普惠金融、共同富裕與雙支柱政策

摘要：普惠金融以其普惠、包容性對社會大多數群體尤其是中低收入群體的發展起到了促進作用。本文通過構建含有異質性居民的DSGE模型，深入剖析了普惠金融發展對“雙支柱”政策傳導機制及共同富裕的影響。結果表明，一是普惠金融發展通過擴大金融服務的覆蓋面，擴展了貨幣政策傳導路徑，提升宏觀審慎政策有效性，進而增強了微觀個體對貨幣政策和宏觀審慎政策的反應程度。二是普惠金融發展有助于緩解居民收入不平等，提高居民總收入，帶動了總產出增加。三是普惠金融增加了中小銀行的運營壓力，對金融穩定構成一定沖擊。本文研究加深了對普惠金融的理解，建立了普惠金融與貨幣政策以及宏觀審慎政策效率的邏輯聯系，對于完善普惠金融機制具有重要的現實意義。

關鍵詞：普惠金融；共同富裕；貨幣政策傳導；宏觀審慎政策；金融穩定

中圖分類號：F830" " " " 文獻標識碼：A" " " " 文章編號：1007-0753（2024）09-0049-16

一、引言

長期以來，在金融發展水平較高的地區，金融普及性更高；在金融發展水平較低的地區，金融只為有限的人群提供服務。這可能引發收入不平等，擴大貧富差距，于是普惠金融應運而生。世界銀行設定發展普惠金融目標，重點關注低收入群體，并制定了多項促進普惠金融發展的措施，號召世界各國發展普惠金融。《推進普惠金融發展規劃（2016—2020年）》（國發〔2015〕74號）指出，“普惠金融是指立足機會平等要求和商業可持續原則，以可負擔的成本為有金融服務需求的社會各階層和群體提供適當、有效的金融服務”。普惠金融強調融資機會平等，目的在于通過金融發展來創造較平等的經濟機會，為每個人提供合適、易懂、實用的金融服務；同時，幫助貧困群體通過獲取更多金融服務來增加積累財富的機會。

目前，我國經濟發展面臨需求收縮、供給沖擊、預期轉弱三重壓力，導致經濟循環不暢，雖有周期性、總量性因素，但根源是結構性問題。受金融普惠程度的影響，不同居民能夠享受到的金融服務存在很大差別，金融普惠程度高的地區居民能夠享受到全面的金融服務，而金融普惠程度較低的地區居民只能享受到部分金融服務，還有居民未享受過金融服務。這會導致不同居民的消費、儲蓄和投資等行為存在明顯差異，從而對宏觀經濟運行產生不同影響，而同一貨幣政策和宏觀審慎政策對不同人群的實際傳導作用也會因此而存在差異。對于央行而言，了解不同居民群體是如何受到貨幣政策的影響至關重要，居民群體的異質性不僅決定了金融普惠覆蓋面，也影響著宏觀經濟的穩定性。

“雙支柱”政策作為一種宏觀經濟政策框架，包括貨幣政策和宏觀審慎政策兩大部分。貨幣政策主要通過調整利率和調節市場流動性對經濟活動產生影響，以實現經濟增長和價格穩定的目標。同時，貨幣政策通過利率價格、信貸流動性因素對信貸的可得性產生影響，直接影響資金成本，還間接引導資源配置。宏觀審慎政策則側重于管理金融風險和維護金融穩定，強調對金融市場的逆周期調節以及對系統性金融風險的防范。普惠金融作為連接兩大支柱的重要橋梁，強調金融服務的可得性、貨幣政策的調整，尤其是通過利率和信貸條件的變動直接影響信貸資源的配置，進而影響普惠金融的深度和廣度。普惠金融的提升能夠增強貨幣政策工具的有效性。同時，提升普惠金融水平通過增加享受金融服務的人群占比，降低經濟中被信貸約束人群占比，使得宏觀審慎政策能夠更直接地作用于更廣泛的人群，從而提升宏觀審慎政策的有效性。因此，研究普惠金融結構的變化，對指導貨幣政策和宏觀審慎政策操作具有基礎性意義。

鑒于此，有別于以往關注普惠金融發展規模和效率的研究，本文的邊際貢獻主要有以下三點：一是從金融服務可得性的視角識別異質性居民，構建含有三個異質行為人的動態隨機一般均衡模型，在分析金融普惠程度對貨幣政策傳導機制與宏觀審慎政策影響的同時，探究異質性居民貨幣政策傳導機制。二是在居民異質性情況下，定量分析不同普惠金融水平對貨幣政策和宏觀審慎政策傳導以及共同富裕的影響差異。三是本文模型引入住房市場和貸款價值比，其在貨幣政策傳導、家庭間財富和不平等中發揮著核心作用，更好地捕捉了不同類型家庭對貨幣政策沖擊的不同反應，提供了更豐富的貨幣政策傳導圖景。與HANK模型相比，本文模型更易計算，同時通過不同渠道的傳導機制捕捉和量化貨幣政策，為貨幣政策與宏觀審慎政策的制定提供更為精準的理論支持和政策建議，對于提高貨幣政策和宏觀審慎政策效率、完善普惠金融機制具有重要現實意義。

二、文獻綜述

（一）普惠金融與異質性居民研究

在現代市場經濟條件下，金融市場不完善、信貸資源配置低效和扭曲等問題仍然存在，為了消除金融排斥、推進金融包容，普惠金融應運而生。普惠金融以廣泛包容性為核心，目的是為社會各個階層和群體，尤其是為原本難以通過正規金融機構獲得金融服務的弱勢群體提供價格合理、便捷高效的金融服務，能夠有效改善金融資本趨利性導致的無序流動，提高信貸資源的配置效率?，F階段對于普惠金融的研究主要集中于構建普惠金融指數并探究其與經濟增長和收入分配之間的關系。隨著普惠金融的不斷深入發展，居民所能享受到的金融服務可進行細分，而不是簡單地分為“完全普惠”或“尚未普惠”。由于金融結構失衡對經濟發展產生負面影響，學者們開始逐漸從金融服務可獲得性的視角，識別異質性居民行為，從微觀行為人異質方面解析普惠金融發展對宏觀經濟的影響。

從理論上看，傳統代表性行為人的新凱恩斯主義（Representative Agent New Keynesian，RANK）模型無法刻畫居民異質性，即無法捕捉普惠金融不同發展程度對實體經濟差異化的影響。異質行為人的新凱恩斯主義（Heterogeneous Agent New Keynesian，HANK）模型應運而生，它承認不同行為人在融資平滑消費方面存在差異，即存在異質性居民。該模型通過利用財富和收入的異質性，為各類行為人創建最優響應，并將其加總為總消費和產出響應。HANK模型在計算上相對更為復雜，其傳導機制也可能更加晦澀難懂。因此，Kaplan和Violante（2014）依據家庭資產組成結構的差異進行識別，非李嘉圖式居民（Hand-to-Mouth，HtM）僅持有少量或者不持有流動性資產，李嘉圖式居民（Non Hand-to-Mouth，NHtM）持有一定數量的流動性資產。

此后，許多文獻對異質性居民研究進行了拓展。Kaplan等（2014）進一步將非李嘉圖式居民分為貧困型非李嘉圖式居民和富裕型非李嘉圖式居民。貧困型非李嘉圖式居民僅持有少量或者不持有流動性資產，也幾乎沒有非流動性資產，而富裕型非李嘉圖式居民僅持有少量或者不持有流動性資產，卻擁有大量的非流動性資產。后續研究分別從低回報的高流動性資產和高回報的低流動性資產的雙資產模型（Debortoli和Galí，2017）、相對收入和相對債務高低（Bilbiie，2017）、購買住房獲得財富增長的回報（Auclert等，2018）以及預期信貸約束（Hedlund，2016）等角度來解釋富裕型非李嘉圖式居民的存在。Eskelinen（2021）構建了含有三類代表行為人的新凱恩斯模型，繼承了Kaplan和Violante（2014）對行為人的劃分，將家庭分為李嘉圖式、富裕的非李嘉圖式和貧困的非李嘉圖式三類，證明了貨幣政策的收入再分配傳導渠道的存在。

（二）普惠金融對宏觀經濟及共同富裕影響研究

受制于普惠金融數據的可獲得性，一些研究僅定性地討論了普惠金融發展的經濟金融影響，如郭曄和馬玥（2022）研究了我國商業銀行發展普惠金融對其風險承擔的影響，以及宏觀審慎評估體系納入普惠金融指標對兩者關系的調節作用。已有研究雖有部分是基于定量數據的研究，但更多地探討了普惠金融發展對經濟金融的定性影響，如陳亞軍（2022）基于2011—2018年省際面板數據和北京大學數字普惠金融指數，應用空間計量模型實證考察數字普惠金融對鄉村振興發展的影響效應與結構性差異。白當偉等（2018）從理論上分析了普惠金融對金融穩定正反兩方面的作用以及金融穩定對普惠金融的作用。馬曉青等（2024）引入了異質性居民和企業構建含有金融加速器的DSGE模型，證明了普惠金融是促進共同富裕的重要力量。馬紹剛等（2021）根據享受金融服務的程度將居民分為全普惠、半普惠、未普惠三類，建立了一個包含金融部門和實體經濟的DSGE模型，刻畫了這三類人群、金融機構以及實體企業如何進行最優化決策，分析普惠金融在宏觀經濟運行過程中所起到的作用。

已有研究論證了普惠金融對共同富裕的影響及作用機制，大部分研究認為普惠金融對共同富裕有促進作用，李揚（2022）認為普惠金融致力于消除金融排斥，是助力共同富裕的重要措施。普惠金融已成為推動經濟增長的重要措施（Lopez，2004）。發展普惠金融能夠提高城鄉居民收入，縮小城鄉福利差距（Dimova和 Adebowale，2017）；普惠金融的供求匹配程度提升對經濟增長和分配改善有積極影響（李建軍等，2020）。從普惠金融對共同富裕的作用機制看，現有研究多從普惠金融對金融資源的優化配置角度出發，指出普惠金融能夠降低金融服務門檻 （Banerjee 和 Newman，1993），助力更多低收入群體和小微主體自主創業（張勛等，2019）。小額貼息政策性貸款能夠降低特定行業企業融資抵押價格，緩解短期融資困難，特別是能夠緩解中小企業融資難、融資貴問題（Townsend 和 Ueda，2006）。中小企業在獲得普惠性融資后，能夠為社會提供更多就業機會 （Coulibaly 和 Yogo，2020），低收入群體通過中長期人力資本積累能夠提高其未來獲得中高收入就業機會的可能性（Kling 等，2022）。

綜上所述，盡管既有研究結果取得了顯著成效，但仍存在一定的局限性，主要有以下幾點不足：一是既有研究大多關注普惠金融對宏觀經濟以及共同富裕的直接影響，未關注到普惠金融與共同富裕之間的中介影響因素，即普惠金融對貨幣政策和宏觀審慎政策傳導有影響，貨幣政策和宏觀審慎政策對共同富裕有影響。二是既有研究未引入住房市場和貸款價值比來探討普惠金融貨幣政策傳導對家庭財富不平等的影響。三是未定量刻畫不同普惠金融水平下對貨幣政策和宏觀審慎政策傳導的不同影響。四是未關注到普惠金融對中小銀行金融風險的影響，未探討普惠金融對金融穩定性的作用。

三、理論模型

本文借鑒Eskelinen（2021）的研究，構建異質性的新凱恩斯動態隨機一般均衡模型，模型具體包含三類代表性主體：第一類是李嘉圖式居民（Non Hand-to-Mouth），指具有完整的借貸通道，相當于實際經濟中的被全普惠的人群；第二類是富裕的非李嘉圖式居民（Wealth Hand-to-Mouth），指具有有限借貸通道，主要通過其擁有的住房財富進行抵押借貸，相當于實際經濟中的被半普惠的人群；第三類是貧困的非李嘉圖式居民（Poor Hand-to-Mouth），指完全被排除在信貸市場之外，只靠勞動收入平滑消費，相當于實際經濟中未被普惠的人群。這一理論背景與Kaplan等（2014）關于異質性行為人的實證研究一致。其中，李嘉圖式居民和富裕的非李嘉圖式居民與Iacoviello（2005）研究中描述的耐心居民和非耐心居民相似，而貧困的李嘉圖式居民與Bilbiie（2008）、Campbell和Mankiw（1989）、Galí等（2007）研究中的經驗法則居民（Rule-of-Thumb）相似，其面臨流動性約束，根本不能借貸，即其該期的消費水平受制于該期的收入。除了傳統貨幣政策傳導渠道外，本文還體現了貨幣政策的再分配傳導機制，將資源從高消費傾向行為人向低消費傾向行為人轉移所產生的經濟影響（圖1）。

（一）家庭部門

1.李嘉圖式居民

李嘉圖式居民可不受限制地進入信貸市場，這類居民也是經濟模型中最多的人群。其能通過借貸或儲蓄，對其消費進行最優跨期決策，居民效用函數為：

E0 ∑∞t=0（β1）t ln ct1 + jln ht1 -" " " " " " " " " " " " "（1）

居民預算約束條件為：

ct1 + it1 + qt（ht1 - h1t-1） + bt1 +" h1t-1

= Rdt-1b1t-1 + wt1lt1 + Rtkk1t-1 + Ft" " " " " " " " " " " " " " （2）

資本演化積累方程為：

kt1 = （1- δ）k1t-1 + it1" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（3）

居民最優一階條件為：

ct1 = β1Et" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（4）

wt1 = （lt1）η-1ct1" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （5）

=" +" "（6）

1= β1Et" （1- δ + Rkt+1）" " " " " " " " " " " " " " " " " （7）

其中，式（4）為歐拉方程，即居民跨期消費決策。式（5）表示居民最優勞動供給條件，式（6）表示居民最優房屋持有量，式（7）表示居民最優資本供給條件。β1表示第t期李嘉圖式居民的貼現率，ct1表示第t期消費。qt表示第t期實際房價，ht1表示第t期李嘉圖式居民的房屋持有量，it1和k1t-1分別表示第t期實物投資和第t-1期資本存量，Rdt-1表示第t -1期實際存款利率，bt1表示第t期儲蓄。η表示第t期勞動供給的彈性，j表示房產在效用函數中的權重。表示房產調整成本，wt1表示第t期工資率，lt1表示第t期勞動供給，Rtk表示第t期資本租金率，Ft表示第t期來自壟斷競爭廠商支付給家庭的利潤。

2.富裕的非李嘉圖式居民

這類居民流動性財富（如現金）貧乏、非流動性財富（如住房）豐富，在金融市場上受信貸約束，但與李嘉圖式居民具有相同效用函數，其貼現率小于李嘉圖式居民的貼現率，這確保了這類人成為經濟模型中債務人，居民效用函數為：

E0 ∑∞t=0（β2）t ln ct2 + jt ln ht2 -" " " " " " " " " " " " （8）

其中，β2＜β1。

居民預算約束條件為：

ct2 + qt（ht2 - h2t-1） + Rlt-1b2t-1 +" h2t-1

= b2t" + wt2lt2" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （9）

居民信貸約束條件為：

bt2≤mt Et qt+1 ht2" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （10）

其中，β2表示富裕的非李嘉圖式居民的貼現率，ct2表示消費，ht2表示房屋持有量，bt2表示貸款，Rtl表示名義貸款利率，wt2表示工資率，lt2表示勞動供給，mt表示經濟中最大的貸款價值比率（Loan to Value，LTV），λt表示居民信貸約束的拉格朗日乘數。

居民最優一階條件為：

= β2Et" + λt" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （11）

wt2 = （lt2）η-1 ct2" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （12）

=" +" ·

+ λt mt Et qt+1 （13）

其中，式（11）為歐拉方程，即居民跨期消費決策。式（12）表示居民最優勞動供給條件，式（13）表示居民最優房屋持有量。

3.貧困的非李嘉圖式居民

與Iacoviello（2005）和Rubio（2011）等的研究不同，本文也刻畫了具有Campbell和Mankiw（1989）以及Galí等（2007）等學者研究中的經驗法則居民（Rule-of-Thumb）行為特征。與富裕的非李嘉圖式居民不同，這類居民的流動性和非流動性財富都比較貧乏，被排除在住房和債務市場外。居民效用函數為：

Et ln ct3 +" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（14）

由于每期居民都會將其收入消費殆盡，不能通過借貸平滑消費，故貼現率對其最優決策無關緊要。勞動收入是其唯一收入來源，居民預算約束條件為：

ct3 = wt3lt3" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（15）

居民最優一階條件為：

wt3 = （lt3）η-1ct3" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （16）

其中，ct3表示消費，wt3表示工資率，lt3表示勞動供給。

（二）廠商部門

經濟模型刻畫兩類廠商：一類是壟斷競爭的中間品廠商，另一類是完全競爭的最終品廠商。與Iacoviello（2005）的研究不同，沒有企業家生產中間品的特征。本文借鑒Rubio（2011）的研究，直接引入兩類廠商，既保持模型簡潔，又避免模型結構晦澀。

1.中間品廠商

中間品廠商生產函數為：

yt = At（Kt-1）α[（Lt1）γ1 （Lt2）γ2（Lt3）γ3]1-α" " " " " " " " " " " （17）

其中，At表示全要素生產率，其演化過程服從一階自回歸，即：

ln（At） = ρA ln（At-1） + uA" " " " " " " " " " " " " " " " " " （18）

生產函數中α表示資本占產出的份額；γi表示相應勞動產出的份額，i =1，2，3。Xt表示價格加成，則中間品廠商最優一階條件為：

wt1 Lt1 = （1 - α）γ1" " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（19）

wt2 Lt2 = （1 - α）γ2" " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（20）

wt3 Lt3 = （1 - α）γ3" " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（21）

Rtk kt-1 = α" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （22）

中間品廠商采用Calvo定價策略，每期僅有1-θ的概率可調整價格（Calvo，1983）。因此，最優定價可表示為：

∑∞j=0（β1θ）jEt Λt，j" -" y*t+j （z） = 0" " （23）

其中，Λt，j = β1 ，表示李嘉圖式居民的貼現率?？們r格水平演化過程為：

pt = [θpεt-1 + （1- θ）（ pt*）1-ε]" " " " " " " " " " " " " "（24）

中間品廠商最大化利潤Ft = 1- yt，被返還給擁有廠商部門的李嘉圖式居民。

2.最終品廠商

最終品廠商投入中間品，生產最終品，其生產函數為：

yt = ∫01 yt （z） dz" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（25）

最終品廠商是同質的，選擇yt（z）最小化生產成本，得到中間品廠商的需求函數為：

yt （z） = -ε yt" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（26）

相應地，一般商品價格指數為：

pt" = ∫01 pt （z）1-ε dz" " " " " " " " " " " " " " " nbsp; " " " " " （27）

最終品廠商是完全競爭，沒有利潤且無需返還擁有廠商部門的李嘉圖式居民。

（三）商業銀行

借鑒Iacoviello（2015）的研究，代表性商業銀行利潤最大化函數如下：

E0 ∑∞t=0 βbt ln cb，t" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （28）

商業銀行資產負債約束為：

cb，t + Rdt-1b1t-1 + b2t +" = b1t + Rlt-1b2t-1 - εt

（29）

其中，商業銀行的時間貼現率βb＜β1，cb，t表示商業銀行將吸收存款轉為貸款后，在新發放貸款并支付上一期存款本息及貸款調整成本后的當期盈余。式（28）表示商業銀行最大化預期的每期貼現后的盈余之和。同時，根據《巴塞爾協議III》中的銀行資本要求，商業銀行受到央行監管約束，其資本金約束條件為：

bt1≤（1- cart）（bt2- Et εt+1）" " " " " " " " " " " " " " "（30）

式（30）表明商業銀行以其計提資產減值準備之后的資產作為抵押品進行負債融資。cart表示中央銀行對商業銀行規定的最低資本充足率水平。商業銀行一階最優條件是：

cart + κb cb，t+1 = βb" [Rtl - （1- cart）Rtb]cb，t

（31）

式（31）表明商業銀行存貸利差決定的最優條件，取決于商業銀行貸款調整成本和資本約束等參數。

（四）中央銀行

根據泰勒規則，中央銀行調控利率以實施貨幣政策。泰勒規則為：

Rtn = （Rnt-1）ρR πκπt-1 κyRn1-ρReR，t" " " " " " " " " " " " "（32）

式（32）與Iacoviello（2005）的研究一致，Rtb = Rtn/πt+1。其中，Rn表示穩態名義利率；πt = pt /pt-1，表示總通脹率；y表示穩態產出。ρR表示利率平滑系數，κπ和κy分別表示央行對通脹缺口和產出缺口的反饋程度。

（五）市場出清

當市場出清時，所有市場均達到一般均衡水平。在商品市場上，則有：

yt = ct + cb，t + it" h1t-1 +

h2t-1 +" " " " " " " " " "（33）

ct = ω1ct1 + ω2ct2 + ω3ct3" " " " " " " " " " " " " " " " " "（34）

在資本市場上，則有：

κt = ω1κt1" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （35）

it = ω1it1" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （36）

在勞動力市場上，則有：

Lt = Lt1 + Lt2 + Lt3 = ω1lt1 + ω2lt2 + ω3lt3" " " " " " （37）

在房產市場上，則有：

ht = ω1ht1 + ω2ht2" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （38）

定義三類人群的福利函數分別為：

W1 = E0 ∑∞t=0（β1）t ln ct1 + jt ln ht1 -" " " " " " " （39）

W2 = E0 ∑∞t=0（β2）t ln ct2 + jt ln ht2 -" " " " " " " （40）

W3 = Et ln ct3 -" " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（41）

四、參數校準、穩態比較與福利分析

（一）參數校準

關于結構參數賦值主要根據中國數據和文獻常用做法校準。大多數文獻研究表明，居民貼現率為0.980—0.999。李嘉圖式居民的貼現率取值0.99，匹配穩態時年利率4%。富裕的非李嘉圖式居民的貼現率取值0.98。借鑒Iacoviello（2015）的研究，商業銀行的貼現率取值0.965，與銀行杠桿參數共同匹配穩態時年度借貸利差為1%。穩態時房產在效用函數中的權重取值0.1，房產調整成本取0.05。微觀實證研究表明，勞動供給彈性在0至0.5之間，Domeij和Floden（2006）指出考慮到借貸約束，彈性估計值可能有50%的向下偏差，故勞動供給取值2，匹配勞動供給彈性為1。基準情景中，設三類不同居民人口占比分別為0.2、0.5和0.3。資本占產出的份額取0.33（Gertler和Karadi，2011），這意味著穩態勞動產出份額為70%。資本折舊率取2.5%，相當于年折舊率為10%。價格粘性取0.75，這意味著廠商每四個季度調整一次價格。李嘉圖式居民、富裕的非李嘉圖式居民與貧困的非李嘉圖式居民的勞動產出份額分別取0.523、0.121與0.027。中間品替代彈性取21，使穩態價格加成1.05。廠商全要素生產率一階系數取0.03。銀行信貸資產調整成本取0.07（Iacoviello和Neri，2010），根據主要銀行資本充足率要求的平均值估算，商業銀行最低資本充足率取0.127，抵押貸款率為0.5。為了不失一般性，根據文獻常用取值，中央銀行利率對通脹缺口與產出缺口的反饋分別取1.5和0.125，利率操作平滑性取0.73（見表1）。

（二）穩態比較

根據表2可知，隨著受信貸約束人群比例的變化，經濟模型中主要變量穩態值也發生改變。當貧困的非李嘉圖式居民占比較低和李嘉圖式居民占比較高時，社會處于較高金融普惠程度，三類人群消費和福利均高于基準情景。當貧困的非李嘉圖式居民占比較高和李嘉圖式居民占比較低時，社會處于較低金融普惠程度，三類人群的消費和福利均低于基準情景。這表明金融普惠發展不僅優化資源配置，提高勞動生產率，增加總產出，還能最大限度地改善不同人群的民生福祉。

（三）福利分析

為了衡量福利損失或收益，本文借鑒Lucas（2003）的研究提出消費補償概念，即為維持其效用現狀，經濟行為人必須放棄多少消費。根據不同居民效用函數，可得其各自福利損失指標為：

μ1 = exp[（1- β1）（W 1 - W'1）] - 1" " " " " " " " " " " （42）

μ2 = exp[（1- β2）（W 2 - W'2）] - 1" " " " " " " " " " " （43）

μ3 = exp（W 3 - W'3） - 1" " " " " " " " " " " " " " " " " " （44）

其中，W和W'分別表示在不同普惠金融狀態下，擴張貨幣政策對不同居民福利的影響。如果普惠金融政策是中性的，那么居民福利損失μ = 0；若μ＞0，則普惠金融政策非福利改善；若μ＜0，則普惠金融政策是福利改善。

根據表3可知，長期來看，在較高金融普惠情景下，擴張性貨幣政策放松信貸約束條件后，李嘉圖式居民、富裕的非李嘉圖式居民和貧困的非李嘉圖式居民的值分別為-0.091 7、-0.109 2和

-1.217 4，均小于零；這表明居民都享受金融寬松帶來的福利改善。在較低金融普惠情景下，擴張性貨幣政策對居民的影響是非對稱的。李嘉圖式居民和富裕的非李嘉圖式居民的值分別為-0.975 3和

-0.686 1，均小于零，表明這兩類居民福利改善；而貧困的非李嘉圖式居民的值為0.865 1，大于零，表明這類居民福利下降。同理，短期來看，考慮不同情景之間的過渡成本后，結論依然與長期視角下一致。總體上這表明不受信貸約束或約束有限的人群，更容易獲得由金融資源擴張帶來的潛在收益，而信貸約束限制了富裕的非李嘉圖式居民的購買力，他們無法獲得流動性充沛帶來的直接收益。

五、數值模擬分析

（一）異質性居民下貨幣政策的傳導機制

根據圖2可知，在央行上調1個百分點政策利率時，通過利率傳導機制，存款利率和貸款利率都分別上升4個和5個基點。貨幣政策收緊，房價下降2%，貸款下降5%，物價下降1%。顯然利率提升降低了家庭住房財富的價值，從而迫使家庭減少貸款，減少消費。但不同居民消費對利率上調的敏感性不同，李嘉圖式居民消費下降0.5%左右，富裕的非李嘉圖式居民消費下降近1%，貧困的非李嘉圖式居民消費下降近2%。這是因為利率調控引起的資產結構調整也同時影響價格水平和人們擁有的財富價值，進而影響居民消費支出。李嘉圖式居民不受信貸約束，可通過金融市場平滑消費，故其消費下降比例最??；富裕的非李嘉圖式居民以房屋抵押貸款，房價下跌導致其消費下降比例稍大；貧困的非李嘉圖式居民被排除在金融市場之外，不能通過金融市場優化資產配置，無法緩解流動性約束，故利率調整引起的消費下降比例最大。

（二）普惠金融對貨幣政策的影響

一個國家或地區的普惠金融水平由李嘉圖式居民、富裕的非李嘉圖式居民和貧困的非李嘉圖式居民三類人群的比例決定，李嘉圖式居民即全普惠人群比例越高，貧困的非李嘉圖式居民即未被普惠人群比例越低，則該國或地區的普惠金融水平越高。根據圖3可知，在央行下調1個百分點政策利率時，促進經濟增長，物價水平上升，但在不同金融普惠程度下，寬松貨幣政策的經濟效應存在顯著差異。在較高金融普惠情景下，貸款增加6%，產出上升超過1%，消費上升超過0.8%，投資上升近0.25%；在較低金融普惠情景下，貸款增加3%，產出上升超過0.5%，消費上升0.5%，投資上升0.2%。這說明普惠金融在刺激經濟擴張的過程中發揮著至關重要的作用。普惠金融的廣泛深入推行，不僅提高了金融服務的可得性，使得更多家庭獲得了正規的金融服務，還降低了信貸門檻，使得更多家庭可以享受信貸支持，擁有跨期資源配置的可能性。同時，還有利于家庭通過金融投資優化資產配置，提高家庭固定資產的可變現性。這在一定程度上緩解了流動性約束，便利了居民支付，進而對家庭消費產生影響。

（三）普惠金融對宏觀審慎政策的影響

資本充足率和貸款價值比是我國宏觀審慎評估的重要工具?！栋腿麪枀f議Ⅲ》認為“廣義信貸/GDP”

是識別系統性風險、確定逆周期資本緩沖、抑制信貸順周期的過快擴張和收縮的基本指標。因此，國際上通常要求資本充足率聚焦于整體信貸和GDP比值以及趨勢值的偏離程度。但在考察信貸偏離程度時，我國聚焦的是信貸增速與名義目標GDP增速的偏離，更重視信貸增長要滿足實體經濟發展的合理需要（張曉慧，2017）。因此，設定宏觀審慎政策工具規則為：

cart = car + φlog" " " " " " " " " " " " " " （45）

mt = m + ?log" " " " " " " " " " " " " " " " " （46）

其中，car和m分別表示穩態下資本充足率和貸款價值比率，φ和?表示央行對信貸產出比偏離穩態時的反饋，促使銀行在經濟上行期積累資本和穩杠桿，用于經濟下行期吸收損失和降杠桿，防止經濟上行期信貸過度增長、經濟下行期信貸過度緊縮。

為衡量金融普惠程度對宏觀審慎政策的影響，本文用生產率提高1%的外部沖擊來模擬經濟過熱，導致經濟產出上升，中央銀行采用不同宏觀審慎政策工具調控宏觀經濟。根據圖4可知，在基準情景下，產出增加1.5%，消費增加1%，投資增加0.6%，房價上漲2%，價格水平上漲0.25%。在央行采用動態資本充足率規則調控下，產出增加1%，消費增加0.6%，投資增加0.6%，房價上漲2%但被平滑延遲，價格水平上漲0.2%。顯然，動態資本充足率通過逆周期調整銀行資本要求，有效緩解經濟過熱。在此基礎上，如果金融普惠程度得到提高，則產出增加下降至不到1%，消費增加0.4%，投資增加不到0.4%，房價上漲1%，價格水平上漲0.1%。這說明金融普惠程度改善，也優化了經濟中被信貸約束人群占比，促使動態資本充足率規則作用得到充分發揮和釋放。

根據圖5可知，在基準情景下，產出增加1.5%，消費增加1%，投資增加0.6%，房價上漲2%，價格水平上漲0.25%。在央行采用動態貸款價值比規則調控下，產出增加1%，消費增加0.4%，投資增加0.4%，房價上漲1.5%，價格水平上漲0.15%。信貸是造成社會生產超越實際經濟發展水平和消費能力的一個重要因素。一方面，生產信貸的資金增多有助于推動高級產品擴大生產；另一方面，消費信貸能夠提高消費者的購買能力。顯然，動態貸款價值比能夠直接作用于影響實體經濟的信貸規模，且傳導路徑更短，效果更顯著。在此基礎上，如果金融普惠程度提高，則產出增加下降至0.7%，消費增加0.3%，投資增加0.2%左右，房價上漲不到1%，價格水平上漲0.05%。這說明金融普惠程度的改善降低了經濟中被信貸約束人群占比，使得以貸款價值比形式存在的信貸約束成為經濟對貨幣政策沖擊反應的核心。特別地，李嘉圖式居民和富裕的非李嘉圖式居民的反應溢出到整個經濟，通過貸款規模引發不同人群消費反應之間的共同變化。動態的貸款價值比增加了居民財富水平對宏觀審慎政策的敏感度，也提高了貨幣政策在經濟中的整體有效性，使得經濟對貨幣政策沖擊的反應更加強烈。

（四）普惠金融對共同富裕的影響

共同富裕被黨的十九大確立為第二個百年奮斗目標的重要內容。“富裕”要求“做大蛋糕”，實現經濟的高質量發展；“共同”則要求“分好蛋糕”，優化和完善收入分配制度。在經濟模型中，凡是能夠進入金融市場進行儲蓄借貸的人群可視為被普惠人群，如李嘉圖式居民和富裕的非李嘉圖式居民；反之則是未被普惠人群，如貧困的非李嘉圖式居民。為了更直觀地甄別普惠金融的再分配效應，參照Areosa和Areosa（2016）的研究，構建收入不平等指數（Gini），定義未被普惠居民人口比例為ω，收入為Inctnf；被普惠居民人口比例為1- ω，收入為Inctf為正規化總人口為1，則有：

Ginit = ω 1-" " " " " " " " " " " " " " " " " （47）

Inctf = Rdt-1b1t-1 + wt1lt1 + Rkt k1t-1 + bt2 + wt2lt2" " " " （48）

Inctf = wt3lt3" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （49）

Inct = ωInctf + （1- ω）Inctnf" " " " " " nbsp; " " " " " " " " （50）

顯然，收入不平等指數是未被普惠居民人口占比及其收入占比的函數。未被普惠居民所占人口比例越小、收入份額越大時，收入不平等指數就越小。由于普惠金融發展具有長期性、穩定性，脈沖響應模擬不太適合相關政策分析。為分析這類政策效果，本文基于DSGE模型開展確定性模擬。根據圖6可知，隨著普惠金融的發展，一方面，更多貧困的非李嘉圖式居民進入金融市場，獲得金融服務，通過資產渠道提高收入水平，而李嘉圖式居民和富裕的非李嘉圖式居民收入有所下降，這表明普惠金融的發展促進了未被普惠人群分享經濟增長帶來的資產增值收益，有利于縮小不同群體居民資產（財富）差距，緩解收入不平等；另一方面，資金供給與需求機制形成了良性循環。除了工資收入，資產收益增加能夠提高居民收入能力，促進消費帶動需求，推動總產出增加，這表明普惠金融發展實現信貸投放以“量”增帶動“面”擴，刺激消費和投資需求增長。

（五）普惠金融對金融穩定的影響

據圖7可知，在踐行普惠金融的過程中，銀行利差逐步收窄，從初始穩態大約30 BP下降至終值穩態20 BP。這說明在普惠金融過程中商業銀行普遍承擔著大量的金融普惠職責：一方面增加了金融供給，降低了融資成本；另一方面擠壓了銀行自身利差空間。存貸利差是銀行主要收益來源，如果商業銀行特別是地方中小銀行利差持續收窄，盈利空間持續收縮，運營壓力持續增加，可能引發中小銀行風險，對金融穩定構成沖擊。

六、主要結論與啟示

（一）主要結論

本文通過構建含有異質性居民的動態隨機一般均衡模型，深入剖析了普惠金融發展對居民收入不平等的影響機制，及其通過收入分配渠道影響貨幣政策和宏觀審慎政策機制的問題。研究發現：第一，普惠金融對促進實體經濟可持續發展具有重要意義。普惠金融不僅拓展了金融服務的覆蓋廣度，還通過減少金融排斥，直接增強了央行貨幣政策與宏觀審慎政策的有效性。此外，央行調節貨幣政策和宏觀審慎政策時，異質性居民的宏觀經濟決策有明顯差異。第二，普惠金融豐富了貨幣政策傳導路徑。傳統意義上，貨幣政策更多地被視為總量工具，無法直接作用于經濟結構調整，更不能對微觀群體的經濟行為進行精準調控。但隨著普惠金融的不斷發展，更多微觀經濟主體的行為與金融直接掛鉤，從而豐富了貨幣政策的收入分配傳導路徑。其中，住房市場和宏觀審慎政策設定的貸款價值比在貨幣政策傳導、調節居民間財富不平等中起著核心作用。較高的貸款價值比率增加了富裕的非李嘉圖式居民的財富水平，使此類居民的消費對貨幣政策沖擊更加敏感，從而提高了貨幣政策的有效性。第三，普惠金融發展顯著增強了宏觀審慎政策的有效性。通過提高金融普惠程度，不僅優化了信貸資源分配，減少了被信貸約束的人群占比，還使動態資本充足率和貸款價值比等宏觀審慎工具的作用得以更充分發揮。這不僅有效緩解了經濟過熱，還通過精準調控信貸規模，直接作用于實體經濟，提高了貨幣政策的傳導效率和整體有效性。普惠金融與宏觀審慎政策的協同作用，不僅增強了宏觀經濟的穩定性，還有助于縮小收入差距，促進經濟均衡發展，為實現共同富裕目標提供了有力支撐。第四，普惠金融發展有助于緩解居民收入不平等，實現共同富裕。普惠金融兼顧“普”和“惠”，能夠有效擴展金融服務的覆蓋面，讓此前未能享受到金融服務的人群能夠分享經濟增長所帶來的資產增值收益，縮小不同群體居民資產（財富）差距，減輕收入不平等。同時，促使資金供給與需求機制形成一個良性循環，提高總體居民收入，促進消費帶動需求，推動總產出增加。第五，普惠金融在一定程度上增加中小銀行的運營壓力，對金融穩定構成沖擊。在踐行普惠金融的過程中，由于銀行利差逐步收窄，盈利空間持續收縮，可能引發中小銀行風險，需加以關注。

（二）政策建議

一是加強普惠金融基礎設施建設，確保金融服務的普及性和可達性。政府應加大對普惠金融基礎設施建設的投入，包括但不限于增設金融服務站點、優化電子支付系統、提升網絡金融服務能力，確保金融服務能夠廣泛覆蓋各類人群，尤其是偏遠地區和弱勢群體。

二是完善宏觀審慎政策框架，構建與普惠金融發展相適應的監管體系。加強對金融機構的監管，特別是在普惠金融服務領域。通過設定合理的貸款價值比等審慎指標，既保障金融穩定，又促進普惠金融的健康發展。同時，建立風險預警和處置機制，及時發現和化解潛在金融風險。

三是優化政策協同，提高政策的有效性和針對性。在制定貨幣政策時，應充分考慮普惠金融的發展情況及其對貨幣政策傳導機制的影響，使得貨幣政策能夠更好地通過普惠金融體系傳遞至實體經濟。此外，應加強貨幣政策與宏觀審慎政策的協調配合，形成政策合力，共同維護金融穩定和促進經濟發展。

四是關注中小銀行風險，確保普惠金融的可持續發展。應加強對中小銀行的監管和支持，建立風險分擔機制，降低其運營成本和風險。同時，應鼓勵中小銀行創新金融產品和服務模式，提高其競爭力和盈利能力。

五是加強普惠金融教育和宣傳，提高公眾的金融素養和意識。通過開展金融知識普及活動、提供金融咨詢服務等方式，幫助公眾了解普惠金融產品和服務，提高其金融素養和風險管理能力。這將有助于增強公眾對普惠金融的信任和支持，推動普惠金融的持續發展。

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（責任編輯：唐詩柔）

Inclusive Finance， Common Prosperity， and Dual Pillar Policies： An Analysis Based on a Heterogeneous DSGE Model

ZUO Jia1，LIU Yanran2，HE Sha1

（ 1.Shaoyang Branch， People's Bank of China; 2.School of Life Sciences， Shanxi University ）

Abstract： Inclusive finance， with its universal and inclusive nature， has played a significant role in promoting the development of the majority of society， especially low- to middle-income groups. This paper constructs a DSGE model with heterogeneous agents to analyze the impact of inclusive finance development on the transmission mechanisms of the \"dual pillar\" policy and common prosperity. The results indicate that： First， the development of inclusive finance expands the coverage of financial services， broadens the transmission pathways of monetary policy， enhances the effectiveness of macroprudential policies， and increases the responsiveness of microeconomic agents to both monetary and macroprudential policies. Second， inclusive

finance helps to alleviate income inequality among residents， increases total household income， and drives an increase in overall output. Third， inclusive finance increases the operational pressure on small and medium-sized banks， posing certain challenges to financial stability. This research deepens the understanding of inclusive finance and establishes a logical connection between inclusive finance and the efficiency of monetary and macroprudential policies， which is of significant practical importance for improving the inclusive finance mechanism.

Keywords： Inclusive finance; Common prosperity; Monetary policy transmission; Macroprudential policy; Financial stability