社會資本、大病風險感知與非正式預防行為研究*

唐 林 羅小鋒※ 余威震 黃炎忠

(1.華中農業大學經濟管理學院，湖北武漢 430070；2.湖北農村發展研究中心,武漢 430070)

0 引言

農戶在謀求自身發展的過程中，受限于自身資源的不足而常常會面臨諸多生計風險，其中大病風險是最主要的一種。該風險給農戶家庭帶來的負面影響是多方面的，短期內主要表現為飲食營養水平降低、日常消費品需求減弱甚至子女輟學，長期則會造成勞動力缺乏和收入減少，致使家庭陷入貧困[1-2]。可見，如何有效增強農戶風險應對能力顯得尤為重要。不可否認的是，目前農戶更多的是依賴個體和家庭資源，采取非正式行為來對大病風險進行管理[3]。在欠發達農村地區尤為如此，農戶之間通過相互攙扶式的民間社會網絡、非正式信貸、現金或禮物的饋贈來抵御風險沖擊[4]。事實上，中國是典型的關系社會[5]，農戶的社會關系結構導致農戶的經濟活動、資源配置和行為邏輯不僅受主客觀因素判斷的影響，而且受社會支持與社會關系的影響[6-7]，尤其在貧困山區，社會資本在信息獲取、風險感知和風險預防及應對等方面有舉足輕重的作用。因此，探討貧困山區農戶社會資本與農戶大病風險感知及非正式行為的關系，對增強農戶的大病風險抵抗能力和制定反貧困戰略具有一定的指導意義。

社會資本在健康方面的作用受到了學者廣泛的關注，且學者們從不同的角度分析了社會資本對大病或健康風險感知的影響。在理論層面，Kawachi et al.[8]對社會資本與健康的關聯機制進行了系統闡述。Berry &Welsh[9]從結構性和認知性兩個層面研究了社會資本的不同構成對居民健康的影響。在實證層面，周廣肅等[10]利用中國家庭追蹤調查(CFPS)數據，分析收入差距、社會資本和健康水平之間的關系以及前兩者交互作用對居民健康水平的影響。薛新東和劉國恩[11]在考慮社會資本內生性問題的基礎上，運用工具變量和兩階段最小二乘等方法分析社會資本和健康之間的因果關系。此外，在風險管理行為方面，李哲等[3]從策略層次及有效性方面重點考察了貧困地區農戶風險預防、緩解和應對策略。也有學者從“事前”“事后”兩個層面分析了風險的處理策略[12]，或者從消費和收入角度分析農戶的平滑策略[13]。

通過對既有文獻的梳理不難發現，在大病或健康風險測量中，以農戶為主體，從主觀感知上衡量大病風險的相關研究非常少。而且，相關研究在探討社會資本與大病風險關系中，大多只停留在討論兩者間的關系及影響機理，很少再進一步分析農戶的風險應對行為。此外，不同的文化情境下，社會行動者的網絡構建方式和互動模式各有差異[14]，即使是在相同文化背景下，由于個人認知及行為的差異，對社會資本的測量也存在差異。鑒于此，文章將社會資本拓展為社會網絡、社會信任、社會聲望和社會參與，在此基礎上分析了大病風險感知的關鍵影響因素，并進一步探討了社會資本、大病風險感知對非正式預防行為的作用路徑，以期為貧困山區農戶提高生計，解決“因病致貧”問題提供參考和借鑒。

1 理論分析及研究假說

1.1 概念界定

1.1.1 非正式預防行為

非正式和正式的風險管理行為是在社會風險管理框架的基礎上形成的。其中正式行為主要以市場和政府為主體，依賴市場活動和政府的政策；而非正式行為主要以個體、家庭及村莊為主體，依賴自身的資源或村莊集體安排。此外，World Bank[15]將風險管理策略分為預防策略、緩解策略及應對策略。其中預防策略是指在風險發生前采取措施預防風險的發生，降低風險的發生率。

風險處理層次上，農戶在農村合作醫療等作用效果不佳的情況下，更多的是依賴個體和家庭資源，采用非正式行為來對大病風險進行管理[3]。而且以往的風險管理更多是事后策略，即在大病發生之后為減輕其影響而采取的措施。但仍會對貧困農戶產生一定物質和精神壓力。如果在感知到大病風險的前提下，采取預防行為來避免大病的發生，這會很大程度上降低農戶的壓力。該文所研究的非正式預防行為是指農戶主要依靠個體和家庭的資源來對大病風險進行預防的行為。具體而言，主要從農戶“是否定期體檢”“是否關注營養搭配”及“是否關注衛生條件”3個方面來衡量農戶的非正式行為。

1.1.2 社會資本

社會資本是農戶在維持生計，謀求自身發展及應對風險沖擊時所擁有的社會資源，其本質是個人或組織通過信任、參與和聲望等建立起的社會關系以便獲取資源的能力。在Putnam[16]的社會資本理論基礎之上，結合陸遷和王昕[17]、苗珊珊[7]等的研究，該文從社會網絡、社會信任、社會聲望和社會參與4個方面來測量社會資本。在社會資本組成中，網絡資源是基礎要素，而社會信任、社會參與以及社會聲望則是核心要素[4,17-18]。

1.1.3 大病風險感知

在有關風險定義的研究中，“遭受損失的不確定性”是風險理論中最為普遍的定義方式[19]。而對于我國現階段的廣大農民而言，一旦家庭遭受到了一些不確定性因素的影響，包括農戶家庭成員患疾病、家里子女上學費用、自然災害甚至是老人的養老等，都會給農戶家庭帶來巨大的影響。所謂的大病風險，是指當農戶家庭成員患有重病時，巨額的治療費用可能給農戶家庭帶來經濟負擔及心理壓力的風險。該文中，大病風險感知是指農戶對大病或疾病對自身及其家庭造成損失嚴重程度的主觀感知。此外，關于“大病”的研究中，高夢滔等[20]將所有需要住院治療或者醫療費用總花費在5 000元以上的疾病均視為“大病”。這也是該文主要采用的“大病”的界定標準。

1.2 研究假說

1.2.1 社會資本與大病風險感知

農戶擁有社會資源的豐富程度很大程度上決定了農戶對大病風險的感知強弱。一般而言，農戶的社會資本越豐富，農戶對大病風險的感知越弱；社會資本越缺乏，農戶大病風險感知越強。具體而言，社會資本從3個方面對其產生影響：(1)社會資本可以有效緩沖各種因素對農戶家庭的影響，提高農戶(尤其是農村老年人)的社會支持[21]，較高的社會支持一定程度上會降低農戶對大病風險的感知；(2)廣泛的社會關系和社會網絡可以使農戶更便利地獲取有關醫療保健、就醫以及相關健康生產生活等方面的知識和信息，以增強農戶的健康意識而降低農戶大病風險感知；(3)社會參與和社會交往可以產生對自己和他人的責任感，從而降低危險行為發生的可能性[11]。基于此，該文提出以下研究假說。

H1：社會資本對農戶大病風險感知有顯著影響

1.2.2 大病風險感知與非正式預防行為

風險感知的概念被不斷延伸，一些學者將其延伸到了行為領域，比如Tse指出消費者的風險感知對其行為產生影響[22]。而農戶作為一個風險規避者，雖然在生產生活中發展出了獨特且多樣的風險預防手段[12]，但這些行為更多還是基于農戶對大病風險及其影響的認知。大病風險感知是農戶對大病可能對其產生影響大小的主觀判斷。在行為層面，農戶對大病風險感知很大程度決定農戶的應對方式和經濟成本[23]；在思維層面，則存在著“風險認知—主觀判斷—行為傾向”的轉化路徑[24]。一般而言，農戶大病風險感知越強，則農戶采取非正式預防行為的可能性越大；反之，農戶認為大病可能對其產生的影響較小時，農戶采取非正式行為來預防大病的可能性就越小。基于此，該文提出以下假說。

H2：農戶大病風險感知對非正式預防行為有顯著影響

1.2.3 大病風險感知的中介作用

關系社會的特點以及農戶的社會關系結構，導致農戶的經濟活動和個體行為邏輯不僅受主客觀因素判斷的影響，而且受社會支持與社會關系的影響[6-7]。一些學者在探究社會資本對非正式行為影響機理時發現社會資本的影響主要是間接的，農戶的大病風險感知在兩者間起到了中介作用。一方面，廣泛的社會網絡關系可以使農戶更便利地獲取有關醫療保健、就醫等方面的信息，以增強農戶的健康意識而降低農戶大病風險感知；大病風險感知的降低可能直接降低農戶采取非正式預防行為的概率。另一方面，農戶行為邏輯還遵循著“風險認知—主觀判斷—行為傾向”的轉化路徑[24]，因此農戶的非正式預防行為離不開農戶對大病風險及行為的主觀判斷。基于此，該文提出以下假說。

H3：農戶大病風險感知在社會資本和非正式預防行為之間起中介作用

表1 調查區域樣本的分布

3 數據來源、樣本特征及變量選取

3.1 數據來源及樣本特征

該研究數據來源于2016年8—9月課題組赴江西的遂川縣、萬安縣，廣西的大化縣、馬山縣，湖北的建始縣和宣恩縣等地展開的農村入戶調查。通過發放問卷和采取與農戶面對面訪談的方式進行調查，調查的主要內容包括：農戶家庭的基本情況、農戶家庭資產狀況、農戶能力、風險沖擊及農戶風險感知等。樣本的選擇上采用分層抽樣的方法，具體操作為：先以湖北、江西和廣西3省為初級抽樣單位，其次在每個省抽取2個縣，在每個縣選取1～2個鄉鎮進行問卷調查。該次調查共發放問卷600份，回收592份問卷，剔除信息空缺太多、奇異值及答案前后不一致的無效問卷，最終獲得有效問卷570份，樣本有效率96.28%。具體的樣本分布情況見表1。

調查結果顯示，受訪者以40～60歲(62.81%)的男性(94.74%)為主，女性只占5.26%；受訪者平均受教育年限為6.79年，農戶文化程度較低，普遍只有小學的水平；農戶家庭收入戶均2.937萬元，收入在5萬元及以下的占83.51%，收入狀況普遍較差，僅有94戶家庭有存款；農戶住房條件較好，282戶(49.47%)家庭住房為鋼筋混凝土房，127戶(22.28%)為磚瓦房；此外，農戶對當地的衛生條件評價一般，農戶覺得還有很大的改善空間。

3.2 變量選取

3.2.1 社會資本測量

從前文的分析可知，社會資本在農戶抵御大病風險中起著重要的作用。該文在對社會資本測度中，共設計了16個相關指標，每個指標采用李克特五分量表法來衡量。在此基礎之上，運用因子分析法來對相關指標進行分類歸納。分析過程中，發現“對陌生人的信任程度”和“同村人需要幫助時，您是否愿意提供幫助”兩個指標都被單列為一類，并且貢獻率比價低，不適合做下一步的分析。故根據研究的實際情況，將該指標剔除后重新進行因子分析。具體的指標賦值見表2。

表2 社會資本指標設計及賦值說明

該文采用SPSS19.0統計軟件進行因子分析，分析結果顯示，KMO統計值為0.885，Bartlett球形檢驗的P值為0.000<0.05，說明樣本數據適用于因子分析方法。通過因子提取和因子旋轉技術，從14個指標中得到4個公因子，方差貢獻率為77.177%。

其中公因子1在“您是否經常參加村里的集體活動”“您是否經常針對村里的公共事務提意見”“當村里有重要決定時，是否會參考您的建議”“您是否經常參加“一事一議”活動”“與村干部的交流程度”5個指標中的載荷值較大，方差貢獻率為31.152%。這5種指標都是社會參與型指標，人是具有社會屬性的，無論處于何種狀態都是需要參與到社會活動中，才能從中獲取利于提高生計的信息。故定義公因子1為“社會參與”。

公因子2 中，“日常接觸人數量”“與親戚朋友的交流程度”“與本村村民的交流程度”的載荷值較大，方差貢獻率為19.661%。這3個指標屬于社會網絡，可以體現出農戶社會關系，越是豐富的社會網絡資源，則農戶在遭受大病風險沖擊時醫療保健服務的可得性就越高。因此將公因子定義為“社會網絡”。

公因子3中，“對親戚朋友的信任程度”“對本村村民的信任程度”“對村干部的信任程度”的載荷值較大，方差貢獻率為15.196%。這3個指標屬于社會信任，農戶與其有關系的社會人員之間的信任程度越高，則農戶之間有資金往來、信息交流和人力支持的可能性和頻率就會越高。此外，社會信任可以提高農戶社會關系的緊密程度，更高水平的信任程度可以促使農戶獲得更多的社會支持，增強其抵御大病風險的能力。因此將該公因子定義為“社會信任”。

公因子4在“您家農忙、婚喪嫁娶、蓋房時是否會有人過來幫忙”“別人有重大事情做決定時是否會找您商量”“別人有矛盾時是否會找您協調”中載荷值較大，方差貢獻率為11.168%。這些指標體現了農戶在農村社會中的聲望，一般聲望越高，對社會資源的控制越多而占據優勢地位。故將公因子4定義為“社會聲望”。

3.2.2 其他變量測量

戶主作為“一家之主”，通常是家庭生產生活的主要決策者，戶主的個人特征影響著家庭的狀況[25]。故該文選取戶主性別、戶主年齡和受教育年限作為個人特征來分析農戶大病風險感知及其非正式預防行為。同時，兼顧農戶家庭特征和外在環境特征，分別選取家庭收入、家庭儲蓄、信貸環境、醫保人數和住房條件作為家庭特征，選取衛生條件和基礎設施作為外在環境特征。此外，地區的差異會造成農戶大病風險感知及預防行為的差異，故以湖北為參照設置地區變量。各個變量的設置和說明及描述性統計結果見表3。

表3 變量含義及其描述性統計

4 社會資本、大病風險感知及非正式預防行為實證檢驗

4.1 模型構建

4.1.1 大病風險感知影響因素分析

該文依據農戶對大病風險的認知與主觀判斷來衡量農戶的大病風險感知，把大病風險感知具體化為“您對大病風險的感知程度如何？”，并設置了5種程度的測量標準(1=非常低，2=比較低，3=一般，4=比較高，5=非常高)，通過面對面訪談形式，讓農戶根據自己家庭的具體情況及主觀判斷來對大病風險進行評價。由于因變量為有序的分類變量，故采用有序的Logistic模型對影響農戶大病風險感知的因素進行分析。該模型適用于因變量為有序的分類變量，其每個類別因變量的出現概率在[0，1]的值域內，在自變量中有分類變量的統計資料[26]。該研究中，模型的因變量為農戶的大病風險感知水平非常低(變量值Y= 1)、比較低(變量值Y= 2)、一般(變量值Y= 3)、比較高(變量值Y= 4)、非常高(變量值Y=5)5類，其模型的概率函數變化如下式：

(1)

式(1)中，pi表示農戶大病風險感知的概率；y為因變量，表示大病風險感知水平；b0為回歸方程的常數項；bi表示各個影響因素的回歸系數；n表示影響因素的個數；Xi為自變量。

4.1.2 農戶非正式預防行為的影響因素分析

根據前文的分析，該文主要選取“是否定期體檢”“是否關注營養搭配”“是否關注衛生環境”作為農戶對大病風險的非正式預防行為。對定期進行體檢、關注營養搭配和關注衛生條件賦值為1，沒有則賦值為0。變量為二分類變量，故采用二元Logistic回歸模型。具體模型形式為：

(2)

對(2)式進行對數轉換后可得：

(3)

式(2)、(3)中，P表示農戶進行體檢、關注營養搭配和關注衛生條件的概率，i表示影響因素的個數，m表示不同的農戶樣本。

4.2 回歸結果分析

為了便于清晰地分析社會資本對農戶大病風險感知的影響，該文采用模型對比的方法，得到模型Ⅰ、模型Ⅱ和模型Ⅲ。模型Ⅳ、模型Ⅴ和模型Ⅵ包含大病風險感知這一中介變量在內的所有變量對農戶非正式預防行為的影響，且3個模型分別對應的被解釋變量是“是否定期體檢”“是否關注營養搭配”“是否關注衛生條件”。

為了保證回歸結果的有效性，在進行回歸之前，該文先對模型的自變量進行了多重共線性檢驗，檢驗結果顯示方差膨脹因子(VIF)均小于2，說明各個自變量之間不存在共線性的問題。具體模型估計結果如表4所示。從表4模型的回歸結果不難看出，模型Ⅱ和Ⅲ相比于模型Ⅰ而言，其-2Log likelihood值有所下降，卡方檢驗值顯著提升，由此可以認為社會資本在模型中起到了重要作用，故對大病風險感知的分析主要是基于模型Ⅲ的結果。

表4 模型回歸結果

4.2.1 農戶大病風險感知的影響因素分析

(1)社會資本對大病風險感知影響。從社會資本的整體來說，社會資本總量對農戶大病風險感知有顯著的負向影響，其系數為-0.314，通過了1%的顯著性水平，這表明農戶的社會資本越豐富、總量越多，農戶對大病風險感知就越小，即大病風險對農戶家庭的影響就越小。較高的社會資本能夠充當非正式保險為農戶取得借貸擔保，甚至能夠直接通過影響醫療資源的獲取和保健行為來影響人們的健康水平[10]。

從社會資本各維度來看，4個維度均對農戶大病風險感知產生了顯著的負向影響，具體分析如下：①社會信任的系數為-0.207，且在1%的顯著性水平下顯著負向影響農戶的大病風險感知，表明農戶彼此間信任程度越高，則對大病風險的感知越弱。農戶彼此長期的交流利于信任的建立，而這種社會信任的積累可以為農戶帶來一定的資源和利益，比如就業信息提供、貸款支持等，有助于增加居民的收入，同時提高居民的福利水平[17]。貸款支持、收入增加以及福利水平的提高都有利于增強農戶抵御大病風險的能力。②社會參與對農戶大病風險感知產生了顯著的負向影響，系數為-0.173，且通過了1%的顯著性水平。社會參與提升了家庭加入和接觸異質性社會資源的可能性，一方面使其在社會關系中能夠得到更充足和及時的信息、人脈、資源等優勢，在家庭大病的預防和治療等方面更能獲得良好資源；另一方面積極參與村里的活動，可以加強彼此的了解和信任程度，以便更好獲得他人的幫助，增強抵御大病風險的能力。③社會網絡對農戶大病風險感知有顯著的負向影響，系數為-0.163，通過了1%的顯著性水平，表示社會網絡越廣，農戶大病風險感知就越小。處于網絡關系的農戶，通過長期的合作、信任和互利形成關系，有助于農戶獲取相關醫療保健、疾病治療等方面的信息和渠道，降低大病風險的沖擊。④社會聲望顯著負向影響農戶大病風險感知，系數為-0.091，通過了10%的顯著性水平。一方面社會聲望通過強化社會信任和社會網絡來影響大病風險感知；另一方面是更高的社會聲望促使農戶在農村社會中占據主動和優勢地位，在一定程度上會增強農戶對資源的控制。

(2)其他變量對大病風險感知的影響。在農戶家庭特征中，信貸環境和住房條件的差異對農戶大病風險感知有顯著的影響。其中信貸環境非常困難、一般和比較容易的農戶相對借款非常容易的農戶而言，對大病風險的感知越強。這說明信貸環境越好，大病對農戶家庭的影響越小。對于相對富裕的家庭，信貸可以擴大農業生產或者從事多種經營，進而增加家庭收入及抵御風險的能力；對于相對貧困的農戶家庭，信貸可以幫助其暫時性解決醫療費用等方面的困難。另外值得注意的是住房條件的差異對農戶大病風險感知的影響與預期不一致，即以住房為鋼筋混凝土的農戶為參照，住房條件為土坯房的農戶對大病風險感知更弱，這說明住房條件越差，大病風險感知反而越弱。筆者分析可能的原因在于，山區農戶為了改善家庭的居住環境而花費了大筆資金修繕房屋或蓋新房，加之很多樣本農戶為貧困戶，家庭的年均收入較低且家庭存款較少，大多處于收支相抵的狀態，以至于沒有多余的資金來應對包括大病風險在內的生計風險。

4.2.2 農戶非正式預防行為的影響因素分析

(1)社會資本對非正式預防行為的影響。社會網絡對農戶定期體檢和關注營養搭配方面有顯著的影響，分別通過了10%和5%的顯著性水平檢驗，系數分別為0.187和0.238，表明農戶社會網絡越廣泛，農戶進行定期體檢和關注營養搭配的可能性就越高。其可能的原因是，社會網絡越廣泛的農戶，從其他網絡成員中了解大病預防及提高健康水平的知識及信息可能性越高。社會參與對農戶關注營養搭配和關注衛生條件方面有顯著的影響，分別通過了5%和1%的顯著性水平，其系數分別為-0.278和-0.285，其可能的原因是社會關系的差序格局致使農戶行為的“群體不一致”，即農戶的社會參與很大程度上受到與其關系親密人的影響。而農戶在參與村莊活動之后，通常會以聚餐等形式被“獎勵”以維持關系圈。這種參與頻率越高，農戶自身在營養搭配及衛生條件等方面的關注度就會下降。社會信任對農戶關注營養搭配有顯著影響，通過了10%的顯著性水平，系數為0.207。其可能的原因是，社會信任可以降低信息的搜尋成本，即農戶間的信任程度越高，彼此間信息的交換降低了營養搭配信息搜尋成本。

(2)其他變量對非正式預防行為的影響。大病風險感知對農戶3種非正式預防行為均有顯著的影響，都通過了1%的顯著性水平，其系數分別為0.559,0.618和0.467，表明農戶對大病風險感知越高，就越有可能采取應對措施以預防大病風險或減輕其影響。此外，戶主受教育年限和家庭收入對農戶3種非正式預防行為也都產生了顯著的影響且系數均為正，說明農戶的受教育年限越高，就越重視體檢、營養搭配及衛生條件；農戶家庭收入越高，越可能在體檢、營養搭配及改善衛生條件投入更多資金。外部環境中基礎設施對“定期體檢”和“關注衛生條件”兩種行為產生了顯著影響，其系數分別為-0.396和-0.496，說明當地的基礎設施越好，農戶進行體檢和關注營養搭配的可能性越低，其原因可能是良好的基礎設施條件會提高農戶對大病的抵御能力，進而降低農戶對大病風險的感知。

綜上所述，社會資本總量及各個維度對農戶大病風險感知均有顯著的影響，假說H1得到驗證，而社會資本有部分維度對農戶非正式預防行為影響不顯著，但大病風險感知卻對農戶非正式預防行為有著顯著影響，所以該研究假說H2得到驗證。

4.3 大病風險感知的中介效應檢驗

Bootstrap檢驗方法是現有中介效應檢驗方法中最常用的一種方法[27]，該方法雖然較Sloble方法和逐步回歸法有一定優勢，但卻不適用于中介變量為分類變量的檢驗[28-29]。Iacobucci提出的方法在檢驗中介變量為分類變量時有一定優勢，由于該文的大病風險感知是分類變量，故選取該方法進行中介效應檢驗，其具體步驟如下：

建立回歸模型，由因變量Y和中介變量M均為分類變量，故選取Logit回歸。

上述回歸模型中的參數含義如下：a表示社會資本對大病風險感知的回歸系數，b表示大病風險感知對非正式預防行為的回歸系數。此外，自變量和中介變量的標準誤用Sa和Sb表示，根據模型結果及檢驗方法分別依次計算以下指標：

表5 大病風險感知的中介效應檢驗

對變量之間的中介檢驗主要是依據ZMediation服從正態分布時的顯著性，在0.05的顯著性水平下，若ZMediation的絕對值大于1.96，則表示中介路徑顯著[29]，具體檢驗的結果見表5，大病風險感知對社會資本各維度的中介作用部分得到驗證。其中大病風險感知對社會網絡、社會參與和社會信任與是否定期體檢、是否關注營養搭配及是否關注衛生條件3種非正式預防行為的中介作用均顯著；而對社會聲望與3種非正式預防行為的中介作用不顯著。由此可見，農戶社會資本存量的差異，會使得農戶對大病風險的感知有所不同，進而農戶的非正式預防行為也不盡一致。但總的來說，農戶的社會資本存量對其應對風險的行為有著直接或間接的影響。農戶社會資本存量越低，其對大病風險感知越高，就越有可能采取各種非正式預防行為。由此，該研究假說H3得到部分驗證。

5 結論與啟示

該文利用湖北、廣西和江西3省6縣570戶農戶的調研數據，運用探索性因子分析法將社會資本歸納為社會參與、社會網絡、社會信任和社會聲望4個維度，以此為基礎實證分析社會資本、農戶大病風險感知及非正式預防行為三者之間的關系。研究的主要結論：(1)大病風險感知的影響因素中，社會資本越豐富、信貸環境越好，農戶大病風險感知越弱；住房條件越好，農戶大病風險感知反而越強。(2)關于非正式預防行為的影響因素，其中在定期體檢方面，社會網絡越廣泛、大病風險感知越強、受教育年限越高、家庭收入越高的農戶進行定期體檢的可能性越高。在關注營養搭配方面，社會網絡越廣泛、社會信任程度越高、社會參與度越低、大病風險感知越強、受教育年限越高、家庭收入越高的農戶關注營養搭配的可能性越高。在關注衛生條件方面，社會參與度越低、大病風險感知越高、受教育年限越高、家庭收入越高的農戶關注衛生條件的概率更大。(3)大病風險感知在社會資本和非正式預防行為之間起到了中介作用，但對不同維度社會資本起到的作用不盡相同。其中大病風險感知對社會網絡、社會參與和社會信任與是否定期體檢、是否關注營養搭配及是否關注衛生條件3種非正式預防行為的中介作用均顯著。

基于以上分析，可以得出以下幾點政策啟示：(1)要著力培育不同維度的社會資本，增加農戶社會資源，提高農戶的社會參與度，建立起農戶自身的關系網絡，增進彼此間的信任程度。同時引導農村非正式制度的發展，鼓勵農戶積極參與村莊集體活動，擴寬社會關系網絡，為農戶的發展營造良好的社會環境。比如創建村民活動室，開展村民互動活動以增進村民間交往。(2)加強對農戶的宣傳教育，一方面是加強農戶對社會資本投資的重視程度[30]；另一方面加強環境衛生、健康生活和農村疾病的預防等方面的宣傳，定期開展疾病預防、鄉村衛生整治等活動以提高農戶健康意識。(3)加強基礎公共衛生醫療設施和鄉村道路等建設，尤其是更新村組和鄉鎮的衛生醫療設備，以縮短受病農戶的就醫距離，提高就醫的便捷度，使小病不至于轉化為大病。