财富水平与社会资本对农户融资能力的影响：来自4446个农户的证据

甘 宇



财富水平与社会资本对农户融资能力的影响：来自4446个农户的证据

甘 宇

通过回归分析发现，农户的家庭财富水平和社会资本显著正向影响农户总的融资能力。家庭社会资本存量高的农户，不但可以凭借其“关系”从正规金融机构中融资，也可以通过非正规渠道满足其融资需求。“关系”少的农户，非常容易陷入融资约束。另外，女性、青壮年和身体健康的家庭主事者在非正规渠道融资中有显著的优势。

农户； 财富水平； 社会资本； 融资能力

一 前 言

由于中国二元经济结构的影响，我国农村金融市场发展长期落后于城市金融市场。随着农村金融改革的启动，金融服务水平和金融机构覆盖率在农村地区得到很大提高，但相当一部分有大额融资需求的农户仍然无法获得满足。在农村金融市场，资金供给双方为了实现有效交易，在农户无法提供有效抵押品的情况下，会转而寻求其他双方都能够接受的方式来促进交易的达成。在某种程度上而言，家庭社会资本正是家庭财富最为合适的替代品。为了规避风险，农村金融机构会要求农户提供一定的担保。那么家庭社会资本存量大的农户则可以较为顺利地实现融资。综上所述，农户的社会资本存量的提升能增加其获得融资的机会。在现有文献中，已经有不少研究关注家庭财富水平和社会资本对农户融资能力的影响，但关于二者对农户融资能力的作用机制是否一致，其对农户的正规融资和非正规融资影响有何差异的研究较少。本研究试图通过新收集的数据对上述问题进行讨论，以期为农村金融的发展提供参考。

二 理论分析和文献回顾

融资能力的体现，主要是对可能存在的信贷约束或金融抑制所取得的某种程度上的突破。一直以来，国内外有较多的文献对农户的信贷约束和金融抑制这两个问题进行深入研究。尤其是自上个世纪60年代以来，农户面临的金融约束及金融抑制这两个问题在发展经济学领域得到了极大的关注(Gurley和Shaw，1960[1]，1967[2]；Mckinnon，1973[3]；Shaw，1973[4])。国外对这个话题的讨论多数聚焦于信贷约束的形成机制。总体来说，现有国外学者的结论大部分认为如下两个原因导致了金融约束：首先是“有限责任约束(Limited Liability)”(Evans和Jovanovie，1989)[5]，其次是信息和激励机制存在的扭曲，主要表现为存在“道德风险(Moral Hazard)”(Stiglitz和Weiss，1981)[6]。相对而言，国内相关研究则侧重于对信贷约束的测度(刘西川和黄祖辉等，2009)[7]，影响信贷配给的主要因素(刘西川和程恩江，2009)[8]，以及信贷约束在影响农户福利方面所起的作用(李锐和朱喜，2007)[9]等。

本文中对农户融资能力所采用的定义为：农户在其可接受的价格条件及非价格条件范围内，所能获得的最大资金量总额。在这里，价格条件指的是农户为了实现融资而付出的利率，包括社交活动中的人情以及所谓面子等“隐性利率”；而非价格条件则包括抵押、担保等放贷方所提出的要求。国内学者对融资能力的讨论大多数聚焦于企业(周业安，1999[10]；方明月，2011[11])，对于农户融资能力的讨论非常少。究其原因，在于融资能力并不是一个可以通过直接观察获取信息的变量，对农户融资能力的度量相当困难。在对农户的调查中，能观察到的仅是其融资量，无法调查到其融资能力。本研究使用截取回归模型(Censored Regression)处理这一问题，并分析家庭财富水平和社会资本对农户融资能力的影响，以及上述两者对正规贷款融资能力和非正规贷款融资能力影响上的差异。

家庭财富水平与融资能力二者之间联系紧密。Paulson和Townsend等(2006)[12]指出，财富与融资能力之间正相关的前提为有限责任约束是农户的主要金融约束；与之相反，财富与融资能力之间负相关的前提为道德风险是农户的主要金融约束。在金融合约中，有限责任约束指的是，一旦借款人难以全部还款，那么他只有使用全部财富偿还借款。在规避风险的前提下，放贷者会根据借款人的财富水平进行放贷决策。在这种情况下，借款人的财富水平越高，其所能获得的融资额越高 (Evans和Jovanovic，1989[5]；Paulson，Townsend和Karaivanov，2006[12])。贺莎莎(2008)[13]通过实证发现，农户在进行正规融资时，明显受家庭财产水平影响。

金融约束有存在道德风险的可能性。在借款人获得融资后，其需要付出成本保证借款的按时偿还，在客观上降低了违约的概率，保障了放贷者的利益。而这个成本仅由借款人承担，放贷者作为实际的受益者不需要付出成本。如果农户所受金融约束来自道德风险，家庭财富水平越高者越不愿意自己单独承担成本，他人分享利益。因此随着财富水平的提高，其接受贷款的价格条件越低，客观上降低了他的融资能力 (Aghion和Bolton，1997[14]；Paulson，Townsend和Karaivanov，2006[12])。

在实际观察中我们也发现，道德风险约束和有限责任约束可能并不是单一存在，而是同时发生着作用。一旦这两种作用强度相当时，农户的财富水平则和融资能力没有显著的相关性。

影响农户融资能力的除了其家庭财富水平之外，还有另一因素——社会资本也可能影响着农户融资能力。社会资本在这里主要是指行动主体通过与社会的联系来获取自身所需的稀缺资源的能力(Bian和Qiu，2001)[15]。个人的生存能力主要通过社会资本来体现，而社会资本指的是个人在实现个人目标的过程中，所能调动的人际关系和成员资格等全部社会资源(甘宇，2015)[16]。我们观察一个人的社会资本多寡，可以通过其社会关系网的范围和社会身份的多少来估量。金融资源在实质上是任何社会人在自身和家庭生存发展过程中所需要依赖的稀缺资源之一，个人融资能力与其社会资本之间的密切程度不言而喻。

在国内研究中，有少量文献估量社会资本影响农户融资行为。张建杰(2008)[17]使用河南省397户农户调查的实证分析，指出社会资本与信贷规模有显著的正相关关系。而梁爽等(2014)[18]则使用2009年北京大学国家发展研究院在云南、湖南和黑龙江3个省份的1951个农户样本的调查数据进行分析，发现农户的正规贷款的融资能力仅受到它的财富水平显著影响，而其非正规贷款的融资能力则受到家庭财富水平和社会资本的双重显著影响。

通常上，社会中的人际关系也就是社会资本的一种形态。李锐和朱喜(2007)[9]就在他们的分析中使用“关系”对农村干部身份进行替代，他们的结论是，“关系”对资金供给有着正向的显著影响。在我国，“关系”对社会活动的影响无处不在，其在农村金融市场中的作用更是难以替代。当资金供求双方存在某种特定“关系”的时候，其他资产数量、资金价格等变量的影响力将大为降低。社会资本可以通过不同的方式影响融资能力。这种社会纽带的存在和人们之间的信任，对降低融资成本，达成契约，提高投资者获得信贷的能力等有着重要的作用(杨德才，2007)[19]。

综上所述，国内文献更多的是对农户获得正规渠道的融资进行估量，较少涉及非正式渠道的融资能力的估计。而在农村社会中，由于信贷约束的客观存在，导致农户融资对象不仅限于通常意义上的银行、信用社等正规渠道，更可能通过非正规渠道，比如在农村资金互助社、亲友之间进行融资。因此，农户总的融资能力不单在正规渠道获得体现，其也应该在非正式渠道的融资过程中获得体现。对包含非正式融资渠道的融资能力及其影响因素的估计，是本研究的创新之处。根据上述分析，我们设置如下研究假设：

假设1a：农户的家庭财富水平越高，其融资能力越强。

假设1b：农户的家庭财富水平越高，其融资能力越弱。

假设1c：农户的家庭财富水平与其融资能力无关。

假设2：农户的社会资本存量越多，其融资能力越强。

三 数据和样本描述

(一)数据说明

本研究使用的数据来自于中山大学社会科学调查中心的中国劳动力动态调查(China Labor Force Dynamic Survey，CLDS)*本文使用数据来自中山大学社会科学调查中心开展的“中国劳动力动态调查”(CLDS)，本文的观点和内容由作者自负。如需了解有关此数据的更多信息，请登录 http://css.sysu.edu.cn。。CLDS内容涵盖教育、工作、迁移、健康、社会参与、经济活动、基层组织等众多研究议题，是一项跨学科的大型追踪调查，于2012年开始第一次调查。CLDS详细调查中国29个省市(除港澳台、西藏、海南外)的样本家庭成员个人信息、家庭财富、资产和金融市场参与情况。徐勇(2013)[20]指出“在东方国家的本源型传统中，不同于俄国和印度的村社制，中国是家户制，家户是财产分配和继承单位。”因此，本文使用该调查中的家庭数据可以较好地反映中国农户的融资需求获得满足的差异问题。剔除掉城镇样本以及关键变量缺失的样本，本研究最终使用的样本总量为4446个农户家庭。

为了解决解释变量间可能存在多重共线性问题，本文首先采用Frisch综合分析法对拟选定的解释变量作基本回归，并进行统计检验，发现农户的财富水平与社会资本为最重要的两个解释变量。根据经济理论分析选出最优基本方程后，使用其他解释变量建立一系列回归方程，结合它们的标准差和复相关系数，在解决解释变量间多重共线性问题的前提下，最终确定保留相关变量10个，具体见表1。

表1 变量赋值及描述统计

(续上表)

① x1有负值不影响回归模型的建立和使用。家庭资产净值为负值的原因是其家庭负债超过家庭现有资产，家庭财富水平变量即体现为负值。在全样本和分样本中，财富水平变量均呈现为合理的正态分布。

(二)变量选取及其赋值

农户的融资能力是在其可以接受的价格条件和非价格条件下能够借到的最大资金数量。在回归中，被解释变量为农户通过正规渠道的融资总量和非正规渠道的融资总量，主要的解释变量为它的家庭财富水平和社会资本，其他为控制变量。在本研究中，农户从信用社和银行获得的借款被定义为正规渠道融资，其他从亲戚、朋友以及民间借贷组织或个人获得的借款等被定义为非正规渠道融资。综合农村信用社、农业银行和邮政储蓄银行等活跃在农村金融市场的3家正规金融机构针对农户信用等级测评计分标准，同时考虑数据的可得性，本研究选取了农户家庭主事者个人禀赋、农户家庭资源特征、农户所在社区经济活跃度等3方面指标的10个变量作为自变量。

农户的融资能力很难直接观察并获取准确的信息，这是由于他们的融资能力和他们实际从银行、信用社等正规金融机构获得的实际融资量之间并不是完全相等。结合样本农户的微观调查数据，为了准确、直接度量农户的融资约束状态，本研究不但聚焦于农户做生意、办企业、进行农业生产等具有投资性质的生产经营活动所受到的融资约束，同时也聚焦于农户非生产性活动包括建房 、婚丧嫁娶 、看病 、孩子上学等所受到的融资约束，以达到较全面估计农户的融资能力与家庭财富水平以及社会资本之间关系的研究目的。

1.家庭财富水平

本研究使用家庭资产净值来衡量其实际的财富水平(Hurst和Lusardi，2004)[21]。家庭资产净值是依据金融资产、生产性固定资产、房产净值和耐用品以及贵重品资产等计算得到(不包括各种正式和非正式家庭负债以及所承包土地的价值)。在给定某一农户的可接受价格条件下，一些外生的因素会影响其可接受的非价格条件，从而影响融资能力；另一些因素可能会影响农户可接受的价格条件，从而影响融资能力。当然也存在一些因素会同时从两个方面影响农户的融资能力，财富水平就是这样的因素之一。若融资约束存在，家庭资产净值可能是主要的影响因子。

2.农户家庭社会资本

为了考察农户社会资本能否缓解金融机构与农户之间的信息不对称所造成的融资约束问题，我们构建一个农户社会资本指数来展开研究。我们通过对家庭主事者是否党员以及农户上一年度的礼品礼金开支两个方面建立指标并进行打分，最后进行综合加总，得到一个社会资本指数。政治参与度指标中，如果家庭主事者为党员，得分为1。由于各地经济发展的差异，简单使用家庭开支金额作为计算指标进行比较，难以做到科学、合理。在本研究中，社会关系指标使用农户礼品礼金的年度支出占家庭年度总开支的比例进行衡量。本研究根据调查样本农户的年度礼品礼金支出占家庭年度总开支的比例的1/4位数、1/2位数以及3/4位数来划分该项支出的层次，分别赋分2、3、4、5。最后，将农户的上述两项指标得分进行加总，得到了每个农户社会资本指标的得分情况，在2-6之间。而全部样本的社会资本指数平均值为2.592分。

3.农户家庭主事者个人禀赋

在本研究中，使用家庭主事者的个人信息代替大部分文献使用的户主个人信息，以期更准确地反映农户家庭的客观情况。在问卷中，家庭主事者的定义为清楚家庭整个经济状况且在家庭大事决定上起决定性作用的人。在农户家庭主事者个人禀赋方面，主要选取了5个变量进行研究，包括家庭主事者的性别、年龄、身体健康情况以及受教育程度。其中性别和年龄可以较好地拟合农户的风险偏好。一般而言，男性对于风险偏好倾向强于女性。家庭主事者年龄如果较小或者较大，其家庭抗风险能力和按时还款能力都较弱，家庭贷款违约的风险随着年龄越过某个临界值也会增加。因此，结合上述农村信用社等3家正规金融机构针对农户的信用等级测评的计分方式，我们对农户家庭主事者的年龄进行了“几”状赋分，具体见表1。综上所述，女性、年龄相对较大的家庭主事者可能是信贷约束的对象(Devlin，2005)[22]；另外，家庭主事者的身体健康情况也是影响农户能否顺利进行融资的重要变量，家庭主事者身体健康状况不佳的农户，在正规金融机构的信用等级评定中更不利。同时，家庭主事者的文化程度高低也会直接影响他们对于信贷产品的理解程度(甘宇等，2015)[23]，进而影响到他们的融资能力。

4.农户家庭资源禀赋

家庭资源禀赋方面主要选取家庭内高中学历以上人数、家庭人口规模、家庭年总收入等3个变量。家庭成员总体受教育程度越高，家庭人力资本存量越高，其社会网络越广，在某种程度上，“社会关系形成的个人资源”(Guiso et al.,2004)[24]使得其家庭收入来源比较稳定。家庭人口规模越大，可能其负担越重(甘宇，2014)[25]。在其他条件不变的情况下，金融机构和个人一般更愿意满足收入较高家庭的借贷申请，同时收入高的家庭也相应地更少需要借钱，其受到信贷约束的可能性更小。

5.社区经济活跃度

社区经济活跃状况选取了家庭到最近的商业中心距离作为变量。家庭到最近商业中心的距离，可以反映农户参与市场交易活动的困难程度，同时也与其获得金融机构相关产品的难易程度成正比。在农村地区，交易越便利的地方，地方经济发展水平可能越高；一般而言，越靠近商业中心的家庭能够以相对更低的成本获取金融机构贷款，从而受到信贷约束的概率更小。

四 实证分析

(一)受到融资约束农户的融资能力

首先我们使用最小二乘法(OLS)对数据进行估计。在回归中，被解释变量为农户的融资能力，主要的解释变量为农户的家庭财富水平和社会资本。回归方程为：

(1)

为使得被解释变量为有效变量，在本次回归中，我们排除了没有融资需求的农户信息，只估计有融资需求，且在问卷中明确回答受到融资约束的农户信息。在全部样本中，有1422个家庭符合上述回归要求，占全部样本的31.98%。估计结果如表2所示。

表2 受到融资约束农户的财富水平、社会资本与其融资能力(OLS)

注：*、**、***分别代表估计系数通过10%、5%、1%显著性水平检验。

在普通最小二乘法(OLS)的估计中，我们发现农户的财富水平变量对农户的总融资能力的影响在1%的显著性水平上显著，且系数符号为正。(Ⅱ)、(Ⅲ)也存在类似的估计结果，表明农户的财富水平无论对农户的正规渠道的融资能力还是对非正规渠道的融资能力都有显著的正向影响。同时，我们发现，农户的社会资本变量对其正规渠道的融资能力在5%的显著性水平上正向影响显著，这与李锐和朱喜(2007)[9]的发现一致——“关系”对正规信贷作用显著。

从上述分析的结果我们还了解到，家庭收入水平变量对农户的总融资能力和非正规渠道融资能力都存在着显著的正向影响，但是对正规渠道融资能力影响不显著。家庭收入水平在一定程度上可以代表农户未来的偿债能力。这意味着，相对于正规金融机构，民间借贷更注重借款人的预期偿债能力。

(二)截取模型中的农户财富水平、社会资本与其融资能力

(2)

其中，εi～N(0，σ2),那么：

不难发现，本研究所关注的问题符合截取回归的要求：受到融资约束的家庭，其融资能力就是实际的借贷款额；而没有受到融资约束的家庭，他们的融资能力在实际借贷款额并没有获得体现。因此，这实际上是一个截取回归模型，每一个样本农户的截取门槛可能都不一样。对于受到融资约束的家庭，这个截取门槛就是Yi。因此，我们使用截取回归模型对数据进行分析，结果如表3所示。考虑到截取模型中的probit部分存在异方差的可能性，本文在进行回归时，对比了模型的稳健标准差和普通标准差，发现二者非常接近，由此获知模型不存在异方差的问题。

表3 农户融资能力的截取回归模型估计结果(censored regression)

注：*、**、***分别代表估计系数通过10%、5%、1%显著性水平检验。

由表3可知，修正了样本可能存在的选择误差之后，我们获得的估计结果和OLS回归相比存在较大的差异。家庭财富水平变量和社会资本变量对农户总融资能力都有着显著的正向影响，也即假设1a与假设2成立；社会资本变量无论对农户的正规渠道融资能力还是对非正规渠道融资能力都有类似的显著的正向影响，这与梁爽等(2014)[18]的发现不一致。本文认为，中国是一个讲究“关系”的国家，尤其在农村社会，融资渠道比较单一，资金资源较为稀缺，良好的“关系”在获得稀缺资源时有着巨大的优势，甚至可以成为其他变量的替代力量。当农户与资金供给者之间具有某种“关系”时,其他控制变量就成为相对不重要的影响因素。另外我们也注意到，农户的家庭财富水平在农户具体的正规渠道和非正规渠道的融资能力影响都不显著，显著性与OLS回归差别较大的原因可能在于，前后所使用的样本量不同。使用OLS时，研究仅将明确表示受到融资约束的分样本引入变量，样本量为1422个，其融资量即为其融资能力的替代变量，但这样分析的结果可能存在误差，因为其他没有受到融资约束的农户的融资能力在原模型下被排除了；在采用新方法后，样本量为全样本4446个，可以有效地将其他农户的融资能力纳入分析框架，从而准确地反映出农户的财富水平与融资能力之间的关系，这也是本研究的创新点所在。从变量的系数上看，相对于财富水平，社会资本对农户的融资能力的影响更强。

从其他控制变量的影响上看，女性的家庭主事者更容易获得非正规渠道借款人的青睐，这与我们前面的预判有一定偏差。我们认为，可能与女性家庭主事者更有亲和力，同时更加厌恶风险有关。在具有同等收益前提下，资金供给者更愿意放贷给风险可控的借款对象。另外，家庭主事者的年龄和身体健康程度也是影响农户总融资能力和非正规渠道融资能力的正向显著变量。这表明，非正规途径的资金供给者相对而言更注重贷款的资金安全和借款对象的稳定性。一般而言，处于青壮年年龄段的家庭主事者无论在生产经验还是对家庭经营的风险判断上，都趋于成熟；而家庭主事者的身体健康状况在很大程度上代表着放贷资金的风险状况。由于身体健康状况具有一定的隐蔽性，这使得农户和正规金融机构之间存在信息不对称现象，因而其并没有对农户正规渠道的融资能力产生显著影响。但是非正规渠道融资来源大部分是基于农村地区世代血亲、姻亲和邻里等关系形成的复杂网络。在我国农村地区，血缘、地缘关系发挥着基础性作用，是农村社会关系的核心和联系纽带，这在很大程度上缓解了借贷双方信息不对称的问题。因此，家庭主事者的健康状况可以显著影响农户的非正规渠道的融资能力，健康的家庭主事者能够赢得民间借贷方的信赖，有着较高的融资能力。

从表3的回归结果中，我们可以发现截取回归模型的结果与OLS回归的结果出现了一定的偏差。在截取回归模型的估计中，主事者受教育程度、家庭高中学历以上人数、家庭人口规模、家庭收入水平以及家庭到最近的商业中心距离等变量均对农户的融资能力影响不显著。

五 结论与政策建议

本研究分别使用普通最小二乘法(OLS)和截取回归(censored regression)模型依次分析了家庭财富水平与社会资本对农户融资能力的影响。研究中发现，农户的家庭财富水平和社会资本显著正向影响农户总的融资能力。

农户的正规渠道融资能力和非正规渠道融资能力都受其家庭社会资本的显著影响。这表明，社会资本存量高的农户，不但可以凭借其“关系”从正规金融机构中融资，也可以通过非正规渠道满足其融资需求。而“关系”少的农户，则非常容易陷入融资约束。本文还发现，修正后的回归显示，农户的财富水平并不能显著提升其在这两种具体的渠道中的融资能力。女性、青壮年和身体健康的家庭主事者在非正规渠道融资中有显著的优势。

结合上述结论，非正规融资渠道如农村资金互助社等新兴的“草根”微型金融组织，为农村地区的经济发展注入了活力，缓解了农户面临的可能的融资约束。如何规范非正式融资渠道以及防范可能存在的违约风险，是维护农村金融市场健康有序发展的关键。首先，在政府的操作管理层面，要保持其对农村资金互助所制定的政策有一定的连续性和稳定性，使人们能够形成稳定而合理的预期，同时要整合监管力量，明确监管责任，保障农村非正规渠道融资活动有序合法运行。其次，鉴于社会资本对农户在非正规渠道融资能力的影响，为了避免道德风险的产生和扩大，要利用现代金融衍生工具规避建立在“熟人社会”基础上的非正规渠道融资风险，设立相应的“风险基金”，建立系统风险准备金制度，维护农村金融市场的秩序。再次，政府要联合社会力量，充分发挥农户的社会资本的纽带作用，避免融资对象自身资源禀赋差异性所引起的融资歧视，积极探索非正规融资渠道多样化的存贷模式，拓宽资金渠道，满足农户对资金的需求。

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[引用方式]甘宇.财富水平与社会资本对农户融资能力的影响：来自4446个农户的证据[J].产经评论,2015,6(3):151-160.

Influence of Wealth and Social Capital Towards Households’ Financing Capacity: Evidence from 4446 Rural Households

GAN Yu

Through regression analysis showed that the level of household wealth and social capital has significant positive affect on rural households’ credit capacity. Rural households with higher social capital could not only obtain financing from the formal financial institutions by virtue of its “relationship”, but also could meet their financing needs through informal channels. In the contrary those with less social capital could be easily to fall into financing constraints. In addition, women, young adults and those in good healthy who are in charge of family have a significant advantage in the non-formal channels of financing.

rural households; wealth level; social capital; financing capacity

2015-01-25

国家社科基金项目“农民工群体城市公共文化权益保障机制研究”(项目编号：12BZZ027，项目主持人：赵驹)；重庆市社科规划项目“高校贫困生资助资源配置的效率研究”(项目编号：2014PY76，项目主持人：甘宇)。

甘宇，硕士，重庆工商大学助理研究员，研究方向：农业经济。

F270.7

A

1674-8298(2015)03-0151 -10

[责任编辑：陈 林]

10.14007/j.cnki.cjpl.2015.03.012