家庭金融資產(chǎn)與農(nóng)村內(nèi)部收入不平等：一個倒U形關(guān)系

盛三化　李華

摘? ?要：在農(nóng)民收入不斷提升、絕對貧困現(xiàn)象全面消除的背景下，農(nóng)村居民之間收入不平等問題相對凸顯。本文基于2017年中國家庭金融調(diào)查微觀數(shù)據(jù)，以再中心化影響函數(shù)回歸方法（RIF）實(shí)證探索了家庭金融資產(chǎn)對農(nóng)村內(nèi)部收入不平等的影響。研究發(fā)現(xiàn)：家庭金融資產(chǎn)比重與農(nóng)村內(nèi)部收入不平等存在先擴(kuò)大后縮小的倒U形關(guān)系，當(dāng)前我國農(nóng)村處于倒U形曲線的左側(cè)，尚未到達(dá)拐點(diǎn);非西部地區(qū)倒U形曲線的臨界點(diǎn)高于西部地區(qū);持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的農(nóng)戶收入不平等程度更低。因此，農(nóng)村金融政策不僅要致力于降低農(nóng)戶獲取金融資源的門檻，讓更多農(nóng)村家庭跨過倒U形曲線的拐點(diǎn)，還須呈現(xiàn)區(qū)域性特征;此外，應(yīng)重視提高農(nóng)戶的金融知識、風(fēng)險偏好與風(fēng)險投資能力。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村內(nèi)部收入不平等;家庭金融資產(chǎn);RIF

中圖分類號：F323.8? ?文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A? 文章編號：1674-2265（2022）04-0025-08

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2022.04.004

一、引言

脫貧攻堅戰(zhàn)的全面勝利宣告了農(nóng)村絕對貧困全面消除，實(shí)現(xiàn)共同富裕成為我國開啟全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家新征程的進(jìn)階發(fā)展目標(biāo)。促進(jìn)共同富裕的本質(zhì)是讓改革發(fā)展成果更多、更公平惠及全體人民，使收入分配更均衡。當(dāng)前，我國發(fā)展不平衡不充分的現(xiàn)象仍舊十分突出，農(nóng)村內(nèi)部收入不平等狀況日益嚴(yán)峻，《中國統(tǒng)計年鑒》顯示：高收入家庭與低收入家庭的人均可支配收入差距維持在較高水平且呈擴(kuò)大趨勢，2013—2019年前者的年均增長率（9.15%）顯著高于后者（6.77%）。農(nóng)村內(nèi)部收入差距擴(kuò)大表明經(jīng)濟(jì)增長成果并未成比例地分配，這不僅與實(shí)現(xiàn)共同富裕的奮斗目標(biāo)背道而馳，甚至?xí)绊戅r(nóng)村乃至整個社會的穩(wěn)定健康發(fā)展（沈栩航等，2020）[1]。

現(xiàn)代金融對社會發(fā)展具有顯著促進(jìn)作用，是國內(nèi)外學(xué)者討論收入不平等問題的重要維度。金融的普惠性有助于提升農(nóng)民收入，緩解貧困現(xiàn)象，進(jìn)而縮小富人與窮人之間的收入差距（Mckinnon，1973;齊紅倩和李志創(chuàng)，2018;李建軍等，2020）[2-4]。但金融的非均衡性（空間分布與服務(wù)對象不均衡）也可能會使其淪為富人逐利的工具，進(jìn)一步擴(kuò)大收入差距（溫濤等，2005;Maurer和Haber，2007;李健旋和趙林度，2018）[5-7]。此外，金融服務(wù)還可能存在門檻效應(yīng)——初始稟賦較高的富人能先一步利用金融資源獲取更多收入，初始稟賦較低的窮人則須在積累原始資本，達(dá)到財富門檻后才能享受到金融服務(wù)，因此，經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，金融會擴(kuò)大收入不平等，后期則會縮小收入不平等，即金融對收入不平等的作用呈倒U形（Greenwood和Jovanovic，1990）[8]，這種門檻效應(yīng)得到了國外實(shí)證研究（Ali，2012; Salazar-Cantú等，2015）[9，10]與國內(nèi)實(shí)證研究（相天東，2017;高明等，2018;王竣鶴和黃小勇，2019）[11-13]的支持。

綜上可知，已有研究往往以金融服務(wù)對不同初始稟賦人群的影響為出發(fā)點(diǎn)，探討金融與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系。但是，城鄉(xiāng)內(nèi)部收入不平等比城鄉(xiāng)之間收入不平等對總體收入不平等的影響更大（胡志軍和譚中，2016）[14]，研究農(nóng)村內(nèi)部不平等對優(yōu)化整個社會的收入分配意義重大。我國農(nóng)村金融起步雖晚，但隨著一系列支持政策落地，近年來發(fā)展十分迅速：2020年全國農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)總資產(chǎn)規(guī)模已達(dá)到41.53萬億元，“十三五”期間年均增長8.56%，農(nóng)村家庭持有與配置金融資產(chǎn)逐漸成為新時代農(nóng)村居民提升收入的重要途徑。部分學(xué)者研究了農(nóng)村金融與農(nóng)村內(nèi)部收入不平等的關(guān)系：劉純彬和桑鐵柱（2010）[15]、張敬石和郭沛（2011）[16]分別使用宏觀的時間序列數(shù)據(jù)、省際面板數(shù)據(jù)，采用協(xié)整關(guān)系檢驗、Granger因果檢驗、脈沖響應(yīng)等實(shí)證方法，探究了農(nóng)村金融規(guī)模和效率的提升對農(nóng)村內(nèi)部收入分配的影響;程名望等（2015;2016）[17，18]基于我國農(nóng)村固定觀察點(diǎn)2003—2010年的大樣本微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，采用分位數(shù)回歸、FY分解方法研究了農(nóng)戶收入差距的影響因素，發(fā)現(xiàn)金融資產(chǎn)是影響農(nóng)村內(nèi)部收入不平等的因素之一。

可以看出，上述研究存在以下不足：一是研究視角多聚焦于城鄉(xiāng)之間，著重刻畫城鄉(xiāng)金融資源與服務(wù)差異造成的收入分配不均;二是區(qū)域?qū)用娴暮暧^數(shù)據(jù)研究難以直接反映農(nóng)戶持有金融資產(chǎn)對農(nóng)村內(nèi)部收入分配的影響;三是僅僅通過大樣本微觀數(shù)據(jù)分解農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)研究影響收入差距的因素，并未單獨(dú)探索農(nóng)村金融資產(chǎn)與農(nóng)村內(nèi)部收入不平等的相關(guān)性。

因此，本文從以下三個方面對現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行拓展創(chuàng)新：第一，以農(nóng)村居民作為研究對象，檢驗農(nóng)戶持有家庭金融資產(chǎn)對農(nóng)村內(nèi)部收入分配產(chǎn)生的影響;第二，基于大樣本微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，探討金融資產(chǎn)與居民收入差距的互動關(guān)系;第三，使用再中心化影響函數(shù)回歸方法（Recentralization of Influence Function，RIF），直接建立收入不平等指標(biāo)與其影響因素——家庭金融資產(chǎn)之間的關(guān)系。本文的研究成果有助于農(nóng)戶優(yōu)化家庭資產(chǎn)配置，為農(nóng)村金融改革與國家優(yōu)化收入分配政策提供一定的參考依據(jù)。

二、機(jī)理分析與研究假設(shè)

農(nóng)戶持有金融資產(chǎn)的主要形式是現(xiàn)金、儲蓄存款以及股票、債券、基金等金融產(chǎn)品。金融資產(chǎn)既因其收益性能夠通過利息、分紅等方式豐富農(nóng)戶的財產(chǎn)性收入來源，也因其風(fēng)險性可能給農(nóng)戶帶來一定的經(jīng)濟(jì)損失。農(nóng)戶之間金融資產(chǎn)持有量差距會造成財產(chǎn)性收入差距，影響農(nóng)村內(nèi)部收入不平等。

（一）家庭金融資產(chǎn)擴(kuò)大農(nóng)村內(nèi)部收入不平等的機(jī)理分析

我國農(nóng)戶在初始資源稟賦上存在顯著差異，而農(nóng)村內(nèi)部收入不平等與農(nóng)戶初始稟賦顯著相關(guān)（楊少雄和孔榮，2021）[19]。持有金融資產(chǎn)較多的農(nóng)戶能夠通過利息與分紅帶來更多的財產(chǎn)性收入，從而拉大與持有金融資產(chǎn)較少的農(nóng)戶之間的收入差距。一方面，即便收益率相對較低，大部分農(nóng)戶仍更傾向于持有存款或國家債券等風(fēng)險接近于零的金融資產(chǎn)，這種“回報僅僅取決于投入大小”的收入形式意味著初始資源稟賦較高的農(nóng)戶獲得的收益一定會高于初始稟賦較低的農(nóng)戶，而且這種收益差距會通過多期累積不斷擴(kuò)大，加劇農(nóng)村內(nèi)部收入不平等。另一方面，部分金融投資領(lǐng)域存在進(jìn)入門檻，初始稟賦較高的農(nóng)戶能夠進(jìn)入并持有風(fēng)險金融資產(chǎn)來獲取相應(yīng)收入，初始稟賦較低的農(nóng)戶則無法進(jìn)入該領(lǐng)域，從而導(dǎo)致不同農(nóng)戶之間的財產(chǎn)性收入出現(xiàn)較大差距，財產(chǎn)性收入可以轉(zhuǎn)化為農(nóng)戶資產(chǎn)繼續(xù)參與金融投資（王婷，2012）[20]，其“馬太效應(yīng)”可能加劇農(nóng)村內(nèi)部收入不平等。

（二）家庭金融資產(chǎn)縮小農(nóng)村內(nèi)部收入不平等的機(jī)理分析

隨著大量金融機(jī)構(gòu)進(jìn)駐農(nóng)村，金融服務(wù)的覆蓋率、可得性、滿意度得到極大提升。以往因初始稟賦較低、受教育程度不高而受到金融排斥的農(nóng)戶也能夠持有一定的金融資產(chǎn)，擴(kuò)大收入面，縮小其與高初始稟賦農(nóng)戶的收入差距（王竣鶴和黃小勇，2019）[13]。一方面，低初始稟賦的農(nóng)戶進(jìn)行資產(chǎn)配置時不再只是持有現(xiàn)金或存款兩種低回報率的金融資產(chǎn)，而是可以合理配置收益率更高的風(fēng)險金融資產(chǎn)，獲得更高的財產(chǎn)性收入，從而縮小農(nóng)村內(nèi)部收入不平等。另一方面，初始稟賦較低的農(nóng)戶參與金融市場后，金融知識水平會相應(yīng)提高，從而彌補(bǔ)初始人力資本的不足，提升金融資產(chǎn)配置能力，提高收入與財富水平（尹志超和張?zhí)枟潱?017）[21]，進(jìn)而改善農(nóng)村內(nèi)部收入不平等。

因此，本文認(rèn)為家庭金融資產(chǎn)與農(nóng)村內(nèi)部收入不平等之間并不能簡單地概括為促進(jìn)或抑制的線性關(guān)系——當(dāng)家庭金融資產(chǎn)持有量較低時，農(nóng)戶的初始稟賦也較低，無風(fēng)險或低風(fēng)險金融資產(chǎn)持有比例很高，此時家庭金融資產(chǎn)對收入的正向效應(yīng)會傾斜于初始稟賦相對較高的農(nóng)戶，拉大農(nóng)村內(nèi)部收入差距;當(dāng)家庭金融資產(chǎn)持有量達(dá)到一定程度后，農(nóng)戶逐漸持有收益率更高的風(fēng)險金融資產(chǎn)，其金融資產(chǎn)配置更為豐富與合理，且不受投資門檻拘束，能夠進(jìn)入更多的金融投資領(lǐng)域，從而縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距。

綜上，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：家庭金融資產(chǎn)比重與農(nóng)村內(nèi)部收入不平等之間存在先擴(kuò)大后縮小的倒U形關(guān)系。

假設(shè)2：持有風(fēng)險金融資產(chǎn)有助于降低農(nóng)戶的收入不平等程度。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源及處理

本文使用的數(shù)據(jù)來自西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心進(jìn)行的2017年中國家庭金融調(diào)查（CHFS），該調(diào)查數(shù)據(jù)樣本分布在全國29個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），調(diào)查內(nèi)容涵蓋社區(qū)、家庭、個人三個層面，包含住房資產(chǎn)、金融財富、負(fù)債、收入和消費(fèi)性支出等家庭經(jīng)濟(jì)信息，以及戶主情況、家庭人口規(guī)模、成員構(gòu)成、性別、年齡、學(xué)歷、工作等戶主與家庭特征信息，能夠為本文研究提供比較充分的數(shù)據(jù)支撐（甘犁等，2019）[22]。

為提高研究結(jié)論的可信度，本文對樣本做以下預(yù)處理：第一，去除缺失值或無效值的樣本以確保樣本完整性和連續(xù)性;第二，鑒于當(dāng)前農(nóng)村地區(qū)農(nóng)民的年齡分布結(jié)構(gòu)，將戶主年齡限定在20～80歲以減少因戶主年齡所帶來的結(jié)果偏誤;第三，剔除家庭總收入、家庭總資產(chǎn)、家庭總消費(fèi)小于零的異常樣本，以緩解因樣本異常值所造成的偏誤。本文以家庭為單位，最終得到有效家庭樣本11554戶，覆蓋29個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）。

（二）RIF模型構(gòu)建

既有實(shí)證分析文獻(xiàn)大多僅僅考察解釋變量對被解釋變量均值差異的影響，而缺乏對被解釋變量邊際分布的研究。因此，F(xiàn)irpo等 （2009）[23]提出了RIF回歸方法，用以衡量樣本中解釋變量的微小變化對被解釋變量統(tǒng)計量的影響大小，該方法可用來探究分配不平等性。RIF的計算是在IF（Influence function）基礎(chǔ)上加上原始的統(tǒng)計量，具體的定義式如下：

其中，[Fy]是[y]的原始分布，[Hyi]是僅在[yi]處取值的一個分布，[v（Fy）]即為相應(yīng)的統(tǒng)計量，如均值、方差等。在[Fy]的基礎(chǔ)上，向僅在[yi]處取值的分布變動[ε]個單位，取極限后得到IF，其含義為：[y=yi]的樣本發(fā)生微小的增加后，其統(tǒng)計量將發(fā)生改變。IF的構(gòu)造能夠量化[yi]的微小變化。RIF在IF的基礎(chǔ)上，加上了在原分布中的相應(yīng)統(tǒng)計量，其含義為：考慮了[yi]處的影響后，統(tǒng)計量[v]的近似值?？梢?，RIF的決定因素是原始分布[Fy]、變化位置[yi]和選取的統(tǒng)計量[v]，在給定原始分布和統(tǒng)計量時，RIF是[y]的函數(shù)。

RIF具有一條重要的性質(zhì)，其無條件期望就是相應(yīng)的統(tǒng)計量本身，即：

將RIF作為被解釋變量，進(jìn)行OLS回歸：

左右兩側(cè)同取無條件期望時，可以得到：

因此，當(dāng)統(tǒng)計量[v]選為分位距、基尼系數(shù)等不平等指標(biāo)時，便可反映總體均值變化對總體不平等性的影響。

根據(jù)上述理論分析與數(shù)理分析，構(gòu)建如下回歸方程：

其中，[RIFIncomei， vGini（FIncome）]表示基于基尼系數(shù)的農(nóng)戶家庭收入影響函數(shù)，[HFAi]為核心解釋變量——家庭金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值，反映農(nóng)戶持有金融資產(chǎn)的大小，[Xi]為控制變量組，包括戶主特征變量、家庭特征變量，[εi]是隨機(jī)擾動項。

（三）變量與指標(biāo)設(shè)計

1. 被解釋變量：農(nóng)村內(nèi)部收入差距。測度指標(biāo)為[RIFIncomei， vGini（FIncome）]。依據(jù)農(nóng)戶家庭收入①的基尼系數(shù)構(gòu)建的RIF，根據(jù)公式（3）、（4）以及基尼系數(shù)的表達(dá)式計算：

其中，[μ]為收入分布F對應(yīng)的期望，R為廣義洛倫茲曲線在0～1上的積分。

2.解釋變量。家庭金融資產(chǎn)。測度指標(biāo)為[HFAi]，即家庭金融資產(chǎn)與家庭總資產(chǎn)的比值。CHFS所定義的家庭金融資產(chǎn)包括存款（活期與定期）、股票、基金、理財產(chǎn)品、債券、衍生品、外幣、黃金、現(xiàn)金、借出款等。家庭總資產(chǎn)包括金融資產(chǎn)和非金融資產(chǎn)，后者包括農(nóng)業(yè)與工商業(yè)經(jīng)營資產(chǎn)、土地資產(chǎn)、房產(chǎn)、車輛資產(chǎn)等。

3. 控制變量。（1）戶主特征變量：包括戶主年齡（Age），戶主性別（Gender），戶主婚姻狀況（Married），戶主受教育程度（Educ），戶主身體狀況（Health）。（2）家庭特征變量：包括家庭資產(chǎn)（Asset）;家庭住房（House），家庭規(guī)模（Size），家庭支出（Exp）。這些變量或多或少與農(nóng)戶的收入水平相關(guān)?？刂谱兞康臏y度指標(biāo)見表1。

整體來看，2017年農(nóng)村家庭總收入均值為5.357萬元，家庭金融資產(chǎn)與家庭總資產(chǎn)比值的均值不足0.1，即金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重不足10%，顯示出中國農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)持有量處于較低水平，農(nóng)村家庭參與金融市場的活躍程度較低。家庭總支出均值為3.879萬元，家庭總資產(chǎn)均值為38.932萬元，家庭平均擁有住房1.162套，家庭平均規(guī)模為3.632人。戶主平均年齡為56.075歲，近90%的戶主為男性，88.9%的戶主已婚，戶主平均受教育程度低于中學(xué)教育，身體狀況均值在一般與好之間。

表2根據(jù)金融資產(chǎn)比值②報告了分組描述性統(tǒng)計結(jié)果。高金融資產(chǎn)組共3245戶，低金融資產(chǎn)組共8309戶，盡管高金融資產(chǎn)組家庭平均總資產(chǎn)僅為低金融資產(chǎn)組的72.16%，但前者的家庭平均收入為6.737萬元，約為后者家庭平均收入的1.4倍，初步體現(xiàn)出金融資產(chǎn)可能一定程度上影響了農(nóng)戶的收入差距。

四、實(shí)證分析

（一）總體回歸

為研究家庭金融資產(chǎn)對農(nóng)村內(nèi)部收入差距可能存在的倒U形影響，本文使用RIF回歸方法對模型進(jìn)行估計，表3報告了回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，2017年我國11554戶農(nóng)村家庭樣本收入的基尼系數(shù)約為0.618，不僅顯著高于收入分配差距的預(yù)警線0.4，也高于2016年國家統(tǒng)計局所公布的全國總體基尼系數(shù)③，反映出我國農(nóng)村地區(qū)的收入不平等形勢已較為嚴(yán)峻。以基尼系數(shù)作為RIF統(tǒng)計量的模型（1）中，反映家庭金融資產(chǎn)占比的變量HFA一次項系數(shù)為正、二次項系數(shù)為負(fù)，且均通過1%的顯著性水平檢驗，表明家庭金融資產(chǎn)與農(nóng)村內(nèi)部收入差距存在顯著的倒U形關(guān)系，即家庭金融資產(chǎn)對農(nóng)村內(nèi)部收入差距的影響存在一個臨界點(diǎn)：在臨界點(diǎn)之前，家庭金融資產(chǎn)與家庭總資產(chǎn)的比值上升會擴(kuò)大農(nóng)戶收入差距;超過臨界點(diǎn)，家庭金融資產(chǎn)與家庭總資產(chǎn)的比值上升會縮小農(nóng)戶收入差距。從模型（1）的估計結(jié)果可以估算出臨界點(diǎn)約為0.44，2017年中國農(nóng)村家庭的HFA值僅為0.1，位于倒U形曲線的左側(cè)曲線上，離臨界點(diǎn)比較遠(yuǎn)。

戶主性別、家庭支出的參數(shù)沒有通過顯著性水平10%的t檢驗，家庭住房的參數(shù)通過顯著性水平10%的t檢驗，其余控制變量的參數(shù)均通過了顯著性水平1%的t檢驗。戶主年齡的一次項系數(shù)為負(fù)，二次項系數(shù)為正，表明其對農(nóng)村內(nèi)部收入差距的影響呈U形特征;戶主婚姻狀況、戶主受教育程度、家庭住房、家庭規(guī)模是緩解農(nóng)村內(nèi)部收入差距的影響因素;戶主身體狀況、家庭資產(chǎn)則拉大了農(nóng)村內(nèi)部收入差距。

模型（2）、（3）、（4）將模型（1）中被解釋變量的統(tǒng)計量分別換成了同樣能度量收入不平等的樣本方差、樣本90～10分位距和權(quán)重為0.5的阿特金森指數(shù)。結(jié)果顯示，HFA一次項系數(shù)仍為正、二次項系數(shù)仍為負(fù)，且均通過顯著性水平0.05的t檢驗，表明HFA對樣本方差、樣本90～10分位距和權(quán)重為0.5的阿特金森指數(shù)也產(chǎn)生倒U形影響，且臨界點(diǎn)分別為0.49、0.41和0.46，進(jìn)一步驗證了總體回歸的研究結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

（二）內(nèi)生性分析：工具變量法

理論上，本文的核心解釋變量HFA可能會存在內(nèi)生性：一是因為家庭金融資產(chǎn)總量與配置情況與家庭成員風(fēng)險偏好、難以衡量的個人能力等不可觀測的因素有關(guān)，導(dǎo)致產(chǎn)生不可避免的遺漏變量;二是已有研究表明收入不平等會影響金融資產(chǎn)的配置（周廣肅等，2018）[24]，即本文的被解釋變量與核心解釋變量可能存在雙向因果關(guān)系。為緩解潛在的內(nèi)生性問題，本文參考尹志超等（2020）[25]的做法，選取“村莊內(nèi)其他家庭金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重”④作為工具變量。理論上，村內(nèi)其他家庭的金融資產(chǎn)配置能反映整個社區(qū)的偏好，與自身家庭金融資產(chǎn)持有量相關(guān)，同時又不會直接影響由自身家庭金融資產(chǎn)變動帶來的收入分配邊際影響，具有良好的相關(guān)性與外生性。

表4報告了工具變量回歸結(jié)果。本文使用IV2sls模型回歸方法，Durbin-WU-Hausman內(nèi)生性檢驗顯示基準(zhǔn)模型存在內(nèi)生性，第一階段F值為632.89，說明不存在弱工具變量問題。使用工具變量后，HFA一次項系數(shù)與二次項系數(shù)與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，總體回歸所得到的主要結(jié)論未受影響。

（三）異質(zhì)性分析：分區(qū)域回歸

我國農(nóng)戶收入的區(qū)域差異較大，不同區(qū)域的農(nóng)戶金融資產(chǎn)持有量對農(nóng)村內(nèi)部收入差距的影響可能存在差異。因此，本文按照樣本所屬省份分為西部地區(qū)和非西部地區(qū)兩大區(qū)域。從表5中可以發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)的農(nóng)戶家庭收入與金融資產(chǎn)持有量均明顯落后于非西部地區(qū)，這與我國區(qū)域發(fā)展水平和金融主體布局基本相吻合⑤。

模型（6）、（7）顯示：西部地區(qū)和非西部地區(qū)的家庭金融資產(chǎn)與收入不平等均存在倒U形關(guān)系，臨界點(diǎn)分別為0.42與0.45，相比于西部地區(qū)，非西部地區(qū)農(nóng)戶需要在家庭資產(chǎn)中配置比重更高的金融資產(chǎn)，才能達(dá)到縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距的門檻，導(dǎo)致這種差異的原因可能在于：非西部地區(qū)社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平更高，相較于西部地區(qū)存在更多收入較高的群體，高收入群體往往擁有更多的資金可以投資股票、債券等金融工具，深度參與金融市場（張劍和梁玲，2020;Lu等，2020）[26，27]，非西部地區(qū)低收入群體因此也需要持有更多、更合理的金融資產(chǎn)，借助金融資產(chǎn)的收益性獲取財產(chǎn)性收入，以縮小與高收入群體的收入差距。模型（8）、（9）將模型（6）、（7）中被解釋變量的統(tǒng)計量換成了同樣能度量收入不平等的樣本90～10分位距，結(jié)果同樣顯示西部地區(qū)與非西部地區(qū)的家庭金融資產(chǎn)與90～10收入分位距存在倒U形關(guān)系。

（四）進(jìn)一步討論：風(fēng)險金融資產(chǎn)與收入不平等

前文通過構(gòu)建實(shí)證模型估算出金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)比例的臨界點(diǎn)約為0.44，當(dāng)前中國農(nóng)村尚處于倒U形曲線的左側(cè)位置上且離臨界點(diǎn)較遠(yuǎn)，家庭金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)比值的上升短期內(nèi)將擴(kuò)大農(nóng)村內(nèi)部的收入差距。實(shí)證結(jié)果支持假設(shè)1成立，即家庭金融資產(chǎn)比重與農(nóng)村內(nèi)部收入不平等之間存在先擴(kuò)大后縮小的倒U形關(guān)系。那么，當(dāng)農(nóng)村家庭深度參與金融市場，開始持有收益率更高的風(fēng)險金融資產(chǎn)時，是否能夠縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距？本文將采用RIF分組效應(yīng)進(jìn)一步探討農(nóng)戶是否持有風(fēng)險金融資產(chǎn)對農(nóng)村內(nèi)部收入不平等的影響⑥，以檢驗假設(shè)2是否成立。

1. RIF分組處理效應(yīng)。定義分組變量T，當(dāng)樣本家庭持有風(fēng)險金融資產(chǎn)⑦時，T=1，未持有則T=0。以下討論中，Y為農(nóng)戶收入，X為前文所討論的Age、Gender等戶主及家庭特征。基于非混淆假設(shè)：

然而，我們可觀測的特征分布為：

通過可觀測的特征分布，乘以相應(yīng)的權(quán)重后，得到[dFX]的擬合值，進(jìn)而得到[FYk]的擬合值：

根據(jù)貝葉斯公式：

分子[PT=1]即樣本中持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的比例，分母則是給定一系列特征后，觀測值為持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的概率，我們可以通過Logit、Probit等模型估計，進(jìn)而求出權(quán)重，得到[FYk]的擬合值。

使用這一擬合的分布計算分組的RIF，然后進(jìn)行回歸：

等式兩邊同取期望：

系數(shù)[b1]即為兩組別的統(tǒng)計量之差，反映當(dāng)持有風(fēng)險金融資產(chǎn)與未持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的樣本的個體與家庭特征相同時，其收入分配不平等差異有多大。

2. RIF分組回歸。表7報告了風(fēng)險金融資產(chǎn)對農(nóng)村內(nèi)部收入不平等的影響，其中WRFA表示是否持有風(fēng)險金融資產(chǎn)（持有=1;未持有=0）。第一列未進(jìn)行分配權(quán)重調(diào)整，直接采用可觀測的樣本分布計算RIF并進(jìn)行回歸，可能具有一定的誤差;第二列和第三列分別使用Probit模型和Logit模型回歸后獲得權(quán)重。三個模型均加入了與農(nóng)戶收入相關(guān)的控制變量，且采用穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤。結(jié)果顯示：無論是否控制權(quán)重問題，持有風(fēng)險金融資產(chǎn)者的收入基尼系數(shù)均小于未持有者，說明控制其他因素不變時，持有風(fēng)險金融資產(chǎn)者收入的不平等程度更低，假設(shè)2成立。

樣本數(shù)據(jù)顯示，2017年擁有風(fēng)險金融資產(chǎn)的家庭共324戶，僅占總體樣本的2.8%。可見，我國絕大部分農(nóng)村家庭的金融資產(chǎn)為現(xiàn)金與存款為代表的非風(fēng)險金融資產(chǎn)，可能的原因包括：（1）由于預(yù)期收入存在較高的不確定性，農(nóng)村居民普遍是風(fēng)險規(guī)避者，不會輕易投資股票、基金等風(fēng)險性金融資產(chǎn);（2）農(nóng)村地區(qū)存在一定的“金融排斥”現(xiàn)象，金融可得性較差;（3）農(nóng)村居民的金融素養(yǎng)普遍較低，金融專業(yè)知識與技能缺乏，對如何持有與配置風(fēng)險金融資產(chǎn)認(rèn)識不足，因此，增持金融資產(chǎn)時更傾向于持有以現(xiàn)金與存款為主的非風(fēng)險金融資產(chǎn)。由RIF分組回歸結(jié)論可知，農(nóng)戶規(guī)避風(fēng)險性金融市場的特性并不利于縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距，進(jìn)一步帶來家庭金融資產(chǎn)加劇農(nóng)戶收入不平等的“疊加效應(yīng)”。

五、研究結(jié)論與政策啟示

（一）研究結(jié)論

本研究基于CHFS2017問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，從金融發(fā)展與收入分配的理論關(guān)系出發(fā)，運(yùn)用RIF回歸方法，實(shí)證檢驗了家庭金融資產(chǎn)與農(nóng)村內(nèi)部收入不平等的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：（1）家庭金融資產(chǎn)比重與農(nóng)村內(nèi)部收入不平等之間存在倒U形關(guān)系——在臨界點(diǎn)之前，家庭金融資產(chǎn)與家庭總資產(chǎn)的比值增加會擴(kuò)大農(nóng)戶收入差距，越過臨界點(diǎn)后會縮小收入差距。（2）不同區(qū)域中，家庭金融資產(chǎn)比重與農(nóng)村內(nèi)部收入不平等的倒U形關(guān)系并未改變，但西部地區(qū)的U形曲線的拐點(diǎn)低于非西部地區(qū)，這可能是因為非西部地區(qū)高收入農(nóng)戶參與金融市場的程度更深，低收入農(nóng)戶需要持有更多的金融資產(chǎn)增加財產(chǎn)性收入以縮小收入差距。（3）持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的農(nóng)戶收入不平等程度更低，農(nóng)村居民規(guī)避風(fēng)險金融資產(chǎn)的特性對農(nóng)村內(nèi)部收入差距擴(kuò)大起到了助推作用。

（二）政策啟示

本文從微觀角度探索農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)的收入分配效應(yīng)，有助于厘清農(nóng)村金融發(fā)展與收入分配差距的關(guān)系，為發(fā)展農(nóng)村金融、優(yōu)化農(nóng)村居民家庭資產(chǎn)配置提供了以下政策啟示：（1）在農(nóng)村金融發(fā)展早期，家庭金融資產(chǎn)與農(nóng)村內(nèi)部收入差距處于倒U形曲線的左側(cè)，農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比值上升會加劇農(nóng)村內(nèi)部收入不平等，這是我國農(nóng)村金融發(fā)展不成熟的暫時現(xiàn)象，不能因此否定金融發(fā)展對縮小農(nóng)村收入差距的長期效果。（2）需要加快發(fā)展農(nóng)村金融，優(yōu)化農(nóng)村金融服務(wù)環(huán)境，提高農(nóng)戶金融投資的便利性和金融資產(chǎn)的可獲得性，降低農(nóng)村居民獲取金融資源的門檻，提高廣大農(nóng)戶金融資產(chǎn)在家庭總資產(chǎn)中的比重，快速接近并跨過倒U形曲線的拐點(diǎn)。（3）農(nóng)村金融政策須呈現(xiàn)區(qū)域性特征，倒U形曲線拐點(diǎn)更高的非西部地區(qū)需要加大金融資源投入力度，提升金融服務(wù)水平。（4）由于風(fēng)險金融資產(chǎn)能夠改善農(nóng)村內(nèi)部收入差距，因此，可以采取線上線下免費(fèi)金融投資培訓(xùn)等方式，提高農(nóng)民金融知識、金融風(fēng)險偏好和風(fēng)險投資能力，引導(dǎo)農(nóng)民合理構(gòu)建收益率更高的金融產(chǎn)品組合。

注：

①工資性收入、農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入、工商業(yè)經(jīng)營收入、轉(zhuǎn)移性收入和投資性收入之和。

②以樣本平均值為界，設(shè)定高于樣本平均值為高金融資產(chǎn)組，低于樣本平均值為低金融資產(chǎn)組。

③2016年全國居民人均可支配收入基尼系數(shù)為0.465。

④CHFS數(shù)據(jù)庫對每一個樣本所屬的村莊（社區(qū)）統(tǒng)一編號。

⑤CHFS定義西部地區(qū)省份包括：內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏。

⑥由于農(nóng)村風(fēng)險金融資產(chǎn)持有者很少，前文并未將其視為控制變量。

⑦參考路曉蒙等（2017）[28]的做法，將風(fēng)險性金融資產(chǎn)定義為股票、基金、債券（不含國債）、黃金、理財產(chǎn)品、金融衍生產(chǎn)品、外幣等金融資產(chǎn)。

參考文獻(xiàn)：

[1]沈栩航，李浩南，李后建.創(chuàng)業(yè)會加劇農(nóng)村內(nèi)部收入不平等嗎 [J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2020，（10）.

[2]Mckinnon R I. 1973. Brookings Institution W D C. Money and Capital in Economic Development [J].American Political ence Review，68（4）.

[3]齊紅倩，李志創(chuàng).小額信貸對我國城鄉(xiāng)收入差距的影響——基于小額貸款公司省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析 [J].南京社會科學(xué)，2018，（09）.

[4]李建軍，彭俞超，馬思超.普惠金融與中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展：多維度內(nèi)涵與實(shí)證分析 [J].經(jīng)濟(jì)研究，2020，55（04）.

[5]溫濤，冉光和，熊德平.中國金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長 [J].經(jīng)濟(jì)研究，2005，（09）.

[6]Maurer N，Haber S. 2007. Related Lending and Economic Performance：Evidence from Mexico [J].Journal of Economic History，67（03）.

[7]李健旋，趙林度.金融集聚、生產(chǎn)率增長與城鄉(xiāng)收入差距的實(shí)證分析——基于動態(tài)空間面板模型 [J].中國管理科學(xué)，2018，26（12）.

[8]Greenwood J，Jovanovic B. 1990. Financial Development，Growth，and the Distribution of Income [J].Journal of Political Economy，98（5，Part 1）.

[9]Ali A. 2012. Financial Policies and Income and Wealth Inequality：A Kuznetsian Story of Financial Deepening and Human Capital Accumulation [J].Dissertations & Theses - Gradworks.

[10]José Salazar-Cantú，Jaramillo-Garza J，Bethzaira álvarez-De La Rosa. 2015. Financial Inclusion and Income Inequality in Mexican Municipalities [J].Open Journal of Social ences，3（3）.

[11]相天東.農(nóng)村金融供給側(cè)改革對城鄉(xiāng)收入差距門檻效應(yīng)的實(shí)證研究 [J].河南師范大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2017，44（06）.

[12]高明，李德龍，施雨水.金融發(fā)展與收入差距：二元體制是一個決定性的因素嗎？ [J].經(jīng)濟(jì)學(xué)報，2018，5（03）.

[13]王竣鶴，黃小勇.我國金融發(fā)展對收入分配的非線性影響 [J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究，2019，（09）.

[14]胡志軍，譚中.我國居民收入基尼系數(shù)的估計及城鄉(xiāng)階層效應(yīng)——基于城鎮(zhèn)、農(nóng)村收入20分組數(shù)據(jù)的研究[J].南方經(jīng)濟(jì)，2016，（06）.

[15]劉純彬，桑鐵柱.農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村收入分配：理論與證據(jù) [J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2010，（12）.

[16]張敬石，郭沛.中國農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村內(nèi)部收入差距的影響——基于VAR模型的分析 [J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2011，（01）.

[17]程名望，史清華，Jin Yanhong，蓋慶恩.農(nóng)戶收入差距及其根源：模型與實(shí)證 [J].管理世界，2015，（07）.

[18]程名望，Jin Yanhong，蓋慶恩，史清華.中國農(nóng)戶收入不平等及其決定因素——基于微觀農(nóng)戶數(shù)據(jù)的回歸分解 [J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2016，15（03）.

[19]楊少雄，孔榮.數(shù)字金融市場參與改善農(nóng)戶收入了嗎？ [J].華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2021，（05）.

[20]王婷.增加財產(chǎn)性收入對居民收入差距的影響評析 [J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究，2012，（07）.

[21]尹志超，張?zhí)枟?金融知識和中國家庭財富差距——來自CHFS數(shù)據(jù)的證據(jù) [J].國際金融研究，2017，（10）.

[22]甘犁，吳雨，何青，何欣，弋代春著.中國家庭金融研究（2016）[M].成都：西南財經(jīng)大學(xué)出版社，2019.

[23]Firpo S，F(xiàn)ortin N M，Lemieux T. 2009. Unconditional Quantile Regressions [J].Econometrica，77（3）.

[24]周廣肅，樊綱，李力行.收入差距、物質(zhì)渴求與家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)投資 [J].世界經(jīng)濟(jì)，2018，41（04）.

[25]尹志超，劉泰星，張誠.農(nóng)村勞動力流動對家庭儲蓄率的影響 [J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2020，（01）.

[26]張劍，梁玲.家庭異質(zhì)性對金融資產(chǎn)配置的影響實(shí)證研究 [J].重慶大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2020，（01）.

[27]Lu X，Guo J，Gan L. 2020. International Comparison of Household Asset Allocation：Micro-evidence from Cross-Country Comparisons [J].Emerging Markets Review，43.

[28]路曉蒙，李陽，甘犁，王香.中國家庭金融投資組合的風(fēng)險——過于保守還是過于冒進(jìn)？ [J].管理世界，2017，（12）.

Household Financial Assets and Inequality of Rural Internal Income：an Inverted U-shaped Relation

Abstract：Under the background of increasing farmers' income and basically eliminating absolute poverty，the problem of income inequality among rural residents is relatively prominent. Based on the micro data of the China Household Finance Survey of 2017，this paper empirically explores the impact of "household financial assets" on "rural internal income inequality" at the micro level by means of Re-centralized Response Function Regression（RIF）. It is found that： there is an inverted U-shaped relationship between the share of household financial assets and rural intra-income inequality，which first widens and then narrows，and currently China's rural areas are on the left side of the inverted U-shaped curve and have not yet reached the inflection point; The critical point of the inverted U-shaped curve is higher in non-western regions than in western regions;income inequality is lower for farm households holding risky financial assets. Therefore，rural financial policies must not only aim to lower the barriers to access to financial resources for rural households and allow more rural households to cross the inflection point of the inverted U-shaped curve，but must also take on a regional character. In addition，emphasis should be placed on improving the financial knowledge，risk appetite and risk investment capacity of farmers.

Key Words：rural internal income gap，household financial assets，RIF

收稿日期：2021-12-18? ? ? 修回日期：2022-02-20

基金項目：國家社科基金重大研究專項“加強(qiáng)中日大灣區(qū)雙循環(huán)促進(jìn)兩國長遠(yuǎn)發(fā)展”（20VGQ005）。

作者簡介：盛三化，男，湖南漢壽人，三峽大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院副教授，博士，研究方向為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)、區(qū)域經(jīng)濟(jì);李華，男，湖北漢川人，三峽大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，研究方向為農(nóng)村金融、收入分配與制度保障。