社會(huì)資本影響家庭融資渠道選擇了嗎？
——基于CHFS調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

王金哲

(西南財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，四川 成都 610000)

一、引 言

得益于國(guó)民經(jīng)濟(jì)快速穩(wěn)定的持續(xù)增長(zhǎng)，我國(guó)居民家庭貸款需求日益旺盛，貸款規(guī)模不斷擴(kuò)大。如圖1所示，2017年10月家庭貸款的總額已經(jīng)達(dá)到395526.63億元，與2010年1月(88231.94億元)相比，增長(zhǎng)了近3.48倍，年均增長(zhǎng)23.90%。家庭貸款占總貸款的比重不斷上升，從2010年1月的21.34%上升到2017年10月的33.52%，年均增長(zhǎng)1.52個(gè)百分點(diǎn)。已有研究表明，家庭貸款作為家庭金融的核心內(nèi)容，能夠?yàn)榫用窦彝ドa(chǎn)經(jīng)營(yíng)、生活消費(fèi)提供及時(shí)的資金支持，來(lái)自金融機(jī)構(gòu)、民間渠道的資金能夠幫助居民家庭緩解信貸約束[1]，平滑消費(fèi)支出[2]，促進(jìn)自主創(chuàng)業(yè)[3]，提高收入水平[4]。為了進(jìn)一步提升我國(guó)金融服務(wù)水平，更好地滿(mǎn)足居民家庭多元化的融資需求，深入分析家庭融資渠道選擇的影響因素顯得尤為重要。

目前從社會(huì)資本角度研究家庭融資行為的國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)并不算多，且大部分文獻(xiàn)集中討論社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)借貸行為的影響，如童馨樂(lè)等(2011)[5]、梁爽等(2014)[6]、徐麗鶴等(2017)[7]的研究。從居民家庭角度研究社會(huì)資本對(duì)融資渠道選擇影響的研究仍然較為匱乏，本文利用2013年中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心(CHFS)的調(diào)查數(shù)據(jù)，從社交網(wǎng)絡(luò)、家庭關(guān)系和個(gè)人聲望三個(gè)角度測(cè)量居民家庭衡量社會(huì)資本水平，研究社會(huì)資本對(duì)家庭融資渠道選擇的影響。為了使研究更加全面，在回歸分析中不僅引入個(gè)體特征變量，如家庭戶(hù)主的年齡、性別、受教育年限和風(fēng)險(xiǎn)偏好，還引入了家庭特征變量和地區(qū)特征變量，如家庭總收入、家庭凈資產(chǎn)以及城鄉(xiāng)差異。

圖1 居民家庭貸款規(guī)模以及占總貸款比重

本文的創(chuàng)新之處主要表現(xiàn)在：第一，已有文獻(xiàn)往往考察農(nóng)戶(hù)個(gè)體或者農(nóng)村家庭社會(huì)資本與家庭信貸行為的關(guān)系，數(shù)據(jù)范圍局限于單個(gè)省份，而本文的調(diào)查數(shù)據(jù)資料豐富，覆蓋全國(guó)主要省份，且綜合分析了社會(huì)資本在城鄉(xiāng)家庭信貸行為中的影響差別；第二，本文的研究視角關(guān)注于家庭融資渠道的選擇，已有文獻(xiàn)更多地研究社會(huì)資本對(duì)居民家庭銀行貸款、民間貸款可得性以及貸款規(guī)模的影響，而忽視了對(duì)家庭融資渠道選擇問(wèn)題的研究，即社會(huì)資本如何影響居民家庭在銀行貸款和民間貸款之間的選擇；第三，本文立足于已有的結(jié)論，進(jìn)一步分析了居民家庭不同的融資目的(生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)和資產(chǎn)購(gòu)買(mǎi)活動(dòng))以及不同的社會(huì)資本維度(社交網(wǎng)絡(luò)、個(gè)人聲望以及家庭關(guān)系)如何影響社會(huì)資本與家庭融資渠道選擇的關(guān)系；第四，本文的研究對(duì)于如何采取特殊制度安排培育增強(qiáng)農(nóng)村地區(qū)的社會(huì)資本存量，如通過(guò)提高人力資本水平、完善社會(huì)交往網(wǎng)絡(luò)、增強(qiáng)地區(qū)信用水平，從而有效緩解居民家庭融資困境具有一定的理論和實(shí)踐意義。

二、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

(一)社會(huì)資本的內(nèi)涵與衡量指標(biāo)

Loury(1977)首先將社會(huì)資本這個(gè)概念引入現(xiàn)代社會(huì)科學(xué)研究，盡管后來(lái)的學(xué)者對(duì)社會(huì)資本進(jìn)行了大量的研究，但是學(xué)術(shù)界仍然未能就社會(huì)資本定義達(dá)成統(tǒng)一共識(shí)。Putnam等(1993)[8]認(rèn)為社會(huì)資本是一種積極的群體外部性，強(qiáng)調(diào)信任、規(guī)范和網(wǎng)絡(luò)等非正式形式的社會(huì)組織特征。也有學(xué)者從個(gè)體之間的相互關(guān)系來(lái)定義社會(huì)資本，Lin(2001)認(rèn)為社會(huì)資本是嵌入在社交網(wǎng)絡(luò)上的資源，能夠被個(gè)體獲得和使用[9]。學(xué)者們基于對(duì)社會(huì)資本核心特征認(rèn)識(shí)的不同，在衡量社會(huì)資本的指標(biāo)選取上同樣存在著較大的差異。國(guó)外學(xué)者主要把家庭內(nèi)部和家庭與社區(qū)、學(xué)校的聯(lián)系[10]、選舉和獻(xiàn)血參占率[11]、社團(tuán)協(xié)會(huì)數(shù)量以及會(huì)員多樣化[12]、廣義信任[13]以及信息渠道和規(guī)范[14]等作為社會(huì)資本的代理變量。國(guó)內(nèi)學(xué)者普遍從互惠信任、合作規(guī)范以及社會(huì)網(wǎng)絡(luò)這三個(gè)角度來(lái)衡量家庭(個(gè)體)社會(huì)資本。已有的文獻(xiàn)主要使用禮金支出、社會(huì)關(guān)系圈[15]以及直系兄弟姐妹個(gè)數(shù)[7]等指標(biāo)衡量社會(huì)資本。

(二)融資渠道選擇及其影響因素

已有文獻(xiàn)對(duì)農(nóng)戶(hù)、農(nóng)村家庭的融資渠道選擇進(jìn)行了一定的研究，丁志國(guó)等(2011)認(rèn)為由于農(nóng)戶(hù)難以獲得正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的貸款，更加傾向于選擇非正規(guī)機(jī)構(gòu)[16]。丁騁騁和周群力(2012)發(fā)現(xiàn)金融機(jī)構(gòu)在對(duì)農(nóng)戶(hù)進(jìn)行信用評(píng)級(jí)時(shí)有意壓低信用得分，從而導(dǎo)致農(nóng)戶(hù)信用貸款處于“吃不飽”的狀態(tài)，抑制了農(nóng)戶(hù)選擇正規(guī)融資的意愿和渠道[17]。馬曉青等(2010)對(duì)江蘇3個(gè)縣區(qū)588名農(nóng)戶(hù)的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶(hù)的融資選擇次序分別為親戚朋友、銀行、信用社以及高利貸[18]。但是陳鵬、劉錫良(2011)發(fā)現(xiàn)農(nóng)村信用社等正規(guī)金融機(jī)構(gòu)仍然是農(nóng)戶(hù)最愿意選擇的融資方式[19]。韓俊(2007)的調(diào)查數(shù)據(jù)表明，盡管農(nóng)戶(hù)主觀意愿上對(duì)信用社融資和從親友處融資兩種方式?jīng)]有偏好，但是在實(shí)際融資選擇中農(nóng)戶(hù)更加偏好從親友處融資[20]。部分學(xué)者研究了影響農(nóng)戶(hù)融資渠道選擇的影響因素，代表性的影響因素包括：農(nóng)戶(hù)家庭資源稟賦如人口數(shù)量、勞動(dòng)力比重、耕地規(guī)模、收入水平、資產(chǎn)總額以及離商業(yè)中心距離等，農(nóng)戶(hù)個(gè)人特征如戶(hù)主的年齡、教育程度、是否為村干部、法制觀念、信用評(píng)級(jí)等[21][22][23]。

(三)社會(huì)資本對(duì)家庭(個(gè)體)融資行為的影響

社會(huì)資本對(duì)家庭(個(gè)體)融資行為影響主要分成兩類(lèi)。一類(lèi)是社會(huì)資本對(duì)信貸可得性的影響：Guiso et al.(2004)發(fā)現(xiàn)隨著地區(qū)信任水平的提高，家庭更加容易獲得正規(guī)信貸[11]。Fafchamps(2006)認(rèn)為以社會(huì)網(wǎng)絡(luò)為核心的社會(huì)資本能夠傳遞借貸雙方的真實(shí)信息，提高非正規(guī)信貸的可得性[24]。童馨樂(lè)等(2011)[5]、范香梅和張曉云(2012)[25]、孫穎和林萬(wàn)龍(2013)[26]的研究結(jié)果都表明，社會(huì)資本有助于提高農(nóng)戶(hù)貸款的可得性從而緩解農(nóng)戶(hù)的信貸約束。孫永苑等(2016)等發(fā)現(xiàn)關(guān)系對(duì)家庭獲得正規(guī)信貸有顯著的促進(jìn)作用，但是不影響非正規(guī)信貸的獲得[27]。另一類(lèi)文獻(xiàn)則研究社會(huì)資本對(duì)信貸額度的影響：張建杰(2008)發(fā)現(xiàn)無(wú)論是正規(guī)信貸還是非正規(guī)信貸，隨著農(nóng)戶(hù)社會(huì)資本的提高戶(hù)均信貸規(guī)模都有增加的趨勢(shì)[28]。梁爽等(2014)發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本并不能顯著提升農(nóng)戶(hù)從正規(guī)金融機(jī)構(gòu)融資的能力，但是對(duì)非正規(guī)融資能力具有顯著影響[6]。嚴(yán)太華和劉志明(2015)的研究結(jié)論表明農(nóng)村家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)可以顯著地影響正規(guī)貸款的可得性以及信貸規(guī)模，同時(shí)能夠提高民間借貸規(guī)模[29]。

綜上所述，目前從社會(huì)資本角度研究家庭(個(gè)體)借貸行為的國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)還比較有限，且相關(guān)研究大多討論社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)借貸行為的影響，而從城鄉(xiāng)家庭角度研究社會(huì)資本對(duì)融資渠道選擇影響的研究仍然存在一定程度的稀缺性。

三、數(shù)據(jù)、變量及模型分析

(一)模型構(gòu)建

根據(jù)已有研究，本文將家庭融資渠道選擇分為銀行融資和民間融資，其中銀行融資是指家庭由于生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)、資產(chǎn)購(gòu)買(mǎi)、生活消費(fèi)等方面產(chǎn)生資金需求并從銀行機(jī)構(gòu)獲得貸款，民間融資是指家庭從親戚、朋友、非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)等獲得資金。根據(jù)“隨機(jī)效用最大化”(RUM)模型，假設(shè)第i個(gè)家庭選擇銀行融資a，可帶來(lái)的效用Uia；選擇民間融資b，可帶來(lái)的效用Uib。同時(shí)，假設(shè)家庭效用函數(shù)為線(xiàn)性，其形式為：

(1)

(1)式中，Xi表示影響家庭融資選擇的變量，εij為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。當(dāng)Uia>Uib時(shí)，家庭i被觀測(cè)到選擇銀行融資，記Y=1；當(dāng)Uia

P(Yi=1)=P(Ua>Ub)=P[X′(βa-βb)+(εa-εb)>0]

(2)

假設(shè)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)均為正態(tài)分布且相互獨(dú)立，則(εa-εb)也服從正態(tài)分布，同時(shí)令Var(εa-εb)標(biāo)準(zhǔn)化為1，即可以得到Probit模型。

本文主要分析家庭社會(huì)資本對(duì)其融資渠道選擇的影響，結(jié)合上述文獻(xiàn)整理以及模型構(gòu)建，構(gòu)建二元Probit模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)：

FCi=1(α1SCi+αiXi+μi>0)

(3)

其中，F(xiàn)Ci表示家庭i融資選擇變量，當(dāng)括號(hào)表達(dá)式成立時(shí)，F(xiàn)Ci=1，表示家庭傾向于銀行融資。SCi表示社會(huì)資本變量，α1是社會(huì)資本對(duì)家庭融資渠道選擇的影響參數(shù)。Xi是其他控制變量，αi表示控制變量的影響參數(shù)，μi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于2013年中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS2013)項(xiàng)目。該調(diào)查始于2011年，為西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心在全國(guó)范圍內(nèi)開(kāi)展的抽樣調(diào)查項(xiàng)目，旨在收集有關(guān)家庭金融微觀層次的相關(guān)信息。采用分層、三階段與規(guī)模度量成比例(PPS)的抽樣設(shè)計(jì)，樣本范圍覆蓋全國(guó)29個(gè)省(市、區(qū))，262個(gè)縣，1048個(gè)村(居)委會(huì)，有效樣本共28142戶(hù)，其中城市樣本19209個(gè)，農(nóng)村樣本8932個(gè)。樣本數(shù)據(jù)不僅較為詳細(xì)地反映了城鄉(xiāng)居民家庭在資產(chǎn)負(fù)債、保險(xiǎn)保障、支出收入等方面的信息，而且在人口特征上與國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)具有較高的一致性，因此數(shù)據(jù)表現(xiàn)出良好的代表性[30][31]。

(三)變量設(shè)計(jì)

1.被解釋變量。本文考察的是居民家庭融資渠道選擇的問(wèn)題，即對(duì)于那些獲得貸款資金的家庭，貸款資金有多少來(lái)源于正規(guī)金融機(jī)構(gòu)，有多少來(lái)源于民間融資渠道。根據(jù)表1數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)：(1)家庭因農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、工商業(yè)經(jīng)營(yíng)、房屋修建、汽車(chē)購(gòu)買(mǎi)以及教育支出等產(chǎn)生融資需求時(shí)，更加偏向于選擇單一化的融資方式，其中僅有銀行貸款的家庭占33.93%，僅有民間融資的家庭占48.72%，兩者兼有的僅占17.35%。(2)家庭因農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、房屋修建、教育支出而產(chǎn)生借貸行為時(shí)更加偏向于民間融資，其比例分別高出選擇銀行貸款29.95、19.50和24.45個(gè)百分點(diǎn)。(3)家庭因購(gòu)買(mǎi)汽車(chē)而產(chǎn)生借貸行為時(shí)更加偏向于銀行貸款，其比例為70.12%，遠(yuǎn)高于民間融資的25.30%。進(jìn)一步計(jì)算發(fā)現(xiàn)，正規(guī)貸款金額占總貸款的比重在0和0.1之間的家庭占總調(diào)查家庭的59.48%，在0.9和1之間的家庭占34.30%，在0.1與0.9之間的家庭僅占6.22%。因此，本文根據(jù)家庭貸款金額的主要來(lái)源生成家庭融資渠道選擇變量——一個(gè)二元離散因變量：家庭傾向于銀行融資時(shí)，變量取值為1；傾向于民間融資時(shí)，變量取值為0[注]本文假設(shè)正規(guī)貸款占比在0與0.1之間的家庭融資來(lái)自非正規(guī)金融渠道，占比在0.9與1之間的家庭融資來(lái)自正規(guī)金融機(jī)構(gòu)，剔除比例在0.1與0.9之間的家庭樣本。。

表1 不同用途下家庭貸款行為分布

2.解釋變量。本文涉及的居民家庭社會(huì)資本屬于微觀層面，在測(cè)量過(guò)程中主要借鑒了梁爽等(2014)的測(cè)量方法，并結(jié)合CHFS2013年調(diào)查數(shù)據(jù)的原始問(wèn)卷題項(xiàng)，從交際網(wǎng)絡(luò)、個(gè)人聲望和家庭關(guān)系三個(gè)方面對(duì)社會(huì)資本變量進(jìn)行定義。交際網(wǎng)絡(luò)指標(biāo)中，按家庭在節(jié)假日、紅白喜事、教育、醫(yī)療等方面的轉(zhuǎn)移性收支總額進(jìn)行升序排序，金額在前5%的家庭得1分，在5%～25%的家庭得2分，在25%～50%的家庭得3分，在50%～75%的家庭得4分，在75%～100%的家庭得5分。在個(gè)人聲望指標(biāo)中，如果家庭既沒(méi)有黨員、又沒(méi)有村干部的得1分，有黨員或者村干部之一的得3分，同時(shí)有黨員和村干部的得5分。在家庭關(guān)系指標(biāo)中，按照同一村莊/城市有血緣關(guān)系的親戚數(shù)量以及受訪(fǎng)者對(duì)家庭生活重要性的評(píng)估進(jìn)行打分[注]對(duì)親戚數(shù)量進(jìn)行升序排序，打分情況參考家庭轉(zhuǎn)移性收支情況；在家庭生活重要性方面，選擇非常重要打5分，重要打4分，一般打3分，不重要打2分，非常不重要打1分。。最后，將所有家庭的三項(xiàng)指標(biāo)得分加總?cè)∑骄?，得到每個(gè)家庭的社會(huì)資本指數(shù)。數(shù)據(jù)顯示，樣本家庭社會(huì)資本指數(shù)平均值為3.039。

3.控制變量。為了使研究更加全面，本文在參考已有研究的基礎(chǔ)上，引入受訪(fǎng)者性別、年齡、文化程度、風(fēng)險(xiǎn)偏好、家庭收入、家庭凈資產(chǎn)、城鄉(xiāng)差異等變量。在數(shù)據(jù)處理過(guò)程中，本文剔除了數(shù)據(jù)缺失值較多、戶(hù)主年齡小于18歲或者大于80歲，家庭總收入、凈資產(chǎn)小于0的樣本，共得到有效樣本7180個(gè)。各主要變量的統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 變量描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果

注：性別(男=1，女=0)；家庭戶(hù)主的教育年限(未上過(guò)學(xué)=0，小學(xué)=6，初中=9，高中=12，中專(zhuān)/職高=14，大專(zhuān)/高職=15，本科=16，碩士=19，博士=22)；風(fēng)險(xiǎn)偏好[注]測(cè)量風(fēng)險(xiǎn)偏好的題目是“如果現(xiàn)在有兩張彩票供您選擇，若您選第一張，您有100%的機(jī)會(huì)獲得4000元，若您選第二張，您有50%的機(jī)會(huì)獲得10000元，50%的機(jī)會(huì)什么也沒(méi)有，您愿意選哪張？”(選擇第二張=1，選擇第一張=0)；家庭收入對(duì)數(shù)化；凈資產(chǎn)=總資產(chǎn)-總負(fù)債，并進(jìn)行對(duì)數(shù)化；城鄉(xiāng)差異(農(nóng)村=1，城鎮(zhèn)=0)。

四、實(shí)證結(jié)果

(一)社會(huì)資本對(duì)家庭融資渠道選擇影響

為了分析家庭不同水平的社會(huì)資本對(duì)融資渠道選擇的具體影響，本文進(jìn)行了Probit回歸分析。由表3可以發(fā)現(xiàn)，社會(huì)資本變量的系數(shù)為0.0822，在1%的水平上顯著，說(shuō)明在其他因素保持不變的情況下，高社會(huì)資本的家庭在融資渠道選擇上更加傾向于銀行等正規(guī)金融機(jī)構(gòu)。而從邊際效應(yīng)來(lái)看，社會(huì)資本指數(shù)每提高1%，居民家庭選擇銀行融資的概率將上升2.70個(gè)百分點(diǎn)。本文認(rèn)為，從居民家庭角度來(lái)說(shuō)，社會(huì)資本改善了家庭與銀行等正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的信息不對(duì)稱(chēng)狀況，社會(huì)資本高的家庭更容易被納入正規(guī)金融服務(wù)范圍之內(nèi)，一旦產(chǎn)生融資需求，家庭會(huì)傾向于利用這個(gè)條件選擇銀行等正規(guī)金融機(jī)構(gòu)。從銀行等正規(guī)金融機(jī)構(gòu)角度來(lái)說(shuō)，由于社會(huì)資本可以分擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)、降低交易成本、減少違約行為，因此銀行更加愿意為高社會(huì)資本的家庭提供貸款。

表3 居民家庭融資選擇的Probit模型估計(jì)結(jié)果

注：*** 、** 、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著；括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)差。下同。

在控制變量方面，戶(hù)主年齡與家庭融資渠道選擇之間存在負(fù)向關(guān)系，在1%的水平上顯著，這意味著年長(zhǎng)的戶(hù)主傾向于選擇民間融資，可能與年長(zhǎng)的戶(hù)主在社區(qū)(村莊)內(nèi)的信譽(yù)水平更高，民間融資渠道更加廣闊有關(guān)。戶(hù)主的受教育年限與家庭選擇銀行機(jī)構(gòu)進(jìn)行融資具有正相關(guān)關(guān)系，且在1%的水平上顯著，這表明戶(hù)主的受教育程度越高，家庭在面臨融資選擇時(shí)更多地使用銀行貸款，而非通過(guò)民間渠道進(jìn)行融資?？赡艿脑蚴菓?hù)主教育水平越高，家庭向銀行提出貸款申請(qǐng)以及該申請(qǐng)通過(guò)的概率越高[32]。若戶(hù)主為風(fēng)險(xiǎn)偏好型，其家庭選擇銀行融資的概率會(huì)上升近4.2個(gè)百分點(diǎn)，在1%的水平上顯著，說(shuō)明戶(hù)主的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度越低，越愿意選擇民間融資。家庭收入水平、家庭凈資產(chǎn)的系數(shù)均為正且在1%的水平上顯著，說(shuō)明家庭收入、凈資產(chǎn)水平與家庭選擇銀行融資的概率具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。總收入和凈資產(chǎn)水平越高的家庭還款能力越強(qiáng)，更容易獲得銀行等正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的貸款支持，降低了對(duì)非正規(guī)貸款的依賴(lài)[33]。同時(shí)，家庭收入水平、資產(chǎn)凈額越高，其生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)、資產(chǎn)購(gòu)買(mǎi)等過(guò)程中需要的資金也會(huì)越多，而從民間渠道獲得的資金規(guī)模一般較小，因此家庭更加傾向于選擇銀行融資。農(nóng)村家庭和城鎮(zhèn)家庭在融資渠道選擇上表現(xiàn)出很大的差異性，農(nóng)村家庭更加愿意選擇民間融資，而城鎮(zhèn)家庭則更偏好銀行融資。由于農(nóng)村地區(qū)銀行機(jī)構(gòu)數(shù)量偏少，網(wǎng)點(diǎn)覆蓋率較低，金融服務(wù)能力不足，再加上農(nóng)村家庭普遍缺少足夠的抵押品，降低了農(nóng)村家庭獲得銀行貸款的可能性，使得民間融資成為農(nóng)村家庭融資的重要途徑。

(二)異質(zhì)性考察

為進(jìn)一步分析社會(huì)資本對(duì)家庭生產(chǎn)投資行為的融資渠道選擇的影響，本文將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、工商業(yè)經(jīng)營(yíng)合并為家庭生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)行為，將房屋修建、汽車(chē)購(gòu)買(mǎi)合并為家庭資產(chǎn)購(gòu)買(mǎi)行為。表4展示了生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)行為、資產(chǎn)購(gòu)買(mǎi)行為的子樣本回歸結(jié)果。表4結(jié)果顯示，無(wú)論是生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)還是資產(chǎn)購(gòu)買(mǎi)，社會(huì)資本變量的系數(shù)在1%的水平上顯著為正。從邊際效應(yīng)來(lái)看，在生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)項(xiàng)目相關(guān)的信貸市場(chǎng)中，家庭社會(huì)資本提高1%，家庭選擇銀行融資的概率就會(huì)提高5.85%；在資產(chǎn)購(gòu)買(mǎi)相關(guān)的信貸市場(chǎng)中，家庭社會(huì)資本提高1%，家庭選擇正規(guī)貸款的概率會(huì)提高2.46%，進(jìn)一步證實(shí)了社會(huì)資本的增加會(huì)提高家庭選擇銀行融資的概率。

表4 社會(huì)資本對(duì)不同借貸市場(chǎng)家庭融資選擇影響的異質(zhì)性

表5 不同維度的社會(huì)資本對(duì)家庭融資選擇影響的異質(zhì)性

此外，本文還考察了社會(huì)關(guān)系子指數(shù)，即社交網(wǎng)絡(luò)、個(gè)人聲望以及家庭關(guān)系對(duì)家庭融資選擇的影響是否存在差異性。表5中，個(gè)人聲望變量的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，個(gè)人聲望指數(shù)每提高1%，家庭選擇銀行融資的概率提高1.97%，黨員以及村干部的身份通常會(huì)得到個(gè)人、機(jī)構(gòu)的認(rèn)可，具有一定的社會(huì)影響力，再加上收入穩(wěn)定，還款有保證，因此更容易被銀行機(jī)構(gòu)信任而獲得貸款。社交網(wǎng)絡(luò)變量的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，社交網(wǎng)絡(luò)指數(shù)每提高1%，家庭選擇銀行融資的概率提高0.95%，社交網(wǎng)絡(luò)廣的家庭，社會(huì)互動(dòng)頻繁，借貸雙方的信息不對(duì)稱(chēng)較低，更容易以低成本得到銀行貸款。家庭關(guān)系變量的系數(shù)為負(fù)，但是不顯著，家庭關(guān)系和睦且親戚數(shù)量多的家庭更加傾向于選擇民間融資，主要包括由父母和親戚提供的家庭貸款。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)上述社會(huì)資本對(duì)家庭融資渠道選擇影響的穩(wěn)健性，本文利用父親或母親是否為黨員以及村干部、家庭通訊費(fèi)用、受訪(fǎng)者兄弟姐妹個(gè)數(shù)這些變量分別代替之前的變量，構(gòu)建新的個(gè)人聲望、交際網(wǎng)絡(luò)以及家庭關(guān)系等子指數(shù)，由此合成新的社會(huì)資本指數(shù)，在表6模型(1)中，本文使用新的社會(huì)資本指數(shù)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果仍然顯示社會(huì)資本對(duì)家庭選擇銀行融資具有明顯促進(jìn)作用，其他控制變量的結(jié)果則與前文估計(jì)基本一致。另一方面，在研究中國(guó)家庭融資渠道選擇問(wèn)題時(shí)，有必要考慮東部、中部和西部地區(qū)的差異現(xiàn)象。地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同，金融市場(chǎng)發(fā)育程度存在差異，都會(huì)影響居民家庭融資渠道的選擇。CHFS的問(wèn)卷將家庭所在地區(qū)劃分為東部、中部和西部，本文也根據(jù)這樣的地區(qū)劃分，進(jìn)一步分析不同地區(qū)家庭的社會(huì)資本對(duì)其融資渠道選擇的影響，模型(2)、(3)、(4)分別對(duì)東部、中部、西部樣本家庭進(jìn)行回歸分析，結(jié)果表明，社會(huì)資本對(duì)家庭選擇銀行融資仍然具有明顯促進(jìn)作用，說(shuō)明前文的實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。

表6 社會(huì)資本與家庭融資選擇的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(四)內(nèi)生性檢驗(yàn)

遺漏變量或者逆向因果等問(wèn)題可能成為本文內(nèi)生性問(wèn)題產(chǎn)生的來(lái)源，本文采用工具變量Probit模型(IVProbit模型)來(lái)解決潛在的內(nèi)生性問(wèn)題。本文參照Du et al.(2014)的做法[34]，用樣本家庭所在社區(qū)(村)的平均社會(huì)資本水平作為工具變量[注]選擇與樣本家庭在同一社區(qū)(村)并且戶(hù)主年齡與樣本家庭戶(hù)主年齡在同一年齡段的其他家庭，計(jì)算出這些家庭平均社會(huì)資本水平，將這個(gè)結(jié)果作為樣本家庭社會(huì)資本的工具變量。。選擇這個(gè)工具變量主要考慮到：首先，該工具變量與內(nèi)生解釋變量社會(huì)資本相關(guān)，因?yàn)榧彝サ纳鐣?huì)資本是建立在一定的聯(lián)系基礎(chǔ)上的，是一種群體外部性，所以樣本家庭所在社區(qū)(村)其他家庭的社會(huì)資本水平會(huì)影響樣本家庭的社會(huì)資本水平；其次，該工具變量與擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)，即樣本家庭的融資渠道選擇與其他家庭的社會(huì)資本水平不存在相關(guān)性。本文采用兩步法對(duì)Probit模型進(jìn)行工具變量估計(jì)，表7展示了相應(yīng)的回歸結(jié)果，第一階段工具變量(其他家庭社會(huì)資本)的t值為13.31，同時(shí)系數(shù)為正，在1%的水平上顯著。方程的F值為163.82，且Wald檢驗(yàn)的P值小于0.05，可以說(shuō)明本文的工具變量選擇是合適的，證明了本文模型設(shè)定的合理性。

表7 兩步法IVProbit

五、研究結(jié)論與政策建議

本文基于中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心2013年的調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了社會(huì)資本對(duì)居民家庭融資渠道選擇的影響。研究結(jié)果表明：第一，社會(huì)資本高的家庭面臨融資需求時(shí)更加傾向于選擇向銀行等正規(guī)金融機(jī)構(gòu)融資，表明社會(huì)資本在解決家庭融資難問(wèn)題上具有積極作用，能夠在一定程度上緩解居民家庭的信貸約束；第二，當(dāng)家庭由于生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)、資產(chǎn)購(gòu)買(mǎi)行為而產(chǎn)生融資需求時(shí)，社會(huì)資本的提高會(huì)促使家庭選擇銀行融資，而這種推動(dòng)作用在生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)行為中表現(xiàn)得更加強(qiáng)烈；第三，個(gè)人聲望、社交網(wǎng)絡(luò)能夠顯著提高家庭選擇銀行融資的概率，家庭關(guān)系則增強(qiáng)了家庭選擇民間融資的可能性，但是作用并不顯著。

本文結(jié)論的政策含義也顯而易見(jiàn)。首先，采取特殊制度安排培育增強(qiáng)農(nóng)村地區(qū)的社會(huì)資本存量，通過(guò)提高人力資本水平、完善社會(huì)交往網(wǎng)絡(luò)、增強(qiáng)地區(qū)信用水平能有效緩解居民家庭融資困境；其次，建立完善的社會(huì)資本網(wǎng)絡(luò)，增強(qiáng)社會(huì)資本的信號(hào)傳遞功能、降低借貸雙方的信息不對(duì)稱(chēng)程度，拓展政府部門(mén)、金融機(jī)構(gòu)以及社會(huì)組織等要共同構(gòu)建信息傳輸渠道，實(shí)現(xiàn)居民家庭與銀行機(jī)構(gòu)低成本的信息對(duì)接；再次，充分發(fā)揮社會(huì)資本抵押、擔(dān)保的功能，在某些條件成熟的地區(qū)可以通過(guò)社會(huì)資本聯(lián)保的方式為其提供銀行貸款資金支持，有效解決居民家庭融資困難問(wèn)題；最后，我國(guó)的金融領(lǐng)域發(fā)展還不夠成熟，尤其是農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展水平較低，銀行融資與民間融資將長(zhǎng)期共存，政府不僅要大力促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)銀行等正規(guī)金融機(jī)構(gòu)發(fā)展，擴(kuò)大正規(guī)貸款覆蓋面，還要鼓勵(lì)和規(guī)范民間金融組織的發(fā)展，構(gòu)建相互競(jìng)爭(zhēng)、相互合作的金融體系。