◎邢大偉 管志豪

引言

解決好“三農(nóng)”問題是國家富強昌盛、民族復興的基礎。2014年3月銀監(jiān)會發(fā)布了《農(nóng)村中小金融機構行政許可事項實施辦法》，放寬了村鎮(zhèn)銀行準入門檻，為農(nóng)戶提供更便利的金融服務。2019年中央一號文件提出，打通金融服務“三農(nóng)”各個環(huán)節(jié)，建立縣域銀行業(yè)金融機構服務“三農(nóng)”的激勵約束機制。當前，我國農(nóng)村金融發(fā)展水平遠低于城鎮(zhèn)，農(nóng)戶社會資本和金融素養(yǎng)水平偏低，金融行為較為單一。中國人民金融消費權益保護局2019年7月31日發(fā)布的《2019年消費者金融素養(yǎng)調(diào)查簡要報告》顯示，我國消費者金融素養(yǎng)平均分為64．77分，相比于2017年提高了1．06分，我國消費者金融素養(yǎng)總體呈上升趨勢，但農(nóng)村地區(qū)總體水平相對較低。與此同時，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、社會資本和金融素養(yǎng)相較于城鎮(zhèn)家庭都相對較低，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)、金融服務缺失等問題，農(nóng)戶面臨著借貸難、借貸貴、缺少應有金融服務等局面，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)研究社會資本和金融素養(yǎng)對農(nóng)戶借貸行為的影響，并進行異質(zhì)性分析。研究結果顯示：社會資本對農(nóng)戶正規(guī)借貸行為的正向影響顯著，金融素養(yǎng)則對農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為有顯著的正向影響，兩者對農(nóng)戶借貸行為的交互作用并不明顯。

文獻綜述與研究假說

（一）文獻綜述

在國外，Yoo等（2000）研究發(fā)現(xiàn)社會資本有利于企業(yè)家獲取財務資源、信息資源、情感支持與聯(lián)絡介紹，有助于提升企業(yè)家整合、吸收和利用資源的動態(tài)能力。Guiso等（2004）認為社會資本派生于人際網(wǎng)絡，包含了農(nóng)戶所擁有的社會資源和社會網(wǎng)絡，它們分別指“社區(qū)成員在特定社區(qū)內(nèi)積累的力量和機會”或者“由社會關系所得到的個人資源”。Madajewicz等（2010）將銀行與企業(yè)、親戚與朋友的關系以及農(nóng)戶聲望納入社會資本的評價體系中，發(fā)現(xiàn)社會資本發(fā)揮著“抵押物”的作用，可以緩解缺乏抵押品時的逆向選擇、道德風險、經(jīng)營風險、高監(jiān)管成本、合約執(zhí)行等問題。Stango和Zinman（2009）通過研究發(fā)現(xiàn)，缺失有關復利計算知識的消費者大都錯誤計算了貸款的實際利率和成本，由此增加了不必要的負債。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、未參加過經(jīng)濟類課程培訓、女性、未參加過工作的人一般金融素養(yǎng)較低，有更大的機率作出不合理的金融決策。Disney和Gathergood(2011)研究發(fā)現(xiàn)負債過多且有更高借貸成本和費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)較高的個人能夠更合理地配置資產(chǎn)負債結構，更愿意參與信貸市場，同時傾向于選擇正規(guī)借貸的方式融資。Calcagno和Monticone(2015)發(fā)現(xiàn)那些向理財顧問咨詢的家庭中，只有金融素養(yǎng)高的家庭可以得到有價值的信息，而金融素養(yǎng)低的家庭通常得不到實質(zhì)的幫助。

在國內(nèi)，王修華和譚開通（2012）發(fā)現(xiàn)社會資本可以顯著地改善借貸雙方的信息不對稱問題，從而增加民間借貸的機會。胡楓和陳玉宇（2012）發(fā)現(xiàn)社會資本對農(nóng)戶正規(guī)借貸行為有極為顯著的正向影響，但對農(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)進行實證分析發(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)反而有明顯負向影響；農(nóng)村住房、城鎮(zhèn)住房和金融資產(chǎn)對正規(guī)借貸有顯著影響，且影響方向均為正。張鑫等（2015）發(fā)現(xiàn)社會資本可以通過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論，認為社會資本對非正規(guī)金融借貸行為的正向影響更顯著，而對正規(guī)金融借貸行為的影響不顯著。胡振、臧日宏（2016）利用2012年中國城市居民消費金融調(diào)查數(shù)據(jù)進行分析后發(fā)現(xiàn)，風險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年中國家庭金融調(diào)查CHFS微觀數(shù)據(jù)研究了金融素養(yǎng)對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)分別與居民家庭負債和在正規(guī)金融機構的借貸額度有顯著的正相關性，擁有較高金融素養(yǎng)的家庭會避免擁有過度的負債。吳錕、吳衛(wèi)星（2018）研究了金融素養(yǎng)對我國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性，但金融素養(yǎng)對農(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。

雖然目前國內(nèi)外有不少關于社會資本和金融素養(yǎng)的研究，但大多數(shù)是關于城鎮(zhèn)家庭的研究，或是社會資本和金融素養(yǎng)對金融行為某一方面的研究，關于農(nóng)戶社會資本、金融素養(yǎng)和借貸行為之間關系的研究很少，更是鮮有人將社會資本和金融素養(yǎng)綜合起來分析對農(nóng)戶借貸行為的影響。因此，本文嘗試利用中國家庭金融調(diào)查CHFS2015年的微觀數(shù)據(jù)，研究社會資本、金融素養(yǎng)對農(nóng)戶借貸行為的影響。

（二）研究假說

第一，社會資本代表了一個家庭的交際網(wǎng)絡、個人聲望和家庭關系，社會資本較多的家庭會更容易憑借自身優(yōu)勢獲得正規(guī)金融機構的信任，得到更多的正規(guī)借貸（胡楓、陳玉宇，2012）；對于非正規(guī)借貸而言，該借貸發(fā)生的主要基礎是雙方之間的信任程度與私人關系（郭斌、劉曼路，2002），也就是社會網(wǎng)絡的質(zhì)量。社會資本偏重于社會網(wǎng)絡的廣泛性，因此并不會對家庭非正規(guī)借貸產(chǎn)生太大影響?；诖?，本文提出假說H1。

H1：社會資本對農(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)代表了個人擁有的金融知識、金融技能、金融經(jīng)驗和金融能力，這些要素有利于家庭控制風險和拓展借貸渠道，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)金融機構的借貸手續(xù)較正規(guī)金融機構簡便，辦理時間也較短，導致金融素養(yǎng)偏高的家庭認為向非正規(guī)金融機構借貸更方便（邢大偉、管志豪，2019）?；诖?，本文提出假說H2。

H2：金融素養(yǎng)對農(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，社會資本豐富的農(nóng)戶，其本身的收入和社會地位也處于較高的層次，對借貸的需求不高，而金融素養(yǎng)的提高則可能使他們擅長控制風險，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)抑制了社會資本對居民信貸選擇的促進作用（王彥卿，2018）。

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

數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型設定

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用西南財經(jīng)大學中國家庭金融調(diào)查與研究中心2015年在全國范圍內(nèi)開展的抽樣調(diào)查項目（CHFS2015）的問卷數(shù)據(jù)作為初始數(shù)據(jù)。該調(diào)查覆蓋全國29個?。ㄊ?、區(qū)）、363個縣、1439個村（居）委會，從人口統(tǒng)計特征、家庭資產(chǎn)負債情況、保險保障程度、收入支出結構等方面提供了詳細的微觀信息，對家庭的基本狀況進行了較為全面的刻畫。根據(jù)研究內(nèi)容，本文對37289個樣本家庭的數(shù)據(jù)進行整理后，篩選出11654個農(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)戶是否有過借貸行為，將有過借貸行為的家庭賦值為“1”，未借貸過的家庭賦值為“0”，并將借貸行為分為兩種，一種是在正規(guī)金融機構的借貸行為，另一種是在非正規(guī)金融機構的借貸行為，對兩者分別進行回歸分析。

2．自變量

本文的自變量為社會資本和金融素養(yǎng)，其中社會資本是微觀層面的。對社會資本的度量，本文借鑒了梁爽等（2014）利用社會資本指數(shù)度量社會資本的方法，同時結合CHFS2015問卷的數(shù)據(jù)，選取了交際網(wǎng)絡、個人聲望和家庭關系這三個維度對社會資本進行度量。對于交際網(wǎng)絡，按家庭在節(jié)假日、紅白喜事、教育、醫(yī)療等方面的轉(zhuǎn)移性收支總額進行排序后，金額總數(shù)排在前5%的家庭計5分，5%～25%的家庭計4分，25%～50%的家庭計3分，50%～75%的家庭計2分，75%～100%的家庭計1分。對于個人聲望，本文選取家庭中是否有村干部和黨員作為度量指標，如果家庭中既有村干部又有黨員計5分，在村干部或是黨員中有任何一個的家庭計3分，既無村干部又無黨員的家庭計1分。對于家庭關系，本文選取同一村莊/城市有血緣關系的親戚數(shù)量以及受訪者對家庭生活重要性的看法作為衡量指標，其中，親戚數(shù)量為9個以上的家庭計5分，6～9個計4分，3～6個計3分，1～3個計2分，沒有親戚的計1分；認為家庭生活非常重要的家庭計5分，重要的計4分，一般的計3分，不重要的計2分，非常不重要的計1分。最后，將各指標的分數(shù)進行加總后取平均值得出社會資本指數(shù)。對金融素養(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)的指標選取分為四個維度，分別是金融知識的了解程度、金融技能的使用、金融經(jīng)驗、金融能力。金融知識主要考察受訪農(nóng)戶對經(jīng)濟金融信息的關注、是否上過經(jīng)濟金融相關的培訓課程和家庭中是否有成員從事與金融相關的行業(yè)；金融技能主要考察受訪農(nóng)戶對通貨膨脹率、利率的計算，還有股票和基金的操作能力；金融經(jīng)驗主要著眼于受訪農(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)戶的風險偏好和資產(chǎn)組合配置，因為根據(jù)Benjamin等人（2006）的研究結果，具備良好金融素養(yǎng)的投資者能更好地駕馭復雜的金融工具和規(guī)避金融市場風險，金融素養(yǎng)更高的個人風險承受能力也更強，另外，金融素養(yǎng)亦和投資組合多樣化存在顯著的正相關關系，缺乏金融素養(yǎng)是解釋資產(chǎn)組合缺乏多樣化的關鍵因素，因此我們可以采用這兩個指標衡量家庭的金融能力。

本文采用二分類變量對測度指標進行賦值，當受訪者正確回答（或肯定回答）某測度指標時賦值為1，否則賦值為0；對于風險偏好，將選擇愿意承擔平均風險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、金融理財產(chǎn)品、非人民幣資產(chǎn)、黃金、現(xiàn)金、借出款，本文將投資領域多于或等于3個的家庭賦值為1，否則賦值為0。最后，將各指標得分帶入上述金融素養(yǎng)指數(shù)公式中計算得出結果。

表1：變量的描述性統(tǒng)計與說明

3．控制變量

本文選取如下控制變量：個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、勞動力數(shù)量、家庭收入、家庭資產(chǎn)。

4．變量的統(tǒng)計性描述

表1給出了本文實證研究涉及的自變量的描述性統(tǒng)計結果。可以看出，受訪農(nóng)戶明顯更傾向于向非正規(guī)金融機構借貸；受訪農(nóng)戶的社會資本和金融素養(yǎng)的平均值分別為2．81和0．08；地區(qū)的均值約為1．9，說明東部的受訪農(nóng)戶略多于另外兩個地區(qū)；受訪農(nóng)戶的年齡普遍偏高，且從標準差過大可以看出受訪農(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)戶的學歷狀況是介于小學與初中之間，說明我國農(nóng)戶的受教育水平比較低；受訪農(nóng)戶的耕地擁有面積平均為6．96畝，但是過大的標準差說明受訪農(nóng)戶間的耕地擁有面積差距很大，在CHFS2015的數(shù)據(jù)中，很多農(nóng)戶沒有耕地，而有的農(nóng)戶擁有的耕地面積可以多達400畝；每個受訪農(nóng)戶家庭擁有的勞動力數(shù)量均值約為1．5個；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）模型設定

本文使用Logit模型對社會資本、金融素養(yǎng)與農(nóng)戶兩種借貸行為進行四次不同的回歸，對不同年齡組和地區(qū)組的數(shù)據(jù)進行負二項回歸；使用Logit模型將社會資本的四個子維度加入模型中進行回歸；最后使用Probit模型進行穩(wěn)健性檢驗。

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

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

另外，泊松回歸模型一般可以用于支取非負整數(shù)的模型，但泊松分布所需的條件一般會由于因變量出現(xiàn)過度離差現(xiàn)象而無法滿足，因此本文采用了負二項回歸模型。修正后的泊松模型通常是通過在條件期望函數(shù)的對數(shù)表達中加入不可觀測部分εi所得：

對模型（1）兩邊同時取對數(shù)即得到負二項分布模型：

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個觀測樣本。

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

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

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

實證結果與分析

（一）社會資本、金融素養(yǎng)對農(nóng)戶借貸行為的影響

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

如表2所示，社會資本對農(nóng)戶借貸行為基本上都有顯著的正向影響，但社會資本對農(nóng)戶的正規(guī)借貸行為影響的顯著性明顯要高于對農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為影響的顯著性。回歸結果證明了H1的觀點，與胡楓、陳玉宇（2012）及郭斌、劉曼路（2002）的研究結果相一致，說明農(nóng)戶的社會資本有助于在正規(guī)金融機構獲得信任從而得到貸款。其原因在于，一方面，正規(guī)金融機構除了看重貸款抵押和擔保，對借貸人的交際網(wǎng)絡、個人聲望等社會資本方面的資源也同樣重視；另一方面，農(nóng)戶進行非正規(guī)借貸時大多沒有簽合同或抵押，這種借貸的產(chǎn)生主要是基于借貸雙方對對方信用的主觀評估。因此，即使是社會資本豐富的農(nóng)戶，如果要進行非正規(guī)借貸，其在親友間的品德及信用也會成為重要的決定性因素，而不是僅靠“親友多”或是“人情往來多”等這些社會資本決定的。對于金融素養(yǎng)，其與農(nóng)戶借貸行為之間的關系雖然是正向的，但它對農(nóng)戶正規(guī)借貸行為的影響不顯著，在1%的置信水平上對農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為有顯著的正向影響，因為金融素養(yǎng)高的農(nóng)戶可能認為靠自身的能力可以控制非正規(guī)借貸的風險，因此金融素養(yǎng)的提高不會增加農(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，同時驗證了H2。在模型2和模型4中，社會資本和金融素養(yǎng)的交互項對農(nóng)戶的正規(guī)和非正規(guī)借貸行為均有不顯著的負向交互作用，這說明社會資本和金融素養(yǎng)之間對農(nóng)戶借貸行為影響的替代作用不明顯，兩者的作用相對獨立，而系數(shù)的負向則表明隨著金融素養(yǎng)的提高，雖然影響不明顯，但社會資本豐富的農(nóng)戶一般會傾向于降低借貸的積極性，這驗證了H3，也與王彥卿（2018）的結論一致，原因在于社會資本豐富的農(nóng)戶本身的收入和社會地位處于較高的層次，對借貸的需求不高，而金融素養(yǎng)的提高則可能使他們擅于控制風險，于是在貸款需求不高的前提下降低了借貸的積極性。對于控制變量而言，地區(qū)、耕地面積和勞動力數(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)濟情況更差而需要更多的借貸，且國家也將貸款優(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力數(shù)量對他們的借貸行為起到了促進作用，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，且耕地面積和勞動力數(shù)量多的家庭更需要資金運作，勢必會更多地借貸。教育水平反而對農(nóng)戶的借貸行為存在著顯著的負向影響，這說明在農(nóng)村地區(qū)，教育水平越高的家庭越會避免借貸，理由應該是教育水平越高的農(nóng)戶可能對借貸行為的風險更為重視，因而不愿意冒風險增加借貸行為。年齡雖然與農(nóng)戶的借貸行為存在正向關系，但借貸行為與年齡之間存在著“倒U型”關系。

1．社會資本、金融素養(yǎng)對農(nóng)戶正規(guī)金融機構借貸行為的影響

在模型1和模型2中，農(nóng)戶向正規(guī)金融機構的借貸行為與社會資本之間有著顯著的正向關系，而與金融素養(yǎng)之間雖然有正向關系但顯著性不高。其他控制變量中年齡、性別、婚姻狀況及家庭資產(chǎn)對農(nóng)戶正規(guī)借貸行為的影響不顯著，教育水平對農(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)金融機構的信任從而得到更多的借貸。在只考慮社會資本的情況下，家庭資產(chǎn)在5%的置信水平上對農(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．社會資本、金融素養(yǎng)對農(nóng)戶非正規(guī)金融機構借貸行為的影響

在模型3和模型4中，無論是否考慮交互項，社會資本對農(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系，其對農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為的影響程度比較高從而導致社會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)的家庭善于控制風險，再加上非正規(guī)金融機構的借貸手續(xù)較正規(guī)金融機構更簡單，辦理時間也較短，這導致那些金融素養(yǎng)偏高的家庭認為向非正規(guī)金融機構借貸對他們來說更方便。在模型3和模型4中，婚姻對農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為的影響從負向轉(zhuǎn)為了正向，且在1%的置信水平上顯著，這說明由于婚姻導致的很多影響因素對農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為有促進作用，因為婚姻可能帶來的結婚、同居、分居、離異或喪偶都會增加農(nóng)村家庭的支出，而由于這種支出帶來的借貸需求正規(guī)金融機構大多不會滿足，因而農(nóng)戶會增加非正規(guī)借貸行為。家庭收入和家庭資產(chǎn)對農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為的影響從正向轉(zhuǎn)為了負向，其中家庭資產(chǎn)對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，這可能是因為隨著家庭資產(chǎn)和家庭收入的增長，農(nóng)村家庭可以憑借這些優(yōu)勢從正規(guī)金融機構滿足他們的借貸需求，而不用冒著更大的風險去尋求非正規(guī)金融機構的貸款，這與冉光和和田慶剛（2015）的假說“金融資產(chǎn)在非正規(guī)借貸行為中反而起負向影響”一致，大多數(shù)農(nóng)村家庭資產(chǎn)雖然在正規(guī)金融機構很難用作抵押，但會受到非正規(guī)金融機構的認同。性別在模型3和模型4中的方向系數(shù)也由正轉(zhuǎn)負，且在5%的置信水平上對農(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對非正規(guī)借貸所帶來的風險中更有信心。另外，值得一提的是年齡對農(nóng)戶的非正規(guī)借貸行為的影響也變得顯著了，這說明年齡越大的農(nóng)戶由于閱歷多，對非正規(guī)借貸的行為更有信心，也更愿意去嘗試。

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

將受訪農(nóng)戶以60歲為界分為兩個年齡組，模型5和模型6是分別對戶主為60歲以下的家庭向正規(guī)金融機構和非正規(guī)金融機構借貸行為的負二項回歸，模型7和模型8是分別對戶主為60歲以上的家庭向正規(guī)金融機構和非正規(guī)金融機構借貸行為的負二項回歸。從表3中可以看出，社會資本對戶主為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60歲以下的影響則不顯著，甚至對農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為有負向影響。其原因在于，戶主為60歲以下的家庭更愿意承擔一定的風險去獲得貸款進行發(fā)展，在擁有一定社會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的機會不多，且歲數(shù)大的戶主不傾向于冒風險借貸，對于非正規(guī)借貸更是認為風險過高。金融素養(yǎng)除了模型7，對農(nóng)戶借貸行為的影響顯著性都很高，這說明60歲以下的農(nóng)戶更富有冒險精神，在其金融素養(yǎng)越高的情況下，他們對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)金融機構的借貸行為也在1%的置信水平上與金融素養(yǎng)正相關，這說明60歲以上的家庭因為金融素養(yǎng)和人生閱歷的豐富，有更大的信心應對和控制非正規(guī)借貸帶來的風險，而由于金融素養(yǎng)沒有被正規(guī)金融機構納入借貸門檻，所以他們還是不能輕易從正規(guī)金融機構借到貸款。社會資本與金融素養(yǎng)的交互項的顯著性和系數(shù)方向雖然大體上仍為不顯著的負相關，但在模型8中對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，而社會資本的影響并不顯著，這在很大程度上促使社會資本豐富的60歲以上農(nóng)戶，隨著金融素養(yǎng)的提高也對非正規(guī)借貸的積極性更高了。

表3：不同年齡組農(nóng)戶社會資本、金融素養(yǎng)對農(nóng)戶借貸行為的回歸結果

表4：不同地區(qū)組農(nóng)戶社會資本、金融素養(yǎng)對農(nóng)戶借貸行為的回歸結果

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)象比較嚴重，農(nóng)村的年輕人大多傾向于去城鎮(zhèn)地區(qū)工作和學習，這對農(nóng)村地區(qū)的金融發(fā)展、社會資本提升及金融素養(yǎng)培育是不利的。對于家庭收入和家庭資產(chǎn)，只有模型8的家庭收入對農(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60歲以上的農(nóng)村家庭借貸的負向影響顯著。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，也不會為了耕地而進行借貸。因此，農(nóng)村地區(qū)的人口老齡化現(xiàn)象對農(nóng)村地區(qū)借貸行為會產(chǎn)生阻礙作用。同時，教育水平與60歲以上的農(nóng)戶借貸之間的關系也不顯著。最后，我們可以發(fā)現(xiàn)年齡對兩個年齡組的農(nóng)村家庭正規(guī)借貸行為都在1%的置信水平上為負，這一結果說明越年輕的農(nóng)戶越容易在正規(guī)金融機構獲得借貸，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，國家鼓勵年輕人創(chuàng)業(yè)的政策一定程度上也使得年輕人在正規(guī)金融機構的借貸變得容易。

（三）社會資本、金融素養(yǎng)對農(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、西部三個地區(qū)組，模型9和模型10是分別對東部地區(qū)家庭向正規(guī)金融機構和非正規(guī)金融機構借貸行為的負二項回歸，模型11和模型12是分別對中部地區(qū)家庭向正規(guī)金融機構和非正規(guī)金融機構借貸行為的負二項回歸，模型13和模型14是分別對西部地區(qū)家庭向正規(guī)金融機構和非正規(guī)金融機構借貸行為的負二項回歸。從表4中看出，社會資本對所有地區(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系，但卻不顯著，這說明所有地區(qū)中社會資本依然只對農(nóng)戶正規(guī)借貸行為有促進作用，這進一步驗證了H1。對于金融素養(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，這可能是因為東部地區(qū)金融素養(yǎng)高的農(nóng)戶信用較高，容易取得正規(guī)金融機構的信任，而對中部和西部地區(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、經(jīng)驗和技能越傾向于向非正規(guī)金融機構借貸，從而會減少向正規(guī)金融機構借貸的機會。社會資本和金融素養(yǎng)對中部和西部地區(qū)的農(nóng)村家庭借貸行為仍有不顯著的負向作用，對東部地區(qū)的農(nóng)村家庭雖影響不顯著，但系數(shù)方向轉(zhuǎn)為正，這一結果可能是東部地區(qū)的經(jīng)濟更發(fā)達，社會資本豐富且金融素養(yǎng)高的農(nóng)戶會增加借貸積極性以進行投資或是創(chuàng)業(yè)。

表5 ：社會資本子維度指標與金融素養(yǎng)對農(nóng)戶借貸行為的交互性影響回歸結果

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家正推進中部地區(qū)崛起戰(zhàn)略和西部大開發(fā)政策，這使得中部和西部地區(qū)年輕人從正規(guī)金融機構的借貸變得更加容易。年齡對西部地區(qū)農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為卻起到了顯著的負向作用，這可能是西部地區(qū)年齡越大、金融素養(yǎng)越高的農(nóng)戶對控制非正規(guī)借貸風險的信心更足。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），因此過低的教育水平對借貸行為的影響也并無實質(zhì)效果了。耕地面積和勞動力數(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)對農(nóng)戶借貸產(chǎn)生了負向影響，對非正規(guī)借貸影響更是顯著，這可能是因為東部地區(qū)金融發(fā)展比較發(fā)達，非正規(guī)金融機構數(shù)量較多，由此產(chǎn)生了一些監(jiān)管問題，導致農(nóng)戶們對非正規(guī)金融機構的性質(zhì)存在負面認識，因此家庭收入更高的農(nóng)戶反而會利用自己的收入解決問題，避免向非正規(guī)金融機構產(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)借貸行為有正向關系，對正規(guī)借貸的正向關系在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)金融機構接受而獲取貸款，但在中部和西部地區(qū)，家庭資產(chǎn)仍對農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為有顯著的負向影響，這是因為農(nóng)戶將家庭資產(chǎn)抵押給非正規(guī)金融機構的風險更高，甚至可能導致自身的家庭資產(chǎn)被非正規(guī)金融機構侵吞，因此擁有越多家庭資產(chǎn)的農(nóng)村家庭會越避免非正規(guī)借貸行為。

（四）社會資本子維度指標與金融素養(yǎng)對農(nóng)戶借貸行為的交互性影響

將社會資本三個子維度中的四個指標（轉(zhuǎn)移性收支、個人聲望、親戚數(shù)量及家庭重要性）與金融素養(yǎng)一起進行去中心化處理后，用Logit模型對數(shù)據(jù)進行8次回歸。從表5中可看出，轉(zhuǎn)移性收支和金融素養(yǎng)對農(nóng)戶正規(guī)借貸行為有顯著的負向交互作用，農(nóng)戶個人聲望與金融素養(yǎng)對農(nóng)戶非正規(guī)借貸行為有顯著的負向交互作用，而戶主重視家庭的程度與金融素養(yǎng)則對農(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)絡廣且金融素養(yǎng)高的農(nóng)村家庭往往因為愿意提供幫助的親朋好友較多，控制貸款的風險能力較高，傾向于減少從正規(guī)金融機構借貸，轉(zhuǎn)而利用非正規(guī)借貸解決問題，個人聲望高的農(nóng)戶，金融素養(yǎng)越高，越會意識到控制因非正規(guī)借貸帶來的風險，以避免這類風險帶來的個人聲望降低，因此他們會減少非正規(guī)借貸行為。重視家庭關系且金融素養(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，控制貸款的風險能力較高，從而愿意增加非正規(guī)借貸行為。

表6 ：穩(wěn)健性檢驗的結果

（五）穩(wěn)健性檢驗

為進一步檢驗結論的合理性，本文通過使用Probit模型再次回歸以對四個模型進行檢驗，將回歸結果中社會資本、金融素養(yǎng)、社會資本與金融素養(yǎng)交互項、家庭收入和家庭資產(chǎn)的變化情況與Logit模型的回歸結果中的作比較，如表6。

由表6可知，社會資本在四個模型中都對農(nóng)戶正規(guī)借貸行為有顯著的正向影響，而對農(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系，社會資本和金融素養(yǎng)的交互項仍然為不顯著的負向性。由此可見，該結論較為穩(wěn)健。同時，家庭收入和家庭資產(chǎn)的回歸結果也與表2中一致，因此，該結論是穩(wěn)健的。

結論與啟示

研究得到如下結論：第一，社會資本對農(nóng)戶的借貸行為有顯著的正向影響，且對農(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)對農(nóng)戶向正規(guī)金融機構和向非正規(guī)金融機構的借貸行為都有顯著的正向影響。第三，在考慮了社會資本及金融素養(yǎng)的交互項后，交互項只對農(nóng)戶借貸行為有不顯著的負向作用。第四，社會資本與金融素養(yǎng)對農(nóng)戶借貸行為的交互作用并不明顯，但社會資本子維度指標中的轉(zhuǎn)移性收支、個人聲望和對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、負和正。第五，將農(nóng)村家庭分為60歲以下和60歲以上年齡段后，社會資本對60歲以上家庭的借貸作用不明顯，金融素養(yǎng)則除對60歲以上農(nóng)村家庭正規(guī)借貸行為不顯著外，基本對所有年齡組家庭借貸均有顯著的正向影響，同時，地區(qū)、婚姻狀況、耕地面積和家庭收入對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，社會資本在三個地區(qū)對農(nóng)戶借貸行為的影響依然不變，金融素養(yǎng)則對東部地區(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。

基于以上研究結論，本文得到如下啟示：

第一，持續(xù)推進普惠金融建設，增加新型農(nóng)村金融機構的數(shù)量，緩解農(nóng)村金融服務不足局面，改善農(nóng)村金融競爭狀況，滿足農(nóng)戶金融需求。第二，大力開展金融培訓，普及經(jīng)濟金融知識，提升農(nóng)戶金融素養(yǎng)。第三，通過完善農(nóng)村公共服務設施，構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，提高信息溝通的頻率，提升農(nóng)戶社會資本，鼓勵中青年積極參與村集體的相關事務，拓展人際關系。第四，出臺相關法律法規(guī)，對農(nóng)村金融詐騙和非法集資等金融違法活動加大打擊力度，保護農(nóng)戶合法的金融權益，營造農(nóng)村地區(qū)良好、健康的金融環(huán)境。