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会员注册内容提要：在健康—家庭风险分散机制的基本框架下，通过对典型数据的分析发现，农村家庭富裕程度与生活质量对家庭患病状况具有U型影响，家庭医疗支出与家庭患病率存在正向关系，卫生服务可及性对家庭健康存在显著正向影响。分析结果证明，单纯依靠推进新型农村合作医疗制度无法从根本上促进农村家庭健康，增进农村家庭健康需要一个更全面的、综合性的、积极的、预防性的政策框架。
关键词：农村家庭健康 家庭特征 新型农村合作医疗制度
作者简介：胡宏伟(1980-)，男，河北保定人，武汉大学社会保障研究中心博士研究生，研究方向是社会保障；石静(1981-)，女，河北保定人，武汉大学社会保障研究中心，研究方向是社会保障（湖北武汉430072）。
一、逻辑基础、现实背景与问题提出
（一）逻辑基础：健康与家庭风险分散机制
健康是人类追求的目标之一。Grossman(1972)指出，影响健康的卫生服务利用及其他行为的需求均来源于对健康的需求。当健康状态下降时，人们会感到痛苦和不适，而且疾病会影响其可以利用的时间，影响其参与工作和社会活动，影响其享受闲暇时光。程晓明、罗五金(2003)指出，当人的健康状况下降时或存在影响人们健康的因素时，出于健康的愿望，消费者愿意投资于健康，通过利用卫生服务，改善健康状况。
当前，世界范围内对健康的研究主要集中在三个方面：(1)健康作为消费品对人的效用；(2)健康投资与生产率乃至经济发展之间的关系；(3)健康与家庭经济消费决策以及健康与贫困之间的关系。保罗·J·费尔德斯坦(1998)认为，健康虽然如此重要，但却是难以清晰测量的。当然，健康仍可以用一些指标来反映。健康对于经济社会发展极为重要，与经济增长、贫困密不可分。Sen(2000)认为，健康水平的普遍提高是中国经济改革取得成功的重要原因之一。Narayan(2002)指出，健康冲击使多数贫困者面临死亡和贫困的双重威胁。Frank(1994)、Van Doorslaer E(1997)研究发现，健康风险冲击是贫困产生的重要原因，而不健康状态又是贫困导致的通常结果。卫生部统计信息中心(2004)公布，在中国农村的贫困户中，“因病致贫”占了很大的比例，1998和2003年分别为21.61%和33.4%。Schultz和Tansel(1996)实证研究发现，患病以及医疗支出造成了个人收入的显著损失。高梦滔等(2006)就大病对农户的冲击进行了经验研究，发现在发生疾病冲击的头12年间，农户人均纯收入平均降低了16.7%，大病对收入的持续影响将长达25年。提高健康资本对改善农民的经济状况极为重要。张车伟(2003)指出，营养和健康状况不能得到有效解决可能是贫困地区的农户无法摆脱贫困的根本原因。魏众(2004)认为，提高健康资本存量对于农民获得非农就业机会具有重要的作用，能显著提高农民的经济生活水平。Morduch(1999)发现，健康状况将显著影响农户对保险模式的选择，而保险模式主要体现在筹资模式和受益模式方面。通常，健康状况较好的农民会选择自我保险或以自我出资为主的参保模式，而健康状况不好的家庭和农户则更愿意由政府担负主要的筹资责任。
家庭是最基本的经济和社会组织单位，是负责物质生产和分配的基本单位之一，同时，家庭也是家庭成员健康投资、生产和分配的重要决策单元和组织基础。约翰·伊特韦尔等(1996)指出：“它们对于后代的繁衍、照顾和发展，对于食品的生产，对于防治疾病和免除危险以及对于保证成员的名声尤为重要。”家庭特有的血缘、婚缘关系使其具有更高的内聚力，这实际上为家庭成员分工与合作奠定了基础。张凤林(2007)指出，家庭中夫妻双方往往具有互补的人力资本，这实际上奠定了家庭组织与分工的基础，而家庭内部成员之间的关系调节依靠的是情感、忠诚和利他动机，这就避免了企业内部必须通过公开或隐蔽订立各类合同才能组织活动。而且，家庭生活是家庭成员之间的长期博弈，这实际上避免了彼此之间投机取巧或偷懒的行为，也避免了市场内厂商内部、外部广泛存在的管理和监督成本。家庭是一个重要的风险分散机制，能够快速、全面地分散各类风险的冲击。当个别家庭成员面临健康威胁冲击时，家庭其他成员可以通过改变消费、储蓄结构，平滑消费支出，从而有效地在家庭内部和一段较长的时间内分散风险。Dercon和Krishnan(2000)的研究发现，家庭成员个人的健康风险能够在多数家庭内部得到有效分散。赵忠(2006)在Grossman模型的框架下，发现家庭规模显著影响着家庭成员的健康状况。那么，面临一个特定的冲击（如健康风险冲击），家庭是如何分散风险的？陈玉宇、行伟波(2006)认为，根据生命周期—持久收入理论，面对外部的经济冲击时，家庭会用各种方式来平滑消费(consumption smoothing)以降低风险。Wilson(1968)、Constantinides(1982)和Townsend(1987)等研究发现，家庭分散风险的方式包括市场和非市场两种机制，消费者可以借助各种市场和非市场的风险分担机制（如购买保险或向亲友借贷等）对当期各个自然状态进行消费平滑。还有一些经济学家对家庭分散保险方式进行了实证研究。Lim和Townsend(1994)的研究发现，家庭购买和出售资产不能很好地实现消费平滑，可以通过rice bank、housewife fund、health insurance fund等方式进行消费保险来分散冲击，实现消费平滑。Julan和Ravaillon(1999)的研究表明，中国的富裕家庭更倾向于通过购买保险的方式分散特定风险冲击。Kochar(1999)对印度家庭的研究发现，在给定的条件下，家庭通过延长劳动时间分散风险较为有效。不少国内外经济学家对健康和收入之间的关系做了深入的研究。Grossman(1972)提出，收入与健康之间具有U型关系。姚洋、高梦滔(2007)通过对全国农村固定观察点1987-2003年的数据进行分析也证明了这一点，即高收入组人群的两周患病率要大大高于低收入组与中等收入组，收入与患病的关系呈现U型，两周患病率最低的是中等收入组。这主要是由于，高收入组已经基本达到了小康生活水平，可能大量增加了烟酒等对健康不利的物品的消费，而低收入组均值刚刚超过贫困线，也会影响到健康状况。部分学者（Rosenzweig和Schultz，1982；Rati Ram，1984；Alderman和Gertler，1997；Folbre，1984）还探讨了家庭健康投资的性别偏向，主要考虑了家庭内部健康投资与家庭分工和相对生产效率的关系。一些学者的研究还发现了家庭背景对儿童未来健康的影响。Hayward(2004)研究发现，在控制了成人时期的经济地位和健康行为后，家庭背景对死亡率有显著影响。Burr(1980)、Landberg(1993)发现，在劣势家庭中成长的孩子成年后发病率和死亡率都较高。沈可(2008)研究发现，在一个较长的生命周期内，儿童时期的社会经济地位会直接影响到高龄老人的死亡风险。
（二）研究起点：家庭健康与家庭特征
家庭健康反映了一个家庭总体的健康状况，通常用患病率与患病程度来表示，最常用的指标是家庭年患大病率、家庭两周患病率等。与个人健康影。向因素相同，家庭健康既是家庭特征的一个重要方面，同时也是由其他家庭特征所决定的，如家庭的富裕程度、生活质量、医疗保健投资等。在一个投入产出的框架中，家庭健康不仅受家庭单元整体所能支配和使用的资源影响，而且，因为患病与健康最终指的是个人状况，所以，人均家庭资源的占有、分配和消费也将可能影响家庭最终的患病和健康状况。通常，家庭健康状况是由系列家庭特征共同决定的，主要包括家庭富裕程度、家庭生活质量、家庭消费决策的科学性、家庭医疗保健投资、家庭规模、卫生服务可及性、养老保健制度、家庭遗传因素等多重因素。
（三）现实背景与问题提出
20世纪80年代以来，从农村地区开始，中国经济与社会制度变革开始剧烈推进。农村经济社会体制改革的一个重要内容是生产组织形式的变革，由生产队、合作社形式的集体生产组织形式，转变为以家庭为基本生产和组织单位、以家庭联产承包责任制为生产资料组织形式的新生产方式。伴随着生产组织形式的变革，集体经济基础逐步衰弱，附着在集体经济基础之上的各类制度、机构和福利等也因丧失了经济基础而逐步瓦解，其中，具有代表性的是传统农村合作医疗制度的衰落。农村医疗卫生的市场化方向变革致使绝大部分中国农民处于自费医疗的境地，而农村经济发展、农民增收相对缓慢也使大部分农民最终陷于“看病贵、看病难”的境地，因病致贫、因病返贫现象严重。80年代中期开始，我国农村地区卫生状况开始恶化。在边远落后地区，不少传染病、地方病、寄生虫病死灰复燃，有大肆蔓延之势，肺结核和新生儿破伤风每年使超过20万儿童死亡[1]。部分地区农民人口寿命下降，许多农民处在“小病撑，大病抗，重病等着见阎王”的状态。1998年卫生服务调查显示，农村平均未就诊率高达33.13%，应住院未住院比例平均为35.54%（四类农村高达42.58%）。社科院农村发展研究所研究表明，在农村最贫困的农户中，有50%左右是因病致贫或返贫的[2]。
为了应对农村普遍出现的医疗健康危机，中央和地方各级政府开始建立、推行新型农村合作医疗制度。截至2008年底，全国开展新型农村合作医疗制度的县（区、市）共2729个，参合农民达到8.15亿人，参合率高达91.5%[3]。农村合作医疗制度已经成为中国农村最为基本的医疗保障制度。但是，家庭成员健康状况及其改善并非仅仅取决于新型农村合作医疗制度，而是由家庭成员的生理基础、经济收入、生活质量、社会地位、医疗卫生及保健制度等多重因素综合影响决定的，所以，改善中国农村家庭健康状况需要一个更广泛的视角，农村家庭健康需要从经济、社会、制度等多维度综合考察，应当将其置于一个综合促进的框架内。
既然家庭健康是由一系列家庭特征决定的，那么，单一依靠新型农村合作医疗制度并不能从根本上增进农村居民的健康状况，而是需要一个更全面的、综合性的、积极的、预防性的健康促进政策框架。本文正是基于上述背景，旨在通过对典型数据的分析，全面揭示在家庭层面影响家庭健康状况的各类因素，为在新型农村合作医疗制度之外制定一个更为全面的农村家庭健康促进框架奠定决策基础。
二、研究路径、数据、模型、变量与假设
（一）研究路径
本文旨在通过对典型调研数据进行描述和分析，在家庭特征层面发现、判定影响农村家庭健康的多种因素，揭示经济收入、家庭生活质量、家庭决策水平、医疗服务支出与可及性、医疗保健制度等因素对家庭健康状况的影响方向、程度及其显著性，并在研究结论的基础上提出更全面的促进农村家庭健康的若干思考。
本文遵循如下研究路径：描述背景，提出问题→确定研究思路→介绍数据、模型、变量等基本问题→描述性分析→通过回归发现影响家庭健康的因素和影响程度→进一步分析部分家庭特征对家庭健康是否存在U型影响→得出结论，进行解释→提出建议。
（二）数据与模型
本研究采用的数据来源于2007年武汉大学社会保障研究中心(CSSS)在全国10个省份33个县市的农村地区的实地调研。此次调研采用的是分层随机抽样的方法，主要是对农村健康、医疗等状况进行问卷调查，同时还设定了涉及农民自身家庭及其经济状况等的基本指标。调查共发出问卷5000份，回收4365份，排除有缺损值的样本，最后筛选出了有效问卷2098份。
在交互分析方法的基础上，本研究使用了二元逻辑斯蒂回归(Binary Logistic Regression)方法来解释各类因素对家庭健康的影响显著性及影响程度。
根据本文研究需要，设：
由于因变量是一个二分变量，因而不符合常用线性回归模型所要求的几个重要假定，即线性、正态分布、方差相等及变量间独立等。更为严重的是，用线性回归模型所得的预测值可能落在(0，1)之外，而logistic多元回归方法则能很好地解决这些问题。
郭志刚(2005)指出，Binary Logistic回归模型的公式为：
变量，表示家庭相关状况；ε为误差。模型和数据处理使用SPSS13.0。
（三）变量选取与假设
家庭健康状况由家庭层面的各类特征因素决定，本文选取变量也基于家庭层面。根据研究需要与数据库变量情况，本文同时选取“去年家庭是否有患大病”和“近两周内家庭有无患病”两个变量为因变量宋代表家庭健康状况，选取“家庭决策科学性”、“家庭富裕程度”等六个指标来度量家庭特征，并操作化成为“户主教育程度”等六个具体变量，见表1。
鉴于农村家庭户主在家庭决策中的决定性作用，本文使用“户主文化程度”代表“家庭决策的科学性”。“家庭生活质量”指标具体操作化为“家庭食物支出”（人均家庭食物支出），这主要是衡量家庭用于食物支出的绝对数额（而非相对比例），即食物支出额越高（尤其是人均），表明家庭生活质量越高。这个变量显著区别于恩格尔系数，恩格尔系数是家庭食物支出占家庭总支出的比重，主要用来反映家庭贫富程度，而本文使用的“家庭食物支出”（人均家庭食物支出）主要是为了反映家庭生活质量的高低，与恩格尔系数的目标明显不同。“家庭医疗保健投资”指标操作化为“家庭医疗支出”（人均家庭医疗支出），这是因为，农村家庭医疗支出和投资具有典型的“被动性”，即主动投资的医疗保健支出非常少，所以，“家庭医疗支出”（人均家庭医疗支出）能够基本反映家庭医疗保健投资情况。本文使用的“家庭食物支出”（人均家庭食物支出）和“家庭医疗支出”（人均家庭医疗支出）两个变量均指上一年全年的相应支出量，这主要是基于家庭支出的平稳性选取的，今年食物和医疗支出不会与上一年存在太大变动，而且今年全年食物和医疗支出数据尚无法获得。“医疗卫生服务可及性”一般包括“地理方面的可及性”和“经济方面的可及性”，其中，由于度量方便，“许多学者对可及性的研究主要集中于地理方面的可及性，而其他方面的可及性研究较少。”[4]“医疗制度保障”指标操作化为“是否参加了新农合”，这主要是因为新型农村合作医疗制度已经覆盖了绝大部分农村居民，是农村最为基本的医疗保障制度。
需要重点阐明的是为什么选用“家庭耐用品价值”作为“家庭富裕程度”的代表变量。虽然“家庭耐用品价值”这一指标不能反映农户的现金流动，但是，家庭耐用品资产比农户现金收入有更多优点。第一，在农村，现金收入不能很好地反映农户家庭富裕程度，尤其是短时期的现金流。第二，根据持久消费理论，家庭消费支出的依据是家庭持久收入，尤其是家庭的长期收入、储蓄和其他各类资产，而不是当期收入，所以，“暂时消费与暂时收入无关，暂时收入的边际倾向为零”[5]。第三，农户家庭资产主要包括生产性（农机具等）和生活性（家用电器等）资产，这些资产能够有效反映农户的生产能力和生活水平，对于农户的健康和保险决策影响较大。但是，由于家庭资产衡量存在种类繁多、定价与比较困难等问题，因而我们选用了较容易衡量（购买价格和折旧较易确定）的家庭耐用消费品。这种处理不仅因为二者高度相关，而且符合耐用消费品直接影响家庭生活质量的实际情况。
根据理论基础、已有研究和经验判断，本文提出假设1～假设6。
假设1：户主文化程度越高，家庭决策科学性越高，家庭健康投资、健康意识越高，健康状况就越好。
假设2：家庭或人均家庭耐用品价值越高，家庭越富有，家庭健康状况就越好。
假设3：家庭或人均家庭食物支出越高，家庭生活质量越高，家庭健康状况就越好。
假设4：家庭或人均家庭医疗支出越高，家庭医疗保健投资越高，家庭健康状况就越好。
假设5：家庭距离医疗点越近，家庭医疗服务可及性越高，家庭健康状况就越好。
假设6：家庭参加合作医疗制度，家庭被医疗保障制度覆盖，家庭健康状况就越好。
三、描述性分析
如下页表2所示，去年有患大病者的家庭占受访家庭的49.1%，即将近一半的家庭去年有家庭成员患上了大病，这表明农村家庭健康状况不容乐观，改善农村家庭健康状况迫不及待。近两周内发生患病的家庭占26.7%，低于去年患大病指标。农村家庭户主文化程度普遍集中在中小学，占总数的69.5%，文盲比例仍比较高，占8.4%，大专及以上文化程度的仅有6.4%。家庭耐用品价值平均为9656.67元，人均仅为2449.18元，表明农村家庭普遍收入偏低。农村家庭平均年医疗支出为1312.76元，人均家庭年医疗支出平均为330.97元，表明农村居民医疗保健投资还是非常低的。农村家庭平均食物年支出为4313.28元，年人均食物支出平均仅为1099.62元，可见，农村居民的食物支出额非常低，农村居民的生活质量普遍偏低。超过半数的家庭距离最近的医疗点在2公里以内，表明最基础的医疗卫生服务已基本覆盖到了农村，这得益于国家加强农村基层医疗卫生服务体系建设的努力。每个农村基本都有至少1家村卫生室，但仍有约5.5%的家庭距离最近医疗服务机构距离超过了10公里，表明这部分农村家庭的卫生服务可及性较低。有84.9%的农户已经参加了新型农村合作医疗制度，得到了最基本的医疗保障。
表2描述分析表
四、农村家庭健康影响因素分析：线性与U型关系检验
（一）家庭健康影响因素分析：基于线性关系检验
为了检验家庭健康状况的影响因素，并较好地控制影响变量，本研究使用了二元逻辑斯蒂(Binary Logistic)回归方法。为了避免单一因变量可能导致的回归偏颇问题，更全面地分析家庭健康的影响因素，本文分别以“去年家庭是否有患大病”和“近两周内家庭有无患病”两个变量作为因变量进行回归分析。同时，考虑了家庭集合资源和人均资源两个衡量维度，影响家庭健康状况的因素不仅包括家庭层面的变量，个人平均获得的资源和保障也直接关系着个人健康状况。所以，本文分别使用了“家庭”和“人均家庭”两个层面的变量。表3和表4（见下页）中，回归模型1、3的因变量为“去年家庭是否有患大病”，模型2、4的因变量为“近两周内家庭有无患病”。模型1、2中，自变量“家庭耐用品价值”、“家庭医疗支出”、“家庭食物支出”为家庭总量，在模型3与模型4中，上述自变量为人均值。结果显示，(1)在表3中，户主教育程度对家庭健康状况的影响没有通过显著性检验，未能证明假设1的正确性，这值得进一步研究。(2)总的家庭耐用品价值和人均家庭耐用品价值对家庭健康有正向作用，且对家庭患病情况的影响通过了显著性检验。模型1～模型4的回归结果显示，家庭耐用品价值越高，家庭越富裕，家庭患病的可能性越低。富裕家庭年患大病和两周患病的可能性均低于贫困家庭，表明家庭越富裕，其健康状况越好，这证明了假设2的正确性。(3)总的家庭食物支出和人均家庭食物支出对家庭健康有正向作用。模型1～模型4的回归结果显示，家庭食物支出越高，家庭生活质量越高，家庭患病的可能性越低，家庭健康状况越好，这证明了假设3的正确性。(4)总的家庭医疗支出和人均家庭医疗支出与家庭患病率存在显著正向关系。模型1～模型4的回归结果显示，家庭医疗支出对家庭患病率存在显著正向影响，家庭医疗花费越高，其家庭患病和患大病的风险越高，这与假设4相悖。(5)家庭与最近医疗机构的距离对家庭患病率有正向影响。表3模型1～模型4的回归结果均显示，家庭离最近医疗机构的距离越远，家庭患病的可能性越高，家庭健康状况越差，这证明了假设5的正确性。(6)是否参加新型农村合作医疗制度对家庭患病状况的影响没有通过显著性检验，未能证明假设6的正确性。
表3家庭健康影响因素（基于线性关系检验）
注：将定序变量“户主教育程度”、“最近医疗点距离”作为定距变量纳入模型中。
（二）家庭健康影响因素的进一步分析：基于U型关系检验
相关研究和现实经验似乎表明，许多家庭特征对家庭健康状况的影响并非是简单的线性关系。由于家庭特定特征存在内在结构差异性，且这种差异对家庭健康影响的方向并非完全一致，影响的力度也并非严格递进或递退，所以，本文进一步考察了部分家庭特征对家庭健康的非线性影响，主要是考察影响方向上可能出现的U型关系。在已有研究和经验分析的基础上，本文将“家庭耐用品价值平方”、“家庭医疗支出平方”和“家庭食物支出平方”三个变量也纳入回归模型中。同时，进一步的检验也将为确认表3回归结果的稳健性提供新的证据，结果见表4。
表4家庭健康影响因素的进一步检验
（基于U型关系检验）
(1)总的家庭耐用品价值和人均家庭耐用品价值对家庭患病可能性具有U型影响。正如预料，在模型1～模型4的回归结果中，总的家庭耐用品价值和人均家庭耐用品价值对家庭患病的影响是负向的，而总的家庭耐用品价值和人均家庭耐用品价值的平方对家庭患病的影响是正向的，二者均显著。这表明，总的家庭耐用品价值和人均家庭耐用品价值对家庭患大病率和两周患病率的影响是U型的，即农村最穷的和最富裕的家庭患病可能性高于中等富裕家庭，健康状况均差于中等富裕家庭。当然，耐用品价值平方项的回归系数十分小，表明U型的幅度较小，不十分明显。
(2)总的家庭食物支出和人均家庭食物支出对家庭患病可能性存在U型影响。与家庭耐用品价值类似，模型1～模型4的回归结果显示，总的家庭和人均家庭食物支出对家庭患病状况的影响是显著负向的，而其平方项的影响则是显著正向的。这表明，与食物支出居于中等水平的农村家庭相比，食物支出较低和较高的农村家庭更有可能患病，健康状况可能更差。同时，总的家庭和人均家庭食物支出平方项的回归系数十分小，表明U型的幅度较小，不十分明显。
此外，“家庭医疗支出”、“户主教育程度”、“是否参加新农合”、“最近医疗点距离”四个变量的分析结论与表3基本一致，这也验证了分析结论的稳健性。
五、结论、解释与思考
（一）研究结论
第一，总体而言，总的家庭和人均家庭耐用品价值对家庭健康有正向作用，而结构分析证明，总的家庭和人均家庭耐用品价值对家庭患大病和两周患病可能性具有U型影响，表明农村最穷的和最富裕的家庭患病可能性高于中等富裕家庭，健康状况均差于中等富裕家庭。
第二，总体而言，总的家庭和人均家庭食物支出对家庭健康有正向作用，而结构分析证明，总的家庭和人均家庭食物支出对家庭患病可能性存在U型影响，食物支出较低和较高的农村家庭比食物支出居于中等水平的家庭更有可能患病，健康状况可能更差。
第三，总的家庭和人均家庭医疗支出与家庭患病可能性有正相关关系，结构分析证明，其对家庭患病率不具有U型影响，而其正向作用违背假设，值得进一步研究。
第四，家庭与最近医疗机构的距离对家庭患病率有正向影响，表明家庭离最近医疗机构的距离越远，家庭患病的可能性越高，家庭健康状况越差。
第五，户主教育程度与是否参加新农合对家庭健康的影响没有通过检验，其影响的方向性未能得到证明。
（二）可能的解释
1.为什么家庭（包括人均家庭）耐用品价值、家庭（包括人均家庭）食物支出对家庭患病可能性存在U型影响？造成上述U型关系的可能解释是，农村贫困家庭缺乏必要的物质生活基础，总的家庭和人均家庭食物支出非常低，生活质量低下，这部分人体质、营养等状况不佳，导致了其患病的可能性较高，健康状况较差。农村的富裕农户家庭较为丰裕，总的家庭和人均家庭食物支出较高，生活质量较高，但是，这部分家庭较高的食物支出中包括了一定量的烟酒消费，这使得其健康状况反而不佳。此外，由于生活质量提高，而保健意识并未同步提高，导致农村富裕家庭患糖尿病等慢性病、富贵病的家庭增多，这也造成了富裕家庭患病可能性较高。而中等富裕的农村居民，收入增加、食物支出增加，生活质量较贫困家庭得到提高，但又不至于像富裕家庭一样消费较多烟酒，患慢性病的可能性比富裕家庭低。以上解释与调查员在实地调研中的发现一致，也与姚洋、高梦滔(2007)的研究结果是一致的。由于高收入组已经基本达到了小康生活水平，可能大量增加了烟酒等对健康不利的物品的消费，从而影响到健康状况，使健康状况呈现倒U型[6]。
2.为什么家庭（人均家庭）医疗支出对家庭患病可能性存在正向影响？究其原因，可以基本判定是由于农村家庭医疗投资的“被动性”导致的。由于农村家庭往往是患病后才增加医疗支出，这种“被动”的医疗投入不能被理解为积极的健康投资，反而造成了一种不同于健康投资理论的真实因果关系，即家庭患病可能性越高，患病越严重，家庭医疗保健支出越高。
3.为什么是否参加新农合对家庭患病状况影响不显著？结合已有研究和调研发现，可能有三个方面的原因。第一，新型农村合作医疗制度具有弱强制性质。由于政府大力推进新型农村合作医疗制度全民覆盖，而且，政府补贴、地方政府和农村社区的鼓励和宣传也使新型农村合作医疗制度带有弱强制性质，因此，新型农村合作医疗制度不是完全基于自由选择的保险制度，是否参加新型农村合作医疗制度已经不能作为分析和预测家庭健康状况的标准。第二，新型农村合作医疗制度提高了就诊率与住院率。参加新型农村合作医疗后，农村家庭就医行为比以前更积极了，“小病拖、大病扛、重病等着见阎王”的现象有了较大改观，“应就医不就医、应住院不住院”的情况开始减少，这显示了合作医疗对农民进行医疗保健的积极作用，也导致了参加合作医疗后，农民看病、住院现象增多，造成了参合农民更易患病的假象。第三，合作医疗不是“预防性”保健投资，而是“事后性”的金融补偿机制，是一种报销式的医疗保险，其主要作用在于帮助农民分散健康风险，主要在健康风险和就医行为发生后发挥作用。由于合作医疗不是一种预防性的保健计划，因而在预防农民健康风险方面的作用十分有限。所以说，回归结果没有通过显著性检验，并不能表明新型农村合作医疗制度无效，而恰恰相反，参加新型农村合作医疗制度后，农民就医的可能性增大，更可能及时就医并发现患病状况，农村就诊和住院的比例反而增加了，这种现象在许多地方新型农村合作医疗制度推广过程中都出现了，而参合农民就医比例的提高恰好表明了新型农村合作医疗对农民健康具有积极的促进作用。
4.为什么户主教育程度对家庭患病状况影响不显著？作为“家庭决策科学性”的代理变量，户主教育程度较高的家庭所做出的消费、健康投资等决策应更有科学性，更有助于家庭健康的改善，但这并没有通过显著性检验。结合调研中的情况发现，造成显著性检验失败的原因可能是由农村户主教育程度普遍较低、差距较小所致，不同家庭之间户主受教育程度相差不大，且大部分集中于中学以下，这实际上降低了不同家庭决策在科学性上的差异。此外，也可能是因为当前家庭健康主要是由经济因素决定的，主要取决于家庭富裕程度和生活质量等，户主文化程度对家庭健康的影响远远小于家庭富裕程度等经济因素的影响。当然，造成显著性检验失败也可能是由数据收集、模型设定或回归方法不当导致的，这一问题仍需进一步研究。
（三）若干思考：需要一个综合性的农村健康促进政策框架
本研究的一个贡献是，发现并证明了改善农村家庭健康单独依靠推进新型农村合作医疗制度是远远不够的，改善农村家庭健康状况需要一个更全面的、综合性的、积极的、预防性的健康促进政策框架，即在农村需要一个全面的健康促进框架，不仅包括正在推进的新型农村合作医疗制度，还应包括提高生活质量、培养合理的消费习惯、增强健康意识、提高受教育水平、提高卫生服务的可及性等。
其一，促进农村家庭健康应坚持增加收入、提高生活质量和改善消费习惯并举的方针。本文研究结论表明，虽然增加财富、提高生活质量总体上可以促进健康改善，但并非越富有、生活质量越高，家庭健康状况就会越好，必须把增加农民收入、提高生活质量与改善消费习惯结合起来，摒弃有害健康的不良消费习惯，培养科学、合理的消费习惯和生活方式。所以，简单地认为经济发展、收入提高、生活改善就必然会促进农村健康改善是缺乏科学性的，政府和社会应在农村积极倡导科学的生活方式和消费习惯。
其二，在继续推进新型农村合作医疗制度的同时，增加农村公共卫生和预防保健服务供给。本文发现，新型农村合作医疗制度的推行很可能提升了农村居民的健康意识，提高了就诊率和住院率，改变了农村居民的就医行为。所以，应继续大力推进新型农村合作医疗制度全民覆盖，同时不断提高制度的科学性和保障水平。应该看到，仅靠“非预防性”的新型农村合作医疗制度无法从根本上提高农村居民的健康水平，必须在农村家庭普遍建立“积极”、“预防性”的公共卫生和保健制度，通过加强“预防性”医疗健康保障，促进农村居民健康的根本改善。
其三，继续改善农村基层医疗卫生服务体系，进一步提高农村基层医疗卫生服务的可及性。这里，可及性的两个方面都需要提高。本研究发现，医疗服务的可及性对家庭健康具有正向影响，同时也发现，农村基层卫生服务体系建设取得了一定成果。所以，应进一步加强农村基层医疗卫生服务体系建设，尤其是农村卫生室和乡镇卫生院的建设，不断提高医疗卫生服务在地理空间方面的可及性。同时，应该进一步推进医药卫生体制改革，降低医疗服务价格，提高医疗服务质量，从而改善医疗卫生服务价格方面的可及性。
其四，在加强农村基础教育的同时，加大农村健康教育力度，提高农村居民的健康意识。大部分有关健康影响因素的研究成果均表明，教育对健康改善具有显著的正向作用，所以不断提高农村居民受教育水平极为必要。这需要各级政府进一步加强对农村义务教育的支持力度，切实提高农村居民总体受教育水平。同时，教育还应包括健康教育以及健康意识的培养，促进健康知识和理念在农村的有效传播。当然，本文的改革建议仍显得分散，未能探索出一个清晰的战略政策框架。上述改革建议需要在一个综合促进健康的政策框架中被统一起来，单方面推进将造成政策推进力度不足、政策间协调性不够、政策体系集合效应差等问题。在一个促进农村家庭健康的综合政策框架中，如何有效地整合和推进各方面的改革，如何制定清晰的战略目标、阶段任务和具体步骤，已经成为关系到中国农村健康的战略性问题，亟须引起国家和全社会的关注。
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