家庭金融資產與農村內部收入不平等：一個倒U形關系

盛三化　李華

摘? ?要：在農民收入不斷提升、絕對貧困現象全面消除的背景下，農村居民之間收入不平等問題相對凸顯。本文基于2017年中國家庭金融調查微觀數據，以再中心化影響函數回歸方法（RIF）實證探索了家庭金融資產對農村內部收入不平等的影響。研究發現：家庭金融資產比重與農村內部收入不平等存在先擴大后縮小的倒U形關系，當前我國農村處于倒U形曲線的左側，尚未到達拐點;非西部地區倒U形曲線的臨界點高于西部地區;持有風險金融資產的農戶收入不平等程度更低。因此，農村金融政策不僅要致力于降低農戶獲取金融資源的門檻，讓更多農村家庭跨過倒U形曲線的拐點，還須呈現區域性特征;此外，應重視提高農戶的金融知識、風險偏好與風險投資能力。

關鍵詞：農村內部收入不平等;家庭金融資產;RIF

中圖分類號：F323.8? ?文獻標識碼：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

脫貧攻堅戰的全面勝利宣告了農村絕對貧困全面消除，實現共同富裕成為我國開啟全面建設社會主義現代化國家新征程的進階發展目標。促進共同富裕的本質是讓改革發展成果更多、更公平惠及全體人民，使收入分配更均衡。當前，我國發展不平衡不充分的現象仍舊十分突出，農村內部收入不平等狀況日益嚴峻，《中國統計年鑒》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%）。農村內部收入差距擴大表明經濟增長成果并未成比例地分配，這不僅與實現共同富裕的奮斗目標背道而馳，甚至會影響農村乃至整個社會的穩定健康發展（沈栩航等，2020）[1]。

現代金融對社會發展具有顯著促進作用，是國內外學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民收入，緩解貧困現象，進而縮小富人與窮人之間的收入差距（Mckinnon，1973;齊紅倩和李志創，2018;李建軍等，2020）[2-4]。但金融的非均衡性（空間分布與服務對象不均衡）也可能會使其淪為富人逐利的工具，進一步擴大收入差距（溫濤等，2005;Maurer和Haber，2007;李健旋和趙林度，2018）[5-7]。此外，金融服務還可能存在門檻效應——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，達到財富門檻后才能享受到金融服務，因此，經濟發展初期，金融會擴大收入不平等，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]，這種門檻效應得到了國外實證研究（Ali，2012; Salazar-Cantú等，2015）[9，10]與國內實證研究（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對不同初始稟賦人群的影響為出發點，探討金融與城鄉收入差距之間的關系。但是，城鄉內部收入不平等比城鄉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]，研究農村內部不平等對優化整個社會的收入分配意義重大。我國農村金融起步雖晚，但隨著一系列支持政策落地，近年來發展十分迅速：2020年全國農村金融機構總資產規模已達到41.53萬億元，“十三五”期間年均增長8.56%，農村家庭持有與配置金融資產逐漸成為新時代農村居民提升收入的重要途徑。部分學者研究了農村金融與農村內部收入不平等的關系：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據、省際面板數據，采用協整關系檢驗、Granger因果檢驗、脈沖響應等實證方法，探究了農村金融規模和效率的提升對農村內部收入分配的影響;程名望等（2015;2016）[17，18]基于我國農村固定觀察點2003—2010年的大樣本微觀調查數據，采用分位數回歸、FY分解方法研究了農戶收入差距的影響因素，發現金融資產是影響農村內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之間，著重刻畫城鄉金融資源與服務差異造成的收入分配不均;二是區域層面的宏觀數據研究難以直接反映農戶持有金融資產對農村內部收入分配的影響;三是僅僅通過大樣本微觀數據分解農戶收入結構研究影響收入差距的因素，并未單獨探索農村金融資產與農村內部收入不平等的相關性。

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

二、機理分析與研究假設

農戶持有金融資產的主要形式是現金、儲蓄存款以及股票、債券、基金等金融產品。金融資產既因其收益性能夠通過利息、分紅等方式豐富農戶的財產性收入來源，也因其風險性可能給農戶帶來一定的經濟損失。農戶之間金融資產持有量差距會造成財產性收入差距，影響農村內部收入不平等。

（一）家庭金融資產擴大農村內部收入不平等的機理分析

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

（二）家庭金融資產縮小農村內部收入不平等的機理分析

隨著大量金融機構進駐農村，金融服務的覆蓋率、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戶也能夠持有一定的金融資產，擴大收入面，縮小其與高初始稟賦農戶的收入差距（王竣鶴和黃小勇，2019）[13]。一方面，低初始稟賦的農戶進行資產配置時不再只是持有現金或存款兩種低回報率的金融資產，而是可以合理配置收益率更高的風險金融資產，獲得更高的財產性收入，從而縮小農村內部收入不平等。另一方面，初始稟賦較低的農戶參與金融市場后，金融知識水平會相應提高，從而彌補初始人力資本的不足，提升金融資產配置能力，提高收入與財富水平（尹志超和張號棟，2017）[21]，進而改善農村內部收入不平等。

因此，本文認為家庭金融資產與農村內部收入不平等之間并不能簡單地概括為促進或抑制的線性關系——當家庭金融資產持有量較低時，農戶的初始稟賦也較低，無風險或低風險金融資產持有比例很高，此時家庭金融資產對收入的正向效應會傾斜于初始稟賦相對較高的農戶，拉大農村內部收入差距;當家庭金融資產持有量達到一定程度后，農戶逐漸持有收益率更高的風險金融資產，其金融資產配置更為豐富與合理，且不受投資門檻拘束，能夠進入更多的金融投資領域，從而縮小農村內部收入差距。

綜上，本文提出以下假設：

假設1：家庭金融資產比重與農村內部收入不平等之間存在先擴大后縮小的倒U形關系。

假設2：持有風險金融資產有助于降低農戶的收入不平等程度。

三、研究設計

（一）數據來源及處理

本文使用的數據來自西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心進行的2017年中國家庭金融調查（CHFS），該調查數據樣本分布在全國29個?。ㄗ灾螀^、直轄市），調查內容涵蓋社區、家庭、個人三個層面，包含住房資產、金融財富、負債、收入和消費性支出等家庭經濟信息，以及戶主情況、家庭人口規模、成員構成、性別、年齡、學歷、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據支撐（甘犁等，2019）[22]。

為提高研究結論的可信度，本文對樣本做以下預處理：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性;第二，鑒于當前農村地區農民的年齡分布結構，將戶主年齡限定在20～80歲以減少因戶主年齡所帶來的結果偏誤;第三，剔除家庭總收入、家庭總資產、家庭總消費小于零的異常樣本，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^、直轄市）。

（二）RIF模型構建

既有實證分析文獻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，Firpo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）基礎上加上原始的統計量，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）]即為相應的統計量，如均值、方差等。在[Fy]的基礎上，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]的樣本發生微小的增加后，其統計量將發生改變。IF的構造能夠量化[yi]的微小變化。RIF在IF的基礎上，加上了在原分布中的相應統計量，其含義為：考慮了[yi]處的影響后，統計量[v]的近似值?？梢?，RIF的決定因素是原始分布[Fy]、變化位置[yi]和選取的統計量[v]，在給定原始分布和統計量時，RIF是[y]的函數。

RIF具有一條重要的性質，其無條件期望就是相應的統計量本身，即：

將RIF作為被解釋變量，進行OLS回歸：

左右兩側同取無條件期望時，可以得到：

因此，當統計量[v]選為分位距、基尼系數等不平等指標時，便可反映總體均值變化對總體不平等性的影響。

根據上述理論分析與數理分析，構建如下回歸方程：

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

（三）變量與指標設計

1. 被解釋變量：農村內部收入差距。測度指標為[RIFIncomei， vGini（FIncome）]。依據農戶家庭收入①的基尼系數構建的RIF，根據公式（3）、（4）以及基尼系數的表達式計算：

其中，[μ]為收入分布F對應的期望，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。測度指標為[HFAi]，即家庭金融資產與家庭總資產的比值。CHFS所定義的家庭金融資產包括存款（活期與定期）、股票、基金、理財產品、債券、衍生品、外幣、黃金、現金、借出款等。家庭總資產包括金融資產和非金融資產，后者包括農業與工商業經營資產、土地資產、房產、車輛資產等。

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（Asset）;家庭住房（House），家庭規模（Size），家庭支出（Exp）。這些變量或多或少與農戶的收入水平相關?？刂谱兞康臏y度指標見表1。

整體來看，2017年農村家庭總收入均值為5.357萬元，家庭金融資產與家庭總資產比值的均值不足0.1，即金融資產占總資產的比重不足10%，顯示出中國農村家庭金融資產持有量處于較低水平，農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，家庭總資產均值為38.932萬元，家庭平均擁有住房1.162套，家庭平均規模為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教育，身體狀況均值在一般與好之間。

表2根據金融資產比值②報告了分組描述性統計結果。高金融資產組共3245戶，低金融資產組共8309戶，盡管高金融資產組家庭平均總資產僅為低金融資產組的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，初步體現出金融資產可能一定程度上影響了農戶的收入差距。

四、實證分析

（一）總體回歸

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

戶主性別、家庭支出的參數沒有通過顯著性水平10%的t檢驗，家庭住房的參數通過顯著性水平10%的t檢驗，其余控制變量的參數均通過了顯著性水平1%的t檢驗。戶主年齡的一次項系數為負，二次項系數為正，表明其對農村內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、家庭規模是緩解農村內部收入差距的影響因素;戶主身體狀況、家庭資產則拉大了農村內部收入差距。

模型（2）、（3）、（4）將模型（1）中被解釋變量的統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分位距和權重為0.5的阿特金森指數。結果顯示，HFA一次項系數仍為正、二次項系數仍為負，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分位距和權重為0.5的阿特金森指數也產生倒U形影響，且臨界點分別為0.49、0.41和0.46，進一步驗證了總體回歸的研究結果具有一定的穩健性。

（二）內生性分析：工具變量法

理論上，本文的核心解釋變量HFA可能會存在內生性：一是因為家庭金融資產總量與配置情況與家庭成員風險偏好、難以衡量的個人能力等不可觀測的因素有關，導致產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系。為緩解潛在的內生性問題，本文參考尹志超等（2020）[25]的做法，選取“村莊內其他家庭金融資產占總資產的比重”④作為工具變量。理論上，村內其他家庭的金融資產配置能反映整個社區的偏好，與自身家庭金融資產持有量相關，同時又不會直接影響由自身家庭金融資產變動帶來的收入分配邊際影響，具有良好的相關性與外生性。

表4報告了工具變量回歸結果。本文使用IV2sls模型回歸方法，Durbin-WU-Hausman內生性檢驗顯示基準模型存在內生性，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一次項系數與二次項系數與基準回歸結果基本一致，總體回歸所得到的主要結論未受影響。

（三）異質性分析：分區域回歸

我國農戶收入的區域差異較大，不同區域的農戶金融資產持有量對農村內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和非西部地區兩大區域。從表5中可以發現，西部地區的農戶家庭收入與金融資產持有量均明顯落后于非西部地區，這與我國區域發展水平和金融主體布局基本相吻合⑤。

模型（6）、（7）顯示：西部地區和非西部地區的家庭金融資產與收入不平等均存在倒U形關系，臨界點分別為0.42與0.45，相比于西部地區，非西部地區農戶需要在家庭資產中配置比重更高的金融資產，才能達到縮小農村內部收入差距的門檻，導致這種差異的原因可能在于：非西部地區社會經濟發展水平更高，相較于西部地區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]，非西部地區低收入群體因此也需要持有更多、更合理的金融資產，借助金融資產的收益性獲取財產性收入，以縮小與高收入群體的收入差距。模型（8）、（9）將模型（6）、（7）中被解釋變量的統計量換成了同樣能度量收入不平等的樣本90～10分位距，結果同樣顯示西部地區與非西部地區的家庭金融資產與90～10收入分位距存在倒U形關系。

（四）進一步討論：風險金融資產與收入不平等

前文通過構建實證模型估算出金融資產占家庭總資產比例的臨界點約為0.44，當前中國農村尚處于倒U形曲線的左側位置上且離臨界點較遠，家庭金融資產與總資產比值的上升短期內將擴大農村內部的收入差距。實證結果支持假設1成立，即家庭金融資產比重與農村內部收入不平等之間存在先擴大后縮小的倒U形關系。那么，當農村家庭深度參與金融市場，開始持有收益率更高的風險金融資產時，是否能夠縮小農村內部收入差距？本文將采用RIF分組效應進一步探討農戶是否持有風險金融資產對農村內部收入不平等的影響⑥，以檢驗假設2是否成立。

1. RIF分組處理效應。定義分組變量T，當樣本家庭持有風險金融資產⑦時，T=1，未持有則T=0。以下討論中，Y為農戶收入，X為前文所討論的Age、Gender等戶主及家庭特征?；诜腔煜僭O：

然而，我們可觀測的特征分布為：

通過可觀測的特征分布，乘以相應的權重后，得到[dFX]的擬合值，進而得到[FYk]的擬合值：

根據貝葉斯公式：

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

使用這一擬合的分布計算分組的RIF，然后進行回歸：

等式兩邊同取期望：

系數[b1]即為兩組別的統計量之差，反映當持有風險金融資產與未持有風險金融資產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報告了風險金融資產對農村內部收入不平等的影響，其中WRFA表示是否持有風險金融資產（持有=1;未持有=0）。第一列未進行分配權重調整，直接采用可觀測的樣本分布計算RIF并進行回歸，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模型回歸后獲得權重。三個模型均加入了與農戶收入相關的控制變量，且采用穩健的標準誤。結果顯示：無論是否控制權重問題，持有風險金融資產者的收入基尼系數均小于未持有者，說明控制其他因素不變時，持有風險金融資產者收入的不平等程度更低，假設2成立。

樣本數據顯示，2017年擁有風險金融資產的家庭共324戶，僅占總體樣本的2.8%?？梢?，我國絕大部分農村家庭的金融資產為現金與存款為代表的非風險金融資產，可能的原因包括：（1）由于預期收入存在較高的不確定性，農村居民普遍是風險規避者，不會輕易投資股票、基金等風險性金融資產;（2）農村地區存在一定的“金融排斥”現象，金融可得性較差;（3）農村居民的金融素養普遍較低，金融專業知識與技能缺乏，對如何持有與配置風險金融資產認識不足，因此，增持金融資產時更傾向于持有以現金與存款為主的非風險金融資產。由RIF分組回歸結論可知，農戶規避風險性金融市場的特性并不利于縮小農村內部收入差距，進一步帶來家庭金融資產加劇農戶收入不平等的“疊加效應”。

五、研究結論與政策啟示

（一）研究結論

本研究基于CHFS2017問卷調查數據，從金融發展與收入分配的理論關系出發，運用RIF回歸方法，實證檢驗了家庭金融資產與農村內部收入不平等的關系。研究發現：（1）家庭金融資產比重與農村內部收入不平等之間存在倒U形關系——在臨界點之前，家庭金融資產與家庭總資產的比值增加會擴大農戶收入差距，越過臨界點后會縮小收入差距。（2）不同區域中，家庭金融資產比重與農村內部收入不平等的倒U形關系并未改變，但西部地區的U形曲線的拐點低于非西部地區，這可能是因為非西部地區高收入農戶參與金融市場的程度更深，低收入農戶需要持有更多的金融資產增加財產性收入以縮小收入差距。（3）持有風險金融資產的農戶收入不平等程度更低，農村居民規避風險金融資產的特性對農村內部收入差距擴大起到了助推作用。

（二）政策啟示

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

注：

①工資性收入、農業經營收入、工商業經營收入、轉移性收入和投資性收入之和。

②以樣本平均值為界，設定高于樣本平均值為高金融資產組，低于樣本平均值為低金融資產組。

③2016年全國居民人均可支配收入基尼系數為0.465。

④CHFS數據庫對每一個樣本所屬的村莊（社區）統一編號。

⑤CHFS定義西部地區省份包括：內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏。

⑥由于農村風險金融資產持有者很少，前文并未將其視為控制變量。

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

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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“加強中日大灣區雙循環促進兩國長遠發展”（20VGQ005）。

作者簡介：盛三化，男，湖南漢壽人，三峽大學經濟與管理學院副教授，博士，研究方向為農村經濟、區域經濟;李華，男，湖北漢川人，三峽大學經濟與管理學院，研究方向為農村金融、收入分配與制度保障。