許默焓 裴 璇 陸岷峰

（1 遼寧社會科學院 城市發(fā)展研究所，遼寧 沈陽 1100312；2 中國農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，北京 100083；3 南京工業(yè)大學 互聯(lián)網(wǎng)金融創(chuàng)新發(fā)展研究中心，江蘇 南京 210041）

在新發(fā)展階段，縮小收入差距、實現(xiàn)共同富裕是新時代學術(shù)研究的重要課題。習近平總書記指出，中國式現(xiàn)代化是全體人民共同富裕的現(xiàn)代化，是一個長期的歷史過程。2023 年10 月30 日召開的中央金融工作會議指出金融強國戰(zhàn)略，重點“要做好科技金融、綠色金融、普惠金融、養(yǎng)老金融、數(shù)字金融五篇大文章”，會議同時提出要活躍資本市場、更好支持擴大內(nèi)需，讓居民通過投資金融資產(chǎn)增加財產(chǎn)性收入，提振消費和經(jīng)濟增長。隨著經(jīng)濟社會發(fā)展和投資理財觀念的普及，居民通過多種投資渠道獲得財產(chǎn)性收入的需求不斷增長。如何更好發(fā)揮金融功能，提升居民的營收能力，實現(xiàn)多渠道增收是推動共同富裕過程中的重要問題。本文著眼于家庭金融投資的收入效應，探究家庭金融投資行為與家庭收入之間的互動關(guān)系，目的在于從微觀視角為深入認識家庭投資決策及推動共同富裕提供理論依據(jù)和現(xiàn)實解釋。

一、理論分析與實證假設

（一）城鄉(xiāng)居民收入現(xiàn)狀與共同富裕

共同富裕是全體人民整體生活水平的提高，絕對貧困問題有效解決后，進一步優(yōu)化分配體制和政策的創(chuàng)新[1]。提高低收入群體收益，縮小貧富差距，就要讓低收入群體財產(chǎn)的增長速度快于社會財產(chǎn)的平均增長速度。黨的二十大報告中提出，“探索多種渠道增加中低收入群眾要素收入，多渠道增加城鄉(xiāng)居民財產(chǎn)性收入”，而我國居民財產(chǎn)性收入的一大重要來源就是金融資產(chǎn)的投資收益。因此，在面對財富分配問題時，需要更好地發(fā)揮金融在增加居民財產(chǎn)性收入、優(yōu)化財富管理模式等方面的作用[2]。但現(xiàn)階段，在我國居民可支配收入結(jié)構(gòu)中，財產(chǎn)性收入占比較低，2021 年城鎮(zhèn)居民人均可支配工資性收入28481 元，占可支配收入的比重為60.07%，人均財產(chǎn)凈收入5052元，占可支配收入的比重為10.66%，而同期農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入僅為469 元，占比僅為2.48%①。

當前，我國城鄉(xiāng)居民收入差距仍然不容樂觀②。金融在推動共同富裕戰(zhàn)略目標實現(xiàn)過程中具有十分重要的地位[3]，是實現(xiàn)共同富裕最直接、最有效的工具之一[4]。同時，金融對資源和財富具有分配和再分配功能，會對收入分配產(chǎn)生實質(zhì)性影響[5]。國家可以基于財富現(xiàn)實結(jié)構(gòu)，應用金融工具來進行調(diào)節(jié)，使財富在合理的天平上有效地配置。

（二）金融投資對收入分配的影響

雖然各級各類政策文件對金融在縮小收入差距中的作用進行了強調(diào)，但與政策層面的高度熱情相比，金融與收入分配的理論和實證研究結(jié)論卻并不統(tǒng)一[6]。金融與收入差距之間的關(guān)系可以總結(jié)為三種不同假說：

第一種假說認為金融會縮小收入不平等，有學者認為由于金融發(fā)展放松了信貸約束，使窮人更易獲取金融服務，受益更多，從而收入不平等程度降低。有學者認為金融市場的完善，特別是信貸市場的完善能減少收入不平等。也有學者認為，金融普惠能夠顯著增加家庭收入，特別是中低收入家庭，但隨著收入水平的提高，深化金融普惠對增加家庭收入的影響程度逐步降低[7]。

第二種假說認為金融發(fā)展會擴大收入不平等。在金融發(fā)展的早期階段，金融機構(gòu)收取較高的服務費來保證一定的利潤以及抵御風險，低收入群體會由于無力支付高額的成本，一直處于收入分配的低端[6]，也就是說，金融發(fā)展雖可催生儲蓄和資本形成，但是資金主要流向富人，并未惠及窮人，從而惡化收入分配[8]。有研究表明，貨幣市場的信息不對稱以及金融中介的交易成本等因素限制了低收入群體從金融機構(gòu)獲得貸款[9]。所以，即使有足夠的資金、合理的利率，他們也無法享受這些服務，從而收入差距會越來越大[7]。我國學者對中國農(nóng)村信貸項目進行的田野調(diào)查結(jié)果進行分析發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展沒有體現(xiàn)減貧效果[10]。學者們基于中國樣本的實證研究表明，金融發(fā)展顯著加劇了中國的不平等程度[11]。

第三種假說認為二者為“倒U 型”關(guān)系，該假說以Greenwood 和Jovanovic 為代表。在經(jīng)濟金融發(fā)展初期，金融發(fā)展使富人受益更多，收入差距拉大，而隨著經(jīng)濟金融發(fā)展越發(fā)成熟，收入分配趨于均等。當前，我國學者認為金融科技對收入不平等的影響呈現(xiàn)出先增大后降低的“倒U 型”趨勢：當金融科技發(fā)展到一定程度時，將有利于壓縮收入落差，實現(xiàn)這一手段主要通過提升低收入群體在社會收入中的份額[5]。

基于以上理論基礎(chǔ)，本文提出假設1：金融投資行為會顯著影響城鄉(xiāng)收入差距。

（三）金融投資行為的影響因素

合理配置家庭金融資產(chǎn)能增加居民收入并提高生活質(zhì)量，但在實際生活中，僅有少量的家庭參與了風險投資[12]。對于影響家庭投資行為的因素，學者主要從經(jīng)濟機會和人力資本角度解釋家庭的投資決策。

在微觀方面，資金短缺是個體致富道路上最大的障礙。在金融市場不完善的情況下，初始財富分布決定了個體投資決策，因為窮人不具備足夠的抵押物以獲取正規(guī)金融市場融資，從而無法形成自身人力資本投資并獲得高收入；反之，富人憑借初始財富和信貸支持擁有高盈利性投資機會[13-14]。經(jīng)濟機會的缺乏一方面導致了貧困人口和貧困地區(qū)的金融發(fā)展狀況較差，另一方面也限制了貧困人口分享經(jīng)濟發(fā)展的能力。

從人力資本角度，學界的研究較多集中在探討金融素養(yǎng)和金融行為之間的關(guān)系，學者普遍認為金融素養(yǎng)對居民投資行為有顯著影響，較高的金融素養(yǎng)和較強的投資意識會推動家庭進行金融投資，優(yōu)化家庭資產(chǎn)配置，提升風險資產(chǎn)比重[15]，由于有較強的風控能力，會積極實現(xiàn)金融資產(chǎn)組合多樣化。

基于以上理論基礎(chǔ)，本文提出假設2：家庭資產(chǎn)與金融投資行為存在正相關(guān)關(guān)系；假設3：家庭人力資源稟賦與金融投資行為存在正相關(guān)關(guān)系。

通過分析文獻可以發(fā)現(xiàn)，在金融投資行為對城鄉(xiāng)收入差距的研究方面，學界觀點仍不統(tǒng)一。此外，在家庭金融投資決策的影響因素方面，現(xiàn)有文獻大多都是在單一視角上考量的，鮮有綜合考慮家庭人力資本和經(jīng)濟資本的研究。本文可能的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下兩個方面：第一，本文利用中國社會綜合狀況調(diào)查微觀數(shù)據(jù)，從微觀層面實證檢驗了金融投資行為對家庭收入的影響方向及大小，并從家庭人力資本和經(jīng)濟資本方面探討了影響家庭金融投資行為的因素。第二，本文將數(shù)據(jù)分為城鄉(xiāng)兩個子樣本，進一步進行城鄉(xiāng)差異化分析，并針對分析結(jié)果，結(jié)合家庭和金融發(fā)展的實際情況提出有針對性的建議，為豐富金融投資行為的研究，利用金融工具助力共同富裕目標提供新思維。

二、計量模型以及變量的選擇

（一）數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)資料信息來源于中國社會科學院社會學研究的“中國社會狀況綜合調(diào)查”（Chinese Social Survey，簡稱CSS）。該調(diào)查涉及全國31 個省/自治區(qū)/直轄市，數(shù)據(jù)包括但不限于全國各省樣本家庭的個人基礎(chǔ)信息、家庭結(jié)構(gòu)、勞動與就業(yè)、家庭經(jīng)濟狀況等多項內(nèi)容。

文章選用了2021 年調(diào)查數(shù)據(jù)提供的城鄉(xiāng)居民樣本信息，研究樣本年齡限定在22 至60 歲間，篩選后，本文樣本量為7518 人（城鎮(zhèn)樣本4330 人，農(nóng)村樣本3188 人）。

（二）變量選擇

本文選擇家庭人均月收入的對數(shù)作為被解釋變量，在探討影響家庭金融投資行為的影響因素方面，選擇家庭在去年是否參與過金融投資作為解釋變量。

為了科學地檢驗研究假設，參考前人研究，文章中的控制變量主要有家庭主要勞動者的民族、性別、年齡、等人口學特征元素等影響家庭收入的變量[16]。此外，文章按照地理位置的習慣性劃分，將各省分為華北、東北、華東、中南、西南和西北六大區(qū)，同時引用地區(qū)變量作為控制變量，表1 為因變量和自變量賦值情況。

表1 模型變量賦值說明

（三）描述性分析

描述性分析結(jié)果如表2 所示。從樣本量上來看，符合條件的農(nóng)村群體的樣本量為3188 個，占總體樣本的42.40%；城市群體的樣本量為4330 個，占總體樣本的57.60%。

表2 描述性分析

從收入情況看，農(nóng)村家庭人均月收入為1148.83 元，城市家庭人均月收入為2611.003 元，約為農(nóng)村樣本的2.27 倍。在金融投資方面，農(nóng)村家庭僅有2.42%的樣本在上一年進行過金融投資，而城市樣本為7.25%，約為農(nóng)村樣本的3 倍，從金融投資的家庭年收益來看，農(nóng)村樣本的平均年收益為11030.40 元，城市樣本的平均年收益為43039.59 元。

總體上，與城市群體相比，農(nóng)村群體具有受教育水平相對較低、年齡偏大、子女多以及家庭收入相對較低的特征，農(nóng)村群體從事金融投資的比例和收益也遠低于城市群體。

黨的二十大報告中提出，“完善按要素分配政策制度，探索多種渠道增加中低收入群眾要素收入，多渠道增加城鄉(xiāng)居民財產(chǎn)性收入”，增加居民財產(chǎn)性收入是當前提高居民收入、縮小城鄉(xiāng)收入差距的一個關(guān)鍵因素。為進一步觀察城鄉(xiāng)群體的家庭收入來源特征，文章將從城鄉(xiāng)群體的家庭收入來源類型以及收入情況兩個方面探究城鄉(xiāng)群體的家庭收入情況。

整體來看，工資性收入是城鄉(xiāng)居民收入的主要來源，這也意味著工資性收入是拉動居民收入增長的主要動力，對居民增收起到了“壓艙石”作用。但與此同時，全球經(jīng)濟仍面臨下行風險，外部需求總體趨弱，這也導致了老百姓工資性收入增長放緩。2022 年年底召開的中央經(jīng)濟工作會議明確強調(diào)，“要多渠道增加城鄉(xiāng)居民收入”，要讓城鄉(xiāng)居民收入由單一渠道增收向多渠道增收轉(zhuǎn)變，實現(xiàn)居民財富的快速增長。

進一步，考察兩個群體擁有多渠道增收的情況，農(nóng)村群體中勞動報酬收入占比最高，占樣本平均總收入的61.26%，而家庭金融投資理財收入僅占樣本總收入的0.36%。對于城市群體來說，勞動報酬收入是家庭收入的主要組成部分，占總收入的55.81%，而家庭金融投資理財收入僅占2.08%。

從描述性分析中不難看出，當前，在增加居民財產(chǎn)性收入方面，既有總量問題，也有結(jié)構(gòu)問題，具體來說，農(nóng)村居民家庭財產(chǎn)積累的收入來源不足，勞動報酬收入僅為城市群體的54.65%，此外，農(nóng)村財產(chǎn)性收入整體偏低，不僅制約了農(nóng)村居民的收入增長，同時也加劇了城鄉(xiāng)收入不平衡。對于城市群體來說，雖然其總收入與勞動報酬收入均遠高于農(nóng)村家庭，但其家庭收入來源也同樣存在較為單一的困境，拓寬增收渠道，增加城鄉(xiāng)居民財產(chǎn)性收入仍然有巨大的增長空間。因此，如何充分發(fā)揮金融的普惠機制拓寬增收致富渠道，讓城鄉(xiāng)居民的“錢袋子”鼓起來是促進共同富裕的關(guān)鍵一環(huán)。

（四）模型分析

由于家庭收入是由多種分項收入構(gòu)成，為探究不同收入種類對收入不均等的影響，可以將總基尼系數(shù)分解拆分到各項分項收入中，從而得到各項分項收入對收入差距擴大的影響，基尼系數(shù)的要素分解計算公式如下：

根據(jù)城鄉(xiāng)家庭收入yi從低到高排序。

進一步，可以推導出第j 項收入對總收入不均等的貢獻率為：

在探究金融投資行為對家庭收入影響的方面，本文通過構(gòu)建工具變量回歸模型從微觀角度實證檢驗金融投資行為與家庭收入之間的關(guān)系。金融投資與家庭收入存在互相作用的關(guān)系，單純的使用OLS 回歸有著明顯雙向因果而引起內(nèi)生性，因而要用工具變量法來解決內(nèi)生性問題。參考尹志超等人（2019）研究成果，本文使用“家庭有無參與網(wǎng)購”作為工具變量，相較于傳統(tǒng)金融工具，移動支付借助互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)，通過電子貨幣實現(xiàn)了支付、轉(zhuǎn)賬等功能，貨幣電子化降低了金融交易成本，使得金融服務更加普及，這也導致互聯(lián)網(wǎng)是城鄉(xiāng)群體參與金融活動的重要平臺，而網(wǎng)購則主要用支付寶、微信來支付完成，一般有網(wǎng)購習慣的百姓會在支付工具中存有較多資金[17]，同時支付工具中也架設了金融投資通道（例如：支付寶和微信中的理財板塊等）。因此，有無網(wǎng)購和參與金融投資關(guān)聯(lián)度較高，一般情況下家庭有無網(wǎng)購對家庭即期收入影響不明顯，因而本研究“家庭有無網(wǎng)購”是較合適的工具變量。

將一階段回歸方程模型設定為：

二階段回歸方程模型設定為：

在探究金融投資意愿的影響因素方面，本文構(gòu)建二項logistic 回歸模型從個體、家庭和其他外部因素三個不同層面進行實證檢驗，以進一步探究影響家庭金融投資意愿的因素。模型2 將未進行金融投資的樣本賦值為0，進行過金融投資的樣本賦值為1，該因變量表達的是城鄉(xiāng)群體進行金融投資的概率。本文將模型設定為：

三、實證檢驗與結(jié)果說明

（一）金融投資對城鄉(xiāng)群體收入差距的影響

表3 是由基尼系數(shù)分解得到的影響中國城市勞動者收入差距變化的來源構(gòu)成。從分解結(jié)果可以看出，在總體樣本中，金融投資收入的不均等為整體收入不均等貢獻了3.4%，但金融投資收入部分的基尼系數(shù)達到了0.980。

表3 金融投資對城鄉(xiāng)群體收入差距的影響

由此可見，雖然金融投資行為對總體不均等的貢獻率相對較低，但其收入分項內(nèi)部的基尼系數(shù)卻呈現(xiàn)出較高水平，并且基尼系數(shù)分解的結(jié)果顯示，金融投資收入的增加會使得總體基尼系數(shù)的提升。因此，在我國提高金融服務擴大國內(nèi)需求的背景下，探究如何通過金融縮小家庭收入差距顯得非常重要。

（二）金融投資對城鄉(xiāng)群體收入的影響

表4 顯示了金融投資對城鄉(xiāng)群體收入的影響回歸分析的結(jié)果。在OLS 基準回歸方面，家庭進行金融投資會顯著增加其40.3%的收入，這說明進行金融投資確實會顯著增加家庭收入。

表4 金融投資對城鄉(xiāng)群體收入的影響

基于我國存在明顯的城鄉(xiāng)二元特征，進一步地，我們將樣本區(qū)分城鄉(xiāng)群體進行對比分析。農(nóng)村家庭進行金融投資會顯著增加23.6%的家庭收入，但這一系數(shù)低于城市樣本的45.3%，這意味著金融投資行為的收益率存在城鄉(xiāng)差異。如列（4）至列（6）所示，使用工具變量方法消除內(nèi)生性之后的回歸結(jié)果系數(shù)大小存在一定變化，但回歸結(jié)果的顯著性、系數(shù)方向與相對大小與OLS 基本一致，這表明在消除反向因果問題之后，結(jié)果依然成立。假說1 得以驗證。

城市群體的金融投資行為會為其帶來更大的家庭收益，一方面可能因為金融投資存在一定的門檻效應；另一方面，從個體差異來看，不同群體存在稟賦差異，而農(nóng)村群體的稟賦相對城市較低，因而獲取收益的能力以及抵御風險的能力具有顯著差別[6]，最終導致了農(nóng)村群體的金融投資收益率低于城市群體。

（三）城鄉(xiāng)家庭金融投資行為分析

表5 是基于二項logistic 模型的影響家庭金融投資行為的回歸結(jié)果?；貧w分析結(jié)果報告的均為OR 值（odds ratio）。

表5 城鄉(xiāng)家庭金融投資行為分析

總體上，家庭年收入的增加會顯著提高家庭進行金融投資的概率，假設2 成立。除家庭收入外，家庭主事者接受高等教育也會顯著提高家庭參與金融投資的概率，這是因為金融知識和理財意識與個體的教育水平密切相關(guān)，低教育水平家庭可能由于缺乏必要的投資知識和經(jīng)驗更容易發(fā)生決策失誤的問題，這在家庭金融投資決策起到了相當大的作用，假設3 成立。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性問題

值得注意的是，金融投資行為與家庭收入的增加二者之間可能存在內(nèi)生性，這個內(nèi)生性主要來源于兩個方面，一方面是選擇性偏誤導致的內(nèi)生性，即家庭的金融投資行為會在很大程度上與個體的教育水平、年齡、地區(qū)等其他因素高度相關(guān)；另一方面是反向因果導致的內(nèi)生性，即個體可能會因為投資會帶來的收益而增加家庭收入，同時家庭收入的增加也會影響家庭的投資行為。在消除選擇性偏誤上，研究進一步使用傾向得分匹配法，表6 為樣本匹配后平衡檢驗，對變量誤差消減情況開展分析發(fā)現(xiàn)，匹配后涉及到的變量標準偏誤絕對值都小于1%，而且通過T 檢驗，也說明了兩組樣本匹配后的個體效應不存在差異，因此，樣本匹配效果佳。

表6 樣本匹配后平衡檢驗

結(jié)果如表7 所示，在消除選擇性偏誤問題之后，回歸結(jié)果與OLS 結(jié)果方向上保持不變，且相對大小保持不變。

表7 金融投資對城鄉(xiāng)群體收入的影響（傾向得分匹配結(jié)果）

2.穩(wěn)健性問題

為了進一步驗證文章實證部分結(jié)論的穩(wěn)健性，文章應用替換數(shù)據(jù)法，將數(shù)據(jù)更換為2019 年中國社會狀況綜合調(diào)查數(shù)據(jù)，其余模型不變。

表8 是替換數(shù)據(jù)后的回歸結(jié)果，從家庭金融投資對家庭收入影響的回歸結(jié)果上看，各變量系數(shù)的方向與顯著性與前文的回歸結(jié)果基本一致，即金融投資確實會顯著增加家庭收入，并且存在城鄉(xiāng)差異。從投資行為的影響因素上看，回歸結(jié)果與系數(shù)的相對大小與前文基本近似，證明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表8 穩(wěn)健性檢驗

四、結(jié)論與政策建議

縮小收入差距、實現(xiàn)共同富裕是新時代學術(shù)研究的重要課題，鑒于金融投資行為對家庭資產(chǎn)積累的重要影響，本文利用2021 年中國社會狀況綜合調(diào)查數(shù)據(jù)結(jié)果，分析了金融投資行為對百姓家庭財富積累影響，采用多元回歸模型與logistic 模型進行了實證分析，并對實證結(jié)論的穩(wěn)健性進行驗證，結(jié)論如下。

第一，在增加財產(chǎn)性收入方面，既存在總量問題，也存在結(jié)構(gòu)問題。工資性收入是城鄉(xiāng)居民收入的主要來源，農(nóng)村居民家庭財產(chǎn)積累的收入來源不足，農(nóng)村財產(chǎn)性收入整體偏低，不僅制約了農(nóng)村居民的收入增長，同時也加劇了城鄉(xiāng)收入不平衡。對于城市群體來說，雖然其總收入與勞動報酬收入均遠高于農(nóng)村家庭，但其家庭收入來源也同樣存在較為單一的困境，拓寬增收渠道，增加城鄉(xiāng)居民財產(chǎn)性收入仍然有巨大的增長空間。在城鄉(xiāng)居民的投資理財?shù)谋壤桓?，特別是金融理財?shù)谋壤幱谳^低水平的情況下，隨著物價水平、利率和貨幣購買力水平的變化，以儲蓄為主的理財形式可能會為家庭帶來負收益。

第二，金融投資行為會顯著提高城鄉(xiāng)居民家庭的收入，金融投資行為的收益率存在城鄉(xiāng)差異。具體表現(xiàn)為城市樣本的收益率比農(nóng)村樣本的收益率更高，考慮到城市樣本的家庭經(jīng)濟資本普遍高于農(nóng)村，這種差異會在一定程度上加劇城鄉(xiāng)之間的收入差距。

第三，家庭經(jīng)濟資本對家庭金融投資行為影響顯著。家境殷實的家庭更偏愛參與金融資產(chǎn)投資，并且城市樣本的投資意向高于農(nóng)村樣本，這會在很大程度上加劇財富分配的“馬太效應”。

第四，家庭人力資本對家庭金融投資行為影響顯著。隨著家庭人力資本水平的增加，家庭金融投資行為發(fā)生的概率也在上升，并且城市樣本的投資意向要顯著高于農(nóng)村樣本。

基于以上結(jié)論，得到如下政策啟示：

首先，進一步增強城鄉(xiāng)居民投資理財意識，鼓勵引導城鄉(xiāng)居民積極參與理財。一方面，金融機構(gòu)和社會媒體應進一步加強投資理財知識宣傳，引導城鄉(xiāng)居民投資多元化、分散化，引導城鄉(xiāng)居民樹立金融投資理財風險意識，提高風險管理意識，確保金融投資風險在自身可受范圍之內(nèi)。另一方面，居民要客觀認識自身資源稟賦和金融素養(yǎng)現(xiàn)狀，對自身金融素養(yǎng)水平進行評估，依據(jù)自身需求制定不同時期的理財規(guī)劃，找到最合適自己的投資組合。

其次，加強金融產(chǎn)品創(chuàng)新，深化金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。一是金融機構(gòu)要利用數(shù)字技術(shù)對城鄉(xiāng)居民進行更深層次的市場細分，有針對性地對不同行業(yè)、不同身份的居民創(chuàng)新多元化、多層次的理財產(chǎn)品和理財途徑，靈活設置利息支付和本金信還條款，最大限度地滿足城鄉(xiāng)居民的差異化需求[17]。金融機構(gòu)可以在開發(fā)新產(chǎn)品和戶服務之前，利用互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)和大數(shù)據(jù)技術(shù)進行市場調(diào)研和需求調(diào)查，分析評估不同收入水平的群體特征和需求，為客戶量身定制個性化金融投資方案。二是多渠道培育城鄉(xiāng)理財市場。各類金融機構(gòu)應大力發(fā)展數(shù)字金融，數(shù)字技術(shù)不僅可以打破傳統(tǒng)金融的各種限制，還可以彌補資源稟賦的擠出效應，同時要切實強化金融監(jiān)管，切實維護廣大農(nóng)村投資者的消費者權(quán)益，保持居民投資有一個健康的金融法制環(huán)境[18]。三是農(nóng)村金融機構(gòu)要創(chuàng)新金融產(chǎn)品。農(nóng)村金融機構(gòu)要研發(fā)適農(nóng)產(chǎn)品，大力推動數(shù)字信用擔保，大力發(fā)展農(nóng)村產(chǎn)業(yè)金融，針對農(nóng)村抵押物不足和抵押范圍狹窄的問題，創(chuàng)新一條既有助于農(nóng)民取得貸款，又有助于金融機構(gòu)盈利的方法。

最后，金融機構(gòu)應進一步推動普惠金融發(fā)展，金融機構(gòu)要創(chuàng)新普惠金融服務產(chǎn)品，機構(gòu)網(wǎng)點進一步向村鎮(zhèn)延伸，推動各類大中小銀行通過下沉客戶和邊區(qū)戰(zhàn)略，進一步做小、做散、做長尾客戶，充分考慮城鄉(xiāng)居民不同資產(chǎn)規(guī)模和不同金融素養(yǎng)的差異化需求，提供差異化的普惠金融產(chǎn)品和服務，讓普惠金融服務進一步拓展空間，積極推動數(shù)字普惠金融，同時鼓勵城鄉(xiāng)居民就業(yè)創(chuàng)業(yè)。

注釋：

①數(shù)據(jù)由作者自行整理，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局，詳見：https://data.stats.gov.cn/easyquery.htm?cn=C01&zb=A0A01&sj=2022。

②2020 年全國居民人均可支配收入基尼系數(shù)為0.468 較2019 年上升0.003，2022 年全國居民人均可支配收入與可支配收人中位數(shù)之比為1.176，高于2021 年的1.172 和2020 年的1.169。詳見：http://ie.cass.cn/academics/economic_trends/202301/t20230128_5584374.html。