社會資本視域下農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力建設(shè)

張心潔，羅 英

(1.江蘇大學(xué) 管理學(xué)院，江蘇 鎮(zhèn)江 212013；2.南京大學(xué) 政府管理學(xué)院，江蘇 南京 212000)

一、引言

健康是幸福生活最重要的指標(biāo)，也是衡量鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施成效和共同富裕實現(xiàn)程度的關(guān)鍵內(nèi)容。截至2020年,我國現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下農(nóng)村貧困人口已全部脫貧摘帽，但仍面臨多重疾病威脅并存、多種健康影響因素交織的復(fù)雜局面，加之農(nóng)村自身經(jīng)濟發(fā)展水平、醫(yī)療保障待遇等條件制約，大病帶來的返貧致貧風(fēng)險仍將長期存在，且高于其他群體[1]。從建立相對穩(wěn)定的貧困治理長效機制，防止脫貧人口返貧與邊緣貧困人口致貧的國家戰(zhàn)略來看，繼續(xù)借助傳統(tǒng)、過度依賴外在物質(zhì)補償?shù)呢毨е卫矸绞揭褵o法滿足后扶貧時代長效扶貧的需要，且這種貧困治理方式存在明顯的社會排斥[2-3]。提升農(nóng)村大病患者的內(nèi)源防貧能力，激發(fā)內(nèi)生驅(qū)動力，通過累積生計資本提高其防范因病致貧返貧的能力，是新時期建立穩(wěn)定長效貧困治理機制所應(yīng)關(guān)注的重點。

基于已有研究可知，生計資本通常包含物質(zhì)資本、人力資本、金融資本及社會資本[4]。其中，物質(zhì)資本、人力資本、金融資本在防范因病致貧返貧中的重要作用已經(jīng)多次在學(xué)者的研究中被證實[5-6]。有少數(shù)學(xué)者從社會穩(wěn)定和支持功能入手對社會資本與健康的關(guān)系展開研究，認(rèn)為社會資本會通過工具性支持及情感性幫扶等方式對健康產(chǎn)生一定促進(jìn)作用[7]。關(guān)于社會資本與防范因病致貧返貧關(guān)系的研究則相對較少，結(jié)論也不一致。少數(shù)學(xué)者認(rèn)為提升社會資本會增加農(nóng)民的資源稟賦，使其能在社會網(wǎng)絡(luò)及活動中獲取更多有益信息及非正式扶持，有效防范疾病風(fēng)險[8]。但也有個別學(xué)者認(rèn)為，增加貧困農(nóng)戶社會資本存量的同時可能增加其負(fù)債交友的可能性，不利于健康，同時加劇農(nóng)戶的心理脆弱性和交往脆弱性，使其陷入健康貧困[9]。

農(nóng)村大病居民具有更高的貧困脆弱性，但還鮮少有學(xué)者將研究視角聚焦在農(nóng)村大病患者這一特殊群體上，并同時將社會資本、健康水平及防范因病致貧返貧問題置于一個研究框架進(jìn)行分析。相較以往文獻(xiàn)，本文試圖從以下兩方面做進(jìn)一步研究：一是在已有內(nèi)源性扶貧相關(guān)概念和理論基礎(chǔ)上，提出內(nèi)源防貧能力概念，旨在激發(fā)農(nóng)村大病患者在防貧過程中的內(nèi)生驅(qū)動力，也為構(gòu)建貧困治理長效機制提供理論支撐和數(shù)據(jù)支持；二是引入社會資本變量，并利用2018年中國家庭跟蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，運用因子分析及多元線性回歸模型分析其對農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力的影響機理，以探索農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力建設(shè)的有效路徑。

二、社會資本影響農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力的理論分析及研究框架

(一)農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力建設(shè)的理論基礎(chǔ)

“內(nèi)源性”一詞來源于內(nèi)源性發(fā)展理論，常被應(yīng)用在貧困治理相關(guān)研究中，強調(diào)區(qū)域或群體發(fā)展需在合理利用外部資源的同時，充分發(fā)揮自身的內(nèi)生脫貧動力[10-11]。這不僅有利于扶貧對象行使自身的參與權(quán)利，同時有利于其更好承接來自政府、市場和社會的各種資源[12]。進(jìn)而，研究者基于貧困會導(dǎo)致個體生計資本及可行能力下降的實然現(xiàn)狀，引入可持續(xù)生計理論、可行能力理論和多維貧困理論，提出“生計資本—可行能力—內(nèi)源性防貧”的分析思路。綜合考慮我國貧困治理已由“扶貧”轉(zhuǎn)向“防貧”的新形勢，本文將農(nóng)村大病患者的內(nèi)源性防貧界定為一種在政府主導(dǎo)下，農(nóng)村大病患者通過積累生計資本增強內(nèi)生驅(qū)動力以防止陷入貧困的防貧方式，并由此引申出“內(nèi)源防貧能力”這一核心概念。

已有理論和實踐均表明，大病治療通常會產(chǎn)生高昂治療費用，患者也會因為持續(xù)的生理性疼痛產(chǎn)生恐懼、抑郁甚至厭世等情緒，這種不良情緒又會進(jìn)一步影響疾病治療，由此形成“生理疾病—貧困—心理疾病”的惡性循環(huán)[13]。破解這一閉環(huán)的路徑是多元的，如需要提升大病患者的信息獲取能力以幫助他們形成正確的健康認(rèn)知及就醫(yī)行為，提升經(jīng)濟負(fù)擔(dān)能力以提高他們對自付醫(yī)療費用的承受能力及就醫(yī)積極性，提升心理承壓能力以減少恐懼、焦慮等情緒[14]。此外，還需提升大病患者本身的社會交往能力以進(jìn)一步增強前述相關(guān)能力，避免患者與社會的脫節(jié)[15]?；诖耍疚膶⑥r(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力界定為信息獲取、經(jīng)濟負(fù)擔(dān)、心理承壓及社會交往等4種能力。

(二)社會資本對農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力的影響分析

中國是典型的“關(guān)系型社會”，基于地緣、血緣、親緣等傳統(tǒng)文化孕育出的特殊社會資本是城鄉(xiāng)居民包括農(nóng)村大病患者特有的資源稟賦，是社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任、社會參與及社會聲望的結(jié)合體[16]。伴隨近年學(xué)界關(guān)于社會資本相關(guān)研究的不斷深入，其在解決貧困方面的重要作用不斷顯現(xiàn)[17]。但也有學(xué)者認(rèn)為，社會資本存在明顯的“富人”效應(yīng)，可能在一定程度上降低低收入家庭的風(fēng)險防范能力，只有在社會資本存量超過一定門檻后才能降低農(nóng)戶家庭的貧困水平[18]。在社會資本與大病致貧返貧的相關(guān)研究中也有學(xué)者指出，社會資本對大病風(fēng)險感知具有負(fù)向影響[19]。那么，社會資本到底能否提升農(nóng)村大病患者的內(nèi)源防貧能力，防止其陷入貧困？基于這些思考，研究提出假設(shè)H1。

假設(shè)H1：社會資本能夠有效提升農(nóng)村大病患者的內(nèi)源防貧能力。

作為社會資本的重要內(nèi)容之一，社會網(wǎng)絡(luò)主要指根植于人們長期生活和交往所形成的人際關(guān)系，個體可以從中獲取金融借貸、工作介紹等工具性支持及心理安慰、壓力排解等情感性支持。一般認(rèn)為，個體及家庭成員的社會交際范圍越廣，能夠在交流和來往中獲取的信息、非正式金融借貸及就業(yè)機會等越多，有助于減輕患者及家庭的疾病經(jīng)濟負(fù)擔(dān)[20]。對農(nóng)村大病患者來說，患病期間與親朋好友加強聯(lián)系不僅能獲得更多精神支撐，還可以維持甚至提升社會交往能力[21]。但對部分長期處于貧困或者貧困邊緣的個體來說，社會網(wǎng)絡(luò)質(zhì)量可能并不高，加強建設(shè)反而可能造成虛假知識、謠言等的快速傳播，不利于減貧[15]。

社會信任是社會資本中一個基本的社會心理變量。社會可以通過成文的規(guī)則體系或非正式的契約精神構(gòu)筑不熟識群體之間的信任關(guān)系，使大家可以為實現(xiàn)同一目標(biāo)采取共同行動，增強陌生人之間的交往及信息流通。傳統(tǒng)的中國農(nóng)村社會具有典型的“熟人社會”特征，基于家庭、親戚、鄰里等親密關(guān)系形成的社會信任可以有效提升農(nóng)戶之間的信息交流及資金來往，信任程度越高，風(fēng)險防御能力也越強[22]。加之醫(yī)療服務(wù)市場亦具有一定特殊性，醫(yī)患之間的信任對提高大病患者的就醫(yī)遵從性及療效等具有重要作用[23]。

社會參與則是以個體利益、公共利益或公共事務(wù)為出發(fā)點，通過積極參與社會活動實現(xiàn)自我發(fā)展的過程和方式，具有許多人參與決策與執(zhí)行決策的特點[24]。通常情況下，農(nóng)村低收入群體可以通過政治參與使家庭獲得更多經(jīng)濟補貼或金融借貸。個體也可以通過參與親屬、朋友、鄰居等群體組織活動，增強與社會的契合度[25]?？傊还苁钦螀⑴c還是民間參與，都有利于個體獲取更多信息[22]。課題組在調(diào)研中也發(fā)現(xiàn)，大病患者常因患病主動或者被動減少參加社會活動的頻次，一定的社會參與有助于他們改善健康狀況。

社會聲望是人們在長期交往過程中形成的一種合作互惠與權(quán)威關(guān)系。農(nóng)村富裕家庭一般傾向擁有更高的社會聲望，從而贏得尊重及社會地位[26]。當(dāng)然，這種尊重和社會地位也會使他們在面對風(fēng)險時能獲得更多正式或非正式的扶持，增強風(fēng)險防范能力。但也有學(xué)者認(rèn)為，低收入家庭也可能具有較高的社會聲望[27]。并且，在面臨風(fēng)險時，他們能向更多社會群體尋求幫助，因而獲取來自政府、慈善機構(gòu)、愛心人士等的經(jīng)濟救助也更多[28]。

基于前述分析，圍繞不同類型社會資本對農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力的各種可能影響關(guān)系，本文進(jìn)一步提出研究假設(shè)H2：

假設(shè)H2：不同類型社會資本均能有效提升農(nóng)村大病患者的內(nèi)源防貧能力。

(三)社會資本影響內(nèi)源防貧能力的健康中介傳導(dǎo)路徑

健康損傷是農(nóng)村大病患者致貧返貧的根源，改善健康因而也就成為有效防貧的根本路徑。健康改善，一方面可以增強患者的生活自理和勞動能力，減少治療所需費用，緩解焦慮抑郁情緒等，從而提高患者在經(jīng)濟負(fù)擔(dān)、心理承壓等方面的能力[29-30]；另一方面還可以增強患者對社會的認(rèn)同感與融入感，提升其獲取健康信息和社會交往等方面能力[31]。

在社會資本概念被引入健康領(lǐng)域以來，研究結(jié)果多顯示其對個體健康水平有正向的積極影響[7]。如患者可以通過與親人、朋友等交往形成的社會網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)情緒；在良好社會制度及互動環(huán)境中產(chǎn)生的社會信任還有助于緩解患者心理壓力；積極參與體育活動及健康宣講等，不僅可以改善個體身體健康狀況，還可以增進(jìn)人際交流和推動健康信息共享；基于權(quán)威和互惠關(guān)系形成的社會聲望則有助于個體積累健康資本[32-33]。可見，社會資本對個體包含農(nóng)村大病患者的健康狀況具有顯著的正向影響，而健康狀況的改善又會促進(jìn)其內(nèi)源防貧能力的提升。由此猜測，社會資本可以通過改善農(nóng)村大病患者健康狀況提升其內(nèi)源防貧能力，即健康狀況是社會資本影響農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力的中介傳導(dǎo)路徑?；谝陨纤伎?，本文進(jìn)一步提出研究假設(shè)H3。

假設(shè)H3：社會資本可以通過改善農(nóng)村大病患者健康狀況提升其內(nèi)源防貧能力。

(四)社會資本影響農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力分析框架構(gòu)建

基于上述分析可知，農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力的建設(shè)旨在激發(fā)個體的內(nèi)生動力。社會資本及其包含的社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任、社會參與和社會聲望均有助于促進(jìn)農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力的建設(shè)，健康還可能成為其中介傳導(dǎo)路徑?；诖?，本文從社會資本視域出發(fā)，提出農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力建設(shè)的理論分析框架，旨在為后扶貧時代貧困治理長效機制的構(gòu)建提供新的解決思路(詳見圖1)。

圖1 社會資本影響農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力的分析框架

三、數(shù)據(jù)來源、變量描述與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來源

基于研究設(shè)計，結(jié)合世界衛(wèi)生組織(WHO)關(guān)于災(zāi)難性衛(wèi)生支出的判定標(biāo)準(zhǔn)[34]，本文界定農(nóng)村大病患者為具有農(nóng)業(yè)戶口，且自付醫(yī)療費用超過個人可支付能力40%的患者(1)根據(jù)WHO關(guān)于災(zāi)難性衛(wèi)生支出概念的界定，個人可支付能力=可支配收入-食品類必需開支。。本文所用數(shù)據(jù)來自2018年中國家庭跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫(CFPS)。針對CFPS中受訪者個人自答問卷部分，本文通過戶口狀態(tài)、醫(yī)療總花費等指標(biāo)及樣本編碼進(jìn)行數(shù)據(jù)篩選、合并和剔除異常值?？紤]到研究主題、題項選擇及讀者理解的匹配度，本文對部分題項名稱做了適宜近義變換，最終得到具有農(nóng)業(yè)戶口且一年內(nèi)醫(yī)療總費用大于4389元的農(nóng)村大病患者樣本共2875份。

(二)變量描述

1. 因變量: 內(nèi)源防貧能力

內(nèi)源防貧能力為本文的因變量?；谇笆龇治隹芍?，內(nèi)源防貧能力具體可分為信息獲取能力、經(jīng)濟負(fù)擔(dān)能力、心理承壓能力及社會交往能力。其中，信息獲取能力是農(nóng)村大病患者改善健康、防范風(fēng)險的基礎(chǔ)。一般認(rèn)為，信息獲取途徑越多的人信息獲取能力越強，如可以掌握更多就業(yè)機會、信息資源等?；诖耍芯窟x擇題項“您對您獲取信息能力的打分？”對受訪者的健康信息獲取能力進(jìn)行測量。經(jīng)濟承受能力則是防止農(nóng)村大病患者陷入貧困的重要條件，經(jīng)濟收入水平高的個體也可能因罹患大病陷入貧困。考慮到農(nóng)村居民一般不具有穩(wěn)定工作，關(guān)于收入的統(tǒng)計多少存在偏差，且多數(shù)受訪者從自我保護(hù)角度出發(fā)也不愿如實說出全部收入，因此研究選擇“您對您收入在本地位置的打分？”題項對受訪者的經(jīng)濟承受能力進(jìn)行衡量。而心理承壓能力是大病患者不陷入焦慮低落情緒，積極面對疾病和減少社會問題發(fā)生風(fēng)險的重要保障。一般來講，心理承壓能力強的人對生活都比較樂觀[9]，故選擇“您對生活滿意度的打分？”指標(biāo)進(jìn)行衡量。能否有效融入社會是大病患者社會交往能力的重要表現(xiàn)之一，融入程度則很大程度上取決于交往意愿，即是否愿意與周圍人建立聯(lián)系。因而選擇題項“您對不孤單對您重要程度的打分？”對該指標(biāo)進(jìn)行衡量，即認(rèn)為不孤單對自己越重要的人，越愿意與周圍其他人建立聯(lián)系和交往。

研究對受訪者關(guān)于前述4個題項的回答進(jìn)行1～5分的賦值，賦值越高其對應(yīng)的內(nèi)源防貧能力也越強。通過進(jìn)一步的KMO與Bartlett’s檢驗得到，上述指標(biāo)的KMO值為0.620大于0.6，sig等于0.000小于0.001，即可做因子分析，并通過Thomson回歸法計算因子得分，生成“內(nèi)源防貧能力”這一新變量，相關(guān)結(jié)果詳見表1。

表1 內(nèi)源防貧能力題項及因子分析結(jié)果

2. 自變量：社會資本

本文以社會資本作為自變量，包含社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任、社會參與及社會聲望4個維度。綜合考慮CFPS題項設(shè)置的指向性及研究的適用性，本文最終篩選出題項12個。通過數(shù)據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)化處理，得到KMO值為0.694大于0.6，sig小于0.001，適合進(jìn)行探索性因子分析。12個題項的因子載荷值均大于0.5，說明題項無需剔除或更換，在此基礎(chǔ)上依據(jù)特征值大于1的標(biāo)準(zhǔn)得出4個公因子，如表2所示。

表2 社會資本題項及因子分析結(jié)果

其中，公因子1用于體現(xiàn)受訪者個人、配偶及子女的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系及能夠從這種關(guān)系獲取的資源，命名為社會網(wǎng)絡(luò)。公因子2表示受訪者對鄰居、地方官員、醫(yī)生的信任，命名為社會信任。公因子3體現(xiàn)受訪者對國家政治生活、鄉(xiāng)村日常事務(wù)、個體社會活動的參與情況，命名為社會參與。公因子4反映受訪者為人處事的態(tài)度，側(cè)面體現(xiàn)出受訪者在所在地區(qū)的聲望水平，命名為社會聲望。最后，研究依據(jù)各因子得分及方差百分比得到社會資本總得分，如式(1)所示：

SC=(13.195×WL+14.935×XR+10.891×CY+13.149×SW)/52.170

(1)

3. 中介變量：健康狀況

根據(jù)1989年WHO關(guān)于健康概念的界定可知，健康不僅包括生理健康，還包括心理健康及社會適應(yīng)狀態(tài)的良好?；诖?，本文將中介變量健康狀況分為生理健康、心理健康及社會適應(yīng)狀態(tài)3部分。其中，生理健康主要用于反映個體生理機能及身體活動狀況，用題項“您近一周是否覺得做事都很費勁？”來衡量；心理健康表示個體心理活動狀態(tài)，用題項“您近一周是否感到悲傷難過？”測量；社會適應(yīng)狀況主要指個體為更好生存并與社會達(dá)到和諧狀態(tài)的適應(yīng)執(zhí)行能力，用“您近一周是否覺得生活無法繼續(xù)？”題項表示。由于CFPS問卷中此3個問題的選項均為“幾乎沒有(不到一天)、有些時候(1～2天)、經(jīng)常有(3～4天)、大多數(shù)時候有(5～7天)”，與前述表征因變量和自變量的問題選項表達(dá)方式相反，為此本文對表示中介變量的問題選項重新進(jìn)行了1～4分的反向賦值，分值越高表明受訪者相應(yīng)方面的健康狀況越好。同上運用因子分析進(jìn)行檢驗，發(fā)現(xiàn)3個題項的選擇皆合理，詳見表3。

表3 健康狀況題項及因子分析結(jié)果

(三)模型設(shè)定

為分析闡釋社會資本及其具體形式對農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力的影響，本文擬運用多元線性回歸模型進(jìn)行研究，如式(2)所示：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+e

(2)

其中，Y為因變量表示農(nóng)村大病患者的內(nèi)源防貧能力；X表示自變量社會資本，X1、X2、X3、X4分別表示社會資本的不同形式，即社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任、社會參與、社會聲望；β0為常數(shù)項，β1～β4分別表示X1～X4的偏回歸系數(shù)，e為誤差項。

同時，為明確農(nóng)村大病患者社會資本、健康狀況及內(nèi)源防貧能力三者之間的關(guān)系，檢驗假設(shè)H3，即社會資本能通過改善農(nóng)村大病患者的健康狀況提升其內(nèi)源防貧能力，研究構(gòu)建中介效應(yīng)模型，如式(3)至式(5)所示：

Y=cX+e1

(3)

M=aX+e2

(4)

Y=c′X+bM+e3

(5)

其中，c為自變量X(社會資本)對因變量Y(內(nèi)源防貧能力)的總效應(yīng)；a為自變量X(社會資本)對中介變量M(健康狀況)的總效應(yīng)；c′為在控制中介變量后，社會資本對農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力的直接效應(yīng)；e1、e2、e3是回歸殘差。

四、實證結(jié)果與分析

(一)Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗

基于社會資本4個因子及其總得分，研究通過測算農(nóng)村大病患者擁有的社會資本總量與其內(nèi)源防貧能力的Pearson相關(guān)系數(shù)來驗證假設(shè)H1。結(jié)果顯示，二者的相關(guān)系數(shù)為0.489，呈現(xiàn)較強的相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)顯著性檢驗概率P值為0.000，小于0.05，表明社會資本與內(nèi)源防貧能力存在正相關(guān)，即農(nóng)村大病患者的社會資本總量越高，內(nèi)源性防貧能力也越強，假設(shè)H1得以驗證。研究隨后又通過計算各個變量的相關(guān)系數(shù)矩陣和顯著性，預(yù)測不同社會資本形式與農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力關(guān)系的強弱及方向，并計算自變量間的相關(guān)關(guān)系以預(yù)測變量間的共線性問題。結(jié)果顯示，自變量之間的相關(guān)系數(shù)均為0.000，不存在共線性問題，可繼續(xù)構(gòu)建多元線性回歸模型。

(二)回歸方程的擬合優(yōu)度檢驗

本文采用逐步進(jìn)入法使回歸模型依據(jù)自變量對因變量影響能力的大小依次逐個選入模型，模型回歸結(jié)果詳見表4。

表4 社會資本影響農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力的回歸結(jié)果

由表4可知，模型1中“社會網(wǎng)絡(luò)”與“內(nèi)源防貧能力”的復(fù)相關(guān)系數(shù)R為0.469，判定系數(shù)R2為0.220，表示該模型可以解釋因變量22%的變異量。模型2增加了變量“社會信任”，R2為0.278，表示模型可以解釋因變量27.8%的變異量。同理，模型3和模型4分別解釋的因變量的變異量為30.1%、31%?！案慕y(tǒng)計量”列出的是模型增加自變量帶來的R2及F的變化量，主要用于反映模型新增入自變量的解釋量，即表示“社會網(wǎng)絡(luò)”“社會信任”“社會聲望”“社會參與”對農(nóng)村大病患者“內(nèi)源防貧能力”的預(yù)測力分別是22%、5.8%、2.3%和0.9%。且這些變量進(jìn)入模型后的顯著性P值均為0.000，小于0.05，表示相應(yīng)自變量進(jìn)入模型增加的個別解釋力也都達(dá)到了顯著水平。

另外，Durbin-Watson檢驗統(tǒng)計量數(shù)值為1.955，接近2，說明變量之間不存在自相關(guān)，各模型容差及VIF均為1.000，遠(yuǎn)小于10，說明模型擬合優(yōu)度良好。

(三)回歸方程及系數(shù)的顯著性檢驗

研究運用方差分析對回歸方程系數(shù)進(jìn)行顯著性檢驗，4個模型的方差檢驗顯著性P值均為0.000，小于0.05，表明回歸方程顯著，即“社會網(wǎng)絡(luò)”“社會信任”“社會參與”“社會聲望”對因變量“內(nèi)源防貧能力”均有顯著影響，假設(shè)H2得以驗證。為進(jìn)一步分析不同類型社會資本對農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力的影響方向及水平，研究進(jìn)一步對模型的回歸系數(shù)進(jìn)行t檢驗，發(fā)現(xiàn)在給定0.05的顯著水平下，各模型的t統(tǒng)計量均大于臨界值，通過參數(shù)顯著性檢驗?？梢?，本文構(gòu)建的多元線性回歸模型同時通過了整體的方差F檢驗與單個回歸系數(shù)t檢驗，模型顯著，得出標(biāo)準(zhǔn)化回歸方程，如式(6)所示：

Y=0.469X1+0.241X2+0.095X3+0.152X4

(6)

由式(6)可知，農(nóng)村大病患者的社會網(wǎng)絡(luò)每提升1個百分點，內(nèi)源防貧能力將提升0.469個百分點，即社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模越大，農(nóng)村大病患者及其家屬獲得非正式經(jīng)濟援助和精神扶持的機會越多。同時，社會信任每提升1個百分點，內(nèi)源防貧能力將提升0.241個百分點，也就是說，對干部、鄰居和醫(yī)生等越信任的農(nóng)村大病患者，主動尋求外界幫助、積極求醫(yī)配合治療的可能性越大。同樣，社會參與每提升1個百分點，農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力相應(yīng)提升0.095個百分點，表示農(nóng)村大病患者能夠在社會參與中獲取健康信息及經(jīng)濟情感等方面支持，降低致貧返貧風(fēng)險。社會聲望每提升1個百分點，內(nèi)源防貧能力相應(yīng)提升0.152個百分點，說明社會聲望越高的個體一般具有更高的信譽，也更容易保持與他人的聯(lián)系并獲得正式或非正式借貸等，防貧能力也越強?？梢?，不同類型社會資本均有助于推動農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力建設(shè)，假設(shè)H1及H2得以進(jìn)一步驗證。

另外，通過比較回歸方程系數(shù)大小還可發(fā)現(xiàn)，不同類型社會資本對農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力的影響由大到小依次為社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任、社會聲望、社會參與。其中，社會網(wǎng)絡(luò)的影響明顯高于其他類型社會資本，說明提升農(nóng)村大病患者社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模及質(zhì)量在防范因病致貧返貧工作中具有重要地位。社會參與對農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力的影響相對較小，不排除與農(nóng)村地區(qū)相對單一的生活方式及農(nóng)村居民本身獲取外界信息的能力較弱等有關(guān)，從而影響了農(nóng)村大病患者能夠參與的社會活動數(shù)量及質(zhì)量。

(四)中介效應(yīng)檢驗

為進(jìn)一步分析農(nóng)村大病患者社會資本、健康狀況及其內(nèi)源防貧能力之間的關(guān)系，本文利用逐步回歸法對其進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗，并將社會資本及健康狀況兩個變量逐步引入回歸模型，觀測顯著性變化，結(jié)果如表5所示。

表5 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

由表5可見，以社會資本為自變量，農(nóng)村大病患者的內(nèi)源防貧能力為因變量建立的回歸方程模型預(yù)測作用顯著(R=0.489，P=0.000<0.05)，以健康狀況為因變量建立的回歸方程模型預(yù)測作用亦顯著(R=0.220，P=0.000<0.05)。在加入中介變量健康狀況后，同時考慮社會資本和健康狀況對農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力的影響，社會資本對內(nèi)源防貧能力效應(yīng)仍然顯著，且標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)值由0.489下降至0.472，中介效應(yīng)模型成立，假設(shè)H3得以驗證。

在此基礎(chǔ)上，研究進(jìn)一步計算得到中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為7.78%，說明社會資本對農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力的影響雖存在中介路徑，但這一中介效應(yīng)相對較弱。分析原因主要有兩個：一是農(nóng)村大病患者社會資本存量有限，同時也缺少提高社會資本存量的途徑，導(dǎo)致能夠通過健康狀況這一中介路徑發(fā)揮效應(yīng)的社會資本數(shù)量本身就有限；二是農(nóng)村大病患者群體健康狀況的明顯改善更多還是要依靠醫(yī)療技術(shù)發(fā)揮作用，不同類型社會資本雖能對其健康產(chǎn)生正向影響，但易受到患者病情變化影響且需要一定時間作用才能顯現(xiàn)。

五、主要結(jié)論與建議

我國雖已消除絕對貧困，但因病致貧返貧風(fēng)險仍將長期存在，特別是對于剛脫貧地區(qū)及經(jīng)濟發(fā)展水平、醫(yī)療條件等相對落后的農(nóng)村地區(qū)，因病致貧返貧風(fēng)險尤其突出。已有學(xué)者研究指出，在一國貧困人口比重下降到10%以下時，內(nèi)因和內(nèi)力的激發(fā)往往比外因幫扶更有效[35]?；诖?，本文運用2018年CFPS數(shù)據(jù)，利用因子分析、多元線性回歸等方法分析社會資本對農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力的影響。結(jié)果顯示，農(nóng)村大病患者社會資本存量與其內(nèi)源防貧能力呈現(xiàn)明顯的正相關(guān)，不同類型社會資本對農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力均有正向影響，影響程度由大到小依次為社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任、社會聲望、社會參與。研究同時發(fā)現(xiàn)，健康在社會資本對農(nóng)村大病患者內(nèi)源防貧能力的影響中發(fā)揮中介效應(yīng)，雖影響較弱，但依舊說明社會資本會通過改善農(nóng)村大病患者健康狀況這一中介路徑影響患者內(nèi)源防貧能力?？梢?，發(fā)展社會資本是農(nóng)村大病患者提升內(nèi)源防貧能力的一個關(guān)鍵?；诖?，本文提出如下建議：

第一，優(yōu)化社會互動環(huán)境，提高社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模及質(zhì)量。如通過加強宣傳欄、社區(qū)服務(wù)APP等鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施及平臺的建設(shè)暢通交流渠道，這同時有利于凈化大病患者的健康信息獲取渠道，增加社會資本對健康和內(nèi)源防貧能力的正向影響。再如鼓勵農(nóng)村大病患者積極主動保持與親屬、鄰里、朋友等的聯(lián)系，培育及拓展社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系。此外，充分利用各地區(qū)一直以來實行的“第一書記”、駐村幫扶等政策，暢通患者同政府、市場等主體溝通的渠道，使其可以及時快速掌握相關(guān)政策、獲取健康信息等，提高內(nèi)源防貧能力。

第二，針對性開展心理疏導(dǎo)活動，增加社會信任及社會聲望。考慮到大病患者及其家屬更易受到?jīng)_擊，影響患者疾病恢復(fù)及社會參與意愿等，可通過在村域范圍設(shè)置心理咨詢服務(wù)中心，采用線上線下相結(jié)合的方式為農(nóng)村大病患者及其家屬提供心理疏導(dǎo)，減輕焦慮煩躁情緒，增加社會信任，提高心理承壓能力。此外，還可以組織心理健康狀況較好的患者主動入戶與病友進(jìn)行交流，鼓勵形成健康的生活方式和良好的社會參與氛圍，這同時有助于提高主動入戶群體的社會聲望，進(jìn)而促進(jìn)其內(nèi)源防貧能力建設(shè)。

第三，鼓勵社會參與，提高農(nóng)村大病患者社會活動質(zhì)量。鼓勵患者及家屬積極參與鄉(xiāng)村日常事務(wù)，充分行使“選舉權(quán)”“被選舉權(quán)”“言論自由”等基本政治權(quán)利，避免患病后與社會發(fā)展、村莊生活等的脫節(jié)。同時，政府及相關(guān)部門也應(yīng)積極主動為包含大病患者在內(nèi)的農(nóng)村居民組織更多高質(zhì)量的社會活動，如健康宣講、文藝匯演、志愿服務(wù)等，在打造鄉(xiāng)村文化的同時，為農(nóng)村大病患者建設(shè)內(nèi)源防貧能力提供信息、情感、資源等方面的助力。