社會資本能夠緩解農(nóng)戶的正規(guī)和非正規(guī)信貸約束嗎？基于四元Probit模型的實證分析

李慶海 呂小鋒 李 銳 孫光林

社會資本能夠緩解農(nóng)戶的正規(guī)和非正規(guī)信貸約束嗎？基于四元Probit模型的實證分析

李慶海 呂小鋒 李 銳 孫光林?

本文采用2013年蘇魯兩省農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，在考慮了正規(guī)和非正規(guī)金融渠道之間相互影響以及樣本選擇性問題的基礎上，結(jié)合具有樣本選擇性的四元Probit模型，考察和比較正式和非正式社會資本對農(nóng)戶正規(guī)和非正規(guī)信貸約束的緩解作用及其差異，以及它們的作用隨著市場化進程、正規(guī)金融發(fā)展和農(nóng)戶收入增長有何變化。研究發(fā)現(xiàn)，不同形式的社會資本對農(nóng)戶不同金融渠道的信貸約束均起到一定緩解作用，其中非正式社會資本對非正規(guī)信貸約束的緩解作用相對最大，非正式社會資本對正規(guī)信貸約束的緩解作用相對最小，非正式社會資本的緩解作用存在更為明顯的“路徑依賴”現(xiàn)象。不僅如此，這種緩解作用會隨著市場化進程、正規(guī)金融發(fā)展及農(nóng)戶收入增長而趨于減弱。

農(nóng)戶；信貸約束；社會資本；四元Probit模型；樣本選擇性

一、引言

國際經(jīng)驗表明，包括我國在內(nèi)的大多數(shù)發(fā)展中國家農(nóng)村金融市場的融資環(huán)境不容樂觀，農(nóng)戶往往面臨嚴重的信貸約束(Kocher，1997；Foltz，2004；李銳和朱喜，2007)。近年來，我國政府逐漸意識到落后的農(nóng)村金融市場已成為農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)民收入增加的“瓶頸”，并采取了一系列的改革措施。然而，新一輪農(nóng)村金融改革并未達到預期效果，農(nóng)戶遭受信貸約束的現(xiàn)象依然較為普遍(張龍耀和江春，2011；李慶海等，2012；張寧和張兵，2014)。

與此同時，我國是一個傳統(tǒng)的關(guān)系型社會，社會資本對于正規(guī)以及非正規(guī)金融渠道的信貸交易均產(chǎn)生重要影響，往往那些具有豐富“人脈”關(guān)系的農(nóng)戶更容易獲取資金，遭受信貸約束的程度也相對較低(孫穎和林萬龍，2013；李巖等，2014)。之所以如此，主要有以下三方面原因：首先，社會資本作為農(nóng)戶的一種無形抵押，可有效降低信貸交易中的道德風險和信息不對稱問題，進而緩解農(nóng)戶的信貸約束；其次，社會資本在金融風險管理中具有抵押擔保化的社會關(guān)系功能，有助于農(nóng)戶從金融機構(gòu)中尋找到信用或者物質(zhì)資產(chǎn)擔保人，增加其獲得信用貸款的機會；最后，社會資本通過對違約者實施社會懲罰和社會壓力，在某種程度上替代司法機制降低農(nóng)戶的違約風險，促進金融合約的履行，增強了貸款方向農(nóng)戶提供貸款的積極性。

盡管很多文獻都已經(jīng)注意到社會資本對農(nóng)戶信貸約束的緩解作用，然而現(xiàn)有研究仍存在以下幾個方面的問題。首先，正規(guī)和非正規(guī)金融渠道的貸款合約在借貸金額、期限、利率和抵押擔保條件等方面具有明顯區(qū)別，其信貸約束的產(chǎn)生機制勢必存在差異，而同一社會資本對于農(nóng)戶正規(guī)和非正規(guī)信貸約束的作用是否一致，很少有文獻進行比較(李丹和張兵，2013)。其次，很多學者將社會資本作為一個整體來看，較少將農(nóng)戶擁有的社會資本細化為正式和非正式社會資本，然而現(xiàn)實中這兩類社會資本在農(nóng)戶信貸約束中起的緩解作用可能是不同的。最后，有學者認為社會資本的作用會隨著市場化進程、社會轉(zhuǎn)型的深化和經(jīng)濟發(fā)展等而趨于弱化(陸銘和李爽，2008；陸銘等，2010；易行健等，2012)，但也有學者認為以政治身份為代表的社會資本反而會在市場化進程中強化其影響(Knight，2002)。反映在本文中，一個饒有趣味的問題便是，伴隨著市場化進程的深化、正規(guī)金融發(fā)展和農(nóng)戶收入增長，不同形式社會資本對不同渠道信貸約束的緩解作用有何變化，是增強抑或是減弱。本文目標是比較正式和非正式社會資本對農(nóng)戶正規(guī)和非正規(guī)信貸約束緩解作用的差異，以及它們作用的變化規(guī)律，以期引發(fā)對以往農(nóng)村金融改革思路的反思，并對未來進一步深化農(nóng)村金融領域內(nèi)的改革提供一定的借鑒。

值得注意的是，由圖1可知，要想完成本文的研究目標，在模型構(gòu)建上需要解決以下兩個問題。一方面，在識別某一金融渠道信貸行為(如信貸需求和信貸約束)的影響因素時，需要控制另一渠道的影響，以克服可能由此引起的估計偏誤。事實上，正規(guī)和非正規(guī)金融渠道的貸款合約在借貸金額、期限、利率和抵押擔保條件等方面具有明顯區(qū)別，不同渠道信貸行為的產(chǎn)生機制勢必存在差異。以往研究較少考慮二者之間的不同，而直接將正規(guī)和非正規(guī)金融混為一談，所得結(jié)論自然值得商榷，因此在分析時應予以區(qū)分。相關(guān)研究也證明，正規(guī)和非正規(guī)金融渠道之間是有相互影響的，必須對二者進行有效分離(劉西川、楊奇明和陳立輝，2014)。另一方面，在識別信貸約束的影響因素時需要控制住信貸需求，因為有一部分信貸需求由于市場失靈而沒有顯示出來，如果不對其進行控制，估計結(jié)果容易產(chǎn)生樣本選擇性偏誤(Woodridge，2002；張兵和張寧，2012)。以正規(guī)信貸約束為例，只有具有正規(guī)信貸需求的農(nóng)戶才有可能觀測到是否遭受信貸約束，因此遭受信貸約束的農(nóng)戶并不一定是總體的隨機抽樣，因而產(chǎn)生樣本選擇性問題(Sample Selection)。

圖1 農(nóng)戶不同渠道信貸行為示意圖

然而，已有研究往往僅考慮到上述兩個問題的某一方面，或者是沒有考慮正規(guī)和非正規(guī)渠道間的相互影響，或者是沒有考慮信貸需求的樣本選擇性問題。對此，本文采用具有樣本選擇性的四元Probit模型(Quaternary Probit Model with Sample Selection，QPSS模型)進行分析，不僅可以考慮信貸需求的樣本選擇性問題，還可以考慮正規(guī)和非正規(guī)金融渠道之間的相互影響，進而解決可能由此兩方面原因引致的估計偏誤。

本文采用 2013年山東和江蘇兩省的農(nóng)戶微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，結(jié)合 QPSS模型考察和比較正式及非正式社會資本對農(nóng)戶正規(guī)和非正規(guī)信貸約束的作用及其差異，以及它們作用的變化規(guī)律。與現(xiàn)有研究相比，本文主要在以下幾個方面做出了改進：(1)研究思路。本文對社會資本的影響進行深入探討，比較了正式和非正式社會資本對農(nóng)戶正規(guī)和非正規(guī)信貸約束的作用差異，并進一步探究它們的作用如何隨著市場化進程、正規(guī)金融發(fā)展和農(nóng)戶收入增長而變化，所得結(jié)論更為全面和深入。(2)計量模型。本文采用QPSS模型進行分析，將農(nóng)戶正規(guī)信貸需求、非正規(guī)信貸需求、正規(guī)信貸約束和非正規(guī)信貸約束等納入到同一框架中進行分析，不僅避免了樣本選擇性引致的估計偏誤，而且還考慮了正規(guī)和非正規(guī)金融渠道之間的相互影響，糾正了可能由此兩方面引致的估計偏誤。(3)實證數(shù)據(jù)。本文采用微觀資料來自于蘇魯兩省農(nóng)村金融調(diào)查。蘇魯兩省經(jīng)濟發(fā)達且農(nóng)村金融市場較為發(fā)達，其主要結(jié)論及政策建議對于制定、調(diào)整中西部經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)村信貸政策具有前瞻性的指導和借鑒意義。

本文剩余部分安排如下：第二部分首先梳理評價已有研究，然后提出社會資本對信貸約束影響的理論假說；第三部分首先構(gòu)建QPSS模型，然后介紹數(shù)據(jù)基本事實，并選取變量；第四部分給出估計結(jié)果，考察和比較不同形式社會資本對不同渠道信貸約束的作用及其差異；第五部分進行擴展討論和檢驗，以探討社會資本作用的變化規(guī)律；最后總結(jié)研究結(jié)論，提出政策建議。

二、已有研究與理論假說

（一）已有研究

目前，研究社會資本等因素對農(nóng)戶信貸約束影響的計量模型主要分為單方程模型和聯(lián)立方程模型。其中，單方程模型主要為以下第一類和第二類，聯(lián)立方程模型主要為第三類和第四類。

第一類是Probit模型。譬如：朱喜等(2009)采用三個獨立的Probit模型，分別識別了農(nóng)戶遭受不同金融渠道(信用社、銀行和民間借貸)信貸約束的影響因素；張三峰等(2013)采取類似思路，分別識別了農(nóng)戶遭受不同類型正規(guī)信貸約束的影響因素。Rahji和 Adeoti(2010)、董志勇和黃邁(2010)運用 Probit模型，識別了農(nóng)戶遭受正規(guī)信貸約束以及廣義信貸約束(對正規(guī)和非正規(guī)金融渠道不予區(qū)分)的影響因素。然而，Probit模型既無法考慮不同金融渠道之間的相互影響，也無法解決信貸需求的樣本選擇性問題，所得結(jié)果容易產(chǎn)生偏誤。

第二類是多元 Logit模型。相關(guān)研究將遭受不同類型信貸約束的農(nóng)戶納入到同一框架，進而識別不同類型信貸約束的影響因素。譬如：劉西川和程恩江(2009)將正規(guī)信貸約束細分為借貸型價格配給、未借貸型價格配給以及數(shù)量配給等多種類型，然后運用多元 Logit模型進行分析；Rahji 和 Fakayode(2009)、張龍耀和江春(2011)、馬九杰和吳本健(2012)的思路與之類似。然而，相關(guān)模型的使用存在一定問題：首先，模型需要滿足“無關(guān)獨立性假設”(即 IIA假設)，即因變量不同選擇項之間相互獨立不相關(guān)，這對數(shù)據(jù)的要求較為嚴格，從而限制了該模型的推廣使用；其次，該模型強制要求遭受不同類型信貸約束的解釋變量必須是相同的，但事實上不同類型信貸約束的影響因素可能存在差異；最后，該模型雖可識別遭受不同類型信貸約束的影響因素，但依然無法解決信貸需求的樣本選擇性問題，估計結(jié)果容易產(chǎn)生偏誤。

第三類是雙變量Probit模型(Bivariate Probit Model，Biprobit模型)。Jia 等(2010)根據(jù)農(nóng)戶是否遭受正規(guī)信貸約束和是否遭受非正規(guī)信貸約束，將樣本分為互不相同的四類，進而采用 Biprobit模型識別農(nóng)戶遭受正規(guī)和非正規(guī)信貸約束的影響因素。Biprobit模型避免了多元Logit模型的部分缺陷，能夠考察正規(guī)和非正規(guī)信貸約束之間的相互影響，但依然無法解決信貸需求的樣本選擇性問題。

第四類是具有樣本選擇性的雙變量Probit模型(Bivariate Probit Model with Sample Selection，BPSS模型)。事實上，上述三類模型均未考慮信貸需求的樣本選擇性問題，估計結(jié)果容易產(chǎn)生偏誤。張兵和張寧(2012)、李丹和張兵(2013)等的研究將廣義信貸需求和廣義信貸約束(對正規(guī)和非正規(guī)金融渠道不予區(qū)分)納入到同一框架中，進而采用 BPSS模型以識別廣義信貸需求和廣義信貸約束的影響因素。然而，相關(guān)研究雖然考慮了信貸需求的樣本選擇性問題，卻未能對正規(guī)和非正規(guī)金融渠道進行有效區(qū)分，進而無法識別和比較正規(guī)和非正規(guī)信貸約束的影響因素及其差異。

總的來說，上述四類模型在用于考察和比較社會資本等因素對農(nóng)戶正規(guī)和非正規(guī)信貸約束的影響及其差異時均存在一定缺陷。這就需要引入新的方法和模型進行分析。

（二）社會資本影響的理論假說

一般的，社會資本和社會網(wǎng)絡在很多論文中交替使用，本文亦不作區(qū)分(陸銘和李爽，2008；陸銘等，2010；孫穎和林萬龍，2013)。楊汝岱等(2011)指出，社會資本是非常寬泛的概念，理論上很難有一個清晰的界定，這也使得實證上根據(jù)研究領域的不同，對社會資本的測度差別甚大。不過，從經(jīng)濟學角度研究農(nóng)戶社會資本時，社會資本的測度相對收斂，主要集中在親友數(shù)量、禮金支出、城市親戚聯(lián)系、黨員干部政治關(guān)系等若干指標，從而使得相關(guān)研究具有一定可比性。本文借鑒孫穎和林萬龍(2013)的思路并做了一定改進，從兩個方面考察社會資本，一是通過農(nóng)戶的政治身份衡量農(nóng)戶的正式社會資本，二是以家庭的親友關(guān)系以衡量農(nóng)戶的非正式社會資本。

對于前者，孫穎和林萬龍(2013)通過戶主是否為黨員或者干部進行衡量，本文將之拓展為“家庭成員中黨員干部數(shù)量”，原因在于，此類社會資本可以在家庭成員間共享，因此衡量數(shù)量多少而非存在與否可能更具現(xiàn)實意義和參考價值，它往往可以衡量農(nóng)戶所具有的權(quán)和勢，更多地體現(xiàn)為制度化因素的影響，故將之作為正式社會資本的代理變量；對于后者，本文使用“上年禮金支出”進行衡量，原因在于，禮金支出是個相對穩(wěn)定的現(xiàn)金流，農(nóng)戶向親友贈送的禮品和金錢可以看作他們對非正式社會網(wǎng)絡的投資和維持(易行健等，2012)，更多地體現(xiàn)出草根化即非制度因素的影響，故將之作為非正式社會資本的代理變量。

目前，我國農(nóng)村正規(guī)金融機構(gòu)覆蓋率較低，正規(guī)金融服務供給不足，農(nóng)戶由于信息不對稱和抵押品缺乏等原因較難獲得正規(guī)渠道貸款，與此同時，農(nóng)村正規(guī)信貸市場中往往存在“尋租”問題，即富有權(quán)勢的農(nóng)戶往往可以通過自身社會地位上的優(yōu)勢更易獲得正規(guī)渠道貸款(譬如大量存在的關(guān)系貸款和人情信貸等現(xiàn)象)，從而他們遭受正規(guī)信貸約束的可能性大大降低；同樣，具有權(quán)勢的農(nóng)戶在非正規(guī)信貸市場中也有可能占據(jù)一定優(yōu)勢。基于此，本文提出了第一個理論假說。

假說1：正式社會資本對農(nóng)戶正規(guī)和非正規(guī)渠道的信貸約束具有緩解作用。

眾所周知，非正規(guī)信貸市場是以關(guān)系型信用為基礎的，我國農(nóng)村社會特有的“圈層差序格局”使得農(nóng)村地區(qū)普遍存在熟人借貸和友情借貸，即依靠親朋好友的關(guān)系來獲得借款以滿足自身的資金需求，因此那些具有較多非正式社會資本的農(nóng)戶遭受非正規(guī)信貸約束的可能性大大降低；與此同時，這類農(nóng)戶往往也會借助自身的社會關(guān)系網(wǎng)絡獲得正規(guī)渠道貸款，從而在正規(guī)信貸市場中依然具備一定優(yōu)勢。基于此，本文提出了第二個理論假說。

假說2：非正式社會資本對農(nóng)戶正規(guī)和非正規(guī)渠道的信貸約束具有緩解作用。

三、模型構(gòu)建與基本事實

（一）具有樣本選擇性的四元Probit模型

為正確認識不同形式社會資本對農(nóng)戶不同渠道信貸約束的作用及其變化規(guī)律，本文采用具有樣本選擇性的四元 Probit模型(即QPSS模型)進行分析，下面予以簡單介紹。

在借貸市場中，有三類參與主體：農(nóng)戶、正規(guī)金融渠道和非正規(guī)金融渠道。本文假定農(nóng)戶在有資金需求時可同時考慮選擇任一渠道或者兩個渠道，即上述兩個需求沒有前后之分。但是，在同一個金融渠道之內(nèi)，從可觀測的角度來看，只有先觀測到其需求行為，才能觀測到其信貸約束情況。為便于表述，以下分為兩個渠道依次刻畫農(nóng)戶正規(guī)和非正規(guī)金融信貸需求與信貸約束的情況。

類似的，下面列出非正規(guī)金融渠道：

式(1)和式(2)中的1X、2X、3X、4X分別為影響農(nóng)戶正規(guī)、非正規(guī)渠道信貸需求及信貸約束的外生解釋變量，1β、2β、3β、4β為對應的待估計系數(shù)族。為考察不同金融渠道間的相互影響，本文假定隨機誤差項，其中MVN是一個四元正態(tài)分布函數(shù)。簡便起見，假設Σ具有如下標準化形式：

要估計上述似然函數(shù)，需要計算該函數(shù)的四階導數(shù)，但實際的求解通常較為困難。因此，需要利用模擬的方法來處理上述問題。其中，最常用的估計方法是GHK平滑遞歸模擬估計(Cappellari 和 Jenkins，2003)。本文同樣通過 GHK 平滑遞歸模擬器來估計似然函數(shù)的聯(lián)合正態(tài)積分，并結(jié)合計量軟件STATA13.0進行估計。模型的似然函數(shù)方程和相關(guān)假設等方面可參見劉西川、楊奇明和陳立輝(2014)的相關(guān)研究，該模型可采用極大模擬似然(Maximum Simulated Likelihood，簡稱 MSL)法進行估計(Cappellari 和 Jenkins，2003)，簡便起見此處不再贅述。

為檢驗 QPSS模型的合理性，本文還采用 Biprobit模型和 BPSS模型進行比較分析。

就 Biprobit模型而言，其思路在于將那些沒有(非)正規(guī)信貸需求的農(nóng)戶視為未遭受(非)正規(guī)信貸約束，由此出發(fā)，根據(jù)農(nóng)戶是否遭受正規(guī)或者非正規(guī)信貸約束，將樣本分為相互排斥的四類，進而采用該模型識別比較農(nóng)戶正規(guī)和非正規(guī)信貸約束影響因素的差異。具體模型和估計策略可參閱 Jia 等(2010)的相關(guān)研究，簡便起見此處不再贅述。總體而言，Biprobit模型考慮了正規(guī)和非正規(guī)金融渠道之間的相互影響，但無法考慮信貸需求的樣本選擇性問題。

就BPSS模型而言，其思路在于要么運用聯(lián)立方程(1)單獨識別影響農(nóng)戶遭受正規(guī)信貸約束的因素，進而比較不同形式社會資本對正規(guī)信貸約束作用的差異；或者運用聯(lián)立方程(2)單獨識別影響農(nóng)戶遭受非正規(guī)信貸約束的因素，進而比較不同形式社會資本對非正規(guī)信貸約束作用的差異。具體細節(jié)可參閱張兵和張寧(2012)的相關(guān)研究，簡便起見此處不再贅述。總體而言，BPSS模型可以考慮信貸需求的樣本選擇性問題，但無法考慮正規(guī)和非正規(guī)金融之間的相互影響。

由此可知，QPSS模型的優(yōu)勢在于，不僅可以考慮信貸需求的樣本選擇性問題，還可以考慮正規(guī)和非正規(guī)金融渠道之間的相互影響，進而解決可能由此兩方面原因引致的估計偏誤。

（二）資料背景與調(diào)查設計

本文使用的數(shù)據(jù)于2013年春節(jié)前后收集，主要調(diào)查農(nóng)戶2012年的信息。本次調(diào)查范圍涵蓋山東和江蘇兩省，調(diào)查地域包括魯西、魯中、魯東、蘇北、蘇中和蘇南等共計12個城市。地域劃分參照傳統(tǒng)標準，其中魯西地區(qū)包括棗莊市和菏澤市，魯中地區(qū)包括淄博市和泰安市，魯東地區(qū)包括威海市和煙臺市；蘇北地區(qū)包括徐州市和宿遷市，蘇中地區(qū)包括揚州市和南通市，蘇南地區(qū)包括鎮(zhèn)江市和無錫市。然后，在上述各市中，隨機抽取6個村莊，再從每個村莊隨機選取25個左右的農(nóng)戶，一共調(diào)查了1,800個農(nóng)戶。在剔除掉無效樣本后，獲得有效樣本 1,773個。數(shù)據(jù)庫中收集了樣本農(nóng)戶家庭特征、收入支出、生產(chǎn)經(jīng)營活動、信貸活動和所處村莊基本情況的詳細資料，為本研究提供了豐富的經(jīng)驗事實。

（三）變量選取與說明

下面，依次討論因變量、自變量和識別變量。首先，在因變量的討論中，主要介紹農(nóng)戶信貸需求和信貸約束的識別思路。其次，在自變量的討論中，簡單介紹正式和非正式社會資本的衡量方式，然后引入可能影響農(nóng)戶正規(guī)和非正規(guī)金融渠道中信貸需求和信貸約束的解釋變量。最后，討論識別變量的選取，以保證QPSS模型的識別和估計。

1. 因變量

下面，簡單陳述本文正規(guī)和非正規(guī)信貸需求和信貸約束的識別方法。以農(nóng)戶信貸約束的測度為例，相關(guān)方法可分為兩類，一類是間接法，一類是直接法(劉西川和程恩江，2009；張建軍和許承明，2012)。直接法通過精心設計的問卷，誘導農(nóng)戶透露關(guān)于信貸方面的詳盡信息，能夠在最大程度上還原農(nóng)戶信貸行為的真實信息，該方法的另一個優(yōu)勢在于簡便易行，目前已成為測度和識別農(nóng)戶信貸行為的主流方法(Boucher 等，2008)。本調(diào)查亦采用直接法。

(1) 農(nóng)戶是否具有正規(guī)信貸需求。首先，利用調(diào)查問卷詢問“2012年間，是否需要從銀行渠道①借鑒 Adams 和 Fitchett(1992)、馮興元等(2013)的觀點，調(diào)查問卷中指出，銀行渠道主要包括農(nóng)村信用社、農(nóng)村商業(yè)銀行、郵政儲蓄銀行、村鎮(zhèn)銀行、小額貸款公司、農(nóng)村資金互助社或其它正規(guī)金融機構(gòu)等。貸款”，根據(jù)答案“是”或“否”，進而將農(nóng)戶劃分為有正規(guī)信貸需求和沒有正規(guī)信貸需求兩類。此時，構(gòu)建農(nóng)戶是否具有正規(guī)信貸需求的虛擬變量 y1，當y1=1時表示農(nóng)戶具有正規(guī)信貸需求，若無正規(guī)信貸需求賦值為0。

(2) 農(nóng)戶是否遭受正規(guī)信貸約束。對于信貸約束的界定，很多學者認為信貸約束包括需求型約束和供給型約束兩大類(Boucher 等，2008；程郁等，2009)。在具有正規(guī)信貸需求的農(nóng)戶子樣本中，進一步詢問“若需要從上述銀行渠道貸款，是否申請了貸款”，若回答“否”，則視為遭受需求型約束；若回答“是”，則進一步詢問“若申請貸款，最大一筆貸款的申請貸款金額和實際所得金額分別是多少”②由于農(nóng)戶可能從銀行渠道獲得多筆貸款，考慮到不同筆貸款的合約條件、不同貸款者的貸款政策及定價策略的差異，研究無法通過“加總”的方法獲得農(nóng)戶“整體”信貸約束的情況。對此，本文參照劉西川、陳立輝和楊奇明(2014)的做法，采用最大一筆銀行貸款的貸款數(shù)額及相關(guān)信息作為正規(guī)信貸約束的代理變量，不失為一種妥善的解決方案。后文對非正規(guī)信貸約束的處理方法與之類似。，如果申請貸款金額大于實際所得金額，則同樣視農(nóng)戶遭受供給型約束，否則未遭受供給型約束(此時也未遭受需求型約束)。因此，對具有正規(guī)信貸需求的農(nóng)戶而言，農(nóng)戶遭受正規(guī)信貸約束的情形主要有兩類：一是需求型約束，即有正規(guī)信貸需求但沒有申請貸款，強調(diào)農(nóng)戶需求方的因素；二是供給型約束，即雖然申請貸款，但所得貸款金額小于申請貸款金額，強調(diào)資金供給方的因素。由此出發(fā)，構(gòu)建農(nóng)戶是否遭受正規(guī)信貸約束的虛擬變量 y2，當 y2=1時表示農(nóng)戶遭受正規(guī)信貸約束，若沒有遭受正規(guī)信貸約束時 y2賦值為 0。顯然的，y2只有在 y1=1的時候才可以被觀測到。

(3) 農(nóng)戶是否具有非正規(guī)信貸需求。首先，利用調(diào)查問卷詢問“2012年間是否需要從非銀行渠道①調(diào)查問卷中指出，非銀行渠道主要包括親朋好友、同事、鄰居、民間借貸者、民間放貸公司、合會(輪會、標會)、生意伙伴或其他私人關(guān)系等。借款”，根據(jù)答案“是”或“否”，進而將農(nóng)戶劃分為有非正規(guī)信貸需求和沒有非正規(guī)信貸需求兩類。此時，構(gòu)建農(nóng)戶是否具有非正規(guī)信貸需求的虛擬變量 y3，當 y3=1時表示農(nóng)戶具有非正規(guī)信貸需求，若無非正規(guī)信貸需求賦值為0。

(4) 農(nóng)戶是否遭受非正規(guī)信貸約束。類似的，對于具有非正規(guī)信貸需求的農(nóng)戶，非正規(guī)渠道的信貸約束也可分為需求型約束和供給型約束兩類，其識別思路與正規(guī)信貸約束的步驟相類似。此時，構(gòu)建農(nóng)戶是否遭受非正規(guī)信貸約束的虛擬變量y4，當 y4=1時表示農(nóng)戶遭受非正規(guī)信貸約束，若沒有遭受非正規(guī)信貸約束時 y4賦值為0。顯然，y4只有在 y3=1的時候才可以被觀測到。

2. 自變量

(1) 核心變量。由上文可知，本文分別選取家庭中黨員干部數(shù)量和上年禮金支出這兩個變量，分別作為農(nóng)戶正式和非正式社會資本的代理變量。當然，這兩個變量雖然在理論上能夠代表農(nóng)戶社會資本不同方面的屬性，但可能會由于相關(guān)性較強而喪失了分類的實際意義。

對此，本文對這兩個變量進行相關(guān)性分析，分析結(jié)果參見表 1。由表 1可知，正式和非正式社會資本之間雖然具有顯著的相關(guān)性，但是系數(shù)值較小僅為 0.318,7，所以將二者同時放入到聯(lián)立方程中并不會引起多重共線性問題。

表1 正式和非正式社會資本的相關(guān)系數(shù)分析結(jié)果

(2) 影響農(nóng)戶正規(guī)和非正規(guī)信貸需求的因素。本文認為，影響農(nóng)戶正規(guī)和非正規(guī)信貸需求的因素相類似，具體設定如下。第一，為了考察與農(nóng)戶家庭生命周期有關(guān)的消費性信貸需求，引入了戶主年齡、有重大事件支出②重大事件主要包括婚喪嫁娶、蓋房(購房或買房)、大病醫(yī)療和子女上學等。、家庭人口規(guī)模和勞動力占比四個變量。第二，為了考察預期收入對農(nóng)戶信貸需求的影響，采用戶主受教育程度來表示家庭未來的收入能力。第三，為了考察農(nóng)戶家庭經(jīng)濟因素對信貸需求的影響，本文引入家庭經(jīng)營耕地面積、上年家庭純收入、上年非農(nóng)收入比重、上年固定資產(chǎn)原值和在銀行中有存款等變量。第四，為了考察家庭消費情況的影響，本文引入上年人均消費支出變量。第五，引入銀行借貸利率，以反映資金價格的影響。第六，本文以魯東地區(qū)為基準，引入位于魯西地區(qū)、位于魯中地區(qū)、位于蘇北地區(qū)、位于蘇中地區(qū)和位于蘇南地區(qū)等 5個虛擬變量，以控制地域間差異的影響。

(3)影響農(nóng)戶正規(guī)和非正規(guī)信貸約束的因素。參照已有研究，本文引入變量如下。第一，研究者普遍認為，還貸意愿和還貸能力是影響農(nóng)戶是否遭受信貸約束及其程度的重要因素(劉民權(quán)，2006)。本文將上年固定資產(chǎn)原值、上年家庭純收入、在銀行中有存款和上年非農(nóng)收入比重作為衡量農(nóng)戶還貸能力的指標。其中，上年非農(nóng)收入比重用來刻畫農(nóng)戶的收入類型。為了考察還款意愿的影響，本文還引入了資金供給方尤其是非正規(guī)金融可能考慮的農(nóng)戶的其他特征，譬如戶主年齡、戶主受教育程度和有重大事件支出等變量。第二，本文借鑒易行健等(2012)的做法，利用“1-自產(chǎn)伙食/總伙食費”這一指標作為農(nóng)戶家庭市場化程度的代理變量，該指標越大則市場化程度越高。第三，本文借鑒楊汝岱等(2011)的做法，選擇農(nóng)戶所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)的“金融機構(gòu)數(shù)量”作為當?shù)卣?guī)金融發(fā)展程度的代理變量，該指標越大則發(fā)展程度越高。第四，類似于信貸需求，以魯東地區(qū)為基準，引入地域虛擬變量以控制地區(qū)間差異的影響。

3. 識別變量

為了保證聯(lián)立方程的可識別性，選取合適的識別變量是關(guān)鍵。為了保證四個方程可識別，本文依次在每個方程中加入一些識別其他方程的排除變量。

第一，對于正規(guī)信貸需求方程，本文采用“了解農(nóng)戶小額信用貸款”變量來識別農(nóng)戶正規(guī)信貸需求行為。第二，對于正規(guī)信貸約束方程，本文引入“銀行網(wǎng)點距離”和“獲得過正規(guī)渠道貸款”等2個識別變量。這2個變量與影響農(nóng)戶正規(guī)信貸需求的因素并無直接關(guān)聯(lián)，也往往獨立于影響農(nóng)戶非正規(guī)金融信貸需求與信貸約束的因素。第三，對于非正規(guī)信貸需求方程，本文借鑒董志勇和黃邁(2010)的思路，引入“上年醫(yī)療凈支出”變量。第四，對于非正規(guī)信貸約束方程，本文引入“獲得過非正規(guī)渠道借款”變量以表示非正規(guī)借貸經(jīng)歷的影響。

此外，為了進行穩(wěn)健性檢驗，本文還引入“家庭成員中是否有黨員或者干部”、“上年禮金收入和支出總和”、“家庭成員參加各類組織或者協(xié)會數(shù)”和“能夠借貸的親友數(shù)”等變量。

表 2給出了本文因變量、核心變量、解釋變量和識別變量等相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計分析。

表2 主要變量及描述性統(tǒng)計分析

續(xù)表2

續(xù)表2

四、實證結(jié)果與穩(wěn)健性檢驗

（一）實證結(jié)果

表3給出了計量模型的估計結(jié)果，其中，ρ12、ρ13、ρ14、ρ23、ρ24和ρ34表示對應方程誤差項之間的相關(guān)系數(shù)。似然函數(shù)比檢驗結(jié)果在 1%,顯著水平上拒絕了上述 6個誤差項相關(guān)系數(shù)同時為零的原假設，換句話說，在1%,的顯著性水平上拒絕了上述四個聯(lián)立方程相互獨立的原假設，這說明它們之間相互影響，從而進一步支持了采用該模型的必要性。此外，ρ12和ρ34的估計值均為負且在5%,水平上顯著，說明在估計農(nóng)戶不同渠道信貸約束的影響因素時，信貸需求的樣本選擇性問題均是存在的。值得注意的是，在5個識別變量中，了解農(nóng)戶小額貸款、獲得過正規(guī)渠道貸款、上年醫(yī)療凈支出和獲得過非正規(guī)渠道借款等4個變量均是顯著的，說明了四個方程是可識別的。

鑒于本文的研究重點是信貸約束而非信貸需求，因此，本文重點分析農(nóng)戶正規(guī)和非正規(guī)信貸約束的影響因素，尤其是考察正式和非正式社會資本的作用，下面結(jié)合表3進行分析。

一方面，正式社會資本(家庭成員中黨員干部數(shù)量)對正規(guī)和非正規(guī)信貸約束的影響均為負向且分別在5%,和10%,水平上顯著，由此表明假說1是成立的。此外，由系數(shù)和顯著性水平來看，正式社會資本對正規(guī)信貸約束的緩解作用要強于其對非正規(guī)信貸約束的影響，可能的原因在于非正規(guī)信貸交易是一個相對封閉的“圈子”，更為看重的是內(nèi)部成員間的關(guān)系密切程度。

另一方面，非正式社會資本(上年禮金支出)對正規(guī)和非正規(guī)信貸約束的影響均為負向且分別在10%,和1%,的水平上顯著，由此表明假說2是成立的。此外，由系數(shù)和顯著性水平來看，非正式社會資本對非正規(guī)信貸約束的緩解作用要強于其對正規(guī)信貸約束的影響，可能的原因在于非正式社會資本的作用范圍是具有邊界的，在超出既有邊界外很難起到邊界內(nèi)部的影響，因此對正規(guī)信貸約束的緩解作用相比于非正規(guī)約束而言出現(xiàn)明顯下降。

由上可知，正式和非正式社會資本對農(nóng)戶正規(guī)和非正規(guī)信貸約束均有一定緩解作用，而無論從顯著性水平還是系數(shù)來看，非正式社會資本對非正規(guī)信貸約束的緩解作用相對最大，而非正式社會資本對正規(guī)信貸約束的緩解作用相對最小。進一步來看，非正式社會資本在緩解正規(guī)和非正規(guī)信貸約束作用的差異要比正式資本的作用差異大很多，即非正式社會資本在不同金融渠道間的作用具有更大的差異性，在某種意義上來說存在明顯的“路徑依賴”。

除此之外，由表3可知，影響農(nóng)戶正規(guī)信貸約束的顯著變量有 9個。其中，有重大事件支出、位于魯西地區(qū)、位于魯中地區(qū)和位于蘇北地區(qū)的影響是正向的，且分別在10%,、1%,、5%,和 1%,的水平上顯著，這就意味著農(nóng)戶具有重大事件支出、位于魯西、魯中和蘇北地區(qū)，其遭受正規(guī)信貸約束的可能性顯著提高。此外，戶主受教育程度、上年家庭純收入、獲得過正規(guī)渠道貸款、市場化程度和金融機構(gòu)數(shù)量的影響是負向的，且分別在10%,、10%,、1%,、10%,和10%,的水平上顯著，這就意味著戶主受教育程度越高，上年家庭純收入越高，具有正規(guī)信貸經(jīng)歷，農(nóng)戶市場化程度越高，所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)正規(guī)金融機構(gòu)越多，其遭受正規(guī)信貸約束的可能性就越低。

在保持上述因素不變的前提下，戶主年齡、戶主年齡平方、家庭人口規(guī)模、勞動力占比、家庭經(jīng)營耕地面積、上年非農(nóng)收入比重、上年家庭固定資產(chǎn)原值、在銀行中有存款、銀行網(wǎng)點距離、上年人均消費支出、上年禮金支出、銀行借貸利率、位于魯中地區(qū)和位于蘇南地區(qū)等因素對正規(guī)信貸約束的影響不再顯著。

影響農(nóng)戶非正規(guī)信貸約束的顯著變量有 13個，分別是：有重大事件支出、家庭人口規(guī)模、勞動力占比、上年固定資產(chǎn)原值、上年家庭純收入、上年非農(nóng)收入比重、家庭經(jīng)營耕地面積、獲得過非正規(guī)渠道借款、上年人均消費支出、市場化程度、位于魯西地區(qū)、位于魯東地區(qū)和位于蘇南地區(qū)，并且這些變量的影響均為負向，分別在 10%,、10%,、10%,、5%,、10%,、5%,、5%,、10%,、5%,、10%,、5%,、10%,和 10%的水平上顯著。

表3 具有樣本選擇性的四元Probit模型實證結(jié)果

續(xù)表3

在保持上述因素不變的前提下，戶主受教育程度、在銀行中有存款、銀行借貸利率、金融機構(gòu)數(shù)量、位于魯中地區(qū)和位于蘇中地區(qū)等因素對非正規(guī)信貸約束的影響不再顯著。

（二）模型比較與穩(wěn)健性檢驗①簡便起見，此處僅給出社會資本作用的估計結(jié)果，其它變量的估計結(jié)果不再列出，如感興趣可向作者索要，后文與之類似，不再單獨說明。

1. 模型比較

首先，本文采用 Biprobit模型以考察不同形式社會資本對農(nóng)戶不同渠道信貸約束的作用，以與QPSS模型的結(jié)果進行比較，相關(guān)結(jié)果參見表4。

表4 模型比較一(Biprobit模型)

由表4可知，與QPSS模型相比，Biprobit模型中社會資本對信貸約束依然具有顯著的負面影響，且其顯著性水平及其系數(shù)絕對值大小均顯著增加，換句話說，Biprobit模型夸大了社會資本對信貸約束的緩解作用。譬如，對正規(guī)信貸約束而言，正式社會資本影響的顯著性水平由 5%變?yōu)?1%，其系數(shù)由－0.066,3變?yōu)椋?.081,2；非正式社會資本影響的顯著性水平由 10%變?yōu)?5%，系數(shù)由－0.029,7變?yōu)椋?.038,4。對非正規(guī)信貸約束而言，正式社會資本影響的顯著性水平由10%變?yōu)?%，其系數(shù)由－0.048,4變?yōu)椋?.062,5；非正式社會資本影響的顯著性水平仍為 1%，但系數(shù)由－0.093,5變?yōu)椋?.125,1。

其次，本文分別采用兩個獨立的 BPSS模型，分別比較不同形式社會資本對正規(guī)信貸約束作用的差異，然后分別考慮不同形式社會資本對非正規(guī)信貸約束作用的差異。簡便起見，將兩個BPSS模型的估計結(jié)果匯總到一張表格中，相關(guān)結(jié)果參見表5。

與QPSS模型相比，由兩個BPSS模型的結(jié)果可知，不同形式社會資本對不同金融渠道的信貸約束依然呈現(xiàn)緩解作用，并且顯著性水平及其系數(shù)絕對值大小均顯著增加。換句話說，BPSS模型同樣夸大了社會資本對信貸約束的緩解作用。譬如，在正規(guī)信貸需求和正規(guī)信貸約束的BPSS模型中，正式社會資本影響的顯著性水平由5%變?yōu)?%，其系數(shù)由－0.066,3變?yōu)椋?.075,4；非正式社會資本影響的顯著性水平由10%變?yōu)?%，系數(shù)由－0.029,7變?yōu)椋?.042,8。在非正規(guī)信貸需求和非正規(guī)信貸約束的BPSS模型中，正式社會資本影響的顯著性水平由10%變?yōu)?%，其系數(shù)由－0.048,4變?yōu)椋?.058,2；非正式社會資本影響的顯著性水平依然為1%，但系數(shù)由－0.093,5變?yōu)椋?.107,1。

表5 模型比較二(BPSS模型)

綜上可知，本文采用QPSS是有必要的和價值的，不僅考慮了不同金融渠道的相互影響，并且還可以解決信貸需求的樣本選擇性問題。

2. 穩(wěn)健性檢驗

穩(wěn)健性檢驗一：將農(nóng)戶家庭純收入位于 5%最窮和 5%最富的樣本剔除掉，相關(guān)結(jié)果參見表6。

由表6可知，在剔除掉極端收入的樣本后，相關(guān)估計結(jié)果與基準回歸結(jié)果(表2)相比并未發(fā)生較大改變，說明估計結(jié)果是穩(wěn)健的。譬如，正式社會資本對正規(guī)和非正規(guī)信貸約束的系數(shù)及其顯著性水平并未產(chǎn)生較大改變，非正規(guī)社會資本的結(jié)論與之類似。

表6 穩(wěn)健性檢驗一

穩(wěn)健性檢驗二：對正式和非正式社會資本的定義進行修正。修正方式主要有兩種：第一種，正式資本被修正為“農(nóng)戶家庭中是否有成員為黨員或者干部”，非正式社會資本被修正為“上年禮金收入和支出總和”；第二種，正式資本被修正為“家庭成員參與各類組織或協(xié)會數(shù)”，非正式社會資本被修正為“能夠提供借貸的親友數(shù)”，相關(guān)結(jié)果參見表7。

表7 穩(wěn)健性檢驗二

由表 7可知，不論采取何種修正方式，社會資本對農(nóng)戶信貸約束依然具有顯著的緩解作用，從而表明估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

穩(wěn)健性檢驗三：考察社會資本對廣義信貸約束的影響，相關(guān)結(jié)果參見表 8。此時，不再區(qū)分正規(guī)和非正規(guī)金融渠道，而是直接將二者混合在一起，分析社會資本對廣義信貸需求①參照正規(guī)信貸需求的識別思路，在詢問農(nóng)戶是否具有正規(guī)和非正規(guī)信貸需求之前，首先詢問農(nóng)戶一個啟發(fā)性問題，“2012年間，您家在生產(chǎn)生活過程中，是否需要向銀行或者非銀行渠道借款？”以此判斷農(nóng)戶有無廣義信貸需求。若回答“不需要”，則視農(nóng)戶不具有廣義信貸需求，自然也就沒有正規(guī)和非正規(guī)信貸需求。若回答“需要”，則視農(nóng)戶具有廣義信貸需求，然后通過進一步詢問，可判斷其是否具有正規(guī)和非正規(guī)信貸需求。和廣義信貸約束的影響。對于那些具有廣義信貸需求的農(nóng)戶，只要遭受正規(guī)或者非正規(guī)信貸約束，均視為遭受廣義信貸約束。此時，參照相關(guān)研究通過BPSS模型進行估計(張兵和張寧，2012；李丹和張兵，2013)。

表8 穩(wěn)健性檢驗三

由表 8可知，在引入廣義信貸約束的概念后，正式或者是非正式社會資本依然對其有明顯的緩解作用，這表明估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、模型擴展與檢驗

由前文可知，社會資本對農(nóng)戶信貸約束的緩解作用不容忽視。那么，社會資本對農(nóng)戶的信貸約束的作用隨著市場化進程、正規(guī)金融發(fā)展和農(nóng)戶收入增長有何變化？下面，本文對此進行進一步分析。

（一）市場化進程中社會資本作用的變化

為了探究市場化進程中農(nóng)戶社會資本對信貸約束作用的變化規(guī)律，筆者此時引入了農(nóng)戶家庭市場化程度和社會資本的交叉項，相關(guān)結(jié)果參見表9。

表9 擴展研究一

由表 9可知，正式社會資本對正規(guī)信貸約束的緩解作用隨著市場化進程減弱，且在10%的水平上顯著；對非正規(guī)信貸約束的緩解作用隨著市場化進程減弱，且不顯著。由此表明，隨著市場化程度的提高，具有權(quán)勢的農(nóng)戶在獲取正規(guī)融資方面的優(yōu)勢會明顯減弱，在獲取非正規(guī)融資方面的優(yōu)勢也出現(xiàn)下降，雖然并不顯著。

非正式社會資本對正規(guī)和非正規(guī)信貸約束的緩解作用伴隨著市場化進程而減弱，且均在 10%的水平上顯著，其中以非正規(guī)社會資本對非正規(guī)信貸約束的緩解作用下降得最為明顯。這一結(jié)論印證了有關(guān)學者的研究發(fā)現(xiàn)(陸銘和李爽，2008；陸銘等，2010)，即隨著市場化的推進，熟人社會之間的互動有所減少，由此建立的非正式社會網(wǎng)絡受到?jīng)_擊，這也意味著非正式社會網(wǎng)絡關(guān)系對彌補農(nóng)戶資金不足方面的緩解作用會隨著市場化進程而明顯減弱。

（二）正規(guī)金融發(fā)展過程中社會資本的作用

為了探究正規(guī)金融發(fā)展(用所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)正規(guī)金融機構(gòu)數(shù)量衡量)中農(nóng)戶社會資本對信貸約束作用的變化規(guī)律，筆者引入了正規(guī)金融發(fā)展程度和社會資本的交叉項，相關(guān)結(jié)果參見表10。

由表 10可知，正式社會資本對正規(guī)信貸約束的緩解作用隨著正規(guī)金融發(fā)展而減弱，且在 10%的水平上顯著；對非正規(guī)信貸約束的緩解作用隨著正規(guī)金融發(fā)展而減弱，且不顯著。由此表明，隨著正規(guī)金融的發(fā)展，具有權(quán)勢的農(nóng)戶在獲取正規(guī)融資方面的優(yōu)勢會明顯減弱；在獲取非正規(guī)融資方面的優(yōu)勢也出現(xiàn)下降，雖然并不顯著。

非正式社會資本對正規(guī)信貸約束的緩解作用伴隨著正規(guī)金融發(fā)展而減弱，且在10%的水平上顯著；對非正規(guī)信貸約束的緩解作用隨著正規(guī)金融發(fā)展而減弱，且不顯著。由此表明，隨著農(nóng)村正規(guī)金融市場的不斷發(fā)展，非正式社會網(wǎng)絡關(guān)系緩解正規(guī)信貸約束的作用出現(xiàn)顯著減弱；在獲取非正規(guī)融資方面的優(yōu)勢也會下降，雖然并不顯著。

表10 擴展研究二

（三）農(nóng)戶收入增長中社會資本作用的變化

為了探究收入增長過程中農(nóng)戶社會資本對信貸約束作用的變化規(guī)律，筆者引入了農(nóng)戶家庭純收入和社會資本的交叉項，相關(guān)結(jié)果參見表11。

表11 擴展研究三

由表 11可知，正式社會資本對正規(guī)信貸約束的緩解作用隨著農(nóng)戶收入增長而減弱，且在 10%的水平上顯著；對非正規(guī)信貸約束的緩解作用隨著農(nóng)戶收入增長而減弱，且不顯著。由此表明，隨著農(nóng)戶收入的增長，具有權(quán)勢的農(nóng)戶在獲取正規(guī)融資方面的優(yōu)勢會明顯減弱；在獲取非正規(guī)融資方面的優(yōu)勢也出現(xiàn)下降，雖然并不顯著。

非正式社會資本對正規(guī)和非正規(guī)信貸約束的緩解作用隨著農(nóng)戶收入增長而減弱，且均在10%的水平上顯著。這一結(jié)果表明，隨著農(nóng)戶收入的增長，非正式社會網(wǎng)絡關(guān)系對彌補農(nóng)戶資金不足方面的作用會顯著下降。

六、結(jié)論與政策建議

本文采用 2013年蘇魯兩省農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，結(jié)合具有樣本選擇性的四元 Probit模型，在已有研究基礎上，考察比較了正式和非正式社會資本對農(nóng)戶正規(guī)和非正規(guī)信貸約束的作用及其變化規(guī)律。值得注意的是，本文一方面將農(nóng)戶正規(guī)信貸需求、非正規(guī)信貸需求、正規(guī)信貸約束和非正規(guī)信貸約束納入到同一框架中進行分析，考慮了農(nóng)戶正規(guī)融資和非正規(guī)融資之間相互影響；另一方面有效解決了信貸需求的樣本選擇性問題，從而解決了可能由此兩方面引致的估計偏誤。

社會關(guān)系網(wǎng)絡在一定程度上可以彌補農(nóng)村金融服務的不足，進而滿足農(nóng)民的資金需求，這一點已經(jīng)獲得人們的普遍共識。本文基于前人研究的基礎，進一步發(fā)現(xiàn)：(1)正式和非正式社會資本對農(nóng)戶正規(guī)和非正規(guī)信貸約束均起到一定的緩解作用，換句話說，農(nóng)戶具有各種政治身份或者社會交往較為豐富，有利于其從正規(guī)和非正規(guī)金融渠道獲得更多的信貸擔保和資金支持，從而降低遭受正規(guī)和非正規(guī)信貸約束的程度。(2)無論從顯著性水平還是系數(shù)大小來看，非正式社會資本對非正規(guī)信貸約束的緩解作用相對最大，而非正式社會資本對正規(guī)信貸約束的緩解作用相對最小。進一步來看，非正式社會資本在緩解正規(guī)和非正規(guī)信貸約束作用的差異要比正式資本的作用差異大很多，即非正式社會資本在不同金融渠道間的緩解作用具有更大的差異性，在某種意義上來說存在明顯的“路徑依賴”。(3)正式和非正式社會資本的緩解作用均會隨著市場化進程、正規(guī)金融發(fā)展和農(nóng)戶收入增長而不斷減弱，一方面具有權(quán)勢的農(nóng)戶在獲取資金方面的優(yōu)勢地位不斷受到削弱，另一方面非正式社會資本彌補農(nóng)戶資金不足的作用亦出現(xiàn)下降。

根據(jù)本文結(jié)論，提出政策建議如下：(1)鑒于正式和非正式社會資本對緩解農(nóng)戶正規(guī)信貸約束均發(fā)揮著重要作用，因此，應該進一步規(guī)范農(nóng)村金融服務，采取有效措施消除尋租可能帶來的“關(guān)系貸款”和“人情貸款”，為普通農(nóng)戶獲得正規(guī)金融渠道的資金支持提供更為公平的平臺。(2)正式和非正式社會資本對緩解農(nóng)戶非正規(guī)信貸約束均發(fā)揮著重要作用，即那些具有較高社會資本的農(nóng)戶更容易從非正規(guī)金融渠道獲得“熟人借貸”和“友情借貸”。因此，在農(nóng)村金融制度改革中應充分重視農(nóng)村社會特點，讓社會資本在金融體系中發(fā)揮其應有的作用，即大力鼓勵和支持成立面向農(nóng)戶的“資金互助組織”(譬如聯(lián)保貸款和小額貸款等)，尤其是鼓勵那些缺乏社會資本的普通農(nóng)戶加入該組織以延伸和擴大其社會資本的邊界與范圍，與此同時，需要政府引導監(jiān)督以將這種非正規(guī)金融組織納入規(guī)范化運行。(3)隨著市場化推進、正規(guī)金融發(fā)展和農(nóng)戶收入增長，正式和非正式社會資本的緩解作用均出現(xiàn)減弱趨勢。因此，一方面應進一步建立和完善農(nóng)村市場經(jīng)濟體系，大力促進正規(guī)金融發(fā)展及服務覆蓋面的擴大，優(yōu)化金融政策環(huán)境和金融資源配置，創(chuàng)新信貸產(chǎn)品和融資模式，以便于普通農(nóng)戶可以更為公正和便捷的從正規(guī)金融渠道獲得貸款；另一方面，非正式社會資本彌補農(nóng)戶資金不足的作用受到了嚴重的沖擊，尤其是新型城鎮(zhèn)化建設中原有社會網(wǎng)絡不斷解體或被割裂的今天，這就意味著在今后的農(nóng)村金融改革實踐中，應鼓勵和規(guī)范新型民間金融組織、模式的創(chuàng)建、發(fā)展和轉(zhuǎn)型，如互聯(lián)網(wǎng)金融和小額貸款公司等，以適應農(nóng)戶非正式社會資本存量下降和作用減弱的現(xiàn)實。

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JEL Classification：Q10 Q12 Q14

Whether Social Capital Can Alleviate the Formal and Informal Credit Constraint from Rural Households?An Investigation Based on Quaternary Probit Model

Li Qinghai1，Lü Xiaofeng2，Li Rui3and Sun Guanglin4
(1. School of Economics，Nanjing University of Finance and Economics，Nanjing 210023，China；2. International Business School，Southwestern University of Finance and Economics，Chengdu 610074，China；3. School of Business，Beijing Normal University，Beijing 100875，China；4.School of Economics，Dongbei University of Finance and Economics，Dalian 116025，China)

Using recent survey data of rural households from Jiangsu province and Shandong province，this paper takes into account theproblem with the coexist of dual finance sector in rural financial markets and sample estimation bias issue somewhat ignored by previous research，then develops a quaternary probit model with sample selection to investigate the effect of formal and informal social capital on the formal and informal credit constraint，also the shifty accompanied by the income growth process from rural households，the development of formal finical sector and market process. Results show that both of the formal and informal social capitals have alleviating action on the credit constraint from different financial sectors，which clearly manifest the phenomenon of path-dependence from the informal social capital. Moreover，the alleviating action weakened by the income growth process，formal finical sector′s development and market process.

Rural Households；Credit Constraint；Social Capital；Quaternary Probit Model；Sample Selection

10.14116/j.nkes.2017.05.005

? 李慶海，南京財經(jīng)大學經(jīng)濟學院(郵編：210023)，E-mail：zhongguopai@163.com；呂小鋒，西南財經(jīng)大學國際商學院(郵編：610074)，E-mail：lvxiaofeng81@126.com；李 銳，北京師范大學經(jīng)濟與工商管理學院(郵編：100875)，E-mail：lirui67@bnu.edu.cn；孫光林，東北財經(jīng)大學經(jīng)濟學院(郵編：116025)，E-mail：sunguanglin008@ 126.com。本文受國家自然科學基金青年項目“新型城鎮(zhèn)化中失地農(nóng)民融資困境的形成、現(xiàn)狀與治理研究”(71503118)、“刪失或缺失數(shù)據(jù)時基尼系數(shù)的估計與檢驗方法研究”(71501159)、教育部人文社會科學研究青年項目“農(nóng)戶信貸違約及履約激勵機制研究：以蘇魯?shù)貐^(qū)為例”(14YJC790067)、國家自然科學基金重點項目“農(nóng)村金融體系建設管理研究”(71133001)以及江蘇高校優(yōu)勢學科建設工程(PAPD)的資助。感謝匿名審稿人的意見和建議，當然文責自負。