社會資本之于農村金融的有效性分析

梁 斌，廉亦瑋（.內蒙古大學 經濟管理學院，呼和浩特 000；.中央民族大學，北京 0008）

社會資本之于農村金融的有效性分析

梁 斌1，廉亦瑋2
（1.內蒙古大學 經濟管理學院，呼和浩特 010021；2.中央民族大學，北京 100081）

從社會資本視角考察了我國農戶小組聯保模式，研究表明社會資本已不再是合格的抵押品。當下，我國農戶是否參加小組聯保模式主要受可獲得性的影響，與社會資本無關；對社會個體的貸款發放，非正規金融組織已不再看重貸款對象的社會資本，它們更多將農戶的房屋等有形財富或收入作為其貸款發放的評價標準。文章證明了社會資本在農村金融中的無效性，在從鄉土社會向現代契約社會轉變的背景下，小組聯保模式的社會懲罰機制不再有效。

小組聯保模式；社會資本；金融有效性

1 問題的提出

中國農村三十多年來的社會變遷,可概括為從傳統鄉土社會向現代契約社會的轉型，在傳統鄉土社會是“差序格局”,人們總是選擇和離自己最近的熟人圈子發生à往，而在契約社會里,人們不僅僅與熟人à往,而且還需要與陌生人à往。他們按照平等和公平的原則自愿達成契約,而這種契約可以擴張到陌生人之間，信貸à易成為一次性博弈，從而使得社會資本不再是合格的抵押品，小組聯保模式中的社會懲罰也很難實施。2004年政策放開后中國成立的小額信貸公司，也主要采用個人貸款模式，并沒有使用小組聯保模式。如果小額信貸的小組聯保模式優于個人貸款，且可以有效規避道德風險和逆向選擇問題，為什么沒有一家金融機構開展針對中小企業的聯保貸款？國內外的小額信貸實踐提醒我們，與個人貸款模式相比，聯保貸款可能存在某些先天的不足。這些都說明，社會資本所帶來的“社會制裁”已經不再有效。很多研究中國農村金融問題的文獻，也都開始引入社會資本。一方面，部分研究認為社會資本是窮人的資本，低收入農戶社會資本的擁有量和回報率均低于高收入農戶，但是一方面，以社會網絡為基礎的農戶民間借貸行為是傳統鄉土社會的典型特點，其規模和作用隨社會轉型和經濟發展而趨于弱化。

綜上，部分學者研究了社會資本對農戶的借貸的影響，而且部分學者對聯保貸款的有效性進行了研究并取得了一定的進展。本文在此基礎上，針對小組聯保模式進行研究，探討在缺乏實物抵押品的情況下，小組成員之間通過所謂的“社會制裁”對違約成員進行懲罰的有效性。以往國內小組聯保模式有效性研究更多的是基于案例分析，應該利用已有的大型調查數據進行定量分析，從而對已有經驗研究的分歧做出解釋。

2 數據來源與研究假設

本文使用的數據來自北京大學國家發展研究院與花旗銀行合作的“中國農村金融調查”數據，數據包括3省9個縣81村：云南省的嵩明縣、南澗縣和彝良縣；湖南省的桑植縣、岳陽縣、醴陵縣；黑龍江省的龍江縣、東寧縣和漠河縣等。農戶問卷中包含農戶的基本狀況、家庭收入、禮品支出和收入、借貸信息等。表1給出了剔除異常值后的相關變量的統計性描述。

表1 相關變量的統計描述

表2描述了2008年第一筆貸款中如果有擔保時的不同擔保類型所占比例。從表2中可以看到，在貸款時如果需要擔保時，小組聯保仍是其貸款的第一選擇。這主要是由于其他形式的擔保很難獲得，農戶退而求其次會選擇親戚朋友的擔保。小組聯保貸款由于存在連帶責任，致使聯保小組成員之間內產生相互監督和動態激勵，從而達到防范道德風險。

表2 2008年第一筆貸款的擔保類型

金融機構在提供個人貸款時，由于農戶缺少合格的抵押品或者擔保人，因此很少會貸款給低收入農戶。表3描述了2008年第一筆貸款的貸款規模，小組聯保的貸款平均規模小于個人貸款,小組聯保確實解決了農戶抵押品缺失問題，也即實現了窮人的貸款這一承諾，則對于收入低的農戶小組聯保貸款規模一定會大于個人貸款規模。另外，社會資本在小組聯保貸款中成為社會抵押品，隨著有貸款需求的農戶社會資本水平的上升，金融機構可以利用社會懲罰機制對其進行約束，因此農戶的小組聯保貸款規模也更大。

表3 2008年第一筆貸款的貸款規模

在缺乏實物抵押品的情況下，小組成員之間通過所謂的“社會制裁”對違約成員進行懲罰小組聯保有效性主要體現在以下兩個方面：利用社會資本的懲罰機制，解決了農戶缺乏抵押品問題，小組聯保模式提高了農戶的貸款可獲得性；其次，和個人貸款相比，小組聯保模式解決了個人貸款難以獲得足夠額度問題。因此，如果小組聯保模式是有效的，則具有高水平社會資本的農戶會加入小組聯保，從而解決抵押品缺失問題，且可以有效解決借貸雙方信息不對稱問題，從而達到避免逆向選擇的目的，通過成員間相互自我甄別和篩選，最終的小組聯保成員應為具有還款能力的農戶。

因此，為了驗證小組聯保模式的有效性，本文做出以下假設：

假設1：農戶是否參加小組聯保模式貸款的決定，和個人的社會資本擁有量和收入能力顯著相關。金融機構在提供個人貸款時，由于農戶缺少合格的抵押品或者擔保人，因此很少會貸款給低收入農戶。

表3描述了2008年第一筆貸款的貸款規模，小組聯保的貸款平均規模確實小于個人貸款。如果小組聯保確實解決了農戶抵押品缺失問題，也即實現了窮人的貸款這一承諾，則對于收入低的農戶小組聯保貸款規模一定會大于個人貸款規模。另外，社會資本在小組聯保貸款中成為社會抵押品，隨著有貸款需求的農戶社會資本水平的上升，金融機構可以利用社會懲罰機制對其進行約束，因此農戶的小組聯保貸款規模也更大。因此，從貸款規模角度，對比較小組聯保與個人貸款兩種模式進行比較，本文做出以下假設：

假設2：對于小組聯保貸款來說，社會資本是有效的抵押品，因此社會資本越大則貸款規模越大；而個人貸款則只和實物抵押品相關。

3 農戶參與小組聯保的影響因子分析

如果社會資本是有效的抵押品，則具有高水平社會資本的農戶會加入小組聯保，從而解決抵押品缺失問題。因此，農戶是否參加小組聯保模式貸款，和個人的社會資本擁有量相關，即假設1：農戶是否參加小組聯保模式貸款，和個人的社會資本擁有量顯著相關。本文使用如下方程考察假設1，即社會資本對農戶是否參加小額聯保貸款的影響：

cdtrel9是一個二元虛擬變量，表示“您的家庭有沒有參加過小組聯保的小額信貸”；Dν是村和縣的虛擬變量，包括“本村的經濟類型”、“本村是否城市郊區”、“本村是否工況郊區”、“本村是否鎮政府所在地”，從而控制了村域的一些基本特征；Xiν表示家庭特征的變量，本文選用“建造房屋總的花費”、“家庭勞動人口數”、“家庭資產總計”；SCiν是衡量家庭社會資本的變量，本文選用“禮金和禮品收入”的對數值表示家庭的社會資本。家庭房屋成本和家庭收入可能存在序列相關，另外收入越多的家庭會有更多的資金用于禮金支出?；谏鲜鲈?，本文對控制變量之間的多重共線性進行了檢驗，分別采用了簡單的相關系數法和方差膨脹因子法。如表4所示，通過簡單相關系數判定法和方差膨脹因子方法都拒絕了解釋變量之間存在多重共線性問題。

表4 多重共線性檢驗

根據研究問題的特點，本文具體采用了Probit回歸模型，具體的回歸結果見表5。前3列是對式（1）進行probit模型的回歸結果，第1列沒有控制村域和縣域的固定效應，第2列控制了村域但沒有控制縣域的固定效應，第3列則同時控制了縣域和村域的固定效應。在沒有控制縣域固定效應的第1和第2列中，β的估計值在5%水平上顯著為負，這說明社會資本越多的農戶，其參加小組聯保的概率就越低。在沒有控制縣域固定效應的第1和第2列中，農戶的勞動力數量對是否參加小組聯保決策的影響在5%水平下顯著為負，說明家庭勞動力越多的農戶，其參加小組聯保的概率就越低。但是當同時控制縣域和村域固定效應后，如表5第3列所示，β的估計值仍為負但并不顯著，這說明控制縣域固定效應后，社會資本的多少并不會影響農戶是否參加小組聯保的決策，這說明社會資本與是否參加小組聯保之間的相關關系，可能受到某些縣域變量的影響。同時控制縣域和村域后，勞動力的數量對農戶是否參加小組聯保決策的影響不再顯著。

表5 農戶參加小組聯保模式的決策研究

盡管“禮物與禮金總計”或“如果您現在需要借錢，您有多少可能向您提供借款的親戚朋友”是社會資本的很好的測量變量，但是仍可能存在因遺漏變量導致的內生性問題。之前相關文獻采用“是否是本村第一大姓”作為工具變量，直觀上傳統的鄉土社會下農村是靠宗族關系維系，因此“是否是本村第一大姓”不會影響其他變量，只會通過影響農戶的社會資本來影響貸款規模，而與不可觀測變量無關，因此可能是很好的工具變量。本文采用“是否是本村第一大姓”作為工具變量，對式（1）進行Ivprobit回歸，結果如表5第4列所示。對外生性假設H0:ρ=0的沃爾德檢驗結果，其p值為0.32，故接受原假設，即“禮物與禮金總計”為外生變量。由于目前還無法對二值選擇模型等非線性模型進行弱工具變量檢驗，為了進行穩健性檢驗，本文假設被解釋變量為連續變量，對“是否是本村第一大姓”進行了“弱工具變量”檢驗。結果接受原假設，即“存在弱工具變量”；拒絕了“是否是本村第一大姓”作為社會資本的工具變量。這也反應了中國農村目前正經歷的從“差序格局”的鄉土社會向現代契約社會的轉變，農戶逐漸脫離以家庭和宗族為本位的熟人社會，從而使得小組聯保模式的社會懲罰機制在中國不再有效。

在表5的第1～4列回歸中，可能會存在選擇性偏誤問題，即農戶不參加小組聯保貸款并不是因為不愿意參加，而是因為小組聯保貸款的可獲得性問題。本文選取數據中的是否有“本村是否有信用社的工作人員”作為工具變量。選擇這兩個變量作為選擇方程的識別變量可以刻畫本地小組聯保的可得性，其會影響農戶借貸是否選擇小組聯保模式，但是并不會影響回歸中的其他解釋變量，符合Heckman兩步法對識別變量的要求。表5第5列利用“信用社是否在本村推廣小組聯保”作為工具變量對式（1）進行Heckman兩步法回歸得到的結果。首先從本文看到，“信用社是否在本村推廣小組聯保”的系數并不顯著，這說明農戶參加小組聯保的可得性問題并不嚴重。另外，社會資本對農戶是否參與小組聯保的決策影響仍然為負但不顯著，這表明即使考慮小組聯保可得性，社會資本的多少并不必然影響小組聯保的參與。而家庭勞動力數量對農戶是否參與小組聯保影響為正，但不再顯著。但是家庭收入對農戶是否參與小組聯保仍然在10%水平上顯著為正，說明即使考慮了小組聯保的可得性，收入高的農戶其參加小組聯保的概率就越高。因此，農戶是否參加小組聯保貸款，并不取決于個人的社會資本而取決于其收入能力，因此拒絕了假設1，即在目前的中國農村，社會資本并不是合格的抵押品，小組聯保模式不能通過社會資本代替其他抵押品從而解決農戶的貸款難問題。本文還分別采用了“本村所在的鄉鎮是否有信用社”，“本村是否有信用社的工作人員”，“本村是否有信用社的代辦點或分支機構”，“信用社在本村開發放貸款證或信用證了嗎？”，“信用社有沒有在本村推行小組聯保的小額信貸”作為小組聯保貸款可獲得性的工具變量，這些工具變量的系數均不顯著，且不改變社會資本對農戶參加小組聯保的決策影響系數。

4 小組聯保與個人貸款的規模分析

社會資本作為小組聯保的抵押品幫助了借款者獲得更大規模的貸款。因此，如果社會資本是有效的抵押品，則對于小組聯保貸款來說，社會資本越大則貸款規模越大，即本文的假設2。本文使用如下方程考察假設2，即社會資本對農戶小組聯保貸款規模的影響：

其中，lbka表示貸款規模的對數，Xiν表示家庭特征的變量，本文選用“建造房屋總的花費”；SCiν是衡量家庭社會資本的變量本文選用“禮物與禮金總計”的對數值表示家庭的社會資本。

本文按照Stock和Yogo和She的方法，對采用的“是否是本村第一大姓”進行了“弱工具變量”檢驗。如表6所示，根據Stock和Yogo提出的拇指規則只有當檢驗中的F統計量大于10，才可拒絕“存在弱工具變量”的原假設，如表6所示F檢驗過小，且最小特征統計量遠低于臨界值，因此接受原假設“存在弱工具變量”；按照Stock和Yogo方法，判斷系數Shea's R2過小，認為存在弱工具變量。因此，不論是Stock和Yogo和Shea的方法再一次拒絕了“是否是本村第一大姓”作為社會資本的工具變量。

表6 “是否是本村第一大姓”的“弱工具變量”檢驗

表7給出了小組聯保模式貸款規模的OLS實證結果。表7第1、2列采用了“禮物與禮金總計”（income26）和“如果您現在需要借錢，您有多少可能向您提供借款的親戚朋友”（relat1）作為社會資本的測量變量對小組聯保貸款規模進行分析。在兩種情況下的回歸結果中，小組聯保的貸款規模都和家庭收入顯著相關，但和社會資本并不相關，也就是說在農戶獲得小組聯保的規模與其社會資本的多少無關，社會資本在小組聯保貸款中作為抵押品時，金融機構不能有效地利用社會懲罰機制對其進行約束。因此從小組聯保貸款規模而言，社會資本作為抵押品是無效的，本文拒絕了假設2。

表7 貸款規模與社會資本的相關系數

表7第3、4列給出了個人貸款模式下的貸款規模實證結果。表7第3、4列采用了“禮物與禮金總計”（income26）和“如果您現在需要借錢，您有多少可能向您提供借款的親戚朋友”（relat1）作為社會資本的測量變量對小組聯保貸款規模進行分析。在兩種情況下的回歸結果中，農戶個人貸款規模和家庭收入顯著負相關，這表明在銀行和信用社等機構的農村信貸中逆向選擇問題十分嚴重，這也是中國農村金融發展遇到的一大問題。

表7第3列中和“禮物與禮金總計”顯著正相關，在農村的個人貸款模式下農戶的社會資本的多少直接影響著貸款規模的大小。在個人貸款模式下，社會資本并不能通過社會懲罰等原因作為抵押品，因此社會資本與貸款規模的顯著正相關表明，社會資本越大的農戶越傾向于獲得更多的正規機構貸款。但表7第4列中“如果您現在需要借錢，您有多少可能向您提供借款的親戚朋友”并無顯著的相關關系。作為社會資本的測量變量，“禮物與禮金總計”與“如果您現在需要借錢，您有多少可能向您提供借款的親戚朋友”的區別在于后者不僅衡量農戶的社會資本大小，同時還反映出農戶對自己的還款能力和信用的主觀判斷，而這可能是導致“如果您現在需要借錢，您有多少可能向您提供借款的親戚朋友”不顯著的主要因素。因此，農村正規機構的個人貸款可能十分低效，還款能力強但社會資本低的農戶則被農村正規金融機構所排斥，還款能力低但社會資本高的農戶卻會通過農村正規金融機構獲得貸款。小組聯保模式下，貸款規模確與農戶收入顯著正相關，說明在低效的正規金融機構個人貸款模式十分低效的情況下，有還款能力的農戶更傾向于通過小組聯保獲得貸款。

除了正規機構的小組聯保和個人貸款外，農戶還可以通過非正規金融獲得資金，一類是從個人借入的資金（其規模用otherl表示），一類是從非正規金融組織獲得貸款（其貸款規模用nobank表示）。表8第1、2列為采用了“禮物與禮金總計”（income26）和“如果您現在需要借錢，您有多少可能向您提供借款的親戚朋友”（relat1）作為社會資本的測量變量下從個人借入的規模實證結果。如結果所示，在兩種情況下的回歸結果中，從個人借款的貸款規模都和家庭收入顯著相關，說明在農戶個人借款行為中，借款農戶的還款能力越強，其從個人借款的資金量越大。兩種社會資本測量變量下，從個人借款的規模都與房屋建設成本顯著正相關，但和社會資本不相關。這一方面解釋了農戶常常傾其所有來蓋房的行為，農戶房屋的層數、裝修的狀況是身份地位和財富的象征，另一方面再次反映出社會資本并不是合格的抵押品，農戶之間無法通過社會懲罰來制約借款農戶。“是否擁有工商業”與從個人介入的資金規模顯著正相關，說明農戶之間更傾向于借錢給擁有工商業的農戶。

表8 從個人和非正規金融組織的貸款規模實證結果

表8第3、4列為采用了“禮物與禮金總計”（income26）和“如果您現在需要借錢，您有多少可能向您提供借款的親戚朋友”（relat1）作為社會資本的測量變量下，從非正規金融機構獲得的貸款規模實證結果。如結果所示，在兩種情況下的回歸結果中，貸款規模和家庭收入并不相關，與房屋建造成本顯著正相關。農村非正規金融并未有效識別具有還款能力的農戶，而是更多的依靠房屋作為農戶財富和收入的評價標準。表8第3列中，農戶非正規金融機構貸款規模和“禮物與禮金總計”作為測量變量的社會資本顯著負相關，而在表8第4列中“如果您現在需要借錢，您有多少可能向您提供借款的親戚朋友”作為測量變量的社會資本并不相關。這反映出擁有社會資本多的農戶，可能會更多的從正規或個人渠道借款。

5 結論與討論：非正規金融的社會資本有效性

本文研究了社會資本在農村金融中的有效性問題，發現：（1）社會資本已不是合格的抵押品，農戶是否參加小組聯保模式與社會資本并無顯著性關系，小組聯保貸款規模與社會資本也無關；（2）個人貸款與社會資本顯著相關，這反映出農村仍處在金融抑制狀態，農戶獲得個人貸款和個人資產或收入狀況并不直接相關。本文還進一步研究了非正規金融的社會資本有效性問題，發現農戶之間的個人借貸與社會資本沒有顯著關系，再次驗證了社會資本并不是合格的抵押品，即農戶之間無法通過社會懲罰來制約借款農戶。農戶之間更傾向于借錢給擁有工商業的農戶，且個人借貸可以有效識別具有還款能力的農戶，部分地解決了正規金融貸款中的“信息不對稱”問題。

本文證明了在從鄉土社會向現代契約社會轉變的背景下，小組聯保模式的社會懲罰機制不再有效。本文證明了社會資本在小組聯保模式中的無效性，但并沒有否定小組聯保模式，小組模式仍然具有信息篩選功能，在一定程度上緩解了農村信貸中存在的信息不對稱問題。盡管早先采用小組聯保的國際實踐也逐漸開始轉向其他模式，但相比非正規金融，小組聯保模式仍然可以更有效識別具有還款能力的農戶。因此在中國農村金融的實踐中，小組聯保模式應與個人貸款模式相結合，更多地發揮其信息甄別和信息à流的功能，在一定程度上可以緩解中國農村的金融抑制現象。

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（責任編輯/浩 天）

F224.9

A

1002-6487（2016）24-0103-04

國家社會科學基金資助項目(12CJL023)；內蒙古教育廳自然科學重點項目(NJZZ003)；內蒙古大學高層次人才引進科研項目(30105-125118)

梁 斌（1979—），男，內蒙古包頭人，博士，講師，研究方向：區域經濟、微觀金融與實驗經濟學。

廉亦瑋（1984—），女，內蒙古準格爾旗人，碩士，研究方向：產業經濟與公共管理。