金融可获得性提高能否降低贷款利率水平——基于全国31省面板数据的实证分析

理论探讨

2021.03

金融可获得性提高能否降低贷款利率水平？

———基于全国31省面板数据的实证分析

王红玉

（兰州财经大学金融学院甘肃兰州730000）

摘要：贷款利率水平代表了一个地区实体经济的融资成本，而金融可获得性是影响贷款利率水平的重要因素。本文

利用2005-2017年中国省级面板数据，主要从金融可获得性视角出发，对金融可获得性和贷款利率关系的研究。结果表

明，金融可获得性提高与贷款利率水平具有反向抑制作用，即金融可获得性指数每提高1个单位，会使城商行一年期定

期贷款利率降低45.14%。运用归并最小离差法回归对以上的结果进行稳健性检验，其结果与普通面板回归结果相一致。

关键词：金融可获得性；普惠金融；贷款利率

中图分类号：F832.0文献标识码：A文章编号：1006-6373(2021)03-0033-07

一、引言

我国金融可获得性指数整体在不断提高。以前学者

对金融可获得性的研究偏重其测度以及影响因素方近年来，我国高度重视普惠金融的发展。2019

面。很少有人研究金融可获得性与贷款利率的关系，年10月召开的党的十九届四中全会明确提出，健全

那么金融可获得性是否能够显著降低贷款利率？或具有高度适应性、竞争性、普惠性的现代金融体系。

者说，金融可获得性与贷款利率的高低是个正相关根据国务院2015年发布的《推进普惠金融发展规划

还是负相关关系？还缺少实证方面的研究。

通过对2005-2017年的全国一年期贷款利率和商业可持续原则，以可负担的成本为有金融服务

进行统计可以看出（见图2）：我国的贷款利率整体需求的社会各阶层和体提供适当、有效的金融服

在波动下降，中小企业和个人在进行融资时成本逐

渐降低。基于此，本文运用贷款利率和金融可获得性殊体是我国当前普惠金融的重点服务对象。普惠

的面板数据进行回归分析，不仅能厘清金融可获得

性和贷款利率的关系，也有利于让贫困地区的中小

企业及低收入者以较低的贷款利率获得贷款，让他

们更容易获得金融机构的服务

研究得知：第一，早先文献大多研究金融可获得

性的概念以及其对经济、就业等产生的影响（刘亦文

（2016-2020年）》，普惠金融是指立足机会平等要求

务。小微企业、农民、城镇低收入人、贫困人等特

金融具有低成本、高覆盖面的特征。随着普惠金融的

发展，金融可获得性水平逐渐提高。由图1可以看

出，2005-2017年我国金融可获得性指数整体呈上

升趋势，2017年最高，接近于1；2008年金融可获得

性最低，其原因可能为当年爆发了金融危机，自

2008年后，金融可获得性指数逐渐上升。初步看出

作者简介：王红玉（1994-），女，河北石家庄人，兰州财经大学金融学院研究生，研究方向：金融理论与政策。

33

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理论探讨

究，焦瑾璞（2014）认为，普惠金融以广泛包容性为

[6]

核心，由于本国存在着大量在获得金融服务时处于

弱势的体，所以普惠金融的发展是必不可少的

（朱烨辰等，2018）。普惠金融的目的是让那些在获

[7]

得金融机构的服务时处于劣势的体可以获得高效

率、简单便捷的金融服务。可以看出普惠金融可给弱

势地区、弱势产业、弱势企业、弱势体提供金融服

务（周小川，2013）。

[8]

2.对于金融可获得性的衡量，我们可以从普惠

金融水平的测度入手。普惠金融水平的测度，国内外

1

0.5

0

图12005-2017年全国金融可获得性指数

0.08

0.07

0.06

0.05

0.04

早已有学者进行研究。MandiraSarma（2008）从三

[9]

个维度———银行的渗透度、银行结构的使用度以及

银行结构的可利用性，构建了综合普惠金融指数

（IFI）。王婧和胡国晖（2013）运用变异系数法构建

[10]

普惠金融指数。肖瑞（2015）在MandiraSarma及

[11]

联合国HDI的基础上，通过对普惠金融的广度及深

訛譹

图22005-2017年全国一年期贷款利率

度指标的增加，建立了普惠金融指数的测算方法。

焦瑾璞等（2015）从金融服务可获得性、使用情况

[12]

及服务质量三个维度入手，使用层次分析法确定指

标权重，编制2013年中国各省的普惠金融指数。徐

强、陶侃（2017）选取金融服务可接触性、使用度

[13]

和可负担性三个维度，综合测度各省2005-2015年

的普惠金融发展水平。

3.对于影响贷款利率的因素问题，黄磊、李健

全（2018）表示，商业银行的贷款利率受央行政

[14]

策、GDP增速以及M2增速的影响。汤发良，杨江娜

等（2007）认为贷款利率与GDP增长率成正相关，

[15]

指出国际货币基金组织IMF经济学家MaxwellFry

在GDP增长率和通货膨胀率的基础上建立了GDP

增速和实际利率的模型，这说明贷款利率与通货膨

胀率有关。陈一恺（2018）认为P2P平台利率受相

[16]

对还款额以及信用风险的影响。风险越大，风险溢价

越高，贷款利率越高（BlackwellandWinters，1997）。

冯显（2019）指出提高银行对成本的控制能力可以

[17]

更好地应对利率市场化。

学界对金融可获得性和贷款利率水平的关系研

[18]

究较少。刘志洋（2016）指出，互联网金融反映了金

等，2019；肖龙铎，2017），但具体到金融可获得性与

贷款利率的研究比较缺乏，本文的研究在内容上有

所丰富；第二，综合早先文献对金融可获得性的研究

可以发现：大部分仅是理论分析，运用本文中普通面

板回归、归并回归以及clad回归的方法是比较少

的，本文具有方法上的贡献性；第三，在金融可获得

性测度方面，本文针对已有文献对金融的普惠性指

标测度的缺陷，仅考虑普惠金融的一方面———金融

的可获得性，研究金融的可获得性能否代表金融的

普惠性。

二、文献综述与研究假说

1.由于金融可获得性还没有权威定义，而金

融的普惠性中包含金融服务可获得性，因此我们可

以以普惠金融为出发点进行研究。

Leeladhar（2005）认为普惠金融即提供银行服

[1]

务，Beck和Demirguc-Kunt（2008）在其基础上添加

[2]

提供银行服务的条件，将普惠金融视作家庭和企业

可以获得并使用正规银行提供的服务。Honohan

[3]

][4

（2004）和BeckandDelaTorre（2007）又将成本纳

入到普惠金融中，他们认为普惠金融还应包含成

本———信息成本和交易成本。国内学者对普惠金融

的定义可以分为两种，一种是普惠金融主要服务

体为农村，一种是涉及普惠金融主体为中小企业和

低收入者。对于第一种定义的研究，孙宁（2019）指

[5]

出，普惠金融以农村为根本。对于第二种定义的探

融的普惠性，金融的可获得性逐渐提高，相比于我国

传统的金融服务，随着我国的服务成本逐渐降低，因

此贷款利率有下降的趋势。何翠云（2019）针对网

[19]

贷利率和普惠金融的关系问题，指出网贷高利率背

离普惠金融本质，而解决途径之一就是降低风险成

34

理论探讨

本。因此就需要不断降低网络借贷的利率，真正践以及金融服务的不愉快性，使这些“银行边缘人口”

行普惠金融的精神。何德旭、苗文龙（2015）认为，无法正常使用金融服务。在本维度中，最好的指标

[20]

如果想要使贷款利率下降，就要提高银行的风险管就是银行的信贷和存款，而银行的可使用性和可利

理技术，因为风险管理技术的提高可以使银行的运用性可以通过银行的平均贷款额占人均地区生产总

营成本下降，进而影响贷款利率。总之，国内外多数

学者对普惠金融水平的测度各有不同的见解，对于普

惠金融指数的构建大都是从金融可获得性、使用情况

等入手的，并没有将成本考虑进去。

三、研究设计

（一）基准回归方程

本文参考马娟、万解秋（2018）、陈一洪（2015）以

及谢升峰，卢娟红（2014）的方法，构建下列基准的回

归模型：

lr=茁+茁fai+茁gdpr+茁dr+茁M+茁ulri+着

ititititit

012342it5

（1）

（t-1）

各个指标的下脚标i，t分别表示第i个省市和

第t个年度，着为随机误差项。被解释变量lr是贷

it

款利率，用各省城商行一年期定期贷款利率来衡量。

fai为核心解释变量———金融的可获得性指数，gdpr、

dr、M以及ulr分别代表经济增长速度、存款利

2t-1

率、M增长率和滞后一期不良贷款率。

2

（二）数据来源与样本选择

本文的样本数据来源于《中国统计年鉴》（2006-

2018）、《中国区域金融运行报告》（2006-2018）和国

民经济和社会发展统计公报等。由于2005年才提

出普惠金融概念，考虑到数据的可得性和完整性，文

本选取了2005-2017年中国内地省级面板数据。

（三）变量定义

根据表1可知：

1.被解释变量：贷款利率，本文采用31个省市

的城市商业银行的一年期定期贷款利率当作其衡量

指标。

2.解释变量：金融可获得性。我们采用Mandira

Sarma（2008）的方法，从两个维度考虑———其一是银

行的可接触性（A），其二为银行的可使用性、可利用

1

性（A），共三个指标进行衡量，构建了综合金融可获（四）描述性统计与相关性分析

2

得性指数（fai）。1.变量的描述性统计

（1）银行的可接触性，即银行的渗透度。我们使

用每一万平方公里银行的数量作为该维度的一个衡

量指标。

[9]

（2）银行的可使用性及可利用性，Kempson（2004）

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值的比重以及平均存款额占人均地区生产总值的比

訛譺

重来衡量（Becketal.,2007）。

MandiraSarma认为，测算fai首先要计算出D，

i

D

i

指的是各个维度实际测量指标进行无量纲化的

处理，由其可推出金融可获得性指数公式：fai=1-

姨

22

（1-A）+（1-A）

12

。

2

在上述公式中，A表示各个维度的实际数值。

i

D

iii

为各维度的衡量指标，D的取值范围是在0-1，D

越接近于1，就说明在第i个维度上表现就越接近

完美。

訛譺

A

11

=D=banknumbers/squarekilometers（2）

（3）/2

（4）=ALR/rjgdp

（5）=ADR/rjgdp

A

223）

=（D+D

訛譻

D

2

訛譼

D

3

3.控制变量

为了控制货币供应量和国内生产总值等一些宏

观因素对贷款利率产生的影响，参考相关文献，本文

分别从宏观及微观两个角度出发，通过选取不同的

变量来控制地区的异质性。其中宏观层面我们选取

经济增长速度和广义货币M2的增长率；微观层面

我们选取金融机构的不良贷款率以及存款利率来

衡量银行的贷款风险与成本。

表1变量定义

变量分类变量名称变量代号变量说明

被解释变量贷款利率城商行一年期定期贷款利率

解释变量金融可获得性金融可获得性指数

宏观层面控经济增长速度（本年GDP-上年GDP）/上年GDP

制变量

微观层面控不良贷款率ulr各省上一年金融机构的不良贷款率

制变量

广义货币增长率（期末M2-期初M2）/期初M2

存款利率dr城商行一年期定期储蓄存款利率

lr

fai

gdpr

t-1

M2

表2为各个变量的描述性统计。我们可以得出

下列6个结论：（1）贷款利率最大值与最小值的差值

为0.018，说明各省的实际贷款利率每年变化较小；

标准差为0.0041，说明各省实际贷款利率的差异较

小。（2）金融可获得性指数的标准差和均值较大，且

最大值与最小值的差值接近于1，说明金融可获得

等认为，此维度是受“未受银行覆盖的人口”或“银行

边缘人口”的概念所启发而来的，由于地区的偏远性

35

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表2主要变量的描述性统计表3Hausman检验结果

VariableObsMeanStd.Dev.MinMax

lr4030.02490.00410.01500.0330

fai4030.17090.115300.8750

gdpr4030.10990.0304-0.02500.2380

dr4030.02980.02690.01350.3300

M4030.16140.04440.08170.2758

2

Ulr3720.04810.05570.00230.2920

t-1

变量名称（b）fe（B）re（b-B）Differencesqrt（diag（V_b-V_B））

fai-2.9539-0.4514-2.50253.8743

dr1.46281.09271.0502-0.5279

m21.51931.5354-0.01610.1298

ulr2.66822.04890.61920.2420

t-1

gdpr0.69670.35350.34320.5279

_cons2.15482.3981-0.24340.2093

理论探讨

H0:differenceincoefficientsnotsystematic

性指数的每年变化和各省之间的差异较大。（3)经济

增长速度的最大值与最小值的差值为0.26，标准差

约为0.03，均值约为0.11，表明各省的经济增长速度

每年变化比较大。（4）存款利率的均值约为0.03，标

准差均为0.03，最大值与最小值的差值为0.3165，

说明各省的存款利率每年变化较大但各省之间的实

际贷款利率差异较大；（5）广义货币M的最大值与

2

最小值的差值为0.1941，标准差为0.04，

说明广义货币M每年变化和差异都比较

2

大。（6）滞后一期不良贷款率的标准差为

0.0557，说明各省的不良贷款率每年变化

较大。

2.相关性分析

本文通过对所有变量的皮尔森系数

值来进行相关性分析，通过皮尔森系数以

及方差膨胀因子来判断该面板模型是否

有多重共线性。

根据皮尔森系数以及方差膨胀因子，

可以得到下列结论：在此面板模型中，所

有的解释变量与被解释变量以及控制变

量之间的相关系数均小于0.5，且我们继

续进行VIF分析后，得到最大的方差膨胀

型并未出现严重的共线性现象。表4的第二列和第六列只研究了金融可获得性

四、实证研究结果及分析

（一）豪斯曼检验系数为负，但显著性有待提高；第三至五列和第七列

首先，检验个体效应，F统计量的P值等于又控制了贷款利率的其他影响因素，与未引入控制

0.9766远大于0.05，可以强烈不拒绝原假设个体效变量的模型相比，金融可获得性指数的系数方向相

应不显著，所以混合回归模型优于固定效应模型。

其次，检验时间效应，通过了格朗日乘数检验得到体回归结果来看，金融可获得性指数与城市商业银

的P值是0。所以可以推出混合OLS模型次于随机行的一年期贷款利率呈现显著的反向抑制作用，金

效应模型，随机效应极其显著。最后进行豪斯曼检

验，通过检验得到P值为0.0908，可以在5%置信贷款利率下降，即金融可获得性越高，越能促进一个

水平下不拒绝原假设，认为随机效应模型更为有效；地区贷款利率的降低。通过回归可以发现：普通面板

同时，可在10%的置信度下认为固定或混合模型也

变量名称

Prob>chi2=0.0908

有效。

（二）计量模型估计结果与分析

我们通过采用普通面板回归和Tobit回归两种

模型，得到金融可获得性指数的系数即为金融可获

得性对贷款利率的影响，考虑到贷款利率的取值范

围大于0，因此使用归并回归的结果效率更高，结果

如表4所示。

表4金融可获得性与贷款利率的回归结果

（2）（3）（4）（5）（1）（6）

refe混合tobitolsre

-0.4514***-0.0209***-0.0168***-0.0839-0.0839-0.4514*

fai

（-3.54）（-4.50）（-3.63）（-0.27）（-0.27）（-1.97）

0.35350.1023**0.1088***0.3535

gdpr

（0.55）（2.43）（2.74）（0.44）

1.09270.03670.04621.0927

dr

（1.24）（1.12）（1.44）（1.52）

1.5354***0.1626***0.1472***1.5354***

M2

（5.72）（7.34）（6.08）（3.08）

2.0489***0.03000.02042.0489***

ulr

t-1

（6.59）（1.55）（1.10）（5.10）

2.4897***3.0086***0.0160**0.0203***2.4897***2.3981***

cons

（101.27）（17.46）（2.31）（2.94）（101.52）（26.54）

obs403372372372403372

2

R0.00020.10780.20680.1429--

Loglikelihood-----208.7614-172.7252

注：（1）表中第一行为回归系数，第二行为相应的t值

（2）***、**、*分别表示在1%、5%、10%的置信水平下显著，下表同

（3）Tobit中固定效应和混合效应的回归结果与OLS相一致，限于篇幅未列示其

如果需要可向作者索要结果，

系数1.50远小于10，因此可以证明此模

对贷款利率的影响，结果显示金融可获得性指数的

同，显著水平和可决系数较高，拟合优度较好。从整

融可获得性指数增加，会使城市商业银行的一年期

回归结果和Tobit回归结果相一致，证明了Tobit回

36

理论探讨

归模型较为稳健。

在控制变量方面，广义货币M2的增长率与贷

款利率的变化方向相同，M2增长率每提高1%，会使

城商行一年期贷款利率上升153.54%。广义货币M2

的增长率代表了一个地区的投资和中间市场活跃

度，增速越高中小企业贷款需求越大，贷款供不应

求，引起贷款利率上升。上一年不良贷款率与本年城

商行一年期定期贷款利率有正向促进作用，上一年

不良贷款率越高，该地区金融机构面临的风险越大，

贷款利率越高。经济发展水平和存款利率对贷款利

率没有明显的关系，显著性不高。

五、稳健性检验

（一）内生性检验

表4的回归结果都是在未考虑核心解释变量的

内生性前提下得到，事实上金融可获得性提高可能

对贷款利率存在着内生性问题。即提高金融可获得融可获得性与贷款利率同样具有负相关关系，分地

性对贷款利率有抑制作用，贷款利率的降低反过来

会提高金融可获得性。本文运用工具变量来对回归

模型方程进行内生性检验。

金融可获得性指数的工具变量选为将fai滞后（一）主要结论

一期，通过豪斯曼检验得到P值远大于0.05，说明金本文利用2005-2017年中国内地的省级面板

融可获得性提高对贷款利率降低没有严重的内生性数据，得出以下两点结论:

问题。第一，金融可获得性提高对我国的贷款利率有

（二）回归样本的进一步研究显著的抑制作用，不论采用普通面板回归还是tobit

表4仅是粗略地估计金融可获得性对贷款利率回归、clad回归，发现其影响都是存在的。金融可获

的影响，为了检验结果的稳健性，我们将样本分为东得性指数每提高1个单位，会使一年期平均贷款的

中西三个地区来考察其对贷款利率水平的影响。结实际利率减少45.14%，金融可获得性的差异会使不

果如表5所示。同地区的贷款利率有所不同，金融可获得性指数越

结果显示，东部、中部和西部地区的金融可获高的省份贷款利率越低。由此可见，金融可获得性对

得性对贷款利率的影响均为负。东部和西部的显著金融的普惠性贡献度较大，金融可获得性是影响贷

性较高，中部地区显著水平较差，但均与上文的结款利率的重要因素。

果具有一致性。说明随着金融可获得性提高，贷款第二，上一年不良贷款率和广义货币M2的增

利率会降低，从侧面反映出本文的面板回归模型解长率对贷款利率有正向促进作用。上一年不良贷款

释力较强，能较正确地反映现实情况，本文的模型

较为稳健。（二）相关建议

（三）回归方法的进一步研究

鉴于被解释变量为受限变量，运用归并回归时技术进步是提高金融服务可获得性的助推器，

未考虑扰动项服从正态分布的问题，经检验全国范近年来“互联网金融”模式成为流行趋势。互联网金

围、东部、中部和西部地区的条件矩统计量较高，故融通过大数据和云计算等技术降低了金融服务的交

强烈拒绝“扰动项服从正态分布”的原假设。为此，易成本、搜寻成本和信息成本，使金融服务门槛有所

本文运用归并最小离差法（CLAD）检验模型回归结

果的稳健性。经检验可以看出运用CLAD回归后，金中国的银行业带来了发展机遇，提升了银行业的配

西部

中部

东部

方法变量名称

fai

cons

obs143132143132

控制变量无有无有

fai

cons

obs1049610496

控制变量无有无有

fai

cons

obs156132156132

控制变量无有无有

（7）（8）（9）（10）

olsretobitre

-0.7237**-0.4871*-0.7237**-0.3899*

（-2.33）（-1.94）（-2.35）（-1.98）

2.3980***1.6950***2.3980***2.5075***

（38.79）（7.95）（39.06）（10.43）

-0.5299-0.4600-0.5299-0.4600

（-1.23）（-1.50）（-1.21）（-0.78）

2.5746***2.2117***2.5746***2.2117***

（32.88）（12.84）（29.21）（6.26）

-0.0523***-0.0231***-0.0523***-0.0276*

（-2.75）（-2.36）（-2.77）（-2.00）

0.1211***0.0586***0.1211***0.0577***

（29.62）（3.85）（29.81）（3.85）

2021.03

表5东中西部金融可获得性与贷款利率回归结果

注：（1）控制变量和前文保持一致，限于篇幅原因不再显示

（2）混合效应和固定效应回归结果与随机效应结果相一致

区后结果相同。这与归并回归结果相一致，说明本文

的回归结果是较稳健的。

六、主要结论和相关建议

率和广义货币M2增长率越高，贷款利率越高。

1.推动金融与科技相结合，降低金融服务成本

下降，推动了我国传统金融业的发展。它的出现给

37

2021.03

置效率与金融的普惠性，在一定程度上缓解了中小

企业融资难、融资贵的难题。

科技发展日新月异，技术的每一次改进都伴随

着效率的提升，银行业作为金融行业的主要机构，更

要与时俱进，利用先进的技术手段不断降低成本，提

高金融服务的可获得性，使银行业永葆生机与活力。

政府及金融机构应致力于金融的高效运行，实现金

融跨越式发展。要充分整合云计算、大数据、物联网、

区块链、人工智能、移动互联网等新一代信息技术，

发挥互联网金融在提高效率、降低成本、提升精准度

等方面的优势，延伸农村及偏远地区低收入体的

金融可得性。

2.不断改进信贷政策和流程，提高金融可获得性

目前我国民营企业在融资时还存在信贷政策与

信贷流程的不完善问题，抑制了中小企业通过银行

业进行融资的积极性，降低了金融可获得性。因此，

银行业等金融机构应全面梳理在民营企业客户准

入、授权管理、业务流程、信贷审查审批、贷后管理等

方面存在的各种障碍，真正做到一视同仁、平等对

待。例如，商业银行可通过政策精细化、授权差异化

以及流程便捷化等途径，提高民企融资的可获得性，

变“玻璃门”“旋转门”为“阳关道”和“高速路”。地方

政府应鼓励贷款贴息，降低融资成本，真正做到金融

“可获得”，为中小企业融资提供便利。

总之，要提高金融可获得性，降低金融服务成

本，并以此来解决中小企业融资难和融资贵问题，一

方面要加强互联网金融的建设，使科技在金融中真

正发挥作用，利用科技手段降低金融服务成本，提高

服务效率；另一方面，要不断完善和改进我国的信贷

政策和流程，为中小企业融资提供良好的宏观环境

基础，进而提高金融服务的可获得性。■

注释：

訛数据来源于譹《中国区域金融运行报告》（2006-2018）。

年末贷款余额/360。于贝叶斯模型平均法[J].金融监管研究,2018(11):95-109.

訛平均存款余额=年末存款余额/360；譺平均贷款余额=

commonman-financialkHormis

MemorialFoundationCommemorativeLecture,Er-

nakulam.

[2]Beck,Thorsten,andAsliDemirguc-Kunt,(2008).Ac-

理论探讨

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[3]HonohanP(2004).Financialsectorpolicyandthe

poor:selectedfindingsandissues,WorldBank

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[4]BeckTandDelaTorreA(2007).Thebasicanalyt-

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kets,InstitutionsandInstruments,16(2),79-117.

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动宏观审慎和行为监管，相互协调，探索建立符合策的逆周期调节能力，当面临短期投机资本流出时，

我国国情的短期资本流动监管“双峰”模式。搭配使用宽松的财政政策，加大投资支出，抵消资本

（三）政策搭配层面：加强其他宏观政策与资本流出的影响。■

管制等短期资本流动监管工具的协调效应

短期资本流动的有效监管不可能单打独斗，还

需要其他宏观政策的配合。目前，宏观经济政策措

施、宏观审慎监管措施和资本管制政策措施是有效

防范短期资本流动风险的三大政策措施。因此，我

国监管当局在针对短期资本流动采取一系列监管措

施时，应注重其他宏观政策的补充作用，以进一步加

强财政政策和货币政策等对短期资本流动的补充作

用，维护经济体的内外部均衡。一是搭配使用货币

政策工具。当短期国际资本流出时，通过冲销干预

措施维持汇率的稳定并避免我国货币供给量的增

加。二是搭配使用汇率政策工具。通过调整汇率可以

调整国际资本流动，我国的汇率制度为有管理的浮

动汇率制，因此应逐步增加汇率弹性，减少短期投机

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