南京农业大学学报(社会科学版)  2019, Vol. 19 Issue (04): 126-137   PDF    

0

文章信息

周月书, 孙冰辰, 彭媛媛
规模农户加入合作社对正规信贷约束的影响——基于社会资本的视角
南京农业大学学报(社会科学版), 2019, 19(04): 126-137

文章历史

收稿日期: 2018-12-31
规模农户加入合作社对正规信贷约束的影响——基于社会资本的视角
周月书, 孙冰辰, 彭媛媛     
南京农业大学 金融学院, 江苏 南京 210095
摘要:在农业经营方式转变的背景下,本文基于江苏省516户规模农户的实地调查数据,分析了规模农户加入合作社后社会资本的变化、加入合作社对正规信贷约束的影响,进而不同社会资本对不同类型正规信贷约束的影响。实证结果表明:规模农户加入合作社可以获得社团型社会资本,并能够提升其原生型社会资本;社团型社会资本和原生型社会资本均能显著缓解其正规信贷约束;规模农户通过合作社获得的社团型社会资本包括结构性社会资本和认知性社会资本,二者均能显著缓解供给型信贷约束,但对需求型信贷约束没有显著影响;原生型社会资本仅能够显著缓解需求型信贷约束。此外,规模农户的村中能人身份、外出打工经历、经营土地面积等因素也能显著影响其正规信贷约束。
关键词规模农户   社会资本   农民专业合作社   正规信贷约束   
一、引言

近年来农村金融供求失衡问题一直存在,农村信贷市场资金短缺,农民贷款依然困难。农户作为农村金融的需求者通常具有收入低、单笔存贷款规模小以及缺乏必要抵押品的特点,再加上农业生产本身的自然风险和市场风险较大,导致正规金融机构容易对农户采取谨慎性风险控制策略和信贷配给行为。农村正规金融机构交易成本过高、信用工具不足、信贷配给严重,致使农户受到供给型信贷约束,长此以往引发农户的金融认知和信贷行为变化,形成借款主体的需求型信贷约束[1]。农户的信贷约束问题得不到有效解决,其势必会阻碍中国农村经济的健康发展。随着农业产业化的不断发展,农村社会分化等农村社会变迁活动的发生[2],规模农户和农民专业合作社(后文简称“合作社”)日益成长为现代农业中的重要主体。其中,规模农户与传统小农户在生产经营、市场参与及融资需求等方面存在诸多差异。首先,规模农户的生产经营规模较大、所需周转资金较多,故其融资需求额度较大且期限较长;其次,规模农户普遍追求较高的农业经营效益,在生产经营中对农业技术与经营管理十分重视,农业经营收入比较稳定,故其作为正规金融机构的授信对象更具有风险可控性[3];最后,规模农户的市场参与度较高,为了更好地与其他经济主体进行交易,其往往更有意愿自发设立或加入合作社,以解决生产经营及融资问题。合作社在引导农户参与市场竞争时,有助于将交易中的外部成本内部化[4],而其能够发挥独特优势的一个重要原因就在于,其能够运用组织中所蕴含的巨大的社会资本。在典型的中国农村社会中,社会资本是农户的一项重要资源,合作社根植于农村社会,最依赖的是社会资本[5],也是社会资本拥有量最多的农村组织。现阶段,规模农户领办及参与的合作社已经成为中国合作社中的重要力量,而规模农户的社会资本较丰裕、拓展能力较强、回报率较高,相比传统小农户更具“外放性”[6],这使得规模农户与合作社相结合产生的社会资本更具拓展空间与利用价值。

既有研究发现,社会资本能够缓解农户的信贷约束[7-8],所以合作社及其组织资源中的社会资本可以为解决规模农户的融资问题提供新思路。因此,本文基于社会资本的视角,以规模农户为研究对象,利用实地问卷调查获取的数据,实证检验规模农户加入合作社对其社会资本、进而对正规信贷约束的影响,以及不同社会资本对缓解不同类型信贷约束的影响,这对促进中国农村金融发展、推动农业产业化进步具有重要的理论与现实意义。本文所指的规模农户是新型农业经营主体中的家庭农场和种养大户,对规模农户的认定标准借鉴农业部2013年发布的《农业部办公厅关于开展家庭农场调查工作的通知》对家庭农场的相关界定。

① 资料来源:http://www.moa.gov.cn/zwllm/tzgg/tfw/201303/t20130321_3369453.htm

二、文献综述

关于社会资本对农户正规信贷约束的影响,学者们进行了大量研究。首先,Grootaert[9]通过对印度尼西亚居民的调查,发现社会资本与家庭的储蓄及信贷可得性呈正相关。根据张建杰[10],胡枫和陈玉宇[11]的分析,正是由于农户的社会资本是建立在亲缘与业缘基础之上的,它在农村金融市场中具有“特质性”资源的作用,所以社会资本对农户的正规信贷申请、获得及规模均有显著的正向影响。丰富的社会网络可以提升农户的借贷机会与借贷规模。周明栋[12]则进一步指出,具有异质性社会资本的农户受正规信贷约束的程度比具有同质性社会资本的农户小。其次,社会资本可以通过信贷、风险管理和收入三种途径提升农户的信用和还款能力[13-14],从而缓解农户的信贷约束。吴东武[15]指出,社会资本在农村信贷中比实物抵押品更具实际作用,故银行更关注农户这类低收入群体的社会资本。胡新艳等[16]的研究表明,社会资本对农地抵押贷款可得性没有显著的直接影响,但具有一定的差异性调节作用。再者,童馨乐等[17]发现,农民专业合作组织关系和正规金融机构关系可以使农户更加容易获得贷款。周月书、王婕[3]通过对江苏规模农户的实证分析也发现,农户参与合作经济组织带动型的产业链,有利于提升其在农业产业链内外部的融资规模。魏昊等[18]则在研究中重点指出合作社的“共跻监督”作用能够缓解农户正规信贷需求抑制。

综上,已有研究就社会资本对正规信贷获得展开了广泛探讨,但已有研究中尚存在不足。第一,已有研究对象多为传统小农户,鲜有研究将规模农户作为专门的研究对象,而随着中国农业产业化的不断发展,规模农户日益成为农村金融市场中重要的资金需求者,而其资金需求有别于传统小农户。第二,规模农户作为新兴农业经营主体,社会资本是其拥有的一项重要资源,而规模农户在生产经营中与合作社的关系日益密切,合作社也必然对规模农户的社会资本产生影响,而已有研究鲜有分析来自特定组织的社会资本及其作用。因此,本文在我国农业经营方式转变的背景下,研究规模农户加入合作社后其社会资本的变化,分析不同社会资本对规模农户的正规信贷约束的影响。

社会资本是一种资本形式[19],是所有社会网络的价值体现以及从中萌生的为个体服务的倾向[20]。规模农户加入合作社后,根据来源将其拥有的社会资本分为原生型社会资本[21]与社团型社会资本[22]。原生型社会资本是指农户通过血缘、姻缘、情缘、地缘等关系获得的社会资本,包括农户的宗族关系、乡土关系和身份地位等,是来自农户个体原生社会关系的各种人际网络与个人特质,反映农户独立的社会生活能力。社团型社会资本特指来自合作社这一特定组织的社会资本,它来自农户与合作社之间较为明确的产前、产中、产后联系,是社员从组织内部及外部关系网络中获得的有利于实现群体目标和集体合作的社会资源[23],包括农户个体通过参与组织所建立的人际网络、形成的文化意识等。规模农户拥有的社团型社会资本具有异质性,这是由于规模农户参与的合作社各不相同,组织间运行情况有显著差异;同时,即使身处同一组织,由于规模农户个体特质的差异,不同规模农户也将在不同程度上享有社会资本。

三、理论分析与研究假设 (一) 规模农户加入合作社对社会资本及正规信贷约束的影响

社会资本在合作社中的角色如同物质资本在企业中的角色[24],合作社社员共享组织内的社团型社会资本,同时组织资源也影响社员的原生型社会资本。一方面,合作社可以为规模农户带来社团型社会资本。这是由于合作社的组织性质决定其必须与市场进行产品和信息交换,并需要赢得政府及相关主体的支持,这决定了规模农户加入合作社有更多机会同农产品购销商、政府部门、金融机构及其他农业经营主体展开联系,通过社员的联合行动,规模农户可以利用原本就较为丰裕的社会资本汲取更多外部资源与信息[6],从而将各类资源在合作社内部进行整合与共享;同时由于合作社成员和规模相对固定,社员完全共享产权,每个社员的生产经营与其他社员的经营状况密切相关,社员在入社后逐渐形成较为紧密的监督与合作关系。另一方面,合作社可以提升规模农户的原生型社会资本。规模农户加入合作社,随着自身经济交往范围的扩大及观念意识的改变,出于对提升自身交易能力与提高经营效益的追求,其会在合作社提供的资源基础上,有意识地与其他地位较高或对自己有利的个人及家庭发展社会交往,以扩大社会网络规模,其构建社会资本的目的逐步向获取收益与回报转变。以上两方面决定了规模农户加入合作社能够提升其社会资本。

规模农户加入合作社可以节约交易成本、降低生产风险、提高收入水平,通过合作社这一利益共同体,原本分散、独立的规模农户可以“抱团”实现集体行动,从而具有更强的市场势力[22],有助于增加正规信贷机会。首先,农业作为一种弱质产业,规模农户只有靠组织化、合作化才能更好地进入并驾驭市场,社员通过组织进行合作,共同解决生产经营中的技术、销售难题,有利于化解风险、提高收入,规模农户自身资质的改善可以提升其借贷能力。其次,“软信息”会在合作社中产生、传递并约束社员的行为,具有不良“软信息”的规模农户会被排斥在多数人的行为圈子之外,社员间的监督与约束可以提升规模农户的信用水平。再次,社员在合作社中长期积累的声誉、口碑等,可以充当“抵押品”替代物,这是合作社内部形成担保人制度的重要基础,有助于社员间进行信用合作[25]。最后,合作社的管理人员对社员的生产经营状况、家庭经济状况及个人品行较为了解,正规金融机构在放贷时可以充分利用合作社的内部信息进行风险甄别,这能够在一定程度上降低信贷交易费用,减少正规金融机构的信贷配给。所以,规模农户加入合作社可以缓解其面临的正规信贷约束。

因此,本文提出假设1:规模农户加入合作社能够提升其社会资本,并缓解其正规信贷约束。

(二) 规模农户加入合作社后拥有的社会资本对正规信贷约束的影响

规模农户加入合作社获得并提升了社会资本,因此可以充分利用社会资本对正规金融交易的影响作用来解决规模农户的正规信贷约束问题。首先,社会资本具有信号传递作用,能在一定程度上解决信息不对称问题[26]。社会资本可帮助银行和借款人互相筛选,有利于借贷双方构建交易伙伴关系,从而减少信贷过程中的搜寻、监督和履约成本,促进信贷交易形成、降低金融交易成本。其次,社会资本具有监督、引导作用。金融机构在控制信贷风险的过程中引入社会资本,通过发挥社会资本在资源配置和形成非正式制度上的作用[27],利用外部监督和社会压力来规范规模农户的信用行为,可以降低信贷违约的可能性[28-29],所以,正规金融机构愿意对拥有丰富社会资本的规模农户增加贷款机会或贷款规模。再次,社会资本具有替代“抵押物”的作用。中国农户普遍缺乏有效的抵押物,而正规金融机构为防范违约风险要求农户提供抵押担保物,无形中提高了借款门槛。社会资本作为一种特殊资源,将其“抵押品化”后能在一定程度上替代抵押担保物[30],从而可以为不满足有效实体抵押品条件却拥有丰富社会资本的规模农户提供更多借贷机会。最后,社会资本有利于降低农业的产业风险、减轻农村贫困以及提高农户收入[31]。合作社内部成员通过社会资本机制而具有联合行动的能力[6],良好的社会资本能够促进信息在规模农户之间、规模农户与交易主体之间进行传递和共享,从而达到降低产业风险、提高农户经营效益的目的,进而提升规模农户的信贷资质与还款能力[29]

因此,本文提出假设2:规模农户加入合作社后拥有的社团型社会资本与原生型社会资本能够缓解其正规信贷约束。

(三) 社团型社会资本对供给型与需求型信贷约束的影响

规模农户加入合作社可以获得社团型社会资本,包括结构性社会资本和认知性社会资本。结构性社会资本指通过规则、程序和先例建立起来的社会网络和确定的社会角色,可促进分享信息、采取集体行动和制定政策制度[32],体现在规模农户可通过合作社与政府、金融机构或其他经济主体建立关系。规模农户在合作社中产生的长期交易关系,既能用于上下游产品交易,也可用于与银行的信贷交易。从银行的角度来说,正规金融机构通过合作社掌握规模农户的各种“软信息”,能够对其生产经营状况进行更为全面、准确的判断,并进行风险识别,筛选出信用较好且风险较低的规模农户作为授信对象。从农户的角度来说,合作社内具有借款行为的规模农户对交易关系已经进行了前期投资,若违约便会受到相应惩罚甚至被组织淘汰,高违约成本可抑制其违约行为,此外,合作社对规模农户的指导可提升其生产经营能力及农业收入,有助于增强其还款能力。所以,相较于组织外的规模农户,正规金融机构更愿意贷款给合作社中结构性社会资本比较丰富的规模农户,结构性社会资本可以缓解供给型信贷约束。通过合作社的指导以及与金融机构往来机会的增多,规模农户能便捷地了解经济、金融信息,各种交易或合作关系能够为规模农户补充经济知识、拓宽视野,逐渐改变其信贷认知偏差。所以,规模农户加入合作社后所拥有的结构性社会资本可以缓解需求型信贷约束。认知性社会资本是指共享的规范、价值观、信任、态度和信仰,可促使人们更愿意采取互惠的共同行为[22],体现为农户参与合作社后付出的行动、获得的服务以及与其他成员相处的体验感受。规模农户加入合作社,社员间的监督与合作有助于提升其生产经营能力和收入水平,从而缓解供给型信贷约束。另一方面,新的社会网络关系和信任是一种隐性福利,合作社社员间的交流合作促使规模农户受组织的积极影响,从而在与市场进行交易时受到组织力量的正向推动,组织资源正向影响规模农户的贷款热情与信心,从而缓解需求型信贷约束。

因此,本文提出假设3:社团型社会资本中的结构性社会资本和认知性社会资本均能缓解规模农户的供给型信贷约束与需求型信贷约束。

四、计量模型与数据 (一) 计量模型

对于假设1和假设2,采用Probit模型考察规模农户加入合作社对社会资本与正规信贷约束,进而社会资本对正规信贷约束的影响。模型①设置如下:

(1)

(1) 式中,Yi=1表示第i个规模农户受到正规信贷约束;Yi=0则表示第i个规模农户未受到正规信贷约束。Xi为模型的核心解释变量。Zi为模型的控制变量。

对于假设3,设置模型②和模型③,采用Probit模型分别考察规模农户的社团型社会资本对供给型信贷约束和需求型信贷约束的影响。模型②和模型③设置如下:

(2)

(2) 式中,Yk=1表示第k个规模农户受到供给型信贷约束(模型②)或需求型信贷约束(模型③);Yk=0则表示第k个规模农户未受到供给型信贷约束(模型②)或未受到需求型信贷约束(模型③)。Xk为模型的核心解释变量,包括规模农户的原生型社会资本变量与社团型社会资本变量。Zk为模型的控制变量。

(二) 变量选择

1.因变量。本文的因变量为正规信贷约束,包括供给型信贷约束与需求型信贷约束。借鉴程郁和韩俊[1]对正规信贷约束的识别方法,通过引导规模农户回答调查问卷中的各项问题,依据问题答案,将正规信贷约束分为供给型信贷约束与需求型信贷约束。

2.自变量。本文的核心解释变量为规模农户的原生型社会资本与社团型社会资本,包括规模农户是否参与合作社、参与合作社与原生型社会资本拥有量的交叉项、原生型社会资本拥有量、社团型社会资本拥有量。原生型社会资本根据世界银行对社会资本的测度方法得到,本文在问卷中主要测量社会资本中社会关系网络、信息和传播、赋权和政治行为这三方面。其中,每一项的二级指标则选取为“是否有富裕的亲戚朋友”“是否有亲戚朋友在政府或银行”“您每天通过媒体获取政策信息的时长”“您是否是党员或村干部”。对社团型社会资本的衡量,借鉴了Uphoff等[19]和梁巧等[24]构建的合作社社会资本的概念框架,将规模农户入社后获得的社团型社会资本分为结构性社会资本和认知性社会资本两个一级指标,其中结构性社会资本的二级指标为“您入社后通过合作社和政府及金融机构工作人员日常来往的密切程度”与“合作社指导次数”;认知性社会资本的二级指标为“您认为社员之间的凝聚力和信任度”与“合作社指导是否及时”。此外,为检验规模农户加入合作社对其原生型社会资本的影响,进而分析不同来源的社会资本对信贷约束的影响,本文在模型①中分别设置了“社会资本拥有量”与“参与合作社*原生型社会资本拥有量”两类自变量。对于“社会资本拥有量”,通过借鉴Grootaert[9]和梁爽等[33]的研究方法,本文将衡量原生型社会资本或社团型社会资本的各项指标得分加总取均值得到规模农户的原生型社会资本拥有量与社团型社会资本拥有量。通过加入“是否参与合作社”与“原生型社会资本拥有量”的交叉项,分析规模农户加入合作社能否提升其原生型社会资本。

① 资料来源:世界银行社会资本课题组,2002。

3.控制变量。借鉴以往研究,本文选取了户主年龄、户主文化程度、是否为村中能人、是否外出打工等农户个体及家庭特征变量,以及经营土地面积、生产经营性固定资产现值、家庭年收入、经营农业类型等农户生产经营特征变量作为控制变量。为了便于分析,本文对部分数值型指标进行对数化处理。

(三) 数据来源与描述

本研究的样本数据是通过实地问卷调查获取的数据,课题组于2016—2018年对江苏省8个县(市、区)的规模农户进行了实地调研,调研地点分别位于苏南、苏中、苏北,实地抽样调查的样本数据具有代表性。调查采取分层抽样的方法,首先在每个县(市、区)按照经济发展水平和农业生产情况选取高、中、低水平的3~6个乡镇,然后在每个乡镇随机抽取一定数量的规模农户,最后由调查员对规模农户进行一对一的实地访问。调研共回收681份问卷,经筛选与复核,得到有效问卷516份,问卷有效率为75.8%。在所有样本中,有315户规模农户加入了合作社,201户未加入合作社。具体变量的描述性统计见表 1

表 1 变量的描述性统计
变量分类及名称 变量说明 均值 标准差
因变量
    正规信贷约束 0=否;1=是 0.31 0.46
    供给型信贷约束 0=否;1=是 0.15 0.36
    需求型信贷约束 0=否;1=是 0.16 0.36
自变量
    参与行为
        规模农户是否参与合作社 0=否;1=是 0.61 0.49
    原生型社会资本
        是否有富裕的亲戚朋友 0=否;1=是 0.56 0.50
        是否有亲戚朋友在政府或银行 0=否;1=是 0.34 0.47
        每天获取政策信息的时长 1=一小时以下;2=一到两小时;3=两到三小时;4=三小时以上 2.46 1.07
        是否是党员或村干部 0=否;1=仅是村干部;2=仅是党员;3=两者都是 2.07 1.10
    社团型社会资本
        通过合作社与政府及金融机构往来的密切程度 1=没有往来;2=不太往来;3=一般密切;4=比较密切;5=非常密切 2.21 1.98
        合作社指导次数 连续性变量 3.72 3.89
        社员之间的凝聚力和信任度 1=完全不信任;2=不太信任;3=基本信任;4=比较信任;5=非常信任 2.37 2.06
        合作社指导是否及时 0=否;1=是 0.51 0.50
    社会资本拥有量
        原生型社会资本拥有量 原生型社会资本指标得分 1.36 0.48
        社团型社会资本拥有量 社团型社会资本指标得分 2.19 1.98
控制变量
    个人及家庭特征变量
        户主年龄 模型中对数化处理 47.55 8.10
        户主文化程度 0=未读;1=小学;2=初中;3=高中;4=中专;5=大专;6=大学及以上 2.80 1.20
        是否为村中能人 0=否;1=是 0.78 0.67
        是否外出打工过 0=否;1=是 0.52 0.50
    生产经营特征变量
        经营土地面积/亩 模型中对数化处理 510.62 0.97
        生产经营性固定资产现值/万元 模型中对数化处理 144.19 9.82
        家庭年收入/万元 模型中对数化处理 196.62 1.15
        经营农业类型 0=传统农业;1=现代农业 0.36 0.48

表 1统计结果显示:第一,土地流转规模趋向集中连片流转,规模农业生产的机械化程度较高;规模农业的机械化水平、经营类型以及收入水平与地区经济发展水平密切相关;规模农户户主大多农业生产经验丰富、专业技能与经营管理能力较强。第二,超过六成的规模农户是合作社社员,合作社社员在农业经营规模、固定资产、农业收入以及原生型社会资本上的表现均优于非社员。第三,规模农户的原生型社会资本水平普遍不高,普遍缺乏与政府及金融机构的联系;加入合作社的规模农户,其原生型社会资本水平较高,并且能够获得丰富的社团型社会资本。第四,规模农户的正规信贷需求较高,且信贷满足情况较好,约三成的规模农户面临正规信贷约束;供给型信贷约束与需求型信贷约束对规模农户的影响程度相当。

规模农户的信贷约束类型分布及具体原因见表 2

表 2 规模农户信贷约束类型分布及原因
信贷约束类型 原因 户数
供给型信贷约束 申请但获得部分贷款 39
申请但未获得贷款,被拒原因为没有符合要求的抵押物、没有担保人、在银行没有熟人找不到关系 40
需求型信贷约束 未申请,担心还不起或觉得利率高 12
未申请,因为贷款手续麻烦花时间、贷款额度太小不能满足需求、没有符合要求的抵押物或担保人、觉得申请不到、通过其他借款途径、其他成本高等 69
不受信贷约束 申请且获得全部贷款 356
总计 516
五、估计结果与分析 (一) 规模农户加入合作社对社会资本进而对正规信贷约束的影响

利用Stata12.0软件,采用Probit模型对假设1与假设2进行实证检验,结果显示,模型①的似然比为120.61,在1%的水平上通过了显著性检验。为检验估计结果的稳健性,将被解释变量设置为规模农户获得的正规信贷规模与所申请信贷规模之比,分别采用OLS模型与Tobit模型进行回归,稳健性检验的回归结果如表 3所示。OLS模型、Tobit模型中显著的变量与模型①基本一致,故模型①的结果较为稳健。

表 3 规模农户入社对社会资本进而对正规信贷约束的影响
变量 (1)正规信贷约束
Probit
(2)正规信贷规模
OLS
(3)正规信贷规模
Tobit
核心解释变量
    规模农户是否参与合作社 0.577
(0.433)
-0.215**
(0.105)
-2.165
(1.329)
    参与合作社*原生型社会资本 0.517*
(0.281)
-0.205***
(0.067)
-2.032**
(0.896)
    社会资本拥有量
        原生型社会资本拥有量 -0.884***
(0.215)
0.343***
(0.052)
3.308***
(0.793)
        社团型社会资本拥有量 -0.435***
(0.078)
0.161***
(0.018)
1.655***
(0.329)
控制变量
    户主年龄 -0.010
(0.008)
0.003
(0.002)
0.031
(0.025)
    户主文化程度 -0.054
(0.056)
0.003
(0.014)
0.109
(0.168)
    是否为村中能人 0.263**
(0.105)
-0.080***
(0.025)
-0.907***
(0.338)
    是否外出打工过 -0.553***
(0.130)
0.160***
(0.032)
1.812***
(0.465)
    经营土地面积 -0.102
(0.077)
0.033*
(0.019)
0.373
(0.236)
    固定资产现值 0.009
(0.007)
-0.003*
(0.002)
-0.029
(0.022)
    家庭年收入 -0.058
(0.069)
0.016
(0.017)
0.205
(0.206)
    经营农业类型 0.284**
(0.141)
-0.073**
(0.034)
-0.870**
(0.440)
常数项 2.128***
(0.663)
-0.157
(0.156)
-6.787***
(2.242)
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

规模农户加入合作社对社会资本与正规信贷约束影响的回归结果如表 3(1)列所示。第一,规模农户参与合作社对缓解正规信贷约束没有显著影响。调研发现,农民专业合作社数量众多,但部分合作社并没有实际运营,规模农户对问卷中“合作社是否提供农产品销售或生产资料采购服务”这一问题多为否定回答,合作社对社员在生产经营中面临的突出问题改善有限。现阶段,很多合作社都面临着结构松散的问题,合作社为社员提供的经济福利与社会福利有限,且合作社中社员的同质性较强,与外界的异质性联系较少,从而造成单一的社员身份不具有缓解正规信贷约束的有效说服力。这与假设1不完全一致。第二,规模农户参与合作社与原生型社会资本的交叉项正向影响正规信贷约束,表明规模农户加入合作社,不仅获得了社团型社会资本,并且提升了原生型社会资本,部分验证了假设1。

规模农户加入合作社后拥有的社会资本对正规信贷约束影响的回归结果如表 3(1)列所示。规模农户的原生型社会资本拥有量和社团型社会资本拥有量越多,受到正规信贷约束的概率越小。利用丰富的社会资本,规模农户可以更充分地了解信贷信息,提高对信贷需求的预期;同时,银行等金融机构也更愿意贷款给社会资本拥有量多的规模农户,社会资本可以显著缓解规模农户面临的正规信贷约束,验证了假设2。

此外,规模农户的村中能人身份显著增加了正规信贷约束。调研发现,村中能人自身能力较强、社会资本水平较高,许多能人在面对具有高门槛的正规信贷时,往往更有意愿与能力去寻求各类非正规融资渠道,也更易于获得这类贷款。所以,长期的行为习惯导致许多能人自愿放弃申请正规信贷,受到由信贷认知偏差所导致的正规信贷约束;经营现代农业的规模农户受到较大的正规信贷约束,这可能是由于现代农业相较于传统农业而言,其经营风险更大、前期投入更多,故此类规模农户较难申请到正规信贷约束;有外出打工经历可以显著降低正规信贷约束。

(二) 社团型社会资本对供给型与需求型信贷约束的影响

利用Stata12.0软件,采用Probit模型对假设3进行实证检验,结果显示,模型②的似然比检验结果为42.77,在1%的水平上通过了显著性检验;模型③的似然比检验结果为105.64,在1%的水平上通过了显著性检验。同时,为了检验估计结果的稳健性,分别采用OLS模型与Tobit模型进行回归。稳健性检验的结果显示,模型②和模型③的结果较为稳健(表 4)。

表 4 社团型社会资本对供给型与需求型信贷约束的影响
变量 (1)供给型信贷约束 (2)正规信贷规模 (3)正规信贷规模 (4)需求型信约束 (5)正规信贷规模
Probit OLS Tobit Probit OLS
原生型社会资本
    是否有富裕的亲戚朋友 -0.048
(0.158)
-0.023
(0.028)
-0.160
(0.276)
0.200
(0.175)
-0.024
(0.036)
    是否有亲戚朋友在政府或银行 -0.257
(0.169)
0.030
(0.029)
0.518*
(0.311)
-0.017
(0.176)
-0.002
(0.037)
    每天获取政策信息的时长 -0.055
(0.073)
0.047***
(0.013)
0.343**
(0.138)
-0.264***
(0.086)
0.067***
(0.017)
    是否是党员或村干部 0.021
(0.069)
0.036***
(0.012)
0.157
(0.121)
-0.350***
(0.085)
0.082***
(0.016)
社团型社会资本
    结构性社会资本
        和政府及金融机构往来密切程度 -0.051
(0.105)
-0.007
(0.019)
0.139
(0.194)
-0.065
(0.121)
0.011
(0.024)
        合作社指导次数 0.129***
(0.048)
-0.008
(0.007)
-0.277***
(0.100)
-0.047
(0.045)
0.002
(0.008)
    认知性社会资本
        社员之间的凝聚力和信任度 0.081
(0.097)
-0.063***
(0.018)
-0.415**
(0.195)
0.035
(0.105)
-0.025
(0.022)
        合作社指导是否及时 -1.440***
(0.361)
0.492***
(0.068)
4.410***
(0.922)
-0.248
(0.324)
0.216***
(0.079)
控制变量
    户主年龄 -0.004
(0.009)
0.001
(0.002)
0.002
(0.016)
-0.010
(0.010)
0.002
(0.002)
    户主文化程度 -0.055
(0.067)
0.002
(0.012)
0.089
(0.121)
0.012
(0.069)
-0.012
(0.014)
    是否为村中能人 0.124
(0.113)
-0.056***
(0.022)
-0.363*
(0.212)
0.061
(0.124)
-0.057**
(0.028)
    是否外出打工过 -0.356**
(0.151)
0.099***
(0.027)
0.904***
(0.288)
-0.490***
(0.165)
0.150***
(0.034)
    经营土地面积 0.055
(0.085)
0.002
(0.015)
-0.001
(0.148)
-0.381***
(0.104)
0.072***
(0.020)
    固定资产现值 0.001
(0.008)
-0.003*
(0.002)
-0.024
(0.016)
0.011
(0.008)
-0.004**
(0.002)
    家庭年收入 -0.013
(0.078)
0.016
(0.015)
0.116
(0.141)
-0.011
(0.082)
0.002
(0.019)
    经营农业类型 0.140
(0.158)
-0.007
(0.029)
-0.246
(0.283)
0.045
(0.171)
-0.023
(0.037)
常数项 -0.662
(0.673)
0.508***
(0.122)
0.163
(1.217)
2.994***
(0.808)
-0.086
(0.150)
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

表 4(1)列的结果可知,对于供给型信贷约束:第一,规模农户的原生型社会资本无法显著缓解供给型信贷约束,说明原生型社会资本对正规金融机构进行信贷决策时的参考意义不大,而规模农户通过加入合作社所获得的社团型社会资本,对正规金融机构来说更具实际参考价值。第二,社团型社会资本中的“合作社指导次数”与供给型信贷约束正相关。调研发现,规模农户所需的合作社指导次数和其生产周期相关,正常为一年四次左右,而需要更多合作社指导的规模农户,正处于生产经营面临突出问题的时期,从而容易受供给型信贷约束。第三,社团型社会资本中的合作社指导越及时,越能显著减少供给型信贷约束。因为合作社对规模农户提供及时指导才能真正帮助其解决问题,从而有利于提高社员的生产经营能力和收入,正规金融机构更愿意放贷给经营能力强及经营效益好的规模农户。以上结果表明,加入合作社的规模农户,其社团型社会资本中的结构性社会资本和认知性社会资本,均能显著缓解供给型信贷约束,部分验证了假设3。此外,规模农户有外出打工经历能显著减少供给型信贷约束,这表明银行放贷时,可能比较关注规模农户凭借非农经济活动所积累的社会关系。

表 4(4)列的结果可知,对于需求型信贷约束:第一,规模农户的原生型社会资本中的“每天获取政策信息时间”越久、拥有“党员或村干部”身份,能显著降低需求型信贷约束。表明规模农户对经济政策信息了解越充分、在本地的政治地位或经济地位越高,其金融认知水平越高,有利于提高其申请信贷的热情。第二,社团型社会资本无法显著缓解其需求型信贷约束。一方面,结构性社会资本对规模农户的需求型信贷约束影响不显著,正如模型①的结果所指出的问题,合作社在没有发挥实际作用时,组织与社员间缺少良性互动,此时合作社很难为社员带来提高经营效益及申请信贷的信心。另一方面,认知性社会资本同样对规模农户的需求型信贷约束影响不显著,这主要是由于合作社作为规模农户自发设立的组织,结构较松散,组织的约束作用和服务能力有限,社员对合作社及其隐性福利尚不清晰或无法完全信赖,合作社无法显著影响规模农户对正规金融的认知。调研发现,有些规模农户虽然加入了合作社,但并没有社员身份的意识,其自身对合作社的认知不充分,并缺乏参与合作社集体事务的积极性。以上结果与假设3不完全一致。此外,规模农户有外出打工经历能显著降低需求型信贷约束,说明外出打工经历有利于提高规模农户参与农村金融市场的积极性;规模农户经营的土地面积与需求型约束显著负相关。

六、主要结论与启示

本文利用江苏省516户规模农户的数据,基于社会资本的视角,采用Probit模型实证分析了规模农户加入合作社对其社会资本与正规信贷约束的影响,并进一步分析了不同社会资本对不同类型信贷约束影响的差异,得到的主要结论如下:

第一,规模农户加入合作社可以建立新的社会网络关系,获得社团型社会资本,并提升其原生型社会资本,但单一的社员身份难以有效缓解正规信贷约束。第二,规模农户的原生型社会资本和社团型社会资本均能显著缓解其面临的正规信贷约束。第三,不同类型的社会资本对供给型信贷约束与需求型信贷约束的影响存在差异。社团型社会资本中的结构性社会资本和认知性社会资本均能缓解规模农户的供给型信贷约束,但对需求型信贷约束没有显著影响,而原生型社会资本仅能显著缓解规模农户的需求型信贷约束。此外,规模农户的村中能人身份、外出打工经历、经营土地面积等因素能够显著影响规模农户的正规信贷约束。但是,当前部分合作社结构松散,组织的服务能力有限,难以真正为社员农户提高经营效益、增强贷款信心,所以规模农户加入合作社以及获得的社会资本难以有效缓解需求型信贷约束。

基于研究结论,本文得到以下启示:第一,应促进合作社健康发展。加强对合作社的监督与约束,避免出现“休眠社”等非正常现象,规范合作社运营,积极引导合作社切实为入社农户提供生产经营等各项指导服务,提高政策扶持资金的使用效果。第二,应提升规模农户的原生型社会资本与社团型社会资本水平。一方面,政府可通过适当的补贴、购买服务等引导合作社发展,鼓励合作社参与农业产业链的各环节,拓宽合作社的外部关系网络,增加其外部社会资本积累;另一方面,合作社内部社员要增强信任、加强合作,积极参与各项集体行动,提升社员之间、社员和管理者之间的信任度与凝聚力,以丰富内部社会资本。第三,应提升合作社的服务能力,以缓解供给型信贷约束与需求型信贷约束。合作社应积极发挥结构性社会资本和认知性社会资本的作用,切实提高社员的生产经营能力及农业收入,进而提升规模农户的正规信贷能力,缓解供给型信贷约束。更重要的是,合作社应在规范自身发展的同时,提升其服务能力,让规模农户充分认识到合作社在推广现代农业技术、提高农民市场交易主体地位、降低市场交易成本等方面的优势。同时,合作社应积极与正规金融机构进行交流合作,加强对金融政策、信贷产品等的宣传讲解,并创新正规信贷模式,促使规模农户在具有有效信贷需求时能够主动申请贷款,以降低需求型信贷约束。

参考文献(References)
[1]
程郁, 韩俊, 罗丹. 供给配给与需求压抑交互影响下的正规信贷约束:来自1874户农户金融需求行为考察[J]. 世界经济, 2009(5): 73-82.
[2]
董晓林, 石晓磊. 农民资金互助社经营目标偏移的实证解释——基于社会资本视角[J]. 东南大学学报(哲学社会科学版), 2018(2): 52-59. DOI:10.3969/j.issn.1671-511X.2018.02.006
[3]
周月书, 王婕. 产业链组织形式、市场势力与农业产业链融资——基于江苏省397户规模农户的实证分析[J]. 中国农村经济, 2017(4): 46-58.
[4]
邓衡山, 王文烂. 合作社的本质规定与现实检视——中国到底有没有真正的农民合作社?[J]. 中国农村经济, 2014(7): 15-26,38.
[5]
Valentinov V L. Toward a Social Capital Theory of Cooperative Organizations[J]. Journal of Cooperative Studie, 2004, 37(3): 5-20.
[6]
崔宝玉. 农民专业合作社:社会资本的动用机制与效应价值[J]. 中国农业大学学报(社会科学版), 2015(4): 101-109.
[7]
Seibel H D, Lcanto G, Quinones B. How Values Greate Value: Social Capital in Micro finance——The Case of the Philippines[R]. Working Papers, 2000: 8.
[8]
叶敬忠, 朱炎洁, 杨洪萍. 社会学视角的农户金融需求与农村金融供给[J]. 中国农村经济, 2004(8): 31-37,43.
[9]
Grootaert C. Social Capital, Household Welfare and Poverty in Indonesia[R]. World Bank Policy Research Working Papers No.2148:1999.
[10]
张建杰. 农户社会资本及对其信贷行为的影响——基于河南省397户农户调查的实证分析[J]. 农业经济问题, 2008(9): 28-34.
[11]
胡枫, 陈玉宇. 社会网络与农户借贷行为——来自中国家庭动态跟踪调查(CFPS)的证据[J]. 金融研究, 2012(12): 178-192.
[12]
周明栋. 社会资本分化与农户融资约束关系研究——基于江苏省的调查[J]. 农村金融研究, 2015(9): 72-76. DOI:10.3969/j.issn.1003-1812.2015.09.017
[13]
程昆, 潘朝顺, 黄亚雄. 农村社会资本的特性、变化及其对农村非正规金融运行的影响[J]. 农业经济问题, 2006(6): 31-35,79. DOI:10.3969/j.issn.1000-6389.2006.06.008
[14]
李爱喜. 社会资本对农户信用行为影响的机理分析[J]. 财经论丛, 2014(1): 49-55. DOI:10.3969/j.issn.1004-4892.2014.01.008
[15]
吴东武. 抵押贷款、社会资本与农户贷款可得性的实证研究——基于电白县农户的调查数据[J]. 当代财经, 2014(7): 52-63.
[16]
胡新艳, 洪炜杰, 米运生, 等. 土地价值、社会资本与农户农地抵押贷款可得性[J]. 金融经济学研究, 2016(5): 117-128.
[17]
童馨乐, 褚保金, 杨向阳. 社会资本对农户借贷行为影响的实证研究——基于八省1003个农户的调查数据[J]. 金融研究, 2011(12): 177-191.
[18]
魏昊, 李芸, 吕开宇, 等. 社会资本能否缓解农户正规信贷需求抑制?——基于4省粮食种植户的实证分析[J]. 中国农业大学学报, 2018(1): 164-177.
[19]
Uphoff N, Wijayratna C M. Demonstrated Benefits from Social Capital: The Productivity of Farmer Organizations in Gal Oya, Sri Lanka[J]. World Development, 2000(11): 1875-1890.
[20]
Putnam R D. The Prosperous Community: Social Capital and Public Life[J]. American Prospect, 1993(13): 35-42.
[21]
何璨.中小企业生命周期中的社会资本演进探析[D].重庆: 西南大学, 2014.
[22]
严武, 陈熹. 社会资本视角下农户借贷行为影响因素分析——基于江西1294个调查样本的实证[J]. 江西社会科学, 2014(8): 210-215.
[23]
姜振华. 自助群体的社会资本研究初探[J]. 首都师范大学学报(社会科学版), 2010(5): 142-145. DOI:10.3969/j.issn.1004-9142.2010.05.024
[24]
梁巧, 吴闻, 刘敏, 等. 社会资本对农民合作社社员参与行为及绩效的影响[J]. 农业经济问题, 2014(11): 71-79,111.
[25]
张德元, 潘纬. 农民专业合作社内部资金互助行为的社会资本逻辑——以安徽J县惠民专业合作社为例[J]. 农村经济, 2016(1): 119-125. DOI:10.3969/j.issn.1007-7103.2016.01.050
[26]
周立. 农村金融市场四大问题及其演化逻辑[J]. 财贸经济, 2007(2): 56-63,128-129.
[27]
张爽, 陆铭, 章元. 社会资本的作用随市场化进程减弱还是加强——来自中国农村贫困的实证研究[J]. 经济学(季刊), 2007(2): 539-560.
[28]
张晓明, 陈静. 构建社会资本:破解农村信贷困境的一种新思路[J]. 经济问题, 2007(3): 99-100. DOI:10.3969/j.issn.1006-2912.2007.03.019
[29]
刘成玉, 黎贤强, 王焕印. 社会资本与我国农村信贷风险控制[J]. 浙江大学学报(人文社会科学版), 2011(2): 106-115. DOI:10.3785/j.issn.1008-942X.2010.10.081
[30]
王性玉, 杨涛, 王开阳. 农户信贷中社会资本的信号传递效应研究[J]. 经济问题探索, 2015(2): 140-146. DOI:10.3969/j.issn.1006-2912.2015.02.023
[31]
周晔馨. 社会资本是穷人的资本吗?——基于中国农户收入的经验证据[J]. 管理世界, 2012(7): 83-95.
[32]
徐凤江, 宋征宇, 韩春玲. 社会资本对农民专业合作社的影响分析[J]. 理论观察, 2013(12): 82-83.
[33]
梁爽, 张海洋, 平新乔, 等. 财富、社会资本与农户的融资能力[J]. 金融研究, 2014(4): 83-97. DOI:10.3969/j.issn.1674-2265.2014.04.017