譚燕芝 李高娟

一、問題的提出

農村金融作為現(xiàn)代農村經濟的核心，其發(fā)展滯后已經成為阻礙當前農村經濟發(fā)展的重要因素。近十年來，出臺的中央一號文件對農村金融問題給予越來越高的關注。2014年一號文件指出，要加快農村金融制度創(chuàng)新，強化金融機構服務“三農”職責。與此同時，十八屆三中全會明確提出了要發(fā)展普惠金融，讓金融改革與發(fā)展成果更多更好地惠及所有地區(qū)、所有人群，這對促進城鄉(xiāng)一體化發(fā)展具有重要意義，也可為金融機構的發(fā)展帶來新的機遇。

然而，在推行普惠金融體系時，卻發(fā)現(xiàn)我國農村地區(qū)缺乏信用的土壤。農戶在獲得農村信用社的小額貸款后，由于缺少信用意識，故意拖欠和不審慎使用貸款的情況普遍存在，導致農村信用社面臨很大風險（溫鐵軍，2001；Lvgang、Yubulei等，2012）。信用是一種獲得信任和交易機會的資本，經濟活動主體利用這種資本可以順利擴大交往范圍，提高持續(xù)交易能力。農戶是農村金融活動的重要參與者，其良好的信用對于農戶本身和農村金融機構意義重大。對于農戶來說，信用可以作為“抵押物”的替代，減少農戶在尋找“擔保人”和“抵押物”過程中所消耗的成本，而且也有利于緩解農戶在缺少有效抵押物條件下的借貸約束。對于農村金融機構來說，信用可以在一定程度上破解信息不對稱問題，降低農村金融機構在提供信貸時所面臨的“道德風險”成本，進而有利于解決農村金融機構在農村信貸資金投放意愿不強的問題?；谝陨媳尘?，本文嘗試探索影響農戶信用的因素，以期能夠提出提高農戶信用的政策建議，為滿足農村經濟發(fā)展的融資需求，促進農村經濟的健康快速發(fā)展做出一定的貢獻。

二、文獻綜述

信任一般被分成兩大類：特殊信任（Particularisfic Trust）和普遍信任（Universalistic Trust），韋伯把建立在血緣共同體上的信任稱為特殊信任，而把建立在正式制度和組織基礎上的信任稱為普遍信任。特殊信任是在傳統(tǒng)封閉經濟狀態(tài)下，受地域限制而形成的相對穩(wěn)定的關系，其發(fā)生在信息共享的狹小空間內，信息的快速傳播使人們很容易甄別可能發(fā)生的欺詐行為，“閑言碎語”作為民間特有的約束機制，對非道德的行為有良好的監(jiān)督、制約效果；聲譽機制的“連坐制”效應也使得具有共同利益的成員之間相互監(jiān)督，加大農戶恪守信用的力度（譚燕芝，2013）。農戶利用這種特殊的信任關系可以順利滿足其融資需求。隨著20世紀70年代末以來的改革和我國社會的深刻變革，農村人際關系結構發(fā)生了很大的變化，總的趨勢是以血緣、地緣關系為基礎的格局向現(xiàn)代的超血緣、地緣的以業(yè)緣關系為主的格局演變（吳海兵、林婷，2006），信任由特殊信任向普遍信任過渡。普遍信任看重制度的強制性約束，這與目前我國的法律、制度不健全相悖，進而出現(xiàn)機會主義傾向而產生的嚴重的道德風險和逆向選擇，形成了農村信用的強違約激勵效應，這也是目前農戶信用缺失的一個重要原因。

從研究農戶信用的方法來看，目前大多研究主要集中在評價體系的初步構建和影響因素理論分析等方面。例如，顏志杰（2005）與賴永文（2012）采用統(tǒng)計描述和計量分析的方法，蔡麗艷等（2011）利用數(shù)據挖掘技術中的C4.5分類算法得到農戶信用的相關影響因子。王樹娟等（2005）、譚民俊等（2007）運用層次分析法和模糊數(shù)學方法來判斷農戶的信用狀況。吳晶妹等（2010）構建了農戶信用的三維指標體系，并采用Logistic回歸方程對農戶的違約狀況進行預測。李正波等（2006）采用了Logit模型對我國農村農戶貸款違約的影響因素進行了實證分析。

總體來看，大多文獻關注農戶信用評價體系的構建，而具體到哪些因素影響農戶信用的實證研究較少，且相關的數(shù)據來源較單一，樣本量較小，結論容易陷入“數(shù)據驅動”的困境中。本文試圖以農村微觀層面的大樣本數(shù)據為基礎，選取處理截尾數(shù)據的Tobit模型，實證研究影響農戶信用的因子，在規(guī)避上述研究不足方面，做出探索。由于生產生活方式所限，農戶信用往往不是農民個體的體現(xiàn)，更多的是體現(xiàn)為家庭的綜合能力。這是由于農業(yè)生產的特點所決定的，從事傳統(tǒng)農業(yè)耕種的農民，一般都是一家一戶承包土地的模式，因此農戶的信用狀況受到家庭成員的影響和決定，體現(xiàn)出非常濃厚的家庭化特征（吳晶妹、張穎、唐勤偉，2010）。文章選取中國家庭追蹤調查數(shù)據中家庭樣本特征來表示農戶信用特征，淺析農戶信用的影響因素及其微觀制約機制。

本文內容包括六個部分，接下來的第三部分是對樣本基本情況進行簡單說明；第四部分是影響農戶信用的變量及實證分析模型的選擇；第五部分是影響因素分析及穩(wěn)健性檢驗；第六部分是基本結論及政策建議。

三、樣本基本情況

本文數(shù)據來自中國家庭追蹤調查2011年公布的數(shù)據。調查對象是中國（除香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)、臺灣地區(qū)以及新疆維吾爾自治區(qū)、西藏自治區(qū)、青海省、內蒙古自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)、海南?。?5個?。ㄊ?、區(qū)）的家庭戶以及樣本家庭戶的所有家庭成員。所抽取的家庭戶采用的是三階段不等概整群抽樣方法。區(qū)縣、村居或街道鄉(xiāng)鎮(zhèn)都是按照系統(tǒng) PPS（Probability Proportionate to Size Sampling）抽樣方式（PPS抽樣：按規(guī)模大小成比例的概率抽樣）依次抽取。入選的樣本村數(shù)據是按照等距抽樣方式抽取28到42不等的家庭戶樣本，然后對樣本家庭戶中所有滿足調查要求的家庭成員進行調查。入選的農戶家庭共14795戶，其中上海、廣東、甘肅、遼寧、河南四省跨越中國東南西北中，樣本數(shù)據均在1000以上，具有較強的代表性和權威性。具體樣本的地區(qū)分布情況如表1所示。

表1 樣本分布情況

關于農戶信貸來源，一般認為，農戶的負債主要來自三個方面：一是向銀行或信用社借款，二是向親戚朋友或鄰居借款，三是借高利貸（康健、魏燦秋，2006）。在目前農村金融中，作為農戶基本生產資料的土地實行集體所有制，農戶除了擁有一定的不能交易的土地外，其他財產相對較少，無法用于抵押或者質押，農戶與正規(guī)金融機構發(fā)生借貸行為，實質上是一種經濟交易行為，也就是信用行為（張軍、羅劍朝、韓建剛，2006）。另外，由于農戶與農戶之間人際交往范圍具有局限性，農戶以自身的誠信素質和履約能力可獲得來源于親戚朋友的借款。第三種借款來源則是民間借貸，民間借貸出于自愿，借貸雙方較為熟悉，建立在信用程度較高的基礎上（這里“民間借貸”是指游離于經國家依法批準設立的金融機構之外的所有以貨幣形式、有利息回報的個人與個人、個人與企業(yè)、企業(yè)與企業(yè)之間的資金籌借活動）。

在所有抽取的樣本中，農戶的實際信貸情況如表2所示。發(fā)生信貸的農戶有4279戶，占比28.92%。其中，從正規(guī)金融機構得到信貸的農戶占所有樣本農戶的8.44%，占發(fā)生借貸農戶的29.19%；向民間借貸組織借款的農戶占所有樣本農戶的1.23%，占發(fā)生借貸農戶的4.25%；向親戚朋友借貸的農戶占所有樣本農戶的22.54%，占發(fā)生借貸農戶的77.94%。由此可以看出，中國農村信用仍然主要是以血緣和親緣關系為特征組成的“圈層信用結構”，農戶的個人信用在農村熟人社會中具有很強的自我約束性，但離開熟人社會的圈層結構就被“弱信用”取代，普遍的“橫向信用”的合作關系還沒有得以建立。

表2 農戶借貸類型及比例

四、變量說明與模型選擇

（一）變量選取的原則

在選擇變量時，要遵守指標選取的一些基本原則：高度相關性，即所選取指標與所在維度具有高度相關性，能夠體現(xiàn)本維度的內涵。易于獲得性，對于不可能獲得或者獲取成本極高的指標，舍棄或選取與其功能相近且易于獲得的指標予以代替?？煽啃裕⒅厮x指標是否可驗證，進而保證指標數(shù)值的真實可靠。

小學語文選取的課文，大多都是來源于生活，是對生活的一種體驗。其實對于核心文化素質的培養(yǎng)也是這樣，從生活中讓學生體驗到文化素質的意義，那學生的綜合素質和情感都會更進一步提升。在語文課堂上和平時生活中，教師可以讓學生仔細體會生活，通過對生活的感悟來提升自己的理解感知能力，從而激發(fā)情感，教化育人。例如，學習古詩《靜夜思》時，教師就可以運用體驗式教學，聯(lián)合學生的實際或者自身的故事，給學生講述離開親人的無奈與痛楚，從而引導學生對于掛念父母親人的這種思鄉(xiāng)之情的體會和理解。并激發(fā)出學生孝順父母的情感，達到情感和主旨的再次升華。這樣對于學生體驗式的培養(yǎng)，也有助于提高學生的核心素質。

（二）農戶二維信用特征及變量的選取

影響農戶信用的因素有很多，本研究借鑒以往文獻所考慮的影響中國農戶信用的因素，還進一步結合當前中國農村地區(qū)經濟發(fā)展的實際狀況，把影響農戶信用的研究變量取為農戶守信意愿、農戶守信能力這一二維度指標。

守信意愿，是指信用主體獲得信用貸資后，對于歸還信用貸資的主觀努力程度，這種主觀努力程度是一種不能在短時期內形成，也不能夠在短時期內改變的主觀態(tài)度。農戶的守信意愿受品行表現(xiàn)、受教育程度、從業(yè)類型、居住地經濟發(fā)展程度的影響。品行是一種無形人格與道德水平的綜合體現(xiàn)，屬于個人形象的一部分。衡量農戶的品行，必須透過此人的行為做出間接評價，可以通過農戶所在村的村干部或鄉(xiāng)鄰了解農戶的基本品行，如是否誠實守信，是否孝順父母，鄰里關系是否和睦等。本文選取的是受訪者回答問題的可信度（kxd）和春節(jié)間朋友拜訪次數(shù)（bfcs）來側面反映其品行。關于受教育程度，本文利用教育支出（edu_spend）來衡量，一般認為受教育程度越高，守信意愿越強。從業(yè)類型（agri）指家庭經營主業(yè)，亦即家庭主要收入來源，包括農業(yè)和非農業(yè)兩類，不同從業(yè)類型農戶的還款意識存在差異，但其強弱無法確定。居住地的經濟發(fā)展程度與農戶信用成正向關系，即當?shù)亟洕l(fā)展越好，農戶守信意愿越強，文章選取農戶家庭通電情況（elect）、用水來源（water）和做飯燃料類型（fuel）間接反映農戶所在地經濟發(fā)展程度。

守信能力，是指信用主體獲得信用貸資后，對于歸還信用貸資的一種再融資能力，這種再融資能力與信用使用方的經濟財富情況和家庭人口特征密切相關。首先，農戶經濟財富是農戶經營成果的表現(xiàn)，是衡量農戶經營能力和履約來源的重要指標。一般而言，農戶過去經營成果越好，家庭財產（property）和家庭儲蓄（deposit）以及家庭收入（income）越多，信用履約能力越強，違約風險越小，農戶過去經營成果越差，則相反。農戶家庭的商業(yè)保險支出（insurance）和農業(yè)支出額度（agri_spend）也可能會對農戶守信能力產生一定的影響。另一方面，農戶家庭人口特征與農戶的守信能力密切相關。家庭成員（num_fam）越多，創(chuàng)造價值的綜合能力越強，農戶擁有的守信能力就越強。家庭中老人歲數(shù)（age_max）越大，農戶所承受的贍養(yǎng)老人的負擔越重，守信能力在一定程度上會被削弱。

由于中國區(qū)域發(fā)展不均衡，各地的政府政策與家族文化也有很大的差異，因此本文加入可能影響農戶信用的控制變量。文中以農戶家庭中是否有家譜（fam_tree）來表示家族文化，以農戶是否得到當?shù)卣馁Y助（social_sf）來反映當?shù)卣?。此外，我們還控制農戶所處地區(qū)（region）這個虛擬變量來盡可能避免遺漏變量偏誤（Omitted Variable Bias）的問題。入選的14795戶農戶家庭中，其指標選擇與主要統(tǒng)計量的描述分別如表3、表4所示。

結合上文及相關文獻和相關數(shù)據的綜合分析，本文認為在中國欠發(fā)達的農村地區(qū)，農戶從三個借貸來源得到的實際授信總額（包括全樣本正規(guī)金融機構的信貸額、親戚朋友的借款額、民間借款組織的借貸額）可以作為外界對農戶信用的評價，是個比較合適的衡量農戶信用的代理變量，它是農戶守信意愿與守信能力深刻而集中的體現(xiàn)。

（三）模型選擇

根據上文的分析，我們首先按照一般的思路建立OLS模型，如式（1），被解釋變量Yi*表示農戶信用，解釋變量X1表示農戶守信意愿相關指標，X2表示農戶守信能力的相關指標，X3表示影響農戶信用的其他變量，包括農戶家族文化、當?shù)卣吆偷赜蛱卣?。擾動項ε｜xi～N（0，σ2）。

觀察14795戶中國農戶借貸情況，其中有4279戶家庭發(fā)生了借貸行為，約占28.92%，另外有10516戶家庭沒有發(fā)生借貸行為，約占71.08%，這種數(shù)據結構若采用OLS估計，無論是使用整個樣本，還是去掉未發(fā)生借貸的子樣本，都不能得到一致性估計。

本文采用Tobin于1958年提出的處理截尾數(shù)據的Tobit模型（Tobit Regression Model）對樣本數(shù)據進行研究，探討影響農戶信用的主要因素以及正規(guī)金融機構、親戚朋友與民間借貸組織對農戶信用評價之間的異質性差異。模型見式（2）。

被解釋變量表示農戶信用，解釋變量主要包括農戶守信意愿和守信能力相關指標，控制變量包括家族文化、政府政策以及虛擬變量表示的地域變量。

表3 變量說明及預期符號

表4 主要統(tǒng)計量的變量描述

五、實證結果分析

（一）影響因素實證分析

本文利用Stata10.0統(tǒng)計軟件對可能影響農戶信用的變量進行Tobit回歸，因變量表示農戶信用，解釋變量與前文敘述一致。對回歸結果進行檢驗，發(fā)現(xiàn)Tobit模型中的Probit部分不存在異方差，所以此處未使用穩(wěn)健標準差。具體的回歸結果見表5。

表5 農戶信用影響因素的回歸結果（Tobit模型）

1.農戶的守信意愿對農戶信用的影響

結合表5可以看出，農戶從業(yè)類型的符號顯著為正，即從事農業(yè)生產的農戶比從事非農業(yè)生產的農戶守信意愿強，在其他自變量保持相同的條件下，從事農業(yè)生產的農戶比從事非農業(yè)生產的農戶信用增加1.502個單位。春節(jié)期間朋友拜訪次數(shù)和受訪者可信度的系數(shù)在1‰水平上均顯著為正，這與預期相符，即農戶品行與其信用正相關，農戶品行越好，其信用越好。受教育程度對農戶信用的影響在1%的水平上顯著為正，即受教育水平對農戶的守信意愿有正向的影響，農戶接受越長時間的教育，其誠實守信的品格越能得到提升，隨著農戶對信用了解的增加，其守信意愿就越強，對自身信用情況越是珍視。居住地經濟發(fā)展程度對農戶信用的影響總體顯著為負，與預期結果不一致，即居住地經濟發(fā)展程度越好，農戶的守信意愿越差，信用就越差。

2.農戶的守信能力對農戶信用的影響

家庭人口特征中最大年紀系數(shù)在1‰水平上顯著為負，即家庭最大年紀越大，農戶面臨的家庭負擔越重，其守信能力相應減弱，這與現(xiàn)實情況是一致的。家庭成員數(shù)正向顯著影響農戶信用水平，即農戶家庭規(guī)模越大，家庭創(chuàng)造價值的綜合能力越強，其守信能力也越強，信用越好。農戶經濟財富特征中的家庭收入水平、家庭財產、農業(yè)支出總額和商業(yè)類保險支出對農戶信用的影響為正，即農戶經濟財富正向影響其信用水平，與預期結果一致。從金融機構的角度看，這一結果是具有科學性的，是金融機構理性選擇的結果，也是保守的信貸規(guī)則無法在短期內改變的客觀現(xiàn)實。但是家庭收入水平系數(shù)不顯著，這可能是由于農戶信用對收入水平有長期穩(wěn)定的預期所導致的。另外，家庭存款余額系數(shù)顯著為負，可能是因為存款余額多的農戶很少發(fā)生外源融資行為，影響力外界對其信用的評價。

3.家族文化、政府政策及地域虛擬變量對農戶信用的影響

其他控制變量的回歸結果對農戶信用也有一定的影響。家族文化對農戶信用影響為正，但是并不顯著，這可能是因為由血緣關系連接的家族文化在現(xiàn)代化的巨大沖擊之下，已脫離了其具有的某些原型特質（陳堯，2000），對農戶信用的影響也日益減弱。得到政府資助的農戶對農戶信用的影響顯著為負，即被資助農戶的信用水平比未被資助的農戶信用水平低。地域虛擬變量的符號顯著為負，說明地域差距對信用的影響是很大的，且中東部農戶信用明顯低于西部地區(qū)農戶信用，這與人們傳統(tǒng)認知的發(fā)達地區(qū)信用水平比落后地區(qū)信用水平高相悖，這可能是因為中東部經濟的快速發(fā)展及市場化程度的深入打破了傳統(tǒng)社會原有的信譽機制，而現(xiàn)代的信任機制還沒有建立（Fishman，Raymond and Tarun Khanna，1999）。

（二）穩(wěn)健性檢驗

根據表6報告的Tobit模型的回歸結果，我們可以以此來研究正規(guī)金融機構、親戚朋友以及民間借貸組織對農戶信用評價之間的異質性差異，進而定量考察農戶信用的影響因素。

表6 農戶信用影響因素的穩(wěn)健性檢驗（Tobit模型）

（1）從業(yè)類型對農戶信用的影響系數(shù)均顯著為正，且在正規(guī)金融機構和民間借貸組織中的作用大于在親戚朋友中的作用，這可能是因為從事農業(yè)生產的農戶比從事非農業(yè)生產的農戶面臨風險小，且其收入也相對較少，在面臨有利息的借貸時，會產生較大的心理壓力和負效用，因此在正規(guī)金融機構和民間借貸組織中會保持較強的積極性。農戶品行對農戶信用在正規(guī)金融機構、親戚朋友、民間借貸組織中的系數(shù)均為正，與前文分析一致，且在正規(guī)金融機構中尤其顯著。教育水平對農戶信用的影響系數(shù)也為正，但是系數(shù)只對親戚朋友在1%水平上顯著，說明農戶家庭教育水平越高，農戶在親戚朋友中的威望越高，可信度越高。農戶居住地經濟發(fā)展程度對于農戶信用在不同借貸來源中的影響不一，在正規(guī)金融機構中的影響不顯著為正，而在親朋與民間借貸組織中的系數(shù)顯著為負。

（2）農戶家庭人口特征對農戶信用的影響與前文預期一致。家庭最大年紀對農戶信用的影響顯著為負，家庭成員數(shù)對農戶信用的影響顯著為正，且家庭人口特征對于農戶信用在正規(guī)金融機構中的作用明顯大于在親戚朋友和民間借貸組織中。這也表明，在對農戶授信時正規(guī)金融機構對農戶的潛在還款能力更為關注。家庭財產對農戶信用的影響與前文分析相一致，均在1%水平上顯著為正，但在親戚朋友、民間借貸組織和正規(guī)金融機構中對農戶信用的作用依次增強，表明在信用機制不完善的情況下，農戶的家庭財產作為抵押品依然被借貸機構視為重要的履約來源。守信能力中的其他變量對農戶信用的影響與前文分析的差別不大。

（3）家族文化和地域虛擬變量對農戶的信用影響與前文分析一致，此處不再贅述。得到政府資助的農戶在不同組織機構中對農戶信用的影響不穩(wěn)定，與預期結果不同，可能是受訪者礙于面子問題，不愿意如實回答問題而造成的統(tǒng)計數(shù)據不完整所致。

六、結論與政策建議

本文以“2011年中國家庭追蹤調查”全國25省共14795戶專項入戶調查數(shù)據為基礎，從農戶的微觀行為層面研究農戶信用的影響因素。實證分析表明，農戶信用主要由農戶的守信意愿和守信能力體現(xiàn)出來。具體如下：

不同從業(yè)類型的農戶信用存在差異，從整體上看，從事農業(yè)生產的農戶比從事非農業(yè)生產的農戶守信意愿強，且在相同條件下信用高出1.502個單位，在親戚朋友、民間借貸組織、正規(guī)金融機構中，二者之間的信用差異逐漸增大。家庭人口特征中的家庭最大年紀對農戶信用的影響為負，家庭成員數(shù)對農戶信用的影響為正，二者都是從守信能力方面出發(fā)而得出的結論。家庭財產作為農戶過去經營成果的表現(xiàn)，正向影響農戶的信用能力，家庭財產越多，農戶信用履約能力越強，違約風險越小。品行和家庭收入對農戶信用的影響在正規(guī)金融機構中較顯著，而教育程度對農戶信用的影響在親戚朋友中較顯著。

基于以上結論，要提高農戶信用水平，本文認為：首先，地方政府和基層組織應加大對農村教育投入和技能培訓的力度。一方面，農戶通過接受教育，可以提升其誠實守信的品格，隨著對信用知識了解的增加，農戶對自身信用情況會越來越珍視，守信意愿就會越來越強。另一方面，農戶通過專項技能培訓，可以提高其生產與經營能力，進而實現(xiàn)收入的提高和財富的積累，增強自身的守信能力。其次，地方政府和基層組織應對有高齡老人的貧困家庭給予一定的財政支持，減輕農戶的贍養(yǎng)負擔，從而使其守信能力不被過度的削弱。再次，金融機構可以通過改變傳統(tǒng)的信貸做法，不再過分強調抵押、擔保等措施，轉而從真正意義上以信用為基礎，大膽增加發(fā)放農戶信用貸款，更好地服務“三農”。

另外，在提高農戶信用水平的基礎上，地方政府和金融機構應采取各種有效措施，促進農戶與金融機構之間的相互信任關系。因為大部分農戶認為他們不被正規(guī)金融機構所信任，而不愿意向正規(guī)金融機構借貸（孔榮、霍學喜等，2009），在本文表2也得到證實，這不但影響農戶生產性資金的獲得，也間接阻礙農村金融機構的發(fā)展。

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