引言

金融是推动农村经济发展的核心动力之一，尤其在农业生产经营活动中，农户的资金需求贯穿于种植、养殖、销售等全环节，及时有效的信贷支持既能帮助农户扩大生产规模、抵御自然风险，也能促进农户收入稳定增长。但在广大农村地区，农户长期面临正规借贷可得性不足的困境：一方面，农业生产的弱质性、农户缺乏合格抵质押物等问题，导致正规金融机构面临较高的信贷风险；另一方面，信息不对称使得金融机构难以精准评估农户信用水平，为控制风险往往提高信贷门槛，这使得大量有真实资金需求的农户难以通过正规渠道获得信贷支持。

近年来，我国持续加大农村金融支持力度，通过完善农村信用体系、推广数字普惠金融等政策，推动农村金融服务的覆盖面与便利性显著提升。但从实际效果看，农村金融供需错配的问题仍未根本解决，部分农户的信贷需求仍难以得到满足，非正规借贷仍是其补充资金的重要渠道。这一现象的背后，除了金融机构供给侧的因素外，农村社会特有的“差序格局”下，人情往来形成的社会网络可能对农户的正规借贷行为产生关键影响。

一、文献综述

Stiglitz&Weiss的信贷配给理论从信息不对称维度，解释了金融机构对农户实施信贷约束的根源；Deaton的流动性约束理论指出储蓄与借贷的联动关系，明确正规信贷渠道不畅时农户对非正规渠道的依赖；Sandmo与Friedman的预防性储蓄理论，则强调收入不确定性对农户借贷意愿的抑制作用。国内学者结合农村本土特征展开实证探索。从影响因素来看，家庭与个体特征层面，李锐等发现家庭收入稳定性、资产规模正向影响借贷可得性，抚养比上升则加剧约束；杨汝岱等证实人情往来频繁的农户，借贷需求与可得性均显著提升。制度环境与社会网络协同层面，张凡等指出农村普惠金融服务点与社会网络存在协同效应；梁盼等表明基本养老保险通过风险兜底提升农户信用评估水平；谢强等发现失业保险与人情往来的“保险功能”可协同缓解流动性约束。关于人情往来的经济效应，研究呈现二元视角。积极效应方面，马光荣、杨恩艳证实人情支出衡量的社会资本能提升信贷可得性、缓解贫困；周骥腾发现宗族网络发达的家庭人情支出更高，可通过社会资本积累改善正规借贷可得性。消极效应方面，陈云等指出高额人情支出会挤压生产性支出，甚至诱发非正规借贷；周广肃、马光荣则提出，人情支出虽有短期成本，但长期可通过社会资本积累提升收入与信贷可得性。

综上，现有研究已搭建起基础分析框架，但仍存在明显不足：一是对“人情往来支出”这一具体形式的作用路径挖掘不足，未充分揭示其影响正规借贷的微观逻辑；二是未系统整合社会资本与信息认知的并行中介关系，对二者的协同作用缺乏深入探讨；三是社会保障政策与人情往来的交互效应研究有待深化，政策启示的针对性不足。后续研究需围绕这些缺口展开补充，为完善农村金融服务体系提供更精准的经验证据。

二、理论分析和研究假设

农村金融市场的核心矛盾是信息不对称，而人情往来作为农户社会互动的核心形式，可通过两种路径缓解这一矛盾，进而促进正规借贷申请。一方面，人情往来构建的社会网络是信息传递的重要载体。农户通过红白事、节日走访等人情互动，可获取亲友、邻里的正规信贷经验，了解贷款政策、申请流程等关键信息，降低因信息匮乏导致的“不会申请”问题。另一方面，人情往来形成的声誉机制可提供隐性信用担保。在农村熟人社会中，频繁的人情往来意味着农户具有良好的社群声誉，这种软信息可补充金融机构对农户信用评价的不足，降低金融机构的风控顾虑，同时提升农户对信贷申请通过率的预期，减少“不敢申请”的顾虑。尽管人情支出可能消耗农户资金储备，但从农村金融实践来看，农户正规借贷的核心约束是信息不对称而非资金储备，且人情支出带来的社会资本积累具有长期价值。因此，本文提出核心假设：

假设1：家庭人情往来支出显著正向影响农户的正规借贷申请决策。

社会资本是连接人情往来与正规借贷的关键中介变量。人情往来支出本质上是农户积累社会资本的投入行为，具体体现为社会网络规模的扩大与社会信任水平的提升。从社会网络规模来看，人情支出越多，农户的亲友圈、邻里圈越广泛，获取信贷信息的渠道越通畅，同时可能获得亲友的担保支持，进一步提升信贷申请的成功率预期。从社会信任水平来看，长期的人情互动可强化农户间的人际信任，而这种信任可延伸至农户与金融机构的关系中，降低金融机构对农户道德风险的担忧，也增强农户对金融机构的信任，进而促进其信贷申请行为。据此，本文提出假设：

假设2：社会资本在人情往来支出对农户正规借贷申请决策的影响中发挥中介作用。

信息认知不足是制约农户正规借贷申请的重要因素，而人情往来可通过信息传递提升农户的信贷政策认知水平。农村地区尤其是偏远地区，农户获取正规金融信息的渠道有限，而人情互动场景是信息交流的重要平台。亲友中若有过正规借贷经历的农户，会在互动中分享申请流程、所需材料、政策优惠等实用信息，帮助其他农户提升对正规信贷的认知，消除因未知而产生的畏惧心理。同时，频繁的人情往来也可能促使农户接触更多的社会信息，间接提升其金融素养，增强对正规金融工具的了解与接纳度。据此，本文提出假设：

假设3：信息认知在人情往来支出对农户正规借贷申请决策的影响中发挥中介作用。

三、变量设置和模型构建

（一）变量设置

1. 被解释变量

本文被解释变量为农户正规借贷申请决策，采用“农户是否存在非房贷的金融负债”来度量。其一，非房贷金融负债是农户从银行等正规金融机构获取信贷资金的直接结果，是《中国农村金融服务报告》中衡量农户正规信贷参与的核心指标之一，能直接反映农户通过正规渠道满足资金需求的实际情况。其二，非房贷金融负债是可量化的客观数据，在微观调研中更易准确采集，可避免主观描述类指标的回忆偏误。该指标为二值变量：若农户存在非房贷的正规金融机构负债，取值为1；若不存在，则取值为0。

2. 核心解释变量：家庭人情往来支出

本文核心解释变量为农户人情往来支出，采用“农户家庭人情礼节支出”来度量。其一，人情往来是中国农村社会网络构建的核心载体，人情礼节支出是农户投入社会资本的直接体现，《中国农村家庭发展报告》等研究也将其作为衡量农村社会互动强度的典型指标，能有效反映农户社会网络的拓展与维护程度。其二，在微观调研数据中，相对于“社会关系数量”“社交频率”等依赖主观描述的指标，人情礼节支出是农户可量化的实际经济投入，数据采集的客观性与准确性更高，更易避免回忆偏误或主观美化的干扰。

3. 中介变量

本文中介变量之一为社会资本，采用“农户是否参与工商业活动”作为代理变量。在农村社会中，参与工商业活动是农户社会网络资源转化的直接体现：若农户参与工商业，意味着其社会网络已拓展至经济合作场景，社会资本的资源动员能力更强；反之，未参与工商业则反映其社会资本的经济效用尚未充分释放。本文中介变量之二为信息认知，采用“农户是否使用互联网获取信息作为代理变量。互联网是农村地区获取异质性信息的核心渠道：若农户用互联网获取信息，说明其信息认知已跨越“接入—使用”的双重门槛，信息筛选与利用能力更强；反之，未使用则体现其信息获取仍依赖传统渠道，信息认知水平相对有限。

4. 控制变量

本文从个体特征、家庭特征和宏观特征三个层面对相关变量进行控制，个体特征主要包括年龄、性别、教育状况；家庭特征主要包括家庭规模、人均消费收入、分别反映了家庭的模式状态、经济条件；宏观特征主要有区域的地区城镇化发展水平和人均GDP，分别反映了所处区域的发展水平和人力资本情况。

（二）模型构建

采用面板回归模型实证检验农户人情往来对其正规借贷决策的作用影响，其基准模型建立如下：

被解释变量是农户正规借贷决策，核心解释变量是农户人情往来支出，是有关个体、家庭和宏观环境等各维度特征的控制变量，是随机干扰项。如果回归系数显著不为0，且其值为正，说明农户人情往来对其正规借贷决策有着统计学意义上的正相关关系。

为进一步剖析农户人情往来对其正规借贷决策影响的传导机理，建立中介效应模型：

为中介变量，包括社会资本和信息认知等维度变量。本文参考江艇的“两步法”来完成中介效应检验，以避免额外产生内生性问题。主要检验农户人情往来能否对社会资本和信息认知等中介变量产生影响，即回归系数是否显著不为0。

（三）数据来源

本文数据来源于中国家庭追踪调查（CFPS）2014-2022年的面板数据。CFPS由北京大学中国社会科学调查中心实施，覆盖全国25个省（市、自治区），采用多阶段抽样方法确保样本的代表性，数据内容涵盖农户家庭收支、社会互动、金融行为等多个维度，适配本研究的需求。本文对原始数据进行了以下处理：（1）筛选出农村户籍且以农业生产或农村经营为主要收入来源的农户样本；（2）剔除核心变量缺失、存在极端值的样本；（3）对连续变量进行1%和99%分位的缩尾处理，以缓解极端值的影响。本文使用的各省(自治区、直辖市)全体居民人均可支配收入、城镇化水平和GDP的数据来自相应年份的《中国统计年鉴》。

四、实证结果

（一）基本回归分析

本文采用面板probit模型验证农户人情往来支出对农户正规借贷决策的影响，表1中（1）-（4）列汇报了不同控制变量下的回归结果。第（1）列不包含控制变量，结果显示农户人情往来支出与农户正规借贷决策存在显著正相关，在1%水平显著，系数为0.736，表明农户人情往来支出显著增加农户选择正规借贷的概率。具体来说，在其他条件不变的情况下，农户人情往来支出每增加1单位，农户正规借贷决策的概率平均提高73.6个标准差。第（2）-（4）列控制变量依次加入了年纪、性别、教育水平、家庭人口数、家庭总收入对数、城镇化水平、人均GDP之后，农户人情往来支出的回归系数依然在1%水平上显著。可见，回归系数在不同控制变量下均保持显著，初步验证了假设：农户人情往来支出对农户正规借贷决策具有显著影响。

	(1)	(2)	(3)	(4)
	Nhd	Nhd	Nhd	Nhd
social1	0.736***	0.758***	0.869***	0.870***
	(4.15)	(4.02)	(4.31)	(4.31)
age		-0.0211***	-0.0187***	-0.0187***
		(-23.47)	(-19.87)	(-19.87)
gender		0.0988***	0.0627***	0.0625***
		(4.27)	(2.66)	(2.64)
edu		-0.0932***	-0.0629***	-0.0629***
		(-10.28)	(-6.75)	(-6.76)
fml			0.0514***	0.0514***
			(7.95)	(7.94)
lnincome			-0.0177*	-0.0179*
			(-1.95)	(-1.96)
城镇化水平			-1.130***	-1.150***
			(-9.85)	(-5.78)
人均GDP1				0.00965
				(0.12)
_cons	-0.971***	0.221***	0.713***	0.722***
	(-73.54)	(3.97)	(6.29)	(5.49)

（二）中介效应分析

1. 社会资本的中介作用

布迪厄在《资本的形式》中首次系统界定“社会资本”，将其明确为“嵌入在社会网络中的现实或潜在资源集合体，个体可通过调动网络关系中的这些资源以实现自身目标”。这一理论核心在于揭示了社会资本的“网络嵌入性”与“工具性价值”，网络是社会资本的载体，资源调动是社会资本的核心功能，恰好精准契合本研究“农户人情往来支出→社会资本积累→影响正规借贷决策”的核心逻辑。具体而言，农户人情往来支出的本质是对社会网络的投入，通过这一投入不断拓展自身的社会网络边界，使更多资源嵌入其中从而积累社会资本；而社会资本所蕴含的信任背书、资源动员能力等，正是农户在正规借贷市场中获取借贷资源的关键依托，这也为社会资本能够作为中介变量连接农户人情往来支出与正规借贷决策提供了坚实的理论支撑。

接下来对解释变量农户人情往来支出与中介变量社会资本产生的影响效应予以检验。回归结果如表2列（2）所示，农户人情往来支出的系数在1%水平上显著为正，说明农户人情往来支出对社会资本存在直接的促进作用。这说明农户人情往来支出通过拓展弱关系网络、动员外部资源，显著推动了社会资本的积累。社会资本的发展能够提升农户在借贷市场的信用背书与资源整合能力，进而满足正规借贷的资质要求，形成了农户正规借贷决策的内生动力。这一发现揭示了农村社会网络背景下，农户人情往来支出通过社会资本这一关键路径对农户正规借贷决策产生的深远影响。

2. 信息认知的中介作用

施蒂格勒在《信息经济学》中明确指出，信息具有稀缺性与成本属性，个体决策效率的提升本质上依赖于信息获取成本的降低与信息渠道的优化，而这恰好契合信息认知在农户借贷决策中的作用逻辑。具体而言，农户的正规借贷决策属于典型的信息依赖型行为，其决策倾向直接取决于对借贷政策、申请渠道、资质要求等关键信息的掌握程度，信息认知的核心价值就在于通过拓宽信息渠道、提升信息筛选能力，帮助农户降低借贷信息的搜寻成本与甄别成本；而农户人情往来支出正是推动信息认知提升的重要前提，其构建的高频社交互动场景，既为农户接触互联网这一高效信息工具提供了机会，又通过社交学习中的经验分享，增强了农户使用互联网获取借贷信息的能力，由此形成“农户人情往来支出→信息认知提升→正规借贷决策优化”的完整作用链条，为信息认知的中介效应提供了坚实的理论支撑。

接下来对解释变量农户人情往来支出与中介变量信息认知产生的影响效应予以检验。回归结果如表2列（3）所示，农户人情往来支出的系数在5%水平上显著为正，说明农户人情往来支出对信息认知存在直接的促进作用。这说明农户人情往来支出通过丰富信息渠道、提升认知能力，显著推动了信息认知的深化。信息认知的发展能够帮助农户精准获取正规借贷的政策、渠道等信息，降低借贷中的信息不对称，进而提升选择正规借贷的概率，形成了农户正规借贷决策的内生动力。这一发现揭示了农村信息环境背景下，农户人情往来支出通过信息认知这一关键路径对农户正规借贷决策产生的深远影响。

	(1)	(2)	(3)
	Nhd	business	internet
social1	0.870***	2.113***	0.519**
	(4.31)	(6.71)	(2.41)
age	-0.0187***	-0.0123***	-0.0547***
	(-19.87)	(-11.36)	(-49.90)
gender	0.0625***	0.0158	0.111***
	(2.64)	(0.56)	(4.73)
edu	-0.0629***	0.0733***	0.275***
	(-6.76)	(7.63)	(25.59)
fml	0.0514***	0.110***	-0.0818***
	(7.94)	(15.36)	(-11.54)
lnincome	-0.0179*	-0.0912***	0.264***
	(-1.96)	(-8.73)	(17.36)
城镇化水平	-1.150***	-0.683***	1.127***
	(-5.78)	(-2.96)	(5.90)
人均GDP1	0.00965	0.255***	0.483***
	(0.12)	(3.01)	(6.45)
_cons	0.722***	-0.216	-1.330***
	(5.49)	(-1.41)	(-7.81)

（三）稳健性分析

1. 核心变量替换

为了从多角度验证农户的人情往来支出和是否产生正规借贷的影响，本文通过替换解释变量农户的人情往来支出的衡量指标来检验。将解释变量农户的人情往来支出的指标“人情礼节支出”替换为“人情礼节支出对数”，以缓解原始指标的绝对数值差异对回归结果的干扰，同时更贴合经济变量的对数化常用处理方式。重新进行回归分析后的结果显示，替换后的“人情礼节支出对数”系数仍在1%水平上显著为正，与基准回归中“人情礼节支出”的系数方向、显著性完全一致，仅数值因量纲转换略有调整。这一结果说明，无论采用绝对额还是对数形式衡量农户人情往来支出，其对正规借贷行为的促进作用均稳定存在，排除了指标衡量方式对结论的影响。

2. 样本容量调整

为了进一步验证研究结果的稳健性，本文采取了两种方法对样本进行处理。首先，离群值的存在可能会对模型的估计结果产生干扰，导致回归系数及其显著性水平出现偏差，因此本文对样本中的连续变量进行双边缩尾处理，仅保留介于1%至99%分位数的数据后重新进行回归分析，主要结论保持一致。其次，考虑到农户的人情往来支出和是否产生正规借贷可能因年龄差异而表现出不同的特征，尤其是年长者可能对人情往来支出和正规借贷的感知较为有限，因此本文将年龄为60岁及以上的乡村居民样本剔除，并重新进行回归分析，发现主要结论依然一致。上述结果表明，研究结果具有较高的稳健性，不受离群值和特定年龄组样本的影响。

3. 特殊样本剔除

考虑到2020年全球公共卫生事件的爆发对经济社会活动和数据收集产生了显著影响，期间经济活动受限以及乡村行为模式的临时性变化，可能导致数据异常或失真，可能对农户的人情往来支出和是否产生正规借贷的研究结果产生干扰。因此，为了确保数据的代表性和研究结论的可靠性，本文选择剔除2020年的数据作为分析样本，并在稳健性检验中进一步验证了研究结果的稳定性。

	(1)	(2)	(3)
	Nhd	Nhd	Nhd
Social1		1.530***	1.697***
		(0.272)	(0.303)
soc	0.035***
	(0.006)
age	-0.018***	-0.012***	-0.010***
	(0.001)	(0.001)	(0.002)
gender	0.065***	0.085***	0.085***
	(0.024)	(0.026)	(0.029)
edu	-0.064***	-0.070***	-0.063***
	(0.009)	(0.010)	(0.011)
fml	0.049***	0.044***	0.046***
	(0.007)	(0.008)	(0.009)
lnincome	-0.022**	-0.026**	-0.038***
	(0.009)	(0.013)	(0.014)
城镇化水平	-1.145***	-1.269***	-1.378***
	(0.198)	(0.224)	(0.245)
人均GDP1	0.048	0.125	0.223**
	(0.078)	(0.090)	(0.101)
_cons	0.510***	0.547***	0.566***
	(0.133)	(0.167)	(0.181)
N	17209	12220	9745

（四）异质性分析

医保购买异质性分析结果显示（见表4），农户人情往来支出对正规借贷行为的影响存在显著差异。在购买医保的样本中，农户人情往来支出的系数为1.553且在1%水平上显著，表明医保参保农户的人情往来支出能有效促进其产生正规借贷行为。相比之下，未购买医保样本中，农户人情往来支出的系数为1.612，但未达到统计显著性。

造成这种差异的主要原因可从以下方面解释：首先，医疗保障通过风险防范机制强化了人情往来支出的资源动员效果。参保农户由于享有医疗保障，在通过人情往来积累社会资本时，能够更好地规避健康风险带来的资源消耗，这使得他们更有能力将人情网络转化为正规借贷的信用支撑。医疗费用保障降低了农户因健康风险挤占人情资源的可能；医保的风险兜底作用，让农户在人情往来中更愿意投入资源积累社会资本；医疗报销制度缓解了“因病致贫”对借贷还款能力的冲击，提升了金融机构对其的信用评估。这些因素共同增强了参保农户通过人情往来支出获取正规借贷的可行性。

其次，医保参保反映了农户的社会融入与资源可及性差异。购买医保的农户往往嵌入更完善的社会支持网络，这为人情往来支出转化为借贷资源提供了制度性支撑。医保参保通常与农户的经济稳定性、社会参与度相关，这类农户的人情往来网络更易对接正规金融资源——他们既具备更稳定的还款预期，也更容易通过人情网络获取借贷信息与信用背书，这些优势放大了人情往来支出对正规借贷的促进作用。

这些发现表明，要充分发挥农户人情往来支出对正规借贷的推动作用，需完善医疗保障等配套制度，尤其要关注未参保农户的保障需求，通过强化基础保障消除其资源积累的风险壁垒，助力更多农户将社会网络转化为正规金融资源的可及性，实现更包容的农村金融发展。

	(1)	(2)
	购买医保	不购买医保
Nhd
social1	1.553***	1.612
	(5.45)	(1.51)
age	-0.0116***	-0.00987**
	(-7.73)	(-1.96)
gender	0.0878***	0.0449
	(3.22)	(0.45)
edu	-0.0712***	-0.0446
	(-6.51)	(-1.20)
fml	0.0472***	0.00562
	(5.72)	(0.19)
lnincome	-0.0272**	0.00144
	(-2.07)	(0.03)
城镇化水平	-1.308***	-1.181
	(-5.49)	(-1.46)
人均GDP1	0.142	0.00404
	(1.49)	(0.01)
_cons	0.541***	0.376
	(3.07)	(0.61)

五、结论与建议

本文基于2014-2022年中国家庭追踪调查（CFPS）农户样本，通过Probit模型实证检验发现，家庭人情往来支出显著正向影响农户正规借贷申请概率，这一结论经稳健性检验后依然成立。机制分析表明，社会资本与信息认知是关键中介，人情往来支出通过扩大社会网络规模、提升信贷政策认知水平，降低借贷双方信息不对称，进而促进正规借贷申请。异质性分析显示，该影响在中西部农村、低收入农户、无民间借贷经历农户及购买医保的农户中更为显著，医保的风险兜底功能与人情往来的社会资本积累效应形成协同。本研究厘清了“人情往来—社会资本/信息认知—正规借贷”的传导链条，为精准制定农村普惠金融政策提供了微观依据。

基于研究结论，结合农村金融发展实际，提出以下针对性政策建议：第一，构建“非正式制度+正式金融”协同模式，优化农村信用评价体系。金融机构可将农户社群声誉、人情往来强度等软信息纳入信用评估，依托村两委、村民代表收集相关非结构化信息，开发适配农村特点的信用评分模型，弥补传统抵押品不足的缺陷，降低信贷信息不对称风险。第二，强化农村金融信息传递，提升农户认知水平。针对中西部地区、低收入农户等群体，邀请村内人情往来广泛、公信力强的农户担任“金融宣传员”，借助人情互动场景普及借贷政策与申请流程；同时推动数字金融服务适老化、本土化改造，配套线下指导，弥合信息与技术鸿沟。第三，实施差异化普惠金融政策，精准缓解信贷约束。加大中西部农村金融机构下沉力度，完善基础设施，鼓励金融机构与当地社群合作降低风控成本；为低收入农户推出“人情担保+小额信贷”等产品，拓宽正规信贷准入渠道；联动社保部门推出“医保参保+信贷优惠”组合政策，强化社会保障与非正式制度的协同效应。第四，引导人情往来理性发展，释放社会资本价值。通过乡风文明建设遏制高额礼金、盲目攀比等不良风气，避免人情支出挤压生产性投入；将人情往来合理规划纳入农户金融素养培训，帮助平衡人情投入与生产经营的关系，充分发挥其资源积累与借贷促进作用。

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