普惠金融發(fā)展對實體經濟的影響研究
——基于三大區(qū)域的視角

周澤炯，葉卓雅

(1.安徽財經大學 經濟學院，安徽 蚌埠233030；2.安徽財經大學 金融學院，安徽 蚌埠233030)

0 引言

普惠金融以提升金融服務滲透性、使用效率性為著力點，將經濟發(fā)展這塊蛋糕為弱勢群體所共享，使經濟發(fā)展成果真正“飛入尋常百姓家”.此外，普惠金融在平衡資源配置、糾正金融市場失衡、提升投資效率方面也扮演著非同小可的角色.自從我國普惠金融機制實施以來，金融服務的覆蓋率、可得性和滿意度不斷提高，但普惠金融在我國各地的發(fā)展程度卻不盡相同.本文將針對不同普惠階段對經濟發(fā)展的影響，著眼于普惠金融對經濟發(fā)展的影響機制，找出讓處于普惠初期的地區(qū)擴大普惠規(guī)模，讓初具普惠規(guī)模的地區(qū)注重普惠質量以及在原有普惠方法上推陳出新的普惠金融未來發(fā)展之路.

就普惠金融對經濟增長影響的研究來說，大致分為3種觀點：第一種觀點認為普惠金融和經濟增長是單調正相關關系.Beck T等(2006)研究得出，普惠金融不但能促進經濟增長，亦能提高整個金融系統(tǒng)的穩(wěn)定性.Sethy S K(2016)利用ATM機、銀行網點密度計算出普惠金融指數，并得出經濟增長與普惠金融發(fā)展呈單調正相關關系的結論.龍云飛、李晶(2017)使用歐氏距離法計算中國普惠金融指數，得出普惠金融和經濟增長存在顯著正相關關系的結論[1].第二種觀點認為普惠金融對經濟增長的影響存在著“門限效應”，即二者的關系是隨時間推進有所變化而非簡單線性關系.杜強、潘怡(2016)運用我國31省份資料構成面板數據，發(fā)現二者呈現“倒U型”關系[2].鐘潤濤(2018)運用SYS-GMM方法進行實證分析，發(fā)現普惠金融對于經濟發(fā)展的影響呈先促進、后抑制的倒U型關系[3].第三種觀點認為普惠金融對經濟增長有明顯抑制作用.周斌等(2017)認為從長期看，摩擦因素的存在使得普惠金融對于經濟增長存在負面沖擊[4].李夢雨、李奕(2019)基于“一帶一路”各國普惠金融與經濟增長的實證研究得出普惠金融的推進對經濟增長有明顯的抑制作用[5].

綜上所述，普惠金融自提出以來，一直是各學界研究的熱題.但就現有研究來看，關于普惠金融對經濟增長的作用，各學者無法得出一致結論.本文從理論和實證兩方面對我國普惠金融發(fā)展對實體經濟的影響進行研究.

1 普惠金融發(fā)展的現狀分析

從金融機構數量與金融服務質量、小微企業(yè)貸款比例與利率、普惠金融扶貧力度等對我國普惠金融發(fā)展現狀進行分析，并對東、中、西三大地區(qū)的普惠金融發(fā)展狀況進行比較.

1.1 金融機構穩(wěn)步發(fā)展且金融服務不斷完善

自普惠金融工作實施以來，我國金融機構穩(wěn)步發(fā)展，金融服務不斷完善.截至2018年末，東部地區(qū)銀行業(yè)資產規(guī)模保持增長，資產總額131.9億元，同比增長5.3%，銀行從業(yè)人員174萬人，同比增長5.3%.農村金融機構改革持續(xù)推進，例如浙江81家農信社中有78家改制為農村商業(yè)銀行，村鎮(zhèn)銀行基本實現“全覆蓋”.中部地區(qū)銀行業(yè)金融網點與銀行從業(yè)人員數分別為5.3萬個、81.7萬人，重點領域信貸投入力度加大，例如安徽創(chuàng)新開展“千名行長進萬企”專項活動，增強金融機構服務小微民營企業(yè)的內生動力.西部地區(qū)銀行金融機構個數、從業(yè)人員數分別為6.1萬個、97.5萬人.普惠金融力度進一步增強，例如，廣西法人城商行新設普惠金融事業(yè)部、貴州法人城商行與村鎮(zhèn)銀行，實現縣域全覆蓋.

1.2 小微企業(yè)貸款比例穩(wěn)步增加且貸款利率穩(wěn)中有降

截至2018年末，普惠口徑小微貸款快速增長，東、中、西部地區(qū)小微貸款同比增加23.1%，14.3%，9.5%，分別較上年末提高9.3、6.1和10.6個百分點.民營企業(yè)融資狀況明顯改善，其中，票據融資方式飛速發(fā)展，2018年末，各地區(qū)票據融資增速均超40%，有效緩解小微企業(yè)融資難、融資貴問題.同時，在支小再貸款、再貼現等政策工具引導下，小微企業(yè)貸款利率穩(wěn)中有降.2018年12月，東、中、西部地區(qū)發(fā)放小微企業(yè)貸款利率較6月分別下降0.3、0.12、0.17和0.05個百分點.

1.3 普惠金融扶貧力度增強且“兩權”抵押貸款試點取得成效

近年來，我國金融扶貧力度持續(xù)增強.截至2018年末，西部作為扶貧重點地區(qū)，2018建檔立卡貧困人口及以脫貧人口貸款余額為3 352.7億元，同比增幅9.1%.全國232試點地區(qū)“農地”抵押貸款余額655.3億元，同比增幅51.6%；59個試點地區(qū)“農房”抵押貸款余額為360.7億元，同比增長30.5%.

2 普惠金融對實體經濟發(fā)展的影響機制分析

從扶持小微企業(yè)、解決金融排斥問題、緩解金融市場失衡等方面分析了普惠金融對經濟發(fā)展的影響機制.

2.1 解決小微企業(yè)融資難問題,提升其經濟效率

普惠金融即以合理地成本向弱勢群體提供金融服務，而小微企業(yè)又是普惠金融扶持對象的重要組成部分.同時，難以持續(xù)發(fā)展的小微企業(yè)是經濟發(fā)展中的“拖油瓶”，嚴重阻礙了經濟發(fā)展的效率.普惠金融的發(fā)展，有效解決了小微企業(yè)融資難問題，提升其經濟效率.小微企業(yè)的發(fā)展壯大勢必成為經濟發(fā)展旺盛生命力的又一來源.一方面，小微企業(yè)通過更廣闊、低成本的渠道獲取了金融資源，必然將所獲資金投入生產，對當地產出水平提升具有直接貢獻，從而拉動經濟增長.另一方面，企業(yè)自身的發(fā)展完善必將提升就業(yè)者的實際收入，而收入增長必將刺激消費支出，從而拉動“內需”，成為經濟增長的源動力.

2.2 緩解“馬太效應”,解決金融排斥問題

金融市場中普遍存在著“馬太效應”——綜合實力強的市場主體通常能以較多的渠道、較低的成本取得金融資源以滿足自身發(fā)展的要求；相反，綜合實力弱的市場主體難以獲取充足的金融資源從而囿于金融資源匱乏和自身發(fā)展受限的惡性循環(huán)中[6].這種聲名累加的反饋現象加劇了各市場主體間的不平衡性，而普惠金融正是平衡這種“強者愈強，弱者愈弱”局面的一劑良方，幫助弱者于水深火熱之中，提升金融服務的包容性，有效解除了金融排斥問題.

2.3 糾正金融市場失衡,削弱“金融壟斷”

普惠金融的本質是包容性和普惠性，決定了其不以盈利為目的的運作模式.金融市場上多數金融機構均以利潤最大化為目標，而為小微企業(yè)、低收入群體提供金融資源又具有貸款期限長、信用風險大等特點，商業(yè)性金融機構一般會拒絕提供此種金融服務.加之我國金融市場資源大多為國有銀行所有，形成了國有銀行金融資源大多流向國有企業(yè)、其他企業(yè)尤其中小企業(yè)可獲得的金融資源嚴重不足的局面.普惠金融的推進正是平衡了金融市場資源配置、協調各金融消費者公平取得金融資源.同時，削弱國有企業(yè)對金融資源絕對控制權，以此促進國有企業(yè)規(guī)范內部約束機制、嚴格日常經營運作，從而提升金融市場效率、改善金融市場運行的總體環(huán)境，進一步為金融、經濟發(fā)展效率貢獻力量[7].

3 普惠金融對實體經濟發(fā)展的實證分析

運用面板數據模型我國普惠金融對實體經濟發(fā)展的影響進行實證研究.先利用所選指標構建普惠金融指數，計算出各省份歷年普惠金融發(fā)展水平；后對全樣本進行計量分析，得出全國普惠金融對實體經濟發(fā)展影響的整體情況；再進一步將我國分為東、中、西三大地區(qū)，對東、中、西三大地區(qū)數據進行計量分析，得出不同地區(qū)普惠金融對經濟發(fā)展的影響程度.

3.1 變量選取

3.1.1 被解釋變量

選取2008～2017年我國31省份年末生產總值GDPi，t(i、t分別表示省份和時間，i＝1，2，3，4，…，N；t＝1，2，3，4，…，N)來描述各省份一定時期內經濟發(fā)展狀況.現階段，衡量GDP的方法主要有三種：收入法、支出法、生產法.本文選取生產法來定量描述GDP及其變化.此外，考慮到時間序列數據的波動性，故將其對數化處理以使數據更平穩(wěn)，同時削弱其異方差性.

3.1.2 解釋變量

選取普惠金融指數作為解釋變量，研究其對經濟增長的定量關系.普惠金融指數計算方法：首先，選取每104 km2金融機構網點數、每萬人均金融機構網點數、每104 km2金融機構從業(yè)人員數、每萬人均金融機構從業(yè)人員數、人均存款/人均GDP、人均貸款/人均GDP、保險業(yè)總收入/人口總數、保險業(yè)總收入/GDP、股市債市投資總額/GDP 9個維度構建普惠金融體系.然后，借鑒Chakravarty S.R和Pal.R提出的普惠金融指數計算方法：

(1)

其中，k為構成指數的指標個數，k＝9；xij表示第j省第i維度具體值；Mi、mi分別表示第i維度中最大、最小值；0＜r＜1，表示各指標對于指數的敏感程度.參考陳三毛、錢曉萍的計算方法，令r＝0.25、0.5、0.75，并同時測定IFI相關系數，發(fā)現r＝0.5時相關系數最高.因此，用r＝0.5計算出普惠金融指數以表征各省份歷年普惠金融發(fā)展水平[8].

3.1.3 控制變量

內生增長模型是20世紀80年代中期的宏觀經濟理論分支，核心思想是經濟能夠不依賴外力推動實現持續(xù)增長.基于內生增長理論，運用影響經濟增長的三個因素——勞動力投入、資本投入、技術進步作為控制變量，并分別以年末從業(yè)人員總數/年末人口總數、全社會固定資產投資量/GDP、第二和三產業(yè)增加值/GDP定量計算出三因素的發(fā)展水平，三個控制變量分別用PRi，t、FIXIi，t和INDSi，t表示.考慮到經濟發(fā)展進程中存在普遍的連續(xù)性，故增加滯后一期的生產總值作為控制變量，以增加模型精度，該變量用GDPi，t-1表示.

3.2 變量描述性統(tǒng)計

對各指標數據整理后進行描述性統(tǒng)計分析，結果如下：經濟發(fā)展水平、普惠金融指數、勞動力投入水平、資本投資水平依地區(qū)不同差距懸殊，具有很強波動性.其中，經濟發(fā)展水平最大值超平均值將近4倍之多，而最小值卻不及均值1/5，變異系數高達85.44%，可見現階段經濟發(fā)展水平極不均衡.普惠金融指數最大值為最小值4倍左右，變異系數為25.35%，可見普惠金融在各地發(fā)展程度雖有較明顯差距.勞動力投入的最大值是最小值的24倍之多，說明在我國地廣人稀的西部地區(qū)存在著嚴重的勞動力資源匱乏問題.資本投入水平中最大值為最小值的6.37倍，均值是最小值3倍左右，說明我國資本配置不均衡問題仍然存在.技術進步與前述所有數據相比都較為平穩(wěn)，說明我國各地區(qū)在技術進步方面實力相當.

3.3 平穩(wěn)性檢驗

在一定時期中，經濟變量往往存在方向相同的變化趨勢，而其本身關聯度不大，甚至并無關聯.在回歸分析中，這類變量的回歸結果卻常常具有極高的可決系數，形成看似優(yōu)良的“偽回歸”.為避免此類情況產生，本文采取ADF檢驗方法，檢驗并剔除變量非平穩(wěn)性.經檢驗，經濟發(fā)展水平(GDP)、普惠金融指數(IFI)、勞動力投入(PR)、技術進步(INDS)、資本投入(FIXI)是非平穩(wěn)的，ADF和PP檢驗概率分別達到0.891 6和0.897 3.經過一階差分處理，數據平穩(wěn)，ADF和PP檢驗概率分別為0.036 4和0.018 3，在5%水平下顯著.則依據檢驗結果，對數據進行相關差分處理以保證數據的平穩(wěn)性.

3.4 模型設立

本文的實證研究是基于2008～2017年間我國31省份數據，同時包含時間序列數據以及截面數據，因此建立面板數據模型加以研究.面板數據模型使樣本容量增加，從根本上提高了模型的精確度.本文運用Eviews 9.0計量軟件實現模型的建立.面板數據基本模型為：

(2)

其中，yi，t是被解釋變量，x′i，t是解釋變量向量，βi，t是解釋變量的系數向量，μi，t為復合擾動項，i＝1，2，3，4…N；t＝1，2，3，4…T.面板數據模型包含混合效應模型、隨機效應模型、固定效應模型等類型.通過Hausman檢驗，本文選擇隨機效應模型.具體模型如下：

(3)

其中，vi為反應個體效應的隨機變量，εi，t為隨機擾動項，i和t分別表示省份和時間.

3.5 實證結果

采用Eviews 9.0軟件對全樣本進行回歸，著重觀察我國普惠金融對實體經濟影響的總體水平.后進一步按照國家統(tǒng)計局的劃分標準將我國31省份劃分為東、西、中部三大地區(qū)，分別對三大地區(qū)的數據進行回歸，得出不同地區(qū)普惠金融對經濟發(fā)展的影響程度.

3.5.1 全樣本回歸結果

對全樣本面板數據進行回歸分析，結果如表1所示：

表1 全樣本回歸結果

由表1可知，普惠金融指數在1%下顯著，回歸系數為0.872 4，說明普惠金融發(fā)展對經濟發(fā)展起到明顯促進作用.究其原因：普惠金融通過有傾向性的配置金融資源，有效解決弱勢經濟主體的融資難、融資貴問題從而促進整個經濟發(fā)展.技術進步水平在1%水平下顯著，回歸系數為1.223 9，說明技術進步節(jié)省了企業(yè)的生產成本、提高了其生產效率.勞動力投入在1%水平下顯著，回歸參數為0.266 4，對經濟增長具有正效應，說明勞動力投入對于我國經濟增長有較顯著的貢獻.資本投入在1%水平下顯著，回歸系數為0.380 2，說明投資依然是經濟增長的主要動力源泉.滯后一期的經濟發(fā)展水平在1%水平下通過檢驗，回歸系數為0.555 8，說明經濟發(fā)展存在一定的滯后性，并對當期經濟發(fā)展起到促進作用.

3.5.2 分地區(qū)回歸結果

對中、西、東三大地區(qū)進行回歸分析，結果如表2所示

表2 分地區(qū)回歸結果

由表2可知，在東部地區(qū)，普惠金融指數在1%水平下對被解釋變量GDP的影響呈顯著負效應，系數為-0.600 9，說明其對經濟發(fā)展抑制作用較明顯.在西部地區(qū)，普惠金融指數在5%水平下對被解釋變量GDP的影響呈較顯著正效應，系數為0.572 3，說明其促進經濟發(fā)展效果較為明顯.在中部地區(qū)，普惠金融指數在1%水平下對被解釋變量GDP的影響呈顯著正效應，系數為0.897 6，說明其對經濟發(fā)展的促進作用十分明顯.普惠金融對經濟的影響具有“邊際遞減”效應，從起初的邊際促進作用最大，到邊際作用為零，總效應達到峰值，到最后促進作用變?yōu)橐种谱饔?，整個過程呈現“倒U型”.對于東部地區(qū)來說，普惠金融發(fā)展已達較高水平，處于U型右半支，對經濟發(fā)展產生抑制.對于西部地區(qū)來說，普惠金融水平比較低，處于U型左半支底部位置，對經濟起到促進作用但不十分明顯.而對于中部地區(qū)來說，普惠金融發(fā)展已經初具規(guī)模，處于U型左半支接近峰值位置，對經濟發(fā)展有顯著促進作用.究其原因：西部、中部金融發(fā)展水平相對較低，隨著普惠金融工作的不斷推進，金融資源不斷流入小微企業(yè)等弱勢經濟主體，資金使用效率不斷提高，從而有效促進經濟發(fā)展.相反，東部地區(qū)擁有較高的金融發(fā)展水平，普惠金融帶來的新金融資源流入，對經濟發(fā)展的作用具有不確定性.此外，西部、中部金融發(fā)展普遍欠發(fā)達，居民平均生活水平低于東部，貧富差距、兩極分化程度相比東部地區(qū)較低，金融市場失衡問題比東部地區(qū)較輕微，故普惠金融的實施有效解決了該地區(qū)的金融排斥問題、緩解金融市場失衡現象，對提升經濟效率作用顯著.東部地區(qū)居民整體生活水平雖高于中、西部，但由于其存在較嚴重金融市場失衡問題，普惠金融雖能一定程度上緩解當地金融市場發(fā)展失衡的場面，但從長遠來看，普惠金融發(fā)展缺乏有效刺激經濟增長的力度.

技術進步、資本投入，滯后一期GDP均對三大地區(qū)經濟增長起促進作用，但人力投入只有在東部對實體經濟有正向促進作用，中、西部人力投入對經濟發(fā)展貢獻作用并不顯著，說明高水平人力投入對經濟增長促進作用明顯，基礎人力投入對經濟增長促進并不顯著.

4 對策建議

針對三大地區(qū)普惠金融發(fā)展及其對實體經濟作用提出以下對策建議：

1)對普惠金融發(fā)展水平較低的西部地區(qū)采取定向引導性政策助力其發(fā)展.應著力加強西部地區(qū)金融機構基礎設施建設.并通過稅收激勵、稅收補貼等政策定向引導外源資金流入中、西部地區(qū)以營造其良好投資環(huán)境，激發(fā)發(fā)達地區(qū)投資者“轉戰(zhàn)西部”的積極性.當地政府還應當開展金融教育專項工程，旨在“消除金融文盲”、提高居民金融素養(yǎng)、優(yōu)化其金融行為，培養(yǎng)居民從“愿意接受”到“離不開”金融服務作為政策切入點.

2)對正處于普惠金融高速發(fā)展進程中的中部地區(qū)應更注重普惠服務的多樣性.在銀行層面，應著力挖掘多樣化的普惠金融產品、完善相關貸款擔保機制如建立“聯戶擔保體系”，全方位增強銀行在普惠進程中的活力.同時應促進“普惠保險”發(fā)展與普惠金融工作進程齊頭并進，構建多樣化的普惠金融體系.

3)對普惠金融已初具規(guī)模的東部地區(qū)則更應注重普惠金融服務質量、注重普惠服務創(chuàng)新.全面推行“數字普惠金融”進程，嚴格風險排查機制.同時建立健全P2P網絡融資平臺，抓住“大數據”時代的發(fā)展機遇，利用互聯網技術降低交易成本、進一步拓寬融資渠道.還應加強平臺監(jiān)督跟進的力度、防范信用風險、提升融資效率，繼續(xù)發(fā)揮東部地區(qū)對全國經濟發(fā)展的重要引領作用.