非正规金融、社会资本与主观幸福感——基于CFPS数据的研究

蒋 蔚(福建农林大学 经济学院，福建 福州 350002)

尽管已有研究对幸福有着不同的表达，但大多以个体对生活质量根据自定标准进行整体评价而得到的主观幸福感(subjective well-being)来衡量幸福。主观幸福感已经成为被广泛用于衡量居民效用或福利水平的评价指标。随着经济发展到一定阶段，许多国家和地区都出现了收入继续增长却没有给居民带来更强幸福感的现象，即Easterlin悖论，许多研究认为中国也出现了这一现象。为了解释Easterlin悖论，人们开展了许多针对主观幸福感源泉的研究，也逐渐认识到在收入之外还存在多样化的主观幸福感影响因素。

物质生活水平的提高是居民主观幸福感的重要基础，而现代经济社会中的物质生活水平往往与人们参与的金融活动有着千丝万缕的联系。正规金融中由于信息不对称所带来的逆向选择、道德风险等问题的存在，使得信贷市场无法出清和缺乏效率，而非正规金融可以在一定程度上解决逆向选择和道德风险问题，并且在灵活性方面更具优势[1]。即使在实行了金融自由化的国家和地区，非正规金融仍占有一席之地，金融抑制因素的消除并不会抹去非正规金融的存在空间[2]。因此，非正规金融作为正规金融的重要补充，对于缓解居民面临的信贷约束和改善物质生活水平具有重要意义，而非正规金融如何作用于居民的主观幸福感，其作用是否能够有效得到发挥就成为了值得关注的问题。同时，社会资本也会对生产效率和福利水平产生很大的影响，尤其是在中国这样一个传统关系型社会的经济活动中，社会资本更是起到了重要作用[3]。社会资本能够缓解信息不对称、减少交易成本，而且对金融活动尤其是非正规金融活动的开展有着积极意义[4]。社会资本及其带来的资源是否能够作用于居民主观幸福感，是合理评判其福利效应的重要方面，研究社会资本与非正规金融、幸福感之间的关系也是具有重要意义的。

一 文献回顾与理论分析

(一)非正规金融

关于非正规金融的界定并不统一，世界银行给出的定义是在中央银行监管和控制之外的金融活动[5]，亚洲发展银行则将之描述为不受资本金、储备金、流动性、存贷款利率限制、强制性信贷目标及审计报告等政府及货币当局要求约束的金融部门及其活动[6]。现实中，人们也常常使用诸如民间金融、替代性金融、地下金融等近似词汇来描述正规金融以外的多种金融活动形式。尽管存在多种涵盖内容、定义标准不完全一致的表述，但它们一般都认为非正规金融的概念是与正规金融对应的，是指银行、保险、股票、债券市场等正规金融活动以外的多种形式的融资活动，具体包括亲戚朋友或熟人间的个人自由借贷、私人信贷合作组织、典当行、私人钱庄、商业信用等多种形式，并且广泛地存在于人们的生活中。

随着非正规金融日益引起人们的重视，一些研究开始关注经济实践中非正规金融为何大量存在，Fry及林毅夫等就认为非正规金融的产生与发展是源于金融抑制下的制度安排缺陷和政策扭曲[2,7]。许多研究进一步针对非正规金融的运作机制和经济效应等问题展开，并取得大量研究成果。虽然非正规金融形式丰富，相关研究也各有特色，但这些非正规金融相关研究存在一些普遍共识，即非正规金融主要依靠社会关系网络和声誉机制来对参与者施加约束，其作用甚至比法律制度更加重要，并且非正规金融往往处于政府和货币当局的有效监管之外[8]。

(二)非正规金融与主观幸福感

已有研究大多是从非正规借入的角度来考察非正规金融与主观幸福感的关系，通常认为非正规金融作为正规金融的辅助和补充，是影响居民心理满足感和幸福程度的重要因素。根据已有研究，非正规借入对主观幸福感的作用机制可以从消费、健康和创业三个方面来理解。

首先，从消费来看，非正规借入是家庭负债的构成部分，针对家庭负债与主观幸福感关系进行研究的文献普遍认为，家庭负债如果改变了消费水平，由此带来的经济生活满足程度及效用的变化就会进一步影响家庭成员的主观幸福感。韩立岩认为总体上来看家庭负债能在一定程度上推动人们的消费，有利于主观幸福感的提升[9]。当然，也有研究持更加谨慎的态度，刘雯的研究就认为信贷约束的降低有可能提高居民的当前消费倾向，但如果居民选择财富积累或未来消费，则会降低当前消费倾向，因而无法提高当下的幸福感[10]。Besley等的研究表明，短期内收入拮据的家庭往往需要通过亲友间借贷等非正规金融活动来以满足家庭消费支出[11]，卢娟等认为非正规借入的平滑消费水平功能会对居民主观幸福感产生促进作用[12]。

其次，从健康来看，非正规借入对主观幸福感的影响也可以从家庭负债导致人们身心健康情况变化来研究。负债所带来的还款压力既会影响人们的心理健康[13]，也会挤占在诸如药品、食品方面的支出而影响身体健康[14]，邓大松等发现这种身心健康与主观幸福感之间存在正向联系[15]。陈屹立的研究认为非正规借贷由于精神压力、利率水平乃至人情负担往往都高于正规借贷，实际上会对主观幸福感产生负面影响[16]。

此外，提供创业资金、促进居民家庭创业也是非正规金融影响主观幸福感的重要途径。李祎雯等认为非正规金融对家庭创业能够产生积极影响，进而通过创业活动对幸福感产生影响[17]。马良等则基于创业活动给创业者所带来的财富、自主权、社会地位等来判断，认为创业能够提升创业者的主观幸福感[18]。

以上从消费和健康两个方面所解释的非正规借入对幸福感影响机制都是从非正规借入所具有的负债性质来考察的，但二者在影响方向上是相反的，加之不同类型负债对主观幸福感影响原本就存在差异[19]，因此非正规借入的家庭负债性质对主观幸福感产生的影响是不同的。加之从创业角度进行的考虑，非正规借入对主观幸福感的多种影响途径交织在一起，最终会产生怎样的综合影响仍需要进一步研究和检验。

已有研究中从非正规借出的角度来考察非正规金融对主观幸福感影响的文献甚少。但非正规借出是家庭金融资产的构成部分，因此可以从金融资产与主观幸福感关系的研究中获得启示。李涛等认为金融资产的投资品属性可以带来“财富效应”或流动性约束的缓解，从而促进消费并提升人们的主观幸福感[20]。其影响机制在于王文涛等所指出的金融资产带来的收益有助于家庭财产性收入的增长及整体收入的变化[21]，而这种变化会进一步影响居民的主观幸福感[22]。不过，杨晓兰和胡永刚等在金融资产对居民主观幸福感的影响究竟是积极还是消极的方面存在不同的看法[23-24]。

综上所述，非正规金融的借入、借出都与主观幸福感存在密切的联系，但以往研究主要关注非正规借入，极少关注非正规借出的影响。一些研究也的确从理论上推断了非正规金融对主观幸福感可能的影响途径，但对这些作用机制的实证检验较少，也缺少将这几种影响途径放在统一框架下进行分析的研究。

(三)社会资本的作用

社会资本是个人的社会网络特质，是发源于稳定的、非正式的、因行为情感投入而变化的人际社会关系，可以说社会资本的主要表现形式就是社会关系网络，个人的网络关系越多，则个人的社会资本量越大[25]。基于微观数据的经验研究，李平等与马万超认为社会资本能够帮助人们在诸如收入、就业等方面获得优势，因而对居民的主观幸福感存在积极影响[26-27]。一方面，社会资本既能够促进收入的增长，从而对主观幸福感产生影响[28]，也能够缓解收入差距和收入不平等给主观幸福感带来的损害[29]。另一方面，社会资本既为求职者提供了更丰富的就业信息以降低搜寻成本，也能够直接对招聘结果产生实质性干预，Bian Y J和熊艾伦等的经验研究也表明求职者使用社会资本以获得竞争优势的现象普遍存在[30-31]。

社会资本不仅与主观幸福感之间存在直接的关系，还因其在非正规金融运行中的特殊意义而具有更复杂的作用。非正规金融促进偿付的机制与正规金融不同，依靠的是法律之外的系统，其中很重要的一点就是来自Krahnen等所说的社会资本的监督[32]，它有利于缓解民间借贷活动中由于信息不对称引致的道德风险、逆向选择等问题。Karlan认为社会网络中成员可以用较低的成本进行互相监督来缓解道德风险问题，激励还款行为[33]。Ghatak认为社会网络成员间较高的熟悉程度有助于识别和排除高风险的借款人，缓解了逆向选择问题[34]。Karlan等还认为社会网络中的违约者将损失声誉甚至被排除出社会网络，因此社会网络的这种惩戒功能可以降低违约可能性[35]。总的来看，非正规金融是基于社会关系形成的信任基础而开展的，而这种社会网络的信任基础会激励非正规借款者减少机会主义行为，避免将之用于高风险用途，同时这种来自社会资本的监督压力会导致借入行为对主观幸福感的影响发生变化，借出者则以长期稳定的资金来源巩固了与借款者的社会关系[36]，其结果之一就如同尹志超等发现的那样，人们更容易从向亲密社会关系者借出资金的行为中获得愉悦[37]。

综上所述，社会资本在非正规金融特殊的运行机制中具有重要意义，能够影响非正规金融的运行效率，进而可以推论出非正规金融与主观幸福感的关系亦会受到社会资本的影响，不同水平的社会资本会使人们从非正规金融中收获或损失主观幸福感。已有研究提供了有益的借鉴，但社会资本究竟在多大程度上影响非正规金融与主观幸福感的关系仍需进一步研究。

因此，本文同时从居民参与非正规借入和非正规借出两个角度来考察非正规金融对主观幸福感的影响，并且尝试检验其中的作用机制。进一步地，基于非正规金融促进偿付机制的特点引入了社会资本因素，考察其对非正规金融与主观幸福感关系的影响。

二 研究设计

(一)数据来源

本文使用中国社会科学调查中心组织开展的中国家庭追踪调查(CFPS)数据进行研究。该项调查的样本对象覆盖了25个省、市、自治区的16000户家庭的全部成员，其合理的抽样方式设计使得样本代表总体的效率较好，且分别在2010年、2012年、2014年、2016年和2018年开展了多次追踪调查。但由于本文关注的一些重要变量的相关调查项目在不同年度的问卷设计中存在差异，无法确保不同年度数据口径的一致，因此本文根据数据情况和研究需要，只使用2018年的CFPS数据开展研究，在剔除了变量数据缺失及不符合研究需要的样本后，保留了24976个样本。为避免异常值对分析结果造成影响，对所有连续型变量进行了1%和99%分位数上的winsorize缩尾处理。

(二)变量定义和描述性统计

主观幸福感变量是居民个人对自身生活总体状态的主观评价，数据来自于CFPS问卷中的问题“你觉得自己有多幸福”，该问题要求受访者用0到10的分数来描述幸福程度。

非正规金融方面，用非正规借入和非正规借出两个变量进行衡量。其中，非正规借入汇总了从亲戚朋友、熟人、民间信贷机构等非正规金融渠道的全部借款余额；而非正规借出则包含了以上渠道的他人或民间组织尚未归还的全部欠款总额。

社会资本方面，边燕杰从网络关系、社会网络资源和网络结构对个人社会资本进行了操作层面的定义，但是从后两者来理解的话实际上都难以操作，而从前者来理解则较为容易操作[38]。因此已有的研究较多地以社会网络关系视角来衡量社会资本，张文宏认为这样做才能使社会资本成为界定明确、可以测量的学术概念[39]。常见做法是以人情送礼情况等作为代理变量，这是由于中国的社会网络主要是基于家庭的亲友关系，而在重大事件发生时互相赠礼则是亲友间维系感情的重要手段[40]。具体来说，一些研究如周广肃、杨汝岱和周晔馨都使用了社会交往中的礼金支出金额[3,36,41]，另一些研究如章元和赵剑治等则使用礼金支出在家庭收入、支出中占比来衡量社会资本[42-43]。本文使用礼金支出占家庭总支出比重来衡量社会网络，这是为了更好地体现不同家庭在获得社会资本方面的重视程度和付出努力的差异。

主观幸福感的来源十分广泛，影响因素繁多，因此本文还根据CFPS问卷情况从家庭经济、个人特征、家庭结构等方面设置了若干变量。家庭经济方面包括各类家庭资产、负债以及收支的相关变量，个人特征方面包括个人特征和社会特征的相关变量，家庭结构方面包括家庭规模和成员构成的相关变量。其中，非正规借入影响主观幸福感的消费、创业、健康3个途径分别用消费性支出、个体经营规模、健康状况来进行衡量，非正规借出影响主观幸福感的收入途径则用家庭总收入来进行衡量。

表1是变量的具体定义说明和描述性统计。表1显示，样本居民的主观幸福感水平均值达到7.495，总体来看在评分范围内处于良好水平，一定程度上反映了中国经历多年发展以来在提升人民幸福方面取得的成效。非正规借入和非正规借出都出现了标准差远大于均值的情况，其分布较为分散，说明中国社会中不同家庭的非正规金融行为存在很大差异。社会资本均值达到0.070，意味着样本居民家庭的平均礼金支出占到家庭总支出的7%，其比例可观，这在一定程度上体现了中国社会中社会资本对于居民家庭的重要性。

表1 变量定义和统计性描述

三 实证检验

(一)非正规金融对主观幸福感的影响

1.非正规借入对主观幸福感的影响

为了分析非正规金融如何对主观幸福感产生影响，本文将进行相应影响途径的中介效应检验。主观幸福感变量的数据来自于受访者在一定分值范围内的主观评分，因此通常会被作为有序多分类变量来分析。现有较为成熟的逐步法中介效应检验是针对因变量是连续型变量的情形设计的，检验流程中各步骤均使用线性回归，但当因变量是分类变量时需要在其中一些步骤使用对应的logit回归等取代线性回归，温忠麟等指出这将会导致不同步骤的回归系数尺度不同，进而带来分析结果的偏差[44]。分类变量的中介分析是中介分析方法领域有待探索研究的重点之一，尽管已经有一些研究提出了专门针对分类因变量进行中介效应检验的可行做法，但并不如连续因变量中介效应检验方法成熟简便，因此未被广泛应用。不过，如果类别变量是有序的等级变量，随着等级变量类别数的增加，其所包含的意义及数据的性质就越来越接近于连续数据，也意味着更加接近连续变量分析的假设。刘红云等认为在等级因变量的中介效应估计中,当因变量的类别数达到5及以上时,可使用线性回归的分析方法，连续数据分析方法与等级数据分析方法所得结果的偏差达到可以接受的水平[45]。方杰等在研究中支持了这一处理方式[46]。Hayes等亦尝试用连续变量的中介分析方法进行类别变量的中介分析[47]。根据以上研究，鉴于本文研究的等级因变量主观幸福感取值是0～10分的等级评分，等级类别数远大于5，因此采用连续变量中介效应检验方法进行线性回归所得的结果依然是可信的，也有利于简化计算。同理，在分析健康的中介作用时，虽然分类变量一般不作为中介变量，但健康状况变量的分类达到5，亦采用连续变量的中介效应检验方法进行线性回归。逐步法是中介效应检验最常用的方法，不过因存在的一些不足近年来受到较多批评和质疑，甚至有人呼吁停止使用逐步法中的依次检验，改用目前普遍被认为检验力较好并得到Hayes等认同的Bootstrap法直接检验中介效应的显著性[47]。但实际中很多研究仍然坚持使用依次检验，原因是方法简单、容易解释，而且在特定情况下依次检验的结果甚至好于Bootstrap法[44]。因此，本文采用温忠麟等的建议，结合逐步法和Bootstrap法采用中介效应检验流程。

表2是非正规借入对主观幸福感影响分析的回归结果。表2的回归(1)显示，非正规借入在1%的显著性水平上对主观幸福感存在负向影响。这一结果与之前所述的多数研究关于非正规金融的借款活动提升主观幸福感的结论并不一致。回归(2)和回归(3)显示非正规借入在1%的显著性水平上分别对消费性支出和个体经营规模产生正向影响。回归(4)显示非正规借入在1%的显著性水平上对健康状况具有负向影响，表明非正规借入的影响力的确向消费、创业和健康这几个方面进行传递。回归(5)将非正规借入、消费性支出、个体经营规模和健康状况同时纳入回归后，结果显示非正规借入保持了1%显著性水平上对主观幸福感的负向影响，并且消费性支出和健康状况均在1%的显著性水平上对主观幸福感具有正向影响，但个体经营规模对主观幸福感并不具有显著影响。根据以上回归结果，可以初步判断非正规借入能够通过消费性支出和健康状况的途径影响主观幸福感，但无法通过个体经营规模的途径影响主观幸福感。表2中回归结果的R2较小，是因为影响主观幸福感的因素非常广泛，实际上这样的拟合程度在同类研究中属于正常水平。

表2 非正规借入对主观幸福感的影响

表3对以上几条影响途径做了进一步的Bootstrap中介效应分析，结果证实，消费性支出和健康状况在非正规借入和主观幸福感之间起到了中介作用，但个体经营规模则不存在这种中介作用。具体而言，中介效应的3条间接效应路径中，通过非正规借入→消费性支出→主观幸福感的途径产生间接效应1，效应值为0.001 3；通过非正规借入→健康状况→主观幸福感的途径产生间接效应3，效应值为-0.002 5，这二者的Bootstrap 95%置信区间均不包含零值，因此间接效应显著；但通过非正规借入→个体经营规模→主观幸福感的途径产生的间接效应2的Bootstrap 95%置信区间包含零值，因此间接效应不显著。此外，以上3条途径未能解释的部分，即非正规借入与主观幸福感之间的直接效应效应值为-0.022 5，Bootstrap 95%置信区间也不包含零值，因此直接效应也是显著的。由此可见，之所以存在非正规借入对主观幸福感产生负向影响这一与以往研究不同的现象，主要是由于健康途径产生的负向间接效应较大，而个体经营规模也不能如预期般产生显著的正向间接效应。前者可能的原因在于非正规借入者的心理压力往往较大，这种心理压力既是对借入者实现履约的督促，同时也在一定程度上对借入者的身心健康造成损害。借入者的心理压力除了来自于借款本身的高利率水平和人情负担外，还有一种情形是相比于正规金融催收采用法律手段，非正规金融在许多地域文化中普遍存在暴力收款，暴力收款手段作为一种现实的威胁，在督促借款者实现履约的同时也加重了其心理负担[48]。而后者可能的原因则在于创业活动面临的不确定性较大，家庭的创业投入往往得不到预期的回报或波动较大，创业环境仍有待完善。

表3 消费、创业和健康在非正规借入与主观幸福感之间的中介效应分析

2.非正规借出对主观幸福感的影响

表4是非正规借出对主观幸福感影响分析的回归结果。表4的回归(1)显示，非正规借出在5%的显著性水平上对主观幸福感具有负向影响。回归(2)显示非正规借出在1%的显著性水平上对家庭总收入具有正向影响。回归(3)将非正规借出和家庭总收入同时纳入回归后，结果显示非正规借出在1%的显著性水平上保持了对主观幸福感的负向影响，并且收入在1%的显著性水平上具有对主观幸福感的正面影响。根据以上回归结果，可以初步判断非正规借出能够通过家庭总收入的途径影响主观幸福感。

表4 非正规借出对主观幸福感的影响

表5中Bootstrap中介效应分析的结果证实，家庭总收入在非正规借出和主观幸福感之间起到了中介作用。具体而言，非正规借出→家庭总收入→主观幸福感的途径产生的间接效应的效应值为0.004 8，其Bootstrap 95%置信区间均不包含零值，因此间接效应显著。此外，非正规借出与主观幸福感之间的直接效应的效应值为-0.026 7，Bootstrap 95%置信区间也不包含零值，因此直接效应也是显著的。由此可见，尽管非正规借出经由收入产生了正向的间接效应，但较强的负向直接效应却导致了非正规借出在总体上对主观幸福感产生了负向影响。负向直接效应较强的可能原因在于，非正规借出活动在带来收益机会的同时也带来了投资风险，借出者对自身权益实现的不确定性存在较大担忧，这既可能源于样本所在时期的非正规金融活动履约情况较差而加重了这种担忧，也可能仅仅是源于借出者较高的风险厌恶程度所导致的。遗憾的是，受限于调查数据的问卷设计，无法从直接效应中进一步分离和识别出人们对非正规借出风险的反应究竟是来自外部环境还是自身风险偏好，这有待于未来研究的进一步探索。

表5 收入在非正规借出与主观幸福感之间的中介效应分析

(二)社会资本的作用

1.回归结果

主观幸福感变量这一多分类有序变量已经不再如前文中那样被中介效应检验方法局限于线性回归，因此本文根据研究需要和样本数据的实际情况选择odered logit回归，使用robust稳健标准误，回归结果见表6。

表6中回归(1)同时纳入了非正规借入和非正规借出，结果显示二者均对主观幸福感存在负向影响，并且分别在1%和5%的水平上显著。回归(2)显示，人情礼支出占家庭总支出比重在5%的显著性水平上对主观幸福感存在正向影响，表明社会资本的确在人们的生活中扮演了重要角色并且带来了幸福水平的提升，这与前文的综述和分析是一致的。非正规借入和非正规借出仍然都对主观幸福感保持了负向影响，并没有因为社会资本的存在而发生大的改变。回归(3)中加入了owe×gift和lent×gift两项，分别表示非正规借入与人情礼支出占家庭总支出比重的乘积、非正规借出与人情礼支出占家庭总支出比重的乘积。回归(3)显示，非正规借入、非正规借出以及人情礼支出占家庭总支出比重的估计系数符号、显著性都保持不变。owe×gift的系数为正且在10%的水平上显著，表明社会资本在非正规借入与幸福感的关系中存在正调节作用，即社会资本越高，非正规金融的借入行为对幸福感的负向影响越强。表面上看，似乎社会资本有着消极的作用，然而实际上这恰恰印证了社会资本对非正规借款人行为的约束：相比于低社会资本的借款人，高社会资本的借款者一旦违约，由于声誉的损失而被排除出社会网络所带来的效用损失更大，这就使其更加努力避免借款违约情况的发生，与之伴随的更大压力导致了更大的主观幸福感损失。同时，lent×gift的系数为正且在5%的水平上显著，表明社会资本在非正规借出与幸福感的关系中存在负调节作用，即社会资本越高，非正规金融的借出行为对幸福感的负向影响越弱。这说明高社会资本的非正规借出者在承担风险而忧虑的同时，也更容易借此行为巩固社会关系并从中获得愉悦和满足。

表6 社会资本对非正规金融与幸福感关系的影响

2.稳健性检验

除了在前述回归中使用了robust稳健标准误以应对异方差问题可能导致的结果偏差外，本文还尝试对社会资本变量进行替换以进行稳健性检验。Putnam对社会资本的描绘从人际关系网络进一步延伸到信任、规范等特征[49]。Fukuyama认为社会资本是从普遍信任中产生的，是帮助人们相互合作的非正式规范[50]。基于这样的理解，一些研究如吴玉锋和曾凡斌也使用“对他人的信任”或“对绝大多数人的信任”等类似指标来度量社会资本[51-52]。但对大多数居民来说“他人”或“绝大多数人”是非常模糊的定义，不利于受访者正确理解调查该问题时的意图[51]。由于公共信任与居民的人际信任是高度相关的，即人们对公共机构工作人员的信任实际上是人际信任的具体表现[49]，人际信任和公共信任都能起到减少交易成本和降低风险的作用，因此张爽等认为可以代之以居民对于社会公共机构工作人员的信任程度即公共信任[53]。基于以上研究，本文使用了对干部的信任程度(1～10评分)来代替礼金支出占总支出比重以衡量居民的社会资本，估计方法不变。表7是稳健性检验的回归结果，相比于表6的回归结果，表7中非正规借入借出、用对干部的信任程度替代表示的社会资本以及相应的乘积项都在足够的显著性水平下保持系数符号不变，表明前述分析关于非正规金融借入借出对幸福感的影响、社会资本对幸福感的影响以及社会资本对非正规金融与幸福感关系的调节作用的判断是稳健的。

表7 稳健性检验

四 结论和政策含义

本文主要的结论包括：(1)与以往大多数研究的结论不同，本文的研究结果表明，研究样本居民的非正规金融行为无论是非正规借入还是非正规借出，都对主观幸福感产生了负向影响。(2)对基于已有研究归纳出的非正规金融影响主观幸福感的途径进行检验的结果表明，非正规借入→消费性支出→主观幸福感的途径可以提升主观幸福感，非正规借入→健康→主观幸福感的途径可以降低主观幸福感，但非正规借入→创业→主观幸福感的影响途径没有成立；非正规借出→收入→主观幸福感的途径可以提升主观幸福感；非正规金融借入和非正规借出对主观幸福感的整体影响都是负向的。(3)进一步的研究发现，社会资本对主观幸福感存在正向影响，并且对于社会资本较多的居民而言，非正规借入对主观幸福感的负向影响更强，非正规借出对主观幸福感的负向影响则更弱。

当然，以上结论并不意味着参与非正规金融成为了人们追求幸福的阻碍，也不意味着非正规借款者应当抛弃社会资本的积累。非正规金融是正规金融体系的重要补充，是满足人们资金需求的重要渠道，固然不能因噎废食，而本文研究样本居民的非正规金融活动导致主观幸福感降低的情形是客观存在的，是由于各条影响途径的运行由于各种原因没有达到理想的状态所导致的。通过对各条影响途径运行状态的调整，强化具有积极作用的途径而削弱具有消极作用的途径，是有可能缓解非正规金融所带来的主观幸福感损失的，甚至有可能促使非正规金融对主观幸福感的影响产生更大的转变。同时，社会资本在非正规金融与主观幸福感关系间的调节作用反映了社会资本对借款行为起到了约束作用，也稳定了借款双方的合作关系，但也需要注意采取正确措施以缓解主观幸福感的损失。

上述结论具有一定政策含义，可以从以下几个方面着手，既保障非正规金融发展以拓展人们的资金获取与运用渠道，又尽量避免居民主观幸福感的损失或争取主观幸福感的改善:(1)应当在技能培训、税费减免、公共服务等方面采取积极措施支持居民创业活动，为居民的创业活动创造良好的环境，促使创业成为非正规借入对主观幸福感影响的有效传导途径。(2)通过加强金融知识和社会道德的宣传教育，使居民能够正确认识非正规金融活动的风险，选择自己能够承受的融资方式与融资规模，也将遵守非正规金融活动契约视为应有义务，同时打击非法行为如不合理催收手段等，降低非正规借入通过健康途径对居民主观幸福感产生的负面作用，缓解社会资本的监督导致非正规借入者主观幸福感损失增加的现象。(3)加强对正当非正规金融活动的法律保护，保障参与者的合法权益，促使非正规借出通过收入对主观幸福感产生正效应的传导途径有效发挥。(4)社会资本将会减少非正规借出者的主观幸福感损失，因此应当重视社会矛盾的解决，避免社会关系随着经济发展出现“精神贫困”现象[54]，促进居民之间正当、健康、和谐的社会关系建立，从而改善非正规资金的供给状态。