定于实物资本的边际收益产品与边际成本；实物资本的边际收益产品决定于实物资本的边际产品产量与边际收益；实物资本的边际产品产量决定于资本物的存量水平、生产技术与生产过程中使用的其他生产要素的存量水平等。
内生经济增长理论认为，公共投资具有很强的生产性，公共品拥挤度较低时，公共投资存量的增加能够通过促进私人资本边际产品产量的提高，促进私人投资和私人资本的长期积累（张中华、谢升峰，2002）。一般认为，发展中国家公共品普遍处于短缺状态，公共品拥挤度很低，公共投资存量的增加对私人投资增长发挥正向作用（中国社会科学院经济研究所经济增长前沿课题组，2004）。
借助新古典经济学投资理论与内生经济增长理论对公共投资的理论分析，本文从以下几方面对农户农业生产性投资进行实证分析：
1.农村公共投资
依据Glomn等（1994）的研究，影响私人投资的公共投资应是可供私人部门使用的那部分公共投资存量。对于农户而言，影响地区农户农业生产性投资的公共投资应是可供地区农户农业生产使用的那部分公共投资存量。依据前人研究，本文对影响农户农业生产性投资的公共投资因素的分析，从农村道路、水利、通讯等几方面进行。其中，农村道路、水利、通讯等公共投资变量分别用农村道路密度、农村有效灌溉面积占耕地面积的比例、农村电话用户数占总农户数的比例表示。
2.农户投资能力
农户农业生产性投资受农户农业生产性投资能力约束。依据前人研究，采用农户居民家庭纯收入表示农户农业生产性投资能力。依据投资理论，农户收入与农户农业生产性投资同向变动。
3.农业生产性实物资本成本
农户农业生产性实物资本成本是影响农户农业生产性实物资本边际生产力的因素之一。依据前人研究，采用农户农业生产性实物资本价格表示农户农业生产性实物资本成本。由于农户在进行农业生产性投资决策时，面临的农业生产性实物资本价格是农户对其价格的预期，该预期受前期农业生产性实物资本价格及其价格变动等因素影响，考虑到农户农业生产性实物资本的多样性，本文采用滞后一期和滞后两期农业生产资料价格指数向量表示农户农业生产性实物资本成本。
4.农户农业生产性实物资本存量
农户农业生产性实物资本存量是影响农户农业生产性实物资本边际产品产量的因素之一。依据边际报酬递减规律，假定农户理性，则农业生产技术和土地等农业生产性要素不变条件下，农户会在资本的边际收益曲线下降部分进行生产，此情况下，农户农业生产性实物资本存量越高，农户农业生产性实物资本的边际产品产量越低。
5.农户土地规模
土地是资本和劳动力之外最重要的农业生产要素，是影响农户农业生产性实物资本边际产品产量的因素之一。一般认为，我国农户土地规模较小，土地存在适度规模经济，农户人均经营耕地面积的增多，有利于农户农业生产性投资的进行。
6.农户农业生产性实物资本产出品价格
农户农业生产性实物资本产出品价格是影响农户农业生产性实物资本边际收益产品的因素之一。我国农业生产具有小农生产特征，农产品市场近似完全竞争，农产品价格不随单个农户农业产品产量的增加而变化。依据前人研究，采用农产品价格表示农户农业生产性实物资本产出品价格。一般而言，农户农业生产性实物资本产出品价格越高，农户进行农业生产性投资的可能性和规模越大。由于农户在进行农业生产性投资决策时，面临的产出品价格是农户对其价格的预期，该预期受前期产出品价格及其价格变动等因素影响，考虑到农户农业生产性实物资本产出品的多样性，本文采用滞后一期和滞后两期农产品价格指数向量表示农户农业生产性实物资本产出品价格。
7.利息率
经典的投资理论认为，投资与利息率反方向变动。由于利息率作为市场参数的作用在我国资本市场尚未得到真正发挥，采用官方利息率数据并不能够真实反映资金的稀缺程度（李晓西，2000），同时，地区间官方利息率差异不大，而采用其他替代指标的条件也尚不成熟，本文中，利息率对农户农业生产性投资的影响包含在残差项中。
综上所述，定义地区农户农业生产性投资为地区农村公共投资、地区农户投资能力、地区农业生产性实物资本成本、地区农户生产性实物资本存量、地区农户土地规模、地区农户农业生产性实物资本产出品价格等的函数。具体的模型形式为：
实际计算中，乡村道路密度采用每平方公里上的道路公里数表示。农户人均纯收入、农业生产性投资及存量分别采用商品零售价格和农业生产资料价格指数折算。农业生产性投资存量使用永续盘存法计算。
（二）模型估计方法与结果
模型估计方法选用普通最小二乘法固定效应模型。估计结果见表3。
首先，从全国农户农业生产性投资模型看，各个变量的具体情况如下：
（1）农村道路事业发展变量。农村道路事业发展对农户农业生产性投资的影响为正且在5%的统计水平显著。这说明，农村道路事业的发展有利于农户农业生产性投资的进行，与理论预期一致。从回归结果看，农村道路事业发展变量每变动1个单位，农户农业生产性投资同向变动0.0589个单位。
（2）农村水利事业发展变量。农村水利事业发展对农户农业生产性投资的影响为正且在1%的统计水平显著。这说明，农村水利事业的发展有利于农户农业生产性投资的进行，与理论预期一致。从回归结果看，农村水利事业发展变量每变动1个单位，农户农业生产性投资同向变动1.7064%个单位。
（3）农村通讯事业发展变量。农村通讯事业发展对农户农业生产性投资的影响为正且在1%的统计水平显著。这说明，农村通讯事业的发展有利于农户农业生产性投资的进行，与理论预期一致。从回归结果看，农村通讯事业发展变量每变动1个单位，农户农业生产性投资同向变动0.0072%个单位。刘承芳、张林秀、樊胜根（2002）的研究结果表明，农村通讯事业的发展对农户农业生产性投资有促进作用，本文与之得出一致结论。
（4）农户耕地经营规模、农户农业生产性投资能力对农户农业生产性投资的影响为正，与理论预期一致；农户农业生产性资本存量对农户农业生产性投资的影响为正但不显著，可能的解释是，我国农村市场经济体制改革的推进促进了农业生产性投资向农业生产大户的集中；滞后一期与滞后两期农业产品与农业生产资料的比价变量的符号分别为正与负，符合农户理性的假定，但农业产品与农业生产资料的比价变量对农户农业生产性投资的影响均不显著，可能的解释是，随着农产品市场化进程的加快和农产品流通渠道、流通效率的改进，农业产品与农业生产资料比价变量在年度之间和地区之间的变化幅度不大，因此，回归结果中，农业产品与农业生产资料比价变量对农户农业生产性投资的边际影响不大。
其次，从分地区的模型看，变量的具体情况如下：
（1）农村公共事业发展和农村公共投资存量变量对农户农业生产性投资的影响存在一定的地区差异。分析期间，农村道路、水利事业发展变量对东部地区农户农业生产性投资影响显著，农村水利、通讯事业发展变量对西部地区农户农业生产性投资影响显著，农村通讯事业发展变量对西部地区农户农业生产性投资影响显著。
（2）西部地区农户农业生产性资本边际产品产量的递减趋势较东部与中部地区显著；东部与中部地区土地的适度规模经营较西部显著。可能的解释是：相比东部与中部地区而言，西部地区农户非农业投资机会少，收入主要来源于农业生产，农户以农业生产为主，农业生产投资规模较大；且分析期间，西部地区农户的农地经营规模较大，农地流转速度较慢，农户农地规模的变化幅度较小，因此，农业生产技术没有显著变革条件下，西部地区农户农业生产性实物资本边际报酬递减的效应显著而土地适度规模经济的效应不显著。
（3）相对东部地区而言，西部与中部地区农户对农业产品与农业生产资料的比价或其变动更为敏感。可能的解释是，东部地区农户投资机会较多且资源的流动性较强，农户将资金投向非农产业的可能性更大，因此，相对西部与中部地区农户而言，东部地区农户对农业产出品与投入品价格的变化较为不敏感。
四、简短的结论
本文采用1985-2004年我国25个省份面板数据，结合我国农村道路、通讯、水利等公共事业发展，分地区实证分析了我国农户农业生产性投资的影响因素。结果表明：
（1）农户的农业生产性投资受到农户自身和外界条件的共同影响。农村公共投资是影响农户农业生产性投资的重要因素，其他影响因素还有农户耕地规模、农户投资能力等。政府在制定相关产业政策时，应结合各地产业特征和设施条件，灵活运用公共投资和公共投资政策。
（2）农村道路、通讯、水利等公共事业的发展水平和存量对农户农业生产性投资具有显著正影响。政府可以通过实施多元化的投资路径，引导民间资本的公共投入，提高农村道路、通讯、水利等公共设施的供给能力，为农村经济的发展、农民收入的提高提供保障。
（3）农户耕地规模和家庭收入是影响农户农业生产性投资的重要因素。政府可以通过鼓励土地流转，促进农户农业生产的专业化和集中化，促进农户农业生产效益的增加；同时，随着我国农村经济的发展，农户的家庭收入可能无法满足农户生产性投资的进一步需求，政府可以通过促进农村信贷市场等的发育，促进农户投资能力的增强，为农户的生产发展和投资需求提供保障。
（4）农户的农业生产性投资存在地区差异。比较而言，农村道路、水利事业发展对东部地区农户农业生产性投资影响显著，农村水利、通讯事业发展对中部地区农户农业生产性投资影响显著，农村通讯事业发展对西部地区农户农业生产性投资影响显著；西部地区农户农业生产性资本边际报酬递减趋势显著，东部、中部地区农户土地的适度规模经济显著，西部、中部地区农户对农业产品与农业生产资料的比价及其变动较为敏感。政府在新农村建设过程中，应因地制宜、有针对性地提供农业和农村发展切实需求的公共产品，引导农户投资和农村产业发展，切忌“一刀切”。
参考文献：
陈铭恩,温思美. 2004. 我国农户农业投资行为的再研究［J］. 农业技术经济 （2）.
樊胜根,张林秀,张晓波. 2001. WTO与中国农村贫困［R］. IFPRI研究报告.
郭敏,屈艳芳. 2002. 农户投资行为实证研究［J］. 经济研究 （6）.
李哓西. 2000. 宏观经济学：转轨的中国经济［M］. 北京：北京经济学院出版社：220.
刘承芳,张林秀,樊胜根. 2002. 农户农业生产性投资影响因素研究——对江苏省六个县市的实证分析［J］.中国农村观察 （4）.
张林秀,徐小明. 1996. 农户生产在不同政策环境下行为研究［J］. 农业技术经济 （4）.
张中华,谢升峰. 2002. 西方公共投资效应理论综述［J］. 经济学动态 （7）.
中国社会科学院经济研究所经济增长前沿课题组. 2004. 财政政策的供给效应与经济发展［J］. 经济研究（9）.
GLOMN G, RAVIKUMAR B. 1994. Public investment in Infrastructure in a Simple Growth Model ［J］. Journal of Economic Dynamics and Control（18）.
Effects of the Development of Rural Public Utilities on Productivityoriented
Investment of Peasant Household in Agriculture
——An Ampirical Analysis Based on Regional Panel Data
YANG Meili1 ZHOU Yingheng1 WANG Tuzhan2
(1.College of Economics and Trade, Nanjing Agriculture University, Nanjing 210095;
2. College of Economics and Trade, Xinan University, Chongqing 400716)
（责任编辑 彭 江）
“本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文”
作者：杨美丽 周应恒 王图展
农户投资实证分析论文 篇2：
农户长期健康投资意愿和行为的影响因素研究
摘 要：本文基于计划行为理论，构建农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的双变量Probit回归模型，利用内蒙古地区农户的调研数据，探析农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响因素，并探讨两者之间的相关性。研究结果表明，农户长期健康投资意愿相对较高，但仍有较大一部分农户长期健康投资意愿不足，缺乏进行长期健康投资的动力。并且存在农户长期健康投资意愿与农户长期健康投资行为的不一致、相背离现象，高意愿伴随着低行为。农户长期健康投资意愿与农户长期健康投资行为之间存在一定的相关性，受教育程度越高、家庭年收入越高的农户长期健康投资意愿越强烈，越可能实施长期健康投资行为。因此，政府应出台相关政策对农户给予健康投资指导，提高其长期健康投资意愿，改善不健康的投资行为，有效防止因病致贫的情况发生，保障农村劳动力健康水平、助推乡村振兴战略的实施。
关键词：农户长期健康投资意愿;农户长期健康投资行为;乡村振兴战略;双变量 Probit模型
一、引 言
我国在脱贫攻坚目标任务完成后，已进入乡村振兴的崭新阶段。党的十九大报告将实施“乡村振兴战略”作为国家发展基本方略的重要内容。实施乡村振兴战略，农民是主力军。农民健康的人力资本与农村经济发展密切相关，是乡村振兴的力量源泉。农民的健康水平越高，乡村振兴的持久内驱力也就越强。健康投资作为维护和提升健康水平的有力工具，对农民的人力资本积累具有重要意义，是有效推进乡村振兴可持续发展的重要基础。然而农村居民的健康投资水平虽有所上升，但仍然偏重以医疗为主的短期健康投资行为，而以预防保健为主的长期健康投资行为却较为缺乏。在脱贫攻坚战中，因病致贫在各种致贫因素中始终居于首位。刚刚解决温饱、摆脱贫困的农村家庭，一旦遭遇健康风险冲击，就会重新陷入贫困境地。因病致贫返贫直接阻碍乡村振兴目标的实现。
由于长期以来的城乡二元经济结构，导致我国农民的收入水平和文化水平较低，不良的生活方式以及环境污染长期损害了农民健康，在遭遇健康风险冲击后，疾病治疗可能是短期内产生的最大消费效用[1]，因此，形成了主要以新农合医疗保障为主的健康投资模式。目前学术界主要集中于健康投资对经济增长的影响[2-3]，即在理论和实践中强调对医疗卫生领域的公共支持，从而促进经济增长，健康投资变量多以公共卫生费用代替;健康投资对劳动生产率和家庭收入的影响[4-5]，主要关注健康存量水平，健康变量多以身体状况和自我健康评价代替;健康需求和医疗消费形式的研究 [6-7-8]，内容偏重医疗消费水平等就医决策，主要以医疗保健支出指标衡量;健康投资对农户经济行为决策的影响，包括劳动参与决策和非农就业决策等内容，健康投资变量多以健康状况代替[9-10]。
总体而言，已有研究就健康投资的相关内容进行了深入细致的探讨，并取得了较为丰富的成果，但现有文献多从宏观角度集中分析健康投资与经济增长的关系，衡量指标也多以统计年鉴数据为主，从微观角度关注健康投资的研究较少。同时，鲜有研究深入探究农户长期健康投资意愿与农户长期健康投资行为的关系以及影响因素，一些文献将农户长期健康投资意愿与农户长期健康投资行为等视为一个概念，用农户长期健康投资意愿代替农户长期健康投资行为，没有将二者区别开来。鉴于此，本文基于计划行为理论，利用对内蒙古地区农户的调研数据，将农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为作为两个变量分开考虑，运用双变量Probit回归模型，分析农户长期健康投资意愿与农户长期健康投资行为的关系以及影响因素，为提高农村居民健康水平、防止因病致贫返贫、巩固脱贫攻坚成果、守护乡村振兴健康线提出有价值的政策建议。
二、理论分析及研究假设
本文的“农户长期健康投资意愿”即农户是否愿意进行长期健康投资，是对长期健康投资的看法或想法，代表了个人的主观性思维。“农户长期健康投资行为”是指农户是否具体实施了某种健康投资行为。目前对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为影响因素的研究，虽然切入点和角度略有差异，但其目标却有高度的一致性，即不同学者在逐步探讨究竟是什么因素影响了农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为，该如何提升农户长期健康投资意愿并能够实际转化为农户长期健康投资行为。结合现有研究，本文从个体特征、家庭特征、社会资本和认知特征四个方面对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响因素进行分析，并提出相应的假设。
（一）个体特征
在以往的研究中，个体特征主要包括农户性别、年龄、受教育程度和身体健康自评。性别差异对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影響不太确定[11]。在调研中发现，女性更愿意进行长期健康投资，比如合理搭配饮食和锻炼身体等，而男性由于不良生活习惯而导致长期健康投资意愿较低。年龄对健康需求具有显著的负效应[12]，年龄较大时，健康作为人力资本产生的收益也会下降，因而对健康需求反而会减少[6-13]。因此，农户年龄越大，由于体力下降，农户长期健康投资意愿越低，进而长期健康投资行为的实施概率也越低。受教育程度对农户长期健康投资意愿有显著影响[11]，受教育程度越高，农户的认知能力越强，能够主动接触并了解健康知识，也容易与医疗卫生人员交流，主动寻求健康信息，从而能够更加理解长期健康投资的益处，尤其是更加愿意参与日常体检等健康投资活动。身体健康自评状况与农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的关联度较高。农户对其身体健康自评的得分越高，长期健康投资意愿越强烈，实施长期健康投资行为的可能性就越大。但也有可能由于身体健康状况较好，没有未雨绸缪的意识，反而对健康不重视，农户长期健康投资意愿较低，也会影响其实施长期健康投资行为。基于此，笔者提出如下假设 ：
H1：女性农户比男性农户更愿意进行长期健康投资和实施长期健康投资行为;年龄对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为均产生负向影响;受教育程度正向影响农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为;身体健康自评对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为有影响。
（二）家庭特征
家庭特征包括劳动力数量、居住现状和年收入。劳动力数量代表了家庭的人力资本数量，相关研究表明，农户劳动力数量越多，对健康状况越重视，长期健康投资意愿越强烈，实施长期健康投资行为的可能性越大。居住现状反映了其居住人员的结构类型，是分析农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的重要指标。通常情况下，独居农户和年龄较大夫妻农户的长期健康投资意愿较低，进而长期健康投资行为较少;家中与子女同住的农户，可能会考虑到子女的健康需要，长期健康投资意愿较高，长期健康投资行为较多。年收入与农户的健康投资决策关系密切。家庭年收入越高，农户长期健康投资意愿越强烈，越会促进农户进行长期健康投资行为 [13]。基于此，笔者提出如下假设：
H2：劳动力数量正向影响农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为;居住现状得分越低的农户，长期健康投资意愿和长期健康投资行为越少;年收入对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为产生正向影响。
（三）社会资本
在调研地区，大量青壮年劳动力外出务工，老龄化现象比较普遍，再加上目前我国的社会保障制度还不够健全，绝大部分老年人需要从子女那里获得经济支持，重要的是在我国，由子女来承担赡养老年人具有久远的历史和深厚的社会经济文化根基。基于这些经济文化背景，本文将代际支持作为社会资本的衡量指标纳入分析模型，并且只考虑自下而上的单向经济支持。相关研究表明，社会资本正向影响农户的长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为[14]。基于此，笔者提出如下假设 ：
H3：社会资本对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为产生正向影响。
（四）认知特征
结合调研数据和已有研究，认知特征用农户对健康风险认知代替。健康风险认知是个体对影响身心健康的各种因素的主观感受和判断，是个体进行行为改变决策时权衡的重要指标[15]，该指标表示了农户对身体是否存在健康风险隐患的认知程度，认知程度越高，农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为可能性就越大。基于此，笔者提出如下假设：
H4：健康风险认知对农户长期健康投资意愿和长期健康投资行为产生正向影响。
三、研究设计
（一）数据来源与样本基本特征
本文所用数据来源于 2019—2021年對内蒙古自治区农户的微观调查。内蒙古自治区东西狭长的独特版图和资源禀赋差异导致了区内经济发展不平衡，为了扩大调研的覆盖面、掌握最全面的真实情况，笔者分别选取了东中西三个盟市包括9个旗县进行深度调研，样本分布较广具有一定的代表性。采取分层随机抽样的方式在每个旗县中随机抽取乡（镇）、村进行调查。遵循随机性原则从行政村（嘎查）中调研594家农户，发放问卷594份，最终收回有效问卷576份，有效率为96.97%。
从调研数据可知，调查对象以男性居多，年龄在50—59岁的较多，说明内蒙古农村地区的人口老龄化程度相对较高。受教育程度整体偏低，均值位于初中学历以下。从调查对象的个体特征来看，较大的年龄和较低的受教育水平等较为符合当前我国农村的实际情况，这也在一定程度上表明本文抽样具有一定的代表性 [16-17]。身体健康自评相对较差，均值处于差到一般之间。劳动力数量的均值为2.329，家庭内1个和两个劳动力所占比重最高。值得注意的是，劳动力为0的家庭也占一定的比重，体现了我国农村劳动力非农转移的现状，大量中青壮年外出上学、务工，留在农村的大多是贫困的老龄人口。调研样本中目前的居住现状，与父母同住及与老伴儿同住所占比重较大，符合目前农村的现状。
（二）模型构建
本文需要检验农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响因素，因此，把农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为作为因变量，由于其均为两项选择变量，故选择 Probit 模型。根据计划行为理论，个体意愿对个体行为有影响，个体意愿的加强有助于个体行为的实施，农户长期健康投资意愿与农户长期健康投资行为之间存在一定的关系，通过提高农户长期健康投资意愿，能够促进其长期健康投资行为的实施。当被调查农户出于种种原因会在是否有长期健康投资意愿和是否有长期健康投资行为之间作出选择时，这两种决策并不是相互独立的，因此，我们不能对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为分别进行 Probit 建模，可能会损失效率，两个 Probit 方程的扰动项之间可能存在相关性[18]，故而应该采用双变量Probit回归模型。
双变量Probit回归模型能在考虑两个决策随机项之间相关性的前提下同时估计两个方程[19]。该模型所对应的两个因变量是两种相关的选择，两个方程有相同的自变量，且误差项也是相关的。两个方程误差项的协方差等于一个固定的常数，这意味着这两种相关选择之间是相互影响的，而不像独立的Probit模型那样误差项的协方差为0[20]。双变量Probit模型都基于Probit模型的基本形式：
农户对长期健康投资意愿和长期健康投资行为的选择存在四种组合，如图1所示。
分别用虚拟变量y1和y2表示农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为，设定y1 = 1表示农户有长期健康投资意愿，y1 = 0表示农户没有长期健康投资意愿;y2 = 1表示农户实施长期健康投资行为，y2 = 0表示农户没有实施长期健康投资行为。因此，四种组合可以用（1，0）、（1，1）、（0，0）、（0，1）来表示[21]。我们分别建立双变量 Probit 模型，分析农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响因素，模型设定具体形式为：
其中，y*1和y*2为不可观测的潜变量，x′1和x′2分别为农户长期健康投资意愿和长期健康投资行为的影响因素向量，β1和β2为待估系数向量，ε1和ε2为随机扰动项且服从二维联合正态分布，两者的相关系数为ρ即：
当y*1 > 0，表示农户有长期健康投资意愿，反之，则y*1 = 0;同理y*2 > 0，表示农户实施了长期健康投资行为，反之，则y*2 = 0。因此，y*1与y1和y*2与y2 的关系可以由以下方程确立：
两个方程唯一联系是扰动项ε1和ε2的相关性。如果ρ = 0，则此模型等价于两个单独的Probit 模型。如果ρ ≠ 0，y*1 与y*2之间存在相关性，运用双变量 Probit 模型对两者的取值概率进行最大似然估计。最后，对原假设“H0：ρ =0”进行检验，判断有无必要使用双变量 Probit 模型，或估计两个单独的 Probit 模型。如果拒绝原假设，则有必要使用双变量 Probit 模型[18]。
（三）变量选取
由于我们要检验农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响因素，因此，我们把农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为作为因变量，同时结合并参考现有研究，选取了农户个体特征、家庭特征、社会资本和认知特征四个方面的变量作为自变量，对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响因素进行分析。个体特征方面的变量包括性别、年龄、受教育程度和身体健康自评，家庭特征方面的变量包括劳动力数量、居住现状和年收入，社会资本变量用代际支持衡量，认知特征变量用农户对健康风险认知的变量衡量。
1.农户长期健康投资意愿的测量及描述性统计
目前学术界对个体行为意愿的测量，常见的方式为直接询问是否愿意[22-23]，在所询问的行为意愿较为中性的情况下，这种方式较为直接有效。由于人们对健康投资的理解均是有益于健康的，即被普遍认为是应该做的事，在此情况下，农户的回答会带有倾向性即“愿意进行健康投资”。因此，为避免由农户倾向性应答造成二分类变量测量的较大误差，本文采用李克特五点量表的形式，从非常愿意到非常不愿意将农户长期健康投资意愿分为五个等级，为农户提供了更多的备选项，也可在一定程度上减少农户在“愿意与否”问题上大多选择“愿意”的可能。测量题项设置为“您愿意进行长期健康投资吗”，长期健康投资包括合理搭配饮食、锻炼身体和定期参加日常体检。由于这些方面在短期内是固定不变的，可以看做是长期的行为意愿。对农户长期健康投资意愿进行百分比统计和描述性统计结果如表1所示。
由表1可知，全样本农户非常愿意和愿意进行长期健康投资的累计占比为 60.145%，贫困农户非常愿意和愿意进行长期健康投资的累计占比为51.795%，非贫困农户非常愿意和愿意进行长期健康投资的累计占比为61.148%。说明农户长期健康投资的意愿相对较高，不同的样本农户进行长期健康投资的意愿虽有差异，但均超过了50.000%。不同样本农户测量指标平均值均大于3.000。其中，非贫困农户长期健康投资意愿测量题项的均值最高，贫困农户样本的均值低于全样本均值，受限于长期健康投资能力和投资理念等因素，从而导致了差距的产生。
2.农户长期健康投资行为的测量
行为经济学对个体行为的测量最直接的手段为“是否”问题，即对某一行为直接测量有还是没有，故本文在农户长期健康投资行为的测量中采用二分类变量的形式。设置的问题有：您家是否合理搭配饮食？您及其他家庭成员是否锻炼身体？您及其他家庭成员是否体检？需要强调的是，为了简化分析，本文将农户长期健康投资行为进行了赋值[24]，变量取值为0和1。贫困农户的整体得分较低，非贫困农户相对得分高一些，說明比较注重长期健康投资，预防保健的意识较强。
通过对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的测量，我们发现，农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为存在不一致、相背离的现象。农户具有较高的长期健康投资意愿，全样本、贫困农户、非贫困农户的测量指标平均值均大于3.000，非常愿意和愿意进行长期健康投资的占比均超过一半，说明农户是有长期健康投资意愿的，从心理上是能够接受长期健康投资的。这就打破了我们以往的观念和认识，我们会先入为主地认为农户受经济约束，对健康投资一无所知，根本没有健康投资的意识，但在调研过程中会发现，农户其实是有长期健康投资意愿的，都有追求健康的美好愿望。但是高意愿却伴随着低行为，实际实施长期健康投资行为的比重较低，如何将意愿转化为行为是值得我们思考并进一步研究的课题。
2.变量赋值与描述性统计分析
通过对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为变量的测量，并结合农户的个体特征、家庭特征、社会资本和认知特征，将变量的具体说明及其描述性统计汇总如表2所示。
四、结果与分析
本文运用Stata15.0 软件对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响因素进行双变量 Probit 回归模型估计，估计结果如表3所示。
由表3可知，双变量 Probit 模型的拟合程度较好，部分影响因素通过了显著性检验。P在1%的统计水平上显著，其相关系数为正，说明农户长期健康投资意愿与长期健康投资行为存在一定的相关性，两者之间存在互补效应，即农户长期健康投资意愿的程度对农户长期健康投资行为的实施具有积极作用。
（一）个体特征
年龄对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响分别在5%和1%的统计水平上显著为负，与研究假设一致。随着年龄的增大，健康资本的折旧率增加，不但引起对健康需求的减少，也使得一定数量的总投资所能提供的健康资本减少，这与Grossman[13]的研究结论相一致。本文的调研对象普遍年龄偏大，总样本中的年龄均值为2.342，平均年龄在60岁以上，具备劳动能力的较少，健康状况较差，因而对就医的意愿更加强烈，导致就医行为较多，而对长期健康投资意愿和长期健康投资长期健康投资行为较为缺乏。
受教育程度对农户长期健康投资意愿和行为的影响分别在10%和1%的统计水平上显著为正，与研究假设一致。这说明受教育程度越高，农户长期健康投资意愿越大，实施长期健康投资行为的可能性越大。调研样本中，农户的受教育程度普遍偏低，均值为2.528，绝大部分农户的文化程度都在初中以下，小学程度占比较高，这也充分说明了受教育程度是导致农村地区健康投资意愿淡薄、健康投资行为较为缺乏的非常重要的影响因素。教育投资一直被认为是人力资本投资的重要形式，受教育程度越高，越能意识到健康的重要性，从长远看，提高教育水平不仅可以改善健康，提高资源使用效率，更重要的是可以改变人们的行为模式。因此，通过提高农户的文化程度，有利于提升农户健康投资意愿，进而促进农户实施长期健康投资行为。
身体健康自评对农户长期健康投资意愿的影响在1%的统计水平上显著为负，符合部分研究假设。说明在调研地区身体健康自评得分越高的农户，认为自己的健康状况很好，对健康风险的意识较差，长期健康投资的意愿较低，反之身体健康自评得分越低的农户，已经意识到自身存在的健康隐患，从而在预防保健方面会更愿意进行长期投资。身体健康自评对农户健康投资行为的影响不显著，与研究假设不一致。可能的原因是农户即使身体健康状况比较差，已经感受到自身存在的健康隐患，但是受到诸多因素影响，比如时间、自身的意志力和收入状况等，未必有进行长期健康投资行为。性别对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响均不显著。H1中除了性别外，其余的得到验证。
（二）家庭特征
劳动力数量对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响均在5%的统计水平上显著为负，与研究假设不一致。可能的原因在于家庭劳动力数量越多，说明家庭成员大多身体健康状况较好，具备劳动能力，因而对长期健康投资的意愿不强，从而也较少实施长期健康投资行为。
居住现状对农户健康投资意愿的影响在5%的统计水平上显著为正，与研究假设一致。居住现状反映了家庭的内部结构，得分越高，说明越是核心家庭，对健康越重视，农户长期健康投资意愿越强烈。居住现状对农户长期健康投资行为的影响不显著，原因可以用行为经济学的理论来加以解释。如果没有更高的预期收益，那么健康投资的较高不确定性会导致个体更加重视当前的满足，严重忽略未来的需要，因而即使是核心家庭，有老中青三代，在具体实施行为之前，会受到跨期选择的影响，进而降低长期健康投资行为的可能性。
年收入对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响分别在1%和5%的统计水平上显著为正，验证了研究假设。充分说明了家庭的经济状况与长期健康投资意愿和长期健康投资行为密切相关，经济状况越好，对长期健康投资的认知程度越高，从而长期健康投资意愿越强烈，越有利于促进其实施长期健康投资行为。2018年，内蒙古农村牧区常住居民人均可支配收入为13 803元，而内蒙古自治区人均可支配收入为28 376元，反映了调研地区农户收入普遍较低。在这种情况下，农户长期健康投资意愿相对不强，影响到其长期健康投资行为的实施。H2中除了家庭劳动力数量外，其余的得到验证。
（三）社会资本
代际支持对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响均不显著，因而H3没有得到验证，可能的原因是代际支持反映的是家庭是否有子女的经济补贴，但是这与子女的经济状况直接相关，如果子女的收入也不高，对家庭的补贴也仅够日常的生活消费支出，没有额外的资金用于健康投资。因此，如果加上子女补贴的家庭收入还不高，就会影响到其长期健康投资意愿和其长期健康投资行为。
（四）认知特征
健康风险认知对农户长期健康投资行为的影响在5%的统计水平上显著为负，与研究假设不一致。H4没有得到验证，可能的原因是农户对健康风险认知程度越高，实施长期健康投资行为的可能性越小。此类异常我们可以利用行为经济学中现代心理学的观点来解释，农户对医疗需求和预防保健需求存在不一样的心理账户，他们认为疾病带来了负效用，通过医疗补救措施可以恢复身体健康，这样的收益是显而易见的，而长期健康投资的收益是看不见摸不着的，在调研过程中，很多农户都能认识到少吸烟和经常锻炼等对人的健康有利，但却很少有人能够戒烟并坚持体育锻炼。
五、结论与启示
本文通过对内蒙古自治区3个盟市9个旗县576户农户的实地调研数据，运用双变量 Probit 回归模型，分析了农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响因素。研究结果表明：农户长期健康投资意愿相对较高，51.795%的贫困农户非常愿意和愿意进行长期健康投资，61.148%的非贫困农户非常愿意和愿意进行长期健康投资。但仍有较大一部分农户长期健康投资意愿不足，缺乏进行长期健康投资的动力。值得注意的是，在内蒙古地区，存在农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为不一致、相背离的现象，高意愿却伴随着低行为，如何将意愿转化为行为是值得我们思考并进一步研究的课题。农户长期健康投资意愿与农户长期健康投资行为之间存在一定的相关性;受教育程度高、年收入越高的农户，对长期健康投资意愿越强烈，越有可能实施长期健康投资行为。
根据上述研究结论，可以得到以下启示：首先，全面推动区域经济增长，有效衔接乡村振兴战略。从宏观角度来说，区域经济增长将会逐步缩小区域间的差距，扩大就业机会，拓宽发展空间，促进农民增收，进而改善低收入人群生活和发展的质量。各级政府应设计统筹性的政策，全方位优化配置资金、公共服务、人力资源等要素，从机制、规划、政策等方面深化脱贫攻坚和乡村振兴的对接和统筹。其次，提升农村公共健康投资水平，发挥正外部性。健康投资一直以来都是以政府的公共健康投资为主导的，因此，政府对健康投资的态度和观念是提升我国居民健康水平的決定性因素，确保国民良好的健康状态也是政府必须承担的责任。政府应向农村地区进一步加大政策倾斜和资金支持力度，通过增加健康人力资本来提高经济增长速度，发挥正外部性;基层政府应该利用特色产业发挥地区优势，将公共健康投资与产业发展紧密联系起来，统筹将财政资金更多注入健康产业的发展，积极探索更多的公共健康资金筹资渠道和方式，更多地引入社会资本，通过税收优惠和服务保障等措施促进投资效率更高的民营企业进入健康领域，从而提高地区健康人力资本水平。再次， 适度采取健康投资激励方式，促进农户长期健康投资意愿向农户长期健康投资行为的转化。
最后，从源头到保障构建全方位的健康贫困治理体系。一是从源头上消除健康风险隐患。针对有健康风险隐患但是还没有遭受健康风险冲击的农户，从防范健康风险致贫角度出发，通过慢性病和地方病的健康宣传、健康管理和健康干预等策略，使农户培养良好的健康生活习惯、进行合理的预防与健康促进支出，降低健康风险的冲击概率，显著降低不确定医疗费用造成的因病致贫风险。二是从健康风险传导过程中弱化健康风险的冲击作用。对于已经遭遇健康风险冲击的农户，要通过医疗资源的有效供给、高质量的医疗服务提供、健全的医疗保障体制等健康贫困救助机制提高农户应对健康风险冲击的能力，尽量消除或弱化健康风险冲击带来的严重影响，缓解因病致贫现象。
参考文献：
[1]刘畅.基于健康路径选择视角的我国农民福利效应研究[J].农业经济问题，2018，（9）：96-107.
[2]王弟海，李夏伟，黄亮.健康投资如何影响经济增长：来自跨国面板数据的研究[J].经济科学，2019，（1）：5-17.
[3]吕国营，赖小妹.人口老龄化、健康投资與经济增长——基于中国省级面板数据的实证分析[J].吉首大学学报（社会科学版），2019， （4）：56-67.
[4]邓力源，唐代盛，余驰晨.我国农村居民健康人力资本对其非农就业收入影响的实证研究[J].人口学刊，2018，（1）：102-112.
[5]张娜，邓金钱.农户人力资本投资与城乡劳动力流动：总体效应与结构差异[J].农业技术经济，2017，（3）：88-98.
[6]叶春辉，封进，王晓润.收入、受教育水平和医疗消费：基于农户微观数据的分析[J].中国农村经济，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]鲍莹莹.健康冲击、劳动参与对农村家庭福利水平的影响——基于中国家庭收入调查（CHIP）2013年数据的实证分析[J].经济经纬，2020，（2）： 44-51.
[10]孙顶强，冯紫曦.健康对我国农村家庭非农就业的影响：效率效应与配置效应——以江苏省灌南县和新沂市为例[J].农业经济问题，2015，（8）：28-34+110.
[11]李娟娟，王征兵.陕西农户健康投资意愿影响因素分析[J].大连理工大学学报（社会科学版），2009，（4）：34-38.
[12]李晓敏，丁士军，陈玉萍，等.贫困地区农户医疗服务需求影响因素分析——来自湖北省红安县的农户调查数据[J].农业技术经济，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，曹锦丹，王珅，等.信息框架对健康风险认知和行为改变决策的影响[J].图书情报工作，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]何悦，漆雁斌.农户过量施肥风险认知及环境友好型技术采纳行为的影响因素分析——基于四川省380个柑橘种植户的调查[J].中国农业资源与区划，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]杨丹，高汉.信贷市场与农地使用权流转——基于双变量Probit模型的实证分析[J].世界经济文汇，2012，（2）：60-73.
[21]许秀川，张卫国，刘新元.农民工养老保险参与决策：一个OLG模型的考察[J]. 华中农业大学学报 （社会科学版），2018，（1）：88-98+160.
[22]葛继红，徐慧君，杨森，等.基于Logit-ISM模型的污染企业周边农户环保支付意愿发生机制分析——以苏皖两省为例 [J].中国农村观察，2017，（2）：93-106.
[23]何凌霄，张忠根，南永清，等.制度规则与干群关系：破解农村基础设施管护行动的困境——基于IAD框架的农户管护意愿研究[J].农业经济问题，2017，（1）：9-21+110.
（责任编辑：刘 艳）
收稿日期：2021-09-10
基金项目：国家社会科学基金项目“草场流转视阈下边疆牧区牧户生计转型及福利测度研究”（18BMZ135）
作者简介：
陶 娅（1980-），女，内蒙古巴彦淖尔人，副教授，博士研究生，主要从事财务管理和农业经济管理等方面研究。E-mail：taotaoty_921@163.com
盖志毅（1964-），男，内蒙古呼和浩特人，教授，博士，博士生导师，主要从事农业经济和生态经济管理研究。
王桂英（1964-），女，内蒙古赤峰人，教授，主要从事财务管理理论与实务研究。
作者：陶娅 盖志毅 王桂英
农户投资实证分析论文 篇3：
农户投资结构与产出全要素生产率增长研究
摘 要：在缩小城乡区域发展差距和居民收入分配差距的经济形势下，从投资因素分析农户增收是当前农民增收问题研究的重要方面。基于2009—2014年林芝市农户的实地调查数据，对农户投资结构和产出效率进行了对比分析和实证分析。研究发现，农户投资呈现上升趋势，且增速居于西藏前列。农户投资仍以自有资金为主，但农户的信贷观念发生一定的变化。从产业投资方面可以看出农户生产经营出现多元化倾向。农户生产性投资比例呈现上升趋势，农户生产与消费观念发生了根本性的转变。多数年份全要素生产率增长都是负增长，分析其影响因素发现，田间管理方式相对落后对农户产出全要素增长率增长的影响短期效应最明显。劳动力素质偏低对农户产出全要素增长率增长的影响也具有短期效应。受教育年限普遍偏低对农户产出全要素生产率增长具有较强的消极作用。
关键词：林芝市;农户;投资结构;产出;TFP
2013年的中央一号文件提出“……按照保供增收惠民生……围绕现代农业建设……巩固和发展农业农村大好形势”。而2015年中央一号文件又进一步提出“增加农民收入，必须……加快建立投入稳定增长机制……中央基建投资继续向农业农村倾斜”。从这两年的中央农村工作会议精神可以看出，农民增收问题依然是当前农村工作的主要方向，投资对促进农民增收也存在着非常重要的影响。促进农民增收需要从农民自身投资分析并采取相关措施尤为关键。作为农村社会生产的基本单位——农户，是农村微观经济组织的重要组成方面。在缩小城乡区域发展差距和居民收入分配差距经济形势下，从投资因素分析农户增收是当前农民增收问题研究的重要方面。
20世纪90年代以来，制度激励促进农户增收的潜力逐渐释放殆尽，林芝市农户生产投资的积极性也逐渐减弱，农户收入也陷入低增速的增长困境。进一步分析发现，农户的投资结构发生了巨大的转变，为农户增收提供了有力地支持，但也隐藏着不容忽视的隐忧：尽管政府进行了大量的努力，但是其引导性的作用并不理想，农户投资依然增长乏力。
在社会主义市场经济体制下，农户增收问题最终体现为农户投资结构研究问题。而全要素生产率（Total Factor Productivity，TFP）是研究农户投资结构一项重要指标。随着农村经济的不断发展，国内外学者对此领域已进行了大量研究。全要素生产率主要在二战之后由Solow（1957）提出。经过Denison（1962）、Jorgenson（1995）和Henderson（2003）等人的拓展，全要素生产率成为较成熟的测算方法。而用全要素生产率测算方法研究投资问题，国外学者也有相关研究成果。Fingleton（1999）在基于178个欧盟地区的数据，发现投资也是欧洲区域生产率的决定因素。李国平和田边裕认为，投资动机是影响日本经济效率的重要因素之一。全要素生产率在20世纪80年代引入我国后，姚洋（2001）、张海洋（2005）、李胜文（2006）、刘巳洋（2008）、朱平芳（2003）和陈继勇（2008）等学者认为经济活动中投资起着决定性作用。张改清（2004）、李谷成（2007）、李鹏（2012）等学者研究了农户投资结构分析，认为投资结构研究是三农问题研究不可忽视的重要方面。
上述国内外的研究成果对农户投资结构及全要素分解研究具有重要的借鉴意义，也可以发现从农户投资视角分析三农问题是今后关注热点之一，但相关研究尤显不足。一些研究，从区域视角看，往往存在着一定的局限性，即：在区域尺度上，研究成果的指导作用和借鉴意义不大。事实上，农户投资结构研究更多的是受到多重因素的影响。所以需要以时间序列数据、从不同的研究样本空间上分析农户投资结构的影响机理。
一、模型与方法
分析林芝市农户投资水平及其动态，估算农户产出效率（TFP），并进行比较研究和动态分析，需要采用、借鉴对比分析法以及Hsieh和Klenow（2009）提出的实证分析法。根据研究指标数据特征以及研究目的，本文拟采用全要素生产率指数法中的Tomqvist指数来计算TFP。全要素生产率的测算公式如下。
TFPGt=lnTFP t-lnTFP t-1=（lnQt-lnQt-1）-
（lnXti-lnXt-1i ） （1）
其中，TFPG为全要素生产率的增长率，Q为产出，Xi为第i种投入要素，SXi为第i种投入要素成本占所有投入要素总成本的份额，t为时间。
二、数据来源与描述性统计分析
本文所使用的数据来自于2014年12月课题组对林芝市米林县、林芝县、工布江达县、波密县共计120户农户进行问卷调查，有效问卷112份。调查所涉及的被调查农户均按照随机原则选取。根据对比研究的需要，本文选择的价值指标以2009年数据作为基准扣除通货膨胀因素。表1列出了与研究有关的主要变量的统计量。可以看出，样本农户产出呈现小幅增长趋势。同时，除劳动力投入有所降低外，其他投入均有一定程度的增长。
三、农户投资结构分析
（一）农户投资①的来源结构
有效把握农户经济活动的实质，需要对农户投资的来源结构进行分析。因为投资的来源结构既是农户经济活动过程的结果与表现，也是农户投资变化的实现途径。林芝市农户投资总体上呈现波动快速上升趋势，年均增速为27.53%。其中，2011年和2013年农户投资速度增长较快，分别达到49.77%和32.78%。在农户总投资水平变化的同时，其资金来源也发生了相应的变化。
在整体上看农户借贷资金占农户投资比重呈现上升趋势。农户借贷资金占农户投资比例不高，平均占25.27%。其中，2010年农户借贷资金比重最低，仅为15.70%，而2013年到2014年出现了一个借贷高潮，分别达到30.47%和31.23%。从自有资金比重看，农户投资资金来源多年来仍以自有资金为主。但随着社会经济的进一步发展，农户的信贷观念发生一定的变化。
（二）农户投资的产业结构
本文研究的农户投资产业结构是指农户投资于农村中三大产业的数额及比例。近年来，农户农村中三次产业投资结构演变历程表明，农户对农村中三次产业投资量都呈现明显上升趋势。但农户对第一产业投资比例呈现波动式下降趋势，农户对第三产业投资比重高于第二产业。2009—2014年，农户对第二产业的投资比例呈现缓慢上升趋势，而对于第三产业的投资比例则在25%左右徘徊。从农户对农村中三次产业投资结构可以看出，农村中第一产业仍是当前农户投资关注的重要方向。但随着时间的推移，农户投资的观念发生了一定的变化，即：在注重农业投资的同时，也关注农村中第二、第三产业的发展。这也说明，近年来林芝市农户出现了多元化经营的趋势。
（三）林芝市农户投资的性质结构
根据投资的性质构成，农户投资包括生产性投资②与非生产性投资。③梳理国内相关文献发现，当农户持有资金较少时，农户一般以生产性投资为主。当农户持有资金达到一定规模后，为了进一步提高投资的收益水平，则需要进行非生产性投资。由表4可以看到，2009—2014年农户生产性投资比例呈现上升趋势，而非生产性投资逐年下降。农户非生产性投资从2009年—2011年保持在50%以上，而从2012年开始，比重则低于50%。与此对应，农户生产性投资呈现持续上升趋势，且从2012年开始，生产性投资比重超过非生产性投资。由此可以看出，林芝市农户持有资金处于较低水平时，非生产性投资居于主导地位;而农户持有资金达到一定规模后，则重视生产性投资。这与国内其他省份农户投资研究的结论截然不同。另外，研究发现：农户生产与消费观念发生了根本性的转变，由原来的“重消费、轻生产”向“重生产、轻消费”趋势过渡。随着社会经济的持续发展，农户也越来越意识到了其自身在农业生产和农户增收中起主导作用，农户也愈发重视生产。
四、实证分析
根据公式（1）计算林芝市2009年—2013年农户产出增长率及增长来源如下表5。从TFP增长来看，增长呈倒S型增长趋势，即：除了2011年和2014年以外，其他年份非常糟糕，均为负增长，这与Jin（2002）和Hsu（2003）的研究得出相类似的结论，即：一定时段内，TFP增长呈现先增长，后速度放缓，最后甚至为负值。进一步研究发现，TFP增长为正的农户受教育年限较长;调查样本点的微观农户TFP增长与当时林芝市整个农村的宏观经济形势是不一致。总体上看，林芝市处于三农问题最为关键的一个阶段：随着整个国民经济的发展和对三农问题的高度重视，农村经济持续增长，而农户产出则处于发展的“瓶颈期”;受教育程度对微观农户的经营效益产生较为重要的影响。
五、结论
林芝市农户投资从纵向看呈现上升趋势，从横向看增速也居于西藏各地（市）前列。农户投资的资金来源也悄然发生相应的变化。虽然，农户投资资金来源仍以自有资金为主，但借贷资金比重则逐年上升;同时，农户的信贷观念发生一定的变化。近年来，农户对农村中的第一产业投资比例呈现波动式下降趋势，农户对第三产业投资比重高于第二产业;农户生产经营出现多元化倾向。2009—2014年农户生产性投资比例呈现上升趋势，而非生产性投资逐年下降。农户生产与消费观念发生了根本性的转变，农户也越来越重视生产。
利用全要率生产率指数法对2009—2014年间林芝市农户产出的全要素生产率的进行测算，测算结果表明：全要素生产率增长非常不理想，多数年份都是负增长。在测算结果基础上，结合区域实际进行对比分析，得出的结论为：2009—2014年间，全要素生产率对农户产出总体上起到反向影响作用。影响农户产出全要素生产率负增长的主要因素有受教育年限普遍偏低、田间管理方式相对落后以及劳动力素质偏低等。其中，田间管理方式相对落后对农户产出全要素增长率增长的影响短期效应最明显。劳动力素质偏低对农户产出全要素增长率增长的影响也具有短期效应。长期来看，受教育年限普遍偏低对农户产出全要素生产率增长具有较强的消极作用。受教育年限多少是影响农户产出全要素增长率增长的关键因素。
参考文献：
[1]崔传斌.全要素生产率国外研究文献综述[J].未来与发展，2010（10）：97-101.
[2]李鹏，曾光.我国农副食品加工业全要素生产率研究——基于17个细分行业数据[J].中国农业大学学报，2012，17（4）：179-184.
[3]李桦，姚顺波，郭亚军.不同退耕规模农户农业全要素生产率增长的实证分析[J].中国农村经济，2011（11）：36-45.
[4]李首涵，刘庆.财政农业科技投资对粮食全要素生产率作用的实证研究[J].科技与经济，2015，28（1）：52-57.
[5]曾萍，吕迪伟.国内全要素生产率研究——回顾与展望[J].华南理工大学学报（社科版），2014，16（6）：18-30.
[6]陈池波，谢升峰.解析农业投资不足的成因[J].农业经济问题，2012（1）：53-56.
[7]庄道元，曹建华，徐珍源，张文君.关于我国农户农业投资行为理性的分析[J].经济论坛，2004（17）：109-110.
[8]郭永芳.财政在农业投资方面存在的问题[J].计划与市场，2014（4）24-25.
[9]冯继康，纂映红.论市场经济条件下农户投资行为的规范[J].齐鲁学刊，2013（4）27-31.
作者：宋连久