財(cái)富水平與異質(zhì)性社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)借貸約束的影響
——基于三省份農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

彭 澎 吳蓓蓓

(南京農(nóng)業(yè)大學(xué)， 江蘇 南京 210095)

一、引言

長(zhǎng)期以來(lái)，中國(guó)農(nóng)村正規(guī)金融市場(chǎng)發(fā)育不健全，融資環(huán)境不樂(lè)觀(彭澎 等，2017)。盡管近年來(lái)政府采取了一系列有針對(duì)性的改革措施，但效果并不理想，仍有很多農(nóng)戶面臨著較強(qiáng)的資金約束(李銳 等，2007；張龍耀 等，2011；李慶海 等，2017)。一些研究認(rèn)為，內(nèi)生于農(nóng)村地區(qū)的非正規(guī)借貸或許可以在一定程度上滿足農(nóng)戶對(duì)資金的需求(劉西川 等，2009；李祎雯 等，2016)，有效緩解其在正規(guī)信貸市場(chǎng)中所受的限制。作為一種自發(fā)產(chǎn)生的供給關(guān)系，非正規(guī)借貸在本文中主要指親戚朋友間的借款和鄉(xiāng)村社區(qū)內(nèi)的低息或零息借貸。由于非正規(guī)借貸一般不要求資金的需求方提供抵押擔(dān)保，契約也多為非正式的口頭或文字契約，借貸手續(xù)簡(jiǎn)便、期限靈活，理應(yīng)更易被農(nóng)戶所接受(姜子葉 等，2002；羅杰 等，2005)。但事實(shí)上，非正規(guī)借貸約束在中國(guó)的農(nóng)村地區(qū)卻廣泛存在，不少農(nóng)戶在活躍的非正規(guī)金融市場(chǎng)中很難獲得資金，非正規(guī)借貸似乎對(duì)他們“失效”了(白永秀 等，2010；蘇群 等，2016)。

那么，到底是什么原因?qū)е路钦?guī)借貸“失效”了呢？清晰地解答這一問(wèn)題不僅有助于我們加深對(duì)非正規(guī)借貸在農(nóng)村金融市場(chǎng)中作用和定位的理解，而且也能夠提高農(nóng)戶在現(xiàn)實(shí)中的融資能力。目前，已經(jīng)有一些學(xué)者對(duì)此予以了關(guān)注，他們認(rèn)為農(nóng)戶的財(cái)富水平和社會(huì)資本或是解答這一問(wèn)題的關(guān)鍵(Santos et al.，2011；Shoji et al.，2012；Yuan et al.，2015；徐麗鶴 等，2017)。但遺憾的是，一方面，這些文章大多沒(méi)有在同一分析框架內(nèi)研究財(cái)富和社會(huì)資本對(duì)非正規(guī)借貸約束的影響；另一方面，它們對(duì)不同類型社會(huì)資本在其中所發(fā)揮作用的分析也相對(duì)較少。隨著中國(guó)農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展以及受外來(lái)文化沖擊程度的日趨提高，農(nóng)戶的社會(huì)資本表現(xiàn)出一定的異質(zhì)性，且越來(lái)越強(qiáng)調(diào)前期投資，比如需要靠平時(shí)多出“份子錢”來(lái)進(jìn)行維護(hù)。這顯然會(huì)對(duì)農(nóng)戶的非正規(guī)借貸行為產(chǎn)生直接影響。

基于上述分析，本文借助來(lái)自于江蘇、湖南和江西三省份2017年的調(diào)查數(shù)據(jù)，對(duì)農(nóng)戶的財(cái)富水平、異質(zhì)性社會(huì)資本和非正規(guī)借貸行為之間的關(guān)系展開深入研究。與已有文獻(xiàn)相比，本研究的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在，基于中國(guó)農(nóng)戶社會(huì)資本性質(zhì)不斷變化的現(xiàn)實(shí)，將具有異質(zhì)性的社會(huì)資本和財(cái)富水平納入同一分析框架，更加完整地闡釋了農(nóng)戶受非正規(guī)借貸約束的深層原因。

二、文獻(xiàn)綜述與假設(shè)提出

(一)文獻(xiàn)綜述

已有文獻(xiàn)圍繞農(nóng)戶的社會(huì)資本與非正規(guī)借貸約束之間的關(guān)系展開了廣泛且深入的探討。相關(guān)研究指出，在中國(guó)這樣的“關(guān)系型”社會(huì)中，農(nóng)戶需要增加社會(huì)資本投資以提高非正規(guī)借貸的可得性，因?yàn)榻栀J雙方一般是通過(guò)各自所擁有的社會(huì)資本來(lái)進(jìn)行匹配的(Shoji et al.，2012；任芃興 等，2014)。在此過(guò)程中，一方面，社會(huì)資本具有信號(hào)傳遞的作用，能夠緩解道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇問(wèn)題帶來(lái)的負(fù)面影響；另一方面，社會(huì)資本可以通過(guò)聲譽(yù)上的壓力來(lái)保障約定的履行(楊汝岱 等，2011；李慶海 等，2017；南永清 等，2018)。因此，農(nóng)戶的社會(huì)資本越豐富，其能獲得的非正規(guī)借貸越多(楊彥龍 等，2016；段洪波 等，2017；譚燕芝 等，2017)，無(wú)論是表現(xiàn)在借貸的可能性還是額度上(尹訓(xùn)東 等，2017)。另外，社會(huì)資本還可以降低農(nóng)戶的非正規(guī)借貸成本，特別是當(dāng)社會(huì)資本來(lái)自于親戚之間(秦海林 等，2018)。

然而，社會(huì)資本的背后是人情的交換，它會(huì)使借款方對(duì)貸款方形成一種強(qiáng)烈的“虧欠感”(楊華，2008)。因此，那些獲得非正規(guī)借貸的農(nóng)戶需要在平時(shí)承擔(dān)較高的人情成本，比如出席名目繁多且越來(lái)越“昂貴”的宴請(qǐng)等。如果農(nóng)戶因?yàn)槌鲥X少而沒(méi)有維護(hù)好這些關(guān)系(Galor et al.，1993；Binswanger et al.，1995)，那么他們就可能面臨非正規(guī)借貸約束(白永秀 等，2010；南永清 等，2018；秦海林 等，2018)。由此可以看出，在農(nóng)村地區(qū)人情支出不斷上漲的情況下(杭斌，2015；周廣肅 等，2015)，農(nóng)戶通過(guò)社會(huì)資本來(lái)獲取非正規(guī)借貸的能力與其財(cái)富水平存在一定關(guān)系。

從已有文獻(xiàn)來(lái)看，同時(shí)從財(cái)富水平和社會(huì)資本的視角來(lái)實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)戶非正規(guī)借貸約束的研究較少，比較有代表性的文章來(lái)自于Santos et al.(2011)和徐麗鶴等(2017)。Santos et al.(2011)使用埃塞俄比亞的田野實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行的研究發(fā)現(xiàn)：貧困戶不僅社會(huì)網(wǎng)絡(luò)小，而且其社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的成員只愿意借款給那些財(cái)富水平相對(duì)較高的人，因此貧困戶很難在民間金融市場(chǎng)上成功融資。徐麗鶴等(2017)利用CHFS(中國(guó)家庭金融調(diào)查)的調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了財(cái)富水平對(duì)農(nóng)戶進(jìn)入民間借貸市場(chǎng)的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：相對(duì)貧窮的家庭更容易受到民間借貸的約束，因?yàn)樗麄內(nèi)狈梢酝卣股鐣?huì)網(wǎng)絡(luò)的資本。Yuan et al.(2015)在使用來(lái)自中國(guó)農(nóng)村的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)后，也得出類似結(jié)論。此外，秦海林等(2018)基于借貸成本視角的研究指出，相比低收入農(nóng)戶，高收入農(nóng)戶更易因自身所擁有的社會(huì)資本而享受到低利率借貸。

綜上所述可知，相關(guān)研究主題至少在以下兩個(gè)方面還值得進(jìn)一步挖掘：第一，可以在同一個(gè)分析框架內(nèi)實(shí)證研究農(nóng)戶的財(cái)富水平和社會(huì)資本對(duì)其非正規(guī)借貸約束的影響；第二，可以結(jié)合農(nóng)村地區(qū)社會(huì)資本性質(zhì)的變化情況，研究異質(zhì)性社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)借貸可得性的影響。有鑒于此，本文將著重圍繞上述兩點(diǎn)展開研究。

(二)假設(shè)提出

相比于富有的農(nóng)戶，貧困農(nóng)戶在農(nóng)村金融市場(chǎng)中更容易受到非正規(guī)借貸約束。因?yàn)檗r(nóng)村的貧困家庭抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力較弱，當(dāng)他們?cè)庥鐾獠匡L(fēng)險(xiǎn)沖擊時(shí)，普遍難以有效應(yīng)對(duì)。因此，對(duì)于非正規(guī)借貸的供給方來(lái)說(shuō)，這些貧困農(nóng)戶的還款能力很低。相應(yīng)地，親戚朋友或者熟人愿意借錢給他們的概率就不高，他們對(duì)非正規(guī)借貸的需求難以被滿足。這些受到非正規(guī)借貸約束的貧困農(nóng)戶，不得不選擇通過(guò)增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄或者減少開支來(lái)平滑消費(fèi)，而這會(huì)進(jìn)一步加劇貧困(Bowles et al.，2006)，使得其對(duì)非正規(guī)借貸的需求長(zhǎng)期難以得到滿足。

農(nóng)戶擁有的異質(zhì)性社會(huì)資本會(huì)進(jìn)一步放大上述效應(yīng)。社會(huì)資本對(duì)于農(nóng)戶從非正規(guī)金融市場(chǎng)上獲取資金非常重要(Ray，1998；Shoji et al.，2012)，因?yàn)榉钦?guī)金融市場(chǎng)一般沒(méi)有正式合約，尤其是私人間的借貸，所以需要社會(huì)資本在信息獲取和聲譽(yù)約束等方面提供有效支持(Karlan et al.，2009；蘇群 等，2016；徐麗鶴 等，2017)。在中國(guó)傳統(tǒng)的農(nóng)村社會(huì)中，農(nóng)戶借貸資金額度通常較低且多用于小規(guī)模的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，因此基于親緣關(guān)系的社會(huì)資本基本能夠滿足非正規(guī)借貸的需要。但近些年來(lái)，農(nóng)戶社會(huì)資本的性質(zhì)正在逐步發(fā)生改變。一方面，農(nóng)戶不再只關(guān)注以親緣關(guān)系為基礎(chǔ)的社會(huì)資本，對(duì)后天能夠與其利益產(chǎn)生直接聯(lián)系的社會(huì)資本也越來(lái)越重視。如果長(zhǎng)期缺乏聯(lián)系，那么通過(guò)后一種社會(huì)資本所建立的關(guān)系可能就會(huì)中斷，獲取某些利益的難度也將一定程度增加。另一方面，對(duì)于以親緣為基礎(chǔ)的社會(huì)資本而言，如果不去專門維護(hù)，除非是同家庭的成員，否則情感性作用的減少將使得其緊密性和穩(wěn)定性持續(xù)下降。在這種重新構(gòu)筑的社會(huì)資本下，農(nóng)戶要想在非正規(guī)金融市場(chǎng)上獲得資金，就必須增加社會(huì)資本投資(程昆 等，2006)。在目前的農(nóng)村社會(huì)中，農(nóng)戶可以投資的社會(huì)資本呈現(xiàn)出一定的異質(zhì)性，存在正式和非正式兩種不同類型。其中，正式社會(huì)資本以地位尋求為目標(biāo)，主要表現(xiàn)為農(nóng)戶的政治身份等稀缺資源(孫穎 等，2013)。擁有正式社會(huì)資本的農(nóng)戶可以利用地位優(yōu)勢(shì)來(lái)穩(wěn)固那些在后天形成的利益關(guān)系，這不僅有利于其獲取非正規(guī)借貸，而且也使自己具備在正規(guī)金融市場(chǎng)“尋租”的可能(李慶海 等，2017)。非正式社會(huì)資本則是以建立強(qiáng)關(guān)系為目標(biāo)，它和農(nóng)戶自身的親友狀況有關(guān)。具體而言，為了維持與親朋好友之間的強(qiáng)關(guān)系，農(nóng)戶通常需承擔(dān)一定的人情支出和投資，比如參加名目繁多的宴請(qǐng)、出“份子錢”(1)除傳統(tǒng)的紅白喜事(婚喪)外，孩子滿月、升學(xué)、參軍、喬遷、生病、祝壽、開業(yè)等都成為農(nóng)戶需要為人情支出的地方。。于是在“圈層差序”格局的作用下，農(nóng)戶就可以依靠關(guān)系緊密的非正式社會(huì)資本來(lái)實(shí)現(xiàn)熟人借貸。顯然，對(duì)于財(cái)富較少的農(nóng)戶來(lái)說(shuō)，非正規(guī)借貸的供給方原本借錢給他們的意愿就較低，如果其擁有的正式和非正式社會(huì)資本也十分有限，那么他們?cè)诋?dāng)?shù)啬軌蚯笾挠H朋好友數(shù)量也將變得更少，即更容易受到非正規(guī)借貸約束(Santos et al.，2011)。

據(jù)此，本文提出：

假設(shè)：財(cái)富水平越低的農(nóng)戶，越容易受到非正規(guī)借貸約束；財(cái)富水平越高的農(nóng)戶，越不容易受到非正規(guī)借貸約束。正式和非正式的社會(huì)資本會(huì)進(jìn)一步放大上述效應(yīng)。

三、實(shí)證設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文的數(shù)據(jù)來(lái)源于南京農(nóng)業(yè)大學(xué)、湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)和江西農(nóng)業(yè)大學(xué)于2017年底聯(lián)合開展的一次對(duì)水稻種植戶的調(diào)查。該調(diào)查采用了多階段抽樣和分層抽樣相結(jié)合的方法。首先，根據(jù)地理位置和客觀條件，選取江蘇、湖南和江西三省份作為樣本省。這三個(gè)省份在經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r上具有較強(qiáng)的代表性，2016年的GDP依次為77388.3億元、31551.4億元和18499.0億元，分別位于除港澳臺(tái)以外的31個(gè)省、自治區(qū)或直轄市的前10%、30%和60%。然后，在上述三省份，根據(jù)2016年的GDP，各分層抽取3個(gè)城市并在每個(gè)城市中隨機(jī)選取1個(gè)樣本縣。最后，在每個(gè)樣本縣選擇3至6個(gè)樣本村，并在每個(gè)樣本村中隨機(jī)抽取10至20戶的水稻種植戶進(jìn)行調(diào)查。調(diào)查采取訪談(1至2個(gè)小時(shí))的形式進(jìn)行，收集的內(nèi)容包括農(nóng)戶的家庭特征、生產(chǎn)、投資、收入消費(fèi)、信貸和社會(huì)資本等情況。在訪談結(jié)束后，項(xiàng)目組會(huì)向農(nóng)戶支付50元的補(bǔ)貼。此次調(diào)查共獲得722戶水稻種植戶的數(shù)據(jù)。結(jié)合本文的研究主題，我們保留了其中342戶存在資金需求的樣本(2)本文“(二)模型與變量設(shè)定”部分的第一段最后對(duì)此做出了解釋。。

(二)模型與變量設(shè)定

為了驗(yàn)證上文提出的假設(shè)，本文通過(guò)式(1)至(6)的一組模型來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析：

P(

infi=1|

X

)=f(

α0i+α1wealthi+αZi+μi

)

(1)

P(

infi=1|

X

)=f(

β0i+β1wealthi+β2wealthi×infsociali+βZi+ηi

)

(2)

P(

infi=1|

X

)=f(

γ0i+γ1wealthi+γ2wealthi×fsociali+γZi+εi

)

(3)

infcrediti=ω0i+ω1wealthi+ωZi+ρi

(4)

infcrediti=λ0i+λ1wealthi+λ2wealthi×infsociali+λZi+φi

(5)

infcrediti=υ0i+υ1wealthi+υ2wealthi×fsociali+υZi+θi

(6)

其中，式(1)至(3)為Probit模型，被解釋變量infi表示第i個(gè)有資金需求的農(nóng)戶在2017年是否有非正規(guī)借貸(3)調(diào)查問(wèn)卷中指出，本文關(guān)注的非正規(guī)借貸的渠道以親戚、朋友或熟人等為主。；式(4)至(6)為OLS模型，被解釋變量infcrediti表示第i個(gè)有資金需求的農(nóng)戶在2017年的非正規(guī)借貸金額。兩組模型分別從可得性和金額的視角來(lái)研究農(nóng)戶的非正規(guī)借貸約束情況。這里的非正規(guī)借貸約束包括有需求但未提出非正規(guī)借貸申請(qǐng)、提出非正規(guī)借貸申請(qǐng)被拒絕、非正規(guī)借貸申請(qǐng)金額未被完全滿足三種情況?？梢钥闯觯鲜鋈惙钦?guī)借貸約束關(guān)注的都是有資金需求的農(nóng)戶，因此本文借鑒徐麗鶴等(2017)的處理方法，將樣本中在2017年沒(méi)有非正規(guī)借貸且原因?yàn)椴恍枰霓r(nóng)戶界定為無(wú)資金需求的農(nóng)戶。剔除這部分樣本后，我們?cè)龠M(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

兩組模型的解釋變量設(shè)置相同。式(1)、(4)的核心解釋變量為wealthi，即第i個(gè)資金需求的農(nóng)戶持有的現(xiàn)金、儲(chǔ)蓄等各類金融資產(chǎn)的價(jià)值之和，用于判斷財(cái)富少的農(nóng)戶是否更容易受到非正規(guī)借貸約束。式(2)、(5)中增添了交乘項(xiàng)wealthi×infsociali，其中infsociali表示第i個(gè)有資金需求的農(nóng)戶在2017年可以借錢的鄰居數(shù)量(4)由于數(shù)據(jù)的限制，我們這里只問(wèn)了鄰居的情況，沒(méi)有包括其他親戚朋友等。，反映其擁有的強(qiáng)關(guān)系規(guī)模。它能夠幫助我們從非正式社會(huì)資本的視角來(lái)探究財(cái)富水平、社會(huì)資本和非正規(guī)借貸約束之間的關(guān)系。式(3)、(6)增加的交乘項(xiàng)為wealthi×fsociali，其中fsociali表示第i個(gè)有資金需求的農(nóng)戶在2017年是否為村干部，反映其擁有的政治資源。它可以幫助我們從正式社會(huì)資本的視角來(lái)展開研究。如果本文假設(shè)得到驗(yàn)證，那么式(1)至(6)中核心解釋變量及交乘項(xiàng)的系數(shù)應(yīng)全部顯著為正。

需要注意的是，兩個(gè)被解釋變量infi、infcrediti和核心解釋變量wealthi之間可能存在反向因果關(guān)系，這會(huì)導(dǎo)致模型的估計(jì)結(jié)果有偏。為了解決這一問(wèn)題，本文分別引入工具變量avwealthi和houseareai來(lái)進(jìn)行回歸。avwealthi為wealthi變量在本村的平均值，即所在村2017年所有存在資金需求的農(nóng)戶持有的現(xiàn)金、儲(chǔ)蓄等各類金融資產(chǎn)價(jià)值之和的平均值；houseareai表示第i個(gè)有資金需求的農(nóng)戶在農(nóng)村自建房屋的面積。選擇avwealthi和houseareai作為工具變量，主要基于三個(gè)方面的考慮。第一，它們與內(nèi)生變量wealthi之間存在緊密的關(guān)系。一方面，本村財(cái)富的平均水平應(yīng)當(dāng)會(huì)影響農(nóng)戶自己的財(cái)富狀況；另一方面，自建房面積較大的農(nóng)戶可能財(cái)富相對(duì)較多。第二，在控制諸多可能影響被解釋變量infi、infcrediti的因素后，它們與殘差項(xiàng)的關(guān)系較小，比如自建房有可能是祖輩留下來(lái)的等，因此反映房屋面積的變量houseareai和當(dāng)年的借貸情況關(guān)系不大。第三，在對(duì)它們進(jìn)行弱工具變量檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，avwealthi和houseareai變量的F統(tǒng)計(jì)量取值遠(yuǎn)大于10(F=45.67、244.94)，進(jìn)一步證明所選工具變量是有效的。

各變量的具體說(shuō)明見(jiàn)表1。

表1變量說(shuō)明

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。被解釋變量非正規(guī)借貸(infi)的均值為0.401，說(shuō)明在樣本地區(qū)有資金需求的農(nóng)戶中，僅有40.10%在2017年獲得了非正規(guī)借貸，進(jìn)一步證實(shí)非正規(guī)借貸約束在中國(guó)農(nóng)村地區(qū)廣泛存在。非正規(guī)借貸金額(infcrediti)的最大值為150萬(wàn)元、標(biāo)準(zhǔn)差為10.631，表明不同農(nóng)戶受到的非正規(guī)借貸約束的程度存在較大差異，因此有必要探究導(dǎo)致這一差異的深層次原因。核心解釋變量財(cái)富水平(wealthi)的均值、最大值和標(biāo)準(zhǔn)差依次為2.823萬(wàn)元、200萬(wàn)元和14.967萬(wàn)元，說(shuō)明不同農(nóng)戶之間的財(cái)富水平相差較大，樣本中貧困戶和富有戶共存。正式社會(huì)資本(fsociali)的均值為0.187，非正式社會(huì)資本(infsociali)的均值僅為0.643，這是因?yàn)樵趯?shí)際調(diào)查中，受條件所限，我們只詢問(wèn)農(nóng)戶“可以向周圍5戶鄰居中的幾戶借錢”，因此有可能會(huì)低估農(nóng)戶的非正式社會(huì)資本規(guī)模。另外，風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度(riskavei)的均值為0.615，比毛慧等(2018)、Tanaka et al.(2010)以及Liu(2013)所測(cè)度的風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)的均值(依次為0.471、0.41、0.48)稍高?？赡苁且?yàn)椋啾扔陴B(yǎng)殖戶，水稻種植戶對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的厭惡程度更高，因?yàn)橐话沭B(yǎng)殖戶需要承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)更高，相應(yīng)地，抗風(fēng)險(xiǎn)能力也更強(qiáng)。其他控制變量的結(jié)果基本符合預(yù)期。

表3列示了樣本農(nóng)戶財(cái)富水平的高低對(duì)其是否受非正規(guī)借貸約束影響的檢驗(yàn)結(jié)果。其中，0.336萬(wàn)元和2萬(wàn)元分別為樣本農(nóng)戶財(cái)富金額的1/3和2/3分位數(shù)。我們根據(jù)這兩個(gè)分位數(shù)，將農(nóng)戶的財(cái)富水平劃分為三個(gè)檔次。在財(cái)富水平最低的農(nóng)戶組，2017年沒(méi)有發(fā)生非正規(guī)借貸，說(shuō)明這些有資金需求的貧困戶普遍不會(huì)申請(qǐng)非正規(guī)借貸或者申請(qǐng)了也難以獲得。在財(cái)富水平處于中間檔次的農(nóng)戶組，2017年未發(fā)生非正規(guī)借貸的占比為48.08%；而在財(cái)富水平最高的農(nóng)戶組，這一占比僅為33.6%。由此說(shuō)明，財(cái)富水平越高的農(nóng)戶，越不容易受到非正規(guī)借貸約束。這一結(jié)果初步佐證了前文提出的假設(shè)。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表3 不同財(cái)富水平的有資金需求的農(nóng)戶非正規(guī)借貸約束情況(單位：戶)

(二)計(jì)量模型結(jié)果分析

表4報(bào)告的是式(1)至(3)的估計(jì)結(jié)果。前三列為原始模型的估計(jì)結(jié)果，后六列為采用不同工具變量(avsavingsi、houseareai)的ivprobit模型的估計(jì)結(jié)果。

在前三列中，財(cái)富水平(wealthi)、財(cái)富水平×非正式社會(huì)資本(wealthi×infsociali)、財(cái)富水平×正式社會(huì)資本(wealthi×fsociali)的系數(shù)均顯著為正。這初步說(shuō)明：從借貸可得性的視角看，有資金需求的貧困農(nóng)戶更容易受到非正規(guī)借貸約束，且社會(huì)資本會(huì)放大這一效應(yīng)。相比于富有農(nóng)戶，一方面貧困農(nóng)戶不太可能成為村干部，他們利用政治資源等正式社會(huì)資本來(lái)獲取非正規(guī)借貸的可能性較低；另一方面，貧困農(nóng)戶因?yàn)樨?cái)富較少，即使參加親朋好友間的婚喪嫁娶、升學(xué)喬遷、祝壽開業(yè)等活動(dòng)，人情支出的金額也相對(duì)較低，難以真正對(duì)社會(huì)資本進(jìn)行有效投資，因此他們能夠求助的親戚朋友數(shù)量較少，利用非正式社會(huì)資本來(lái)提高非正規(guī)借貸可得性的難度也較大。戶主年齡(agei)、合作社(organizationi)和外出務(wù)工(outlabori)分別在5%或者10%的置信水平上顯著，即戶主年齡越小、參與合作社或者外出務(wù)工的概率越高，農(nóng)戶就越不容易受到非正規(guī)借貸約束。原因可能在于：戶主年輕的家庭生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)能力更強(qiáng)，因此可能在非正規(guī)借貸市場(chǎng)上更活躍；參與合作社和外出務(wù)工有利于農(nóng)戶結(jié)識(shí)更多愿意且有能力出借錢財(cái)?shù)呐笥选?/p>

在后六列的ivprobit模型中，財(cái)富水平(wealthi)的系數(shù)均在5%或1%的置信水平上正向通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，財(cái)富水平×非正式社會(huì)資本(wealthi×infsociali)的系數(shù)也基本顯著為正。這進(jìn)一步證實(shí)：從借貸可得性的視角來(lái)看，財(cái)富水平低的農(nóng)戶更容易受到非正規(guī)借貸約束，并且非正式社會(huì)資本會(huì)強(qiáng)化這一影響。但需要注意的是，財(cái)富水平×正式社會(huì)資本(wealthi×fsociali)的系數(shù)為負(fù)且不顯著?？赡艿慕忉屖牵罕M管政治資源有利于積累正式的社會(huì)資本，但村干部的特殊身份使得這些擁有正式社會(huì)資本的農(nóng)戶不愿意到處借錢，因?yàn)樗麄儞?dān)心自己在本村的地位受到負(fù)面影響。控制變量的結(jié)果和原始模型基本保持一致，唯一的不同是本地大姓(bignamei)的系數(shù)在中間三列(以avsavingsi為工具變量的ivprobit模型)也正向顯著，可能是因?yàn)檗r(nóng)戶屬于本地大姓意味著該宗族在當(dāng)?shù)鼐哂幸欢ㄒ?guī)模，由此可積累的非正式社會(huì)資本也相對(duì)較多，更有利于獲得非正規(guī)借貸。

綜上所述，就可得性而言，貧困農(nóng)戶比富有農(nóng)戶更容易受到非正規(guī)借貸約束；并且，貧困戶無(wú)法對(duì)非正式社會(huì)資本進(jìn)行長(zhǎng)期穩(wěn)定投資的事實(shí)將會(huì)使這一問(wèn)題變得更加嚴(yán)重。相較之下，以地位尋求為目標(biāo)的正式社會(huì)資本在其中所發(fā)揮的作用并不大，尤其是在考慮內(nèi)生性問(wèn)題后。由此，本文所提出的假設(shè)得到部分驗(yàn)證。

表4 Probit模型(1)—(3)的估計(jì)結(jié)果

注:表4第一行的IV1是指用avsavingsi作為工具變量的情況，IV2是指用houseareai作為工具變量的情況；*、**、***分別表示變量在10%、5%、1%的水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。

接下來(lái)，我們從非正規(guī)借貸所獲金額的角度重新分析財(cái)富水平、社會(huì)資本和非正規(guī)借貸約束之間的關(guān)系，表5為式(4)至(6)的估計(jì)結(jié)果。其中，前三列為原始的OLS模型，后六列是分別采用avsavingsi、houseareai作為工具變量的2SLS模型。除財(cái)富水平×正式社會(huì)資本(wealthi×fsociali)的系數(shù)在式(6)中不顯著以外，其他核心解釋變量的結(jié)果和式(1)至(3)保持一致。這說(shuō)明從所貸金額的視角來(lái)看，貧困農(nóng)戶更容易受到非正規(guī)借貸約束，并且非正式社會(huì)資本會(huì)放大這一影響。由此可知，本文所提出的假設(shè)同樣得到部分驗(yàn)證。

表5 OLS模型(4)—(6)的估計(jì)結(jié)果

注:表5第一行的IV1是指用avsavingsi作為工具變量的情況，IV2是指用houseareai作為工具變量的情況；*、**、***分別表示變量在10%、5%、1%的水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。

表5和表4結(jié)果的差異主要體現(xiàn)在控制變量上。首先，表5中，土地面積(landi)的系數(shù)均顯著為正，而在表4的式(1)至(3)中全部不顯著。原因可能在于，農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)的耕地越多，需要投入的資金也就越多，因此非正規(guī)借貸的金額越高，但是否選擇非正規(guī)借貸并不一定取決于耕地面積，因?yàn)槟承r(shí)候農(nóng)戶向親戚朋友借款主要是為了非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)或單純的消費(fèi)應(yīng)急等。其次，表5中，示范戶(modeli)的系數(shù)基本都顯著為正，但在表4的式(1)至(3)中均不顯著?？赡苁且?yàn)?，示范戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模相對(duì)較大，因此所需的借貸金額相應(yīng)較高，但他們并不一定會(huì)通過(guò)該渠道來(lái)獲得資金。再者，表5中，合作社(organizationi)和外出務(wù)工(outlabori)的系數(shù)基本不再正向顯著，這是因?yàn)閰⑴c合作社和外出務(wù)工雖有利于農(nóng)戶結(jié)交更多的朋友，從而更易獲得非正規(guī)借貸，但所能貸得的金額大小還是主要取決于關(guān)系的緊密程度以及農(nóng)戶實(shí)際生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的需要。

五、結(jié)論與啟示

本文利用來(lái)自江蘇、湖南和江西三省份的實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了農(nóng)戶的財(cái)富水平、異質(zhì)性社會(huì)資本和非正規(guī)借貸約束之間的關(guān)系。結(jié)論表明：相比財(cái)富水平較高的農(nóng)戶，財(cái)富水平較低的農(nóng)戶更容易受到非正規(guī)借貸約束，無(wú)論是在借貸可得性還是金額上；表現(xiàn)為強(qiáng)關(guān)系的非正式社會(huì)資本會(huì)進(jìn)一步放大上述效應(yīng)，而以地位尋求為目標(biāo)的正式社會(huì)資本在這個(gè)過(guò)程中卻未能發(fā)揮明顯的作用。

本文結(jié)論具有三點(diǎn)啟示：

第一，要明確非正規(guī)借貸在中國(guó)農(nóng)村金融市場(chǎng)中的定位，充分理解其和正規(guī)借貸之間的關(guān)系。盡管非正規(guī)借貸屬于一種本土化的內(nèi)生性金融形式，但農(nóng)戶尤其是貧困的農(nóng)戶在該市場(chǎng)中依然可能會(huì)面臨不同程度的約束。因此，應(yīng)進(jìn)一步思考如何更好地促進(jìn)正規(guī)信貸與非正規(guī)借貸的協(xié)調(diào)發(fā)展，共同推進(jìn)農(nóng)村地區(qū)普惠金融的實(shí)現(xiàn)。

第二，要重視非正式社會(huì)資本在中國(guó)農(nóng)村金融市場(chǎng)中的作用。政府應(yīng)當(dāng)鼓勵(lì)那些缺乏非正式社會(huì)資本的貧困農(nóng)戶加入資金互助合作社等組織，逐步建立起更多“強(qiáng)關(guān)系”以及更加復(fù)雜、牢靠的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，通過(guò)不斷延伸社會(huì)資本的邊界，提高獲得非正規(guī)借貸的可能。

第三，要逐步提升正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的服務(wù)能力，開發(fā)適用于農(nóng)村地區(qū)的金融產(chǎn)品。銀行等正規(guī)金融機(jī)構(gòu)應(yīng)在各級(jí)政府的支持下，一方面，繼續(xù)探索農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款、宅基地使用權(quán)抵押貸款、扶貧小額貸款等各類產(chǎn)品在農(nóng)村推廣的可能，嘗試為不同財(cái)富水平的農(nóng)戶提供差異化的金融服務(wù)；另一方面，借助大數(shù)據(jù)、互聯(lián)網(wǎng)金融等技術(shù)，提高正規(guī)借貸對(duì)于農(nóng)戶的可得性、及時(shí)性和便利性，以此更好地促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。