商業銀行普惠金融如何助力共同富裕目標實現？

摘要：經濟增長和收入分配改善是共同富裕的應有之義，也是實現共同富裕的重要途徑。商業銀行普惠金融以中小微企業和農民等弱勢群體為主要服務對象，是推進共同富裕的重要力量。本文在包含BGG金融加速器的DSGE模型中引入異質性企業和異質性家庭，從經濟增長和收入分配角度分析商業銀行普惠金融政策對共同富裕的動態一般均衡影響。校準參數后模擬發現，商業銀行普惠金融政策會促進共同富裕。對比分析發現，寬松貨幣政策雖然會增加總產出，但會加劇收入不平等；同時，商業銀行普惠金融政策和小企業技術進步的組合沖擊更有利于實現共同富裕。

關鍵詞：普惠金融；共同富裕；BGG-DSGE模型；貨幣政策效果；收入不平等

中圖分類號：F832.4" " " " 文獻標識碼：A" " " " 文章編號：1007-0753（2024）05-0003-16

一、引言

黨的二十大報告指出，“扎實推進共同富裕”。“十四五”規劃和2035年遠景目標綱要提出，要實現人均國內生產總值達到中等發達國家水平，中等收入群體顯著擴大。共同富裕具有豐富的政治內涵、經濟內涵、社會內涵和新時代特色（劉培林等，2021）。共同富裕是富裕和共享的有機結合，富裕反映物質和精神的富裕，共享反映對收入、財產和公共服務的公平分享。共同富裕的實現需要分階段逐步推進。就現階段來說，經濟增長和收入分配改善是共同富裕的題中應有之義，也是實現共同富裕的重要途徑（胡鞍鋼和周紹杰，2022；萬廣華等，2022）。

作為社會財富的主要創造者，企業是參與高質量發展和促進共同富裕的重要主體。中小微企業在經濟中發揮著“五六七八九”的作用，在國民經濟和社會發展中具有重要地位。生產力方面，中小微企業是激發創新創造、推動產業轉型升級和做大社會總財富的動力源泉；生產關系方面，中小微企業發展既可以增加就業和勞動者工資收入，也可以增加社會性流動，擴大中等收入群體，還可以增加政府稅收和企業家慈善捐贈，改善再分配和三次分配。因此，支持中小微企業發展既可以增加社會總產出，實現“做大蛋糕”的目標，還可以改善居民收入分配，讓“蛋糕”分得更好，推動共同富裕目標的實現。但是，中小微企業發展面臨融資難、融資貴的世界性難題。根據中國人民銀行披露的數據，我國中小微企業融資規模占社會融資規模的比重不到三成，這與其在經濟發展中所作出的貢獻不匹配。

實現共同富裕需要進一步深化供給側結構性改革，破除妨礙要素自由流動的體制機制障礙。普惠金融是金融供給側結構性改革的重要內容。2013年11月，“發展普惠金融”被正式寫入《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》。2015年12月，《推進普惠金融發展規劃（2016—2020年）》出臺，對我國普惠金融發展作出了頂層設計。之后，普惠金融相關政策密集出臺，為銀行業金融機構發展普惠金融提供了有力制度保障。自2018年起，監管部門每年都要發布金融支持小微企業發展的通知①，對商業銀行普惠金融業務進行監管考核，要求銀行業形成“敢貸、愿貸、能貸、會貸”的長效機制和與實體經濟發展相適應的小微企業金融服務體系，確保小微企業貸款增量擴面、小微企業綜合融資成本逐步降低。中國人民銀行創新推出了一系列結構性貨幣政策工具支持銀行業金融機構發展普惠金融，如定向降準、支小再貸款和再貼現、定向中期借貸便利、普惠小微企業貸款延期支持工具和普惠小微企業信用貸款支持計劃等，并于2018年將普惠金融考核指標納入宏觀審慎評估體系。財稅政策也不斷加大金融機構對普惠金融服務的稅收優惠和獎補力度②，對與普惠金融相關的利息收入免征增值稅、借款合同免征印花稅。就官方披露的小微企業融資數據來看，銀行業金融機構對中小微企業的信貸支持力度不斷加大。2022年末，我國普惠小微貸款余額接近24萬億元，同比增長23.8%，比全部貸款增速高12.7個百分點；普惠小微授信戶數

5 652萬戶，同比增長26.8%③。2021年，全國新發放普惠小微企業貸款平均利率為4.93%，比2020年全年水平下降0.22個百分點④。由此可見，小微企業融資問題已引起了政府部門和銀行業金融機構的高度重視。

商業銀行是貫徹落實普惠金融政策的主體，也是為中小微企業和低收入群體等提供普惠金融服務的主體。我國通過“政府之手”和“市場之手”聯合破解普惠金融難題，即政府部門出臺的普惠金融政策要借助壟斷經營的國有銀行的市場化運作才能傳導至實體經濟。結構性宏觀政策通過建立激勵相容機制，將央行和財政等資金與商業銀行對普惠金融領域的信貸投放相掛鉤，以精準滴灌實體經濟薄弱環節。銀行既要在經營中獲取較高收益，也要將信貸資源投向急需信貸資金的中小微企業等實體經濟（張曉晶等，2019；李志輝，2022）。因此，商業銀行上承黨和國家的普惠金融政策，下接中小微企業和低收入群體等普惠金融對象，處于普惠金融體系運作的核心。基于此，本文將支持商業銀行發展普惠金融的宏觀政策理解為補貼銀行和小企業貸款交易的普惠金融政策，將商業銀行對小企業和貧窮家庭的傾向性支持政策統一稱為商業銀行普惠金融政策。

國內外的實證研究均表明普惠金融通過降低金融交易成本、緩解中小微企業融資困境促進企業投資；通過增加就業、創業和人力資本積累等渠道增加低收入群體的經濟機會，從而促進經濟增長和改善收入分配（Beck等，2010；李建軍等，2020；李建軍和李俊成，2020）。但相關理論研究較少，尤其缺乏結合我國現實結構性特征的動態隨機一般均衡模型的研究。我國的異質性企業面臨不同程度的金融摩擦，相比中小微企業，國有企業和大型企業能以低成本獲得大量銀行貸款。異質性家庭同樣面臨不同的收入分配機制和金融市場參與度。金融摩擦和異質性經濟主體是現代宏觀經濟學研究的前沿領域（李戎等，2022），在有金融摩擦的動態隨機一般均衡模型中，研究商業銀行普惠金融政策對弱勢群體的支持，可以從宏觀經濟層面評估商業銀行普惠金融政策的一般均衡影響，補充現有普惠金融實證研究圍繞局部變量的因果推斷研究。那么，如何在動態隨機一般均衡模型中刻畫商業銀行普惠金融政策對小企業和低收入家庭的傾向性支持？進而結合金融摩擦和異質性經濟主體模型，分析商業銀行普惠金融對共同富裕有哪些影響？應如何放大商業銀行普惠金融政策的正面效應？在當前金融部門大力發展普惠金融、扎實推進共同富裕的現實背景下，探討商業銀行普惠金融對宏觀經濟的一般均衡影響，不僅有助于推動相關部門制定普惠金融政策，還有助于中小微企業和低收入群體獲得切實的金融服務和收入改善，推動商業銀行普惠金融高質量發展和共同富裕目標的實現。

本文可能的創新點主要有：第一，從總產出和收入分配的角度出發，在帶有BGG金融摩擦的DSGE模型中引入異質性企業和異質性家庭，探討支持弱勢企業和家庭的商業銀行普惠金融政策的動態一般均衡影響，有效補充了現有共同富裕和普惠金融相關的實證研究，推進了理論研究。第二，本文發現，降低利率的常規貨幣政策雖然會促進經濟增長，但會惡化收入分配。商業銀行普惠金融能同時促進總產出的增加和收入分配的改善，其中支持小企業技術進步的商業銀行普惠金融政策更能放大普惠金融的正面影響。這些結論有助于決策當局和商業銀行更有針對性地實施普惠金融。

二、文獻綜述

現有研究構建了國家、區域和家庭等層面共同富裕評價指標，研究了產業發展、城鎮化和普惠金融等變量對共同富裕的影響。如陳宗勝和楊希雷（2023）構造了包括2個一級指標、4個二級指標、15個三級指標的國家層面共同富裕指數。徐鵬杰等（2023）基于研究發現，產業結構升級與構建現代產業體系都能顯著提升農村共同富裕水平。孫學濤等（2022）基于城市層面共同富裕指數的研究發現，新型城鎮化對共同富裕及其各維度產生顯著的促進作用。李建軍等（2023）基于家庭層面共同富裕的研究發現，普惠金融能通過緩解資金約束、促進創業顯著提高家庭共同富裕水平。

共同富裕在整體上可以分解為“富裕”與“共享”兩個維度，從經濟學角度又可以進一步理解為經濟增長和收入分配（李實，2021；萬海遠和陳基平，2021）。國內外的實證研究大多認為商業銀行普惠金融對經濟增長和收入分配具有正向作用。Beck等（2000）研究發現，在偏遠地區增設商業銀行分支機構的普惠金融的發展能使更多的人獲得金融服務進而促進經濟增長。Beck等（2010）、Burgess和Pande（2005）的研究均表明，商業銀行普惠金融發展能增加低收入群體的經濟機會進而降低收入不平等程度。李建軍等（2020）實證研究發現，我國各省普惠金融發展能提高實際人均GDP增長率和縮小城鄉收入差距。尹志超等（2023）研究發現，普惠金融發展通過提高低收入家庭創業概率和促進農村家庭非農就業，增加低收入家庭收入進而縮小家庭收入差距。李志輝等（2023）發現，在縣域設立村鎮銀行能通過非農產業發展渠道促進經濟增長。

可以發現，現有關于普惠金融和共同富裕的研究大多是基于經濟增長或收入分配某一方面進行實證研究，同時分析普惠金融對經濟增長和收入分配影響的研究較少，而且理論研究也不多。按照信息經濟學理論，普惠金融屬于需要政府干預的市場失靈領域。鑒于普惠金融市場失靈，我國政府出臺了一系列政策支持普惠金融發展。針對支持普惠金融發展的結構性政策的現實效應，學者們從實證和理論方面展開了諸多研究，結論大多支持結構性政策的結構和總量效應（郭曄等，2019；孔東民等，2021；彭俞超和方意，2016；王遙等，2019；李建強和高宏，2019）。但是，現有關于結構性政策的宏觀理論研究只是將銀行當作一般壟斷競爭廠商處理，沒有考慮信貸市場的信息不對稱。Bernanke等（1999）在動態一般均衡模型中引入標準債務合約和異質不確定沖擊，建立了BGG金融加速器模型，發現銀企信息不對稱導致的企業外部融資溢價會產生信貸市場內生的金融加速器機制，金融加速器會將“小沖擊”轉為“大波動”（Christiano等，2014）。BGG金融加速器提供了分析金融摩擦影響經濟周期的動態一般均衡框架。借助含有異質性企業的BGG-DSGE模型，中國人民銀行營業管理部課題組（2017）闡述了政府對國有企業的擔保導致其融資過度和預算軟約束。張曉晶等（2019）分析了我國債務形成的體制性原因。

除了研究異質性企業面臨的不同金融摩擦，現代宏觀經濟學就異質性家庭面臨的不同收入機制和邊際消費傾向對宏觀政策現實效應的影響給予了關注（李戎等，2022）。Galí等（2007）在標準的新凱恩斯模型中引入消費當期勞動收入的貧窮家庭，通過富裕家庭和貧窮家庭的異質性，分析了政府支出的增加對消費的影響。借鑒這一研究思路，國內學者也借助異質性家庭模型分析了貨幣政策和財政政策的收入分配效應，如江春等（2018）發現提高利率的貨幣政策沖擊會提高消費和收入不平等程度，劉海波等（2019）發現不同的稅種組合及其變化幅度直接決定政策效果，丁志帆和孔存玉（2020）發現結構性財政政策有助于緩解因災難風險導致的消費不平等。

綜上，現有普惠金融與共同富裕的相關研究多是基于地區經濟發展和收入分配實證分析普惠金融的總量或收入分配效應，理論研究較為少見。普惠金融相關政策的實證研究多是基于企業投融資角度考察定向降準等結構性政策的普惠作用，較少直接分析商業銀行普惠金融如何通過異質性企業投融資行為作用于總產出等宏觀變量。普惠金融相關結構性政策研究的宏觀理論模型只是將銀行當作一般壟斷競爭廠商處理，沒有考慮銀企信息不對稱造成的金融摩擦和貨幣價格因素。現代宏觀經濟學研究中的金融加速器理論、異質性企業和異質性家庭相關研究為本文建立動態隨機一般均衡模型，進而研究商業銀行普惠金融的一般均衡效應提供了重要參考。

三、引入異質性企業和異質性家庭的BGG-DSGE模型

本文在BGG-DSGE模型中引入了異質性企業和異質性家庭，從銀企債務合約、家庭收入和階層流動機制探討商業銀行普惠金融政策對總產出和收入分配，即共同富裕的一般均衡影響。

（一）異質性銀企債務合約

BGG模型中的銀行零利潤條件是指銀行的期望貸款收益等于貸款成本（銀行吸收存款的成本）。在不考慮政策因素的情況下，銀行的貸款收益僅來自企業。考慮到我國出臺的普惠金融支持政策，本文將銀行的小企業貸款收益分為兩部分：一部分是來自小企業的還款收益，另一部分是來自普惠金融政策的補貼收益。在我國的普惠金融實踐中，結構性貨幣政策、宏觀審慎評估政策（MPA）、財稅政策、差異化監管政策等宏觀經濟政策和行政政策持續發力，支持商業銀行開展普惠金融業務。商業銀行開展的普惠金融業務規模越大，這些普惠金融政策的優惠力度也越大。對于銀行的小企業貸款決策來說，這些政策可以理解為補貼收入。普惠金融政策通過商業銀行市場化運作轉變為商業銀行普惠金融政策。商業銀行普惠金融政策主要體現為銀行對小企業和貧窮家庭的傾斜支持，在銀企債務合約部分模型化為銀行向小企業收取的期望貸款收益的一個倍數PHt，PHt＞1且PHss =1⑤。

引入商業銀行普惠金融政策后，銀行對小企業貸款的零利潤條件變為：PHt ×期望貸款收益=貸款成本，即期望貸款收益=×貸款成本，也即設定銀行從小企業獲取的貸款收益小于其吸收存款的成本。這與Buera等（2021）對銀行發放小額信貸的成本和收益設定一致。Buera等（2021）在一般均衡框架里量化分析小額信貸的宏觀效應時，認為銀行的小額信貸交易不能滿足其盈虧平衡條件，而銀行和大企業的貸款交易卻滿足盈虧平衡條件。他們的理由是小額信貸存在政策補貼，并且小額信貸成本較高。本文設定銀行和小企業之間的貸款交易不滿足銀行盈虧平衡條件的理由除了上述兩條之外，還有一條就是，我國商業銀行的小微企業貸款利率和一般企業貸款利率非常接近。因此，本文認為政府可以支持銀行對小企業減費讓利。異質性的銀企債務合約具體設定如下。

t期末，企業i擁有的凈資產為Nit，企業i以價格Q購買資本Kit，企業i的銀行貸款是Bit，企業資產負債表為：

Qt Kit = Bit + Nit" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（1）

ωit表示企業i在t期遭受的沖擊，服從對數正態分布、獨立同分布，分布函數記為F（ω），ωitQt Kit是企業在t+1期用于生產的有效資本。對于t期的企業i，資本價格Qt和資本期望回報率Et Rkit+1外生。企業貸款的實際利率Zit外生，企業異質性沖擊臨界值：

_ωit Qt Et Rkit+1Kit = Zit Bit" " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（2）

定義函數：

Γt （ _ω， σt） =" _ωdF（ω） +" ωdF（ω） = _ω（1 - Ft （ _ω））

+ Gt（ _ω， σt）

Gt（ _ω， σt） =" ωdFt（ω）

μi為企業i債務違約時銀行的破產清算成本。銀行和大企業的債務合約滿足銀行零利潤條件。因此銀行對不同企業貸款的零利潤條件為：

[1- Fb（ _ωbt ）]ZbtBbt + （1- μb）ωb Et Rkbt+1Qt KbtdF（ωb）

= Rt Bbt" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（3）

PHt{[1- Fs（ _ωst ）]ZstBst + （1- μs）ωs Et Rkst+1Qt Kst

dF（ωs）} = Rt Bst" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （4）

下標b表示大企業，下標s表示小企業。代入Γ和G函數后，銀行的零利潤條件變為：

[Γbt - μbGbt] Kbt Et Rkbt+1Qt = Bbt Rt" " " " " " " " " " " " "（5）

PHt[Γst - μsGst] Kst Et Rkst+1Qt = Bst Rt" " " " " " " " " "（6）

式（6）可以進一步改寫成：

[Γst - μsGst] Kst Et Rkst+1Qt =" Bst Rt" " " " " " " " "（7）

在銀行愿意提供貸款的前提下，大企業在資產負債表的約束下選擇風險臨界值_ωbt 和資本Kbt以最大化企業剩余價值。大企業的最優化問題為：

[1- Γbt]Et Rkbt+1QtKbt ， s.t.[Γbt - μbGbt]KbtEt Rkbt+1Qt

= Rt （Qt Kbt - Nbt）

可得：

= S ， S'（·）＜0" " " " " " " " " " " " " " （8）

S（·） = S ，即為Bernanke等（1999）推導出的企業外部融資溢價。他們認為銀企信息不對稱導致企業外部融資成本高于內部融資成本，外部融資溢價S（·）取決于企業杠桿率，且S（·）是企業杠桿率的減函數，即若企業凈資產Nbt相對于總資產QtKbt越多，則企業的外源融資成本越低。將式（8）兩邊取反函數并稍作變形可得：

Bbt = Qt Kbt 1- S-1 ， （S-1）'＜0" " " " " " " （9）

式（9）是BGG金融加速器內含的抵押約束機制，（S-1）'＜0表明若企業外部融資溢價越高，則同樣的資產價值Qt Kbt下，企業貸款Bbt越少。

在商業銀行普惠金融政策的支持下，小企業的外部融資溢價表達式發生了變化。小企業同樣在商業銀行的參與約束下，選擇風險臨界值_ωst和資本Kst以最大化企業剩余價值。小企業的最優化問題為：

[1- Γst]Et Rkst+1QtKst ， s.t.[Γst - μsGst]KstEt Rkst+1Qt

=" （Qt Kst - Nst）

建立拉格朗日函數：

Lst =" （1- Γst）Et Rkst+1QtKst + λst （Γst - μsGst）KstEt Rkst+1 Qt

-" Qt Kst +" Nst

可得：

=" Γ'st -" λst （Γ'st - μsG'st） = 0" " " " " " " " " " "（10）

= （1- Γst）Et Rkst+1Qt + λstQt （Γst - μsGst）Et Rkst+1

-" "= 0" " " " " " " " " " " " " nbsp; " " " " " " （11）

= [（Γst - μsGst）]KstEt Rkst+1Qt -" （QtKst -

Nst） = 0" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （12）

由式（9）和式（10）可得：

（1- Γst） + （Γst - μsGst） =

（13）

由式（11）可得：

[Γst - μsGst]" =

即：

[Γst - μsGst] =" " " " " " " （14）

式（13）說明_ωst 是的函數，從而可得式（14）中的[Γst - μsGst]是的函數，進而由式（14）可得是的隱函數，即：

=" S ， S'（·）＜0" " " " " " " " （15）

對比式（8）和式（15）可以發現，有了商業銀行普惠金融政策的支持，小企業的外部融資溢價變為 S（·） =" S ，＜1，即相比大企業，小企業外部融資溢價小于S 。對式（15）作類似式（8）的變換，可得：

Bst = Qt Kst 1- S-1 PHt" "，（S-1）'＜0" "（16）

（S-1）'＜0且PHt≥1，表明相比大企業，商業銀行普惠金融政策會放大小企業的貸款資產比，即擴大小企業的貸款規模。因此，國家出臺的普惠金融支持政策通過商業銀行的市場化運作傳導至小企業，體現為小企業貸款規模擴大，貸款利率降低，同時解決中小企業“融資難”和“融資貴”問題（黃益平，2019）。

參考Christensen和Dib（2008）的做法，分別對異質性企業的外部融資成本表達式，即式 = S" = Sb（·）和式 =" S" =" Ss（·）作對數線性化后可得：

rkbt+1 - rt = ψb（qt + kbt - nbt）" " " " " " " " " " " " " " " "（17）

rkst+1 - rt = ψs（qt + kst - nst） - pht" " " " " " " " " " " "（18）

ψb為大企業外部融資溢價相對于其杠桿率的彈性，ψs為小企業外部融資溢價相對于其杠桿率的彈性。對比式（17）和式（18）可知，小企業的外部融資溢價在大企業的基礎之上減少了pht，即商業銀行普惠金融政策減少了小企業的外部融資溢價，這體現了商業銀行普惠金融政策支持銀行讓利弱勢企業，也表明小企業外部融資成本不能反映其真實風險水平（黃益平，2019）。商業銀行普惠金融政策支持使得銀行對小企業的貸款條件不必滿足銀行零利潤條件，這導致小企業貸款利率的定價和小企業凈資本的積累都發生了變化。本文將證明小企業凈資本積累的變化。

根據下文異質性中間品企業部門的最優化問題，企業選擇資本Kit使得期望邊際收益等于期望邊際外部融資成本，即：

Et Rkbt+1 =" = RtS" "（19）

Et Rkst+1 =" "= Rt" S

（20）

異質性企業凈資產積累方程為：

Nbt = rb[RkbtQtKbt - Et-1 Rkbt Bbt] ，

Nst = rs[RkstQtKst - Et-1 Rkst Bst] ，

rb和rs分別為大企業和小企業的存活率。對數線性化后，可得大企業凈資產積累方程：

=" " rkbt +" qt - qt-1 -" "- 1rt-1

- ψb" - 1 （kbt-1 + qt-1） +" ψb" - 1 +1 nbt-1

（21）

小企業凈資產積累方程：

=" " rkst +" qt - qt-1 +" "- 1·

（pht-1 - rt-1）" - ψs" "- 1 （kst-1 + qt-1） +

ψs" "- 1 +1 nst-1" " " " " " " " " " " " " " "（22）

相比大企業凈資產積累方程式（21），小企業凈資產積累方程式（22）在其基礎上多了一項rsRks ·

- 1pht-1，這體現了商業銀行普惠金融政策對弱勢經濟體的讓利有助于其快速積累凈資產。

（二）家庭部門

現有HANK-DSGE模型設定中，富裕家庭（Ricardian Household）和貧窮家庭（Rule-of-thumb Household）在穩態的消費和收入水平相同，差異在于富裕家庭可以跨期平滑消費，而貧窮家庭因不能參與金融市場活動、短視和不愿儲蓄等，不能跨期優化。HANK模型主要研究貨幣政策、財政政策等外生沖擊通過異質性家庭的跨期決策差異作用于消費和收入不平等指數。本文不計算異質性家庭的最優化問題，僅計算異質性家庭的收入不平等指數。簡化處理主要基于以下兩點考慮：一是根據現有研究，普惠金融主要通過擴大就業和支持創業等渠道增加低收入群體收入進而縮小收入分配差距（Beck等，2010；林嵩等，2023；王軼和劉蕾，2022），而非通過家庭的跨期決策機制；二是現實中，低收入家庭憑借網絡借貸平臺、各類電商和支付平臺等，也能進行消費的跨期優化。

根據李瑩（2022）的測算，2000—2020年，我國城鎮高收入組的人均可支配收入和低收入組的人均可支配收入的比值從3.61上升到6.16，農村高收入組的人均可支配收入和低收入組的人均可支配收入的比值從6.47上升到8.23。李實和朱夢冰（2022）測算發現，2013年財產最多的10%家庭占全部居民財產的份額為48%，而財產最少的10%家庭占的份額僅為0.3%，并且高收入組家庭的財產性收入積累增速明顯高于低收入組家庭。考慮到我國普惠金融的重點服務對象是小微企業、農民、城鎮低收入人群等特殊群體，本文設定貧窮家庭只能獲得來自小企業的工資收入，而富裕家庭可以獲得企業工資收入、利息收入和壟斷廠商利潤⑥。異質性家庭的具體設定如下。

貧窮家庭的當期收入：

Int" = Wst Hst" " " " " " " " " " " " " " " " " " " nbsp; " " " " " " " "（23）

其中，Wst 是貧窮家庭獲得的工資水平，Hst是貧窮家庭的工作時間。

富裕家庭的當期收入：

Irt" = Wbt Hbt + （Rt -1）Dt-1 + Ot" " " " " " " " " " " " " " （24）

其中，Wbt是富裕家庭獲得的工資水平，Hbt為富裕家庭的工作時間，Dt-1富裕家庭的存款，（Rt -1）是存款實際利率，Ot是富裕家庭擁有的壟斷競爭廠商實際利潤。假設富裕家庭的消費為Crt，設定貧困家庭占比為μt，則富裕家庭占比為1-μt，經濟中平均的家庭收入：

It = μt Int" + （1- μt） Irt" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（25）

參考江春等（2018）、丁志帆和孔存玉（2020）的研究，定義收入不平等指數Gtin = μt 1-。本文設定商業銀行普惠金融政策會使部分貧窮家庭“躍遷”為能享受壟斷廠商利潤的富裕家庭⑦，即商業銀行普惠金融會使貧窮家庭占比減少，表示為：

μt = ρμ μt-1 + （1- ρμ）μss - pht" " " " " " " " " " " " " " "（26）

對收入不平等指數作對數線性化后可得：

gtinc =" 1- ︿μt + （it - int ）" " " " " " " " "（27）

可以發現，收入不平等指數的變化取決于三個因素，分別是貧窮家庭占比的變化 ︿μt 、貧窮家庭收入與經濟中平均的家庭收入的相對變化（it - int ）

以及貧窮家庭收入與經濟中平均的家庭收入之比。結合式（23）、式（24）、式（25）、式（26）、式（27），可知商業銀行普惠金融政策通過兩種渠道作用于收入分配不平等指數：第一種是間接渠道，即商業銀行普惠金融政策通過降低小企業的外部融資成本，擴大小企業勞動投入，從而增加貧窮家庭的勞動收入，增加總產出，增加富裕家庭工資收入、壟斷廠商利潤和利息收入，主要體現在貧窮家庭收入與經濟中平均的家庭收入的相對變化 （it - int ）；第二種是直接渠道，商業銀行普惠金融政策可以通過創新創業機制增加社會性流動，促使貧窮家庭跨越階層成為富裕家庭，主要體現在貧窮家庭占比的變化 ︿μt 。本文認為商業銀行普惠金融政策對收入分配不平等的影響主要體現在 ︿μt ，即以第二種直接渠道為主導。原因一方面是，根據Jeong和Townsend（2008）利用泰國數據對職業選擇模型（Lloyd-Ellis和Bernhardt，2000）和金融深化模型（Greenwood和Jovanovic，1990）的模擬和比較結果，低收入階層向高收入階層轉移的人口結構變化是導致泰國經濟增長和收入分配變化的重要原因；另一方面是，現實經濟中存在馬太效應，即相比貧窮家庭，富裕家庭的收入增長更快。

經濟中存在代表性家庭，代表性家庭的平均勞動時間為Ht，其最優化問題為：

Et ∑∞k=0βk[log（Ct+k） + ζlog（1- Ht+k）] ， s.t.Ct + Dt +

Tt = WtHt + Rt-1Dt-1 + Ot

Ht = （Hbt1+η + Hst1+η ），η是大企業和小企業勞動的替代彈性。Ct是代表性家庭t期的消費，Wt是經濟中t期的平均工資，WtHt = WbtHbt + WstHst。由代表性家庭的最優化可得：EtCt+k = βRtCt（歐拉方程），ζCt = （1- Ht）Wt（勞動供給方程），ζHηstCt = （1- Ht）Hηt" Wst，ζHηbtCt = （1- Ht）Hηt" Wbt。

（三）異質性中間品企業部門

異質性中間品企業的生產函數為：

Yit = AitKαiit" Hit1-αi" " "， i ={b，s}" " " " " " " " " " " " " " " " （28）

其中，b代表大企業，s是小企業。設定勞動力市場完全競爭，是中間品價格，資本使用成本由銀企債務合約部分設定。中間品企業購買生產資本投入生產，并將折舊后的剩余資本（1-σ）Kit在下一期以價格Qt+1再賣回給資本生產商。企業利潤函數為：

Πit =" - Et RkitQtKit - WitHit + （1- δ）QtKit" " "（29）

設定中間品企業完全競爭，中間品企業在生產函數式（28）的約束下，最大化企業利潤式（29）。可得相應一階條件，企業工資：

Wit = （1- αi）" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （30）

企業資本使用成本：

Et Rkit = ， Et RKit =" " " "（31）

大企業和小企業的產品不完全替代，λ為替代彈性，設定小企業產品在中間品總產出中的占比為Pw，則中間品總產出YIt = [PwYλst + （1-Pw）Yλbt] 1λ—，

經濟中的總資本Kt = Kst + Kbt。設定異質性企業的生產技術Ait面臨進步沖擊，即ait = ρaiait-1 + ηit，i = {b，s}。

（四）資本生產商

資本生產商以價格Pt從最終品廠商處購買最終品，生產資本品后以價格PtQt出售給企業家。假設大企業和小企業的投資分別為Ibt、Ist，經濟中總投資It =Ibt + Ist，資本積累方程：

Kt = Φ" "Kt-1 + （1-δ）Kt-1

資本生產函數：

Φ" " =" " - δ2+

則資本生產商的最優化問題為：

Qt Φ" "Kt-1 - It ，

s.t.Φ" " =" " - δ2+

求解資本生產商的最優化問題可得資本價格動態方程為：Qt = Φ" "-1。

（五）零售商

零售商從大企業和小企業買入批發品并將其以價格Ptj出售給最終品廠商。零售商部門的產品價格具有黏性。按照Calvo定價策略引入價格黏性，假設每期進行價格調整的零售商占比為1-θ，則零售商利潤最大化問題為：

Et ∑∞k=0θkβk" " -" Y*It+k，s.t.Y*It+k

=" "-εYft+k

求解該最優化問題得到：

Et ∑∞k=0θkβk" "-" " "-εYft+k = 0

根據大數定律有Pt = [θP1-εt-1 + （1-θ）（P*t ）1-ε]。

（六）最終品廠商

最終品廠商市場為完全競爭市場。最終品廠商向零售商購買零售商品YIt，并按照CES函數加總為最終產品，然后將最終品賣給家庭消費和資本生產商投資。ε表示零售品的替代彈性，即

Yft" = [" （Y jIt ）dj]

最終品廠商選擇YIt最大化利潤

PtYft" -" Pjt Y jIt dj，得到

Y jIt =" -εYft" ，其中Pt = [" （Ptj）1-εdj]

（七）貨幣政策和商業銀行普惠金融政策

常規貨幣政策中，Rtn是名義利率，中央銀行根據當期產出和通貨膨脹水平調整當期名義利率。

=" γy γΠexp（ηtr ），ηtr ～N（0，σr2）

是常規貨幣政策沖擊。費雪方程：Rtn = Πt-1Rt。政府支出：Tt = Ctg。

設定商業銀行普惠金融政策服從一階自回歸過程：pht = ρph pht-1 + Power × ηtph。ηtph～N（0，σ2ph）是商業銀行普惠金融政策沖擊，Power是商業銀行普惠金融政策力度。

（八）市場出清條件

普惠金融政策補貼來自政府稅收，即

Ctg = （PHt -1）Bst Rt

最終品市場出清：

Yft" = Ct + It + Ctg

零售品市場出清：

Yt = YIt = VtYft ，Vt =" "-εdj

本文DSGE模型框架如圖1所示。

四、參數校準和脈沖響應分析

（一）參數校準

模型中一期對應現實中一個季度。參考林東杰等（2022）的研究，將穩態時大企業外部融資成本Rkb定為1.004 R，令投資調整成本參數θk為3.000。關于小企業外部融資成本的設定，本文參考中國人民銀行貨幣政策執行報告披露的企業貸款利率，將小企業外部融資成本Rkb定為1.005 R。參考杜群陽等（2022）的研究，設定貼現率β為0.995，折舊率σ為0.025，每期調整價格的零售商占比θ為0.750，零售品的替代彈性ε為10.000，大企業與小企業產品的替代彈性λ為3.000，大企業的資本產出彈性αb為0.550，小企業的資本產出彈性αs為0.400，小企業產量在中間品產出中的比重Pw為0.550，企業生產率A為1.000，企業技術進步的一階自回歸系數ρab和ρas為0.900。參考梅冬州等（2022）的研究，設定大企業和小企業勞動的替代彈性η為0.2，大企業勞動Hb為0.3，小企業勞動Hs為1.2。參考馬理等（2023）的研究，將大企業存活概率γb設定為0.950，小企業存活概率γs設定為0.850，將貨幣政策參數γy、γΠ分別設定為1.500和0.500，商業銀行普惠金融政策平滑系數ρph和貧窮家庭占比的一階自回歸系數ρμ設定為0.500，商業銀行普惠金融政策力度Power設為0.5。參考中國人民銀行營業管理部課題組（2017）的研究，將大企業杠桿率定為2.00，小企業杠桿率定為1.50。

（二）常規貨幣政策的脈沖響應分析

圖2是常規貨幣政策將名義利率降低1%對異質性企業變量影響的脈沖響應圖，所有變量都顯示為相對穩態的百分比偏差。由圖2可知：降低名義利率可以提高資本價格，企業資本增值；降低杠桿率，進而使得企業外部融資成本下降，投資增加；降低名義利率也可以直接降低企業投資的機會成本，促使企業投資增加。金融加速器的前述兩種機制會放大寬松貨幣政策對企業生產的刺激作用，但由于模型設定小企業融資約束更大，即小企業外部融資成本相對于其杠桿率的彈性大于大企業，寬松的常規貨幣政策能使大企業貸款規模增加、小企業貸款規模減少，導致大企業相應變量變動幅度更大、小企業相應變量變動幅度較小。通過金融加速器的放大機制，相比小企業，寬松貨幣政策更能促進大企業投資、產出和凈資產的增加。

圖3是常規貨幣政策將名義利率降低1%對總量變量影響的脈沖響應圖，所有變量都顯示為相對穩態的百分比偏差。由費雪方程可知，名義利率下降會使實際利率升高。由歐拉方程可知，實際利率下降會使儲蓄增加、消費下降。名義利率下降使得企業外部融資成本下降，資本投入增加，勞動投入也相應增加。由家庭部門的勞動供給方程可知，消費下降、勞動增加，會使企業工資下降、家庭勞動收入下降。由于貧窮家庭只能獲得小企業的工資收入，其收入減少較多，而富裕家庭除了工資收入還能獲得壟斷廠商利潤和利息收入，因此富裕家庭收入下降較少，最終經濟中的家庭收入不平等指數相對穩態增加。綜上，寬松的常規貨幣政策雖然會增加總產出，卻同時會加劇收入不平等，不利于共同富裕目標的實現。

（三）商業銀行普惠金融政策的脈沖響應分析

圖4是小企業外部融資成本降低1%對異質性企業變量影響的脈沖響應圖，所有變量都顯示為相對穩態的百分比偏差。由圖4可知，商業銀行普惠金融政策的實施，立刻大幅提高了實際利率和資本價格，因此商業銀行普惠金融政策會導致小企業外部融資成本先上升后下降，小企業貸款規模、投資、勞動和產出相對穩態都立刻增加。同時，小企業外部融資成本下降會使其凈資產積累變快，小企業凈資產相對穩態也顯著增加。由于模型設定異質性企業勞動力市場完全競爭，小企業和大企業的勞動投入變動之差與工資變動之差成正比，因此小企業勞動投入增加會帶動大企業勞動投入增加。此外，商業銀行普惠金融政策也會通過實際利率和資本價格渠道降低大企業外部融資成本，對大企業投資、產出和凈資產生影響。

圖5是商業銀行普惠金融政策對總量變量影響的脈沖響應圖，所有變量都顯示為相對穩態的百分比偏差。商業銀行普惠金融政策的總量擴張效應會激勵大、小企業增加勞動投入，兩類家庭收入都增加。富裕家庭因馬太效應收入增加更多，這使得兩類家庭絕對收入差距拉大。但是，商業銀行普惠金融政策的結構調整效應會增加社會性流動，促使部分低收入的貧窮家庭向上流動為高收入的富裕家庭，這有助于緩解收入不平等。兩類效應中，人口結構變化效應占主導地位，導致經濟中的家庭收入不平等指數下降。結合圖4和圖5可得，商業銀行普惠金融政策一方面可以增加總產出，“做大蛋糕”；另一方面還可以降低收入不平等指數，“分好蛋糕”。因此，商業銀行普惠金融政策符合共同富裕理念，可以推動實現共同富裕目標。

（四）小企業技術進步下商業銀行普惠金融政策的脈沖響應分析

圖6是商業銀行普惠金融政策和小企業技術進步的組合沖擊對異質性企業變量影響的脈沖響應圖，所有變量都顯示為相對穩態的百分比偏差。相比圖4，圖6中的小企業的產出、杠桿、凈資產、資本和投資的增加幅度都加大，同時圖6中的小企業的資本收益率和外部融資成本相對穩態基本上都是正向偏離，即此時的商業銀行可以獲得更高的小企業貸款利率。這說明，商業銀行普惠金融政策和小企業技術進步的組合沖擊可以大幅促進小企業擴大生產，同時商業銀行還能獲得更高的小企業貸款利率，實現金融發展和實體經濟發展的良性循環。此外，小企業技術進步下商業銀行普惠金融政策也能正向影響大企業相應變量，促進大企業勞動、產出和凈資產的增加。

圖7是商業銀行普惠金融政策和小企業技術進步的組合沖擊對總量變量影響的脈沖響應圖，所有變量都顯示為相對穩態的百分比偏差。相比圖5，圖7中的勞動和總產出相對穩態的增加幅度均更大，同時收入不平等指數相對穩態的減少幅度也更大。綜上，商業銀行普惠金融政策和小企業技術進步的組合沖擊能增強商業銀行普惠金融政策單一沖擊的正面效應。

五、研究結論和政策啟示

共同富裕是中國特色社會主義的本質要求，實現共同富裕需要促進機會公平，形成人人平等參與經濟活動、共同分享發展成果的富裕社會。在我國以國有商業銀行為主體的金融體系下，為中小微企業和低收入群體提供傾向性支持的商業銀行普惠金融是實現共同富裕目標的重要抓手。本文在帶有BGG金融加速器的DSGE模型中引入了異質性企業和異質性家庭，設定商業銀行普惠金融政策會減少小企業外部融資溢價并增加其貸款規模，會使低收入的貧窮家庭向上“躍遷”為富裕家庭。校準參數后模擬了常規貨幣政策、商業銀行普惠金融政策以及小企業正向技術沖擊下的商業銀行普惠金融政策對異質性企業變量和宏觀總量變量的影響。研究發現：降低名義利率的常規貨幣政策雖然會增加總產出，但也會提高收入不平等指數，不利于實現共同富裕目標；商業銀行普惠金融政策不僅可以增加總產出，還可以降低收入不平等指數，有助于推動共同富裕目標的實現；相比單一的商業銀行普惠金融政策沖擊，商業銀行普惠金融政策和小企業技術進步的組合沖擊更有利于總產出增加和收入不平等指數下降，同時還能推動小企業貸款利率的提高和消費的增加。

基于上述研究結論，本文提出如下三點建議：首先，宏觀政策要更加注重與普惠金融相關的結構性措施，大力支持商業銀行開展普惠金融以發揮其對總產出和收入不平等的正面影響，滿足人民日益增長的美好生活需要。其次，商業銀行開展普惠金融業務要有側重點，重點支持中小微企業研發創新和技術升級，以實現服務實體經濟和商業銀行自身高質量發展的雙贏。最后，政府應圍繞普惠金融的風險分擔、征信體系和支付服務等基礎建設，持續優化商業銀行開展普惠金融業務的經營環境。同時，引導商業銀行有序合規處理不良資產和解決逃廢債問題，提高銀行普惠金融業務風險管理能力。

注釋：

① 通知具體為《關于2023年加力提升小微企業金融服務質量的通知》《關于2022年進一步強化金融支持小微企業發展工作的通知》《關于2021年進一步推動小微企業金融服務高質量發展的通知》《關于2020年推動小微企業金融服務“增量擴面、提質降本”有關工作的通知》《關于2019年進一步提升小微企業金融服務質效的通知》《關于2018年推動銀行業小微企業金融服務高質量發展的通知》。

② 《關于金融機構小微企業貸款利息收入免征增值稅政策的通知》（財稅〔2018〕91號）、《關于金融機構與小型微型企業簽訂借款合同免征印花稅的通知》（財稅〔2014〕78號）。

③ 數據來源：《2022年第四季度中國貨幣政策執行報告》。

④ 數據來源：《中國區域金融運行報告（2022）》。

⑤ 下標ss代表變量的穩態，PHss為PH的穩態值。

⑥ 模型穩態時，富裕家庭的收入約為20.485 1，貧窮家庭的收入為3.521 5，兩者之比約為5.817，這與李瑩（2022）測算的城鎮和農村內部的最高與最低收入組的收入差異一樣。本文這樣設定異質性家庭收入機制的原因，一是讓商業銀行普惠金融政策通過小企業勞動投入直接影響貧窮家庭工資收入，二是讓貧窮家庭收入與經濟中平均家庭收入之比盡可能貼近現實。由式（27）知，會影響收入不平等指數。

⑦ 關于普惠金融的創業機制，典型現象是前些年我國互聯網行業的發展使得部分具備專業知識和企業家才能的青年躍升為能獲得股權、期權收益的新社會階層人士。未來，隨著創新驅動發展和鄉村振興等戰略的實施，可以預見在前沿科技和新時代“三農”等領域會涌現出大批創新創業者，而商業銀行普惠金融的使命便是找到這些具備企業家才能且面臨融資約束的創業者，為其提供貸款助其創新創業成功。

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（責任編輯：張艷妮）

作者簡介：馬曉青，博士研究生，南開大學經濟學院，研究方向為商業銀行、普惠金融、資本市場。

童長鳳，通訊作者，副教授，蘭州大學經濟學院，研究方向為技術創新與區域經濟。

張小艷，教授，碩士生導師，喀什大學經濟與管理學院，研究方向為區域經濟發展與管理 。