社会信任与家庭借贷可得

王昱崴,吴晶妹

(中国人民大学 财政金融学院,北京 100872)

一、引言与文献综述

由于没有充分的担保和抵押,居民家庭,特别是农村家庭很难从正规金融机构获得足够的信贷资金,使其长期面临较为严重的借贷约束(洪正 等,2010;徐丽鹤 等,2017)。借贷约束是阻碍居民家庭多样化资产配置,提升家庭收入和家庭风险承受能力的重要原因,也是阻碍城乡收入差距缩小,实现共同富裕的重要因素。同时,受中国城乡二元结构、收入和资产不均衡等因素的影响,抵押和担保要求引起的借贷约束问题会加剧“易者更易,难者更难”的现象。因此,寻找提高家庭借贷可得的新路径,显得尤为重要。

已有文献从金融素养(吴卫星 等,2018)、主体信用水平(王会娟 等,2014)等方面研究其对家庭信贷可得的影响。也有不少学者从声誉(侯英 等,2014)、社会网络(严太华 等,2015)、关系强度(周小刚 等,2017)等社会资本角度进行了研究。童馨乐等(2011)、徐丽鹤等(2017)、赵羚雅(2019)、张正岩等(2021)关于社会资本的研究主要集中于对农户借贷的影响,但把社会信任作为关键变量的量化研究却极少。所以,需要进一步认识到的是,社会信任是社会资本的重要组成部分,更是社会资本的核心和现代社会发展的关键资源之一(姜英兵 等,2021)。社会信任是经济交往活动的润滑剂,能提升各种交易的可能性或者降低交易成本。

社会信任不仅是社会资本的关键资源,也是当前我国构建和谐社会的必然要求之一。社会信任本身具有社会资本和社会环境双重属性,作为一种社会资本,借贷主体社会信任的提升能否成为实物资产的有效补充,缓解其面临的借贷约束现状?作为社会环境,社会信任程度的提升,能否改善居民家庭与借贷主体间的信任关系,进而缓解居民家庭面临的借贷约束现状?若能,二者的作用机制又是什么?这些也是本文致力厘清的主要问题。

本文的边际贡献体现在以下两个方面:第一,量化社会信任,并把其作为关键变量进行分析,为家庭借贷可得能力的提升提供了一个新的研究视角。第二,本文研究如何提升借贷可得能力,不仅为扩大内需等国家战略提供现实的基础资金保障,增强各种相关政策实施的有效性,更能够为缩小不同阶层之间的借贷可得能力的差距,实现借贷可得的包容性提供有效途径。

二、理论基础与研究假设

(一)社会信任促进借贷可得能力提升的理论依据

信任是由于相信他人将提供预期的满足,行为人愿意将相关安排和行为寄托于他人身上的一种主观行为,也是一个主体对另一个主体的话语、承诺或陈述的普遍期望(Rotter,2010),意味着行为人主观上愿意接受对方的意愿或行为倾向。但这种信任行为的结果并非盲目的决定,而是基于对对方价值和回报意图的积极期望和信念(Mayer et al,1995; Colquitt et al,2007)。社会主体与外界之间的借贷关系是一个长期的过程,信任在这个过程中发挥重要的作用,以保持交往和交易的可持续性。

当一个人有更加亲密的社会关系时,信任和被信赖度都会上升。要判断一个人是否值得信任,可以调查他过往的信任行为,考察是否信任别人(Glaeser et al,2000),因为往往那些更信任别人的人不太可能撒谎,高信任者更容易被人认同,也更容易成为朋友,当然他同样能够决定谁应该被信任,谁不应该被信任。在社会资本中,通过社会信任产生的合作关系一般要比通过其类型社会资本建立的合作关系更加稳定,社会信任度比较高的地区人们更加倾向于合作,资金的借贷会更加容易、借贷期限会更长、借贷成本也会相对较低(Filippi et al,2020)。所以,无论是金融机构还是个人,在向资金需求方提供借贷资金的时候,不仅仅要考察借贷者的可信度,也需要关注借贷者的信任度。信任度较高的主体更加容易获得借贷资金,基于此,本文提出第一个研究假设:

假设1:家庭及家庭成员对外界的信任度越高,家庭借贷可得能力越强。

(二)社会信任促进家庭借贷可得的多元化研究

关于信任对借贷影响的研究,大多数学者研究了不同借贷主体和借贷类型的影响,且以往对信任的研究往往采用二分法,如区分为个人信任和社区信任,其所发挥的机制作用有所差别。Zhang等(2020)的研究表明社区信任增加了从作为正式渠道的银行获得借贷的可能性,而个人信任则增加了获得非正式贷款的可能性,这两种层次的信任对促进农村经济的可持续和发展具有互补作用。在综合了对信任类型二分的基础上,可以将信任分为以较能体现传统社会特征的人际信任和较好表达现代社会特征的制度信任(王珏,2018)。也有学者基于上述信任的二分形式研究了农户借贷,周小刚等(2017)的经验分析表明,人际信任和制度信任对组织型正规借贷和关系型民间借贷产生影响,其中人际信任对关系型民间借贷的作用更大,制度信任对组织型正规借贷的作用更为明显,同时也发现关系型民间借贷的发生频次大于组织型正规借贷,但正规借贷更有利于提高农户借贷福利效应。很显然,信任度在非正式借贷中发挥的作用更加明显,信任度较低的人更有可能难以获得非正式信贷(Karlan,2007)。因此,现实中贫困陷阱产生的可能原因是:信贷约束导致家庭对社会资本的低投资。由于社会资本存量较差的家庭对商业伙伴、村民和其他个人的信任度较低,这可能其导致难以获得非正式信贷(Shoji et al,2012)。基于上述研究,提出本文的第二个研究假设:

假设2:社会信任对家庭借贷可得能力的影响程度,在农村地区、低收入、低资产等弱势群体中更强。

(三)社会信任促进家庭借贷可得的机制探讨

综合前文对信任的描述和借贷行为的特征,借贷者将借贷意愿的结果寄托于他人身上,相信他人将提供预期的满足,这种满足包含了能够从他人那里获取帮助的期望,也可以被认为是寻求价值和回报的一种积极信念。信任既有基于利益和成本的市场化方式,也有依赖于人与人之间情感的非正式手段。基于信任角度的借贷关系形成的原因是,由一个或多个个体组成的社会单位对外界的信任,是复杂社会组织发挥有效作用的重要影响因素,且多个研究表明信任和被信赖度呈现显著的正相关关系,也就是说信任别人的人认为自己是值得信赖的(Rotter,2010),所以信任也是产生社会主体互助的根本原因。以上阐述包含了一个逻辑:增进社会信任将提升社会互助意识,更多的社会主体愿意提供帮助,则会在一定程度上缓解借贷约束问题,促进家庭借贷可得能力的提升。

社会经济交往行为中,在特定的区域范围内,社会主体有信用资本或者长期的守信往往会使其被其他社会主体所信任,而一个社会主体长期对外界主体的信任也是一种良好的社会品质,往往会使其具有较高的社会评价,也易被外界所信任,从而拥有较高的社会地位。主体的社会地位也是一种社会资本,社会地位越高的人声望越大,其拥有的社会资本量就越多,就更容易形成资源丰厚的社会阶层关系(边燕杰,2004),在借贷行为中会形成一种无形的担保或者更易获取实际的担保,这种社会资本所发挥的作用能够提升其借贷可得能力。

此外,良好的社会经济发展环境也将影响家庭借贷可得的能力。在社会经济发展中,社会主体对各个领域的主观认识和评价越好,说明社会经济运行越顺畅,社会主体的各种需求更加易于满足;相反,社会主体对各个领域的主观认识和评价存在严重消极倾向的时候,会产生一定的社会排斥,不利于其在借贷行为中得以实现。同时,基于社会排斥的社会经济领域的问题严重与否,往往与个体对外界的人或者事物的信任度有明显的关系(Bjornskov,2008),这使得在社会信任促进家庭借贷可得的影响中,社会排斥因素可能发挥机制作用。

基于以上分析,本文提出第三个研究假设:

假设3:增进借贷主体的社会信任能够增强社会主体的互助意识、提升借贷主体在当地的社会地位,也能够缓解社会排斥,从而有助于提高家庭借贷可得能力。

因此,本文科学地量化社会信任并作为关键变量,研究其对家庭借贷可得的影响,同时根据文献和理论分析设定三个研究假设,通过实证分析,验证增进社会信任不仅能够提升社会主体借贷可得的能力,更能够缩小不同阶层之间的借贷可得能力的差距,实现家庭借贷可得能力提升的包容性。

三、实证策略与研究设计

(一)模型设定与指标体系

基于CFPS数据特征,本文衡量借贷可得选用的是一个反向指标——借款被拒经历,有“借款被拒经历”表示样本的借贷可得能力相对较弱;没有“借款被拒经历”表示样本有相对较强的借贷可得能力,其中不包括“从不借款”的样本。该指标是标准的二值选择变量,所以构建了社会信任度对借贷可得影响的Probit模型:

Prob(Loan_refusei=1)=Prob(Loan_refusei>0)

(1)

Loan_refusei=β0+β1Trust+β2Xi+εi

(2)

其中,Loan_refusei表示反映借贷可得能力的“借款被拒经历”;Trust表示社会信任度;Xi表示控制变量集,包括个体控制变量、家庭控制变量和主观控制变量;εi表示随机扰动项,且ɛi～N(0,σ2)。

本文使用2014年、2016年和2018年中国家庭追踪调查(CFPS)的面板数据,样本覆盖25个省(区、市)①,样本规模为16000户,调查对象包含样本家户中的全部家庭成员,共获得36064个家庭样本,其中个体特征的主体为户主。

1.被解释变量

借贷可得能力,用反向指标借款被拒绝(Loan_refuse)来表征,该变量表示:“您家借钱金额较大时(例如用于买房、经营周转等),有没有被拒绝的经历?”根据CFPS问卷前后逻辑,借款对象包括亲戚、朋友、银行、非银行正规金融机构、民间借贷机构和个人。回答选项分别是有、没有、不适用(没有借过大笔钱)。依据上述标准,本文将选项设置为:取值1代表有,取值0代表没有,“不适用”则设定为缺失值。

2.解释变量

社会信任度(Trust)。CFPS问卷显示“若0分代表非常不信任,10分代表非常信任,请对以下这几类人的信任程度打分”,分别统计了对父母的信任度、邻居的信任度、陌生人的信任度、政府的信任度、医生的信任度。基于此,本文定义了一个社会信任度指标作为核心解释变量,然后取均值得到社会信任度指标(Lusardi et al,2011),取值范围仍然是0～10。依据CFPS的设置规则,信任度及社会信任度的量化是根据个体与外界人或事物之间社会、经济等交往活动的客观判断,或者当这种交往活动不存在情况下的主观判断。

3.控制变量

结合已有相关文献研究和本文研究的特点,设置了相应的个体控制变量和家庭控制变量。其中,个体控制变量(p_contral)包括年龄、年龄的平方项(做除以100处理)、性别、城乡、工作状况、婚姻状况、教育程度和健康状态;家庭控制变量(h_contral)包括家庭规模、拥有汽车数量、家庭藏书量、是否从事个体私营、家庭总资产、家庭纯收入和家庭总支出。

为了更加全面衡量社会信任度对借贷行为及结果的影响,也为了尽可能地避免遗漏变量的产生,本文增加了能够作用于上述影响的主观控制变量(s_contral):人缘关系。很显然,现实中借贷成功与否,社会个体在各种交往活动中的人缘关系将起到很大的影响作用。

(二)内生性问题探讨

作为核心解释变量,社会信任度对家庭借贷可得的影响可能因为测量误差、反向因果关系和遗漏变量等原因而存在内生性问题,使得最终的实证结论不可靠。因此,本文采用以下几种方式来缓解内生性问题的影响:(1)对于社会信任度的测量误差,本文社会信任度的量化并非针对单一的对象,其涉及父母、邻居、陌生人、政府和医生,是关系到多元对象的一个综合性指标,既涉及公共部门又涉及私人部门,既涉及熟人,也涉及陌生人,通过求取均值的方法进行衡量,尽量降低内生性的影响。(2)对于可能存在的反向因果关系,本文在稳健性检验中采用解释变量滞后一期(两年)进行重新估计的方式来解决内生性问题。(3)为了缓解遗漏变量等产生的内生性问题,本文采用工具变量法进行估计,来缓解基础probit模型估计可能产生的偏误。选取样本家庭所在社区其他家庭的平均社会信任度作为工具变量(iv_t),能够同时满足对于解释变量和被解释变量的相关性和外生性的要求,此外又选取样本家庭所在区县的其他家庭的平均社会信任度作为工具变量(iv_c)进行稳健性检验;除了满足相关性和外生性的理论要求之外,文中的实证检验也会进一步验证上述工具变量不存在弱工具变量问题。

表1显示了本文的指标体和描述性统计结果。

表1 指标体系与描述性统计

四、实证结果分析

(一)基准分析

表2显示,无论是否加入控制变量,基础Probit和Iv-probit估计结果至少在5%的水平上显著,且估计系数均为负值,充分说明了提升社会信任度会显著降低借款被拒绝的概率,也就是说增进社会信任可以提升借贷可得的可能性。从估计系数来看,列(1)和(3)的估计结果明显被低估,同时列(2)和(4)估计系数相差不大,也能说明社会信任度对借贷可得能力的影响是显著存在的。

表2 基准回归结果

列(3)和(4)在控制了个体特征、家庭特征和主观特征后,估计结果仍然至少在5%的水平上显著,在此基础上观察控制变量的影响,发现列(3)和(4)中的控制变量影响的显著性和系数基本一致。结合回归系数的显著性和正负性,发现大多数控制变量对借款被拒绝都有着显著性的影响,但这种影响的程度和方向存在差异。

在个体控制变量的影响中,男性、生活在城镇或越健康的主体借款被拒绝的可能性较高,而学历较高的主体,借款不易被拒绝;年龄同借款是否被拒绝存在一定的非线性关系。除了拥有汽车数量和家庭总支出之外,其他家庭控制变量均对被解释变量有着1%显著水平的影响,这个结果很显然与现实情况相符:家庭净收入和家庭总资产越多,借款被拒绝的可能性越小,借贷可得能力越强;家庭总支出越多,则借款被拒绝的可能性越大,但是并不显著;家庭拥有汽车数量,借款被拒绝的可能性越大,可能是因为家庭所购买汽车多为按揭贷款,相对较多的负债对于借贷可得来说存在一定的消极作用。家庭藏书量的估计系数为正,且在1%的水平上显著。另外,回归结果显示主观控制变量对被解释变量均有着较强的影响,如列(3)所示,人缘关系对被解释变量影响的系数为-0.030,且在1%的水平上显著,说明人缘关系越好,借款被拒绝的概率越低。以上分析基本上与现实中的逻辑和常识相符合。

为了防止probit估计中存在内生性问题而导致偏误的产生,在列(2)和(4)中均加入工具变量进行估计。“两步法”估计的第一阶段F值分别是452.46和131.29,工具变量的t值分别是21.27和14.09,均在1%的水平上显著,结合F值大于10%偏误水平下的临界值是16.38的界定(Stock et al,2005)可以判断,将样本所在社区其他家庭的平均信任度(iv_t)作为工具变量较为合适,不存在弱工具变量问题,进一步说明本文采用工具变量的估计方法是合理和有效的。本文的研究假设1得以验证。

(二)稳健性检验

为了保证基准模型估计结果的稳健性,本文采用了以下方法进行了重新估计。(1)使用了基础Probit估计和Iv-probit工具变量估计,主要采用两步法,在使用了最大似然估计和稳健的标准误的情况下,重新估计了社会信任度对借贷可得的影响,估计结果的显著性、系数的大小与正负等与上文中的估计保持一致。(2)为了保证样本的有效性,采用缩尾1%的方式进行估计,为了保证在借贷关系中作为户主的可靠性,将年龄限制在25～60周岁进行估计,上述两种方法的估计结果也与基准估计保持一致。

此外,为了保证变量选择的可靠性,在此替换了解释变量和工具变量进行估计。第一,替换解释变量。一是为了避免反向因果关系而产生内生性问题,用滞后一期(两年)的社会信任度重新参与估计;二是基于CFPS问卷中的一个问题:“喜欢信任还是怀疑别人?”②选项为“大多数人是可以信任的;和人相处要越小心越好”,本文构建了一个新的社会信任度指标(tord)替换原解释变量,其为一个二值选择变量,1代表“大多数人是可以信任的”,0代表“和人相处要越小心越好”。第二,替换工具变量,将样本家庭所在区县的其他家庭的平均社会信任度作为新的工具变量(iv_c),重新对基准模型进行估计。

上述估计结果如表3所示。列(1)～(4)展示的是替换解释变量后的估计结果,其中列(1)和(2)展示的是由于可能存在反向因果关系,用滞后一期(两年)的社会信任度作为核心解释变量进行估计的结果,均在1%的水平上显著为负,与基准估计保持一致;列(3)(4)是将解释变量替换成tord的估计结果,在加入所有控制变量的情况下,基础Probit估计和Iv-probit工具变量估计,也就是说无论是否考虑内生性,其结果均在1%的水平上显著为负,说明更加信任别人的情况下能够提高借贷可得的可能性,也加强了基准估计的结果可靠性。列(5)和(6)展示的是替换工具变量后的估计结果,在使用新的工具变量(iv_c)估计的情况下,无论是否加入控制变量,结果均在1%的水平上显著为负,也进一步验证了本文基准估计的稳健性。同时,表3列(2)、列(4)～(6)底部显示的一阶段估计的F值和工具变量t值表明不存在弱工具变量问题,估计结果相对可靠。

表3 稳健性检验:替换解释变量和工具变量

五、异质性检验

进一步的,本文对样本分别根据城乡划分、家庭收入和家庭资产进行了分组并重新进行估计,其中将借贷主体样本根据所在家庭净收入和家庭总资产分别分为较高和较低的两组。估计结果如表4所示。

表4 异质性检验结果

总体上,在不考虑内生性的情况下,无论是否加入控制变量,基础Probit估计结果在各类分组中均在1%的水平上显著为负,与基础回归的结论保持一致,表明借贷主体无论在城镇还是农村,家庭收入和家庭资产无论多寡,提高社会信任度均能够显著降低对外借款被拒绝的概率,提升借贷可得能力。

而在考虑内生性的前提下,组内不同类别解释变量对借款被拒绝可能性影响的确存在明显的差别,从列(4)的估计结果可以看出,乡村家庭、低收入和低资产家庭的社会信任度对借款被拒绝的影响在1%的水平上显著,系数分别为-0.229、-0.273和-0.197,说明在这三类家庭中,提高社会信任度会明显降低借款被拒绝的概率,从而提升借贷可得能力;由列(2)的估计结果表明,社会信任度对借款被拒绝的影响并不显著,且绝对值均小于城镇家庭、高收入和高资产家庭。从以上实证分析的结果来看,提高借贷主体的社会信任度能总体上降低借款被拒绝的可能性,提升借贷可得的能力,但是这种影响在乡村、低收入和低资产家庭的效应更加突出,对于缩小当前不同阶层借贷可得能力的差距有着明显促进作用。

现实中,因处于城镇、高收入和高资产家庭的借贷主体拥有更多的物质资源、相对充足的抵押和担保,其借贷可得能力较乡村、低收入和低资产家庭的借贷主体更强,则提高社会信任度将为缩小两个阶层的借贷可得能力提供了可能。因此,本文的研究假设2也得以验证。

六、机制分析

前文验证了提高社会信任度能够促进家庭借贷可得能力的提升,此处将分析其中影响的机制何在,研究社会信任度作为社会资本影响因素的变化,从而最终影响家庭借贷可得能力的机理。

机制一:增进社会信任能够促进社会互助意识的提升,从而能够提升借贷可得能力。

本文研究家庭借贷的对象中,亲戚和朋友之间的借贷很大程度上可以被认为是一种社会互助行为,而其他的借贷行为,如对银行和非银行金融机构的借款,也可以被理解成为一种包含了利益与成本的互助行为。前文理论分析也提到,借贷关系的形成既有基于利益或成本的市场化方式,也有基于人与人之间情感的非正式手段。基于此,本文根据CFPS调查问卷中的问题“你认为大部分人乐于助人还是自私的”,构建了一个二值选择变量——社会互助(help)作为机制进行实证分析,其中,help=1表示大部分人是乐于助人的,help=0表示大部分人是自私的。表5中的列(1)显示,社会信任度的提升能够显著促进主体社会互助意识的提升,而列(2)的估计结果中社会信任度和社会互助均在1%的水平上显著为负,且社会信任度的估计系数为-0.062,相较于基准估计的估计系数的绝对值变小,说明部分机制作用的存在。

表5 机制分析:社会互助、社会地位和社会排斥

机制二:增进社会信任能够提升借贷主体的社会地位,从而提升其借贷可得能力。

利用CFPS数据中关于“您给自己在本地的社会地位”的问题构造了了社会地位指标(position),取值范围为1～5,取值1时表示很低,取值5则表示很高。将其作为机制变量参与估计,结果如表5的列(3)和(4)所示。列(3)的估计结果表明,提升社会信任度能够促进主体在当地社会地位的提升,把社会信任度和社会地位两个指标同时作为解释变量的估计结果如列(4)所示,均在1%的水平上显著为负,为-0.064,相较于基准估计的估计系数的绝对值变小,表明社会地位对于增进社会信任促进借贷可得能力提升的机制作用是存在的。

机制三:增进社会信任能够降低社会排斥,进而促进家庭借贷可得能力的提升。

本文定义了一个“社会排斥”(exclude)指标作为机制变量参与回归。根据CFPS中样本对政府腐败、环境保护、贫富差距、就业、教育、医疗、住房和社会保障八个方面问题严重程度的打分(0～10),得到上述各种问题的严重程度,然后采用取均值的方法得到社会综合问题的评价结果来衡量社会排斥的程度,取值为0代表以上八个问题不严重或不存在,而取值为10则代表非常严重。从现实意义上来看,社会排斥指标与社会信任度指标类似,也是一个几乎涉及社会各个领域的一个综合性指标,将其作为机制变量有很大的合理性。表5中列(5)的估计结果表明,增进社会信任能够降低社会排斥的程度,且在1%的水平上显著。列(6)表示的是社会信任度和社会排斥同时参与估计的结果,根据显著性和估计系数的特征,表明社会信任对借贷可得能力的影响中,社会排斥的机制作用存在。

通过以上分析,本文的研究假设3得以验证。

七、结论与政策建议

研究发现:增进社会信任和提高社会信任度能够从整体上提升社会主体的借贷可得能力。异质性分析发现,弱势群体,如乡村、低收入和低资产家庭借贷主体在这种影响中具有明显的比较优势或更强的效应,即能够通过增进社会信任来缩小不同阶层的借贷可得能力,提升借贷可得的包容性。机制分析表明,增进信任能够促进借贷主体提升社会互助意识、提高在本地的社会地位,并能够降低社会排斥的程度来缓解借贷约束,从而提升家庭借贷可得能力。

本文的重要启示是:

(1)重视信任作为社会资本促进家庭借贷可得能力提升的重要作用。当社会主体的经济目的受自身条件限制而产生阻碍,尤其因资金需求而在借贷活动中缺乏抵押、担保和信用积累的时候,信任实际上可以理解为一种社会抵押品,从而决定是否可以借贷和借贷的最大数量(Karlan et al,2009)。

(2)信任是相互的。因为建立信任是一种双向的理念和行为,如在借贷行为中,借贷主体的信任增加了其借贷可得能力,实际上也是资金供给方对借贷主体信任的一种再信任。哪怕借贷者最初的信任意图是消极的或功利的,但也可以为建立一个积极的信任行为反馈循环提供基础,而且由于这种反馈循环产生的益处,甚至远比那些最初积极的信任意图更有意义(Gazdag et al,2019)。

同时,本文的研究还有重要的政策含义:

(1)微观主体方面。作为资金需求方的家庭,应当在做好投资和消费规划的基础上,寻求多元化的融资渠道,在把控成本和风险的前提下增强对外界的信任程度,尤其是选择一些非银行金融机构等主体作为借贷对象,增强其借贷可得能力。在此基础上强化履约意识,长期以来可以建立借贷的相互信任关系,这对于缺乏抵押物的低资产、低收入和农村家庭是尤为重要的。并且往往信任别人的人会更加值得信任,所以对于提供借贷资金的金融机构或其他社会主体来说,关注借贷人的信用水平和信用记录、实际资金需求以把控风险固然重要,但是也同样要通过调查与其有亲密社会关系和经济往来的他人来了解借贷人的社会信任状况,实际上也可以认为是借贷人所具备的一种社会品质。

(2)宏观制度建设方面。通过加强宣传和制度化,持续推进社会信任文化建设。充分发挥信任作为社会资本的核心作用以增进社会主体互信,使信任成为家庭高效参与社会经济的润滑剂和桥梁,缓解社会经济发展中的矛盾与不平衡,促进家庭借贷可得的包容性。同时加快推进和完善社会信用体系建设。通过构建法律保障机制,把社会信用体系建设推向新的高度,如当前应加快推进《社会信用法》等信用领域基本法的立法进程。社会信用文化和社会信用体系建设有助于增进社会互信,提高社会信任度,在社会主体参与的经济活动中,实现从社会经济交往活动“主动信任”到“值得信任”的转变。

①除内蒙古、海南、西藏、青海、宁夏、新疆6个省级区域和中国港、澳、台地区。

②此问题最早由诺埃尔-诺伊曼在1948年提出的,旨在衡量一个广泛而陌生的圈子里的信任程度,并在国内外各种微观数据调查中广泛使用。