非正規金融、社會資本與主觀幸福感
——基于CFPS數據的研究

蔣 蔚(福建農林大學 經濟學院，福建 福州 350002)

盡管已有研究對幸福有著不同的表達，但大多以個體對生活質量根據自定標準進行整體評價而得到的主觀幸福感(subjective well-being)來衡量幸福。主觀幸福感已經成為被廣泛用于衡量居民效用或福利水平的評價指標。隨著經濟發展到一定階段，許多國家和地區都出現了收入繼續增長卻沒有給居民帶來更強幸福感的現象，即Easterlin悖論，許多研究認為中國也出現了這一現象。為了解釋Easterlin悖論，人們開展了許多針對主觀幸福感源泉的研究，也逐漸認識到在收入之外還存在多樣化的主觀幸福感影響因素。

物質生活水平的提高是居民主觀幸福感的重要基礎，而現代經濟社會中的物質生活水平往往與人們參與的金融活動有著千絲萬縷的聯系。正規金融中由于信息不對稱所帶來的逆向選擇、道德風險等問題的存在，使得信貸市場無法出清和缺乏效率，而非正規金融可以在一定程度上解決逆向選擇和道德風險問題，并且在靈活性方面更具優勢[1]。即使在實行了金融自由化的國家和地區，非正規金融仍占有一席之地，金融抑制因素的消除并不會抹去非正規金融的存在空間[2]。因此，非正規金融作為正規金融的重要補充，對于緩解居民面臨的信貸約束和改善物質生活水平具有重要意義，而非正規金融如何作用于居民的主觀幸福感，其作用是否能夠有效得到發揮就成為了值得關注的問題。同時，社會資本也會對生產效率和福利水平產生很大的影響，尤其是在中國這樣一個傳統關系型社會的經濟活動中，社會資本更是起到了重要作用[3]。社會資本能夠緩解信息不對稱、減少交易成本，而且對金融活動尤其是非正規金融活動的開展有著積極意義[4]。社會資本及其帶來的資源是否能夠作用于居民主觀幸福感，是合理評判其福利效應的重要方面，研究社會資本與非正規金融、幸福感之間的關系也是具有重要意義的。

一 文獻回顧與理論分析

(一)非正規金融

關于非正規金融的界定并不統一，世界銀行給出的定義是在中央銀行監管和控制之外的金融活動[5]，亞洲發展銀行則將之描述為不受資本金、儲備金、流動性、存貸款利率限制、強制性信貸目標及審計報告等政府及貨幣當局要求約束的金融部門及其活動[6]。現實中，人們也常常使用諸如民間金融、替代性金融、地下金融等近似詞匯來描述正規金融以外的多種金融活動形式。盡管存在多種涵蓋內容、定義標準不完全一致的表述，但它們一般都認為非正規金融的概念是與正規金融對應的，是指銀行、保險、股票、債券市場等正規金融活動以外的多種形式的融資活動，具體包括親戚朋友或熟人間的個人自由借貸、私人信貸合作組織、典當行、私人錢莊、商業信用等多種形式，并且廣泛地存在于人們的生活中。

隨著非正規金融日益引起人們的重視，一些研究開始關注經濟實踐中非正規金融為何大量存在，Fry及林毅夫等就認為非正規金融的產生與發展是源于金融抑制下的制度安排缺陷和政策扭曲[2,7]。許多研究進一步針對非正規金融的運作機制和經濟效應等問題展開，并取得大量研究成果。雖然非正規金融形式豐富，相關研究也各有特色，但這些非正規金融相關研究存在一些普遍共識，即非正規金融主要依靠社會關系網絡和聲譽機制來對參與者施加約束，其作用甚至比法律制度更加重要，并且非正規金融往往處于政府和貨幣當局的有效監管之外[8]。

(二)非正規金融與主觀幸福感

已有研究大多是從非正規借入的角度來考察非正規金融與主觀幸福感的關系，通常認為非正規金融作為正規金融的輔助和補充，是影響居民心理滿足感和幸福程度的重要因素。根據已有研究，非正規借入對主觀幸福感的作用機制可以從消費、健康和創業三個方面來理解。

首先，從消費來看，非正規借入是家庭負債的構成部分，針對家庭負債與主觀幸福感關系進行研究的文獻普遍認為，家庭負債如果改變了消費水平，由此帶來的經濟生活滿足程度及效用的變化就會進一步影響家庭成員的主觀幸福感。韓立巖認為總體上來看家庭負債能在一定程度上推動人們的消費，有利于主觀幸福感的提升[9]。當然，也有研究持更加謹慎的態度，劉雯的研究就認為信貸約束的降低有可能提高居民的當前消費傾向，但如果居民選擇財富積累或未來消費，則會降低當前消費傾向，因而無法提高當下的幸福感[10]。Besley等的研究表明，短期內收入拮據的家庭往往需要通過親友間借貸等非正規金融活動來以滿足家庭消費支出[11]，盧娟等認為非正規借入的平滑消費水平功能會對居民主觀幸福感產生促進作用[12]。

其次，從健康來看，非正規借入對主觀幸福感的影響也可以從家庭負債導致人們身心健康情況變化來研究。負債所帶來的還款壓力既會影響人們的心理健康[13]，也會擠占在諸如藥品、食品方面的支出而影響身體健康[14]，鄧大松等發現這種身心健康與主觀幸福感之間存在正向聯系[15]。陳屹立的研究認為非正規借貸由于精神壓力、利率水平乃至人情負擔往往都高于正規借貸，實際上會對主觀幸福感產生負面影響[16]。

此外，提供創業資金、促進居民家庭創業也是非正規金融影響主觀幸福感的重要途徑。李祎雯等認為非正規金融對家庭創業能夠產生積極影響，進而通過創業活動對幸福感產生影響[17]。馬良等則基于創業活動給創業者所帶來的財富、自主權、社會地位等來判斷，認為創業能夠提升創業者的主觀幸福感[18]。

以上從消費和健康兩個方面所解釋的非正規借入對幸福感影響機制都是從非正規借入所具有的負債性質來考察的，但二者在影響方向上是相反的，加之不同類型負債對主觀幸福感影響原本就存在差異[19]，因此非正規借入的家庭負債性質對主觀幸福感產生的影響是不同的。加之從創業角度進行的考慮，非正規借入對主觀幸福感的多種影響途徑交織在一起，最終會產生怎樣的綜合影響仍需要進一步研究和檢驗。

已有研究中從非正規借出的角度來考察非正規金融對主觀幸福感影響的文獻甚少。但非正規借出是家庭金融資產的構成部分，因此可以從金融資產與主觀幸福感關系的研究中獲得啟示。李濤等認為金融資產的投資品屬性可以帶來“財富效應”或流動性約束的緩解，從而促進消費并提升人們的主觀幸福感[20]。其影響機制在于王文濤等所指出的金融資產帶來的收益有助于家庭財產性收入的增長及整體收入的變化[21]，而這種變化會進一步影響居民的主觀幸福感[22]。不過，楊曉蘭和胡永剛等在金融資產對居民主觀幸福感的影響究竟是積極還是消極的方面存在不同的看法[23-24]。

綜上所述，非正規金融的借入、借出都與主觀幸福感存在密切的聯系，但以往研究主要關注非正規借入，極少關注非正規借出的影響。一些研究也的確從理論上推斷了非正規金融對主觀幸福感可能的影響途徑，但對這些作用機制的實證檢驗較少，也缺少將這幾種影響途徑放在統一框架下進行分析的研究。

(三)社會資本的作用

社會資本是個人的社會網絡特質，是發源于穩定的、非正式的、因行為情感投入而變化的人際社會關系，可以說社會資本的主要表現形式就是社會關系網絡，個人的網絡關系越多，則個人的社會資本量越大[25]。基于微觀數據的經驗研究，李平等與馬萬超認為社會資本能夠幫助人們在諸如收入、就業等方面獲得優勢，因而對居民的主觀幸福感存在積極影響[26-27]。一方面，社會資本既能夠促進收入的增長，從而對主觀幸福感產生影響[28]，也能夠緩解收入差距和收入不平等給主觀幸福感帶來的損害[29]。另一方面，社會資本既為求職者提供了更豐富的就業信息以降低搜尋成本，也能夠直接對招聘結果產生實質性干預，Bian Y J和熊艾倫等的經驗研究也表明求職者使用社會資本以獲得競爭優勢的現象普遍存在[30-31]。

社會資本不僅與主觀幸福感之間存在直接的關系，還因其在非正規金融運行中的特殊意義而具有更復雜的作用。非正規金融促進償付的機制與正規金融不同，依靠的是法律之外的系統，其中很重要的一點就是來自Krahnen等所說的社會資本的監督[32]，它有利于緩解民間借貸活動中由于信息不對稱引致的道德風險、逆向選擇等問題。Karlan認為社會網絡中成員可以用較低的成本進行互相監督來緩解道德風險問題，激勵還款行為[33]。Ghatak認為社會網絡成員間較高的熟悉程度有助于識別和排除高風險的借款人，緩解了逆向選擇問題[34]。Karlan等還認為社會網絡中的違約者將損失聲譽甚至被排除出社會網絡，因此社會網絡的這種懲戒功能可以降低違約可能性[35]。總的來看，非正規金融是基于社會關系形成的信任基礎而開展的，而這種社會網絡的信任基礎會激勵非正規借款者減少機會主義行為，避免將之用于高風險用途，同時這種來自社會資本的監督壓力會導致借入行為對主觀幸福感的影響發生變化，借出者則以長期穩定的資金來源鞏固了與借款者的社會關系[36]，其結果之一就如同尹志超等發現的那樣，人們更容易從向親密社會關系者借出資金的行為中獲得愉悅[37]。

綜上所述，社會資本在非正規金融特殊的運行機制中具有重要意義，能夠影響非正規金融的運行效率，進而可以推論出非正規金融與主觀幸福感的關系亦會受到社會資本的影響，不同水平的社會資本會使人們從非正規金融中收獲或損失主觀幸福感。已有研究提供了有益的借鑒，但社會資本究竟在多大程度上影響非正規金融與主觀幸福感的關系仍需進一步研究。

因此，本文同時從居民參與非正規借入和非正規借出兩個角度來考察非正規金融對主觀幸福感的影響，并且嘗試檢驗其中的作用機制。進一步地，基于非正規金融促進償付機制的特點引入了社會資本因素，考察其對非正規金融與主觀幸福感關系的影響。

二 研究設計

(一)數據來源

本文使用中國社會科學調查中心組織開展的中國家庭追蹤調查(CFPS)數據進行研究。該項調查的樣本對象覆蓋了25個省、市、自治區的16000戶家庭的全部成員，其合理的抽樣方式設計使得樣本代表總體的效率較好，且分別在2010年、2012年、2014年、2016年和2018年開展了多次追蹤調查。但由于本文關注的一些重要變量的相關調查項目在不同年度的問卷設計中存在差異，無法確保不同年度數據口徑的一致，因此本文根據數據情況和研究需要，只使用2018年的CFPS數據開展研究，在剔除了變量數據缺失及不符合研究需要的樣本后，保留了24976個樣本。為避免異常值對分析結果造成影響，對所有連續型變量進行了1%和99%分位數上的winsorize縮尾處理。

(二)變量定義和描述性統計

主觀幸福感變量是居民個人對自身生活總體狀態的主觀評價，數據來自于CFPS問卷中的問題“你覺得自己有多幸福”，該問題要求受訪者用0到10的分數來描述幸福程度。

非正規金融方面，用非正規借入和非正規借出兩個變量進行衡量。其中，非正規借入匯總了從親戚朋友、熟人、民間信貸機構等非正規金融渠道的全部借款余額；而非正規借出則包含了以上渠道的他人或民間組織尚未歸還的全部欠款總額。

社會資本方面，邊燕杰從網絡關系、社會網絡資源和網絡結構對個人社會資本進行了操作層面的定義，但是從后兩者來理解的話實際上都難以操作，而從前者來理解則較為容易操作[38]。因此已有的研究較多地以社會網絡關系視角來衡量社會資本，張文宏認為這樣做才能使社會資本成為界定明確、可以測量的學術概念[39]。常見做法是以人情送禮情況等作為代理變量，這是由于中國的社會網絡主要是基于家庭的親友關系，而在重大事件發生時互相贈禮則是親友間維系感情的重要手段[40]。具體來說，一些研究如周廣肅、楊汝岱和周曄馨都使用了社會交往中的禮金支出金額[3,36,41]，另一些研究如章元和趙劍治等則使用禮金支出在家庭收入、支出中占比來衡量社會資本[42-43]。本文使用禮金支出占家庭總支出比重來衡量社會網絡，這是為了更好地體現不同家庭在獲得社會資本方面的重視程度和付出努力的差異。

主觀幸福感的來源十分廣泛，影響因素繁多，因此本文還根據CFPS問卷情況從家庭經濟、個人特征、家庭結構等方面設置了若干變量。家庭經濟方面包括各類家庭資產、負債以及收支的相關變量，個人特征方面包括個人特征和社會特征的相關變量，家庭結構方面包括家庭規模和成員構成的相關變量。其中，非正規借入影響主觀幸福感的消費、創業、健康3個途徑分別用消費性支出、個體經營規模、健康狀況來進行衡量，非正規借出影響主觀幸福感的收入途徑則用家庭總收入來進行衡量。

表1是變量的具體定義說明和描述性統計。表1顯示，樣本居民的主觀幸福感水平均值達到7.495，總體來看在評分范圍內處于良好水平，一定程度上反映了中國經歷多年發展以來在提升人民幸福方面取得的成效。非正規借入和非正規借出都出現了標準差遠大于均值的情況，其分布較為分散，說明中國社會中不同家庭的非正規金融行為存在很大差異。社會資本均值達到0.070，意味著樣本居民家庭的平均禮金支出占到家庭總支出的7%，其比例可觀，這在一定程度上體現了中國社會中社會資本對于居民家庭的重要性。

表1 變量定義和統計性描述

三 實證檢驗

(一)非正規金融對主觀幸福感的影響

1.非正規借入對主觀幸福感的影響

為了分析非正規金融如何對主觀幸福感產生影響，本文將進行相應影響途徑的中介效應檢驗。主觀幸福感變量的數據來自于受訪者在一定分值范圍內的主觀評分，因此通常會被作為有序多分類變量來分析。現有較為成熟的逐步法中介效應檢驗是針對因變量是連續型變量的情形設計的，檢驗流程中各步驟均使用線性回歸，但當因變量是分類變量時需要在其中一些步驟使用對應的logit回歸等取代線性回歸，溫忠麟等指出這將會導致不同步驟的回歸系數尺度不同，進而帶來分析結果的偏差[44]。分類變量的中介分析是中介分析方法領域有待探索研究的重點之一，盡管已經有一些研究提出了專門針對分類因變量進行中介效應檢驗的可行做法，但并不如連續因變量中介效應檢驗方法成熟簡便，因此未被廣泛應用。不過，如果類別變量是有序的等級變量，隨著等級變量類別數的增加，其所包含的意義及數據的性質就越來越接近于連續數據，也意味著更加接近連續變量分析的假設。劉紅云等認為在等級因變量的中介效應估計中,當因變量的類別數達到5及以上時,可使用線性回歸的分析方法，連續數據分析方法與等級數據分析方法所得結果的偏差達到可以接受的水平[45]。方杰等在研究中支持了這一處理方式[46]。Hayes等亦嘗試用連續變量的中介分析方法進行類別變量的中介分析[47]。根據以上研究，鑒于本文研究的等級因變量主觀幸福感取值是0～10分的等級評分，等級類別數遠大于5，因此采用連續變量中介效應檢驗方法進行線性回歸所得的結果依然是可信的，也有利于簡化計算。同理，在分析健康的中介作用時，雖然分類變量一般不作為中介變量，但健康狀況變量的分類達到5，亦采用連續變量的中介效應檢驗方法進行線性回歸。逐步法是中介效應檢驗最常用的方法，不過因存在的一些不足近年來受到較多批評和質疑，甚至有人呼吁停止使用逐步法中的依次檢驗，改用目前普遍被認為檢驗力較好并得到Hayes等認同的Bootstrap法直接檢驗中介效應的顯著性[47]。但實際中很多研究仍然堅持使用依次檢驗，原因是方法簡單、容易解釋，而且在特定情況下依次檢驗的結果甚至好于Bootstrap法[44]。因此，本文采用溫忠麟等的建議，結合逐步法和Bootstrap法采用中介效應檢驗流程。

表2是非正規借入對主觀幸福感影響分析的回歸結果。表2的回歸(1)顯示，非正規借入在1%的顯著性水平上對主觀幸福感存在負向影響。這一結果與之前所述的多數研究關于非正規金融的借款活動提升主觀幸福感的結論并不一致。回歸(2)和回歸(3)顯示非正規借入在1%的顯著性水平上分別對消費性支出和個體經營規模產生正向影響。回歸(4)顯示非正規借入在1%的顯著性水平上對健康狀況具有負向影響，表明非正規借入的影響力的確向消費、創業和健康這幾個方面進行傳遞。回歸(5)將非正規借入、消費性支出、個體經營規模和健康狀況同時納入回歸后，結果顯示非正規借入保持了1%顯著性水平上對主觀幸福感的負向影響，并且消費性支出和健康狀況均在1%的顯著性水平上對主觀幸福感具有正向影響，但個體經營規模對主觀幸福感并不具有顯著影響。根據以上回歸結果，可以初步判斷非正規借入能夠通過消費性支出和健康狀況的途徑影響主觀幸福感，但無法通過個體經營規模的途徑影響主觀幸福感。表2中回歸結果的R2較小，是因為影響主觀幸福感的因素非常廣泛，實際上這樣的擬合程度在同類研究中屬于正常水平。

表2 非正規借入對主觀幸福感的影響

表3對以上幾條影響途徑做了進一步的Bootstrap中介效應分析，結果證實，消費性支出和健康狀況在非正規借入和主觀幸福感之間起到了中介作用，但個體經營規模則不存在這種中介作用。具體而言，中介效應的3條間接效應路徑中，通過非正規借入→消費性支出→主觀幸福感的途徑產生間接效應1，效應值為0.001 3；通過非正規借入→健康狀況→主觀幸福感的途徑產生間接效應3，效應值為-0.002 5，這二者的Bootstrap 95%置信區間均不包含零值，因此間接效應顯著；但通過非正規借入→個體經營規模→主觀幸福感的途徑產生的間接效應2的Bootstrap 95%置信區間包含零值，因此間接效應不顯著。此外，以上3條途徑未能解釋的部分，即非正規借入與主觀幸福感之間的直接效應效應值為-0.022 5，Bootstrap 95%置信區間也不包含零值，因此直接效應也是顯著的。由此可見，之所以存在非正規借入對主觀幸福感產生負向影響這一與以往研究不同的現象，主要是由于健康途徑產生的負向間接效應較大，而個體經營規模也不能如預期般產生顯著的正向間接效應。前者可能的原因在于非正規借入者的心理壓力往往較大，這種心理壓力既是對借入者實現履約的督促，同時也在一定程度上對借入者的身心健康造成損害。借入者的心理壓力除了來自于借款本身的高利率水平和人情負擔外，還有一種情形是相比于正規金融催收采用法律手段，非正規金融在許多地域文化中普遍存在暴力收款，暴力收款手段作為一種現實的威脅，在督促借款者實現履約的同時也加重了其心理負擔[48]。而后者可能的原因則在于創業活動面臨的不確定性較大，家庭的創業投入往往得不到預期的回報或波動較大，創業環境仍有待完善。

表3 消費、創業和健康在非正規借入與主觀幸福感之間的中介效應分析

2.非正規借出對主觀幸福感的影響

表4是非正規借出對主觀幸福感影響分析的回歸結果。表4的回歸(1)顯示，非正規借出在5%的顯著性水平上對主觀幸福感具有負向影響。回歸(2)顯示非正規借出在1%的顯著性水平上對家庭總收入具有正向影響。回歸(3)將非正規借出和家庭總收入同時納入回歸后，結果顯示非正規借出在1%的顯著性水平上保持了對主觀幸福感的負向影響，并且收入在1%的顯著性水平上具有對主觀幸福感的正面影響。根據以上回歸結果，可以初步判斷非正規借出能夠通過家庭總收入的途徑影響主觀幸福感。

表4 非正規借出對主觀幸福感的影響

表5中Bootstrap中介效應分析的結果證實，家庭總收入在非正規借出和主觀幸福感之間起到了中介作用。具體而言，非正規借出→家庭總收入→主觀幸福感的途徑產生的間接效應的效應值為0.004 8，其Bootstrap 95%置信區間均不包含零值，因此間接效應顯著。此外，非正規借出與主觀幸福感之間的直接效應的效應值為-0.026 7，Bootstrap 95%置信區間也不包含零值，因此直接效應也是顯著的。由此可見，盡管非正規借出經由收入產生了正向的間接效應，但較強的負向直接效應卻導致了非正規借出在總體上對主觀幸福感產生了負向影響。負向直接效應較強的可能原因在于，非正規借出活動在帶來收益機會的同時也帶來了投資風險，借出者對自身權益實現的不確定性存在較大擔憂，這既可能源于樣本所在時期的非正規金融活動履約情況較差而加重了這種擔憂，也可能僅僅是源于借出者較高的風險厭惡程度所導致的。遺憾的是，受限于調查數據的問卷設計，無法從直接效應中進一步分離和識別出人們對非正規借出風險的反應究竟是來自外部環境還是自身風險偏好，這有待于未來研究的進一步探索。

表5 收入在非正規借出與主觀幸福感之間的中介效應分析

(二)社會資本的作用

1.回歸結果

主觀幸福感變量這一多分類有序變量已經不再如前文中那樣被中介效應檢驗方法局限于線性回歸，因此本文根據研究需要和樣本數據的實際情況選擇odered logit回歸，使用robust穩健標準誤，回歸結果見表6。

表6中回歸(1)同時納入了非正規借入和非正規借出，結果顯示二者均對主觀幸福感存在負向影響，并且分別在1%和5%的水平上顯著。回歸(2)顯示，人情禮支出占家庭總支出比重在5%的顯著性水平上對主觀幸福感存在正向影響，表明社會資本的確在人們的生活中扮演了重要角色并且帶來了幸福水平的提升，這與前文的綜述和分析是一致的。非正規借入和非正規借出仍然都對主觀幸福感保持了負向影響，并沒有因為社會資本的存在而發生大的改變。回歸(3)中加入了owe×gift和lent×gift兩項，分別表示非正規借入與人情禮支出占家庭總支出比重的乘積、非正規借出與人情禮支出占家庭總支出比重的乘積。回歸(3)顯示，非正規借入、非正規借出以及人情禮支出占家庭總支出比重的估計系數符號、顯著性都保持不變。owe×gift的系數為正且在10%的水平上顯著，表明社會資本在非正規借入與幸福感的關系中存在正調節作用，即社會資本越高，非正規金融的借入行為對幸福感的負向影響越強。表面上看，似乎社會資本有著消極的作用，然而實際上這恰恰印證了社會資本對非正規借款人行為的約束：相比于低社會資本的借款人，高社會資本的借款者一旦違約，由于聲譽的損失而被排除出社會網絡所帶來的效用損失更大，這就使其更加努力避免借款違約情況的發生，與之伴隨的更大壓力導致了更大的主觀幸福感損失。同時，lent×gift的系數為正且在5%的水平上顯著，表明社會資本在非正規借出與幸福感的關系中存在負調節作用，即社會資本越高，非正規金融的借出行為對幸福感的負向影響越弱。這說明高社會資本的非正規借出者在承擔風險而憂慮的同時，也更容易借此行為鞏固社會關系并從中獲得愉悅和滿足。

表6 社會資本對非正規金融與幸福感關系的影響

2.穩健性檢驗

除了在前述回歸中使用了robust穩健標準誤以應對異方差問題可能導致的結果偏差外，本文還嘗試對社會資本變量進行替換以進行穩健性檢驗。Putnam對社會資本的描繪從人際關系網絡進一步延伸到信任、規范等特征[49]。Fukuyama認為社會資本是從普遍信任中產生的，是幫助人們相互合作的非正式規范[50]。基于這樣的理解，一些研究如吳玉鋒和曾凡斌也使用“對他人的信任”或“對絕大多數人的信任”等類似指標來度量社會資本[51-52]。但對大多數居民來說“他人”或“絕大多數人”是非常模糊的定義，不利于受訪者正確理解調查該問題時的意圖[51]。由于公共信任與居民的人際信任是高度相關的，即人們對公共機構工作人員的信任實際上是人際信任的具體表現[49]，人際信任和公共信任都能起到減少交易成本和降低風險的作用，因此張爽等認為可以代之以居民對于社會公共機構工作人員的信任程度即公共信任[53]。基于以上研究，本文使用了對干部的信任程度(1～10評分)來代替禮金支出占總支出比重以衡量居民的社會資本，估計方法不變。表7是穩健性檢驗的回歸結果，相比于表6的回歸結果，表7中非正規借入借出、用對干部的信任程度替代表示的社會資本以及相應的乘積項都在足夠的顯著性水平下保持系數符號不變，表明前述分析關于非正規金融借入借出對幸福感的影響、社會資本對幸福感的影響以及社會資本對非正規金融與幸福感關系的調節作用的判斷是穩健的。

表7 穩健性檢驗

四 結論和政策含義

本文主要的結論包括：(1)與以往大多數研究的結論不同，本文的研究結果表明，研究樣本居民的非正規金融行為無論是非正規借入還是非正規借出，都對主觀幸福感產生了負向影響。(2)對基于已有研究歸納出的非正規金融影響主觀幸福感的途徑進行檢驗的結果表明，非正規借入→消費性支出→主觀幸福感的途徑可以提升主觀幸福感，非正規借入→健康→主觀幸福感的途徑可以降低主觀幸福感，但非正規借入→創業→主觀幸福感的影響途徑沒有成立；非正規借出→收入→主觀幸福感的途徑可以提升主觀幸福感；非正規金融借入和非正規借出對主觀幸福感的整體影響都是負向的。(3)進一步的研究發現，社會資本對主觀幸福感存在正向影響，并且對于社會資本較多的居民而言，非正規借入對主觀幸福感的負向影響更強，非正規借出對主觀幸福感的負向影響則更弱。

當然，以上結論并不意味著參與非正規金融成為了人們追求幸福的阻礙，也不意味著非正規借款者應當拋棄社會資本的積累。非正規金融是正規金融體系的重要補充，是滿足人們資金需求的重要渠道，固然不能因噎廢食，而本文研究樣本居民的非正規金融活動導致主觀幸福感降低的情形是客觀存在的，是由于各條影響途徑的運行由于各種原因沒有達到理想的狀態所導致的。通過對各條影響途徑運行狀態的調整，強化具有積極作用的途徑而削弱具有消極作用的途徑，是有可能緩解非正規金融所帶來的主觀幸福感損失的，甚至有可能促使非正規金融對主觀幸福感的影響產生更大的轉變。同時，社會資本在非正規金融與主觀幸福感關系間的調節作用反映了社會資本對借款行為起到了約束作用，也穩定了借款雙方的合作關系，但也需要注意采取正確措施以緩解主觀幸福感的損失。

上述結論具有一定政策含義，可以從以下幾個方面著手，既保障非正規金融發展以拓展人們的資金獲取與運用渠道，又盡量避免居民主觀幸福感的損失或爭取主觀幸福感的改善:(1)應當在技能培訓、稅費減免、公共服務等方面采取積極措施支持居民創業活動，為居民的創業活動創造良好的環境，促使創業成為非正規借入對主觀幸福感影響的有效傳導途徑。(2)通過加強金融知識和社會道德的宣傳教育，使居民能夠正確認識非正規金融活動的風險，選擇自己能夠承受的融資方式與融資規模，也將遵守非正規金融活動契約視為應有義務，同時打擊非法行為如不合理催收手段等，降低非正規借入通過健康途徑對居民主觀幸福感產生的負面作用，緩解社會資本的監督導致非正規借入者主觀幸福感損失增加的現象。(3)加強對正當非正規金融活動的法律保護，保障參與者的合法權益，促使非正規借出通過收入對主觀幸福感產生正效應的傳導途徑有效發揮。(4)社會資本將會減少非正規借出者的主觀幸福感損失，因此應當重視社會矛盾的解決，避免社會關系隨著經濟發展出現“精神貧困”現象[54]，促進居民之間正當、健康、和諧的社會關系建立，從而改善非正規資金的供給狀態。