【摘 要】 當(dāng)前我國已進(jìn)入鄉(xiāng)村振興時期，但因病致貧返貧的風(fēng)險仍然較高，成為阻礙脫貧攻堅成果鞏固和鄉(xiāng)村振興有效銜接的一大障礙，也是健康中國戰(zhàn)略實施過程中面臨的嚴(yán)重問題。農(nóng)戶的短期健康投資是農(nóng)戶遭遇健康風(fēng)險沖擊后的有效風(fēng)險緩解策略，分析其影響因素尤為必要?；诖?，以內(nèi)蒙古自治區(qū)農(nóng)戶的調(diào)研樣本為例，運(yùn)用Andersen健康行為模型，探究農(nóng)戶短期健康投資行為的影響因素。研究發(fā)現(xiàn)，使能因素和需求因素的影響較為顯著，其中目前居住現(xiàn)狀、經(jīng)濟(jì)狀況、醫(yī)療保障、代際支持、醫(yī)療服務(wù)可及性呈顯著正相關(guān)，而前傾因素的影響程度較小。最后從使能因素和需求因素兩個層面提出了建議，以期制定出更加合理的公共衛(wèi)生及社會保障政策。

【關(guān)鍵詞】 Andersen模型； 農(nóng)戶； 短期健康投資行為； 健康風(fēng)險

【中圖分類號】 F328.48 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】 A 【文章編號】 1004-5937（2024）19-0054-08

引 言

我國在脫貧攻堅目標(biāo)任務(wù)完成后，已進(jìn)入鄉(xiāng)村振興的嶄新時代。在習(xí)近平新時代中國特色社會主義思想指引下，黨的二十大報告提出全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興，鞏固拓展脫貧攻堅成果，實現(xiàn)鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接。判斷全面脫貧與鄉(xiāng)村振興是否有效銜接的標(biāo)準(zhǔn)是“全面脫貧成果進(jìn)一步鞏固，脫貧質(zhì)量全面提升，已脫貧人口穩(wěn)定脫貧，返貧現(xiàn)象和新增貧困人口得到有效防止”①。但由于部分農(nóng)戶脫貧基礎(chǔ)不牢，已脫貧人口中有近200萬人存在返貧風(fēng)險，邊緣人口中有近300萬人存在致貧風(fēng)險[ 1 ]。另外，深度貧困地區(qū)產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)較弱，健康、教育、科技、人才仍是脫貧攻堅的制約因素，尤其是健康因素成為大多數(shù)農(nóng)戶陷入貧困的關(guān)鍵[ 2 ]。

20世紀(jì)90年代以來，疾病成為導(dǎo)致我國農(nóng)村貧困的重要因素之一。在脫貧攻堅過程中，因病致貧、因病返貧的比例均在42%以上。當(dāng)農(nóng)戶遭遇健康風(fēng)險沖擊后，源于對健康的強(qiáng)烈渴望和美好追求，疾病治療可能是短期內(nèi)產(chǎn)生的最大消費(fèi)效用[ 3 ]。健康風(fēng)險沖擊使農(nóng)戶的資源稟賦和約束條件發(fā)生改變，進(jìn)而影響其行為目標(biāo)，由長期追求收入增長和穩(wěn)定轉(zhuǎn)為追求短期的風(fēng)險分散和規(guī)避，在家庭理性的前提下，通過一系列經(jīng)濟(jì)行為重新配置其家庭資源。短期健康投資行為，即就醫(yī)行為成為農(nóng)村居民抵御健康風(fēng)險沖擊時重要的風(fēng)險緩解策略之一。由于農(nóng)戶的就醫(yī)行為會產(chǎn)生大額醫(yī)療支出，可能對家庭收入獲取能力造成負(fù)面沖擊，導(dǎo)致農(nóng)戶陷入貧困，出現(xiàn)返貧現(xiàn)象或成為新增貧困人口。因此，為了鞏固拓展脫貧攻堅成果，推進(jìn)全面脫貧與鄉(xiāng)村振興有效銜接，降低農(nóng)戶陷入因病致貧返貧概率，本文運(yùn)用Andersen健康行為模型，對農(nóng)戶短期健康投資行為的影響因素進(jìn)行探究，以使人們更加關(guān)注農(nóng)戶的健康需求，并根據(jù)不同農(nóng)戶的健康需求和狀況制定合理的公共衛(wèi)生及社會保障政策。

一、農(nóng)戶短期健康投資行為的理論分析

（一）農(nóng)戶短期健康投資行為的產(chǎn)生機(jī)理

當(dāng)農(nóng)戶遭受健康風(fēng)險沖擊、健康受到損失時，會使患病者喪失勞動能力，損失勞動時間，擠占生產(chǎn)投資費(fèi)用，甚至影響到子女的教育投資，從而損害農(nóng)戶家庭的創(chuàng)收能力，進(jìn)而陷入長期貧困[ 4 ]。農(nóng)戶行為理論的代表舒爾茨提出了“理性小農(nóng)”理論，認(rèn)為農(nóng)戶行為的選擇是理性的。因此，即使是長期處于貧困狀態(tài)的農(nóng)戶，當(dāng)其遭遇風(fēng)險沖擊后，也會為了追求家庭效用的最大化，在家庭收入預(yù)算約束下做出經(jīng)濟(jì)行為反應(yīng)和選擇應(yīng)對負(fù)外部沖擊[ 5 ]。農(nóng)戶的短期健康投資行為是從醫(yī)療的派生需求衍生出來的，體現(xiàn)了對醫(yī)療服務(wù)的需求，是對健康需求的引致需求[ 6-7 ]，體現(xiàn)了農(nóng)戶對健康風(fēng)險強(qiáng)烈的規(guī)避意愿。

調(diào)研樣本中60%的農(nóng)戶都產(chǎn)生過就醫(yī)行為，表明目前農(nóng)戶偏重于短期健康投資行為。究其原因，一是健康風(fēng)險沖擊使農(nóng)戶產(chǎn)生了對健康的強(qiáng)烈需求。在農(nóng)村地區(qū)，大多農(nóng)民從事的是體力勞動，健康是最重要的人力資本，一旦健康受損就會影響勞動能力、損失勞動時間，進(jìn)而影響家庭收入和收入能力，因此農(nóng)民對醫(yī)療產(chǎn)生了強(qiáng)烈的依賴，此時的醫(yī)療需求就是一種缺乏彈性的消費(fèi)行為，加上近年來國家的扶持政策使農(nóng)民的收入不斷提高，過去貧困人口在生病后不去就醫(yī)或者沒有醫(yī)療支出的普遍狀況已經(jīng)大為改善。二是健康風(fēng)險沖擊改變了農(nóng)戶的消費(fèi)偏好，下面借助圖1[ 8 ]來說明改變的情況。

圖1展示了不同健康狀況下的消費(fèi)者偏好。健康的消費(fèi)者有相對平緩的無差異曲線，除了看病之外將收入用于購買其他商品，導(dǎo)致了U1的效用水平；當(dāng)遭受健康風(fēng)險沖擊時，就表現(xiàn)出比較陡峭的無差異曲線，此時相對于購買其他商品，消費(fèi)者把看病就醫(yī)放在了更加重要的位置，增加了就醫(yī)行為，降低了用于購買其他商品的花費(fèi)，在B點(diǎn)達(dá)到了均衡。圖1的基本原理表明當(dāng)農(nóng)戶遭遇健康風(fēng)險沖擊時，由于對醫(yī)療效用的認(rèn)識要深刻得多，將會改變消費(fèi)偏好，進(jìn)而增加就醫(yī)行為。

（二）分析框架

農(nóng)戶短期健康投資行為即就醫(yī)行為是農(nóng)村居民抵御健康風(fēng)險沖擊的策略之一。識別農(nóng)戶短期健康投資行為的影響因素，從而更有針對性地提出政策建議是本文的研究目的?？傮w而言，農(nóng)戶的個人及家庭特征、經(jīng)濟(jì)狀況以及醫(yī)療保險等變量均會對其就醫(yī)行為產(chǎn)生影響。比如個人特征中的年齡因素，隨著年齡的增長，患病的概率加大，對醫(yī)療服務(wù)的需求也會增加[ 6 ]，因此年齡在是否就診的行為分析中會通過顯著性檢驗[ 9 ]。再如經(jīng)濟(jì)狀況是影響就醫(yī)行為的重要因素，家庭人均純收入會顯著影響貧困地區(qū)農(nóng)戶的就醫(yī)選擇[ 10 ]。值得注意的是，個人特征、疾病嚴(yán)重程度比家庭收入水平更具影響力。還有出于對健康的需求推動農(nóng)戶進(jìn)入醫(yī)療服務(wù)市場[ 9 ]，當(dāng)然這也是近幾年的扶貧戰(zhàn)略和扶貧政策所取得的成就。醫(yī)療保險在一定程度上能夠增加貧困地區(qū)農(nóng)戶就醫(yī)的經(jīng)濟(jì)保障，對就醫(yī)行為的影響包括是否參加醫(yī)保、醫(yī)保類型、醫(yī)保的保障能力等[ 11 ]。

基于上述就醫(yī)行為的影響因素分析，結(jié)合廣泛應(yīng)用于就醫(yī)行為研究的Andersen健康行為模型，本文以內(nèi)蒙古自治區(qū)農(nóng)戶的調(diào)研樣本為例，對其短期健康投資行為的影響因素進(jìn)行分析?，F(xiàn)階段，我國的醫(yī)療保障制度還不完善和健全，在有限公共財政支持的社會經(jīng)濟(jì)背景下，農(nóng)戶的就醫(yī)行為主要取決于個人或農(nóng)戶家庭對自身經(jīng)濟(jì)狀況的考量和需求的偏好，因此Andersen模型是符合我國情境的[ 12-13 ]。同時根據(jù)實地調(diào)研情況，充分考慮了我國傳統(tǒng)倫理文化中以家庭為本位的觀念，將目前的居住狀況和代際支持變量加入影響因素分析中，更加符合我國農(nóng)村的實際情況。

Andersen健康行為模型是由Ronald M Andersen于1968年提出的，是分析與研究醫(yī)療服務(wù)利用的最經(jīng)典模型。該模型詮釋了家庭是如何利用醫(yī)療服務(wù)的，分析了醫(yī)療服務(wù)利用的影響因素，界定與衡量了醫(yī)療服務(wù)利用和服務(wù)可及性[ 14 ]。Andersen模型主要從前傾因素、使能因素、需求因素三個維度展開分析。前傾因素表示醫(yī)療服務(wù)利用的傾向，一般指社會人口學(xué)特征；使能因素指影響家庭或個人獲得醫(yī)療服務(wù)可能性的因素，包括收入和保險等；需求因素指家庭或個人基于健康需要的特征，包括對自身健康狀況的評價與判斷等[ 15 ]。本文在借鑒Andersen模型的基礎(chǔ)上，結(jié)合內(nèi)蒙古自治區(qū)農(nóng)戶特征，將短期健康投資行為的影響因素分為前傾因素、使能因素和需求因素三大類，見圖2。

二、農(nóng)戶短期健康投資行為衡量及研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源

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、資源稟賦的差異導(dǎo)致區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡，為了擴(kuò)大調(diào)研的覆蓋面、掌握較全面的真實情況，分別選取了東中西三個盟市包括9個旗縣進(jìn)行了深度調(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548家農(nóng)戶，發(fā)放問卷548份，最終收回的有效問卷數(shù)529份，有效率為96.53%。

（二）信效度檢驗

本文使用SPSS24.0統(tǒng)計軟件對問卷調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行信效度分析。根據(jù)表1可知，問卷每個部分的Cronbach'S Alpha系數(shù)均高于0.8，說明該問卷具有良好的可信度；問卷KMO值均大于0.9且都通過了Bartlett球體檢驗，說明該問卷效度良好，可以進(jìn)行后續(xù)研究。

（三）模型設(shè)定

由于農(nóng)戶短期健康投資行為即就醫(yī)行為這一被解釋變量是二分變量，不適宜采用OLS模型進(jìn)行回歸。一般而言，Probit模型和Logit模型都可以用來分析被解釋變量為分類變量的情況，但由于所選解釋變量中分類變量較多，因此本文選擇使用二元Logit回歸模型進(jìn)行實證分析。農(nóng)戶短期健康投資行為的Logit回歸模型函數(shù)表達(dá)式為：

Y=Ln■=？茁0+？茁1X1+？茁2X2+…+？茁iXi+？著 （1）

式（1）中：Y表示農(nóng)戶的短期健康投資行為，指農(nóng)戶家庭是否就醫(yī)；？茁為待估計系數(shù)；？著為隨機(jī)誤差項；Xi表示各個解釋變量，包括前傾因素、使能因素、需求因素等。

（四）變量選擇與描述性分析

1.被解釋變量：農(nóng)戶短期健康投資行為

本文將農(nóng)戶短期健康投資行為界定為就醫(yī)行為。已有研究大多使用“農(nóng)戶是否就醫(yī)”衡量農(nóng)戶就醫(yī)行為[ 16-17 ]，由于就醫(yī)行為包含的內(nèi)容比較多，綜合參考CHNS的調(diào)查問卷，再結(jié)合本文的調(diào)研數(shù)據(jù)，為了簡化分析，本文借鑒韓靜舒等[ 16 ]、高夢滔等[ 18 ]對就醫(yī)行為變量的設(shè)計，用“最近一年住院治療的時間有多長”“您或其他家庭成員患病后最近一年的醫(yī)療支出是否在5 000元以上”這兩個問題來度量就醫(yī)行為。如果農(nóng)戶回答具體住院時間并且醫(yī)療支出在5 000元以上的樣本記為1，回答沒有住院的樣本記為0，統(tǒng)計結(jié)果見表2。

2.解釋變量

根據(jù)Andersen模型，參照已有的文獻(xiàn)[ 6，19 ]，本文將農(nóng)戶短期健康投資行為的影響因素變量（即解釋變量）設(shè)定為前傾因素、使能因素和需求因素。（1）前傾因素包括性別、年齡、受教育程度、家庭勞動力人數(shù)四個變量。（2）使能因素包括居住現(xiàn)狀、經(jīng)濟(jì)狀況、醫(yī)療保障、代際支持、醫(yī)療可及性、地區(qū)人均可支配收入六個變量。居住現(xiàn)狀反映了家庭結(jié)構(gòu)，經(jīng)濟(jì)狀況用村干部對農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)狀況的評價來代替[ 20 ]，醫(yī)療保障用是否有其他醫(yī)療保險代替，本文將子女向父母提供的經(jīng)濟(jì)支持作為代際支持的變量（如果在家庭收入來源中有子女補(bǔ)貼的視為1，否則視為0）?？紤]目前我國農(nóng)村家庭勞動力大量外流，老齡化比較嚴(yán)重，子女的代際支持是影響其短期健康投資行為的重要因素[ 21 ]。醫(yī)療可及性變量用到達(dá)最近的醫(yī)療站或衛(wèi)生所的時間代替。農(nóng)戶家庭所在旗縣農(nóng)村牧區(qū)的人均可支配收入代表了地區(qū)的宏觀環(huán)境。很多研究在分析醫(yī)療消費(fèi)支出時都會考慮地區(qū)差異[ 15，17 ]，因為我國居民的收入在地區(qū)間的差異仍然比較顯著，這可能會進(jìn)一步影響居民的醫(yī)療消費(fèi)支出[ 22 ]，尤其在內(nèi)蒙古自治區(qū)，狹長的地理特征導(dǎo)致東西地區(qū)的差異比較大，為了突出差異性，選擇調(diào)研樣本所在旗縣的人均收入。（3）需求因素即健康狀況，用身體健康自評變量代替。具體變量定義見表3。

3.描述性分析

農(nóng)戶短期健康投資行為的影響因素中各個變量的描述性統(tǒng)計見表3。

三、農(nóng)戶短期健康投資行為影響因素的實證分析

（一）二元Logit回歸分析

本文采用Stata15.0統(tǒng)計軟件對農(nóng)戶短期健康投資行為的影響因素進(jìn)行二元Logit回歸分析。總體而言，農(nóng)戶的前傾因素、使能因素及需求因素均對其短期健康投資行為產(chǎn)生影響，具體結(jié)果見表4。

1.在前傾因素中，年齡對短期健康投資行為的選擇沒有呈現(xiàn)顯著影響，這和譚曉婷等[ 23 ]的研究結(jié)論是一致的。雖然Grossman[ 6 ]的健康需求模型中認(rèn)為年齡越大，健康資本的折舊率越高，持有單位健康資本的成本越高，對健康資本的需求就越小，但是，對健康的需求和對健康投資的需求是不一樣的，也就是說，即使有對健康的需求，也不一定會產(chǎn)生對健康投資的需求。這樣的結(jié)論或許與本文的調(diào)研樣本是因病致貧的農(nóng)戶有關(guān)系。

受教育程度對短期健康投資行為的影響呈顯著正相關(guān)。受教育程度越高的農(nóng)戶，在生病后可能更多選擇就醫(yī)并進(jìn)行醫(yī)療消費(fèi)，說明了文化水平越高，對健康風(fēng)險的認(rèn)知越強(qiáng)，越能夠意識到健康的重要性，對就醫(yī)的選擇才會越積極，這樣的結(jié)果和亨德森[ 8 ]、Liu[ 24 ]對我國農(nóng)村醫(yī)療利用的研究結(jié)果基本一致。

家庭勞動力人數(shù)對短期健康投資行為的影響是顯著正相關(guān)，即農(nóng)戶家庭中勞動力人數(shù)越多，對健康資本的需求越大，進(jìn)而就醫(yī)行為越多。農(nóng)村地區(qū)主要以體力勞動為主，對勞動力的健康水平要求較高。當(dāng)農(nóng)戶家庭的主要勞動力遭受健康風(fēng)險沖擊，導(dǎo)致勞動能力下降或喪失時，會通過醫(yī)療措施恢復(fù)健康或緩解疾病，但不會因為健康惡化而輕易退出勞動供給，只是選擇重新分配勞動時間和內(nèi)部的勞動分工。

表4的分析結(jié)果中性別未能通過顯著性檢驗，說明性別差異對農(nóng)戶短期健康投資行為的影響不確定[ 25 ]。

2.在使能因素中，目前居住狀況在某種程度上反映了農(nóng)戶家庭的結(jié)構(gòu)及模式，居住現(xiàn)狀的得分越高，生病后選擇就醫(yī)的概率就越大。獨(dú)居狀態(tài)的就醫(yī)概率明顯低于與父母及兒女同住的就醫(yī)概率。

經(jīng)濟(jì)狀況的衡量指標(biāo)參考李曉敏等[ 20 ]的做法，用村干部對農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)狀況的評價來代替。分析結(jié)果說明經(jīng)濟(jì)狀況顯著制約了農(nóng)戶的短期健康投資行為。Grossman[ 6 ]的健康需求模型中，收入對醫(yī)療支出的影響為正，反映了一定程度的財富效應(yīng)。醫(yī)療消費(fèi)作為正常品，收入越高的人，在遭遇健康風(fēng)險沖擊后，就醫(yī)的概率越大，醫(yī)療支出越高。

醫(yī)療保障特征在本文中用是否有醫(yī)療保險來代替，這里的醫(yī)療保險是商業(yè)性質(zhì)的，指由專業(yè)保險公司運(yùn)營管理的、以賺取利潤為目的的保險。具體形式為投保人和保險公司本著自愿原則簽訂保險合同，投保人向保險公司繳納保費(fèi)，保險公司在條款載明的事項發(fā)生或造成損失時，向投保人償付保險金。之所以舍棄新農(nóng)合改用該指標(biāo)，是因為目前我國新農(nóng)合已經(jīng)基本實現(xiàn)全覆蓋，多數(shù)地區(qū)參合率達(dá)到了100%。同時，只要參加了城鎮(zhèn)基本醫(yī)?；蛐滦娃r(nóng)村合作醫(yī)療就可享受大病保險待遇，即對城鄉(xiāng)居民因患大病發(fā)生的高額醫(yī)療費(fèi)用給予報銷，不需要個人再繳費(fèi)。內(nèi)蒙古自治區(qū)較早開展大病保險試點(diǎn)，于2012年發(fā)布大病保險的實施意見，部分盟市先行開辦，2013年全區(qū)相繼鋪開。鑒于這樣的背景，再將是否有新農(nóng)合指標(biāo)放入回歸模型中已無意義，因此選擇了是否有其他醫(yī)療保險來代替醫(yī)療保障。模型分析結(jié)果顯示該指標(biāo)對就醫(yī)行為的影響是顯著正相關(guān)的，說明醫(yī)療保障能夠促使農(nóng)村居民實施短期健康投資行為。

代際支持反映了農(nóng)戶家庭子女的補(bǔ)貼對短期健康投資行為的影響。表4的模型分析結(jié)果顯示代際支持是顯著正相關(guān)的，即有子女補(bǔ)貼的農(nóng)戶家庭就醫(yī)的概率較大。隨著我國逐漸步入深度老齡化社會，人口高齡化特征愈發(fā)明顯，老年人的“獨(dú)居化”“空巢化”現(xiàn)象較多。調(diào)研樣本中，60歲以上的農(nóng)戶家庭占比38%，大多為無勞動能力或弱勞動能力，身體狀況普遍較差，這種情況下更需要子女的代際支持。

醫(yī)療服務(wù)可及性指標(biāo)顯著影響農(nóng)戶的短期健康投資行為，且呈正相關(guān)。該指標(biāo)在一定程度上反映了醫(yī)療服務(wù)的供給水平。離衛(wèi)生所或醫(yī)療站的距離越近，就醫(yī)行為的概率越大。調(diào)研樣本中，在15分鐘之內(nèi)能到達(dá)最近衛(wèi)生所或醫(yī)療站的占比60.1%，說明目前我國農(nóng)村地區(qū)的基本醫(yī)療保障正在逐步完善和改進(jìn)。

3.需求因素中的健康狀況用身體健康自評變量反映。雖然這一指標(biāo)具有較強(qiáng)的主觀性，但現(xiàn)有研究表明該指標(biāo)可以有力地反映個人健康狀況，并且數(shù)據(jù)易獲得，質(zhì)量比較高[ 19 ]，因此本文也選擇了該指標(biāo)反映農(nóng)戶家庭個體的身體健康狀況。分析結(jié)果顯示，身體健康自評和短期健康投資行為之間是顯著負(fù)相關(guān)的。認(rèn)為健康狀況比較好的，即身體健康自評分?jǐn)?shù)越高的就醫(yī)行為越少，這和現(xiàn)實情況是吻合的。

（二）分樣本差異性分析

在表4基本回歸分析的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步對農(nóng)戶短期健康投資行為影響因素的差異性進(jìn)行分析，表5給出了有就醫(yī)行為農(nóng)戶和沒有就醫(yī)行為農(nóng)戶各類指標(biāo)及其差異的統(tǒng)計描述。

通過對分樣本農(nóng)戶各指標(biāo)差異性的分析，可以看出，農(nóng)戶就醫(yī)行為對貧困是有顯著影響的。大部分指標(biāo)均顯示出明顯的統(tǒng)計差異特征，這有助于進(jìn)一步明確農(nóng)戶就醫(yī)行為的影響因素。在對樣本進(jìn)行分類后發(fā)現(xiàn)，有就醫(yī)行為的樣本年齡偏大，說明隨著年齡的增長，健康資本的折舊率增加，相應(yīng)的就醫(yī)行為較多；無就醫(yī)行為樣本的受教育程度、勞動力人數(shù)、健康狀況、醫(yī)療保障指標(biāo)整體上均比有就醫(yī)行為的樣本稍高，并且呈現(xiàn)顯著影響，可知這些變量是農(nóng)戶家庭選擇就醫(yī)行為的重要影響因素。但是從整體上來看，深度貧困地區(qū)農(nóng)戶的受教育程度偏低、醫(yī)療保障水平不高。經(jīng)濟(jì)狀況的差異值為負(fù)值，是由于變量定義貧困程度越大得分越高所致，無就醫(yī)行為樣本的經(jīng)濟(jì)狀況普遍比有就醫(yī)行為的要好，說明經(jīng)濟(jì)狀況是影響就醫(yī)行為的重要變量。代際支持的差異性分析中，無就醫(yī)行為樣本的代際支持比有就醫(yī)行為樣本的略低，因為無就醫(yī)行為樣本的年齡相對較低，主要集中于60歲以下，有較強(qiáng)的勞動能力，能夠獲取勞動收入，不是主要依靠子女補(bǔ)貼和國家救濟(jì)，因此和有就醫(yī)行為樣本存在差異。

性別、目前居住狀況、醫(yī)療服務(wù)可及性、地區(qū)特征四個變量沒有表現(xiàn)出明顯的統(tǒng)計差異特征?？赡艿脑蛟谟?，雖然調(diào)研樣本均來自內(nèi)蒙古自治區(qū)，資源稟賦差、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，但隨著經(jīng)濟(jì)的增長和近幾年國家政策的扶持，人們生活狀況有了很大的改變，思想意識也隨之提高，一些落后的觀念逐漸消除，性別對就醫(yī)行為無影響，這和譚曉婷等[ 23 ]的研究結(jié)論是一致的。值得注意的是，農(nóng)戶的就醫(yī)行為和十年前也有很大的區(qū)別[ 19 ]。在遭遇健康風(fēng)險沖擊之后，不僅有就醫(yī)行為，而且在選擇醫(yī)療機(jī)構(gòu)時大部分會選擇縣級以上的醫(yī)院，因此醫(yī)療服務(wù)可及性指標(biāo)不再是限制農(nóng)戶就醫(yī)的影響因素。目前的居住狀況反映了農(nóng)戶家庭的結(jié)構(gòu)，同樣也沒有通過差異的顯著性檢驗，可能的原因在于醫(yī)療需求對個人來講可以被看作是必需品[ 8 ]，無論家庭結(jié)構(gòu)或居住現(xiàn)狀如何，都會渴望良好的健康，從而衍生出醫(yī)療需求，進(jìn)而產(chǎn)生就醫(yī)行為。由于調(diào)研樣本均來自內(nèi)蒙古自治區(qū)，在地區(qū)特征方面有許多相似性，實際上對地區(qū)收入在一定程度上已經(jīng)加以控制，因此受整個地區(qū)宏觀環(huán)境的影響，地區(qū)特征表現(xiàn)出來的差異性不明顯。

四、研究結(jié)論及建議

（一）主要研究結(jié)論

本文使用內(nèi)蒙古自治區(qū)農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)考察了因病致貧農(nóng)戶短期健康投資行為的情況，并基于Andersen模型的理論框架探究了影響因病致貧農(nóng)戶短期健康投資行為的影響因素，得出如下結(jié)論。

首先，通過本文分析，在農(nóng)戶短期健康投資行為的三大類影響因素中，使能因素和需求因素的影響較為顯著，與短期健康投資行為顯著相關(guān)，尤其是使能因素中的五個變量即目前居住狀況、經(jīng)濟(jì)狀況、醫(yī)療保障、代際支持、醫(yī)療服務(wù)可及性是呈顯著正相關(guān)的，而前傾因素的影響程度較小。

其次，通過進(jìn)一步分析可知，農(nóng)戶短期健康投資行為對貧困是有顯著影響的。在對樣本農(nóng)戶進(jìn)行分類之后，使能因素中的經(jīng)濟(jì)狀況、醫(yī)療保障、代際支持依然是顯著影響，需求因素中的身體健康自評也依然是顯著影響，這進(jìn)一步明確了農(nóng)戶短期健康投資行為的重要影響因素，為政策制定提供了一定依據(jù)。

（二）政策建議

基于實證分析結(jié)論與Andersen模型理論框架，本文認(rèn)為可以從使能因素和需求因素兩個層面制定政策。

第一，在使能因素層面，應(yīng)提高綜合醫(yī)療保障體系的運(yùn)轉(zhuǎn)能力，提升基層政府衛(wèi)生治理能力。以城鄉(xiāng)居民醫(yī)保、大病保險、醫(yī)療救助以及專項醫(yī)療扶助制度為主要內(nèi)容的綜合醫(yī)療保障體系是欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)戶因病致貧、因病返貧的重要防線，而基層政府的衛(wèi)生治理能力決定了綜合醫(yī)療保障體系是否能夠有效運(yùn)轉(zhuǎn)。因此，可以通過強(qiáng)化基層政府的衛(wèi)生財政籌資能力、拓展不同籌資渠道、引入各方社會資本以緩解公共財政壓力，并實現(xiàn)有效監(jiān)督。同時，多管齊下，提升基層政府衛(wèi)生治理能力。首先從理念上堅持預(yù)防為主，加強(qiáng)防治結(jié)合，從注重病后醫(yī)療向病前預(yù)防轉(zhuǎn)變；其次從機(jī)構(gòu)上要健全農(nóng)村社區(qū)公共衛(wèi)生機(jī)構(gòu)，增加基層醫(yī)護(hù)人員數(shù)量，強(qiáng)化基層公共衛(wèi)生機(jī)構(gòu)的職能；最后從技術(shù)手段上鼓勵基層衛(wèi)生人員充分利用互聯(lián)網(wǎng)，比如建立電子健康檔案、微信預(yù)約醫(yī)療服務(wù)、在線健康信息查詢等現(xiàn)代化服務(wù)手段，準(zhǔn)確及時了解欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)戶的醫(yī)療需求，從而精準(zhǔn)施策。

第二，在需求因素層面，政府應(yīng)鼓勵有條件的醫(yī)院或醫(yī)療機(jī)構(gòu)開展社區(qū)和居家康養(yǎng)服務(wù)，推進(jìn)健康養(yǎng)老向農(nóng)村、社區(qū)、家庭下沉，為農(nóng)戶提供醫(yī)療資源與健康服務(wù)。除了財政手段為農(nóng)戶提供經(jīng)濟(jì)物質(zhì)幫助外，村委會等組織也應(yīng)該提供幫助，特別是對患有慢性病、殘疾和能力狀況較差的老年人提供生活照料及精神慰藉，滿足他們的健康需求?！?

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