樊文翔 龍艷 龍辣

摘 要：本文使用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2014年的3898戶農(nóng)戶的數(shù)據(jù)，運用多元有序Probit模型研究了收入差距、社會資本及其交互作用對中國農(nóng)村地區(qū)農(nóng)戶借貸偏好的影響，為從供給側(cè)角度改善農(nóng)村金融供給提供了證據(jù)。研究結(jié)果表明，我國農(nóng)村地區(qū)整體更偏好于非正規(guī)金融機構(gòu)，收入差距的擴大則顯著增強了農(nóng)戶對銀行等正規(guī)金融機構(gòu)的偏好，社會資本不僅降低了農(nóng)戶對銀行等正規(guī)機構(gòu)的借貸偏好，而且削弱了收入差距擴大情況下農(nóng)戶對正規(guī)金融機構(gòu)的偏好。

關(guān)鍵詞：農(nóng)戶收入差距；社會資本；借貸偏好；正規(guī)金融機構(gòu)

中圖分類號：F830 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：B 文章編號：1674-2265（2018）04-0080-08

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2018.04.013

一、引言

農(nóng)戶是我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的主體，是農(nóng)村金融市場借貸的需求主體，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的推進(jìn)也必須從農(nóng)戶入手。鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的兩個重要環(huán)節(jié)是強調(diào)生產(chǎn)發(fā)展和生活富裕，這就要求作為農(nóng)業(yè)經(jīng)營微觀主體的農(nóng)戶向?qū)I(yè)化方向發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，積極進(jìn)行農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，這要求農(nóng)戶具備一定的資本積累或者能夠通過金融市場獲得有效借貸，因而進(jìn)一步擴大了農(nóng)村金融市場的借貸需求。而在供給方面，由于農(nóng)業(yè)收入的不穩(wěn)定性、長期性和風(fēng)險性，銀行、農(nóng)村信用社等正規(guī)金融機構(gòu)在提供信貸時往往發(fā)生“離農(nóng)”傾向，農(nóng)戶勢必存在不能被滿足的借貸需求，親友、資金互助和小額信貸等民間非正式機構(gòu)的出現(xiàn)一定程度上緩解了這一問題。正規(guī)金融機構(gòu)和非正規(guī)金融機構(gòu)都是農(nóng)村金融供給的重要組成環(huán)節(jié)，研究農(nóng)戶進(jìn)行借貸決策時在正式和非正式借貸渠道之間的偏好將有助于從供給側(cè)角度提供更加準(zhǔn)確的借貸供給。

農(nóng)村經(jīng)濟社會的環(huán)境對農(nóng)戶的借貸決策有著重要影響。農(nóng)村經(jīng)濟方面，典型的特征就是收入差距的擴大。2012—2016年，我國居民收入的基尼系數(shù)分別0.474、0.473、0.469、0.462、0.465，雖然整體上呈現(xiàn)下降趨勢，但是基尼系數(shù)始終大于0.45，而且2016年比2015年提高了0.003；農(nóng)戶人均純收入的基尼系數(shù)從 1978年的0.22 提高到1990年的 0. 31，2000年進(jìn)一步升至0. 35，2012年則達(dá)到0. 39，逼近0.4的警戒線。我國農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的上升幅度超過 70%。這種收入差距不僅會影響廣大農(nóng)村地區(qū)的生活消費和生產(chǎn)發(fā)展，而且會進(jìn)一步影響到農(nóng)村地區(qū)的穩(wěn)定和諧。農(nóng)村社會方面，社會資本在經(jīng)濟社會的各個方面都發(fā)揮著重要作用，尤其是在“關(guān)系型社會”的宏觀社會文化情境下，農(nóng)村地區(qū)收入不平等對農(nóng)戶借貸偏好的影響將更加難以確定。一方面，社會資本發(fā)揮著負(fù)面作用。在收入差距擴大時，擁有較多社會資本的低收入農(nóng)戶，由于與其他社會成員的經(jīng)濟差距不斷擴大，可能會產(chǎn)生更大的心理負(fù)擔(dān)，對借貸產(chǎn)生消極想法進(jìn)而影響借貸決策。但另一方面，社會資本又能夠發(fā)揮其分擔(dān)風(fēng)險、提高收入的作用。在借貸中為農(nóng)戶分擔(dān)更多的信貸風(fēng)險，提供更可靠的信貸保障，或者是通過提供更多的就業(yè)機會增加農(nóng)戶收入，從而即使在收入差距不斷擴大的背景下，依然使農(nóng)戶對正規(guī)金融有著較強的偏好。

綜上所述，研究農(nóng)戶內(nèi)部收入差距對農(nóng)戶借貸偏好的影響、社會資本對農(nóng)戶借貸偏好的影響，以及社會資本與收入差距的交互作用對農(nóng)戶借貸決策的影響具有十分重要的現(xiàn)實意義和理論價值。

二、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

（一）收入差距與農(nóng)戶借貸的相關(guān)研究

討論收入與農(nóng)戶借貸行為之間關(guān)系研究的并不多，而且主要集中在農(nóng)戶收入水平高低對農(nóng)戶借貸意愿的影響，但是結(jié)論并不一致。一方面，有些研究者認(rèn)為收入水平與農(nóng)戶借貸意愿反向相關(guān)，低收入農(nóng)戶借貸意愿強烈，高收入農(nóng)戶反而借貸需求較低（王曙光和王東賓，2011），家庭總收入較高的農(nóng)戶對正規(guī)金融和非正規(guī)金融的需求都比較低（譚燕芝和羅午陽，2015）；另一方面，有些研究卻認(rèn)為收入水平的高低直接影響著貸款需求的高低，借貸需求在不同收入水平家庭中存在差異，收入水平高的農(nóng)戶借貸需求較高（劉輝煌和吳偉，2015）。此外，收入高低與借貸意愿的關(guān)系還受到地理位置、村莊特征、農(nóng)戶特征等其他第三方變量的影響（牛榮、羅劍朝和張珩，2016；譚燕芝和羅午陽，2015）。

還有一些學(xué)者從借貸可得性入手，用不同方法和角度進(jìn)行了研究。部分學(xué)者從戶主特征、家庭特征、認(rèn)知特征、貸款特征、國家政策五個方面結(jié)合Logistic—ISM 模型分析農(nóng)戶借貸可得性的影響因素（史方超和董繼剛，2015）；還有一些學(xué)者提出非正規(guī)金融降低了金融服務(wù)門檻和農(nóng)戶受信貸約束的概率，從而提高了農(nóng)戶的信貸可獲性（金燁和李宏彬，2009；張兵和張寧，2012）。

（二）社會資本與農(nóng)戶借貸相關(guān)研究

相較于研究收入差距對農(nóng)戶借貸偏好的影響，學(xué)術(shù)界顯然更加關(guān)注社會資本對農(nóng)戶借貸決策的影響。研究發(fā)現(xiàn)，一方面，社會資本影響農(nóng)戶獲得貸款的過程。農(nóng)戶的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)規(guī)模越大，與社會網(wǎng)絡(luò)中主要成員的交往親密程度越高，其獲得借貸的能力越強（汪三貴，2001；高帆，2003；童馨樂和褚保金，2011）；不論是正規(guī)金融，還是非正規(guī)金融，社會資本關(guān)系的強弱都會影響到農(nóng)戶獲得借貸過程的便捷度。另一方面，社會資本可以影響農(nóng)戶借貸的風(fēng)險控制。王彬（2015）在研究社會資本對農(nóng)戶借貸可得性的影響時利用寧夏5個地區(qū)的問卷調(diào)研數(shù)據(jù)，通過Logistic回歸分析，從社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模、社會網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)、社會關(guān)系強弱三個方面構(gòu)建了農(nóng)戶社會資本的測量方法，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶的借貸以民間借貸為主，正規(guī)借貸為輔。其中中年農(nóng)戶、高學(xué)歷農(nóng)戶、高收入農(nóng)戶以及親朋好友個數(shù)多、職業(yè)廣泛、地位高的農(nóng)戶容易獲得正規(guī)借貸，否則容易獲得民間借貸。李文（2011）基于對山西省運城市臨晉鎮(zhèn) 5 個村 207 戶農(nóng)戶的調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村的非正規(guī)金融借貸主要是“兩情”借貸，且借貸的對象比較廣泛，農(nóng)戶的家庭經(jīng)濟狀況如何并不顯著影響農(nóng)戶從非正規(guī)金融機構(gòu)貸款的可得性。

（三）文獻(xiàn)述評

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要研究收入高低對農(nóng)戶借貸意愿的影響。一方面，缺乏收入高低的比較研究，沒有就農(nóng)戶借貸時在正規(guī)與非正規(guī)金融的選擇偏好做進(jìn)一步的深度研究；另一方面，相關(guān)研究關(guān)注的樣本多是某一地區(qū)的樣本，研究結(jié)果往往只是體現(xiàn)研究對象所在地區(qū)的特征，結(jié)論的一般性有待進(jìn)一步論證。社會資本的研究相對較多，但是也主要是從借貸的意愿和借貸的可得性入手，雖然有個別學(xué)者研究了農(nóng)戶在不同形式的金融機構(gòu)之間的選擇問題，但是在樣本上仍然缺乏說服力。

綜上所述，我們可以看出，目前關(guān)于收入差距對農(nóng)戶借貸偏好的研究不僅少而且沒有一致的結(jié)論，對于社會資本對借貸偏好的影響更是十分匱乏，而對兩者交互作用對農(nóng)戶借貸偏好的影響則幾乎沒有相關(guān)文獻(xiàn)給予關(guān)注。

因此，本文試圖研究農(nóng)戶內(nèi)部收入差距、社會資本和農(nóng)戶借貸偏好的關(guān)系，并提出如下假設(shè)：

H1：農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的擴大會顯著增強農(nóng)戶對正規(guī)金融的借貸偏好。

H2：農(nóng)戶社會資本的增加會顯著削弱農(nóng)戶對正規(guī)金融的借貸偏好。

H3：社會資本的增加既可能削弱也可能加強收入差距擴大的情況下農(nóng)戶對正規(guī)金融的偏好。

三、數(shù)據(jù)來源與變量設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來源

根據(jù)研究需要， 本文主要采用 中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）的家庭問卷數(shù)據(jù)庫。CFPS是由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心實施的具有全國代表性的大型微觀入戶調(diào)查，該調(diào)查兩年一次， 旨在通過跟蹤收集個體、家庭、社區(qū)三個層次的數(shù)據(jù)，反映我國社會、經(jīng)濟、人口、教育和健康的變遷，為學(xué)術(shù)研究和公共政策分析提供數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。本文使用CFPS 2014年的調(diào)查數(shù)據(jù)。樣本數(shù)據(jù)覆蓋了全國25個省市自治區(qū)， 有16000戶目標(biāo)樣本。

由于本文研究對象為農(nóng)戶， 故僅保留具有農(nóng)村戶籍的家庭。在剔除了缺失值后， 最終本文采用的樣本共包括 3898 戶農(nóng)村家庭。

（二）變量選取

在 CFPS2014的家庭問卷數(shù)據(jù)庫中，有一項問題表述為“您家的首選借款對象會是誰？”，受訪者可以在以下六個選項中進(jìn)行選擇：“親戚”、“朋友”、“民間借貸組織”、“任何情況下都不會去借錢”、“非銀行正規(guī)機構(gòu)”和“銀行”。首選的借款對象本質(zhì)上反映了農(nóng)戶進(jìn)行借貸決策時在正規(guī)金融機構(gòu)和非正規(guī)金融機構(gòu)之間的借貸偏好，因此，該問題的另一種表述即為“您借款時更偏好于銀行嗎？”。與此問題相對應(yīng)的六個答案可以轉(zhuǎn)換為五級量表的表述形式，選擇“親友”可轉(zhuǎn)換為“完全不符合”，賦值為“1”；選擇“民間借貸組織”可轉(zhuǎn)換為“不符合”，賦值為“2”；選擇“任何情況下都不會去借錢”可轉(zhuǎn)換為“無所謂”，賦值為“3”；選擇“非銀行正規(guī)機構(gòu)”可轉(zhuǎn)換為“符合”，賦值為“4”；選擇“銀行”可轉(zhuǎn)換為“完全符合”，賦值為“5”。得分越多代表農(nóng)戶選擇借款時越傾向于“銀行”等正規(guī)金融機構(gòu)，反之得分越低代表農(nóng)戶借款時更傾向于“親友”等非正式渠道。

本文主要研究農(nóng)戶收入差距和社會資本對農(nóng)戶借貸偏好的影響。收入基尼系數(shù)是衡量收入差距重要的指標(biāo)之一， 是本文的關(guān)鍵解釋變量之一。根據(jù) CFPS2014 年的家庭經(jīng)濟數(shù)據(jù)，本文將同一區(qū)縣的農(nóng)戶樣本歸為一組（共127組），根據(jù)基尼系數(shù)的定義，將被調(diào)查農(nóng)戶家庭2014年的年人均收入由低至高進(jìn)行排列，運用Stata13.0 用戶命令計算了各區(qū)縣的收入基尼系數(shù)。另外，為了驗證模型的穩(wěn)健性，本文也分別計算了各年各區(qū)縣被調(diào)查家庭農(nóng)戶年人均收入的 90 /10 指數(shù)、90/50指數(shù)和 50/10 指數(shù)來衡量各個區(qū)縣農(nóng)戶間的收入差距。

本文的另一關(guān)鍵解釋變量是農(nóng)戶社會資本。一方面，農(nóng)村地區(qū)社會資本通常表現(xiàn)為“親緣”社會資本和“友緣”社會資本，因此本文選取農(nóng)戶家庭“與親戚交往的頻率”和“是否從事個體經(jīng)營”來分別表示農(nóng)戶的“親緣資本”和“友緣資本”；另一方面，由于農(nóng)戶在經(jīng)營各種社會資本的過程中都伴隨著禮金的支出，本文選用“人情禮金支出（過去12個月）占家庭總支出（過去12個月）的比重”來衡量農(nóng)戶社會資本的綜合影響。

考慮到影響農(nóng)戶所在家庭和地區(qū)狀況的差異對其借貸偏好的影響，本文通過增加“家庭特征”和“地區(qū)特征”兩類控制變量以增強模型的解釋力。家庭的債務(wù)和資產(chǎn)狀況會直接影響農(nóng)戶借貸的選擇，同時家庭人力資本狀況會通過未來預(yù)期間接影響農(nóng)戶的借貸，因此，本文從農(nóng)戶家庭債務(wù)狀況、資產(chǎn)狀況和人力資本狀況來控制“家庭特征”，以“是否有待償銀行借款”和“是否有待償親友借款”兩個變量來體現(xiàn)農(nóng)戶債務(wù)狀況；以“是否有銀行存款”、“家庭土地資產(chǎn)”、“土地是否流轉(zhuǎn)”和“家庭實物資產(chǎn)”來體現(xiàn)資產(chǎn)狀況；以“家庭規(guī)?！?、“健康狀況”和“智力水平”來體現(xiàn)農(nóng)戶家庭人力資產(chǎn)狀況。“地區(qū)特征”對農(nóng)戶借貸的影響一方面是實際的補助，另一方面是對生產(chǎn)生活的支持，分別由“政府政策（政府補助金額）”和“基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)（是否經(jīng)常停電）”來體現(xiàn)。變量的相關(guān)解釋見表1。

（三）樣本描述性分析

1. 借貸偏好分布。

表2顯示了全體樣本農(nóng)戶借貸偏好的分布情況，樣本中選擇“親友”和“銀行”的比例分別為66.60%和22.65%，選擇“民間非正規(guī)機構(gòu)”、“無所謂”和“非銀行正規(guī)機構(gòu)”的比例較低，分別為1.26%、9.39%和0.1%，說明我國農(nóng)戶借貸偏好呈現(xiàn)兩極分化的趨勢。

2. 基尼系數(shù)與借貸偏好。為了直觀反映不同收入差距地區(qū)農(nóng)戶借貸的偏好，表3將總體樣本根據(jù)基尼系數(shù)的國際分類方法劃分為五組。在總體樣本中，所處縣（區(qū)）農(nóng)戶收入差距為0—0.2的樣本值有24個，占比0.62%，借貸偏好的均值為1.625；所處縣（區(qū)）農(nóng)戶收入差距為0.2—0.3的樣本值有52個，占比1.33%，借貸偏好的均值為1.846；所處縣（區(qū)）農(nóng)戶收入差距為0.3—0.4的樣本值有987個，占比25.32%，借貸偏好的均值為1.947；所處縣（區(qū)）農(nóng)戶收入差距為0.4—0.5的樣本值有2036個，占比52.23%，借貸偏好的均值為2.109；所處縣（區(qū)）農(nóng)戶收入差距大于0.5的樣本值有799個，占比20.50%，借貸偏好的均值為2.343。主要變量描述性特征見表4。

（四）計量模型

當(dāng)實證檢驗收入差距、社會資本對農(nóng)戶借貸偏好的影響時，本文研究的被解釋變量“偏好”是有序選擇的分類變量，自變量X是影響借貸偏好的一系列關(guān)鍵變量和控制變量，因變量不能滿足線性回歸的條件，所以采用多元有序Probit模型進(jìn)行估計。

當(dāng)檢驗收入差距對農(nóng)戶借貸偏好的影響時，本文采用如下模型：

其中，[PREij]為第j縣區(qū)第i個農(nóng)戶的借貸偏好選擇，[GINIij]為第[j]縣區(qū)的農(nóng)戶收入基尼系數(shù)，[Fij]和[Lij]分別為家庭層面和地區(qū)層面的控制變量，[μij]為統(tǒng)計誤差。

當(dāng)檢驗社會資本對農(nóng)戶借貸偏好的影響時，本文采用如下模型：

其中，[PREij]為第[j]縣區(qū)第i個農(nóng)戶的借貸偏好選擇，[SCij]為第[j]縣區(qū)第i個農(nóng)戶的社會資本，其他變量的含義與方程（1）相同。

當(dāng)檢驗收入差距和社會資本的交互作用對農(nóng)戶借貸偏好的影響時，本文采用如下模型：

其中，各變量定義如前，[η×GINIij×SCij]代表收入差距和社會資本的交互作用對農(nóng)戶借貸偏好的影響。

四、實證分析

（一）收入差距對農(nóng)戶借貸偏好的影響

本文使用CFPS（2014）的數(shù)據(jù)，首先考察收入差距對農(nóng)戶借貸偏好的影響。表5報告了基本的回歸結(jié)果。第（1）列顯示的是以借貸偏好Y為因變量，縣（區(qū)）Gini系數(shù)為自變量的多元有序Probit的回歸結(jié)果?；貧w系數(shù)顯著為正，顯示縣（區(qū)）基尼系數(shù)的擴大對農(nóng)戶借貸時選擇銀行等正規(guī)金融具有顯著的正向影響，這與理論假設(shè)1相一致。

為了進(jìn)一步證實收入差距對農(nóng)戶借貸偏好的影響，本文使用收入分配的不同衡量指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。表5第（2）—（4）列報告了穩(wěn)健性的回歸結(jié)果。分別使用縣區(qū)農(nóng)戶分位數(shù)收入比p90/p50、p90/p10和p50/p10作為對農(nóng)戶間收入差距的衡量，它們分別具體衡量了高收入與中等收入者、高收入與低收入者以及中等收入與低收入者之間的收入差距?；貧w結(jié)果顯示，這三個衡量指標(biāo)的系數(shù)也都顯著為正，說明農(nóng)戶間的收入差距確實會使農(nóng)戶在借貸時更偏好于銀行等正規(guī)金融機構(gòu)。但是從衡量農(nóng)戶收入差距的不同指標(biāo)來看，p90/p50的回歸系數(shù)最大，p50/p10的回歸系數(shù)次之，p90/p10的回歸系數(shù)最小，說明高收入者和中等收入者間收入差距的擴大以及中等收入者和低收入者間收入差距的擴大對整體農(nóng)戶的借貸偏好影響較大， 而高收入者和低收入者間收入差距的擴大則對農(nóng)戶借貸偏好的影響相對較小。一種可能的解釋是，低收入者的借貸主要是出于消費性借貸，中等收入者的借貸主要是出于生產(chǎn)性借貸。生產(chǎn)性借貸的資金規(guī)模及資金收益大于消費性借貸，因此銀行等正規(guī)金融機構(gòu)更傾向于向中等收入者發(fā)放信貸，進(jìn)而導(dǎo)致中等收入者對收入差距的擴大更為敏感，而中等收入群體占據(jù)著農(nóng)戶的大多數(shù)，因此給整個農(nóng)戶群體的偏好帶來顯著影響。此外，高收入者是農(nóng)村地區(qū)非金融資金的重要來源，中等收入者則是資金的主要需求方，在兩者收入差距不斷擴大的情況下，中等收入者難以與高收入者建立聯(lián)系，被迫向銀行等正規(guī)金融機構(gòu)尋求借貸，從而提升了整個農(nóng)戶階層對正規(guī)金融的借貸偏好。

（二）社會資本對農(nóng)戶借貸偏好的影響

本文使用CFPS（2014）的數(shù)據(jù)和模型（2）來探討社會資本與農(nóng)戶借貸偏好間的關(guān)系。

表6報告了基本的回歸結(jié)果。第（1）列顯示的是以借貸偏好Y為因變量，“人情禮支出占比”為自變量的多元有序Probit的回歸結(jié)果?；貧w系數(shù)顯著為正，顯示農(nóng)戶擁有的社會資本的增加對農(nóng)戶借貸時選擇銀行等正規(guī)金融機構(gòu)具有顯著的正向影響，這與理論假設(shè)2相反。這說明當(dāng)農(nóng)戶的綜合社會資本增加時，農(nóng)戶不是向與自己關(guān)系更密切的親友進(jìn)行借貸，而是可能借助親友的抵押或者擔(dān)保，更加偏向于正規(guī)金融機構(gòu)借貸。同時，盡管具有顯著性，但是回歸系數(shù)卻非常小，這說明社會資本對農(nóng)戶借貸偏好的影響作用是有限且不穩(wěn)固的，一旦受到其他因素的沖擊，可能會發(fā)生較大的變化，也驗證了現(xiàn)代社會農(nóng)戶社會資本的脆弱性。

“人情禮支出占比”是一個較為綜合的概念，為了進(jìn)一步驗證檢驗的穩(wěn)健性，本文對反映人情禮支出的兩個主要方面即“親緣”和“友緣”進(jìn)行檢驗。第（2）列和第（3）列分別報告了以“是否從事個體工商業(yè)”和“與親戚交往頻率”為解釋變量的回歸結(jié)果?！笆欠駨氖聜€體工商業(yè)”的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，進(jìn)一步驗證了第（1）列的結(jié)果。但另一方面，“與親戚交往頻率”的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，與前兩列的結(jié)果完全相反，但是卻與理論假設(shè)1相一致?？赡艿慕忉屖恰坝H緣”與“友緣”社會資本差異反映了不同類型的社會資本對農(nóng)戶借貸決策的影響作用，“親緣”社會資本在現(xiàn)代社會依然較為穩(wěn)固，對于緩解農(nóng)戶的借貸困境具有重要作用。也就是說，如果農(nóng)戶與親戚交往密切，因為借貸成本較低、銀行服務(wù)缺失和用錢的緊急性等因素，農(nóng)戶在借貸時會更偏好于親戚、民間非正式借貸機構(gòu)等；而從事個體工商業(yè)的農(nóng)戶會因為較多的固定資產(chǎn)、較為穩(wěn)定的收入來源和生產(chǎn)規(guī)模擴大等會更加有信心向銀行等正規(guī)機構(gòu)申請借貸， 也更容易獲得銀行等正規(guī)金融機構(gòu)的青睞。

（三）社會資本在收入差距與農(nóng)戶借貸偏好之間的作用

前文分別討論了收入差距和社會資本對農(nóng)戶借貸偏好的影響：收入差距使得農(nóng)戶借貸時更加偏向銀行等正規(guī)金融機構(gòu)，而社會資本主要使得農(nóng)戶增加向親友、民間借貸等非正規(guī)渠道借貸。一個隨之而來的問題是，二者的影響是相互獨立還是交互作用？關(guān)于這一問題的驗證我們主要通過模型（3）來進(jìn)行。

使用交互項[η×GINIij×SCij]來考察兩者的相互影響。如果系數(shù)[η]為正，說明社會資本的增強增加了農(nóng)戶對正規(guī)金融的借貸需求；如果系數(shù)[η]為零，則說明社會資本與農(nóng)戶收入差距對借貸偏好的影響相互獨立；如果[η]為負(fù)，則說明社會資本的增強削弱了農(nóng)戶對正規(guī)金融的借貸偏好。

根據(jù)前面的驗證結(jié)果，我們使用基尼系數(shù)作為衡量收入差距的變量，但由于不同社會資本對借貸偏好的影響有差異，我們分別加入人情禮支出占比與基尼系數(shù)交互項、是否從事個體經(jīng)營與基尼系數(shù)交互項以及與親戚聯(lián)絡(luò)頻率與基尼系數(shù)交互項，從不同角度驗證不同類型社會資本發(fā)揮的作用。表7顯示，第（2）列中的交叉項系數(shù)顯著為負(fù)，而第（1）列和第（3）列中的交叉項系數(shù)不顯著。這從整體上說明了，在收入差距不斷擴大的情況下，不同類型社會資本對農(nóng)戶借貸的影響正在發(fā)生分化，這與理論假設(shè)3相一致，不同類型的社會資本到底影響如何還需進(jìn)一步分析。

農(nóng)戶“友緣”社會資本的增加會使得農(nóng)戶更偏好于通過親友、民間借貸組織等非正規(guī)渠道獲得借貸；“親緣”社會資本在當(dāng)?shù)厥杖氩罹嗖粩鄶U大的情況下，對農(nóng)戶借貸偏好基本沒有影響；體現(xiàn)社會資本綜合影響的第（1）列從整體上體現(xiàn)了在收入差距擴大的情況下，社會資本的增加并不會提升農(nóng)戶對正規(guī)金融的偏好或改善正規(guī)借貸渠道對農(nóng)戶的限制。值得注意的是，“是否從事個體工商業(yè)”這一變量的影響由模型（2）中的正向影響轉(zhuǎn)化為負(fù)向影響，這一現(xiàn)象一方面說明了農(nóng)戶借貸偏好的不穩(wěn)定性，另一方面更可能是從事個體工商業(yè)的農(nóng)戶雖然具有較強的還債能力，但是由于資質(zhì)審查、個人喜好、貸款額度難以滿足需求等原因，被迫選擇向非正規(guī)渠道借款，商業(yè)銀行在服務(wù)農(nóng)戶的過程中仍然存在著許多隱形壁壘。

五、結(jié)論與政策建議

本文利用2014年中國家庭追蹤調(diào)查中3898戶農(nóng)戶家庭的調(diào)查數(shù)據(jù)，實證分析了農(nóng)戶收入差距和社會資本以及收入差距和社會資本的交互作用對農(nóng)戶借貸偏好的影響，主要得出以下結(jié)論：

第一，我國農(nóng)村地區(qū)農(nóng)戶整體借貸偏好的均值為1.974，說明我國農(nóng)戶整體上對資金互助社等民間非正式借貸組織有著強烈的借貸偏好，而對銀行等正規(guī)機構(gòu)的借貸偏好并不顯著。

第二，在被調(diào)查的3898戶農(nóng)戶所在的縣區(qū)中，有2835戶所在縣區(qū)的農(nóng)戶收入基尼系數(shù)達(dá)到或者超過0.4，占到農(nóng)戶比例的72.73%，我國農(nóng)村整體處于農(nóng)戶間的收入差距過大的狀態(tài)。

第三，收入差距可以顯著增強農(nóng)戶進(jìn)行借貸決策時對銀行等正規(guī)金融機構(gòu)的偏好，并且中等收入農(nóng)戶與高收入農(nóng)戶的收入差距和中等收入農(nóng)戶與低收入農(nóng)戶的收入差距，對農(nóng)戶整體的借貸偏好影響較大，且高、中收入者之間的差距對農(nóng)戶整體借貸偏好發(fā)揮著主要作用，中等收入群體相比其他收入群體更加傾向于向正規(guī)金融機構(gòu)借貸。

第四，不同類型的社會資本對農(nóng)戶借貸的偏好影響不同。社會資本整體上會增加農(nóng)戶對正規(guī)借貸的偏好，其中具體的反映“友緣”的社會資本也提升了農(nóng)戶對正規(guī)金融的借貸偏好，但是反映“親緣”關(guān)系的社會資本卻削弱了農(nóng)戶對正規(guī)金融的借貸偏好。

第五，社會資本的增加既可能削弱也可能加強收入差距擴大的情況下農(nóng)戶對正規(guī)金融的偏好。當(dāng)考慮綜合社會資本和“親緣”社會資本影響時，農(nóng)戶的內(nèi)部收入差距對農(nóng)戶借貸偏好的影響并不會發(fā)生變化，只有“友緣”社會資本仍然發(fā)揮著作用，使得農(nóng)戶更加偏好于非正規(guī)渠道的借貸。

第六，綜合而言，在農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴大的情況下，社會資本較多的農(nóng)戶由于與親友聯(lián)系更密切會更偏好向傳統(tǒng)意義上成本更低、更便捷的“親友”和“民間借貸組織”進(jìn)行借貸。

在上述分析的基礎(chǔ)上，本文給出如下政策啟示：

第一，非正規(guī)金融機構(gòu)在我國農(nóng)村金融市場發(fā)揮著十分關(guān)鍵的作用，相關(guān)部門不能因為當(dāng)前農(nóng)村金融改革的困境而忽視非正規(guī)金融機構(gòu)在農(nóng)村經(jīng)濟社會發(fā)展中的作用，要繼續(xù)支持資金互助社、小額貸款等非正規(guī)金融的發(fā)展。

第二，銀行、農(nóng)信社等正規(guī)金融機構(gòu)“離農(nóng)”的事實進(jìn)一步得到了驗證，相關(guān)機構(gòu)要主動接觸農(nóng)戶，了解農(nóng)戶需求，向農(nóng)戶宣傳“支農(nóng)”政策，尤其是對于從事個體經(jīng)營的農(nóng)戶，在金融支持上應(yīng)該更加放開。

第三，金融政策應(yīng)當(dāng)考慮農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r，不能因為政策對一個地區(qū)有了負(fù)面影響就“一刀切”處理所有地區(qū)的情況。

第四，我國經(jīng)濟的快速發(fā)展不僅帶來了城鄉(xiāng)間收入差距的擴大，而且?guī)磙r(nóng)村地區(qū)農(nóng)戶收入差距的擴大。這種收入差距的擴大已經(jīng)影響到農(nóng)戶與農(nóng)戶間傳統(tǒng)的“親緣”和“友緣”關(guān)系的穩(wěn)固。相關(guān)部門應(yīng)及時了解農(nóng)戶的精神需求，扎實推進(jìn)農(nóng)村地區(qū)“鄉(xiāng)風(fēng)文明”、“生態(tài)宜居”和“治理有效”的建設(shè)。

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