對於傳統農村的高利貸，文獻中有不同的解釋。其中，“壟斷剝削”說認為高利貸是對窮人的壟斷放貸所致，造成了貧困陷阱和兩極分化。但也有文獻認為高利貸是因為與借貸契約執行有關的制度失效、普遍的貧窮等因素所致。
基於卜凱農村調查提供的20世紀30年代的縣級數據，本文對不同的假說進行了檢驗。對於制度的效率，本文用租佃率（或自耕農比例）來衡量，因為租佃合約的執行同樣需要以契約執行方面的制度為基礎。結果表明，“壟斷剝削”說不具有顯著的解釋能力，制度的效率、收入水平等對農村借貸利率的高低卻有顯著的影響。這時，高利貸並不是貧困的原因，相反，貧困以及市場制度方面的缺陷加劇了高利貸。
隨著對貧困人口關注的增加，民間借貸或非正規金融也得到越來越多的關注。尤其是在國際組織的扶貧努力中，發展非正規金融成為一個重要的方面。儘管它的利率往往高出正規金融甚多，卻被逐漸證明具有其合理性。但在大多數關於傳統中國農村的研究看來，各種非正規金融因其高利貸特徵而被視為對農民的剝削，它不僅無助於減少貧困，反而加劇兩極分化，造成貧困陷阱，甚而導致農村破產的慘況。這一認識在20世紀30年代的農村借貸研究中得以系統化，及至今日，仍然是對民間金融採取抑制政策的一個重要出發點。
那麼，為什麼對待“高利貸”會有兩種截然不同的態度？是否僅僅因為新古典經濟學的理論偏見，所以當今的不少研究理所當然地將借貸視為扶貧工具？還是因為傳統中國的社會性質特殊，所以民間借貸的功能也不一樣？下面首先對各種觀點或假說的源流略為梳理，其次，本文試圖將它們置於可檢驗的框架，並運用20世紀30年代的縣級農村調查數據來檢驗各種假說的解釋力，由此澄清民間借貸與貧困陷阱間的關係。此外，20世紀的經典討論中往往以地權制度為基礎論證高利貸剝削，這一假說也在本文的檢驗之列。它不僅關係到對高利貸成因的探討，也將有助於我們理解傳統農村的地權制度，而後者無疑又是理解傳統農村社會經濟形態的一大關鍵。
一、理論討論
本文不如從一個標準的Ramsey模型出發，來考慮個體的借貸決策問題：
（1）
其中，c、k分別為消費和投資；d為借貸額，為正代表借款，為負代表放款；R為利率；τ (d) 為借貸交易成本，按一般情形可設為固定成本；ε為隨機擾動，不妨設它存在一些獨立的來源，且其一是償債風險，所以它的方差（令為Ω）與同期的d存在相關性。上述問題可以由標準方法求解。對於完全競爭市場，假設值函數形如V(k, d)，並將其精確到泰勒展開的二階項，則可得到與常見形式接近的實際利率表達式：
（2）
式中僅有字母下標的代表本期偏導，含-1（+1）代表上期（下期）偏導。該式提供了利率的兩種等價表達，它們的第一、二項均分別代表無風險回報率與風險溢價，這與通常的利率表達式無異。當然，這裡的風險既可能是金融市場文獻中所關心的投資失敗等技術性風險，更可能是借貸契約執行困難、抵押品產權歸屬存在爭議等引起的制度性風險。後者對於民間借貸——尤其是傳統社會的民間借貸，具有更加重要的意義。第三項是由固定交易成本引起的，λ為借貸參與約束的拉格朗日乘子。
接下來考慮市場結構的影響。式（2）的三個部分均是由效用和成本因素構成的，與市場結構無關，不妨合併用μ表示，稱為補償利率。它表明的是每個個體願意接受的利率，在此基礎上將通過市場均衡條
件形成市場利率。完全競爭情形下采取的市場均衡條件是，單
個個體對它的影響可以忽略不計。但非完全競爭時，個體將考慮自身選擇對市場均衡以及均衡利率的影響。一般地，對於任一個體，均衡條件形如式（3），且進入其約束條件：
（3）
這樣，利率表達式也將比式（2）添加一項，如式（4）所示：
（4）
式（4）中的Rd系由式（3）反函數所得，代表在其他個體需求或供給函數給定的條件下，個體i的決策對均衡利率的影響。 又將式（4）代入市場均衡條件式（3），易得
（5）
式（5）意味著，均衡利率可以視為個體補償利率的加權平均，而對市場均衡影響力越弱或者說市場勢力越弱的個體，所佔權數越大。極端地，假設借債人完全沒有市場勢力，而放債人卻有一定的市場勢力，那麼，借債人就不得不以和補償利率相當的水平借債，他從交易中獲得的改進將極其微弱，剩餘主要由放債人囊獲。
那麼，如何衡量市場勢力呢？由式（3）可見，它取決於個體的供求函數。理論上，通過式（3）、式（4）聯立，解微分方程組，就可以得到個體供求函數的解析形式，並解出均衡價格和供求。儘管一般的解析形式並不容易得到，但若設，可得
且有
從中可見，某一個體的補償利率曲線較陡，將會加強他人的市場勢力，反過來使自身在均衡利率中的權數越大。而且，這類個體數目的添加也將起到類似的效果。當然，如果所有個體的市場勢力相當，個體數目又足夠多，那每一個體的市場勢力都將趨於零，也就退化為完全競爭市場。
這時，我們可以來考慮貧富分化或基尼係數提高的可能影響。倘若維生借貸論中的壟斷假設成立，在效用函數和生產函數為凹的假設下，貧富分化首先會增加需要借款的窮人數目，其次會在富人的補償利率曲線變平的同時讓窮人的曲線變陡，這兩方面都會增加原有富人的市場勢力。同時，借款人越窮，補償利率也越高。總之，貧富分化既意味著μi增加，也意味著μi較高的窮人其θi增加或富人的壟斷勢力提高，二者將交織在一起共同抬高利率水平，而不僅僅是以線性方式作用於利率。不過，如果市場上以受交易成本影響較大的小額借貸為主的話，貧富分化又可能帶來規模效應。這時，每個借款人的借款需求可能會增加，每個放款人則面對更多的借款人，兩者都能起到擴大規模、降低利率的作用。儘管文獻中通常強調的是抬高利率的方面，但後一影響亦不可忽視。
此外，為了完整檢驗維生借貸的“壟斷-剝削”假說，還需考慮放債人的超經濟手段如何影響上述模型。一般意義上的超經濟手段太寬泛，很難完全刻畫，但我們可以僅就農村借貸中的超經濟手段而論。在文獻中基本形成共識的是，借貸本身是自由的，超經濟手段主要體現在償還階段。比較常見的如放債人在度量衡和貨幣成色上採用比出借時更苛刻的標準、在不能如約償還時通過暴力等手段強制執行。對於前者，由於這些標準實際上都是人所能詳的規例，事前即可預期，已經反映在完整的利率中，所以對模型並無實質影響。至於超經濟的強制執行，既可能使高利貸得以突破常規的償還能力約束，也可能因減少放款人的風險而降低其補償利率，並由此拉低均衡利率。但在“壟斷-剝削”假說下，後一效應應該較弱，因為利率水平主要取決於借款方的補償利率。
在討論超經濟手段時，現有文獻的一大缺陷是忽視了它所受的經濟約束。在將中國的傳統經濟界定為封建經濟的同時，擁有封建土地所有權的地主即被劃為統治階級，農民和地主間的經濟往來因此只能是被統治階級剝削的一種表現。但是，即便接受封建經濟的界定，也如Epstein（2000，第49頁）在對西歐封建經濟的討論中所指出的那樣，僅僅用勞動關係和土地所有制來定義封建模式而忽視市場結構，將會使得這個概念失去分析價值，因為它對封建經濟為何形成、如何變遷都無法提出解釋。一旦考慮到市場結構帶來的經濟約束，那麼，在競爭越充分的市場裡，使用超經濟手段的成本會越高，收益會越低。如前所述，當貧富分化比較嚴重時，借貸市場的壟斷性可能越強，具有壟斷勢力的地主從而會有更大空間來使用超經濟手段。事實上，封建論者關於中國農戶的分類不得不放棄地主與佃農的兩分法，而是“基於富力而同時參照僱傭關係”，改用地主、富農、中農、貧農、僱農的劃分，實際上已經承認了這點（孫冶方，1983，第52—74頁）。所以，所謂的封建關係很可能只是在貧富分化已經很嚴重時對高利貸有一個附加的貢獻。
根據上述討論，可以設置如下回歸方程來檢驗“壟斷-剝削”假說：
（6）
其中，X為控制變量，包括收入、借貸規模、影響契約執行的制度環境等影響補償利率的常規因素；gini為基尼係數，是對貧富分化的衡量。如前所述，在控制了借貸規模的條件下，它的作用主要體現在提高借款窮人的補償利率和增強放款富人的市場勢力上，所以應該會對利率有正向影響。需要注意的是，由於貧富分化對補償利率的邊際影響不太可能是遞減的，它與市場勢力形如式（5）的交織將導致正的平方項。這時，倘若α2不顯著，那麼，或是壟斷勢力不顯著，或是雙方從規模效應中的收益抵消了壟斷的影響。無論如何，這都意味著高利貸與貧富分化的正反饋或惡性循環被打破，高利貸也就不再是貧困陷阱的“罪魁禍首”。考慮到在市場勢力之外，“剝削階級”還可能運用超經濟手段，為了對此進行檢驗，迴歸式中用class代表向“剝削階級”借款的比重，引入了放款人的階級成分。由於超經濟手段的運用受制於經濟條件，故同時引入gini和class的交叉項。最後一項為隨機擾動，諸如偏好差異、對均衡的偏離等因素都可以歸入其中。
維生借貸論強調的另一點是具有維生性質的消費借貸其利率高於生產借貸，從而與Scott（1976）的道義經濟論或Braverman和Stiglitz（1982）的關聯合約論相對立，也與式（2）相悖。後者表明，借款最終是用於消費還是生產並不重要，因為消費支出和生產投資都在同一個預算約束裡，借款人的最優選擇是使得不同用途的邊際回報相等。事實上，如後文的數據所示，一定地區內消費借貸與生產借貸的利率所差的確甚微，只是消費借貸比例高的地區其利率總體水平傾向於較高。維生借貸論看來誤讀了這一經驗證據，那麼，如何解釋消費借貸比例與地區間利率差異的關係呢？卜凱（1941，第660—662頁）的解釋是消費借貸償還風險更高，這似乎不夠確切，也難以解釋給定地區內消費借貸與生產借貸在利率上的接近。為了清晰化他的思路，不妨假設借款人面臨和契約執行掛鉤的借貸可獲性約束，具體為
也即，借款人在償還舊債時並不能馬上獲得新債，所以他至多隻能用生產收入扣除最低消費的餘額來還債。由於這意味著他的信用受損，因此，他接著能借的新債額度隨之減少。這時，其利率表達式則由式（2）變為
（7）
其中，φ為新債受限的拉格朗日乘子；為舊債清償的概率。先看第二種表達，當失信對信用額度的影響不夠大或未來借債需求不大時，借款人願意負擔的利率會高於式（2），因為它未必需要足額償還。如果貸款人並不能確定借款對象受可獲性影響，那麼，他的利率表達式仍形如式（2），但代表風險的Ωd將增加，從而，他願意接受的利率也會增加。顯然，借貸可獲性約束對資產少者更容易發揮影響，正如卜凱所論，他的償還風險也更高，這抬高了利率。此時，對於第一種表達則意味著，借款人意願的投資報酬率要高於式（2），換言之，他可能更不願意進行生產投資，因為增加投資的回報很可能只是用來還債了，倘若失信的危害不夠大，還不如當期就消費掉。除非追加的投資能帶來生產率的較大提高，情況將可改觀，可是此類投資一般規模較大，在新債額度的限制下又難以實現。最終，現實可能呈現很悲慘的情形，失信的負債人不得不以維持最低消費這樣的人道主義同情來借債苟活。上述情形越嚴重，消費借貸的比例就越高，同時，總體利率水平也越高。即便如此，與其說是消費借貸，不如說是市場不完備（契約執行效率較低及借貸可獲性約束較強）與貧窮（資產匱乏）導致了高利貸。
於是，上述討論意味著：契約執行及借貸可獲性等制度問題越嚴重以及越貧窮的地區，利率將越高，而且，在制度越無效的地區，利率和消費借貸的比例間的正向關係越強；在一定地區或樣本內，借貸約束越強及越貧窮的個體，僅以高利率進行消費借貸的傾向越強，這些個體的問題越嚴重，越可能拉大消費借貸與生產借貸的平均利率差。由於各地通常會形成一定的利率慣例，相當於式（5）所示的市場均衡利率，起到削弱個體間價格歧視的作用，後一種效應從而較弱，但我們仍可以地區間的關係為主來檢驗制度及收入水平的作用。
二、數據與變量
關於民國時期農村借貸的調查材料頗多，可以參見陶誠（1990）、彭凱翔等（2008）的介紹和評論。其中大多數偏重典型調查，不太適用於對不同假說的計量檢驗，相比之下，應數南京政府實業部中央農業實驗所和卜凱主持的金陵大學農業經濟系的調查較為系統、全面。前者由分佈在各省的六千名義務農情報告員通訊調查，再進行統計彙編，其分省統計數據發表在《農情報告》系列中，下文簡稱中農數據（實業部中央農業實驗所，1936）。以1934年為例，當年的農村金融調查共涵蓋了22省871縣（實業部中央農業實驗所，1934）。後者由卜凱在1929—1933年主持，請金陵大學農業經濟系畢業生指導、培訓地方人士，按照設計好的方案，以抽樣調查方法為主進行（卜凱，1937）。它覆蓋了22省168縣的16 786個農場，其分縣統計數據結集出版於《中國土地利用資料》，下文簡稱卜凱數據。就覆蓋面言，以實業部中央農業實驗所的為廣，但從調查的規範性、指標的系統性、發表的詳細程度來衡量，或以卜凱數據為佳。不過，錢俊瑞（1934）、梁方仲（1947）等也曾對卜凱的調查和研究提出過批評，除去理論立場的差異，選取縣數與戶數未必合理或典型、調查員家境相對較好導致樣本會有選擇性、平均數計算方法不合理等批評是關於調查數據本身的。為了考察這些問題是否嚴重，圖1比較了中農數據與卜凱數據的利率。邊遠地區的甘肅、綏遠和寧夏因採樣少且省內差別大，所以有些異常，除此之外，兩個獨立的調查結果是高度一致的，並不太支持對抽樣的質疑。況且，本文的旨趣在於檢驗變量間的關係，而非作統計描述，地區覆蓋上的不平衡並不是關鍵所在。所以，下文將主要採用卜凱數據。
圖1 中農數據和卜凱數據的年利率比較
具體的變量選取可以依據式（6）。首先是利率。卜凱數據分別提供了消費（非生產）、生產和總計利率三項（迴歸中分別縮寫為rc、rp、r），總計利率為前二者的平均。如圖2所示，雖然存在個別縣的消費借貸利率遠高於生產借貸，但總體上，二者並不像當時的文獻所描述的那樣懸殊，而且，它們在地區間的變化趨勢是極其一致的，地區間的利率差異總體上又遠遠大於地區內消費借貸和生產借貸的利率差異。所以，如上一部分所討論的，本文的重點將放在利率的地區差異，主要的被解釋變量則為總計或平均利率，同時引入生產借貸的比例（prodp）來控制消費借貸和生產借貸的利率差異。
圖2 消費借貸和生產借貸的利率比較
在制度方面，我們選擇各縣的自耕農平均比例（ownerp）作為代理變量。對於經典的維生借貸論，自耕農的比例越高，意味著作為“剝削階級”的高利貸放款人具備的勢力越弱。然而，如Ramseyer（2012）等所論，租佃製作為一種更復雜的合約，它的發達可能反映了當地在產權界定、契約執行等方面的制度更加完善，從而有助於改進借貸市場的效率和農戶的借貸可獲性。所以，在當時的社會經濟背景下，自耕農比例又可能是制度有效性的反向指標。通過檢驗自耕農比例與利率間的關係，我們能對兩種假說予以區分。如果二者負相關，自耕農比例的作用主要反映了階級勢力的影響，反之則體現了契約執行等制度的重要性。需要注意的是，自耕農比例低或佃農比例高的地區借貸利率較低，也可能是因為後者有更多的樣本來自主佃之間的借貸，而互聯合約可能導致這種借貸的利率較低，並拉低平均利率。為區分地區層面的制度與個體層面的互聯合約的影響，我們利用每個省各縣的自耕農平均比例，計算了它的省級平均（ownerpm）。由於契約等基本制度在各省內應當較為相似，且每個縣的樣本數量又並不太多，ownerpm將能比ownerp更有效地衡量制度的形態，ownerp則較易受採樣的影響而波動，使得縣級平均利率中過多或過少地納入了涉及互聯合約的樣本。因此，可以用ownerpm與ownerp-ownerpm分別去捕捉制度與互聯合約的影響。
我們還控制了人均收入、借貸規模、市場化等方面的變量。卜凱（1941）討論了普遍的貧窮，但他的數據並未包含關於農民人均收入的信息，而是提供了人均穀物產量（GrainPC）作為農民人均毛收入的近似。另一變量是日工資（wage），它能反映無產者的影子收入，與借貸需求和償還能力均有密切關係。此外，戶均田場面積（land）也和生活水平有一定關係。因為在其他條件相同的情況下，較少的平均耕地，意味著更高的人口密度與城市化水平，從而意味著更高的生活水平。數據亦表明，同一個地區，所採樣本距市場的距離越遠，平均農場面積也越大。 因此，可在迴歸中將它們同時引入，以控制收入的影響。
至於借貸規模，卜凱（1937）並未提供每筆借貸的平均規模，但報告了借債農戶年均用於消費與生產的借貸金額及其直接相加得到的合計額（amount）。 由於並不是所有借債的農戶都同時發生消費與生產借貸，這一合計額並不準確，不過，它與分類借貸額高度相關，不至於帶來嚴重扭曲，故仍以其作為衡量規模的指標。與彭凱翔等（2008）不同的是，由於它們統計的都是借入方的年規模，故其規模效應不是來自於每筆借貸的交易成本，而是來自於信息收集、抵押品產權界定、契約執行等針對債務人的戶別活動。此外，各地在市場化及貨幣化方面亦存在差別。它們的發達程度對資金調劑、信息溝通、觀念和制度創新等均有影響，從而也會影響到利率。我們用各地農產貿易中是否通水運（waterage）以及貨幣地租的比例（mrent）來捕捉這些方面的影響。
此外，在待檢驗的假說下，上述變量中有的存在內生性問題。例如，自耕農比例在維生借貸假說下就是內生的，因為高利貸是土地兼併的重要工具。對它可以選擇降雨量（rainm）作為工具變量。原因是，根據中國的地理條件，降雨豐富的地區大致上較宜於精耕細作，事實上也使得租佃更為流行，所以降雨量會是較好的工具變量。但是降雨量年度之間可能有較大波動，而民國年間的數據不是很系統，所以本文代以1971—2000年的月均降雨量。如果高利貸對土地兼併有作用的話，基尼係數顯然也是內生的。同時，基尼係數還受田場生產率的規模效應影響，規模效應越強，土地兼併越有利。利用不同面積田場的單產數據，我們可以計算畝產量的組別方差（VarYield），作為生產率規模效應的指標。由於它主要是受地理條件、生產工具、作物品種等技術約束影響，外生性較強，故而可以充當基尼係數的工具變量。類似地，農區類型（area）等會有一定影響，亦可納入工具變量中。卜凱調查將農區分為春麥區、冬產小米區、冬麥高粱區、揚子水稻小麥區、水稻茶區、四川水稻區、水稻兩獲區、西南水稻區共八大區，據此設定虛擬變量。此外，非個人借貸比例（finst）與金融市場發育程度有關，而利率的高低可能制約金融市場發育。所以，該指標也可能具有內生性。本文選擇《農情報告》的每縣報告數（creport）作為它的工具變量。其理由是，調查員越多的地區，報告數越多，而調查員的多少又與該地與中央政府的關係是否密切有關，當時銀行等正規金融機構的設立恰是在政府主導下進行的。正因此，每縣報告數（creport）不僅有較強外生性，而且與非個人借貸比例（finst）有一定相關性——相關係數達到0.59。
表1報告了對以上變量的描述統計。
表1 變量的描述統計
三、結 論
雖然20世紀30年代初的調查數據顯示當時各省的民間借貸利率水平普遍較高，大多數地區都在年20%—30%以上，但本文表明，直接將之訴諸“壟斷-剝削”的維生借貸論並不能得到數據的支持。事實上，如卜凱數據所顯示的，貸款人的平均放貸額只是借款人平均借款額的2—3倍，很難想象在這種情況下，貸款人會具有非常強大的壟斷勢力。與此同時，契約執行等基本制度的效率以及收入水平卻對利率的地區差異有顯著的解釋能力。這時，即使是高利率的借貸也不足以擴大借貸雙方的分化，從而造成不可逆轉的貧困陷阱，相反，貧困本身是加劇高利貸的重要原因。
本文還發現，租佃制度也不構成“壟斷-剝削”的來源。自耕農比例與利率的正相關、自耕農比例較高時消費借貸與生產借貸的利率差較大，這些都表明，較高的佃農比例或較發達的租佃制度對應著契約執行、產權界定等方面更有效的制度，而且它們對改進農村借貸中的可獲性問題以及緩解高利貸都有顯著作用。這一方面印證了近來的研究中從市場而非剝削的角度對傳統中國的地權交易所作的反思；另一方面也意味著仍有一部分地區在契約執行等制度上存在缺陷，不僅租佃等地權交易受限，還導致一些農戶面臨較嚴重的借貸可獲性約束。這些農戶無法通過借貸來改進生產、擺脫貧困，只是通過借貸來餬口。所以，本文雖然否證了高利貸是造成貧困陷阱的原因，但並不否認貧困陷阱本身在部分農戶中的存在。
此外，如果“壟斷-剝削”的維生借貸論不成立，那如何理解當時觀察者眼中不斷惡化的貧富分化與階級剝削呢？與維生借貸論者對消費借貸和生產借貸之利率差的誤解類似，這同樣有資料解讀的問題。不妨來看1952年湖北省委調查整理的一組數據（中共湖北省委農村工作委員會，1952）。它將湖北的20個鄉分為土地集中區、一般集中區、土地分散區三組，將農戶分為地主、富農、中農、貧僱農等類。根據每類農戶佔有的土地面積和戶數資料，可以粗略估算出1937年前土地集中區的土地基尼係數為0.65，一般區和分散區略低，分別為0.62與0.59，到1949年前夕則分別下降到0.6、0.54、0.55。然而，在中南局的總結裡，卻僅由中農比例有所下降推出1937—1949年前夕的十來年裡是剝削嚴重、土地兼併和貧富分化加劇的時期！當然，上述基尼係數已高達0.6左右，它不再上升是否可能因其已經達到極限，沒有多少惡化的餘地了呢？事實恐非如此。因為它只是對土地佔有情況而言的，收入的基尼係數並沒有這麼高。根據該資料匡算，無論1937年前還是1949年前夕，這些地區勞動力的基尼係數只有0.1左右，耕具和農畜則為0.2—0.3，若按影子價格將各種要素的收入彙總為年收入，可得出其基尼係數為0.4左右，恰好在所謂的警戒線水平上。這是一個突出的例子——它表明，由於分析工具以及立場、理論等原因，當時的觀察往往會和基於相同資料的現代分析發生較大差距。結合本文的研究，我們更可以看到，直接基於當時的結論來理解傳統中國或從中做出某些推斷是容易發生扭曲的。這也充分反映了利用新的理論和方法，重新解讀過去的經典材料的重要性。
本文摘編自陳志武 、彭凱翔、袁為鵬所作《高利貸與貧困陷阱：孰因孰果——反思民國時期農村借貸的利率問題》一文，內容有刪減。
量化歷史研究（第三四合輯）
陳志武，龍登高，馬德斌 主編
ISBN 978-7-03-056237-1
《量化歷史研究》（第三四合輯）是量化歷史研究的專業性輯刊。本輯收入專題論文8篇，內容涉及民國農村借貸的利率問題，傳統中國激勵制度和信息制度以及大分流的緣由研究，李約瑟之謎與東西方分途，中東世界為何衰落，全球不平等的過去和未來，打開金融穩定的鑰匙，新歷史計量與歷史自然實驗，群體、地理與中國歷史等。這些論文從不同角度反映了中國量化歷史研究的最新成果，論述規範，頗具學術價值。
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