財(cái)富水平與社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶融資能力的影響：來(lái)自4446個(gè)農(nóng)戶的證據(jù)

甘 宇

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財(cái)富水平與社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶融資能力的影響：來(lái)自4446個(gè)農(nóng)戶的證據(jù)

甘 宇

通過(guò)回歸分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶的家庭財(cái)富水平和社會(huì)資本顯著正向影響農(nóng)戶總的融資能力。家庭社會(huì)資本存量高的農(nóng)戶，不但可以憑借其“關(guān)系”從正規(guī)金融機(jī)構(gòu)中融資，也可以通過(guò)非正規(guī)渠道滿足其融資需求?！瓣P(guān)系”少的農(nóng)戶，非常容易陷入融資約束。另外，女性、青壯年和身體健康的家庭主事者在非正規(guī)渠道融資中有顯著的優(yōu)勢(shì)。

農(nóng)戶； 財(cái)富水平； 社會(huì)資本； 融資能力

一 前 言

由于中國(guó)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的影響，我國(guó)農(nóng)村金融市場(chǎng)發(fā)展長(zhǎng)期落后于城市金融市場(chǎng)。隨著農(nóng)村金融改革的啟動(dòng)，金融服務(wù)水平和金融機(jī)構(gòu)覆蓋率在農(nóng)村地區(qū)得到很大提高，但相當(dāng)一部分有大額融資需求的農(nóng)戶仍然無(wú)法獲得滿足。在農(nóng)村金融市場(chǎng)，資金供給雙方為了實(shí)現(xiàn)有效交易，在農(nóng)戶無(wú)法提供有效抵押品的情況下，會(huì)轉(zhuǎn)而尋求其他雙方都能夠接受的方式來(lái)促進(jìn)交易的達(dá)成。在某種程度上而言，家庭社會(huì)資本正是家庭財(cái)富最為合適的替代品。為了規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)會(huì)要求農(nóng)戶提供一定的擔(dān)保。那么家庭社會(huì)資本存量大的農(nóng)戶則可以較為順利地實(shí)現(xiàn)融資。綜上所述，農(nóng)戶的社會(huì)資本存量的提升能增加其獲得融資的機(jī)會(huì)。在現(xiàn)有文獻(xiàn)中，已經(jīng)有不少研究關(guān)注家庭財(cái)富水平和社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶融資能力的影響，但關(guān)于二者對(duì)農(nóng)戶融資能力的作用機(jī)制是否一致，其對(duì)農(nóng)戶的正規(guī)融資和非正規(guī)融資影響有何差異的研究較少。本研究試圖通過(guò)新收集的數(shù)據(jù)對(duì)上述問(wèn)題進(jìn)行討論，以期為農(nóng)村金融的發(fā)展提供參考。

二 理論分析和文獻(xiàn)回顧

融資能力的體現(xiàn)，主要是對(duì)可能存在的信貸約束或金融抑制所取得的某種程度上的突破。一直以來(lái)，國(guó)內(nèi)外有較多的文獻(xiàn)對(duì)農(nóng)戶的信貸約束和金融抑制這兩個(gè)問(wèn)題進(jìn)行深入研究。尤其是自上個(gè)世紀(jì)60年代以來(lái)，農(nóng)戶面臨的金融約束及金融抑制這兩個(gè)問(wèn)題在發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域得到了極大的關(guān)注(Gurley和Shaw，1960[1]，1967[2]；Mckinnon，1973[3]；Shaw，1973[4])。國(guó)外對(duì)這個(gè)話題的討論多數(shù)聚焦于信貸約束的形成機(jī)制?？傮w來(lái)說(shuō)，現(xiàn)有國(guó)外學(xué)者的結(jié)論大部分認(rèn)為如下兩個(gè)原因?qū)е铝私鹑诩s束：首先是“有限責(zé)任約束(Limited Liability)”(Evans和Jovanovie，1989)[5]，其次是信息和激勵(lì)機(jī)制存在的扭曲，主要表現(xiàn)為存在“道德風(fēng)險(xiǎn)(Moral Hazard)”(Stiglitz和Weiss，1981)[6]。相對(duì)而言，國(guó)內(nèi)相關(guān)研究則側(cè)重于對(duì)信貸約束的測(cè)度(劉西川和黃祖輝等，2009)[7]，影響信貸配給的主要因素(劉西川和程恩江，2009)[8]，以及信貸約束在影響農(nóng)戶福利方面所起的作用(李銳和朱喜，2007)[9]等。

本文中對(duì)農(nóng)戶融資能力所采用的定義為：農(nóng)戶在其可接受的價(jià)格條件及非價(jià)格條件范圍內(nèi)，所能獲得的最大資金量總額。在這里，價(jià)格條件指的是農(nóng)戶為了實(shí)現(xiàn)融資而付出的利率，包括社交活動(dòng)中的人情以及所謂面子等“隱性利率”；而非價(jià)格條件則包括抵押、擔(dān)保等放貸方所提出的要求。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)融資能力的討論大多數(shù)聚焦于企業(yè)(周業(yè)安，1999[10]；方明月，2011[11])，對(duì)于農(nóng)戶融資能力的討論非常少。究其原因，在于融資能力并不是一個(gè)可以通過(guò)直接觀察獲取信息的變量，對(duì)農(nóng)戶融資能力的度量相當(dāng)困難。在對(duì)農(nóng)戶的調(diào)查中，能觀察到的僅是其融資量，無(wú)法調(diào)查到其融資能力。本研究使用截取回歸模型(Censored Regression)處理這一問(wèn)題，并分析家庭財(cái)富水平和社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶融資能力的影響，以及上述兩者對(duì)正規(guī)貸款融資能力和非正規(guī)貸款融資能力影響上的差異。

家庭財(cái)富水平與融資能力二者之間聯(lián)系緊密。Paulson和Townsend等(2006)[12]指出，財(cái)富與融資能力之間正相關(guān)的前提為有限責(zé)任約束是農(nóng)戶的主要金融約束；與之相反，財(cái)富與融資能力之間負(fù)相關(guān)的前提為道德風(fēng)險(xiǎn)是農(nóng)戶的主要金融約束。在金融合約中，有限責(zé)任約束指的是，一旦借款人難以全部還款，那么他只有使用全部財(cái)富償還借款。在規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的前提下，放貸者會(huì)根據(jù)借款人的財(cái)富水平進(jìn)行放貸決策。在這種情況下，借款人的財(cái)富水平越高，其所能獲得的融資額越高 (Evans和Jovanovic，1989[5]；Paulson，Townsend和Karaivanov，2006[12])。賀莎莎(2008)[13]通過(guò)實(shí)證發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶在進(jìn)行正規(guī)融資時(shí)，明顯受家庭財(cái)產(chǎn)水平影響。

金融約束有存在道德風(fēng)險(xiǎn)的可能性。在借款人獲得融資后，其需要付出成本保證借款的按時(shí)償還，在客觀上降低了違約的概率，保障了放貸者的利益。而這個(gè)成本僅由借款人承擔(dān)，放貸者作為實(shí)際的受益者不需要付出成本。如果農(nóng)戶所受金融約束來(lái)自道德風(fēng)險(xiǎn)，家庭財(cái)富水平越高者越不愿意自己?jiǎn)为?dú)承擔(dān)成本，他人分享利益。因此隨著財(cái)富水平的提高，其接受貸款的價(jià)格條件越低，客觀上降低了他的融資能力 (Aghion和Bolton，1997[14]；Paulson，Townsend和Karaivanov，2006[12])。

在實(shí)際觀察中我們也發(fā)現(xiàn)，道德風(fēng)險(xiǎn)約束和有限責(zé)任約束可能并不是單一存在，而是同時(shí)發(fā)生著作用。一旦這兩種作用強(qiáng)度相當(dāng)時(shí)，農(nóng)戶的財(cái)富水平則和融資能力沒(méi)有顯著的相關(guān)性。

影響農(nóng)戶融資能力的除了其家庭財(cái)富水平之外，還有另一因素——社會(huì)資本也可能影響著農(nóng)戶融資能力。社會(huì)資本在這里主要是指行動(dòng)主體通過(guò)與社會(huì)的聯(lián)系來(lái)獲取自身所需的稀缺資源的能力(Bian和Qiu，2001)[15]。個(gè)人的生存能力主要通過(guò)社會(huì)資本來(lái)體現(xiàn)，而社會(huì)資本指的是個(gè)人在實(shí)現(xiàn)個(gè)人目標(biāo)的過(guò)程中，所能調(diào)動(dòng)的人際關(guān)系和成員資格等全部社會(huì)資源(甘宇，2015)[16]。我們觀察一個(gè)人的社會(huì)資本多寡，可以通過(guò)其社會(huì)關(guān)系網(wǎng)的范圍和社會(huì)身份的多少來(lái)估量。金融資源在實(shí)質(zhì)上是任何社會(huì)人在自身和家庭生存發(fā)展過(guò)程中所需要依賴的稀缺資源之一，個(gè)人融資能力與其社會(huì)資本之間的密切程度不言而喻。

在國(guó)內(nèi)研究中，有少量文獻(xiàn)估量社會(huì)資本影響農(nóng)戶融資行為。張建杰(2008)[17]使用河南省397戶農(nóng)戶調(diào)查的實(shí)證分析，指出社會(huì)資本與信貸規(guī)模有顯著的正相關(guān)關(guān)系。而梁爽等(2014)[18]則使用2009年北京大學(xué)國(guó)家發(fā)展研究院在云南、湖南和黑龍江3個(gè)省份的1951個(gè)農(nóng)戶樣本的調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶的正規(guī)貸款的融資能力僅受到它的財(cái)富水平顯著影響，而其非正規(guī)貸款的融資能力則受到家庭財(cái)富水平和社會(huì)資本的雙重顯著影響。

通常上，社會(huì)中的人際關(guān)系也就是社會(huì)資本的一種形態(tài)。李銳和朱喜(2007)[9]就在他們的分析中使用“關(guān)系”對(duì)農(nóng)村干部身份進(jìn)行替代，他們的結(jié)論是，“關(guān)系”對(duì)資金供給有著正向的顯著影響。在我國(guó)，“關(guān)系”對(duì)社會(huì)活動(dòng)的影響無(wú)處不在，其在農(nóng)村金融市場(chǎng)中的作用更是難以替代。當(dāng)資金供求雙方存在某種特定“關(guān)系”的時(shí)候，其他資產(chǎn)數(shù)量、資金價(jià)格等變量的影響力將大為降低。社會(huì)資本可以通過(guò)不同的方式影響融資能力。這種社會(huì)紐帶的存在和人們之間的信任，對(duì)降低融資成本，達(dá)成契約，提高投資者獲得信貸的能力等有著重要的作用(楊德才，2007)[19]。

綜上所述，國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)更多的是對(duì)農(nóng)戶獲得正規(guī)渠道的融資進(jìn)行估量，較少涉及非正式渠道的融資能力的估計(jì)。而在農(nóng)村社會(huì)中，由于信貸約束的客觀存在，導(dǎo)致農(nóng)戶融資對(duì)象不僅限于通常意義上的銀行、信用社等正規(guī)渠道，更可能通過(guò)非正規(guī)渠道，比如在農(nóng)村資金互助社、親友之間進(jìn)行融資。因此，農(nóng)戶總的融資能力不單在正規(guī)渠道獲得體現(xiàn)，其也應(yīng)該在非正式渠道的融資過(guò)程中獲得體現(xiàn)。對(duì)包含非正式融資渠道的融資能力及其影響因素的估計(jì)，是本研究的創(chuàng)新之處。根據(jù)上述分析，我們?cè)O(shè)置如下研究假設(shè)：

假設(shè)1a：農(nóng)戶的家庭財(cái)富水平越高，其融資能力越強(qiáng)。

假設(shè)1b：農(nóng)戶的家庭財(cái)富水平越高，其融資能力越弱。

假設(shè)1c：農(nóng)戶的家庭財(cái)富水平與其融資能力無(wú)關(guān)。

假設(shè)2：農(nóng)戶的社會(huì)資本存量越多，其融資能力越強(qiáng)。

三 數(shù)據(jù)和樣本描述

(一)數(shù)據(jù)說(shuō)明

本研究使用的數(shù)據(jù)來(lái)自于中山大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心的中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查(China Labor Force Dynamic Survey，CLDS)*本文使用數(shù)據(jù)來(lái)自中山大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心開(kāi)展的“中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查”(CLDS)，本文的觀點(diǎn)和內(nèi)容由作者自負(fù)。如需了解有關(guān)此數(shù)據(jù)的更多信息，請(qǐng)登錄 http://css.sysu.edu.cn。。CLDS內(nèi)容涵蓋教育、工作、遷移、健康、社會(huì)參與、經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、基層組織等眾多研究議題，是一項(xiàng)跨學(xué)科的大型追蹤調(diào)查，于2012年開(kāi)始第一次調(diào)查。CLDS詳細(xì)調(diào)查中國(guó)29個(gè)省市(除港澳臺(tái)、西藏、海南外)的樣本家庭成員個(gè)人信息、家庭財(cái)富、資產(chǎn)和金融市場(chǎng)參與情況。徐勇(2013)[20]指出“在東方國(guó)家的本源型傳統(tǒng)中，不同于俄國(guó)和印度的村社制，中國(guó)是家戶制，家戶是財(cái)產(chǎn)分配和繼承單位。”因此，本文使用該調(diào)查中的家庭數(shù)據(jù)可以較好地反映中國(guó)農(nóng)戶的融資需求獲得滿足的差異問(wèn)題。剔除掉城鎮(zhèn)樣本以及關(guān)鍵變量缺失的樣本，本研究最終使用的樣本總量為4446個(gè)農(nóng)戶家庭。

為了解決解釋變量間可能存在多重共線性問(wèn)題，本文首先采用Frisch綜合分析法對(duì)擬選定的解釋變量作基本回歸，并進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶的財(cái)富水平與社會(huì)資本為最重要的兩個(gè)解釋變量。根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論分析選出最優(yōu)基本方程后，使用其他解釋變量建立一系列回歸方程，結(jié)合它們的標(biāo)準(zhǔn)差和復(fù)相關(guān)系數(shù)，在解決解釋變量間多重共線性問(wèn)題的前提下，最終確定保留相關(guān)變量10個(gè)，具體見(jiàn)表1。

表1 變量賦值及描述統(tǒng)計(jì)

(續(xù)上表)

① x1有負(fù)值不影響回歸模型的建立和使用。家庭資產(chǎn)凈值為負(fù)值的原因是其家庭負(fù)債超過(guò)家庭現(xiàn)有資產(chǎn)，家庭財(cái)富水平變量即體現(xiàn)為負(fù)值。在全樣本和分樣本中，財(cái)富水平變量均呈現(xiàn)為合理的正態(tài)分布。

(二)變量選取及其賦值

農(nóng)戶的融資能力是在其可以接受的價(jià)格條件和非價(jià)格條件下能夠借到的最大資金數(shù)量。在回歸中，被解釋變量為農(nóng)戶通過(guò)正規(guī)渠道的融資總量和非正規(guī)渠道的融資總量，主要的解釋變量為它的家庭財(cái)富水平和社會(huì)資本，其他為控制變量。在本研究中，農(nóng)戶從信用社和銀行獲得的借款被定義為正規(guī)渠道融資，其他從親戚、朋友以及民間借貸組織或個(gè)人獲得的借款等被定義為非正規(guī)渠道融資。綜合農(nóng)村信用社、農(nóng)業(yè)銀行和郵政儲(chǔ)蓄銀行等活躍在農(nóng)村金融市場(chǎng)的3家正規(guī)金融機(jī)構(gòu)針對(duì)農(nóng)戶信用等級(jí)測(cè)評(píng)計(jì)分標(biāo)準(zhǔn)，同時(shí)考慮數(shù)據(jù)的可得性，本研究選取了農(nóng)戶家庭主事者個(gè)人稟賦、農(nóng)戶家庭資源特征、農(nóng)戶所在社區(qū)經(jīng)濟(jì)活躍度等3方面指標(biāo)的10個(gè)變量作為自變量。

農(nóng)戶的融資能力很難直接觀察并獲取準(zhǔn)確的信息，這是由于他們的融資能力和他們實(shí)際從銀行、信用社等正規(guī)金融機(jī)構(gòu)獲得的實(shí)際融資量之間并不是完全相等。結(jié)合樣本農(nóng)戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，為了準(zhǔn)確、直接度量農(nóng)戶的融資約束狀態(tài)，本研究不但聚焦于農(nóng)戶做生意、辦企業(yè)、進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)等具有投資性質(zhì)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)所受到的融資約束，同時(shí)也聚焦于農(nóng)戶非生產(chǎn)性活動(dòng)包括建房 、婚喪嫁娶 、看病 、孩子上學(xué)等所受到的融資約束，以達(dá)到較全面估計(jì)農(nóng)戶的融資能力與家庭財(cái)富水平以及社會(huì)資本之間關(guān)系的研究目的。

1.家庭財(cái)富水平

本研究使用家庭資產(chǎn)凈值來(lái)衡量其實(shí)際的財(cái)富水平(Hurst和Lusardi，2004)[21]。家庭資產(chǎn)凈值是依據(jù)金融資產(chǎn)、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)、房產(chǎn)凈值和耐用品以及貴重品資產(chǎn)等計(jì)算得到(不包括各種正式和非正式家庭負(fù)債以及所承包土地的價(jià)值)。在給定某一農(nóng)戶的可接受價(jià)格條件下，一些外生的因素會(huì)影響其可接受的非價(jià)格條件，從而影響融資能力；另一些因素可能會(huì)影響農(nóng)戶可接受的價(jià)格條件，從而影響融資能力。當(dāng)然也存在一些因素會(huì)同時(shí)從兩個(gè)方面影響農(nóng)戶的融資能力，財(cái)富水平就是這樣的因素之一。若融資約束存在，家庭資產(chǎn)凈值可能是主要的影響因子。

2.農(nóng)戶家庭社會(huì)資本

為了考察農(nóng)戶社會(huì)資本能否緩解金融機(jī)構(gòu)與農(nóng)戶之間的信息不對(duì)稱所造成的融資約束問(wèn)題，我們構(gòu)建一個(gè)農(nóng)戶社會(huì)資本指數(shù)來(lái)展開(kāi)研究。我們通過(guò)對(duì)家庭主事者是否黨員以及農(nóng)戶上一年度的禮品禮金開(kāi)支兩個(gè)方面建立指標(biāo)并進(jìn)行打分，最后進(jìn)行綜合加總，得到一個(gè)社會(huì)資本指數(shù)。政治參與度指標(biāo)中，如果家庭主事者為黨員，得分為1。由于各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異，簡(jiǎn)單使用家庭開(kāi)支金額作為計(jì)算指標(biāo)進(jìn)行比較，難以做到科學(xué)、合理。在本研究中，社會(huì)關(guān)系指標(biāo)使用農(nóng)戶禮品禮金的年度支出占家庭年度總開(kāi)支的比例進(jìn)行衡量。本研究根據(jù)調(diào)查樣本農(nóng)戶的年度禮品禮金支出占家庭年度總開(kāi)支的比例的1/4位數(shù)、1/2位數(shù)以及3/4位數(shù)來(lái)劃分該項(xiàng)支出的層次，分別賦分2、3、4、5。最后，將農(nóng)戶的上述兩項(xiàng)指標(biāo)得分進(jìn)行加總，得到了每個(gè)農(nóng)戶社會(huì)資本指標(biāo)的得分情況，在2-6之間。而全部樣本的社會(huì)資本指數(shù)平均值為2.592分。

3.農(nóng)戶家庭主事者個(gè)人稟賦

在本研究中，使用家庭主事者的個(gè)人信息代替大部分文獻(xiàn)使用的戶主個(gè)人信息，以期更準(zhǔn)確地反映農(nóng)戶家庭的客觀情況。在問(wèn)卷中，家庭主事者的定義為清楚家庭整個(gè)經(jīng)濟(jì)狀況且在家庭大事決定上起決定性作用的人。在農(nóng)戶家庭主事者個(gè)人稟賦方面，主要選取了5個(gè)變量進(jìn)行研究，包括家庭主事者的性別、年齡、身體健康情況以及受教育程度。其中性別和年齡可以較好地?cái)M合農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)偏好。一般而言，男性對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)偏好傾向強(qiáng)于女性。家庭主事者年齡如果較小或者較大，其家庭抗風(fēng)險(xiǎn)能力和按時(shí)還款能力都較弱，家庭貸款違約的風(fēng)險(xiǎn)隨著年齡越過(guò)某個(gè)臨界值也會(huì)增加。因此，結(jié)合上述農(nóng)村信用社等3家正規(guī)金融機(jī)構(gòu)針對(duì)農(nóng)戶的信用等級(jí)測(cè)評(píng)的計(jì)分方式，我們對(duì)農(nóng)戶家庭主事者的年齡進(jìn)行了“幾”狀賦分，具體見(jiàn)表1。綜上所述，女性、年齡相對(duì)較大的家庭主事者可能是信貸約束的對(duì)象(Devlin，2005)[22]；另外，家庭主事者的身體健康情況也是影響農(nóng)戶能否順利進(jìn)行融資的重要變量，家庭主事者身體健康狀況不佳的農(nóng)戶，在正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的信用等級(jí)評(píng)定中更不利。同時(shí)，家庭主事者的文化程度高低也會(huì)直接影響他們對(duì)于信貸產(chǎn)品的理解程度(甘宇等，2015)[23]，進(jìn)而影響到他們的融資能力。

4.農(nóng)戶家庭資源稟賦

家庭資源稟賦方面主要選取家庭內(nèi)高中學(xué)歷以上人數(shù)、家庭人口規(guī)模、家庭年總收入等3個(gè)變量。家庭成員總體受教育程度越高，家庭人力資本存量越高，其社會(huì)網(wǎng)絡(luò)越廣，在某種程度上，“社會(huì)關(guān)系形成的個(gè)人資源”(Guiso et al.,2004)[24]使得其家庭收入來(lái)源比較穩(wěn)定。家庭人口規(guī)模越大，可能其負(fù)擔(dān)越重(甘宇，2014)[25]。在其他條件不變的情況下，金融機(jī)構(gòu)和個(gè)人一般更愿意滿足收入較高家庭的借貸申請(qǐng)，同時(shí)收入高的家庭也相應(yīng)地更少需要借錢(qián)，其受到信貸約束的可能性更小。

5.社區(qū)經(jīng)濟(jì)活躍度

社區(qū)經(jīng)濟(jì)活躍狀況選取了家庭到最近的商業(yè)中心距離作為變量。家庭到最近商業(yè)中心的距離，可以反映農(nóng)戶參與市場(chǎng)交易活動(dòng)的困難程度，同時(shí)也與其獲得金融機(jī)構(gòu)相關(guān)產(chǎn)品的難易程度成正比。在農(nóng)村地區(qū)，交易越便利的地方，地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平可能越高；一般而言，越靠近商業(yè)中心的家庭能夠以相對(duì)更低的成本獲取金融機(jī)構(gòu)貸款，從而受到信貸約束的概率更小。

四 實(shí)證分析

(一)受到融資約束農(nóng)戶的融資能力

首先我們使用最小二乘法(OLS)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)。在回歸中，被解釋變量為農(nóng)戶的融資能力，主要的解釋變量為農(nóng)戶的家庭財(cái)富水平和社會(huì)資本?；貧w方程為：

(1)

為使得被解釋變量為有效變量，在本次回歸中，我們排除了沒(méi)有融資需求的農(nóng)戶信息，只估計(jì)有融資需求，且在問(wèn)卷中明確回答受到融資約束的農(nóng)戶信息。在全部樣本中，有1422個(gè)家庭符合上述回歸要求，占全部樣本的31.98%。估計(jì)結(jié)果如表2所示。

表2 受到融資約束農(nóng)戶的財(cái)富水平、社會(huì)資本與其融資能力(OLS)

注：*、**、***分別代表估計(jì)系數(shù)通過(guò)10%、5%、1%顯著性水平檢驗(yàn)。

在普通最小二乘法(OLS)的估計(jì)中，我們發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶的財(cái)富水平變量對(duì)農(nóng)戶的總?cè)谫Y能力的影響在1%的顯著性水平上顯著，且系數(shù)符號(hào)為正。(Ⅱ)、(Ⅲ)也存在類似的估計(jì)結(jié)果，表明農(nóng)戶的財(cái)富水平無(wú)論對(duì)農(nóng)戶的正規(guī)渠道的融資能力還是對(duì)非正規(guī)渠道的融資能力都有顯著的正向影響。同時(shí)，我們發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶的社會(huì)資本變量對(duì)其正規(guī)渠道的融資能力在5%的顯著性水平上正向影響顯著，這與李銳和朱喜(2007)[9]的發(fā)現(xiàn)一致——“關(guān)系”對(duì)正規(guī)信貸作用顯著。

從上述分析的結(jié)果我們還了解到，家庭收入水平變量對(duì)農(nóng)戶的總?cè)谫Y能力和非正規(guī)渠道融資能力都存在著顯著的正向影響，但是對(duì)正規(guī)渠道融資能力影響不顯著。家庭收入水平在一定程度上可以代表農(nóng)戶未來(lái)的償債能力。這意味著，相對(duì)于正規(guī)金融機(jī)構(gòu)，民間借貸更注重借款人的預(yù)期償債能力。

(二)截取模型中的農(nóng)戶財(cái)富水平、社會(huì)資本與其融資能力

(2)

其中，εi～N(0，σ2),那么：

不難發(fā)現(xiàn)，本研究所關(guān)注的問(wèn)題符合截取回歸的要求：受到融資約束的家庭，其融資能力就是實(shí)際的借貸款額；而沒(méi)有受到融資約束的家庭，他們的融資能力在實(shí)際借貸款額并沒(méi)有獲得體現(xiàn)。因此，這實(shí)際上是一個(gè)截取回歸模型，每一個(gè)樣本農(nóng)戶的截取門(mén)檻可能都不一樣。對(duì)于受到融資約束的家庭，這個(gè)截取門(mén)檻就是Yi。因此，我們使用截取回歸模型對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)果如表3所示?？紤]到截取模型中的probit部分存在異方差的可能性，本文在進(jìn)行回歸時(shí)，對(duì)比了模型的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差和普通標(biāo)準(zhǔn)差，發(fā)現(xiàn)二者非常接近，由此獲知模型不存在異方差的問(wèn)題。

表3 農(nóng)戶融資能力的截取回歸模型估計(jì)結(jié)果(censored regression)

注：*、**、***分別代表估計(jì)系數(shù)通過(guò)10%、5%、1%顯著性水平檢驗(yàn)。

由表3可知，修正了樣本可能存在的選擇誤差之后，我們獲得的估計(jì)結(jié)果和OLS回歸相比存在較大的差異。家庭財(cái)富水平變量和社會(huì)資本變量對(duì)農(nóng)戶總?cè)谫Y能力都有著顯著的正向影響，也即假設(shè)1a與假設(shè)2成立；社會(huì)資本變量無(wú)論對(duì)農(nóng)戶的正規(guī)渠道融資能力還是對(duì)非正規(guī)渠道融資能力都有類似的顯著的正向影響，這與梁爽等(2014)[18]的發(fā)現(xiàn)不一致。本文認(rèn)為，中國(guó)是一個(gè)講究“關(guān)系”的國(guó)家，尤其在農(nóng)村社會(huì)，融資渠道比較單一，資金資源較為稀缺，良好的“關(guān)系”在獲得稀缺資源時(shí)有著巨大的優(yōu)勢(shì)，甚至可以成為其他變量的替代力量。當(dāng)農(nóng)戶與資金供給者之間具有某種“關(guān)系”時(shí),其他控制變量就成為相對(duì)不重要的影響因素。另外我們也注意到，農(nóng)戶的家庭財(cái)富水平在農(nóng)戶具體的正規(guī)渠道和非正規(guī)渠道的融資能力影響都不顯著，顯著性與OLS回歸差別較大的原因可能在于，前后所使用的樣本量不同。使用OLS時(shí)，研究?jī)H將明確表示受到融資約束的分樣本引入變量，樣本量為1422個(gè)，其融資量即為其融資能力的替代變量，但這樣分析的結(jié)果可能存在誤差，因?yàn)槠渌麤](méi)有受到融資約束的農(nóng)戶的融資能力在原模型下被排除了；在采用新方法后，樣本量為全樣本4446個(gè)，可以有效地將其他農(nóng)戶的融資能力納入分析框架，從而準(zhǔn)確地反映出農(nóng)戶的財(cái)富水平與融資能力之間的關(guān)系，這也是本研究的創(chuàng)新點(diǎn)所在。從變量的系數(shù)上看，相對(duì)于財(cái)富水平，社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶的融資能力的影響更強(qiáng)。

從其他控制變量的影響上看，女性的家庭主事者更容易獲得非正規(guī)渠道借款人的青睞，這與我們前面的預(yù)判有一定偏差。我們認(rèn)為，可能與女性家庭主事者更有親和力，同時(shí)更加厭惡風(fēng)險(xiǎn)有關(guān)。在具有同等收益前提下，資金供給者更愿意放貸給風(fēng)險(xiǎn)可控的借款對(duì)象。另外，家庭主事者的年齡和身體健康程度也是影響農(nóng)戶總?cè)谫Y能力和非正規(guī)渠道融資能力的正向顯著變量。這表明，非正規(guī)途徑的資金供給者相對(duì)而言更注重貸款的資金安全和借款對(duì)象的穩(wěn)定性。一般而言，處于青壯年年齡段的家庭主事者無(wú)論在生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)還是對(duì)家庭經(jīng)營(yíng)的風(fēng)險(xiǎn)判斷上，都趨于成熟；而家庭主事者的身體健康狀況在很大程度上代表著放貸資金的風(fēng)險(xiǎn)狀況。由于身體健康狀況具有一定的隱蔽性，這使得農(nóng)戶和正規(guī)金融機(jī)構(gòu)之間存在信息不對(duì)稱現(xiàn)象，因而其并沒(méi)有對(duì)農(nóng)戶正規(guī)渠道的融資能力產(chǎn)生顯著影響。但是非正規(guī)渠道融資來(lái)源大部分是基于農(nóng)村地區(qū)世代血親、姻親和鄰里等關(guān)系形成的復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)。在我國(guó)農(nóng)村地區(qū)，血緣、地緣關(guān)系發(fā)揮著基礎(chǔ)性作用，是農(nóng)村社會(huì)關(guān)系的核心和聯(lián)系紐帶，這在很大程度上緩解了借貸雙方信息不對(duì)稱的問(wèn)題。因此，家庭主事者的健康狀況可以顯著影響農(nóng)戶的非正規(guī)渠道的融資能力，健康的家庭主事者能夠贏得民間借貸方的信賴，有著較高的融資能力。

從表3的回歸結(jié)果中，我們可以發(fā)現(xiàn)截取回歸模型的結(jié)果與OLS回歸的結(jié)果出現(xiàn)了一定的偏差。在截取回歸模型的估計(jì)中，主事者受教育程度、家庭高中學(xué)歷以上人數(shù)、家庭人口規(guī)模、家庭收入水平以及家庭到最近的商業(yè)中心距離等變量均對(duì)農(nóng)戶的融資能力影響不顯著。

五 結(jié)論與政策建議

本研究分別使用普通最小二乘法(OLS)和截取回歸(censored regression)模型依次分析了家庭財(cái)富水平與社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶融資能力的影響。研究中發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶的家庭財(cái)富水平和社會(huì)資本顯著正向影響農(nóng)戶總的融資能力。

農(nóng)戶的正規(guī)渠道融資能力和非正規(guī)渠道融資能力都受其家庭社會(huì)資本的顯著影響。這表明，社會(huì)資本存量高的農(nóng)戶，不但可以憑借其“關(guān)系”從正規(guī)金融機(jī)構(gòu)中融資，也可以通過(guò)非正規(guī)渠道滿足其融資需求。而“關(guān)系”少的農(nóng)戶，則非常容易陷入融資約束。本文還發(fā)現(xiàn)，修正后的回歸顯示，農(nóng)戶的財(cái)富水平并不能顯著提升其在這兩種具體的渠道中的融資能力。女性、青壯年和身體健康的家庭主事者在非正規(guī)渠道融資中有顯著的優(yōu)勢(shì)。

結(jié)合上述結(jié)論，非正規(guī)融資渠道如農(nóng)村資金互助社等新興的“草根”微型金融組織，為農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入了活力，緩解了農(nóng)戶面臨的可能的融資約束。如何規(guī)范非正式融資渠道以及防范可能存在的違約風(fēng)險(xiǎn)，是維護(hù)農(nóng)村金融市場(chǎng)健康有序發(fā)展的關(guān)鍵。首先，在政府的操作管理層面，要保持其對(duì)農(nóng)村資金互助所制定的政策有一定的連續(xù)性和穩(wěn)定性，使人們能夠形成穩(wěn)定而合理的預(yù)期，同時(shí)要整合監(jiān)管力量，明確監(jiān)管責(zé)任，保障農(nóng)村非正規(guī)渠道融資活動(dòng)有序合法運(yùn)行。其次，鑒于社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶在非正規(guī)渠道融資能力的影響，為了避免道德風(fēng)險(xiǎn)的產(chǎn)生和擴(kuò)大，要利用現(xiàn)代金融衍生工具規(guī)避建立在“熟人社會(huì)”基礎(chǔ)上的非正規(guī)渠道融資風(fēng)險(xiǎn)，設(shè)立相應(yīng)的“風(fēng)險(xiǎn)基金”，建立系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)準(zhǔn)備金制度，維護(hù)農(nóng)村金融市場(chǎng)的秩序。再次，政府要聯(lián)合社會(huì)力量，充分發(fā)揮農(nóng)戶的社會(huì)資本的紐帶作用，避免融資對(duì)象自身資源稟賦差異性所引起的融資歧視，積極探索非正規(guī)融資渠道多樣化的存貸模式，拓寬資金渠道，滿足農(nóng)戶對(duì)資金的需求。

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[引用方式]甘宇.財(cái)富水平與社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶融資能力的影響：來(lái)自4446個(gè)農(nóng)戶的證據(jù)[J].產(chǎn)經(jīng)評(píng)論,2015,6(3):151-160.

Influence of Wealth and Social Capital Towards Households’ Financing Capacity: Evidence from 4446 Rural Households

GAN Yu

Through regression analysis showed that the level of household wealth and social capital has significant positive affect on rural households’ credit capacity. Rural households with higher social capital could not only obtain financing from the formal financial institutions by virtue of its “relationship”, but also could meet their financing needs through informal channels. In the contrary those with less social capital could be easily to fall into financing constraints. In addition, women, young adults and those in good healthy who are in charge of family have a significant advantage in the non-formal channels of financing.

rural households; wealth level; social capital; financing capacity

2015-01-25

國(guó)家社科基金項(xiàng)目“農(nóng)民工群體城市公共文化權(quán)益保障機(jī)制研究”(項(xiàng)目編號(hào)：12BZZ027，項(xiàng)目主持人：趙駒)；重慶市社科規(guī)劃項(xiàng)目“高校貧困生資助資源配置的效率研究”(項(xiàng)目編號(hào)：2014PY76，項(xiàng)目主持人：甘宇)。

甘宇，碩士，重慶工商大學(xué)助理研究員，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)。

F270.7

A

1674-8298(2015)03-0151 -10

[責(zé)任編輯：陳 林]

10.14007/j.cnki.cjpl.2015.03.012