社會網絡、正規與非正規信貸可得性對農戶創業的影響

俞倩雯 高峰 劉愛軍

摘要：使用中國家庭追蹤調查（CFPS）2014年的數據，從微觀視角分析了社會網絡通過正規與非正規信貸可得性影響農戶創業的作用機制。實證分析結果表明：社會網絡對農戶獲取正規與非正規信貸、創業概率和創業績效均有顯著正向影響;正規與非正規信貸可得性對農戶創業決策及創業績效均有顯著促進作用;農戶正規與非正規信貸可得性在社會網絡影響創業決策的路徑中均存在部分中介效應，但在農戶創業績效傳導路徑中的中介效應并不顯著。基于上述結論，提出引導農戶構建良好社會網絡、深化和完善農村信用體制、加強誠信文化建設和非正規信貸法律監管等政策建議。

關鍵詞：創業;農戶創業;社會網絡;信貸可得性;中介效應;政策建議

中圖分類號： F323.6 ?文獻標志碼： A ?文章編號：1002-1302（2019）07-0309-06

“三農”問題是我國工業化、城鎮化進程中面臨的難題，農業增產、農民增收、農村經濟健康發展是解決我國“三農”問題的關鍵路徑。經濟新常態下，農村地區的“大眾創業、萬眾創新”為緩解農民就業壓力、促進農民增產增收、縮小城鄉差距提供了契機。截至2017年底，鄉村私營企業和個體戶就業人數分別達到6 554萬和4 878萬，比2016年同期增長 10.82% 和15.18%，吸收了18.63%和13.87%的鄉村就業（圖1）。黨的十九大報告提出，鄉村振興戰略要促進農村一二三產業協調發展、大力支持農民創業就業。新形勢下的農民創業對于促進農民可持續生計、轉變農村傳統生產方式、消除城鄉二元結構及實施鄉村振興戰略具有關鍵意義。

就創業活動的相關要素而言，資本、土地、人力、技術等都是不可或缺的組成部分，農村家庭面臨的最低資金門檻是其選擇創業的主要障礙。上海財經大學2016年開展的“千村調查”顯示，在城鄉二元格局下，農戶抵押品和融資渠道欠缺、資金約束依舊是阻礙農戶創業的重要因素之一。信貸約束顯著制約著農村家庭創業活力，農村金融多樣性對農戶創業有著顯著的積極作用[1]。農戶的人力資本和物質資本較城鎮居民相對匱乏，社會資本是緩解信息不對稱和優化資源配置的替代機制[2]。對于農村家庭而言，社會網絡是社會資本的核心內容，而中國是典型的“關系型”社會，以血緣、友緣或者地緣為紐帶形成的農戶社會網絡作為非正式制度中的重要元素，影響著人們的生產行為和經濟活動[3]。

1 文獻述評

德國社會學家Simmel于1908年在其代表作《社會學：關于社會交往形式的探討》中提到“社會網絡”的概念，認為社會由個人與群體相互交織而成，這是社會網絡思想首次被提及。“社會網絡”最初是社會學中重要的研究問題，而后拓展至經濟學、政治學等不同研究領域，研究內容包括勞動力市場就業、家庭投資行為、消費行為及金融決策等[4]。

（1）在社會網絡與農戶創業方面。社會資本是市場經濟下正式制度的補充，是對市場缺陷的彌補。社會資本的資本屬性幫助農戶獲取資源，優化農戶創業表現，其制度屬性則具有行為約束功能，通過激勵誘導機制激發農戶創業意愿、增強創業努力程度，提高創業績效[5]。社會網絡、信任及規范同屬于社會資本的范疇，是社會資本的重要維度，為創業農戶提供經驗信息、物質資本及情感支持[6]。因社會網絡而引致的農戶創業有助于提高農戶收入水平、縮小城鄉差距[7]。

（2）在社會網絡與信貸行為方面。van Bastelaer首次提出關系網絡能夠緩解微型金融信息不對稱的觀點[8]。我國農村地區關系網絡呈現“圈層差序”格局特征，信任與合作在農村信貸市場發揮無形抵押品的作用，幫助防控信貸違約行為[9]。相關研究認為，社會網絡對農戶正規與非正規信貸可得性均有正向影響，且對正規信貸可得性的影響更顯著[10]。而另有文獻指出，在中國農村地區，社會網絡對非正規信貸影響顯著性要高于正規信貸，血緣及地緣的關系圈層有助于農戶獲得金融信貸[11]。

（3）在信貸行為與農戶創業方面。有學者認為，良好的農村金融環境能提高農民正規信貸可獲得性，幫助激發農民創業熱情[12]。相關文獻根據CHARLS（2008）數據實證研究得出，正規信貸可得性高的農戶創業概率更大，緩解信貸約束對農村家庭創業收入的邊際效應高于城鎮創業家庭[13-14]。此外，非正規信貸和正規信貸對農戶創業行為存在替代效應，當正規信貸出現“離農背農”現象時，農戶更多地從非正規融資渠道獲取創業資金[15]。

相比以往研究，本研究主要的學術貢獻可能體現在以下方面：（1）以往文獻大多就正規或非正規信貸某一類渠道研究農戶創業，本研究從不同渠道考察信貸可得性對農戶創業的影響;（2）大部分學者的定量研究都是基于特定地區數據，可能帶來樣本偏差問題，本研究基于CFPS2014全國范圍的調研數據進行實證分析;（3）先前文獻主要研究社會網絡、信貸行為與農戶創業兩兩之間的關系，而本研究系統剖析了社會網絡、信貸可得性及兩者之間的關系對農戶創業的影響機制。

2 數據來源、變量選取與描述統計

2.1 數據來源

本研究使用的數據來源于北京大學中國社會科學調查中心（ISSS）和美國密歇根大學調查研究中心等機構共同完成的中國家庭追蹤調查（China family panel studies，CFPS），涵蓋了個體、家庭、社區3個層面的樣本，反映中國社會、經濟、人口、教育的變遷。出于設置村莊層面變量的需要，筆者使用的是CFPS2014的數據，并將3個層面的數據進行接駁合并處理。CFPS2014的樣本數據覆蓋全國25個省（市、自治區）（除西藏自治區、青海省、新疆維吾爾自治區、寧夏回族自治區、內蒙古自治區、海南省、中國香港、中國澳門和中國臺灣之外），所涉及的25個省（市、自治區）的人口占全國人口95%，因此該數據具有較強的代表性。CFPS2014的數據共包含 13 946 個城鄉家庭樣本，其中農村戶籍家庭樣本數為7 034戶，總體樣本涉及487個村莊，創業農戶共有515戶。CFPS2014村莊問卷主要反映農戶所處的環境，家庭問卷主要涉及家庭結構、社會關系、資產情況及經濟活動等。

2.2 變量選取

2.2.1 農戶創業 參考劉雨松等的變量設置，從創業決策和創業績效兩方面來考量農戶創業。創業決策涉及的題項是“過去12個月，您家是否有成員從事個體經營或開辦私營企業”，并采用二元取值對變量賦值。創業績效涉及的題項是“扣除成本，過去12個月您家個體經營或私營企業稅后凈利潤（元）”，按實際數值取值。

2.2.2 農戶社會網絡 在中國的鄉土社會中，農戶關系網絡主要以親緣、友緣及地緣為基礎構成，這類網絡間交往和感情維持的重要手段之一就是在節假日或紅白喜事時的人情往來。此外，農戶為了與他人發展關系網絡可能主動增加人情支出，人情禮金支出更能反映農戶對社會網絡的依賴[11]。因此參考相關研究變量設定，將“人情禮支出”作為社會網絡的代理變量，涉及題項是“過去12個月，您家因為親朋好友共支出多少人情禮（元）”[11，16]。

2.2.3 正規與非正規信貸可得性 將農戶信貸可得性定義為二元虛擬變量，并根據借貸渠道將其分為正規信貸可得性和非正規信貸可得性。其中，正規信貸是指通過國有商業銀行、政策性銀行、股份制商業銀行等正式金融機構和金融市場進行的資金借貸行為，非正規信貸是指不通過依法設立的金融機構來進行借貸和用超出法律規范的方式來融資的行為。根據CFPS的數據結構，將樣本中“獲得銀行貸款”和“獲得親友、民間信貸機構借貸”的農戶分別視為正規信貸、非正規信貸可得農戶。涉及題項是“為購買或建造、裝修住房，您家是否獲得銀行貸款”“為購買或建造、裝修住房，您家是否獲得銀行以外的其他組織或個人借款”“除了房貸外，您家是否獲得其他銀行貸款”和“除房貸外，您家是否取得銀行以外其他組織或個人借款”。

2.2.4 控制變量 從家庭、村莊及省（市、區）區域3個層面設定控制變量：選用家庭人口統計特征（以家中主事者為代表），家庭資本特征從農戶是否有耕地、是否有住房產權及家庭現金存款來衡量;村莊層面從集鎮距離、基礎設施來衡量，其中將是否有生產經營性用電作為當地基礎設施指標;地區創業情況往往和其經濟發展水平相關，市場化水平指數能反映地區經濟發展情況。因此，根據王小魯、樊綱測量的中國各地區市場化指數，選取2014年相關數據作為省份特征測量指標，按東部、中部、西部地區列出。表1對省份所處區域的劃分依照1986年全國人大六屆四次會議通過的“七五”計劃，同時結合2000年國家制定的西部大開發中優惠政策區域范圍來進行。

2.3 描述統計

2.3.1 農戶創業總體情況 將CFPS2014中“從事個體經營或開辦私營企業”的農村家庭作為創業農戶樣本，由圖2可見，農戶平均創業率最高的3個省份分別是浙江（18.03%）、北京（14.29%）和江西（12.57%），創業率最低的3個省份分別是重慶（3.08%）、貴州（3.40%）和湖南（3.82%）。這初步表明東部省份地區的農戶創業活力要顯著高于中西部省份地區，這很可能與地區制度環境、經濟環境及市場化程度有關[17]，也為本研究將各地區市場化水平作為省份特征變量提供關鍵依據。

2.3.2 關鍵變量描述統計 在CFPS2014全部農村樣本家庭中，從事個體或私營經營的農戶占比為7.32%，其經營平均稅后利潤為3.15萬元;從具體變量來看，全樣本中有人情禮金支出的家庭占比99.75%，年平均禮金支出總額為0.34萬元，說明農戶比較重視維護家庭社會關系;在信貸可得性方面，有12.43%的農戶獲得正規渠道信貸，而從非正規渠道獲得信貸的農戶高達30.22%，說明農戶較容易從非正規渠道獲取信貸，這也驗證了正規金融所存在的“離農背農”現象，大部分農戶通常會傾向從非正規渠道獲取自身所需信貸[18]。

3 實證分析及結果解釋

為了全面分析社會網絡、正規與非正規信貸可得性對農戶創業的影響，將圍繞“社會網絡如何通過信貸可得性影響農戶創業”這一問題展開研究，分析社會網絡、信貸可得性對農戶創業與否及績效水平的影響，并驗證二元信貸可得性在社會網絡與農戶創業之間的中介效應。

3.1 社會網絡、正規與非正規信貸與農戶創業

運用Stata 14.0進行數據分析，由于農戶創業與否及農戶信貸可得性均設置為0-1變量，因此采用二元Logistic回歸模型進行實證分析，報告結果如表2所示。

由模型（M）1、模型4和模型5可知，農戶社會網絡在5%的統計水平上顯著正向影響農戶創業決策，并對正規與非正規信貸可得性均在1%的統計水平上有顯著的正向影響，表明農戶社會網絡越廣泛，選擇創業和獲取正規與非正規信貸的概率就越高。在模型2和模型3中，農戶的正規與非正規信貸可得性分別在1%和5%的統計水平上顯著正向影響農戶創業決策，可見正規信貸可得性對農戶創業的影響程度更大。可能的解釋是，正規信貸機構更注重農戶的資產和抵押物，當農戶準備創業時會主動積累相關設備和資產，這使得有創業意向的農戶獲取正規信貸的可能性更高。

控制變量方面，戶主為男性對農戶創業有顯著正向影響，對獲取信貸影響為正但并不顯著;戶主受教育程度對正規信貸可得性及創業概率均有顯著的正向作用，而戶主的年齡對農戶創業決策、正規與非正規信貸可得性均有顯著的阻礙作用;家庭成員數對農戶創業決策、正規與非正規信貸可得性均具有正向影響，且都在1%的統計水平上顯著，較大的家庭成員數本身就會帶來該農戶更高的創業率和信貸資源獲取率;農戶的住房產權顯著負向影響農戶創業率，購置、建造房屋等固定資產會消耗大部分資金，往往對其創業行為及創業投入產生阻礙;農戶創業需要大量的資金投入，代表著家庭初始財富水平的現金及存款額度往往能提高農戶的創業概率。但是家庭初始財富水平越高，農戶信貸需求越低，因此兩者之間呈顯著負相關;農戶所在地區社會經濟發展情況確實會對農戶創業決策產生顯著影響，表現為基礎設施情況和市場化指數水平的影響系數為正且在1%的水平上顯著。但從信貸可得性來看，省（市、區）市場化指數僅對獲取正規信貸具有顯著的正向影響，對獲取非正規信貸影響為正但不顯著，可能的解釋是，市場化指數的指標體系包含金融業和信貸資金分配的市場化，因此省（市、區）市場化水平對農戶獲取正規信貸有顯著的促進作用。

為進一步探析社會網絡、信貸可得性對創業農戶經營績效的作用，使用多元回歸模型進行分析，報告結果如表3所示。

由模型6、模型7和模型8可知，社會網絡是農戶獲取物質和非物質支持的重要來源，對農戶創業決策和創業績效都有顯著的正向影響，正規信貸與非正規信貸均對農戶創業績效有正向影響，且均在5%的統計水平上顯著，這與先前研究結果基本一致。結合表2可知，無論是農戶創業決策還是創業績效，正規信貸可得性的影響更大，這是由于正規信貸在規模和安全性上均占優勢，因而可能對緩解農戶創業資金約束的效果更明顯。控制變量方面，戶主年齡對創業績效起顯著的阻礙作用，戶主的受教育年限對創業績效有明顯的促進作用;農村家庭規模和初始財富水平對創業績效有著顯著的正向影響;在地區特征方面，省（市、區）區域市場化程度與農戶創業表現呈顯著正相關關系。

3.2 正規與非正規信貸可得性的中介因子效應分析

農戶的創業活動并不是完全封閉的，綜上發現，農戶社會網絡對創業決策和績效水平都有促進作用，但尚未有文獻研究進一步驗證這種作用是直接產生還是通過信貸可得性而產生的。正規與非正規信貸可得性是作為完全中介還是作為部分中介發揮傳導作用？這種作用是否在創業決策和創業績效路徑中均存在？為回答以上問題，運用Sobel中介因子效應檢驗模型進行驗證。

根據Baron和Kenny的檢驗方法，檢驗可分以下3步展開：首先，在不添加正規信貸（bank）與非正規信貸（infor）可得性指標的基礎上，檢驗社會網絡snw對農戶創業決策entrep的影響，觀察路徑模型Path a的回歸系數α1;然后，檢驗社會網絡snw對正規（bank）與非正規信貸（infor）可得性的影響，觀察路徑模型Path b的回歸系數β1;最后，同時分析社會網絡與信貸可得性對農戶創業決策的影響，觀察路徑模型Path c的回歸系數δ1和δ2。當以下條件成立時，則視為完全中介：回歸系數α1、β1及δ1均顯著時，δ1不再顯著，且Sobel z值統計上顯著;當以下條件成立時，則視為部分中介：回歸系數α1和β1顯著，δ1和δ2均顯著，但是δ1顯著性低于α1，且Sobel z值統計上顯著。研究正規與非正規信貸可得性是否在農戶社會網絡和創業績效之間存在中介因子效應的檢驗方法與上文類似，不再贅述。

3.2.2 Sobel中介因子效應檢驗 表4報道了農戶正規與非正規信貸可得性對創業決策選擇的檢驗結果。在Path a中，社會網絡對農戶創業決策的回歸系數為 0.014 3，在1%的統計水平顯著;在Path b中，農戶社會網絡對正規與非正規信貸可得性的回歸系數分別為0.124 8和 0.068 7，均在1%的統計水平顯著，這一結果基本符合理論;在Path c中，當把中介因子正規與非正規信貸可得性引入社會網絡影響農戶創業與否的估計模型中時，社會網絡的回歸系數分別降為0.011 7和0.013 5，其顯著性水平也有所下降。最后的Sobel z檢驗分別為4.43和2.35，且在1%和5%的統計水平上顯著。總體結果證實，正規與非正規信貸可得性在社會網絡影響農戶創業決策的路徑中均存在部分中介效應，且正規信貸可得性的中介效應更顯著。

表4還報道了農戶正規與非正規信貸可得性對創業績效水平的檢驗結果，研究對象是創業農戶子樣本。在Path a中，社會網絡對農戶創業績效的回歸系數為 0.532 1，在5%的統計水平顯著;但在Path b中，社會網絡對創業農戶信貸可得性的影響均不顯著，且Sobel z值并不顯著。總體結果證實，正規與非正規信貸可得性在社會網絡影響農戶創業績效水平路徑中的中介效應并不顯著。可能原因是， 社會網絡引致的外部融資作用更多地體現在農戶創業選擇階段或創業初期以幫助農戶緩解流動性約束，而在創業活動的成長與經營階段農戶通過社會網絡進行外部融資的積極作用有限，信息獲取和銷售渠道拓寬等更可能成為社會網絡影響農戶創業績效的渠道[19]。

4 結論及政策建議

4.1 相關結論

本研究結果表明，社會網絡對正規與非正規信貸可得性、農戶創業決策均有顯著的正向影響，正規與非正規信貸可得性對農戶創業率均有顯著的促進作用;在創業農戶子樣本中，社會網絡、正規信貸與非正規信貸可得性均對創業績效有顯著的正向影響，但無論是農戶創業決策還是創業績效，正規信貸可得性的影響系數均大于非正規信貸可得性;農戶創業決策影響路徑中，正規與非正規信貸可得性均發揮部分中介效應，且正規信貸可得性的中介效應更顯著，但在農戶創業績效影響路徑中，社會網絡通過信貸可得性影響農戶創業績效的機制可能并不成立。此外，農戶人力資本、家庭資本和所處的經濟社會環境等因素也會對農戶創業行為產生影響。

4.2 政策建議

（1）引導農戶積極構建與維護良好的社會網絡。社會網絡并不能被主體直接占用，需要主體動員關系網絡來獲取所需資源，因此，政府應積極引導農戶構建、維系良好的社會網絡，充分挖掘社會網絡中的潛在資源。人際交往是維護社會網絡的主要途徑，也是當今人情關系社會中最重要的屬性之一，農戶應重視我國文化背景下的關鍵時刻或場合（如傳統節日、婚禮和壽辰等），積極構建和維護社會關系網絡。

（2）深化和完善農村信用體制，提高正規信貸支持力度。針對我國城鄉二元金融結構，政府應提升農村地區金融服務覆蓋率和服務水平，逐步將農村銀行主要目標客戶向農村、鄉鎮中小企業創業農戶轉變。同時，政府應穩步推進農村新型金融設施體系建設，不斷加強與地方商業銀行的溝通，構建適合農戶的信用擔保體制和程序標準。此外，建議地方人社部門加強與金融部門的溝通，爭取提高合作銀行預留小額擔保貸款的支持力度，擴大擔保基金與貸款的發放比例。同時進一步簡化貸款環節，提供“一站式”服務，加快小額擔保貸款發放速度。

（3）加強誠信等社會文化道德機制建設和非正規信貸機構法律監管。非正規信貸具有信息方面的比較優勢，農戶可獲得性較高，其存在與發展具有一定合理性。農戶的熟人關系網絡往往是其非正規信貸的重要載體，因此加強誠信等文化建設有助于防控信貸風險。然而，依靠關系網絡的合約執行機制受限于特定的地域或人際交往范圍，隨著網絡技術的發展和外部環境的復雜化，一些非正規信貸（如B2C、P2P等網絡借貸）已超出特定區域和文化范圍，信息不對稱程度增加，文化道德機制難以發揮其約束作用。因此，非正規信貸的健康良好發展需要政府完善相關法律法規及監管措施，強化非正規信貸的合約履行和法律償付機制，減少其可能帶來的區域金融風險和農戶經濟風險，充分發揮其在市場經濟活動中的積極作用。

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