信任偏差、市場化與居民借貸渠道選擇

柴時軍 葉德珠

(1.信陽師范學(xué)院 商學(xué)院，河南 信陽 464000； 2.暨南大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，廣東 廣州 510632)

一、引言及相關(guān)文獻回顧

家庭借貸作為家庭金融行為的核心內(nèi)容，對緩解家庭信貸約束、平滑消費乃至優(yōu)化生產(chǎn)性活動具有十分重要的作用(馬光榮 等，2011；Kinnan et al.，2012)。它既反映了一國居民金融資源配置的現(xiàn)實狀況，也是貨幣金融政策重點關(guān)注的對象。目前，中國正規(guī)金融體系還不很發(fā)達，居民信貸市場整體呈現(xiàn)正規(guī)借貸和非正規(guī)借貸并存的二元金融格局，尤其是在發(fā)展落后的農(nóng)村地區(qū)，正規(guī)金融缺位以及居民金融抑制的問題仍然廣泛存在(孫永苑 等，2016)。

圍繞家庭正規(guī)或非正規(guī)借貸參與及其影響因素，現(xiàn)有文獻主要沿循個體決定論和環(huán)境決定論兩條線索展開研究。個體決定論主張家庭借貸選擇是完全個人化的決策行為，家庭自身的客觀背景和人口學(xué)特征是影響其借貸偏好的主要因素，如職業(yè)、金融素養(yǎng)、宗教信仰、政治身份、年齡和健康狀況等(Brown et al.，2008；吳衛(wèi)星 等，2018；宋全云 等，2017；羅娟 等，2018)。同時，家庭借貸決策除受戶主的個體特征差異影響外，還依賴于家庭規(guī)模、社會網(wǎng)絡(luò)、婚姻狀況、家庭資產(chǎn)和收入等方面的家庭結(jié)構(gòu)和財富特征(孫永苑 等，2016；王金哲，2019)。這其中，又以家庭是否持有房產(chǎn)和房產(chǎn)凈值為關(guān)鍵變量。對此事實，傳統(tǒng)的解釋有三種：一是，購房或自建住宅的家庭意味著更高的舉債意愿和融資需求(Worthington，2006)；二是，住房作為重要的金融契約工具，持有房產(chǎn)在激勵家庭從事與住房相關(guān)的抵押再融資的同時，也增加了家庭以更低成本獲取正規(guī)信貸的可能性(陳永偉 等，2014)；三是，持有房產(chǎn)家庭擁有更高的風(fēng)險容忍度，而風(fēng)險容忍導(dǎo)致了更高的融資傾向(Campbell，2006)。

環(huán)境決定論側(cè)重居民所處的外部金融環(huán)境的客觀現(xiàn)實以及居民對于經(jīng)濟市場的主觀預(yù)期對家庭正規(guī)或非正規(guī)借貸行為的影響(Kim et al.，2014b；Meng et al.，2013)。外部環(huán)境方面，已有研究關(guān)注的焦點在于金融產(chǎn)品的創(chuàng)新、金融機構(gòu)貸款政策的放松和宏觀經(jīng)濟形勢的改善。有研究發(fā)現(xiàn)，金融機構(gòu)提供的可供選擇的創(chuàng)新型信貸產(chǎn)品越多，貸款政策越寬松，宏觀經(jīng)濟形勢越景氣，居民越有可能從銀行等正規(guī)金融機構(gòu)獲得借貸資金，也越有信心通過借貸來開展風(fēng)險性投資或者實現(xiàn)跨期消費(Worthington，2006；Kim et al.，2014a；易小蘭 等，2017)。市場預(yù)期方面，有文獻探討了房價和利率變動的預(yù)期對家庭借貸動機的影響(Meng et al.，2013)。不過，上述研究大多停留于理論層面的定性闡述，對變量之間因果關(guān)系進行嚴肅分析的實證文獻并不多見。

從現(xiàn)有研究來看，多從供給層面討論家庭稟賦、制度環(huán)境如何影響家庭融資的可得性，而先驗假設(shè)家庭融資需求是無限的。事實上，家庭借貸行為背后固然可能有金融排斥、信貸約束等客觀條件的原因，但是居民對不同群體或機構(gòu)的信任偏差等情感動機的影響同樣不容忽視。因此，基于借款方的主觀意愿視角，一個非常重要而且值得探討的問題是居民的借貸選擇是否受到其信任類別及其程度的影響。如果進一步把信任劃分為依賴于血緣宗親的特殊信任和依賴于制度環(huán)境的普遍信任，那么上述問題可以衍生為兩個更為具體的問題：居民的特殊信任和普遍信任是否影響了家庭正規(guī)或非正規(guī)融資偏好；如果有影響，其作用在市場化進程中會發(fā)生怎樣的變化。對于這些問題的科學(xué)回答不僅有助于更全面理解中國居民金融借貸模式和借貸市場的運行機制，而且對于政府設(shè)計和制定正規(guī)與非正規(guī)金融政策以及合理引導(dǎo)居民家庭的借貸實踐能夠提供新的理論支撐。

基于上述目的，本文借助詳實的中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)，實證檢驗包括特殊信任和普遍信任在內(nèi)的居民信任對其借貸渠道選擇、正規(guī)和非正規(guī)借貸額度的影響，以及這種影響在市場化進程中的長期趨勢。本文的邊際貢獻在于：一是基于信任視角，嘗試從居民心理偏好層面來研究家庭借貸行為，并在統(tǒng)一的框架中考察特殊信任和普遍信任對于家庭正規(guī)、非正規(guī)融資偏好及其實際借貸額度的不同影響，這不僅是對家庭金融問題研究的有益補充，也具有非常重要的政策內(nèi)涵；二是借助省級層面市場化程度指標，在家庭借貸渠道決策方程中引入市場化進程及其與信任變量的交互項，探討不同類別信任的功能在市場化進程中究竟是增強還是減弱，相應(yīng)的結(jié)論有助于管窺信任這一主觀情感因素與經(jīng)濟發(fā)展的相互作用，以及其在人們經(jīng)濟行為中所扮演角色在社會轉(zhuǎn)型過程中的長期變化趨勢。

二、理論分析與研究假設(shè)

信任是一個源自于社會學(xué)的概念，其本質(zhì)是決策者對周圍其他人可能給予自己互惠的正向回報而持有的一種積極性預(yù)期，強調(diào)施信方對于特定對象或者任何隨機選擇的其他人的行為表現(xiàn)有多大可能是可靠的、值得信賴的樂觀信念(Uslaner，2000)。依據(jù)“二分建構(gòu)”的分析框架(Knack et al.，1997；Durlauf et al.，2003)，信任通常被劃分為普遍信任(universalistic trust)和特殊信任(particularistic trust)。前者指個體對自己不認識的、不熟悉的或者任何關(guān)系之外的其他人的信任，即對陌生人或公眾的一般化、社會性信任；后者指個體對那些自己認識的、熟悉的或者與自己有親密互動的特定群體的信任，也可以稱作個人化信任或特定性信任。政治學(xué)、經(jīng)濟學(xué)文獻中也有許多相似的分類，如社會信任和特定信任(Uslaner，2000)、一般化信任和特殊性信任(Knack et al.，1997)、制度信任和人際信任(Guiso et al.，2004)等。與特殊信任相比，普遍信任的構(gòu)建雖然耗時更長，見效更慢，但成本更低，可能產(chǎn)生的社會影響更為深遠(Durlauf et al.，2003)。

無論是被看作社會資本生成的結(jié)果(鄒宇春 等，2012)，還是直接作為社會資本的重要構(gòu)成元素(Bowles et al.，2010)，信任在人們經(jīng)濟行為中的作用已經(jīng)得到越來越多研究的一致認同。許多關(guān)于信任在個體行為與表現(xiàn)中的積極影響的實證研究，均發(fā)現(xiàn)個體的信任水平能夠改善其心理健康、促進家族企業(yè)成長、推動勞動力流動、防治腐敗、減少犯罪、提高個體認知能力以及增進居民家庭金融市場參與(Uslaner，2000；Lederman et al.，2002；Durlauf et al.，2003；Beugelsdijk et al.，2004；李濤，2006；高虹 等，2010)。Knack et al.(1997)甚至將信任提高到促進社會穩(wěn)定、推動經(jīng)濟繁榮的層面，認為信任在影響和決定一個國家的社會團結(jié)與合作、福利改進和經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮著不可或缺的功能。隨著家庭金融(family financial)研究的興起，學(xué)界開始更多地關(guān)注信任對家庭借貸行為的影響及其作用機制。一方面，信任能夠增進不同社會群體之間的信息交流和傳遞，減緩借貸雙方的信息不對稱，并降低逆向選擇的發(fā)生概率，有助于開展借貸活動(Smith et al.，2008)；另一方面，基于社會信任的合作機制還能影響社會資本的生成，有效解決按時收款、履約保證等問題，緩解由于制度缺陷產(chǎn)生的信用風(fēng)險，促成借貸交易(Kim et al., 2014b；周廣肅 等, 2015)。不過，上述判斷大多停留于貸款方視角下理論層面的定性闡釋，而且這些研究都忽視了借款方的借貸選擇偏好以及不同類型信任的異質(zhì)性影響。

本文認為，信任必須區(qū)分為特殊信任和普遍信任，家庭借貸則應(yīng)區(qū)分為正規(guī)借貸和非正規(guī)借貸。與強調(diào)制度規(guī)范的普遍信任不同，依賴于先天的聯(lián)結(jié)(如血緣家族)或后天的歸屬(如同事、朋友、同學(xué))形成的特殊信任則更強調(diào)信任的情感屬性。那么，在正規(guī)和非正規(guī)借貸渠道的選擇中，起作用的究竟是普遍信任還是特殊信任？從微觀層面看，信任是施信者對被信任對象所持有的積極性預(yù)期，由個體支配以指導(dǎo)其行動(Uslaner，2000)。就特殊信任而言，正如李偉民等(2002)所指出的，個體對于建立在血緣親屬關(guān)系或準親屬關(guān)系基礎(chǔ)上的鄉(xiāng)親族黨越信任，越偏好于進行“圈內(nèi)”交易，而對熟人圈之外的交易對手持謹慎回避的態(tài)度。而且，從已有文獻得出的共識性結(jié)論來看，特殊信任可以促進群體內(nèi)部的“圈內(nèi)”合作，形成社會資本(Smith et al.，2008)，而個體層面的社會資本被普遍認為是影響和決定家庭非正規(guī)借貸行為的一個關(guān)鍵變量，社會資本水平越高，家庭選擇非正規(guī)借貸的可能性及非正規(guī)借貸額度就越大(王金哲，2019)。因此，就理論預(yù)測而言，提出：

假設(shè)1a：特殊信任程度越高，家庭選擇非正規(guī)借貸的可能性越大。

與特殊信任相對的是普遍信任。對于前者，建立在施信者與被信任對象(比如家人、親屬、鄰居)之間的情感聯(lián)系是其發(fā)生的主要依據(jù)；而依賴于制度或非制度環(huán)境的強化激勵機制(比如文化、規(guī)范或者制度安排)以及個體經(jīng)歷基礎(chǔ)上的認知偏差則主要影響了后者的發(fā)生。理論上來看，金融契約的形成是建立在公開透明的制度環(huán)境之上的(La Porta et al.，2006)。根據(jù)Guiso et al.(2008)對金融契約交易中社會信任影響的經(jīng)典描述，社會信任(也稱一般化信任、制度信任或普遍信任等)是保障金融合約順利達成的核心機制。因此，在個體的正規(guī)借貸決策過程中，基于制度環(huán)境的普遍信任扮演著非常重要的角色。從借款方的主觀意愿層面看，普遍信任水平越高的個體，越相信金融貸款機構(gòu)能夠公開透明地對待借款人，越相信金融中介組織能夠最大限度保障借款人利益，越相信相關(guān)政府部門能夠充分有效地行使監(jiān)督管理職能，進而使得居民個體越相信，其自身所處的借貸環(huán)境是一個公平公正、機制健全的規(guī)范市場(臧日宏 等，2017)。按照個體對陌生人或泛化的社會機構(gòu)的信任邏輯，普遍信任程度越高，家庭越有可能參與正規(guī)金融市場，并選擇正規(guī)渠道借貸。據(jù)此，提出：

假設(shè)1b：普遍信任程度越高，家庭選擇正規(guī)借貸的可能性越大。

傳統(tǒng)社會中，信任通常依靠人與人之間先天賦予的宗族血緣關(guān)系或其他諸如鄰居、同事、同學(xué)等情感性交往關(guān)系取得；但隨著市場化進程的持續(xù)推進，社會由“傳統(tǒng)”向“現(xiàn)代”轉(zhuǎn)變，人們通過多種方式——如契約、法律、社會規(guī)范等，將這種先天注定的親情關(guān)系或后天建立的情感聯(lián)系進一步擴展、泛化和延伸，信任的形成與演進模式逐漸擴散到依靠合約和公平的制度環(huán)境(鄒宇春 等，2012)。這種建立在“圈外人”關(guān)系上的普遍信任，引致一種不以自然人為借貸對象的選擇偏好逐漸成為現(xiàn)代金融市場運作的重要機制。有關(guān)信任和社會變遷相互作用的研究也指出，信任本身是內(nèi)嵌于特定社會環(huán)境之中的一種非正式的制度元素，其承載的社會功能與社會經(jīng)濟的變遷轉(zhuǎn)型存在著必然的互動關(guān)聯(lián)(楊中芳 等，1999；Guiso et al.，2004)。由于人總是生存于與周圍其他群體或機構(gòu)的社會聯(lián)系之中，所以信任——包括特殊信任(對熟人圈的信任)和普遍信任(對社會公眾的信任)——對人們經(jīng)濟活動的影響必然伴隨時代的變遷而發(fā)生改變(李彬 等，2015)。因此，在人們借貸渠道選擇行為中，信任及其維度的影響應(yīng)考慮到“社會的變遷”以及“轉(zhuǎn)型對信任的功能化社會機制產(chǎn)生的強烈沖擊”。市場經(jīng)濟鼓勵人際與群際競爭，鼓勵自我利益訴求的“個人主義價值觀”信念，導(dǎo)致市場化改革帶來的經(jīng)濟發(fā)展很可能會降低人際間的特殊信任水平及其承載的社會影響；與此相反，在不同群體間信息不對稱的競爭場域中，基于制度規(guī)范或規(guī)則認同的普遍信任的功能則會增強?；诖?，提出：

假設(shè)2：隨著市場化程度的推進，特殊信任對家庭參與非正規(guī)借貸的影響會減弱，而普遍信任對家庭參與正規(guī)借貸的影響則會增強。

三、數(shù)據(jù)樣本與變量描述

(一)數(shù)據(jù)說明

本研究數(shù)據(jù)主要來源于2016年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS 2016)，同時將中國省級層面市場化指數(shù)進行匹配合并以考察家庭借貸渠道選擇中的信任影響在市場化進程中的變化趨勢。CFPS問卷不僅涉及家庭財富、收入與支出、家庭成員的就業(yè)、婚姻狀況、宗教信仰和政治身份等基本信息，還包括關(guān)于居民信任、首選借貸對象、正規(guī)和非正規(guī)借貸等方面的詳細信息，為本文研究信任偏差對家庭正規(guī)、非正規(guī)借貸行為的影響提供了很好的數(shù)據(jù)支撐。數(shù)據(jù)覆蓋中國31個省/自治區(qū)/直轄市的13000余戶樣本家庭，在中國家庭調(diào)查領(lǐng)域具有高度的適用性和權(quán)威性。

(二)變量選取與描述

1.家庭借貸渠道選擇

CFPS 2016問卷直接詢問了受訪者“首選借款對象”，對應(yīng)的測量選項包括銀行、非銀行正規(guī)金融機構(gòu)、親戚、朋友、父母或子女、民間借貸機構(gòu)。參考吳衛(wèi)星等(2018)的做法，對選擇前兩項的居民視為偏好正規(guī)渠道借貸，而選擇后四項的居民視為偏好非正規(guī)渠道借貸。事實上，居民的借貸偏好或者意愿并不一定完全反映其真實的借貸行為，為了進一步研究信任及其類型對居民實際借貸行為的影響，本文選取的被解釋變量還包括正規(guī)借貸額度及非正規(guī)借貸額度。其中，正規(guī)借貸額度表示家庭選擇從銀行、非銀行正規(guī)金融機構(gòu)獲得的借款金額，非正規(guī)借貸額度表示家庭選擇從親戚、朋友、父母或子女、民間借貸機構(gòu)獲得的借款金額。

表1 中國居民家庭融資渠道偏好情況統(tǒng)計

注:CFPS 2016問卷題項“首選借款對象”中，對于受訪者回答不知道或拒絕回答的情形，本文作為缺失值處理，未統(tǒng)計在列。

表1是問卷調(diào)查中樣本家庭融資渠道偏好的基本情況統(tǒng)計?？傮w上看，家庭首選借款對象排名前三的是親戚(41.95%)、銀行(23.29%)、父母或子女(13.96%)，首選非正規(guī)渠道借貸的比例(62.76%)遠高于正規(guī)渠道借貸(23.50%)。分城鄉(xiāng)來看，中國居民家庭借貸偏好存在明顯的地域特征。持有負債家庭中，正規(guī)借貸額度平均21.76萬元，其中，城市家庭為23.97萬元，農(nóng)村家庭為16.34萬元；非正規(guī)借貸額度平均6.16萬元，其中，城市家庭為8.11萬元，農(nóng)村家庭為4.84萬元。除“父母或子女”外，農(nóng)村家庭更傾向于非正規(guī)借貸(親戚、朋友和民間借貸機構(gòu))，而城市家庭更傾向于正規(guī)借貸(銀行、非銀行正規(guī)金融機構(gòu))。這種差異性的根源可能在于個體所處的外部環(huán)境尤其是金融市場發(fā)育程度的不均衡性。較之于農(nóng)村地區(qū)，城市金融市場化的推進為眾多創(chuàng)新型金融機構(gòu)的誕生和多元化發(fā)展提供了廣泛的土壤，從而為潛在借貸者克服資金瓶頸提供更為便捷的融資渠道以及多樣化選擇空間，激勵其正規(guī)渠道借貸偏好。

2.信任程度

根據(jù)“二分建構(gòu)”的研究范式(Uslaner，2000；Durlauf et al.，2003)，人際信任分為兩類：特殊信任和普遍信任。CFPS 2016對應(yīng)的測量題項分別為受訪者“對父母的信任”“對鄰居的信任”和“對陌生人的信任”“對機關(guān)干部的信任”。打分區(qū)間為1～10(1)CFPS 2016問卷中受訪者對以上問題的回答分為10個層次：1對應(yīng)極低，10對應(yīng)極高。，賦值越高，對應(yīng)受訪者表現(xiàn)出越強相應(yīng)維度的信任程度。借鑒臧日宏等(2017)的做法，本文利用主成分方法(PCA)，以對父母、鄰居信任水平的加權(quán)平均構(gòu)造居民特殊信任指標，而以對陌生人、機關(guān)干部信任水平的加權(quán)平均構(gòu)造居民普遍信任指標。根據(jù)子因子各自的累積方差貢獻率，其對應(yīng)的權(quán)重分別為0.6351、0.3649和0.5956、0.4044。為使變量的分布更接近于正態(tài)分布及解釋口徑保持一致，本文對提取的公共因子進行了指數(shù)化處理，將特殊信任和普遍信任指標轉(zhuǎn)化為值位介于0～1之間的連續(xù)性變量。

3.控制變量

借鑒已有文獻以及CFPS 2016問卷信息，本文選取的控制變量包括三類：

第一類，戶主特征變量，包括性別、年齡及其平方、婚姻狀況、宗教信仰(2)是否有宗教信仰，有則賦值為1，反之為0。CFPS 2016問卷統(tǒng)計的宗教包括佛教、道教、基督教(新教)、天主教、伊斯蘭教(回教)。、黨員身份、健康狀況(3)問卷將健康程度分成7等，1～7分別對應(yīng)非常不健康、很不健康、比較不健康、一般、比較健康、很健康、非常健康。、職業(yè)類型(4)考慮到自主創(chuàng)業(yè)是影響家庭融資決策的關(guān)鍵變量，為簡化處理，職業(yè)類型按是否從事自主創(chuàng)業(yè)劃分為兩類，以虛擬變量賦值，是則為1，反之為0。等。根據(jù)吳衛(wèi)星等(2018)，居民融資渠道選擇應(yīng)考慮到信貸的可得性。2016年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)問卷中沒有關(guān)于居民融資約束的直接指標，但有“是否有過借款被拒經(jīng)歷？”和“被誰拒絕：銀行、非銀行正規(guī)金融機構(gòu)、親戚、朋友、父母或子女、民間借貸機構(gòu)？”的信息，該信息恰好可以作為反映居民正規(guī)或非正規(guī)信貸可得性的間接證據(jù)，因此本文也控制了相應(yīng)的變量，以虛擬變量賦值。

第二類，家庭特征變量，包括家庭收入、家庭規(guī)模、戶籍類型和家庭社會網(wǎng)絡(luò)。其中，家庭收入除了考慮戶主及其成員的工資、績效、個體經(jīng)營或農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收益等工資性收入和經(jīng)營性收入以外，還包含了政府補貼、親友贈送、儲蓄利息、投資收益、房租等轉(zhuǎn)移性收入和財產(chǎn)性收入；家庭規(guī)模以家庭同灶吃飯實際人數(shù)賦值；戶籍類型分為農(nóng)村和城市，以虛擬變量賦值，城市取值為1，農(nóng)村取值為0；家庭擁有的社會網(wǎng)絡(luò)采用文獻中普遍認可的測量工具家庭禮金支出衡量。

第三類，區(qū)域經(jīng)濟環(huán)境變量。本文將家庭所在省(直轄市/自治區(qū))的金融發(fā)展程度(銀行或非銀行金融機構(gòu)的貸款余額除以當(dāng)?shù)谿DP總額)、商業(yè)貸款利率和人均GDP作為區(qū)域經(jīng)濟環(huán)境的代理變量。此外，考慮到回歸方程中社區(qū)層面同一社區(qū)內(nèi)部家庭行為可能的相關(guān)性，在計量模型中納入社區(qū)/村莊編碼，控制社區(qū)(村)固定效應(yīng)即已控制社區(qū)/村莊行為習(xí)慣、風(fēng)俗、人文環(huán)境、地域經(jīng)濟等同時作用于家庭借貸和信任程度的因素。

根據(jù)CFPS 2016調(diào)查結(jié)果，中國居民對不同對象的信任程度存在明顯的差序格局，由強至弱依次為：父母(9.422)>鄰居(6.589)>干部(5.004)>陌生人(2.937)。這與鄒宇春等(2012)關(guān)于中國居民信任格局的論斷基本一致，即中國人的信任是“建立在血緣共同體或者宗族紐帶關(guān)系基礎(chǔ)上的”，是一種鄉(xiāng)親族黨式的特殊信任，而對置身于周圍熟人圈子之外的其他人，中國人大多是缺乏信任的。從借貸渠道選擇意愿、正規(guī)和非正規(guī)借貸額度與不同類型信任的均值統(tǒng)計結(jié)果看，三者呈現(xiàn)較強的聯(lián)動性。相比于首選正規(guī)借貸的家庭，首選非正規(guī)借貸家庭的特殊信任強度(0.935)和非正規(guī)借貸額度(1.863萬元)均相對較高；而普遍信任強度和正規(guī)借貸額度，則是首選正規(guī)借貸的家庭更高。當(dāng)然更加可靠的結(jié)論還需通過回歸分析進一步驗證。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果及分析

(一)信任與家庭借貸渠道偏好

由于家庭的借貸渠道選擇是二值離散變量，本文采用Probit模型考察信任對于家庭正規(guī)、非正規(guī)融資渠道偏好的影響。基準回歸方程設(shè)定如下：

Pr(yiν=1|

(1)

其中：yiν代表家庭是否首選正規(guī)借貸或者非正規(guī)借貸；作為本文的核心解釋變量，Trust_piν和Trust_uiν分別對應(yīng)家庭戶主的特殊信任和普遍信任指標；控制變量集合Ziν包括可能影響家庭借貸渠道偏好的其他戶主特征和家庭特征變量；λν代表地域經(jīng)濟特征向量。

表3報告了特殊信任、普遍信任對家庭正規(guī)或非正規(guī)借貸渠道選擇影響的基本結(jié)果。其中，列(1)、(2)、(4)、(5)分別單獨控制了特殊信任和普遍信任。回歸結(jié)果表明，普遍信任對家庭是否首選正規(guī)借貸具有顯著的正向影響，而對于特殊信任，無論是否單獨控制，其對正規(guī)借貸渠道選擇幾乎不起作用；與此相反，在非正規(guī)借貸選擇中，起作用的主要是特殊信任。從邊際貢獻來看，普遍信任、特殊信任對家庭正規(guī)和非正規(guī)借貸選擇的邊際影響分別為0.171和0.245，即家庭普遍信任、特殊信任增加1個單位，其首選正規(guī)和非正規(guī)借貸的概率相應(yīng)提高17.1%和24.5%。上述結(jié)果表明，就特殊信任而言，個體對于建立在血緣親屬關(guān)系或準親屬關(guān)系等基礎(chǔ)上的鄉(xiāng)親族黨越信任，越有可能選擇基于親友的民間群體或組織的非正規(guī)借貸；而個體對陌生人或泛化的社會機構(gòu)越信任，越相信其自身所處的融資環(huán)境是一個公平公正、機制健全的規(guī)范市場，家庭越有可能參與正規(guī)金融市場并選擇正規(guī)渠道借貸。由此看來，家庭借貸渠道偏好與不同信任類別之間存在一定程度的契合性。列(3)、(6)同時考慮了特殊信任和普遍信任，從邊際概率和顯著性來看，與單獨檢驗家庭借貸渠道選擇行為中普遍信任、特殊信任影響的結(jié)果基本一致。這進一步驗證了不同信任類型對家庭借貸渠道偏好異質(zhì)性影響的結(jié)論。

注:表中匯報的是各解釋變量估計的邊際系數(shù)，括號內(nèi)數(shù)值為z統(tǒng)計量；***表示p<0.01，**表示p<0.05，*表示p<0.10。

其他家庭戶主特征和家庭經(jīng)濟特征，如戶主性別、年齡、黨員身份、健康、職業(yè)、銀行借款被拒經(jīng)歷以及家庭規(guī)模、收入、戶籍等也會影響借貸渠道偏好。從表3可以看出，家庭收入越高，家庭選擇正規(guī)借貸的可能性越大。原因可能在于，相比非正規(guī)借貸，家庭持有正規(guī)借貸的成本更低(利息成本或人情成本)，而收入為居民提供了抵御外部不確定性風(fēng)險的能力，影響借款人的還款能力和正規(guī)信貸獲取的難易程度，因此在選擇貸款服務(wù)對象過程中更受金融機構(gòu)的青睞。除此之外，戶主為男性、中共黨員、有較好的健康狀況、有過民間借款被拒經(jīng)歷、從事自主創(chuàng)業(yè)以及城市家庭更傾向于正規(guī)借貸，而擁有更廣泛社會網(wǎng)絡(luò)資源和有過銀行借款被拒經(jīng)歷家庭則更偏好非正規(guī)借貸；更大的家庭規(guī)模有助于家庭選擇非正規(guī)借貸。戶主年齡也顯著影響其借貸渠道偏好：中年居民首選非正規(guī)借貸概率最低；對于正規(guī)借貸，線性和非線性結(jié)果表明居民年齡的影響呈現(xiàn)先減后增的倒U型分布，轉(zhuǎn)折點介于29～35歲之間。

(二)信任與家庭借貸額度

由于家庭的借貸偏好或者意愿并不一定完全反映其真實的借貸行為，這里將進一步考察不同信任類型對家庭實際借貸額度(包括正規(guī)借貸額度和非正規(guī)借貸額度)的影響。在CFPS 2016的數(shù)據(jù)中，參與正規(guī)、非正規(guī)借貸的家庭大約僅占樣本總數(shù)的15.13%和24.11%，對應(yīng)的因變量面臨數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的截斷問題。本文采用Tobit模型，相應(yīng)的計量模型設(shè)定如下：

(2)

決定的潛變量(不可觀測變量)，同時滿足：

(3)

表4 特殊信任、普遍信任與家庭借貸額度(基于Tobit模型)

注:表中匯報的是各解釋變量估計的邊際系數(shù)，括號內(nèi)數(shù)值為z統(tǒng)計量；***表示p<0.01，**表示p<0.05，*表示p<0.10。

參數(shù)估計結(jié)果表明，特殊信任對家庭非正規(guī)借貸額度具有顯著的正向影響，而在正規(guī)借貸中，特殊信任的系數(shù)和顯著性水平都明顯下降；普遍信任同時影響正規(guī)借貸和非正規(guī)借貸額度，對正規(guī)借貸的影響顯著為正，而對非正規(guī)借貸的影響顯著為負。理論上而言，基于“熟人圈”的特殊信任的生成、演進乃至強化過程，其實質(zhì)也是社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的建立和維系過程，兩者之間具有很強的聯(lián)動性(Smith et al.，2008)。而從已有文獻得出的共識性結(jié)論來看，社會網(wǎng)絡(luò)既有助于促進家庭的民間借貸行為，也能夠幫助家庭從銀行等正規(guī)融資機構(gòu)獲得資金(孫永苑 等，2016)。與特殊信任不同，強調(diào)制度健全、市場規(guī)范的普遍信任程度越高的個體，越傾向于通過正規(guī)金融渠道借貸，并可能對非正規(guī)借貸形成擠出效應(yīng)。由此來看，普遍信任對兩種借貸行為的作用是相互替代的。

具體來說，保守估計(如表4列(3)、(6)所示)，其他因素不變：特殊信任程度每提高1個單位，會使家庭正規(guī)、非正規(guī)借貸額度分別至少增加1.6%和3.1%；而普遍信任程度每提高1個單位，導(dǎo)致家庭正規(guī)、非正規(guī)借貸的額度相應(yīng)增加4.4%和減少2.2%?？刂谱兞糠矫妫c表3不同的是，更多的家庭成員數(shù)、男性戶主、更廣泛的家庭社會網(wǎng)絡(luò)以及從事自主創(chuàng)業(yè)會同時顯著提高家庭正規(guī)借貸和非正規(guī)借貸額度，或者說，它們促進了家庭整體的借貸行為。居民年齡對家庭正規(guī)、非正規(guī)借貸額度呈現(xiàn)倒U型的非線性影響。其他解釋變量對家庭正規(guī)、非正規(guī)借貸額度的影響與借貸渠道偏好的估計結(jié)果基本一致。

綜合來看，作為影響個體行為決策的一種心理動機，信任既深刻地激勵著家庭正規(guī)、非正規(guī)借貸渠道選擇意愿，同時還滲透到了與之對應(yīng)的實際借貸行為之中?？梢?，信任不同類型及程度影響家庭正規(guī)與非正規(guī)借貸(包括借貸心理偏好和實際借貸額度)的結(jié)論是穩(wěn)健的。假設(shè)1a和假設(shè)1b得到了很好的驗證。

(三)信任在市場化進程中的作用

作為一種在特定社會環(huán)境中形成的對周圍其他人行為表現(xiàn)的信念和預(yù)期，信任本身及承載的社會功能自然擺脫不了社會變遷和轉(zhuǎn)型產(chǎn)生的強烈沖擊，從而表現(xiàn)出因時因地的復(fù)雜性和多變性。傳統(tǒng)社會中，基于親鄰的特殊信任是中國人信任格局的主要模式(王玨，2018)。但一些研究表明，中國人信任結(jié)構(gòu)的構(gòu)成正在發(fā)生與早期文獻的結(jié)論不盡相同的轉(zhuǎn)變，依靠制度、規(guī)范生成的普遍信任伴隨著社會結(jié)構(gòu)、制度的變遷轉(zhuǎn)型而逐漸得到強化(李偉民 等，2002；鄒宇春 等，2012)。當(dāng)制度環(huán)境發(fā)生變遷時，信任構(gòu)成及其在人們借貸行為與表現(xiàn)中功能化的社會機制也會相應(yīng)地發(fā)生改變。為了探究信任在市場化化進程中對家庭借貸選擇行為影響的長期趨勢，在計量模型(1)和(2)的基礎(chǔ)上引入市場化程度及其與信任指標的交互項。

有關(guān)市場化程度的度量，目前文獻中通行的衡量指標主要來自樊綱、王小魯?shù)葮?gòu)建的各省歷年市場化進程指數(shù)。該指數(shù)從非國有經(jīng)濟發(fā)展、要素市場發(fā)育程度、產(chǎn)品市場發(fā)育程度、中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境、政府與市場的關(guān)系等五個方面綜合測量了中國各省/自治區(qū)/直轄市的市場化發(fā)育水平。本文使用的數(shù)據(jù)來自王小魯?shù)?2017)發(fā)布的《中國分省份市場化指數(shù)報告(2016)》中2014年數(shù)據(jù)(5)選用2014年數(shù)據(jù)有兩方面原因：一方面，考慮居民借貸行為對當(dāng)?shù)厥袌龌降姆聪蛴绊?，選取滯后期的市場化數(shù)據(jù)，可以一定程度上規(guī)避市場化與借貸活動之間可能存在的聯(lián)立內(nèi)生性；另一方面，省級層面的市場化進程在一個較短的時間跨度內(nèi)保持著一定的穩(wěn)定性和持續(xù)性，2014年的數(shù)據(jù)能夠很好地表征2016年的市場化水平。。表5報告了不同類別信任在市場化進程中作用趨勢的估計結(jié)果?；貧w發(fā)現(xiàn)，控制了市場化程度及其與特殊信任、普遍信任交互項之后，兩種類型信任變量的估計系數(shù)和顯著性都發(fā)生了明顯變化，說明控制市場化進程對模型的結(jié)果產(chǎn)生了顯著影響，或者說，市場化進程的推進在信任對家庭借貸行為的影響中發(fā)揮了很大作用；而且，市場化指數(shù)對家庭是否首選正規(guī)借貸以及正規(guī)、非正規(guī)借貸額度的影響均正向顯著，意味著市場化程度越高的地區(qū)，家庭越傾向于選擇正規(guī)借貸，以及越有可能更多地從事借貸活動(包括正規(guī)和非正規(guī)借貸)。

對于本文所關(guān)心的家庭借貸行為中信任與市場化指數(shù)交互項的影響，可以從表5中交互項的符號和顯著性來發(fā)現(xiàn)市場化進程的推進是如何影響信任對于家庭借貸行為的作用的。特殊信任與市場化的交互項在四組模型中均不顯著，由此看來，對于家庭借貸行為而言，市場化并未改變特殊信任對家庭借貸渠道選擇、正規(guī)與非正規(guī)借貸額度的影響。換言之，在市場化進程中特殊信任的作用既沒有得到強化，同時也沒有被削弱，始終保持著自身功能的延續(xù)性。普遍信任與市場化指數(shù)的交互項對家庭是否首選正規(guī)借貸以及正規(guī)借貸額度的影響均正向顯著。這說明市場化程度越高，普遍信任對家庭正規(guī)借貸選擇的邊際影響越大，即隨著市場化的推進，家庭借貸行為中普遍信任的作用得到強化。假設(shè)2得到了部分驗證。

表5 信任偏差、市場化與家庭借貸行為

注:表中匯報的是各解釋變量估計的邊際系數(shù)，括號內(nèi)數(shù)值為z統(tǒng)計量；省略的控制變量X同表3列(6)，限于篇幅，未予列出；***表示 p<0.01，**表示p<0.05，*表示p<0.10。

(四)內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗

上述回歸中信任變量可能由于遺漏變量和逆向因果而出現(xiàn)內(nèi)生性估計偏誤。一方面，信任是嵌入行為之中的背景式預(yù)期(李彬 等，2015；王玨，2018)，其形成可能依賴于某種特定情境下行為的反饋機制，比如是否合作、是否獲得信貸等。因此，借方與貸方兩者之間這種直接發(fā)生的互動行為可能逆向影響信任的類別和程度。另一方面，信任和家庭借貸還可能同時受到戶主人格特征或者所在村莊/社區(qū)的文化習(xí)俗等難以量化并加以控制的因素的影響。針對回歸結(jié)果可能存在的內(nèi)生性問題，鑒于中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)樣本匹配的特點，本文對特殊信任和普遍信任的構(gòu)造選取CFPS 2014數(shù)據(jù)，而對家庭首選借貸對象、正規(guī)與非正規(guī)借貸額度及其他控制變量保持CFPS 2016數(shù)據(jù)不變。選用T-2期的信任指標是基于這些考慮：其一，在一個相對較短的時間跨度內(nèi)，個體的信任偏好及程度通常不會出現(xiàn)大的變化，數(shù)據(jù)統(tǒng)計結(jié)果也顯示，CFPS 2014和CFPS 2016問卷數(shù)據(jù)中兩期信任指標呈現(xiàn)很高的關(guān)聯(lián)度(6)均值統(tǒng)計結(jié)果表明，較之于2014年，2016年樣本居民對父母、陌生人、鄰居和機關(guān)干部的信任評價值依次增加0.034、0.098和減少0.026、0.051；基于主成分方法(PCA)構(gòu)造的特殊信任和普遍信任指標來看，兩期數(shù)據(jù)的相關(guān)系數(shù)分別為r1=0.905和r2=0.813。；其二，2016年居民的借貸選擇行為一般不會對其2014年信任偏好產(chǎn)生影響，因此在家庭借貸行為決定方程中具備很好的外生性。

表6第二、三列分別報告了基于2014年CFPS問卷的特殊信任、普遍信任對家庭借貸對象選擇影響的回歸結(jié)果，第四、五列則報告了家庭正規(guī)、非正規(guī)借貸額度的對應(yīng)回歸結(jié)果。值得注意的是，本文在回歸模型中納入社區(qū)/村莊的編碼，控制社區(qū)(村)固定效應(yīng)既已控制社區(qū)/村莊風(fēng)俗、習(xí)慣、金融可得性以及地域經(jīng)濟發(fā)展水平等同時作用家庭借貸和信任程度的因素。從表6的結(jié)果來看，特殊信任、普遍信任分別顯著提高了家庭非正規(guī)、正規(guī)借貸選擇的可能性；對于家庭借貸額度來講，盡管信任指標的邊際系數(shù)和顯著性程度相對收斂，但是不同類型信任對家庭正規(guī)、非正規(guī)借貸額度的影響與前文保持一致，說明家庭借貸選擇行為中不同類型信任的異質(zhì)性影響的結(jié)論是可靠的。

表6 基于2014年和2016年匹配數(shù)據(jù)的家庭借貸行為回歸結(jié)果

注:表中匯報的是各解釋變量估計的邊際系數(shù)，括號內(nèi)數(shù)值為z統(tǒng)計量；省略的控制變量X同表3列(6)，限于篇幅，未予列出；***表示p<0.01，**表示p<0.05，*表示p<0.10。

本文還做了進一步的穩(wěn)健性檢驗。截面數(shù)據(jù)計量模型經(jīng)常面臨的一個問題是殘差項中一些不可觀測因素可能與解釋變量相關(guān)，而在兩期數(shù)據(jù)中部分不隨時間變化的非觀測效應(yīng)很容易被“差分”，即滿足：Δui與Δxi無關(guān)。因此，本文使用基于兩期數(shù)據(jù)(2014—2016年)的一階差分方程重新估計特殊信任、普遍信任對家庭首選借款對象、正規(guī)和非正規(guī)借貸額度的影響，估計結(jié)果如表7所示。結(jié)果表明，普遍信任、特殊信任依然分別顯著促進家庭的正規(guī)和非正規(guī)借貸渠道偏好，特殊信任同時提高了家庭正規(guī)和非正規(guī)借貸額度，而普遍信任對正規(guī)借貸的影響顯著為正，對非正規(guī)借貸的影響顯著為負。此外，由于家庭借貸存在“有限參與”，導(dǎo)致對應(yīng)的正規(guī)、非正規(guī)借貸額度可能面臨非隨機選擇性樣本問題。鑒于此，本文對于家庭實際借貸行為實證模型的選擇，采用Heckman兩步法修正模型取代Tobit模型，并將CFPS 2016調(diào)查問卷中銀行等正規(guī)金融借貸、民間借貸金額為0的樣本數(shù)據(jù)處理為缺失，以家庭是否參與正規(guī)或者非正規(guī)借貸作為選擇方程(7)參考已有文獻的結(jié)論，Heckman模型估計中，在行為方程控制變量組合的基礎(chǔ)上，選擇方程進一步控制了戶主語言表達能力、普通話熟練程度、衣著整潔程度和家庭金融性資產(chǎn)，作為可能影響家庭借貸參與但不直接影響具體借貸額度的排他性識別變量。，以家庭真實的借貸金額作為行為方程，進一步檢驗特殊信任、普遍信任對家庭借貸額度的影響(8)限于篇幅，估計結(jié)果未予匯報，備索。。從驗證結(jié)果來看，本文的基本結(jié)論特別是兩類信任變量的顯著性水平并未發(fā)生實質(zhì)性改變。

表7 穩(wěn)健性檢驗：基于差分變量的估計結(jié)果

注:表中匯報的是各解釋變量估計的邊際系數(shù)，括號內(nèi)數(shù)值為z統(tǒng)計量；省略的控制變量X同表3列(6)，限于篇幅，未予列出；***表示p<0.01，**表示p<0.05，*表示p<0.10。

五、結(jié)論與啟示

基于2016年涵蓋中國31省/自治區(qū)/直轄市的中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，本文系統(tǒng)研究了不同類型信任對居民家庭借貸渠道選擇、正規(guī)與非正規(guī)借貸額度的影響，以及這種影響在市場化進程中的長期趨勢。結(jié)果表明：

(1)普遍信任對家庭是否首選正規(guī)借貸具有顯著的正向影響，而在非正規(guī)渠道選擇中，起作用的主要是特殊信任。

(2)特殊信任程度越高，家庭越傾向于持有更多的非正規(guī)借貸，而對于正規(guī)借貸，特殊信任的估計系數(shù)和顯著性程度都明顯下降；普遍信任同時影響正規(guī)借貸和非正規(guī)借貸額度，對于正規(guī)借貸的影響顯著為正，而對于非正規(guī)借貸的影響顯著為負。

(3)隨著市場化進程的推進，家庭借貸選擇行為中普遍信任的作用得到強化；但是市場化并未改變特殊信任對家庭借貸渠道選擇、正規(guī)與非正規(guī)借貸額度的影響，特殊信任的作用既沒有被削弱，也沒有得到加強，始終保持著自身功能的延續(xù)性。

本文的實證發(fā)現(xiàn)具有重要的政策啟示。家庭借貸是實現(xiàn)居民跨期消費、緩解重大沖擊以及優(yōu)化生產(chǎn)性活動的金融基礎(chǔ)，同時也是促進“草根創(chuàng)業(yè)、大眾創(chuàng)業(yè)”的重要推動力之一。人們不斷探索改善居民借貸行為偏好、合理引導(dǎo)和規(guī)范居民借貸活動、激活中國普惠金融市場參與的制度或非制度因素。這其中，信任作為嵌入行為主體雙方“托付—回報”動態(tài)反饋之中形成的主觀性心理動機，其在人們借貸決策行為中的影響不容忽視。一方面，完善規(guī)范透明的信貸市場機制，提升社會整體的信任格局尤其是普遍信任水平。具體而言，普遍信任建立在抽象體系和制度基礎(chǔ)之上，其存在、展開于社會互動中，政府應(yīng)注重營造一個操作規(guī)范、信息透明和監(jiān)管機制更加健全的正規(guī)金融信貸環(huán)境，并在借貸雙方長期互動中建立彼此間的良好溝通，促成相對穩(wěn)定的信任關(guān)系，形成信任慣性。而信任慣性是建立和維系“托付—回報”良性循環(huán)的關(guān)鍵節(jié)點，也是社會信任傳遞機制運行順暢的重要資源。這對于當(dāng)下中國市場化進程中轉(zhuǎn)型的現(xiàn)代社會形態(tài)尤為重要。另一方面，在中國目前正規(guī)信貸體系還不健全情境下，依賴于親友的非正規(guī)借貸(民間借貸)成為緩解家庭信貸約束的有效替代。因此，與之相適應(yīng)的現(xiàn)代社會信任模式的構(gòu)建，不僅需要擁有基于陌生人或泛化的社會機構(gòu)的普遍信任，而且也需要擁有建立在鄉(xiāng)親族黨等熟人關(guān)系基礎(chǔ)之上的特殊信任，以期實現(xiàn)居民家庭正規(guī)、非正規(guī)借貸實踐中此消彼長、相互補充的政策效果。