財富水平與異質性社會資本對農戶非正規借貸約束的影響
——基于三省份農戶調查數據的實證研究

彭 澎 吳蓓蓓

(南京農業大學， 江蘇 南京 210095)

一、引言

長期以來，中國農村正規金融市場發育不健全，融資環境不樂觀(彭澎 等，2017)。盡管近年來政府采取了一系列有針對性的改革措施，但效果并不理想，仍有很多農戶面臨著較強的資金約束(李銳 等，2007；張龍耀 等，2011；李慶海 等，2017)。一些研究認為，內生于農村地區的非正規借貸或許可以在一定程度上滿足農戶對資金的需求(劉西川 等，2009；李祎雯 等，2016)，有效緩解其在正規信貸市場中所受的限制。作為一種自發產生的供給關系，非正規借貸在本文中主要指親戚朋友間的借款和鄉村社區內的低息或零息借貸。由于非正規借貸一般不要求資金的需求方提供抵押擔保，契約也多為非正式的口頭或文字契約，借貸手續簡便、期限靈活，理應更易被農戶所接受(姜子葉 等，2002；羅杰 等，2005)。但事實上，非正規借貸約束在中國的農村地區卻廣泛存在，不少農戶在活躍的非正規金融市場中很難獲得資金，非正規借貸似乎對他們“失效”了(白永秀 等，2010；蘇群 等，2016)。

那么，到底是什么原因導致非正規借貸“失效”了呢？清晰地解答這一問題不僅有助于我們加深對非正規借貸在農村金融市場中作用和定位的理解，而且也能夠提高農戶在現實中的融資能力。目前，已經有一些學者對此予以了關注，他們認為農戶的財富水平和社會資本或是解答這一問題的關鍵(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，這些文章大多沒有在同一分析框架內研究財富和社會資本對非正規借貸約束的影響；另一方面，它們對不同類型社會資本在其中所發揮作用的分析也相對較少。隨著中國農村地區經濟的不斷發展以及受外來文化沖擊程度的日趨提高，農戶的社會資本表現出一定的異質性，且越來越強調前期投資，比如需要靠平時多出“份子錢”來進行維護。這顯然會對農戶的非正規借貸行為產生直接影響。

基于上述分析，本文借助來自于江蘇、湖南和江西三省份2017年的調查數據，對農戶的財富水平、異質性社會資本和非正規借貸行為之間的關系展開深入研究。與已有文獻相比，本研究的邊際貢獻主要體現在，基于中國農戶社會資本性質不斷變化的現實，將具有異質性的社會資本和財富水平納入同一分析框架，更加完整地闡釋了農戶受非正規借貸約束的深層原因。

二、文獻綜述與假設提出

(一)文獻綜述

已有文獻圍繞農戶的社會資本與非正規借貸約束之間的關系展開了廣泛且深入的探討。相關研究指出，在中國這樣的“關系型”社會中，農戶需要增加社會資本投資以提高非正規借貸的可得性，因為借貸雙方一般是通過各自所擁有的社會資本來進行匹配的(Shoji et al.，2012；任芃興 等，2014)。在此過程中，一方面，社會資本具有信號傳遞的作用，能夠緩解道德風險和逆向選擇問題帶來的負面影響；另一方面，社會資本可以通過聲譽上的壓力來保障約定的履行(楊汝岱 等，2011；李慶海 等，2017；南永清 等，2018)。因此，農戶的社會資本越豐富，其能獲得的非正規借貸越多(楊彥龍 等，2016；段洪波 等，2017；譚燕芝 等，2017)，無論是表現在借貸的可能性還是額度上(尹訓東 等，2017)。另外，社會資本還可以降低農戶的非正規借貸成本，特別是當社會資本來自于親戚之間(秦海林 等，2018)。

然而，社會資本的背后是人情的交換，它會使借款方對貸款方形成一種強烈的“虧欠感”(楊華，2008)。因此，那些獲得非正規借貸的農戶需要在平時承擔較高的人情成本，比如出席名目繁多且越來越“昂貴”的宴請等。如果農戶因為出錢少而沒有維護好這些關系(Galor et al.，1993；Binswanger et al.，1995)，那么他們就可能面臨非正規借貸約束(白永秀 等，2010；南永清 等，2018；秦海林 等，2018)。由此可以看出，在農村地區人情支出不斷上漲的情況下(杭斌，2015；周廣肅 等，2015)，農戶通過社會資本來獲取非正規借貸的能力與其財富水平存在一定關系。

從已有文獻來看，同時從財富水平和社會資本的視角來實證檢驗農戶非正規借貸約束的研究較少，比較有代表性的文章來自于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驗數據進行的研究發現：貧困戶不僅社會網絡小，而且其社會網絡中的成員只愿意借款給那些財富水平相對較高的人，因此貧困戶很難在民間金融市場上成功融資。徐麗鶴等(2017)利用CHFS(中國家庭金融調查)的調查數據，實證檢驗了財富水平對農戶進入民間借貸市場的影響，結果發現：相對貧窮的家庭更容易受到民間借貸的約束，因為他們缺乏可以拓展社會網絡的資本。Yuan et al.(2015)在使用來自中國農村的微觀調查數據進行實證檢驗后，也得出類似結論。此外，秦海林等(2018)基于借貸成本視角的研究指出，相比低收入農戶，高收入農戶更易因自身所擁有的社會資本而享受到低利率借貸。

綜上所述可知，相關研究主題至少在以下兩個方面還值得進一步挖掘：第一，可以在同一個分析框架內實證研究農戶的財富水平和社會資本對其非正規借貸約束的影響；第二，可以結合農村地區社會資本性質的變化情況，研究異質性社會資本對農戶非正規借貸可得性的影響。有鑒于此，本文將著重圍繞上述兩點展開研究。

(二)假設提出

相比于富有的農戶，貧困農戶在農村金融市場中更容易受到非正規借貸約束。因為農村的貧困家庭抵御風險的能力較弱，當他們遭遇外部風險沖擊時，普遍難以有效應對。因此，對于非正規借貸的供給方來說，這些貧困農戶的還款能力很低。相應地，親戚朋友或者熟人愿意借錢給他們的概率就不高，他們對非正規借貸的需求難以被滿足。這些受到非正規借貸約束的貧困農戶，不得不選擇通過增加預防性儲蓄或者減少開支來平滑消費，而這會進一步加劇貧困(Bowles et al.，2006)，使得其對非正規借貸的需求長期難以得到滿足。

農戶擁有的異質性社會資本會進一步放大上述效應。社會資本對于農戶從非正規金融市場上獲取資金非常重要(Ray，1998；Shoji et al.，2012)，因為非正規金融市場一般沒有正式合約，尤其是私人間的借貸，所以需要社會資本在信息獲取和聲譽約束等方面提供有效支持(Karlan et al.，2009；蘇群 等，2016；徐麗鶴 等，2017)。在中國傳統的農村社會中，農戶借貸資金額度通常較低且多用于小規模的農業生產，因此基于親緣關系的社會資本基本能夠滿足非正規借貸的需要。但近些年來，農戶社會資本的性質正在逐步發生改變。一方面，農戶不再只關注以親緣關系為基礎的社會資本，對后天能夠與其利益產生直接聯系的社會資本也越來越重視。如果長期缺乏聯系，那么通過后一種社會資本所建立的關系可能就會中斷，獲取某些利益的難度也將一定程度增加。另一方面，對于以親緣為基礎的社會資本而言，如果不去專門維護，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定性持續下降。在這種重新構筑的社會資本下，農戶要想在非正規金融市場上獲得資金，就必須增加社會資本投資(程昆 等，2006)。在目前的農村社會中，農戶可以投資的社會資本呈現出一定的異質性，存在正式和非正式兩種不同類型。其中，正式社會資本以地位尋求為目標，主要表現為農戶的政治身份等稀缺資源(孫穎 等，2013)。擁有正式社會資本的農戶可以利用地位優勢來穩固那些在后天形成的利益關系，這不僅有利于其獲取非正規借貸，而且也使自己具備在正規金融市場“尋租”的可能(李慶海 等，2017)。非正式社會資本則是以建立強關系為目標，它和農戶自身的親友狀況有關。具體而言，為了維持與親朋好友之間的強關系，農戶通常需承擔一定的人情支出和投資，比如參加名目繁多的宴請、出“份子錢”(1)除傳統的紅白喜事(婚喪)外，孩子滿月、升學、參軍、喬遷、生病、祝壽、開業等都成為農戶需要為人情支出的地方。。于是在“圈層差序”格局的作用下，農戶就可以依靠關系緊密的非正式社會資本來實現熟人借貸。顯然，對于財富較少的農戶來說，非正規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資本也十分有限，那么他們在當地能夠求助的親朋好友數量也將變得更少，即更容易受到非正規借貸約束(Santos et al.，2011)。

據此，本文提出：

假設：財富水平越低的農戶，越容易受到非正規借貸約束；財富水平越高的農戶，越不容易受到非正規借貸約束。正式和非正式的社會資本會進一步放大上述效應。

三、實證設計

(一)數據來源

本文的數據來源于南京農業大學、湖南農業大學和江西農業大學于2017年底聯合開展的一次對水稻種植戶的調查。該調查采用了多階段抽樣和分層抽樣相結合的方法。首先，根據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。這三個省份在經濟發展狀況上具有較強的代表性，2016年的GDP依次為77388.3億元、31551.4億元和18499.0億元，分別位于除港澳臺以外的31個省、自治區或直轄市的前10%、30%和60%。然后，在上述三省份，根據2016年的GDP，各分層抽取3個城市并在每個城市中隨機選取1個樣本縣。最后，在每個樣本縣選擇3至6個樣本村，并在每個樣本村中隨機抽取10至20戶的水稻種植戶進行調查。調查采取訪談(1至2個小時)的形式進行，收集的內容包括農戶的家庭特征、生產、投資、收入消費、信貸和社會資本等情況。在訪談結束后，項目組會向農戶支付50元的補貼。此次調查共獲得722戶水稻種植戶的數據。結合本文的研究主題，我們保留了其中342戶存在資金需求的樣本(2)本文“(二)模型與變量設定”部分的第一段最后對此做出了解釋。。

(二)模型與變量設定

為了驗證上文提出的假設，本文通過式(1)至(6)的一組模型來進行實證分析：

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個有資金需求的農戶在2017年是否有非正規借貸(3)調查問卷中指出，本文關注的非正規借貸的渠道以親戚、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個有資金需求的農戶在2017年的非正規借貸金額。兩組模型分別從可得性和金額的視角來研究農戶的非正規借貸約束情況。這里的非正規借貸約束包括有需求但未提出非正規借貸申請、提出非正規借貸申請被拒絕、非正規借貸申請金額未被完全滿足三種情況。可以看出，上述三類非正規借貸約束關注的都是有資金需求的農戶，因此本文借鑒徐麗鶴等(2017)的處理方法，將樣本中在2017年沒有非正規借貸且原因為不需要的農戶界定為無資金需求的農戶。剔除這部分樣本后，我們再進行實證檢驗。

兩組模型的解釋變量設置相同。式(1)、(4)的核心解釋變量為wealthi，即第i個資金需求的農戶持有的現金、儲蓄等各類金融資產的價值之和，用于判斷財富少的農戶是否更容易受到非正規借貸約束。式(2)、(5)中增添了交乘項wealthi×infsociali，其中infsociali表示第i個有資金需求的農戶在2017年可以借錢的鄰居數量(4)由于數據的限制，我們這里只問了鄰居的情況，沒有包括其他親戚朋友等。，反映其擁有的強關系規模。它能夠幫助我們從非正式社會資本的視角來探究財富水平、社會資本和非正規借貸約束之間的關系。式(3)、(6)增加的交乘項為wealthi×fsociali，其中fsociali表示第i個有資金需求的農戶在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資本的視角來展開研究。如果本文假設得到驗證，那么式(1)至(6)中核心解釋變量及交乘項的系數應全部顯著為正。

需要注意的是，兩個被解釋變量infi、infcrediti和核心解釋變量wealthi之間可能存在反向因果關系，這會導致模型的估計結果有偏。為了解決這一問題，本文分別引入工具變量avwealthi和houseareai來進行回歸。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戶持有的現金、儲蓄等各類金融資產價值之和的平均值；houseareai表示第i個有資金需求的農戶在農村自建房屋的面積。選擇avwealthi和houseareai作為工具變量，主要基于三個方面的考慮。第一，它們與內生變量wealthi之間存在緊密的關系。一方面，本村財富的平均水平應當會影響農戶自己的財富狀況；另一方面，自建房面積較大的農戶可能財富相對較多。第二，在控制諸多可能影響被解釋變量infi、infcrediti的因素后，它們與殘差項的關系較小，比如自建房有可能是祖輩留下來的等，因此反映房屋面積的變量houseareai和當年的借貸情況關系不大。第三，在對它們進行弱工具變量檢驗后發現，avwealthi和houseareai變量的F統計量取值遠大于10(F=45.67、244.94)，進一步證明所選工具變量是有效的。

各變量的具體說明見表1。

表1變量說明

四、實證結果與分析

(一)描述性統計分析

表2為主要變量的描述性統計結果。被解釋變量非正規借貸(infi)的均值為0.401，說明在樣本地區有資金需求的農戶中，僅有40.10%在2017年獲得了非正規借貸，進一步證實非正規借貸約束在中國農村地區廣泛存在。非正規借貸金額(infcrediti)的最大值為150萬元、標準差為10.631，表明不同農戶受到的非正規借貸約束的程度存在較大差異，因此有必要探究導致這一差異的深層次原因。核心解釋變量財富水平(wealthi)的均值、最大值和標準差依次為2.823萬元、200萬元和14.967萬元，說明不同農戶之間的財富水平相差較大，樣本中貧困戶和富有戶共存。正式社會資本(fsociali)的均值為0.187，非正式社會資本(infsociali)的均值僅為0.643，這是因為在實際調查中，受條件所限，我們只詢問農戶“可以向周圍5戶鄰居中的幾戶借錢”，因此有可能會低估農戶的非正式社會資本規模。另外，風險厭惡程度(riskavei)的均值為0.615，比毛慧等(2018)、Tanaka et al.(2010)以及Liu(2013)所測度的風險厭惡系數的均值(依次為0.471、0.41、0.48)稍高?？赡苁且驗?，相比于養殖戶，水稻種植戶對風險的厭惡程度更高，因為一般養殖戶需要承擔的風險更高，相應地，抗風險能力也更強。其他控制變量的結果基本符合預期。

表3列示了樣本農戶財富水平的高低對其是否受非正規借貸約束影響的檢驗結果。其中，0.336萬元和2萬元分別為樣本農戶財富金額的1/3和2/3分位數。我們根據這兩個分位數，將農戶的財富水平劃分為三個檔次。在財富水平最低的農戶組，2017年沒有發生非正規借貸，說明這些有資金需求的貧困戶普遍不會申請非正規借貸或者申請了也難以獲得。在財富水平處于中間檔次的農戶組，2017年未發生非正規借貸的占比為48.08%；而在財富水平最高的農戶組，這一占比僅為33.6%。由此說明，財富水平越高的農戶，越不容易受到非正規借貸約束。這一結果初步佐證了前文提出的假設。

表2 主要變量的描述性統計

表3 不同財富水平的有資金需求的農戶非正規借貸約束情況(單位：戶)

(二)計量模型結果分析

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

在前三列中，財富水平(wealthi)、財富水平×非正式社會資本(wealthi×infsociali)、財富水平×正式社會資本(wealthi×fsociali)的系數均顯著為正。這初步說明：從借貸可得性的視角看，有資金需求的貧困農戶更容易受到非正規借貸約束，且社會資本會放大這一效應。相比于富有農戶，一方面貧困農戶不太可能成為村干部，他們利用政治資源等正式社會資本來獲取非正規借貸的可能性較低；另一方面，貧困農戶因為財富較少，即使參加親朋好友間的婚喪嫁娶、升學喬遷、祝壽開業等活動，人情支出的金額也相對較低，難以真正對社會資本進行有效投資，因此他們能夠求助的親戚朋友數量較少，利用非正式社會資本來提高非正規借貸可得性的難度也較大。戶主年齡(agei)、合作社(organizationi)和外出務工(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工的概率越高，農戶就越不容易受到非正規借貸約束。原因可能在于：戶主年輕的家庭生產經營能力更強，因此可能在非正規借貸市場上更活躍；參與合作社和外出務工有利于農戶結識更多愿意且有能力出借錢財的朋友。

在后六列的ivprobit模型中，財富水平(wealthi)的系數均在5%或1%的置信水平上正向通過了顯著性檢驗，財富水平×非正式社會資本(wealthi×infsociali)的系數也基本顯著為正。這進一步證實：從借貸可得性的視角來看，財富水平低的農戶更容易受到非正規借貸約束，并且非正式社會資本會強化這一影響。但需要注意的是，財富水平×正式社會資本(wealthi×fsociali)的系數為負且不顯著?？赡艿慕忉屖牵罕M管政治資源有利于積累正式的社會資本，但村干部的特殊身份使得這些擁有正式社會資本的農戶不愿意到處借錢，因為他們擔心自己在本村的地位受到負面影響?？刂谱兞康慕Y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，可能是因為農戶屬于本地大姓意味著該宗族在當地具有一定規模，由此可積累的非正式社會資本也相對較多，更有利于獲得非正規借貸。

綜上所述，就可得性而言，貧困農戶比富有農戶更容易受到非正規借貸約束；并且，貧困戶無法對非正式社會資本進行長期穩定投資的事實將會使這一問題變得更加嚴重。相較之下，以地位尋求為目標的正式社會資本在其中所發揮的作用并不大，尤其是在考慮內生性問題后。由此，本文所提出的假設得到部分驗證。

表4 Probit模型(1)—(3)的估計結果

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%的水平上通過了顯著性檢驗。

接下來，我們從非正規借貸所獲金額的角度重新分析財富水平、社會資本和非正規借貸約束之間的關系，表5為式(4)至(6)的估計結果。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。除財富水平×正式社會資本(wealthi×fsociali)的系數在式(6)中不顯著以外，其他核心解釋變量的結果和式(1)至(3)保持一致。這說明從所貸金額的視角來看，貧困農戶更容易受到非正規借貸約束，并且非正式社會資本會放大這一影響。由此可知，本文所提出的假設同樣得到部分驗證。

表5 OLS模型(4)—(6)的估計結果

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%的水平上通過了顯著性檢驗。

表5和表4結果的差異主要體現在控制變量上。首先，表5中，土地面積(landi)的系數均顯著為正，而在表4的式(1)至(3)中全部不顯著。原因可能在于，農戶經營的耕地越多，需要投入的資金也就越多，因此非正規借貸的金額越高，但是否選擇非正規借貸并不一定取決于耕地面積，因為某些時候農戶向親戚朋友借款主要是為了非農生產經營或單純的消費應急等。其次，表5中，示范戶(modeli)的系數基本都顯著為正，但在表4的式(1)至(3)中均不顯著。可能是因為，示范戶的農業生產經營規模相對較大，因此所需的借貸金額相應較高，但他們并不一定會通過該渠道來獲得資金。再者，表5中，合作社(organizationi)和外出務工(outlabori)的系數基本不再正向顯著，這是因為參與合作社和外出務工雖有利于農戶結交更多的朋友，從而更易獲得非正規借貸，但所能貸得的金額大小還是主要取決于關系的緊密程度以及農戶實際生產經營的需要。

五、結論與啟示

本文利用來自江蘇、湖南和江西三省份的實地調查數據，實證分析了農戶的財富水平、異質性社會資本和非正規借貸約束之間的關系。結論表明：相比財富水平較高的農戶，財富水平較低的農戶更容易受到非正規借貸約束，無論是在借貸可得性還是金額上；表現為強關系的非正式社會資本會進一步放大上述效應，而以地位尋求為目標的正式社會資本在這個過程中卻未能發揮明顯的作用。

本文結論具有三點啟示：

第一，要明確非正規借貸在中國農村金融市場中的定位，充分理解其和正規借貸之間的關系。盡管非正規借貸屬于一種本土化的內生性金融形式，但農戶尤其是貧困的農戶在該市場中依然可能會面臨不同程度的約束。因此，應進一步思考如何更好地促進正規信貸與非正規借貸的協調發展，共同推進農村地區普惠金融的實現。

第二，要重視非正式社會資本在中國農村金融市場中的作用。政府應當鼓勵那些缺乏非正式社會資本的貧困農戶加入資金互助合作社等組織，逐步建立起更多“強關系”以及更加復雜、牢靠的社會網絡，通過不斷延伸社會資本的邊界，提高獲得非正規借貸的可能。

第三，要逐步提升正規金融機構的服務能力，開發適用于農村地區的金融產品。銀行等正規金融機構應在各級政府的支持下，一方面，繼續探索農地經營權抵押貸款、宅基地使用權抵押貸款、扶貧小額貸款等各類產品在農村推廣的可能，嘗試為不同財富水平的農戶提供差異化的金融服務；另一方面，借助大數據、互聯網金融等技術，提高正規借貸對于農戶的可得性、及時性和便利性，以此更好地促進農村地區的經濟發展。