普惠金融政策對我國經濟增長的影響研究

謝世清 劉宇璠

(北京大學經濟學院，北京 100871)

在過去的40年里，中國經歷了重大的金融深化改革，私人信貸增長速度一度達到名義GDP增速的兩倍，絕對值占GDP比率達到150%。相關實證研究已經證明金融發展和經濟增長之間的聯系。隨著新經濟的到來，人們更多關注的是中國是否會在未來保持經濟的增長？金融業發展是否會繼續支持實體經濟的增長？金融發展對收入不平等或貧富差距問題的影響是什么？在中國金融體系中最為約束的條件是什么？本文試圖通過對中國經濟的一般均衡模型，對上述重要問題給出答案。

普惠金融的概念最早由聯合國在2005年的小額信貸年會上提出，旨在建立全方位、有效率的金融服務體系中國在普惠金融指標的得分甚至低于一些新興經濟體(馬來西亞，巴西，南非)。我國普惠金融現狀亟待改善：國企獲得信貸的能力要遠遠高于中小微企業；居民獲得資金的成本也極不平等。中國巨額銀行賬戶人口規模居全球之首，農村地區人口接近全國的一半，但其未償貸款總額只占全國5.4%；中小微企業獲得正式貸款的難度超過非正式渠道貸款。

本文從三個維度(準入、深度和效率)對中國普惠金融現狀進行量化，并給出制約經濟發展的主要制約因素：(1)準入表示居民獲取到貸款的難易程度；(2)深度表示在可以獲得貸款的情況下，一定財富狀況下的居民具體可以拿到多少貸款；(3)效率通常與競爭狀態和金融機構面臨的信息不對稱程度有關，反映在利差和銀行的間接費用上。我們發現，對GDP增長最有制約效力的維度是深度，即制約我國經濟增長的主要因素是對企業信貸抵押的要求過高；降低準入能夠最大幅度減少基尼系數，即提高金融中介效率有助于改善貧富差距問題。

文獻綜述

盡管早已有文獻關注金融深化對經濟增長過程中發揮的重要機制，但相對成熟的理論框架是將金融中介引入宏觀經濟模型，通過職業選擇機制對經濟總體和收入分配產生影響。Banerjee and Newman(1993)[2]將職業選擇機制引入了經濟發展模型。隨后Lloyd-Ellis and Bernhardt(2000)[10]對上述模型進行了擴展，從而解釋了收入不平等并證明了庫茲涅茲曲線的存在性。在此基礎上，Cagetti and Nardi(2006)[11]引入了代際饋贈機制，從而讓這類模型能夠更好地刻畫現實。這些研究表明，更加完善的金融中介促進了更多企業的創辦，提高了生產率和投資，提升了均衡工資。

20世紀90年代增長理論的發展和金融深化與經濟增長的實證關系研究相輔相成。King and Levine(1993)[13]將金融變量引入標準增長模型，得出金融深化與人均收入增長之間存在顯著的正向聯系。Rousseau and Wachtel(2000)[14]利用1980～1995年跨國年度面板數據驗證了金融深化對經濟增長的重要作用。Bulter and Cornaggia(2011)[6]證明了金融可獲得性對促進生產率增長作用十分顯著。Bittencourt(2010)[3]將研究拓展至福利分析，證明了金融深化對降低貧困與不平等的重要作用。

在我國已有相對豐富的實證研究探討著我國金融發展與經濟增長之間的關系。但由于使用的金融深化指標、計量方法以及選取的時間區間不盡相同，研究尚未達成共識。一個方面，Cheng and Degyse(2010)[7]利用我國不同省份和城市的面板數據進行實證研究，結果表明我國金融市場不完善會導致缺乏抵押品、信用記錄和關系的窮人以及小微企業面臨著更加突出的流動性約束。這種金融排斥使其難以便捷地投資于高回報項目，降低了資源配置效率，阻礙了經濟增長。

另一方面，以間接金融為主、過度依賴銀行提供流動性的金融體系可能在一定程度上阻礙經濟增長，過大的銀行部門會給實體經濟帶來額外成本。江春和許立成(2007)[17]的研究發現金融深化可能會進一步拉大社會差距。李稻葵等(2013)[18]還發現，中國企業非中介融資占比的上升改善了企業投資，推動了中國經濟增長。相反，中介融資占比較高的年份，中國的經濟增長往往會有所下滑。Aziz and Duenwald(2002)[1]指出，金融深化和實體經濟之前沒有顯著關系。關于金融深化與福利之間的關系，國內相關文獻起步較晚。范香梅(2015)[19]進行了金融包容和收入分配之間的實證分析，中國收入分配公平性與金融包容呈非線性關系。經濟欠發達地區金融包容程度低與收入差距擴大互為因果。而經濟發達地區的收入差距較小，金融包容程度也較高。

本文基于Dabla-Norris et.al.(2015)[8]中職業選擇機制下異質性代理人的一般均衡模型。該模型首次從三個角度綜合刻畫經濟體的金融包容程度。Assuncao et.al.(2012)[15]發現可以用銀行分行之間的距離衡量信貸準入，這表明促進農村地區開設分支機構的政策可以幫助減少模型中的信貸參與成本ψ。Greenwood et.al(2013)[9]表明，金融中介對生產率和收入有相當大的影響。Buera et.al(2011)[4]在職業選擇框架中納入前瞻性代理人，表明金融摩擦在所觀察到的人均產出和總體全要素生產率差異中發揮重要作用。此外,Buera et.al(2012)[5]通過關注微觀金融的一般均衡效應，發現擴大小額金融對人均收入的影響很小。因為小額金融是從高儲蓄者到低儲蓄者的收入再分配，但絕大多數人口受益于高工資。Moll(2010)[12]表明，金融摩擦對GDP和生產率的影響取決于特定沖擊的持久性，金融摩擦的短期效應往往要大于其長期影響。

綜上所述，國內文獻尚未有關于普惠金融對經濟發展作用機制的理論和量化研究。此外，目前的計量研究由于數據的不一致性導致眾說紛紜。我們通過研究外國文獻，可以發現一些創新性的動態宏觀模型對很多發展中國家普惠金融對經濟的傳導機制做出了良好的模擬和刻畫。本文填補了我國用理論模型來解釋普惠金融對經濟體系作用機制的文獻空白，并給出了明確的普惠金融政策意義。

本文的主要貢獻在于：

第一，本文是國內第一篇將普惠金融對經濟增長的影響進行分層定量研究的論文。基于我國2700個企業的數據，利用模型校準、參數模擬的方法，本文將普惠金融的三個層面分開研究。這三個層面分別刻畫了金融的廣度、深度以及效率，并發現我國目前普惠金融存在的問題主要集中于深度方面，最后得出放松抵押品限制能夠對經濟增長起到最大促進作用的結論。

第二，雖基于Dabla-Norris et.al.(2015)[8]的研究模型，但該模型的設立是為了研究泰國的宏觀金融問題，本文基于該模型在中國問題上進行了調整。(1)原始文獻中未提到的模型的弱點之一是模型與現實世界的抵押品需求不匹配：在中國，抵押物是非流動資產，不能投入生產；而根據模型的假設，企業家實際上可以使用借款部分和抵押品部分；(2)在模擬模型時，本文將采用MATLAB軟件調整參數使模型與中國現實更加匹配，而非根據以往文獻簡單設定模型。通過上述方法的改進，本文的分析將更加可靠。

第三，本文不僅關注經濟增長，同時關注不平等問題，并且使用gini系數來衡量。范香梅(2015)[19]提到了金融包容和收入分配之間的實證分析，并認為中國收入分配公平性與金融包容呈非線性關系，經濟欠發達地區金融包容程度低與收入差距擴大互為因果；而經濟發達地區的收入差距較小，金融包容程度也較高。本文通過模型校準，模擬實體經濟的方法得出了進一步結論：把金融包容性分為三個層面，具體研究金融包容對收入分配的改善機制。從外部性和內部性等不同渠道對上述因果關系做出具體闡釋。

模型設計

本文使用異質性代理人一般均衡模型，該模型借鑒自Dabla-Norris et.al.(2015)[8]。在模型中，代理人可以根據自身財富和才能做出職業選擇，從而最大化個人效用，成為工人獲得均衡工資，或者創辦企業獲得商業利潤。如果代理人選擇后者，就需要雇傭工人、投入資本，并決定是否向金融中介貸款。在貸款過程中，普惠金融的三個維度分別被刻畫：(1)模型中代理人申請貸款的參與成本φ刻畫準入；(2)金融中介對貸款的抵押品要求λ刻畫深度；(3)金融中介的監控成本χ刻畫效率。本部分給出普惠金融的三個維度如何在模型中體現，并探討不同維度的普惠金融政策對總體經濟的影響機制。

一、最大化效用

模型中的代理人具有不同的天賦z和財富b。代理人的生命可簡化為兩期：(1)在職業和信貸參與上做出選擇從而實現收入；(2)通過選擇消費c和遺產b’最大化效用。第二期的預算約束取決于第一期實現的收入W。效用函數的Cobb-Douglas形式暗含著效用最大化函數是W的線性函數。這意味著第二期最大化期望效用等價于第一期實現收入W最大化，只需關注第一期，即代理人選擇職業和信貸參與過程。代理人的效用函數和預算約束如下：

給定財富和才能，代理人在工人或企業家之間做出職業選擇。假定每個勞動者提供一單位勞動力，第一期的收入等于均衡工資w；企業家投入資本和勞動，通過商業利潤獲得收入。企業家的生產技術取決于他的才能：天賦z越高，公司在生產過程中就可以獲得更先進的技術。生產函數呈現規模遞減(v＞0)：

其中，1-v代表了產出中可變因素的份額。這其中a比例在投資，1-a比例在勞動。生產失敗的概率是p。工人只有在生產成功時才能得到報酬。因此，每個工人掙到工資的概率是1-p。給定均衡工資率w和存款利率rd，稟賦為(b,z)的代理人通過比較不同職業選擇從而最大化預期收入：

二、貸款合同

企業家的財富方程Ws=πs(b,z)又可以寫作：

概率1-p下生產成功，企業家獲得利潤；概率p下生產失敗，企業家得到期末折舊后資本的η部分，資本以δ的比例折舊；方程最后一項指沒有用于生產的財富。約束反映出企業家需要通過自己的初始財富來融資。利潤對勞動和資本的偏導設為零，求解帶約束的最大化問題。首先推導出企業在沒有財富所需要的資本量，然后將其與b進行比較。規模遞減表明存在一個不受約束的資本量ks(z)。

假設通過支付參與成本φ，代理人可以獲得資金支持。假設金融部門完全競爭，將中介利潤推至零(非競爭性的金融體系可以外生設定金融中介的非零利潤率，創業者面對的借款利率將會增加，但模型的定性預測不變)。為了借款，代理人需要與金融機構簽訂合同，合同被(Φ,Δ,?)三個變量來刻畫，其中Φ是借款金額，Δ是抵押品價值，?是合約面值。假設代理人在抵押品的價值上賺取存款利率rd。

對于不同的企業家來說，貸款利率可能不同，這取決于金融合約的貸款利率：

同樣，杠桿比率也可以定義為：

如果生產失敗，企業家無法償還面值為?的債務。在這種情況下，企業家違約，銀行拿走帶息抵押品(1+rd)Δ以及恢復后的凈資本η(1-δ)k。在均衡狀態下，由于高杠桿的企業更容易違約，他們面對的利率更高(銀行為了抵補違約需要承擔的損失)。現在要證明，稟賦為(b,z)的企業家選擇的最優合同是(k,b-φ,Ω)，?可以通過如下方程求解：

在證明開始之前，先明確借款人和金融中介之間的作用機制。這里考慮了金融部門的兩種不同類型的金融摩擦，即有限承諾和非對稱信息。前者為企業家提供了一種“信貸配給”，因為他們不得不通過抵押物來借款。對一些企業家來說，這種限制是有約束力的。后一種摩擦增加了違約可能性企業家的借款利率。具體來說，約束意味著以下內容：

具體來說，對于有限承諾：為了借貸，企業家需要在金融機構中交付抵押品。假設一個抵押了Δ的企業家可以借?。進一步假設，合同的執行是不完善的，他帶走比例的借入資本，唯一的損失就是他將失去帶息抵押品。在均衡狀態下只有企業家才不會逃走。因此，只有借款者能提供Δ抵押品時，銀行才愿意借λΔ給借款者。λ一定程度上刻畫了有限承諾帶來的金融摩擦。λ=1的特例下，企業家不能借款。

另一方面，企業家和銀行之間存在信息不對稱(即某個企業家的生產是否失敗，只有企業家自己知道)。由于有限責任，當生產失敗時，企業家有違約的選擇。這意味著，在銀行不發現的情況下，謊報生產失敗得到的錢會更多。如果金融中介希望所有代理人都能講真話，那就一定要付出成本。銀行有一種監控技術，通過它可以獲得生產是否成功的信息，這個技術的成本與生產規模χ成正比。如果企業家被抓到說謊，那么銀行可以合法強制其償還貸款面值。由于均衡下銀行利潤計為零，監督成本由企業家承擔。

當生產成功時，企業家可以償還貸款的面值，因此銀行沒有動機進行監管。如果生產失敗報告，銀行只有在貸款合同高度杠桿化的情況下才進行監測，因為低杠桿貸款合同意味著企業家所需償付的面值較少，即使生產失敗也可以被利息的抵押價值(1+rd)Δ和恢復后凈營運資本η(1-δ)k之和所覆蓋。在這種情況下，創業者沒有說謊的動機，這就沒有激勵銀行進行監督。如果貸款合同在生產失敗時杠桿率很高，那么企業家可以償還的資金不足以支付貸款的面值，就會發生違約。因為他們知道如果報告生產失敗，將償還更少的債務。為了激發誠信行為，一旦報告生產失敗，銀行將核實高杠桿企業的生產結果。

在信用制度下，末期財富由Wc=πc(b,z)表示，其中c是指信貸制度。當Wc＞Ws時，代理人選擇支付參與成本。假設銀行不能觀察到企業家的類型(b,z)，因此要準備為不同類型的企業家提供不同合同的契約。類型(b,z)的企業家從合同菜單中選擇最優的合同。注意合同設計是激勵相容的，類型為(b,z)的企業家沒有選擇其他類型企業家最優合同的動機。此外，鑒于金融中介完全競爭，所有貸款合同都為零利潤。

本人首先闡述類型為(b,z)的企業家的最優合同，然后討論為什么合同是激勵相容的。為求解(b,z)型企業家的最優貸款合同(Φ,Δ,?)，本文采取如下步驟：

首先，由于抵押品是有利息的，企業家愿意把扣除進入成本后的所有財富b-φ都用作抵押，而不是放在儲蓄賬戶。因此，抵押品數量可以確定為Δ=b-φ。對于富有的企業家來說，他們不需要太多貸款，有可能存在著多種最優契約。但是這些契約產生的結果對企業和銀行來說都一樣。這里所關注的最優契約是杠桿率最低的，也就是將所有財富都抵押貸款的那款契約。

第二，由于企業家通過借款提高生產規模以獲取更高的利潤，所以其沒有理由從銀行借錢而不投入生產。舉債增加了杠桿比率，這可能會增加資本成本。因此，在最優合同中，貸款金額Φ應該等于資本的數量k(b,z)。

第三，在最優合同中貸款的面值?由銀行根據零利潤來設定。一方面，從銀行的角度看，貸款合同的預期收益是(1-p)Ω+pmin(Ω,η(1-δ)k+(1+rd)(b-φ))。第一項指的是生產成功時的收益，概率1-p下銀行收回全部面值Ω。第二項指生產失敗時的收益。當生產失敗時，償還債務前，企業家的“凈價值”等于折舊后的資本η(1-δ)k，再加上抵押品的計息價值(1+rd)(b-φ)。如果企業家的“凈價值”足以償還債務，那么銀行就能夠收回面值Ω，否則銀行只能接受有限的“凈價值”，而企業家最終將什么也得不到。總之，當生產失敗時，銀行接受Ω和η(1-δ)k+(1+rd)(b-φ)中較小的那項。

另一方面，貸款合同成立的全部成本等于計息后投入資本(1+rd)k加上預期監測成本。監控發生在生產失敗，且凈值η(1-δ)k+(1+rd)(b-φ)小于貸款面值Ω時。在這種情況下，會產生監控成本χk。因此，預期監測成本等于監測成本乘以發生監控的概率。當企業家高度杠桿化時，監控概率等于生產失敗的概率，預期監控成本可以用PP{η(1-δ)k+(1+rd)(b-φ)＜Ω}χk來表示，如果η(1-δ)k+(1+rd)(b-φ)＜Ω，則概率函數為1，否則為零。因此，貸款合同的全部成本等于(1+rd)k+PχkP{η(1-δ)k+(1+rd)(b-φ)＜Ω}。

當貸款的期望收益等于其成本時，推出零利潤等式(8)：

最后來討論銀行提供的所有合同都是激勵相容的。這意味著，低才能的企業家沒有勇氣假裝很有天賦，從而要求簽訂不同的合同，反之亦然。為了證明這一點，可將方程(8)的兩邊分別除k：

三、職業選擇

根據有限承諾和非對稱信息的特征，可以繪制儲蓄制度和信貸制度下的職業選擇示意圖(圖1)。在均衡中，只有一定財富水平的人才會選擇開公司。因為沒有天賦的人沒有獲得先進的技術，他們無法獲得足夠的利潤，因此選擇做一個工人。有才能但貧窮的人由于財富限制無法創業。即使那些選擇開公司的人也可能因為沒有足夠的錢來擴大公司的規模而成為財富限制。職業選擇給出了這種模式的機制，說明了代理人如何儲蓄和投資，對收入的增長和分配產生長期影響。

圖1左邊所示是儲蓄制度中4類代理人：無約束的工人、受約束的工人、受約束的企業家和無約束的企業家。當代理人的天賦低于一定水平時，他總是選擇做工人，這些人被認為是無約束的工人，表明他們的天賦太低，以至于企業家永遠不是他們的最佳選擇。當代理人的天賦高于該值時，進一步分出3個區域：在左邊部分，代理人有足夠天賦但沒有足夠財富，只能選擇成為工人，這些工人受到限制；中間部分代表代理人有足夠財富來經營公司，但公司規模仍然受制于財富，這些是受約束的企業家；位于右邊區域的代理人選擇成為企業家，公司規模不受限制，資本邊際回報率等于存款利率。因此，他們被認定為無約束企業家。

當代理人獲得外部信用時就轉移到圖1右側。對比來看，受限制的工人區域縮小了，無約束的企業家區域擴大了。一旦從金融機構獲得信貸，代理人就更有可能成為企業家并在更大范圍內經營自己的業務。受約束企業家的區域由虛線劃分為兩個子類別：低杠桿率的企業家和高杠桿率的企業家：低杠桿的企業家借款不多，銀行不采取監視，貸款利率等于存款利率；高杠桿的企業家在生產失敗時違約，銀行監控。高杠桿區位于低杠桿區的左邊，意味著當財富較低時，企業家更愿意利用更多的資金，從資本的高邊際收益中獲益。

圖1 儲蓄制度和信貸制度下的職業選擇

四、均衡狀態

給定財富和天賦的初始聯合概率密度分布H0(b,z)，競爭均衡需要滿足以下四個條件：

第一，(b,z)型代理人選擇最優體制、最優職業以及Ct(b,z)；Kt(b,z)；It(b,z)在任何t≥0時，從而最大化收益。

第二，在任何時間t≥0時，資本市場出清：

其中E(t)是在t時刻選擇成為企業家的代理人(b,z)的集合；Fin(t)是所有位于信貸體制下代理人(b,z)的集合。

第三，在任何時間t≥0時，勞動市場出清：

五、總體經濟

經濟體的生產總值可以表示為企業家在儲蓄制度的和信貸制度中的凈產出總和，而經濟體的財富分配情況可以用Gini系數來衡量。全要素生產率TFP為其中Y是總產出，K是總資本，L是勞動力。

在放寬金融約束的三個維度時，總的經濟增長變化可以分解為三個部分：(1)更多的企業家進入信貸制度，這可以被定義為外部收益。由于外部信貸使企業家擴大業務，產出更多收益更多；(2)存在于信貸制度內部的收益，由于放寬金融約束降低了損失，提高了監測效率，擴大了信貸供應從而加大生產規模；(3)生活在儲蓄制度下的企業家由于一般均衡效應，面臨的均衡工資和利率都會提高，從而縮小企業規模。這意味著，留在儲蓄制度中的企業家將因較高的均衡要素價格而蒙受損失。所以說，不同收入層次的人面臨的收益和損失是不對稱的，收入分配情況將無法通過直觀的經濟學解釋來概括，需要更精確的經濟學模型來校準參數并模擬總體經濟。

我國普惠金融現狀

在理論模型中，一個居民可以通過打工獲得均衡工資，也可以通過個人天賦、初始財富或者借款去開創企業。該模型中的居民是個人決策者，包括企業家或者工人。如果居民選擇成為企業家，他就需要進入一個金融體系。如果他選擇一直做工人，在模型中他不需要融資，從而不需要進入金融體系。我們研究金融體系的包容程度，需要的數據是有融資需求的居民(也就是企業)所面對的融資約束，從而模型的參數校準需要企業調查數據。

世界銀行所公布的普惠金融指標體系是該領域國際上最權威的衡量指標之一，孫天琦等(2016)[16]對其調查系統進行了總結。世界銀行在普惠金融方面主要開展了全球普惠金融調查(Global Findex)和企業調查(Enterprise Surveys)。本文的研究對象是中小企業，所以全球普惠金融調查并不實用。而企業調查從2005年開始，主要針對中小企業的生產經營狀況，采取問卷調查的形式，從需求端采集數據。數據按設立、金融、經營和勞動力等分為12大類，共121個指標。其中，金融類共有15個指標，涉及中小企業賬戶、信貸、理財和運營資金調配等方面。

本文使用世界銀行企業調查(World Bank Enterprise Survey)公司層面數據對模型進行了校準，校準所用數據為中國2700個企業的數據。在2011～2013年期間，2700個代表性制造業公司的企業管理者接受了調查。該數據通過問卷調查形式開展，并針對性別、收入、年齡、所在地區、受教育程度等特征，對個人使用金融服務情況進行了更為細化的分類。該調查還從財務、信貸和投資等運營行為方面更充分地對企業金融服務情況進行調查。該調查較為靈活，可根據形勢變化和實際需求及時更新調查問卷內容，實現新的調查目的。

如表1所示，第一列顯示了實際數據調查結果，第二列給出了模型值。實際數據和模型結果之間的差別很小，表明該模型模擬良好。首先，儲蓄率和抵押品占貸款百分比與模型完全相符；其次，獲得信貸的公司百分比模擬值略高，不良貸款率略高，表明模擬經濟體的杠桿率更高但在可控范圍內；最后，模型經濟體中大型公司占比更多，說明是一個資本和財富相對更集中的模擬經濟體。表1最后一列給出了模擬出的參數，表明經濟體的特征和金融包容性之間的聯系是復雜多維的。

表1 數據、模型和校準參數說明

為了更好地校準模型，滿足上述市場一般均衡的四個條件，將一年期折舊率p設為0.06，生產函數中可變因素參數v設為0.21。資本的份額a是0.33。子代繼承上代天賦的概率γ設為0.894。

值得注意的是，通過將數據和模擬出來的矩進行匹配，估計其余參數。(1)衡量一個經濟體的金融中介可用資金量的總儲蓄率，可以用來校準最佳遺產率ω，且ω=0.25；(2)抵押貸款的百分比平均值可以用來校準參數λ，且λ=1.51，刻畫了有限承諾所導致的金融摩擦。模型中貸款額與抵押品的比率與數據有所不同，令λ等是抵押品價值占貸款金額的百分比。模型的弱點之一是與現實世界的抵押品需求不完全匹配，在現實世界中，抵押物是非流動資產，不能投入生產，而根據模型假設，企業家可以使用借款部分和抵押品部分。(3)財務參與成本φ，監控成本χ，失敗的概率p，天賦分布尾部參數θ，同時被校準出來，得到φ=0.13，χ=0.9，η=0.3，p=0.02，ρ=4.22，從而匹配以下數據：獲得信貸的公司百分比，不良貸款占比，為貸款利差和就業份額分布。不同的矩主要受某些特定參數的影響。具體來說，獲得信貸的企業百分比主要是由信貸參與成本決定的：φ增加，拿到信貸的企業百分比會降低；不良貸款率和利差被參數χ和p同時決定：當生產失敗的概率p增加時，在企業家的杠桿比率不變的情況下，不良貸款率和利差會加大；就業份額分布主要通過調整參數θ來匹配。(4)參數η并沒有一個明確的定義，在模型中表示為企業家生產失敗時拿到折舊后資產的一部分。因為在某種程度上這個參數對所有矩的影響都相似于參數p。將參數η設為0.3，是為了讓利差矩和不良貸款率對參數χ和p更敏感，η需要滿足近似但小于

普惠金融政策的影響

本文選擇GDP、TFP、利差、貸款可獲得性、Gini系數、不良貸款率六個變量來研究普惠金融政策對總體經濟的影響。GDP是刻畫經濟體總體產出的良好指標，由于模型中未考慮人口變化，人均GDP的意義和GDP總量的意義是一樣的。TFP刻畫一個經濟體的生產效率。不考慮人口變化，它能夠刻畫一單位資本投入帶來的邊際產出的變化。我們看不同政策(模型中外生變量變化)對經濟體的影響，不能只關注總產出，還要關注產出的效率，也就是說要考察經濟增長是單純的數量型增長還是有生產率提高的質量型增長。

利率差是借貸的利率之差。在模型中刻畫了金融中介的效率，也就是我們刻畫金融包容性程度的指標之一。更完善的金融中介提供金融服務的成本更低，在均衡下的利率差就會越低。另一方面，假設個體選擇創辦企業且需要一定的貸款，貸款可獲得性是能夠得到貸款的概率，也就是融資的可獲得性。這是我們刻畫金融包容程度的又一個指標。

Gini系數是衡量一個國家或地區居民收入差距的常用指標。Gini系數越大，表示不平等程度越高。我們不僅關注經濟體的增長，同時關注分配的公平性。就三種不同維度的普惠金融政策是否能夠在促進經濟體發展的同時促進經濟體更平等這個問題而言，并不能輕易得出普惠金融有利于降低貧富差距的結論。因為一旦金融體系更包容，均衡狀態下更有能力的企業家能夠得到更多的貸款，競爭體系下強者更強，所以有可能導致貧富差距惡化。從模擬結果能看出，一些普惠金融政策確實會帶來貧富差距惡化，Gini系數上升。

不良貸款率說的是企業獲得貸款后有多大的概率違約，刻畫了金融體系的風險程度。從另一個角度考慮，如果金融體系的門檻較低，對抵押擔保的要求較低，有可能會導致沒有能力的企業也可以獲得貸款，這在增大金融包容性程度的同時增加了不良貸款比例。我們不希望看到，普惠金融政策雖然促進了經濟體發展，卻加劇了金融體系風險。模擬結果顯示，在均衡狀態下，降低準入門檻并不會帶來金融風險的急劇增加。

模型中的φ、λ、χ三個參數從三個維度刻畫了我國普惠金融現狀。信用參與成本φ=0.13直接衡量了貸款的可得性，反映了信貸準入門檻的高度；借款約束λ=1.51表示對抵押品價值的要求，反映了抵押品要求的松緊程度；監控成本χ=0.9刻畫了金融中介效率的高低。下面通過改變參數，分析普惠金融政策對總體經濟的影響，分別進行三個獨立的政策模擬。

一、降低參與成本

第一個模擬是降低金融參與成本φ。在目前的模擬結果中，通過支付預付信用參與成本φ=0.13，代理人進入信用制度并獲得外部信用。圖2顯示了當信貸參與費用從0.15下降到0(橫軸)對經濟體各項指標(縱軸)的影響。

首先，降低參與成本對GDP有直接的促進作用，作用機制有兩個。一個是外部機制：更低的φ使更多企業獲得信貸；另一個是內部機制：降低進入成本使得企業將更多的資金用于投資，允許信貸機制中的公司借入更多資金；其次，降低信貸參與成本使得資本在企業家之間更有效地分配，提高經濟體的全要素生產率TFP。作用機制有兩個：第一個是外部收益，由儲蓄制度向信用制度轉變的企業家帶來了效率，因為那些選擇轉移的人具有較高天賦但財富卻很低；第二個來自信貸制度內部，企業擴大生產，規模效應帶來效率提高；第三，降低信貸參與成本有助于貧富差距的改善，但效果需要在參與成本降低到一定程度時才能體現。降低參與成本更有利于受約束工人和沒有貸款的企業家。這使得他們能夠將資本投入生產，從而壓低基尼系數。

二、放松抵押品約束

第二個模擬是放松抵押品借貸約束λ。在目前的模擬結果中，λ=1.51，這表明代理人的杠桿最多只能加到1.51。這里借鑒對抵押品限制最低的國家(德國、西班牙和葡萄牙)，他們的抵押金額平均為50%(λ=3)，故而將3看作是理想的借貸約束。圖3顯示了當借貸約束從1放松到3(橫軸)對經濟體各項指標(縱軸)的影響。

首先，借貸約束λ從1放松到3對GDP和全要素生產率都有著促進作用，尤其是后者。這意味著外部機制和信貸體制的內部機制的總體效應都很大。相對較高的儲蓄率意味著抵押品需求的減少會更大程度上促進流動性，資金更有效的利用導致國內生產總值和生產效率顯著增加。其次，借貸約束的放松對不平等程度的影響符合庫茲涅茨(Kuznets)曲線或者倒U曲線。當λ從低水平增加，會最先增加優秀企業家的杠桿率，提高他們的生產效率，富人更富，從而提升Gini系數；當λ繼續增加，利率增加制約優秀企業家的借貸成本，從而降低了Gini系數。

圖2 降低參與成本ψ的影響

圖3 放松借貸限制λ的影響

三、提高監控效率

第三個模擬是提高金融中介效率χ。在目前的模擬結果中，χ=0.9，表明銀行需要付出0.9倍生產規模的成本去獲得真實的生產信息，從而間接提升了企業面臨的貸款成本。圖4顯示了當監控成本減少到0(橫軸)對經濟體各項指標(縱軸)的影響。

首先，監控效率的提高會帶來GDP和全要素生產率的提升，但提升效果有限。這意味著外部機制和信貸體制的內部機制的總體效應相比儲蓄制度內部機制來說并沒有明顯優勢。其次，監控效率的提高反而會加劇經濟體的貧富差距，顯示為Gini系數增加。降低監控成本后，更有效的金融中介更有利于高杠桿的企業家，而他們的收入原本就比其他人更高。誠然，降低監控成本看似既不會產生國內生產總值的大幅度增長，也不會帶來經濟體效率的大幅改善，甚至可能加劇貧富差距，但提高金融中介效率并非無意義。因為監控成本的降低伴隨著約束放松和參與成本的降低，所以這三個維度是動態均衡的。

圖4 提高金融中介效率χ的影響

表2 普惠金融政策對總體經濟的影響 (單位：百分比)

四、總體評價

如表2所示，不同的普惠金融政策對宏觀經濟指標的影響各不相同。一方面，在對總體經濟增長GDP的促進作用上，放松對抵押品的約束提供了最大促進，假設借貸約束從現狀放松到理想狀態，將會給GDP帶來18.1%的促進作用，這表明目前我國的借貸要求過于嚴格，對于抵押品數量的要求過高，這在維護了金融風險的同時損失了一定效率。完全取消信貸成本將會給GDP帶來3.5%的增長，完全降低監控成本將給經濟體帶來1%的增長，這相比于前者的18.1%而言是微乎其微的，說明阻礙我國當前經濟增長的最大因素在于對企業尤其是中小微企業的抵押品要求過于嚴格。

另一方面，如果我們關注Gini系數，會發現降低參與成本會使得Gini系數下降5.1%，改善貧富差距；放松借貸約束到理想狀態會降低Gini系數1.3%，對貧富差距的改善效力不大；而降低監控成本反而會使Gini系數提升7%，加劇貧富差距。所以關注貧富差距改善，中國的當務之急在于降低企業尤其是中小微企業的借貸門檻，降低貸款門檻，放寬“準入”標準，把資金使用機會帶給更多有創業夢想的人。

研究結論和政策啟示

本文校準了Dabla-Norris et al.(2015)[8]的異質性一般均衡模型，首先刻畫準入、深度和效率三個普惠金融維度的模型表達形式及其對影響總體經濟的機制，其次帶入中國企業層面的最新數據對進行模型校準和參數模擬來探究中國普惠金融現狀，進一步通過改變參數來定量分析針對三個維度的普惠金融政策對中國經濟的潛在影響，最后同時關注經濟增長和收入分配問題給出政策建議。研究表明，不同的普惠金融政策對我國總體經濟的影響是不同的，具體研究結果如下：

一方面，關注經濟增長。放松對抵押品的約束能最大限度地促進國內生產總值和經濟體效率的增長。定量來說，當借貸約束放寬到理想狀態將為GDP增長助力18%，而充分放寬另外兩項限制只能產生不超過5%的增長。這些結果表明，中國金融業面臨著過于嚴格的抵押貸款限制。說明阻礙我國當前經濟增長的最大因素在于對企業尤其是中小微企業的抵押品要求過于嚴格。我們亟需一個更加信息透明的經濟體，通過信貸公開、信息披露等操作創造公信力，降低風險，從而降低抵押品要求。

另一方面，關注貧富差距改善。降低參與成本帶來的5%的改善，而放松抵押品限制的不平等效應僅為1%。雖然貧富差距的5%改善相比增長的18%來說并不十分顯著，但這意味著，至少在普惠金融政策助力經濟增長的同時不會致使貧富差距的惡化。降低監控成本會加劇貧富差距，增加金融中介效率似乎并沒有對任何宏觀經濟變量產生特別強的影響。這是因為信貸約束和參與成本對金融部門的摩擦更具約束力，只有已經納入金融體系的企業家才能享受到更大的調解效率，并將深化貧富差距問題。

降低抵押品限制能夠最大程度上促進經濟發展，放寬參與門檻能夠最大程度上改善貧富差距。現階段的中國更需要關心的是低成本的融資門檻和更加寬松的抵押品限制，集中精力在這兩個維度上最有效。一方面，要放寬抵押品限制，深化普惠金融業務，構建多層次的普惠金融市場，積極建立為中小微企業服務的投融資平臺，推進互聯網金融建設，促進經濟體效率和增長。另一方面，要降低金融準入門檻，優化企業營商環境，降低中小微企業一次性融資成本，優化金融資源配置效率，從而改善收入分配不平等的現狀。

總而言之，我國普惠金融穩步發展。金融服務可得性、使用情況、質量進一步改善，傳統金融產品和服務已廣泛普及，信息技術發展正深刻改變著普惠金融的發展方式。就金融產品和服務而言，我國基礎金融服務已基本實現行政村全覆蓋，保險產品和服務使用穩步增長。就支付方式而言，銀行結算賬戶和銀行卡使用已廣泛普及，電子支付迅速發展。就消費者金融而言，消費者金融素養有所提升，金融消費糾紛非訴解決機制建設取得進展。就信貸而言，信貸對普惠金融的支持力度平穩增長，信貸障礙有所改善，但部分領域信貸支持有待加強。