◎邢大偉 管志豪

引言

解決好“三農(nóng)”問(wèn)題是國(guó)家富強(qiáng)昌盛、民族復(fù)興的基礎(chǔ)。2014年3月銀監(jiān)會(huì)發(fā)布了《農(nóng)村中小金融機(jī)構(gòu)行政許可事項(xiàng)實(shí)施辦法》，放寬了村鎮(zhèn)銀行準(zhǔn)入門檻，為農(nóng)戶提供更便利的金融服務(wù)。2019年中央一號(hào)文件提出，打通金融服務(wù)“三農(nóng)”各個(gè)環(huán)節(jié)，建立縣域銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)服務(wù)“三農(nóng)”的激勵(lì)約束機(jī)制。當(dāng)前，我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展水平遠(yuǎn)低于城鎮(zhèn)，農(nóng)戶社會(huì)資本和金融素養(yǎng)水平偏低，金融行為較為單一。中國(guó)人民金融消費(fèi)權(quán)益保護(hù)局2019年7月31日發(fā)布的《2019年消費(fèi)者金融素養(yǎng)調(diào)查簡(jiǎn)要報(bào)告》顯示，我國(guó)消費(fèi)者金融素養(yǎng)平均分為64．77分，相比于2017年提高了1．06分，我國(guó)消費(fèi)者金融素養(yǎng)總體呈上升趨勢(shì)，但農(nóng)村地區(qū)總體水平相對(duì)較低。與此同時(shí)，農(nóng)戶的借貸需求也在逐步上升。然而，由于大部分農(nóng)村家庭收入低、抵押品不足、社會(huì)資本和金融素養(yǎng)相較于城鎮(zhèn)家庭都相對(duì)較低，再加上農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展滯后、金融產(chǎn)品單一、資金流向城鎮(zhèn)、金融服務(wù)缺失等問(wèn)題，農(nóng)戶面臨著借貸難、借貸貴、缺少應(yīng)有金融服務(wù)等局面，限制了農(nóng)戶借貸，也不利于農(nóng)村金融發(fā)展。因此，本文基于CHFS2015年數(shù)據(jù)研究社會(huì)資本和金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶借貸行為的影響，并進(jìn)行異質(zhì)性分析。研究結(jié)果顯示：社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶正規(guī)借貸行為的正向影響顯著，金融素養(yǎng)則對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為有顯著的正向影響，兩者對(duì)農(nóng)戶借貸行為的交互作用并不明顯。

文獻(xiàn)綜述與研究假說(shuō)

（一）文獻(xiàn)綜述

在國(guó)外，Yoo等（2000）研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本有利于企業(yè)家獲取財(cái)務(wù)資源、信息資源、情感支持與聯(lián)絡(luò)介紹，有助于提升企業(yè)家整合、吸收和利用資源的動(dòng)態(tài)能力。Guiso等（2004）認(rèn)為社會(huì)資本派生于人際網(wǎng)絡(luò)，包含了農(nóng)戶所擁有的社會(huì)資源和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，它們分別指“社區(qū)成員在特定社區(qū)內(nèi)積累的力量和機(jī)會(huì)”或者“由社會(huì)關(guān)系所得到的個(gè)人資源”。Madajewicz等（2010）將銀行與企業(yè)、親戚與朋友的關(guān)系以及農(nóng)戶聲望納入社會(huì)資本的評(píng)價(jià)體系中，發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本發(fā)揮著“抵押物”的作用，可以緩解缺乏抵押品時(shí)的逆向選擇、道德風(fēng)險(xiǎn)、經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)、高監(jiān)管成本、合約執(zhí)行等問(wèn)題。Stango和Zinman（2009）通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，缺失有關(guān)復(fù)利計(jì)算知識(shí)的消費(fèi)者大都錯(cuò)誤計(jì)算了貸款的實(shí)際利率和成本，由此增加了不必要的負(fù)債。Huang等（2009）發(fā)現(xiàn)缺乏金融素養(yǎng)的人作出的金融決策通常也不合理，教育水平低、未參加過(guò)經(jīng)濟(jì)類課程培訓(xùn)、女性、未參加過(guò)工作的人一般金融素養(yǎng)較低，有更大的機(jī)率作出不合理的金融決策。Disney和Gathergood(2011)研究發(fā)現(xiàn)負(fù)債過(guò)多且有更高借貸成本和費(fèi)用的家庭通常是金融素養(yǎng)較低的家庭。Huston（2012）發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)較高的個(gè)人能夠更合理地配置資產(chǎn)負(fù)債結(jié)構(gòu)，更愿意參與信貸市場(chǎng)，同時(shí)傾向于選擇正規(guī)借貸的方式融資。Calcagno和Monticone(2015)發(fā)現(xiàn)那些向理財(cái)顧問(wèn)咨詢的家庭中，只有金融素養(yǎng)高的家庭可以得到有價(jià)值的信息，而金融素養(yǎng)低的家庭通常得不到實(shí)質(zhì)的幫助。

在國(guó)內(nèi)，王修華和譚開(kāi)通（2012）發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本可以顯著地改善借貸雙方的信息不對(duì)稱問(wèn)題，從而增加民間借貸的機(jī)會(huì)。胡楓和陳玉宇（2012）發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶正規(guī)借貸行為有極為顯著的正向影響，但對(duì)農(nóng)戶的非正規(guī)借貸行為的影響不顯著。冉光和和田慶剛（2015）根據(jù)重慶市農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：在所有的家庭資產(chǎn)中，只有城鎮(zhèn)住房、養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)品對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)借貸有顯著正向影響，金融資產(chǎn)反而有明顯負(fù)向影響；農(nóng)村住房、城鎮(zhèn)住房和金融資產(chǎn)對(duì)正規(guī)借貸有顯著影響，且影響方向均為正。張?chǎng)蔚龋?015）發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本可以通過(guò)增加外部融資的可獲得性，顯著緩解農(nóng)戶的正規(guī)金融約束。申云（2016）研究得出了與胡楓和陳玉宇相反的結(jié)論，認(rèn)為社會(huì)資本對(duì)非正規(guī)金融借貸行為的正向影響更顯著，而對(duì)正規(guī)金融借貸行為的影響不顯著。胡振、臧日宏（2016）利用2012年中國(guó)城市居民消費(fèi)金融調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險(xiǎn)偏好高的家庭普遍擁有較高的金融素養(yǎng)自信度，因而居民家庭資產(chǎn)中股票的占比也較高。伍再華等（2017）利用2013年中國(guó)家庭金融調(diào)查CHFS微觀數(shù)據(jù)研究了金融素養(yǎng)對(duì)家庭信貸行為的影響，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)家庭的借貸頻率和數(shù)額都隨著金融素養(yǎng)的提升而增加，而農(nóng)村家庭借貸行為的增加要更快于城市家庭。吳衛(wèi)星等（2018）發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)分別與居民家庭負(fù)債和在正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的借貸額度有顯著的正相關(guān)性，擁有較高金融素養(yǎng)的家庭會(huì)避免擁有過(guò)度的負(fù)債。吳錕、吳衛(wèi)星（2018）研究了金融素養(yǎng)對(duì)我國(guó)居民家庭使用信用卡行為的影響，發(fā)現(xiàn)居民家庭的金融素養(yǎng)與使用信用卡的概率之間有顯著的正相關(guān)性。邢大偉和管志豪（2019）研究發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)雖然與農(nóng)戶借貸行為有顯著的正相關(guān)性，但金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為的影響顯著性要略高于農(nóng)戶的正規(guī)借貸行為。

雖然目前國(guó)內(nèi)外有不少關(guān)于社會(huì)資本和金融素養(yǎng)的研究，但大多數(shù)是關(guān)于城鎮(zhèn)家庭的研究，或是社會(huì)資本和金融素養(yǎng)對(duì)金融行為某一方面的研究，關(guān)于農(nóng)戶社會(huì)資本、金融素養(yǎng)和借貸行為之間關(guān)系的研究很少，更是鮮有人將社會(huì)資本和金融素養(yǎng)綜合起來(lái)分析對(duì)農(nóng)戶借貸行為的影響。因此，本文嘗試?yán)弥袊?guó)家庭金融調(diào)查CHFS2015年的微觀數(shù)據(jù)，研究社會(huì)資本、金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶借貸行為的影響。

（二）研究假說(shuō)

第一，社會(huì)資本代表了一個(gè)家庭的交際網(wǎng)絡(luò)、個(gè)人聲望和家庭關(guān)系，社會(huì)資本較多的家庭會(huì)更容易憑借自身優(yōu)勢(shì)獲得正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的信任，得到更多的正規(guī)借貸（胡楓、陳玉宇，2012）；對(duì)于非正規(guī)借貸而言，該借貸發(fā)生的主要基礎(chǔ)是雙方之間的信任程度與私人關(guān)系（郭斌、劉曼路，2002），也就是社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的質(zhì)量。社會(huì)資本偏重于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的廣泛性，因此并不會(huì)對(duì)家庭非正規(guī)借貸產(chǎn)生太大影響。基于此，本文提出假說(shuō)H1。

H1：社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶的正規(guī)借貸行為有顯著的正向影響，且這種顯著性高于農(nóng)戶的非正規(guī)借貸行為。

第二，金融素養(yǎng)代表了個(gè)人擁有的金融知識(shí)、金融技能、金融經(jīng)驗(yàn)和金融能力，這些要素有利于家庭控制風(fēng)險(xiǎn)和拓展借貸渠道，更多去嘗試向親朋好友和民間金融組織借貸，再加上非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的借貸手續(xù)較正規(guī)金融機(jī)構(gòu)簡(jiǎn)便，辦理時(shí)間也較短，導(dǎo)致金融素養(yǎng)偏高的家庭認(rèn)為向非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借貸更方便（邢大偉、管志豪，2019）?；诖?，本文提出假說(shuō)H2。

H2：金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶的非正規(guī)借貸行為有顯著的正向影響，且這種顯著性高于農(nóng)戶的正規(guī)借貸行為。

第三，社會(huì)資本豐富的農(nóng)戶，其本身的收入和社會(huì)地位也處于較高的層次，對(duì)借貸的需求不高，而金融素養(yǎng)的提高則可能使他們擅長(zhǎng)控制風(fēng)險(xiǎn)，于是在貸款需求不高的前提下減少了借貸的積極性，所以金融素養(yǎng)抑制了社會(huì)資本對(duì)居民信貸選擇的促進(jìn)作用（王彥卿，2018）。

H3：隨著金融素養(yǎng)的提高，社會(huì)資本越豐富的農(nóng)戶越會(huì)傾向于減少借貸。

數(shù)據(jù)來(lái)源、變量選取與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心2015年在全國(guó)范圍內(nèi)開(kāi)展的抽樣調(diào)查項(xiàng)目（CHFS2015）的問(wèn)卷數(shù)據(jù)作為初始數(shù)據(jù)。該調(diào)查覆蓋全國(guó)29個(gè)?。ㄊ?、區(qū)）、363個(gè)縣、1439個(gè)村（居）委會(huì)，從人口統(tǒng)計(jì)特征、家庭資產(chǎn)負(fù)債情況、保險(xiǎn)保障程度、收入支出結(jié)構(gòu)等方面提供了詳細(xì)的微觀信息，對(duì)家庭的基本狀況進(jìn)行了較為全面的刻畫。根據(jù)研究?jī)?nèi)容，本文對(duì)37289個(gè)樣本家庭的數(shù)據(jù)進(jìn)行整理后，篩選出11654個(gè)農(nóng)村家庭并剔除信息不完整和極端的樣本，最終的樣本為8207個(gè)家庭。

（二）變量選取

1．因變量

本文的因變量為農(nóng)戶是否有過(guò)借貸行為，將有過(guò)借貸行為的家庭賦值為“1”，未借貸過(guò)的家庭賦值為“0”，并將借貸行為分為兩種，一種是在正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的借貸行為，另一種是在非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的借貸行為，對(duì)兩者分別進(jìn)行回歸分析。

2．自變量

本文的自變量為社會(huì)資本和金融素養(yǎng)，其中社會(huì)資本是微觀層面的。對(duì)社會(huì)資本的度量，本文借鑒了梁爽等（2014）利用社會(huì)資本指數(shù)度量社會(huì)資本的方法，同時(shí)結(jié)合CHFS2015問(wèn)卷的數(shù)據(jù)，選取了交際網(wǎng)絡(luò)、個(gè)人聲望和家庭關(guān)系這三個(gè)維度對(duì)社會(huì)資本進(jìn)行度量。對(duì)于交際網(wǎng)絡(luò)，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)行排序后，金額總數(shù)排在前5%的家庭計(jì)5分，5%～25%的家庭計(jì)4分，25%～50%的家庭計(jì)3分，50%～75%的家庭計(jì)2分，75%～100%的家庭計(jì)1分。對(duì)于個(gè)人聲望，本文選取家庭中是否有村干部和黨員作為度量指標(biāo)，如果家庭中既有村干部又有黨員計(jì)5分，在村干部或是黨員中有任何一個(gè)的家庭計(jì)3分，既無(wú)村干部又無(wú)黨員的家庭計(jì)1分。對(duì)于家庭關(guān)系，本文選取同一村莊/城市有血緣關(guān)系的親戚數(shù)量以及受訪者對(duì)家庭生活重要性的看法作為衡量指標(biāo)，其中，親戚數(shù)量為9個(gè)以上的家庭計(jì)5分，6～9個(gè)計(jì)4分，3～6個(gè)計(jì)3分，1～3個(gè)計(jì)2分，沒(méi)有親戚的計(jì)1分；認(rèn)為家庭生活非常重要的家庭計(jì)5分，重要的計(jì)4分，一般的計(jì)3分，不重要的計(jì)2分，非常不重要的計(jì)1分。最后，將各指標(biāo)的分?jǐn)?shù)進(jìn)行加總后取平均值得出社會(huì)資本指數(shù)。對(duì)金融素養(yǎng)的度量，本文借鑒了Sarma(2010)合成金融包容指數(shù)的公理化方法，構(gòu)建如下金融素養(yǎng)指數(shù)：

其中，將金融素養(yǎng)指數(shù)的指標(biāo)選取分為四個(gè)維度，分別是金融知識(shí)的了解程度、金融技能的使用、金融經(jīng)驗(yàn)、金融能力。金融知識(shí)主要考察受訪農(nóng)戶對(duì)經(jīng)濟(jì)金融信息的關(guān)注、是否上過(guò)經(jīng)濟(jì)金融相關(guān)的培訓(xùn)課程和家庭中是否有成員從事與金融相關(guān)的行業(yè)；金融技能主要考察受訪農(nóng)戶對(duì)通貨膨脹率、利率的計(jì)算，還有股票和基金的操作能力；金融經(jīng)驗(yàn)主要著眼于受訪農(nóng)戶是否有存款、現(xiàn)金和借出款以外的金融資產(chǎn)；金融能力主要考察受訪農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)偏好和資產(chǎn)組合配置，因?yàn)楦鶕?jù)Benjamin等人（2006）的研究結(jié)果，具備良好金融素養(yǎng)的投資者能更好地駕馭復(fù)雜的金融工具和規(guī)避金融市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，金融素養(yǎng)更高的個(gè)人風(fēng)險(xiǎn)承受能力也更強(qiáng)，另外，金融素養(yǎng)亦和投資組合多樣化存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，缺乏金融素養(yǎng)是解釋資產(chǎn)組合缺乏多樣化的關(guān)鍵因素，因此我們可以采用這兩個(gè)指標(biāo)衡量家庭的金融能力。

本文采用二分類變量對(duì)測(cè)度指標(biāo)進(jìn)行賦值，當(dāng)受訪者正確回答（或肯定回答）某測(cè)度指標(biāo)時(shí)賦值為1，否則賦值為0；對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)偏好，將選擇愿意承擔(dān)平均風(fēng)險(xiǎn)及以上的家庭賦值為1，其余賦值為0；CHFS中共列示了10種金融產(chǎn)品：存款、股票、債券、基金、衍生品、金融理財(cái)產(chǎn)品、非人民幣資產(chǎn)、黃金、現(xiàn)金、借出款，本文將投資領(lǐng)域多于或等于3個(gè)的家庭賦值為1，否則賦值為0。最后，將各指標(biāo)得分帶入上述金融素養(yǎng)指數(shù)公式中計(jì)算得出結(jié)果。

表1：變量的描述性統(tǒng)計(jì)與說(shuō)明

3．控制變量

本文選取如下控制變量：個(gè)人特征變量包括年齡、性別、婚姻狀況、教育水平；家庭特征變量包括耕地面積、勞動(dòng)力數(shù)量、家庭收入、家庭資產(chǎn)。

4．變量的統(tǒng)計(jì)性描述

表1給出了本文實(shí)證研究涉及的自變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果?？梢钥闯觯茉L農(nóng)戶明顯更傾向于向非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借貸；受訪農(nóng)戶的社會(huì)資本和金融素養(yǎng)的平均值分別為2．81和0．08；地區(qū)的均值約為1．9，說(shuō)明東部的受訪農(nóng)戶略多于另外兩個(gè)地區(qū)；受訪農(nóng)戶的年齡普遍偏高，且從標(biāo)準(zhǔn)差過(guò)大可以看出受訪農(nóng)戶的年齡段跨度很大；受訪農(nóng)戶的性別比例幾乎相等，婚姻的平均狀況為已婚；農(nóng)戶的教育水平均值為2．6，可以看出目前農(nóng)戶的學(xué)歷狀況是介于小學(xué)與初中之間，說(shuō)明我國(guó)農(nóng)戶的受教育水平比較低；受訪農(nóng)戶的耕地?fù)碛忻娣e平均為6．96畝，但是過(guò)大的標(biāo)準(zhǔn)差說(shuō)明受訪農(nóng)戶間的耕地?fù)碛忻娣e差距很大，在CHFS2015的數(shù)據(jù)中，很多農(nóng)戶沒(méi)有耕地，而有的農(nóng)戶擁有的耕地面積可以多達(dá)400畝；每個(gè)受訪農(nóng)戶家庭擁有的勞動(dòng)力數(shù)量均值約為1．5個(gè)；家庭收入最小值和最大值差異較大；家庭資產(chǎn)差距較大，家庭資產(chǎn)配置的不平等程度也較大。

（三）模型設(shè)定

本文使用Logit模型對(duì)社會(huì)資本、金融素養(yǎng)與農(nóng)戶兩種借貸行為進(jìn)行四次不同的回歸，對(duì)不同年齡組和地區(qū)組的數(shù)據(jù)進(jìn)行負(fù)二項(xiàng)回歸；使用Logit模型將社會(huì)資本的四個(gè)子維度加入模型中進(jìn)行回歸；最后使用Probit模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

按照Logit二元選擇模型的建模思路，設(shè)定在農(nóng)戶向正規(guī)與非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借貸中社會(huì)資本與金融素養(yǎng)影響的模型為：

Y1和Y2分別為農(nóng)戶是否向正規(guī)金融機(jī)構(gòu)和非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借貸的可能性，SC為社會(huì)資本，F(xiàn)L為金融素養(yǎng)，SC×FL為社會(huì)資本與金融素養(yǎng)的交互項(xiàng)，Z為控制變量，α為常數(shù)項(xiàng)，β為社會(huì)資本的回歸系數(shù)，γ為金融素養(yǎng)的回歸系數(shù)，ζ為社會(huì)資本與金融素養(yǎng)交互項(xiàng)的回歸系數(shù)，δ為控制變量的回歸系數(shù)，ε為誤差項(xiàng)。

另外，泊松回歸模型一般可以用于支取非負(fù)整數(shù)的模型，但泊松分布所需的條件一般會(huì)由于因變量出現(xiàn)過(guò)度離差現(xiàn)象而無(wú)法滿足，因此本文采用了負(fù)二項(xiàng)回歸模型。修正后的泊松模型通常是通過(guò)在條件期望函數(shù)的對(duì)數(shù)表達(dá)中加入不可觀測(cè)部分εi所得：

對(duì)模型（1）兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)即得到負(fù)二項(xiàng)分布模型：

模型（2）中，Yi為因變量，X"i為自變量向量，βi為待估系數(shù)，i為第i個(gè)觀測(cè)樣本。

本文的因變量分別選取為農(nóng)戶是否向正規(guī)金融機(jī)構(gòu)和非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借貸，以社會(huì)資本（SC）、金融素養(yǎng)（FL）和社會(huì)資本與金融素養(yǎng)的交互項(xiàng)（SC×FL）為核心解釋變量，同時(shí)選取了一組控制變量，將模型（2）轉(zhuǎn)為了本文使用的實(shí)證模型：

表2：社會(huì)資本、金融素養(yǎng)與農(nóng)戶兩種借貸行為的回歸結(jié)果

在模型（3)和模型（4)中，Response1i為農(nóng)戶向正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借貸的可能性，Response2i為農(nóng)戶向非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借貸的可能性，Ai為自變量向量，α為常數(shù)項(xiàng)，β為社會(huì)資本的回歸系數(shù)，γ為金融素養(yǎng)的回歸系數(shù)，ζ為社會(huì)資本與金融素養(yǎng)交互項(xiàng)的回歸系數(shù)，δ為控制變量的回歸系數(shù)，i為誤差項(xiàng)。

實(shí)證結(jié)果與分析

（一）社會(huì)資本、金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶借貸行為的影響

首先將社會(huì)資本與金融素養(yǎng)變量進(jìn)行去中心化處理，再進(jìn)行交互以及回歸。本文使用Logit模型對(duì)因變量為受訪農(nóng)戶在正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的借貸除了交互項(xiàng)以外的所有變量進(jìn)行回歸作為模型1，加入社會(huì)資本與金融素養(yǎng)的交互項(xiàng)后再進(jìn)行一次回歸，作為模型2；其次，對(duì)因變量為受訪農(nóng)戶在非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的借貸除了交互項(xiàng)以外的變量進(jìn)行回歸作為模型3，加入金融素養(yǎng)變量和社會(huì)資本與金融素養(yǎng)的交互項(xiàng)后進(jìn)行一次回歸作為模型4。

如表2所示，社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶借貸行為基本上都有顯著的正向影響，但社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶的正規(guī)借貸行為影響的顯著性明顯要高于對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為影響的顯著性。回歸結(jié)果證明了H1的觀點(diǎn)，與胡楓、陳玉宇（2012）及郭斌、劉曼路（2002）的研究結(jié)果相一致，說(shuō)明農(nóng)戶的社會(huì)資本有助于在正規(guī)金融機(jī)構(gòu)獲得信任從而得到貸款。其原因在于，一方面，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)除了看重貸款抵押和擔(dān)保，對(duì)借貸人的交際網(wǎng)絡(luò)、個(gè)人聲望等社會(huì)資本方面的資源也同樣重視；另一方面，農(nóng)戶進(jìn)行非正規(guī)借貸時(shí)大多沒(méi)有簽合同或抵押，這種借貸的產(chǎn)生主要是基于借貸雙方對(duì)對(duì)方信用的主觀評(píng)估。因此，即使是社會(huì)資本豐富的農(nóng)戶，如果要進(jìn)行非正規(guī)借貸，其在親友間的品德及信用也會(huì)成為重要的決定性因素，而不是僅靠“親友多”或是“人情往來(lái)多”等這些社會(huì)資本決定的。對(duì)于金融素養(yǎng)，其與農(nóng)戶借貸行為之間的關(guān)系雖然是正向的，但它對(duì)農(nóng)戶正規(guī)借貸行為的影響不顯著，在1%的置信水平上對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為有顯著的正向影響，因?yàn)榻鹑谒仞B(yǎng)高的農(nóng)戶可能認(rèn)為靠自身的能力可以控制非正規(guī)借貸的風(fēng)險(xiǎn)，因此金融素養(yǎng)的提高不會(huì)增加農(nóng)戶正規(guī)借貸行為的產(chǎn)生，這與邢大偉和管志豪（2019）的研究相一致，同時(shí)驗(yàn)證了H2。在模型2和模型4中，社會(huì)資本和金融素養(yǎng)的交互項(xiàng)對(duì)農(nóng)戶的正規(guī)和非正規(guī)借貸行為均有不顯著的負(fù)向交互作用，這說(shuō)明社會(huì)資本和金融素養(yǎng)之間對(duì)農(nóng)戶借貸行為影響的替代作用不明顯，兩者的作用相對(duì)獨(dú)立，而系數(shù)的負(fù)向則表明隨著金融素養(yǎng)的提高，雖然影響不明顯，但社會(huì)資本豐富的農(nóng)戶一般會(huì)傾向于降低借貸的積極性，這驗(yàn)證了H3，也與王彥卿（2018）的結(jié)論一致，原因在于社會(huì)資本豐富的農(nóng)戶本身的收入和社會(huì)地位處于較高的層次，對(duì)借貸的需求不高，而金融素養(yǎng)的提高則可能使他們擅于控制風(fēng)險(xiǎn)，于是在貸款需求不高的前提下降低了借貸的積極性。對(duì)于控制變量而言，地區(qū)、耕地面積和勞動(dòng)力數(shù)量都與農(nóng)戶借貸行為之間在1%的置信水平上存在顯著的正向關(guān)系，可以看出農(nóng)戶借貸行為從東部地區(qū)至西部地區(qū)是逐漸增多的，這可能是由于西部地區(qū)農(nóng)村家庭經(jīng)濟(jì)情況更差而需要更多的借貸，且國(guó)家也將貸款優(yōu)惠政策偏向于這些家庭，因此這些家庭可以更多地獲得貸款。農(nóng)戶擁有的耕地面積和勞動(dòng)力數(shù)量對(duì)他們的借貸行為起到了促進(jìn)作用，耕地面積多的農(nóng)村家庭擁有更多的抵押從而更易獲得貸款，且耕地面積和勞動(dòng)力數(shù)量多的家庭更需要資金運(yùn)作，勢(shì)必會(huì)更多地借貸。教育水平反而對(duì)農(nóng)戶的借貸行為存在著顯著的負(fù)向影響，這說(shuō)明在農(nóng)村地區(qū)，教育水平越高的家庭越會(huì)避免借貸，理由應(yīng)該是教育水平越高的農(nóng)戶可能對(duì)借貸行為的風(fēng)險(xiǎn)更為重視，因而不愿意冒風(fēng)險(xiǎn)增加借貸行為。年齡雖然與農(nóng)戶的借貸行為存在正向關(guān)系，但借貸行為與年齡之間存在著“倒U型”關(guān)系。

1．社會(huì)資本、金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借貸行為的影響

在模型1和模型2中，農(nóng)戶向正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的借貸行為與社會(huì)資本之間有著顯著的正向關(guān)系，而與金融素養(yǎng)之間雖然有正向關(guān)系但顯著性不高。其他控制變量中年齡、性別、婚姻狀況及家庭資產(chǎn)對(duì)農(nóng)戶正規(guī)借貸行為的影響不顯著，教育水平對(duì)農(nóng)戶正規(guī)借貸行為有正向影響，家庭收入、地區(qū)、耕地面積和勞動(dòng)力數(shù)量都在1%的置信水平上顯著影響農(nóng)戶的正規(guī)借貸行為，后三項(xiàng)在所有模型中置信水平和系數(shù)方向都是一致的，原因是家庭收入更高的家庭，他們更容易獲得正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的信任從而得到更多的借貸。在只考慮社會(huì)資本的情況下，家庭資產(chǎn)在5%的置信水平上對(duì)農(nóng)戶正規(guī)借貸行為有顯著的正向影響，其中的理由可能和家庭收入是相似的。

2．社會(huì)資本、金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借貸行為的影響

在模型3和模型4中，無(wú)論是否考慮交互項(xiàng)，社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為都有正向影響，但不顯著。金融素養(yǎng)在1%的置信水平上與農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為有顯著的正向關(guān)系，其對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為的影響程度比較高從而導(dǎo)致社會(huì)資本的影響程度降低。金融素養(yǎng)之所以可以顯著地正向影響農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為，原因在于擁有高金融素養(yǎng)的家庭善于控制風(fēng)險(xiǎn)，再加上非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的借貸手續(xù)較正規(guī)金融機(jī)構(gòu)更簡(jiǎn)單，辦理時(shí)間也較短，這導(dǎo)致那些金融素養(yǎng)偏高的家庭認(rèn)為向非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借貸對(duì)他們來(lái)說(shuō)更方便。在模型3和模型4中，婚姻對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為的影響從負(fù)向轉(zhuǎn)為了正向，且在1%的置信水平上顯著，這說(shuō)明由于婚姻導(dǎo)致的很多影響因素對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為有促進(jìn)作用，因?yàn)榛橐隹赡軒?lái)的結(jié)婚、同居、分居、離異或喪偶都會(huì)增加農(nóng)村家庭的支出，而由于這種支出帶來(lái)的借貸需求正規(guī)金融機(jī)構(gòu)大多不會(huì)滿足，因而農(nóng)戶會(huì)增加非正規(guī)借貸行為。家庭收入和家庭資產(chǎn)對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為的影響從正向轉(zhuǎn)為了負(fù)向，其中家庭資產(chǎn)對(duì)其影響的顯著性從不顯著轉(zhuǎn)為了在1%的置信水平上顯著，這可能是因?yàn)殡S著家庭資產(chǎn)和家庭收入的增長(zhǎng)，農(nóng)村家庭可以憑借這些優(yōu)勢(shì)從正規(guī)金融機(jī)構(gòu)滿足他們的借貸需求，而不用冒著更大的風(fēng)險(xiǎn)去尋求非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的貸款，這與冉光和和田慶剛（2015）的假說(shuō)“金融資產(chǎn)在非正規(guī)借貸行為中反而起負(fù)向影響”一致，大多數(shù)農(nóng)村家庭資產(chǎn)雖然在正規(guī)金融機(jī)構(gòu)很難用作抵押，但會(huì)受到非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的認(rèn)同。性別在模型3和模型4中的方向系數(shù)也由正轉(zhuǎn)負(fù)，且在5%的置信水平上對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為影響顯著，可以看出男性比女性在應(yīng)對(duì)非正規(guī)借貸所帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)中更有信心。另外，值得一提的是年齡對(duì)農(nóng)戶的非正規(guī)借貸行為的影響也變得顯著了，這說(shuō)明年齡越大的農(nóng)戶由于閱歷多，對(duì)非正規(guī)借貸的行為更有信心，也更愿意去嘗試。

（二）社會(huì)資本、金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶借貸行為的影響：不同年齡組分析

將受訪農(nóng)戶以60歲為界分為兩個(gè)年齡組，模型5和模型6是分別對(duì)戶主為60歲以下的家庭向正規(guī)金融機(jī)構(gòu)和非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借貸行為的負(fù)二項(xiàng)回歸，模型7和模型8是分別對(duì)戶主為60歲以上的家庭向正規(guī)金融機(jī)構(gòu)和非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借貸行為的負(fù)二項(xiàng)回歸。從表3中可以看出，社會(huì)資本對(duì)戶主為60歲以上的農(nóng)村家庭借貸行為都有顯著的正向影響，而對(duì)60歲以下的影響則不顯著，甚至對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為有負(fù)向影響。其原因在于，戶主為60歲以下的家庭更愿意承擔(dān)一定的風(fēng)險(xiǎn)去獲得貸款進(jìn)行發(fā)展，在擁有一定社會(huì)資本的情況下更愿意去借貸，而戶主為60歲以上的家庭用到大筆款項(xiàng)的機(jī)會(huì)不多，且歲數(shù)大的戶主不傾向于冒風(fēng)險(xiǎn)借貸，對(duì)于非正規(guī)借貸更是認(rèn)為風(fēng)險(xiǎn)過(guò)高。金融素養(yǎng)除了模型7，對(duì)農(nóng)戶借貸行為的影響顯著性都很高，這說(shuō)明60歲以下的農(nóng)戶更富有冒險(xiǎn)精神，在其金融素養(yǎng)越高的情況下，他們對(duì)控制借貸行為的信心也越足，從而愿意更多地借貸。60歲以上農(nóng)村家庭向非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的借貸行為也在1%的置信水平上與金融素養(yǎng)正相關(guān)，這說(shuō)明60歲以上的家庭因?yàn)榻鹑谒仞B(yǎng)和人生閱歷的豐富，有更大的信心應(yīng)對(duì)和控制非正規(guī)借貸帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)，而由于金融素養(yǎng)沒(méi)有被正規(guī)金融機(jī)構(gòu)納入借貸門檻，所以他們還是不能輕易從正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借到貸款。社會(huì)資本與金融素養(yǎng)的交互項(xiàng)的顯著性和系數(shù)方向雖然大體上仍為不顯著的負(fù)相關(guān)，但在模型8中對(duì)60歲以上農(nóng)戶的非正規(guī)借貸行為的影響卻為正。其原因可能是金融素養(yǎng)對(duì)60歲以上農(nóng)村家庭非正規(guī)借貸的正向作用非常顯著，而社會(huì)資本的影響并不顯著，這在很大程度上促使社會(huì)資本豐富的60歲以上農(nóng)戶，隨著金融素養(yǎng)的提高也對(duì)非正規(guī)借貸的積極性更高了。

表3：不同年齡組農(nóng)戶社會(huì)資本、金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶借貸行為的回歸結(jié)果

表4：不同地區(qū)組農(nóng)戶社會(huì)資本、金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶借貸行為的回歸結(jié)果

在本次調(diào)查中，戶主為60歲以下的農(nóng)村家庭數(shù)量為5251戶，戶主為60歲以上的農(nóng)村家庭數(shù)量為2956戶，這樣的人口比例顯示出目前農(nóng)村地區(qū)的人口老齡化現(xiàn)象比較嚴(yán)重，農(nóng)村的年輕人大多傾向于去城鎮(zhèn)地區(qū)工作和學(xué)習(xí)，這對(duì)農(nóng)村地區(qū)的金融發(fā)展、社會(huì)資本提升及金融素養(yǎng)培育是不利的。對(duì)于家庭收入和家庭資產(chǎn)，只有模型8的家庭收入對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為的影響轉(zhuǎn)為了正向，但不顯著，在模型8中還可以看出性別對(duì)60歲以上的農(nóng)村家庭借貸的負(fù)向影響顯著。在模型7和模型8中還可以發(fā)現(xiàn)，耕地面積與60歲以上農(nóng)村家庭借貸行為的正向關(guān)系顯著性不高，其中的原因在于戶主是老年人的農(nóng)村家庭有一種觀念：即使耕地面積多，也不會(huì)為了耕地而進(jìn)行借貸。因此，農(nóng)村地區(qū)的人口老齡化現(xiàn)象對(duì)農(nóng)村地區(qū)借貸行為會(huì)產(chǎn)生阻礙作用。同時(shí)，教育水平與60歲以上的農(nóng)戶借貸之間的關(guān)系也不顯著。最后，我們可以發(fā)現(xiàn)年齡對(duì)兩個(gè)年齡組的農(nóng)村家庭正規(guī)借貸行為都在1%的置信水平上為負(fù)，這一結(jié)果說(shuō)明越年輕的農(nóng)戶越容易在正規(guī)金融機(jī)構(gòu)獲得借貸，理由可能是隨著年齡的增大，農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)積極性逐漸下降，思想越趨于保守，國(guó)家鼓勵(lì)年輕人創(chuàng)業(yè)的政策一定程度上也使得年輕人在正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的借貸變得容易。

（三）社會(huì)資本、金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶借貸行為的影響：不同地區(qū)組分析

本文將受訪農(nóng)戶分為東部、中部、西部三個(gè)地區(qū)組，模型9和模型10是分別對(duì)東部地區(qū)家庭向正規(guī)金融機(jī)構(gòu)和非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借貸行為的負(fù)二項(xiàng)回歸，模型11和模型12是分別對(duì)中部地區(qū)家庭向正規(guī)金融機(jī)構(gòu)和非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借貸行為的負(fù)二項(xiàng)回歸，模型13和模型14是分別對(duì)西部地區(qū)家庭向正規(guī)金融機(jī)構(gòu)和非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借貸行為的負(fù)二項(xiàng)回歸。從表4中看出，社會(huì)資本對(duì)所有地區(qū)的農(nóng)戶正規(guī)借貸行為仍有顯著的正向影響，與農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為雖仍存在正向關(guān)系，但卻不顯著，這說(shuō)明所有地區(qū)中社會(huì)資本依然只對(duì)農(nóng)戶正規(guī)借貸行為有促進(jìn)作用，這進(jìn)一步驗(yàn)證了H1。對(duì)于金融素養(yǎng)，該因素與東部農(nóng)村家庭的正規(guī)借貸行為之間在10%的置信水平下顯著正相關(guān)，這可能是因?yàn)闁|部地區(qū)金融素養(yǎng)高的農(nóng)戶信用較高，容易取得正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的信任，而對(duì)中部和西部地區(qū)農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為仍在1%和5%的置信水平下有正向關(guān)系，其中的原因是由于中部和西部地區(qū)金融素養(yǎng)越高的農(nóng)戶憑借自身的知識(shí)、經(jīng)驗(yàn)和技能越傾向于向非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借貸，從而會(huì)減少向正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借貸的機(jī)會(huì)。社會(huì)資本和金融素養(yǎng)對(duì)中部和西部地區(qū)的農(nóng)村家庭借貸行為仍有不顯著的負(fù)向作用，對(duì)東部地區(qū)的農(nóng)村家庭雖影響不顯著，但系數(shù)方向轉(zhuǎn)為正，這一結(jié)果可能是東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)更發(fā)達(dá)，社會(huì)資本豐富且金融素養(yǎng)高的農(nóng)戶會(huì)增加借貸積極性以進(jìn)行投資或是創(chuàng)業(yè)。

表5 ：社會(huì)資本子維度指標(biāo)與金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶借貸行為的交互性影響回歸結(jié)果

控制變量方面，性別和婚姻在地區(qū)中的影響基本不太顯著，年齡在1%的置信水平下對(duì)中部和西部地區(qū)農(nóng)村家庭的正規(guī)借貸行為有正向作用。其中的理由可能是國(guó)家正推進(jìn)中部地區(qū)崛起戰(zhàn)略和西部大開(kāi)發(fā)政策，這使得中部和西部地區(qū)年輕人從正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的借貸變得更加容易。年齡對(duì)西部地區(qū)農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為卻起到了顯著的負(fù)向作用，這可能是西部地區(qū)年齡越大、金融素養(yǎng)越高的農(nóng)戶對(duì)控制非正規(guī)借貸風(fēng)險(xiǎn)的信心更足。西部地區(qū)農(nóng)村家庭的教育水平影響的顯著性消失了，原因應(yīng)該是西部地區(qū)的教育水平均值只有2．3，低于所有地區(qū)的均值（2．7），因此過(guò)低的教育水平對(duì)借貸行為的影響也并無(wú)實(shí)質(zhì)效果了。耕地面積和勞動(dòng)力數(shù)量依然如未分地區(qū)前那樣保持著顯著的正向影響。而家庭收入在東部地區(qū)對(duì)農(nóng)戶借貸產(chǎn)生了負(fù)向影響，對(duì)非正規(guī)借貸影響更是顯著，這可能是因?yàn)闁|部地區(qū)金融發(fā)展比較發(fā)達(dá)，非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)數(shù)量較多，由此產(chǎn)生了一些監(jiān)管問(wèn)題，導(dǎo)致農(nóng)戶們對(duì)非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的性質(zhì)存在負(fù)面認(rèn)識(shí)，因此家庭收入更高的農(nóng)戶反而會(huì)利用自己的收入解決問(wèn)題，避免向非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)產(chǎn)生借貸行為。家庭資產(chǎn)則是與東部地區(qū)農(nóng)戶正規(guī)借貸行為有正向關(guān)系，對(duì)正規(guī)借貸的正向關(guān)系在5%的置信水平下顯著，原因可能是東部地區(qū)農(nóng)村家庭的家庭資產(chǎn)更容易被正規(guī)金融機(jī)構(gòu)接受而獲取貸款，但在中部和西部地區(qū)，家庭資產(chǎn)仍對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為有顯著的負(fù)向影響，這是因?yàn)檗r(nóng)戶將家庭資產(chǎn)抵押給非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的風(fēng)險(xiǎn)更高，甚至可能導(dǎo)致自身的家庭資產(chǎn)被非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)侵吞，因此擁有越多家庭資產(chǎn)的農(nóng)村家庭會(huì)越避免非正規(guī)借貸行為。

（四）社會(huì)資本子維度指標(biāo)與金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶借貸行為的交互性影響

將社會(huì)資本三個(gè)子維度中的四個(gè)指標(biāo)（轉(zhuǎn)移性收支、個(gè)人聲望、親戚數(shù)量及家庭重要性）與金融素養(yǎng)一起進(jìn)行去中心化處理后，用Logit模型對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行8次回歸。從表5中可看出，轉(zhuǎn)移性收支和金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶正規(guī)借貸行為有顯著的負(fù)向交互作用，農(nóng)戶個(gè)人聲望與金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為有顯著的負(fù)向交互作用，而戶主重視家庭的程度與金融素養(yǎng)則對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為有顯著的正向交互作用。這表明，交際網(wǎng)絡(luò)廣且金融素養(yǎng)高的農(nóng)村家庭往往因?yàn)樵敢馓峁椭挠H朋好友較多，控制貸款的風(fēng)險(xiǎn)能力較高，傾向于減少?gòu)恼?guī)金融機(jī)構(gòu)借貸，轉(zhuǎn)而利用非正規(guī)借貸解決問(wèn)題，個(gè)人聲望高的農(nóng)戶，金融素養(yǎng)越高，越會(huì)意識(shí)到控制因非正規(guī)借貸帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)，以避免這類風(fēng)險(xiǎn)帶來(lái)的個(gè)人聲望降低，因此他們會(huì)減少非正規(guī)借貸行為。重視家庭關(guān)系且金融素養(yǎng)高的農(nóng)村家庭通常愿意增加與家庭成員及親戚之間的聯(lián)系，控制貸款的風(fēng)險(xiǎn)能力較高，從而愿意增加非正規(guī)借貸行為。

表6 ：穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)論的合理性，本文通過(guò)使用Probit模型再次回歸以對(duì)四個(gè)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，將回歸結(jié)果中社會(huì)資本、金融素養(yǎng)、社會(huì)資本與金融素養(yǎng)交互項(xiàng)、家庭收入和家庭資產(chǎn)的變化情況與Logit模型的回歸結(jié)果中的作比較，如表6。

由表6可知，社會(huì)資本在四個(gè)模型中都對(duì)農(nóng)戶正規(guī)借貸行為有顯著的正向影響，而對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為有不顯著的正向影響，這與表2的結(jié)果基本一致，金融素養(yǎng)仍然只與農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為之間在1%的置信水平下有顯著的正向關(guān)系，社會(huì)資本和金融素養(yǎng)的交互項(xiàng)仍然為不顯著的負(fù)向性。由此可見(jiàn)，該結(jié)論較為穩(wěn)健。同時(shí)，家庭收入和家庭資產(chǎn)的回歸結(jié)果也與表2中一致，因此，該結(jié)論是穩(wěn)健的。

結(jié)論與啟示

研究得到如下結(jié)論：第一，社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶的借貸行為有顯著的正向影響，且對(duì)農(nóng)戶的正規(guī)借貸行為顯著性高于農(nóng)戶的非正規(guī)借貸行為。第二，金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶向正規(guī)金融機(jī)構(gòu)和向非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的借貸行為都有顯著的正向影響。第三，在考慮了社會(huì)資本及金融素養(yǎng)的交互項(xiàng)后，交互項(xiàng)只對(duì)農(nóng)戶借貸行為有不顯著的負(fù)向作用。第四，社會(huì)資本與金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶借貸行為的交互作用并不明顯，但社會(huì)資本子維度指標(biāo)中的轉(zhuǎn)移性收支、個(gè)人聲望和對(duì)家庭的重視程度與金融素養(yǎng)的交互作用顯著，且方向系數(shù)分別為負(fù)、負(fù)和正。第五，將農(nóng)村家庭分為60歲以下和60歲以上年齡段后，社會(huì)資本對(duì)60歲以上家庭的借貸作用不明顯，金融素養(yǎng)則除對(duì)60歲以上農(nóng)村家庭正規(guī)借貸行為不顯著外，基本對(duì)所有年齡組家庭借貸均有顯著的正向影響，同時(shí)，地區(qū)、婚姻狀況、耕地面積和家庭收入對(duì)60歲以上家庭借貸作用的顯著性都有所減弱。第六，區(qū)分地區(qū)組后，社會(huì)資本在三個(gè)地區(qū)對(duì)農(nóng)戶借貸行為的影響依然不變，金融素養(yǎng)則對(duì)東部地區(qū)農(nóng)戶正規(guī)借貸行為和中部及西部地區(qū)農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為都有顯著的正向影響。

基于以上研究結(jié)論，本文得到如下啟示：

第一，持續(xù)推進(jìn)普惠金融建設(shè)，增加新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的數(shù)量，緩解農(nóng)村金融服務(wù)不足局面，改善農(nóng)村金融競(jìng)爭(zhēng)狀況，滿足農(nóng)戶金融需求。第二，大力開(kāi)展金融培訓(xùn)，普及經(jīng)濟(jì)金融知識(shí)，提升農(nóng)戶金融素養(yǎng)。第三，通過(guò)完善農(nóng)村公共服務(wù)設(shè)施，構(gòu)建良好的合作溝通環(huán)境，組織豐富多彩的鄉(xiāng)村間交流、聯(lián)誼等活動(dòng)，提高信息溝通的頻率，提升農(nóng)戶社會(huì)資本，鼓勵(lì)中青年積極參與村集體的相關(guān)事務(wù)，拓展人際關(guān)系。第四，出臺(tái)相關(guān)法律法規(guī)，對(duì)農(nóng)村金融詐騙和非法集資等金融違法活動(dòng)加大打擊力度，保護(hù)農(nóng)戶合法的金融權(quán)益，營(yíng)造農(nóng)村地區(qū)良好、健康的金融環(huán)境。