王 霞, 馬 蕊

(1.蘭州財(cái)經(jīng)大學(xué) 中國(guó)西北金融研究中心,甘肅 蘭州 730020;2.中國(guó)建設(shè)銀行甘肅省分行營(yíng)業(yè)部,甘肅 蘭州 730020)

一、引言

實(shí)現(xiàn)共同富裕是中國(guó)共產(chǎn)黨為之奮斗的目標(biāo),也是社會(huì)主義的本質(zhì)要求。在社會(huì)主義革命和建設(shè)時(shí)期,我國(guó)就已明確提出“共同富?！边@一概念,改革開(kāi)放初期,鄧小平同志提出“讓一部分人先富起來(lái),先富帶動(dòng)后富,逐步達(dá)到共同富?！钡恼咚悸?。黨的十三屆四中全會(huì)以后,以江澤民同志為代表的中國(guó)共產(chǎn)黨人明確指出“實(shí)現(xiàn)共同富裕是社會(huì)主義的根本原則和本質(zhì)特征”,并提出必須擴(kuò)大中等收入比重,提高低收入者收入水平。黨的十九大以來(lái),習(xí)近平總書(shū)記明確提出到2035年全體人民向共同富裕邁出堅(jiān)實(shí)的步伐、到本世紀(jì)中葉全體人民基本實(shí)現(xiàn)共同富裕的目標(biāo)?？梢?jiàn),我國(guó)對(duì)提高人民生活水平、走向共同富裕的探索之路從未停歇。那么,現(xiàn)實(shí)情況如何呢?統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示,我國(guó)居民基尼系數(shù)從2015年的0.462上升到2022年的0.474,呈現(xiàn)小幅上漲態(tài)勢(shì),按照國(guó)際上通常把基尼系數(shù)值0.4作為收入分配差距的“警戒線”標(biāo)準(zhǔn)來(lái)判斷,現(xiàn)階段我國(guó)仍處于居民收入差距較大階段,且兩極分化情況還在進(jìn)一步加深。因此,如何降低居民收入差距、實(shí)現(xiàn)共同富裕是當(dāng)前及今后一段時(shí)間我國(guó)面臨的一項(xiàng)現(xiàn)實(shí)而緊迫的任務(wù)。

在學(xué)界,影響居民收入差距的因素一直是學(xué)者們關(guān)注的課題,且呼吁更多關(guān)注和研究收入分配問(wèn)題的經(jīng)濟(jì)學(xué)家越來(lái)越多(Piketty,2015)[1]。劉曉光等(2019)[2]在研究杠桿率的收入分配效應(yīng)時(shí)發(fā)現(xiàn),杠桿率在總體上會(huì)加劇收入不平等,可見(jiàn)杠桿率對(duì)居民收入差距的影響不容忽視。數(shù)據(jù)顯示,近年來(lái),隨著居民部門(mén)貸款水平的快速擴(kuò)張,我國(guó)居民部門(mén)杠桿率持續(xù)攀升,從2005年的16.9%增至2022第一季度的62.1%,增幅高達(dá)267%,見(jiàn)圖1所示。隨著居民杠桿率水平的不斷上升,居民收入分配是否會(huì)受到影響?其影響效應(yīng)如何?針對(duì)目前我國(guó)面臨的居民收入差距日益增大、居民部門(mén)杠桿率持續(xù)上升的狀況,本文將深入探究居民杠桿率對(duì)居民收入差距的影響效應(yīng)及作用機(jī)制,以期為我國(guó)優(yōu)化杠桿率結(jié)構(gòu)、縮小居民收入差距、走向共同富裕提出對(duì)策建議。

圖1 2005年第一季度到2022年第一季度各部門(mén)宏觀杠桿率趨勢(shì)數(shù)據(jù)來(lái)源:國(guó)家資產(chǎn)負(fù)債表研究中心(CNBS)

二、文獻(xiàn)綜述

(一)居民杠桿率的測(cè)度及影響

對(duì)居民部門(mén)杠桿率的測(cè)度目前有宏觀和微觀兩個(gè)視角,宏觀角度主要分為兩種口徑,第一種是從GDP出發(fā)來(lái)加以界定,如李若愚(2016)[3]認(rèn)為居民杠桿率可用居民部門(mén)債務(wù)與GDP之比來(lái)進(jìn)行測(cè)算。第二種是從收入出發(fā)加以界定,如Mian &Sufi et al.(2015)[4]認(rèn)為居民杠桿率可以居民部門(mén)貸款與收入之比來(lái)進(jìn)行測(cè)算。從微觀層面測(cè)度居民部門(mén)杠桿率,大多數(shù)學(xué)者使用的是家庭部門(mén)的資產(chǎn)負(fù)債率指標(biāo)(潘敏和劉知琪,2018;亢一鳴等,2021)[5-6]。

對(duì)居民杠桿率的效應(yīng),國(guó)內(nèi)外也主要從宏觀和微觀兩個(gè)層面進(jìn)行了研究。在宏觀層面,認(rèn)為居民杠桿率水平會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、消費(fèi)水平、金融穩(wěn)定等產(chǎn)生影響。Atif et al.(2015)[4]指出在短期即3～8年內(nèi)居民杠桿率的上升會(huì)對(duì)GDP水平產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用,一旦超過(guò)中長(zhǎng)期,居民杠桿率的持續(xù)增長(zhǎng)將不利于GDP水平的提高。陳蕾和陳夢(mèng)(2020)[7]通過(guò)建立門(mén)限回歸模型以及SVAR模型來(lái)研究居民杠桿率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系,研究得出,在長(zhǎng)期由于債務(wù)壓力影響了居民消費(fèi),居民杠桿率的持續(xù)增長(zhǎng)不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。高東勝等(2020)[8]提出居民杠桿率對(duì)于消費(fèi)來(lái)說(shuō)是一把雙刃劍,在加杠桿過(guò)程中會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)增長(zhǎng),而在杠桿率升高之后形成的高杠桿狀態(tài)會(huì)對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生抑制,并提出這種影響作用對(duì)城鄉(xiāng)居民來(lái)說(shuō)具有明顯的異質(zhì)性。Andersen et al.(2016)[9]研究發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)蕭條時(shí)期,高杠桿會(huì)顯著抑制消費(fèi)增長(zhǎng),從而影響經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇。張敏鋒等(2018)[10]通過(guò)對(duì)系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)與居民部門(mén)杠桿率進(jìn)行科學(xué)測(cè)度,得出加杠桿過(guò)程會(huì)增加系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生的可能,兩者波動(dòng)趨勢(shì)高度一致。Elekdag &Wu(2011)[11]將居民杠桿率設(shè)定為系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)警指標(biāo),以防范金融風(fēng)險(xiǎn)的發(fā)生。在微觀層面,國(guó)內(nèi)外學(xué)者主要研究了家庭杠桿率對(duì)家庭資產(chǎn)配置、消費(fèi)水平等方面的影響?？阂圾Q等(2021)[6]通過(guò)建立模型對(duì)家庭杠桿率與家庭金融資產(chǎn)投資選擇的關(guān)系做了研究,研究表明,家庭杠桿率與家庭參與金融市場(chǎng)投資的可能性呈反比,在參與金融市場(chǎng)投資的家庭中,家庭杠桿率越高,其風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資率就越高。陳洋林(2019)[12]提出家庭加杠桿會(huì)對(duì)資產(chǎn)配置產(chǎn)生顯著影響,會(huì)增加實(shí)物資產(chǎn)配置,減少金融資產(chǎn)配置。Dynan(2013)[13]認(rèn)為家庭杠桿越高,對(duì)家庭消費(fèi)產(chǎn)生的抑制作用就越大。Chmelara(2013)[14]研究發(fā)現(xiàn)在不確定的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下,相對(duì)于較低杠桿率的家庭,高杠桿率家庭的消費(fèi)會(huì)下降更多。潘敏和劉知琪(2018)[5]研究認(rèn)為家庭杠桿增加會(huì)強(qiáng)化家庭生存型消費(fèi),弱化發(fā)展與享受型消費(fèi),同時(shí),對(duì)于城鄉(xiāng)居民來(lái)說(shuō),家庭高杠桿會(huì)抑制城鎮(zhèn)居民總支出,對(duì)于農(nóng)村居民來(lái)說(shuō)則會(huì)促進(jìn)家庭消費(fèi)性支出。

(二)居民收入差距的影響因素

關(guān)于居民收入差距的影響因素,國(guó)內(nèi)外學(xué)者展開(kāi)了較為豐富的研究,認(rèn)為影響因素主要有經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展程度、房地產(chǎn)市場(chǎng)、信貸約束等。Chaudhuri &Ravallion(2008)[15]對(duì)中國(guó)和印度經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡關(guān)系比較研究,發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)使城鎮(zhèn)人群的收入不斷增加,相反農(nóng)村人群則會(huì)陷入貧困陷阱,使得居民收入差距越來(lái)越大。李靜和李逸飛(2020)[16]認(rèn)為,城市規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r與居民收入差距呈現(xiàn)“倒U型”關(guān)系,且大多數(shù)城市處于“倒U型”拐點(diǎn)的左側(cè),也就是說(shuō)現(xiàn)階段城市規(guī)模以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的差異會(huì)加劇居民收入差距。汪橋等(2019)[17]通過(guò)建立數(shù)理模型,分別對(duì)金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)以及金融發(fā)展效率對(duì)居民收入差距的影響進(jìn)行分析,研究指出,金融發(fā)展規(guī)模具有抑制作用,而金融發(fā)展結(jié)構(gòu)與效率則是先促進(jìn)后抑制。王偉和宋金彪(2023)[18]指出我國(guó)金融發(fā)展的偏向性對(duì)農(nóng)村金融與經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生了阻礙,導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入差距擴(kuò)大。Chetty &Szeidl(2007)[19]指出房?jī)r(jià)的上升會(huì)對(duì)擁有房產(chǎn)的家庭帶來(lái)財(cái)富效應(yīng),而對(duì)需要購(gòu)置房產(chǎn)的家庭增加購(gòu)房成本及負(fù)擔(dān),從而造成居民收入差距擴(kuò)大。鄧翔和何瑞宏(2020)[20]通過(guò)引入房地產(chǎn)市場(chǎng)以及信貸市場(chǎng)來(lái)對(duì)異質(zhì)性家庭收入差距的影響加以研究,研究指出房?jī)r(jià)的沖擊會(huì)對(duì)借貸型家庭帶來(lái)增收,抑制儲(chǔ)蓄型家庭收入,而征收房產(chǎn)稅的政策會(huì)對(duì)兩種類型家庭的收入差距的擴(kuò)大形成抑制,從而降低收入差距。

(三)居民杠桿率與居民收入差距

對(duì)居民杠桿率與居民收入差距關(guān)系的研究主要集中在居民收入差距對(duì)居民杠桿率的影響方面,而對(duì)居民杠桿率影響居民收入差距的文獻(xiàn)相對(duì)較少。許多國(guó)外學(xué)者指出,居民收入差距擴(kuò)大會(huì)對(duì)杠桿率產(chǎn)生影響,低收入家庭也會(huì)由于收入不足而通過(guò)借貸增加其杠桿率(Christen &Morgan,2005;Rajan,2010;Kumhof et al.,2015)[21-23]。Bazillier et al.(2017)[24]基于41個(gè)國(guó)家的宏觀數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),在金融發(fā)達(dá)國(guó)家,居民收入差距會(huì)顯著影響家庭部門(mén)杠桿率。國(guó)內(nèi)學(xué)者也對(duì)兩者關(guān)系進(jìn)行了深入研究,尹志超等(2021)[25]基于中國(guó)家庭金融調(diào)查的相關(guān)數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)居民收入差距對(duì)家庭杠桿率具有顯著的正向促進(jìn)作用,且對(duì)于低財(cái)富家庭來(lái)說(shuō),這種正向促進(jìn)主要是由住房債務(wù)所引起。楊文華等(2021)[26]構(gòu)建Probit模型,發(fā)現(xiàn)居民收入差距對(duì)居民家庭杠桿率具有顯著的正向促進(jìn)作用,對(duì)于中間收入的人群來(lái)說(shuō),這種正向效應(yīng)會(huì)通過(guò)住房成本以及消費(fèi)欲望產(chǎn)生作用。以上都是關(guān)于居民收入差距對(duì)居民杠桿率的影響研究。而劉曉光等(2019)[27]對(duì)于兩者的反向因果關(guān)系進(jìn)行了研究,該研究利用1981—2015年跨國(guó)面板數(shù)據(jù)以及微觀家庭數(shù)據(jù),就杠桿率對(duì)收入差距的影響展開(kāi)了探究,得出杠桿率的升高會(huì)使高收入家庭增收,同時(shí)使其他收入水平家庭的收入減少,杠桿率的上升顯著加大了收入分配差距。

綜上所述,國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)居民收入差距的影響因素進(jìn)行了較多研究,但較少?gòu)木用窀軛U率角度進(jìn)行研究,且現(xiàn)存的文獻(xiàn)也只是選取宏觀杠桿率指標(biāo)對(duì)不同收入水平居民家庭進(jìn)行分樣本討論,基本沒(méi)有專門(mén)探討居民杠桿率對(duì)縱向城鄉(xiāng)居民收入差距的影響作用,更沒(méi)有驗(yàn)證居民杠桿率對(duì)居民收入差距的影響機(jī)制及其區(qū)域異質(zhì)性。為此,從微觀角度出發(fā),基于家庭追蹤數(shù)據(jù)調(diào)查,就微觀家庭杠桿率對(duì)收入差距的影響效應(yīng)及影響機(jī)制進(jìn)行探究,并基于城鄉(xiāng)居民收入差距不斷加大的現(xiàn)實(shí)進(jìn)行分樣本討論,以期為我國(guó)縮小居民收入差距、實(shí)現(xiàn)共同富裕提供參考。

三、居民杠桿率影響居民收入差距的理論分析

(一)居民杠桿率對(duì)居民收入差距的影響機(jī)制

信息不對(duì)稱以及信貸體系的制度規(guī)定往往會(huì)造成金融資源可得性存在有偏性,即高收入人群比低收入人群更易獲得金融資源,更易享受信貸擴(kuò)張、杠桿率上升所帶來(lái)的潛在收益(Park &Sehrt,2001;葉志強(qiáng)等,2011)[28-29]。在家庭信貸中,初始收入高的家庭獲得貸款的概率及額度更大,獲得貸款后通過(guò)投資與創(chuàng)業(yè),使得高收入家庭的可支配收入水平進(jìn)一步提高;初始收入低的家庭獲得貸款的概率及額度都較低,但出于滿足婚喪嫁娶、教育、醫(yī)療等需要還是會(huì)不斷增加杠桿,由于其加杠桿后主要用于消費(fèi)而不是投資,再加上較高的利率水平,使得其家庭收入有一部分要償還貸款本息,家庭可支配收入會(huì)進(jìn)一步降低。因此,居民杠桿率的上升會(huì)加大居民收入差距。

假說(shuō)1:居民杠桿率上升會(huì)加大居民收入差距。

(二)居民杠桿率影響居民收入差距的傳導(dǎo)機(jī)制

1.基于金融資產(chǎn)投資的傳導(dǎo)機(jī)制。隨著金融市場(chǎng)的發(fā)展以及金融工具的增加,越來(lái)越多的居民家庭進(jìn)入金融市場(chǎng)進(jìn)行投資,甚至?xí)x擇加杠桿的方式投資。由于金融投資既有收益性,又有風(fēng)險(xiǎn)性,加杠桿投資會(huì)同時(shí)放大居民家庭的收益和風(fēng)險(xiǎn)。在這種情況下,由于高收入群體能獲得更多的信貸,杠桿率更高,理論上其面臨著更高的收益或風(fēng)險(xiǎn)?？阂圾Q等(2021)[6]研究發(fā)現(xiàn),參加金融市場(chǎng)投資的家庭,其杠桿率越高,進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的投資率也會(huì)相應(yīng)升高。因此,高收入家庭能通過(guò)更高的杠桿率進(jìn)行金融資產(chǎn)投資使其收入增加,而低收入家庭只能獲得較低的杠桿率甚至無(wú)法獲得貸款,使其通過(guò)加杠桿獲得金融投資的收入小于高收入家庭,從而造成居民收入差距的進(jìn)一步上升。

假說(shuō)2:居民杠桿率的提高會(huì)通過(guò)金融資產(chǎn)投資渠道擴(kuò)大居民收入差距。

2.基于房地產(chǎn)投資的傳導(dǎo)機(jī)制。多年來(lái),隨著房?jī)r(jià)的不斷上升,房地產(chǎn)成為我國(guó)居民的主要財(cái)富載體。央行2019年的調(diào)查數(shù)據(jù)顯示,房產(chǎn)占我國(guó)家庭總資產(chǎn)的70%。而我國(guó)居民信貸中有相當(dāng)比例用來(lái)進(jìn)行房地產(chǎn)投資。通過(guò)加杠桿進(jìn)行房地產(chǎn)投資一方面會(huì)通過(guò)財(cái)富效應(yīng)來(lái)影響收入差距,即隨著房地產(chǎn)市場(chǎng)的不斷繁榮,房?jī)r(jià)上漲,高收入、高杠桿的家庭由于房子較多,其財(cái)富快速積累;而低收入、低杠桿的家庭房產(chǎn)較少甚至沒(méi)有,財(cái)富增加得較慢甚至由于高房?jī)r(jià)、高租金而使得財(cái)富減少;另一方面會(huì)通過(guò)信貸效應(yīng)來(lái)影響居民收入差距,即隨著房?jī)r(jià)上升,以房產(chǎn)抵押進(jìn)行融資的能力提高,進(jìn)一步的融資與信貸擴(kuò)張使得家庭進(jìn)行創(chuàng)收的資源不斷增加,擁有房產(chǎn)較多的高杠桿家庭與沒(méi)有房產(chǎn)家庭的收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大。

假說(shuō)3:居民杠桿率的提高會(huì)通過(guò)房地產(chǎn)投資渠道擴(kuò)大居民收入差距。

3.基于生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的傳導(dǎo)機(jī)制。居民家庭加杠桿進(jìn)行生產(chǎn)經(jīng)營(yíng),往往會(huì)通過(guò)擴(kuò)大規(guī)?；蛱岣咝实葋?lái)增加收入。由于高收入家庭可以通過(guò)更高的杠桿率獲得更多的資金投入,擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模,進(jìn)行技術(shù)或產(chǎn)品升級(jí),使其收入增加的更多;而低收入家庭由于杠桿率較低,甚至無(wú)法獲得貸款,對(duì)其生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的資金投入與規(guī)模擴(kuò)張形成約束,便會(huì)造成其經(jīng)營(yíng)收入增加的較少甚至無(wú)法增加。隨著居民杠桿率的增加,居民收入差距也會(huì)隨之加劇。

假說(shuō)4:居民杠桿率的提高會(huì)通過(guò)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)渠道擴(kuò)大居民收入差距。

四、實(shí)證分析

(一)變量選擇

1.被解釋變量。居民收入差距指標(biāo)的測(cè)量大多使用基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)。參考相關(guān)文獻(xiàn)(張川川等,2016;劉小春等;2023)[30-31],主要使用家庭人均純收入來(lái)計(jì)算區(qū)(縣)層面的基尼系數(shù),對(duì)微觀層面居民收入差距進(jìn)行衡量?；嵯禂?shù)對(duì)中等收入的測(cè)量較為敏感,由于泰爾指數(shù)在一定程度上可以有效補(bǔ)充基尼系數(shù)的不足,故選擇區(qū)(縣)層面的泰爾指數(shù)對(duì)居民收入差距這一被解釋變量進(jìn)行補(bǔ)充測(cè)算,使得模型設(shè)計(jì)與實(shí)證結(jié)論更為可靠。根據(jù)基尼系數(shù)(Gini)與泰爾指數(shù)(Teil)的計(jì)算方法可知,當(dāng)兩者數(shù)值越大,說(shuō)明收入差距越大。

2.核心解釋變量。將家庭杠桿率(lever)定義為家庭總負(fù)債與家庭總資產(chǎn)之比,其中家庭總負(fù)債為家庭總房貸與非房貸金融負(fù)債之和,家庭總資產(chǎn)為家庭土地資產(chǎn)、總房產(chǎn)、金融資產(chǎn)、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)以及耐用消費(fèi)品的總和。

3.機(jī)制檢驗(yàn)變量。為深入分析居民杠桿率對(duì)居民收入差距的具體影響機(jī)制與影響路徑,采用中介分析方法進(jìn)行檢驗(yàn)。以家庭金融資產(chǎn)占資產(chǎn)總額的比率(Rfinasset)作為家庭杠桿率通過(guò)金融投資對(duì)居民家庭收入差距產(chǎn)生影響的中介變量;以家庭房產(chǎn)價(jià)值占總資產(chǎn)比率(Rhouseasset)作為家庭杠桿率通過(guò)房地產(chǎn)投資對(duì)居民家庭收入差距產(chǎn)生影響的中介變量;以家庭經(jīng)營(yíng)收入占總收入比重(Roperate)作為家庭杠桿率通過(guò)家庭生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)對(duì)居民家庭收入差距產(chǎn)生影響的中介變量。

4.控制變量。為使檢驗(yàn)?zāi)Ｐ透鼮榉€(wěn)健,選擇加入家庭規(guī)模變量(familysize)以控制家庭人口數(shù)量對(duì)收入差距的影響,加入家庭醫(yī)療支出與家庭總支出的比值(med)以控制家庭健康狀況對(duì)收入差距的影響,加入教育經(jīng)費(fèi)支出的對(duì)數(shù)(lneducation)以控制家庭人力資本的教育投入對(duì)收入差距的影響,加入戶籍類型變量(urban)以控制由于戶籍環(huán)境的影響造成對(duì)居民收入差距的影響,設(shè)置1為城鎮(zhèn)戶籍,設(shè)置0為農(nóng)村戶籍。變量設(shè)置詳情見(jiàn)表1。

表1 變量設(shè)置

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源

全文數(shù)據(jù)是由中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)所提供的2010—2018年共5期微觀家庭部門(mén)的非平衡面板數(shù)據(jù)。中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)主要采用面訪的調(diào)查方式,數(shù)據(jù)來(lái)源可靠真實(shí),并具有較強(qiáng)的代表性。根據(jù)上文提到的計(jì)算方法得出相關(guān)變量,并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理:去除有數(shù)據(jù)缺失的樣本;使用5%～95%水平上的winsor極值處理方法對(duì)所選變量進(jìn)行數(shù)據(jù)處理,最終得到8566個(gè)有效樣本數(shù)據(jù);由于被解釋變量基尼系數(shù)與泰勒指數(shù)數(shù)值較小,為避免模型輸出系數(shù)數(shù)值過(guò)小,在進(jìn)行回歸時(shí)將因變量擴(kuò)大100倍以便更好顯示回歸結(jié)果。所涉及的數(shù)據(jù)篩選、處理以及分析都是通過(guò)Excel與stata15完成。

(三)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

對(duì)所選變量在整體樣本以及分樣本下依次進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì),如表2所示。衡量居民家庭收入差距的基尼系數(shù)與泰勒指數(shù)在整體樣本下的平均值分別為0.446與0.384,根據(jù)國(guó)際慣例,將基尼系數(shù)0.4設(shè)定為收入分配是否合理的警戒線,可知我國(guó)在2010—2018年居民家庭收入差距過(guò)大已成為不可忽視的問(wèn)題。在分樣本下,農(nóng)村居民家庭收入差距明顯大于城鎮(zhèn)居民家庭收入差距,證明鄉(xiāng)村收入差距問(wèn)題要比城鎮(zhèn)更為突出。對(duì)于核心解釋變量家庭杠桿率,整體樣本下的均值為0.495,在分樣本下,城鎮(zhèn)居民家庭杠桿率明顯大于農(nóng)村,也就是說(shuō)城鎮(zhèn)居民的負(fù)債壓力相比農(nóng)村居民來(lái)說(shuō)會(huì)更大。家庭金融資產(chǎn)占比(Rfinasset)、家庭房產(chǎn)價(jià)值占比(Rhouseasset)以及家庭經(jīng)營(yíng)收入占比(Roperate)的描述性統(tǒng)計(jì)中,城鎮(zhèn)居民家庭的均值普遍比農(nóng)村要高,即城鎮(zhèn)居民的金融資產(chǎn)占比、房產(chǎn)價(jià)值占比以及經(jīng)營(yíng)收入占比的均值都比農(nóng)村家庭占比要高,這也與城鎮(zhèn)與農(nóng)村的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相關(guān)?？刂谱兞恐屑彝ヒ?guī)模平均在4人左右。農(nóng)村與城鎮(zhèn)家庭健康狀況的指標(biāo)差距不大,也是由于醫(yī)療消費(fèi)的剛性需求所致。從衡量家庭人力資本投入的教育支出指標(biāo)看,城鎮(zhèn)的平均教育支出大于農(nóng)村,這與現(xiàn)實(shí)情況相符。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(四)模型構(gòu)建

1.居民杠桿率對(duì)居民收入差距影響的基準(zhǔn)模型。為探究居民家庭杠桿率與居民收入差距之間的影響關(guān)系,檢驗(yàn)前文假設(shè),將模型設(shè)定如下:

Giniit=?+β1leverit+β2familysizeit+β3medit+β4lneducationit+β5urbanit+μi+λt+εit

(1)

式(1)中,其中i表示家庭個(gè)體,t表示時(shí)間,μi為個(gè)體效應(yīng),λt為時(shí)間效應(yīng),εit為殘差項(xiàng),Gini為基尼系數(shù),lever為家庭杠桿率。除了核心解釋變量,基準(zhǔn)回歸模型中還加入了可能會(huì)影響家庭收入差距的家庭規(guī)模因素、家庭成員健康因素以及家庭人力資本投入因素,分別使用家庭規(guī)模(familysize)、家庭健康狀況(med)以及人力資本投入(lneducation)來(lái)表示。實(shí)證中使用泰爾指數(shù)對(duì)基尼系數(shù)進(jìn)行替換,以此來(lái)驗(yàn)證模型的穩(wěn)健性。

2.居民杠桿率對(duì)居民收入差距的傳導(dǎo)機(jī)制檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀樘骄烤用窀軛U率對(duì)居民收入的影響機(jī)制,使用中介分析方法,分別檢驗(yàn)基于金融資產(chǎn)投資、房地產(chǎn)投資以及生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的傳導(dǎo)機(jī)制。使用中介三步檢驗(yàn)法進(jìn)行中介傳導(dǎo)路徑檢驗(yàn)。

(1)基于金融資產(chǎn)投資的中介檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

(2)

式(2)中,以基尼系數(shù)(Gini)為被解釋變量、以家庭杠桿率(lever)為解釋變量、以金融資產(chǎn)占比(Rfinasset)為中介變量,為保證模型的可靠性,加入了基準(zhǔn)回歸中的所有控制變量,用control來(lái)表示。

(2)基于房地產(chǎn)投資的中介檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

(3)

式(3)中,以基尼系數(shù)(Gini)為被解釋變量、以家庭杠桿率(lever)為解釋變量、以家庭房產(chǎn)價(jià)值占比(Rhouseasset)為中介變量,為保證模型的可靠性,加入了基準(zhǔn)回歸中的所有控制變量,用control來(lái)表示。

(3)基于生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的中介檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

(4)

式(4)中,以基尼系數(shù)(Gini)為被解釋變量、以家庭杠桿率(lever)為解釋變量、以經(jīng)營(yíng)活動(dòng)收入占比(Rhouseasset)為中介變量,為保證模型的可靠性,加入了基準(zhǔn)回歸中的所有控制變量,用control來(lái)表示。

(五)變量的相關(guān)性分析

為確定所選變量之間的相關(guān)關(guān)系是否顯著,進(jìn)行Pearson相關(guān)分析,結(jié)果如表3所示。

表3 Pearson相關(guān)分析

由表3可知,所選變量具有顯著的相關(guān)性,為進(jìn)一步探究這些變量是否存在多重共線性問(wèn)題,對(duì)所選變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn),如表4所示。變量的方差膨脹因子最大值為1.08,最小值為1.01,均在10的范圍之內(nèi),由此可知變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性。

表4 多重共線性檢驗(yàn)

(六)家庭杠桿率對(duì)家庭收入差距影響的模型回歸

從整體樣本、農(nóng)村樣本以及城鎮(zhèn)樣本出發(fā)分別進(jìn)行模型估計(jì),來(lái)探討整體樣本及分樣本下家庭杠桿率對(duì)收入差距的影響及差異。

1.整體樣本下回歸結(jié)果。首先進(jìn)行整體樣本下的基準(zhǔn)回歸,如表5所示。模型(1)與模型(3)為整體樣本下分別以基尼系數(shù)(Gini)和泰爾指數(shù)(Teil)為被解釋變量的基準(zhǔn)回歸結(jié)果,模型(3)與模型(4)分別為模型(1)、模型(2)的聚類穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤估計(jì),是對(duì)模型估計(jì)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由回歸結(jié)果可以看出,在以基尼系數(shù)(Gini)為被解釋變量的模型(1)中,居民家庭杠桿率的系數(shù)為0.8749714,在以泰爾指數(shù)(Teil)為被解釋變量的模型(3)中,居民家庭杠桿率的系數(shù)為1.44842,相比模型(1)的影響系數(shù)要大。這說(shuō)明家庭杠桿率對(duì)家庭收入差距都具有正向影響作用,且這種正向影響在1%的水平上顯著,即可以得出居民家庭杠桿率越高,居民家庭收入差距就越大,收入分配越不平均。對(duì)于相關(guān)控制變量而言,其系數(shù)均在1%的水平上顯著,其中,家庭規(guī)模(familysize)對(duì)居民家庭收入差距具有顯著的正向影響,家庭醫(yī)療支出(med)以及家庭教育投入(lneducation)對(duì)居民家庭收入差距具有顯著負(fù)向影響。但在以泰爾指數(shù)為被解釋變量的模型(3)中,家庭教育投入變量并不顯著。戶籍類型變量(urban)的系數(shù)為1.25067,也就是說(shuō)農(nóng)村戶籍會(huì)顯著加劇居民家庭收入差距,即農(nóng)村相較城鎮(zhèn)其收入分配更為不均,居民收入差距更大。對(duì)于模型(2)、模型(4),聚類穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤估計(jì)結(jié)果與模型(1)、模型(3)的估計(jì)結(jié)果基本一致,通過(guò)了模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

表5 整體樣本下的回歸結(jié)果

2.分樣本下回歸結(jié)果。為探究農(nóng)村與城鎮(zhèn)分樣本條件下,居民家庭杠桿率對(duì)居民家庭收入差距的影響作用,將樣本分為農(nóng)村與城鎮(zhèn)樣本分別進(jìn)行回歸,由于已經(jīng)控制了居民戶籍類型,故在分樣本回歸中去掉了戶籍類型(urban)這一控制變量,城鎮(zhèn)樣本的回歸結(jié)果如表6所示,農(nóng)村樣本的回歸結(jié)果如表7所示。

表6 城鎮(zhèn)樣本回歸結(jié)果

表7 農(nóng)村樣本回歸模型

表6中模型(5)與模型(7)為整體樣本下分別以基尼系數(shù)(Gini)和泰爾指數(shù)(Teil)為被解釋變量的回歸結(jié)果,模型(6)與模型(8)分別為模型(5)、模型(7)的聚類穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤估計(jì),是對(duì)模型估計(jì)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由表6回歸結(jié)果可知,對(duì)于城鎮(zhèn)樣本,居民家庭杠桿率對(duì)居民家庭收入差距具有顯著的正向影響,相較以基尼系數(shù)(Gini)為被解釋變量的居民家庭杠桿率的系數(shù)1.171539、以泰爾指數(shù)(Teil)為被解釋變量的系數(shù)更大,達(dá)到了2.524858,均在1%的水平上顯著。對(duì)于其他控制變量,家庭人口數(shù)對(duì)于居民家庭收入差距具有顯著的正向影響,家庭醫(yī)療支出(med)以及家庭教育投入(lneducation)對(duì)居民家庭收入差距具有顯著的負(fù)向影響。這與整體樣本下的基準(zhǔn)回歸結(jié)果相一致,模型(6)、模型(8)為聚類穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤估計(jì),其結(jié)果與模型(5)、模型(7)的估計(jì)結(jié)果基本一致,通過(guò)了模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

表7中,模型(9)與模型(11)為整體樣本下分別以基尼系數(shù)(Gini)和泰爾指數(shù)(Teil)為被解釋變量的回歸結(jié)果,模型(10)與模型(12)分別為模型(9)、模型(11)的聚類穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤估計(jì),是對(duì)模型估計(jì)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由表7回歸結(jié)果可知,對(duì)于農(nóng)村樣本來(lái)說(shuō),居民家庭杠桿率對(duì)居民家庭收入差距同樣具有顯著的正向影響,以泰爾指數(shù)(Teil)為被解釋變量的居民家庭杠桿率的系數(shù)更大,為 1.333434,均在1%的水平上顯著。對(duì)于其他控制變量,家庭人口數(shù)對(duì)于居民家庭收入差距具有顯著的正向影響,家庭醫(yī)療支出(med)以及家庭教育投入(lneducation)對(duì)居民家庭收入差距具有顯著的負(fù)向影響。這與整體樣本下的回歸結(jié)果以及城鎮(zhèn)樣本下的回歸結(jié)果一致,模型(10)、模型(12)為聚類穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤估計(jì),其結(jié)果與模型(9)、模型(11)的估計(jì)結(jié)果基本一致,通過(guò)了模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

將城鎮(zhèn)樣本下的回歸結(jié)果與農(nóng)村樣本下的回歸結(jié)果作比較,可以發(fā)現(xiàn)對(duì)于城鎮(zhèn)樣本,居民家庭杠桿率對(duì)居民收入差距的影響系數(shù)要更大,即居民家庭杠桿升高對(duì)城鎮(zhèn)居民的收入差距具有更大的正向促進(jìn)作用。對(duì)于人力資本的投入,即教育支出的增加則會(huì)減少家庭之間的收入差距,且這種負(fù)向縮小效應(yīng)在城鎮(zhèn)居民中更為明顯;對(duì)于農(nóng)村來(lái)說(shuō),更要持續(xù)增強(qiáng)這種影響效應(yīng),需向農(nóng)村投入更多的教育資源。

(七)家庭杠桿率對(duì)家庭收入差距的傳導(dǎo)機(jī)制檢驗(yàn)

1.基于金融資產(chǎn)投資的傳導(dǎo)機(jī)制檢驗(yàn)。當(dāng)居民家庭通過(guò)增加杠桿進(jìn)行金融資產(chǎn)投資,由于杠桿投資在金融市場(chǎng)上具有放大收益與風(fēng)險(xiǎn)的作用,高收入人群在獲得信貸資源后,將資金投入金融市場(chǎng)會(huì)大大增加自身潛在收益,而低收入人群增加杠桿大多用于消費(fèi),而不是投資,無(wú)法獲得金融資產(chǎn)交易的潛在收益,由此增加了居民收入差距。為驗(yàn)證居民杠桿率上升對(duì)居民收入差距的影響,以基尼系數(shù)(Gini)為被解釋變量、以家庭杠桿率(lever)為解釋變量、以金融資產(chǎn)占比(Rfinasset)為中介變量,進(jìn)行該影響路徑的檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示。

表8 基于金融資產(chǎn)投資的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

由表8可知,模型(13)為家庭杠桿率對(duì)家庭金融資產(chǎn)占比的影響結(jié)果,在1%的水平上顯著為正;模型(14)為家庭杠桿率對(duì)基尼系數(shù)的影響結(jié)果,在1%的水平上顯著為正;模型(15)為家庭杠桿率與家庭金融資產(chǎn)占比對(duì)基尼系數(shù)共同的影響結(jié)果,在1%的水平上顯著為正,可知家庭杠桿率通過(guò)金融資產(chǎn)投資會(huì)加劇居民收入差距,金融資產(chǎn)投資具有部分中介作用效應(yīng)。該中介作用效應(yīng)在5%的水平上顯著。由此驗(yàn)證了假說(shuō)2。

2.基于房地產(chǎn)投資的傳導(dǎo)機(jī)制檢驗(yàn)。當(dāng)居民家庭通過(guò)增加杠桿進(jìn)行房地產(chǎn)投資,高收入人群在獲得信貸資源后,將資金投入房地產(chǎn)市場(chǎng)大大增加了自身潛在收益;低收入人群增加杠桿大多用于消費(fèi),而不是房地產(chǎn)投資,無(wú)法獲得房地產(chǎn)交易的潛在收益,由此增加了居民收入差距。為了驗(yàn)證居民杠桿率上升會(huì)通過(guò)增加房地產(chǎn)投資并加劇居民收入差距,以基尼系數(shù)(Gini)為被解釋變量、以家庭杠桿率(lever)為解釋變量、以房地產(chǎn)價(jià)值占比(Rhouseasset)為中介變量,進(jìn)行該影響路徑的檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果如表9所示。

表9 基于房地產(chǎn)投資的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

由表9結(jié)論可知,模型(16)為家庭杠桿率對(duì)家庭房產(chǎn)價(jià)值占比的影響結(jié)果,在1%的置信水平上顯著為正;模型(17)為家庭杠桿率對(duì)基尼系數(shù)的影響結(jié)果,在1%的水平上顯著為正;模型(18)為家庭杠桿率與家庭房產(chǎn)價(jià)值占比對(duì)基尼系數(shù)共同的影響結(jié)果,在1%的水平上顯著為正,可得家庭杠桿率通過(guò)影響房地產(chǎn)投資會(huì)加劇居民收入差距,房地產(chǎn)投資具有部分中介作用效應(yīng)。該中介作用效應(yīng)在5%的水平上顯著。由此驗(yàn)證了假說(shuō)3。

3.基于生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的傳導(dǎo)機(jī)制檢驗(yàn)。當(dāng)居民家庭會(huì)通過(guò)增加杠桿進(jìn)行生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)投資,高收入人群在獲得信貸資源后,將資金投入生產(chǎn)經(jīng)營(yíng),會(huì)通過(guò)擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)?；蚣夹g(shù)產(chǎn)品升級(jí)提高自身經(jīng)營(yíng)競(jìng)爭(zhēng)力,從而使得生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的潛在收益隨之上升;低收入人群大部分杠桿會(huì)用于自身家庭消費(fèi)使用,就算部分資金投入生產(chǎn)經(jīng)營(yíng),其經(jīng)營(yíng)投資幅度也遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于高收入家庭的經(jīng)營(yíng)投入,其收益相比也會(huì)相差很多,由此加劇了居民收入差距。為驗(yàn)證居民杠桿率上升會(huì)通過(guò)增加房地產(chǎn)投資而加劇居民收入差距,以基尼系數(shù)(Gini)為被解釋變量、以家庭杠桿率(lever)為解釋變量、以經(jīng)營(yíng)收入占比(Roperate)為中介變量,進(jìn)行該影響路徑的檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果如表10所示。

表10 基于生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

由表10結(jié)論可知,模型(19)為家庭杠桿率對(duì)家庭經(jīng)營(yíng)收入占比的影響結(jié)果,在1%的水平上顯著為正;模型(20)為家庭杠桿率對(duì)基尼系數(shù)的影響結(jié)果,在1%的水平上顯著為正;模型(21)為家庭杠桿率與家庭經(jīng)營(yíng)收入占比對(duì)基尼系數(shù)共同的影響結(jié)果,在1%的水平上顯著為正,由檢驗(yàn)結(jié)果可得,家庭杠桿率通過(guò)影響生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)會(huì)加劇居民收入差距,生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)具有部分中介作用效應(yīng)。該中介作用效應(yīng)在5%的水平上顯著。由此驗(yàn)證了假說(shuō)4。

五、結(jié)論與建議

結(jié)論主要有:第一,居民家庭杠桿率與居民收入差距正相關(guān)。實(shí)證結(jié)果顯示,居民家庭杠桿率對(duì)居民家庭收入差距具有顯著的正向影響作用,居民家庭杠桿率每上升1%,居民收入差距擴(kuò)大0.87%。由控制變量可知,家庭對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生以及教育支出投入越大,居民收入差距會(huì)顯著縮小。醫(yī)療衛(wèi)生的投入會(huì)增加家庭成員整體健康狀況的改善,而健康是一切增收的出發(fā)點(diǎn)與落腳點(diǎn),因此保障衛(wèi)生安全會(huì)增加家庭收入穩(wěn)定性,使得居民家庭之間的收入差距相應(yīng)縮小。教育支出是對(duì)人力資本的投入,家庭的人力資本投入會(huì)增加家庭成員整體的受教育年限,提高學(xué)歷水平,可以使其從事更為專業(yè)化的工作,而技術(shù)密集型生產(chǎn)方式能夠使社會(huì)整體生產(chǎn)效率得以提高,優(yōu)化資源分配,縮小家庭收入差距。由控制變量戶籍類型顯著為正可知,農(nóng)村戶籍會(huì)加劇居民收入差距。第二,居民家庭杠桿率對(duì)居民收入差距的影響存在異質(zhì)性。城鎮(zhèn)家庭杠桿率對(duì)居民收入差距的影響要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于農(nóng)村家庭,分樣本下的回歸結(jié)果顯示,城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭的居民收入差距都受到家庭杠桿率的正向影響,其中城鎮(zhèn)家庭杠桿率對(duì)城鎮(zhèn)居民收入差距的影響系數(shù)為1.172,農(nóng)村家庭杠桿率對(duì)農(nóng)村居民收入差距的影響系數(shù)為0.822,城鎮(zhèn)居民的影響系數(shù)要遠(yuǎn)大于農(nóng)村居民的影響系數(shù),也就是說(shuō),家庭杠桿率對(duì)居民收入差距的正向擴(kuò)大效應(yīng)對(duì)城鎮(zhèn)居民來(lái)說(shuō)更為明顯。第三,家庭杠桿率會(huì)通過(guò)家庭金融資產(chǎn)投資、房地產(chǎn)投資以及生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)來(lái)影響居民收入差距。其中,基于房地產(chǎn)投資渠道的影響效應(yīng)最大,其次為金融資產(chǎn)投資,最后為生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)。

基于上述的實(shí)證研究及結(jié)論分析,提出如下對(duì)策建議:

第一,持續(xù)控制居民杠桿,加大教育與醫(yī)療衛(wèi)生投入。居民杠桿率過(guò)高會(huì)使得居民收入差距加大,這意味著,如要達(dá)到共同富裕的政策目標(biāo)必須縮小居民家庭之間的收入差距,其中,持續(xù)控制居民杠桿率向上攀升是有效的措施。新冠疫情之后,經(jīng)濟(jì)發(fā)展受到影響,居民收入穩(wěn)定性受到?jīng)_擊,我國(guó)房貸斷供現(xiàn)象層出不窮,銀行業(yè)與居民家庭都易遭受嚴(yán)重的財(cái)務(wù)困境。居民持續(xù)高杠桿會(huì)使家庭抗風(fēng)險(xiǎn)能力下降,所以持續(xù)控制居民杠桿率是大勢(shì)所趨。宏觀層面要持續(xù)推進(jìn)去杠桿穩(wěn)杠桿的政策落實(shí);中觀層面要持續(xù)優(yōu)化發(fā)放信貸資金的使用效率,做到高效放貸,減少無(wú)效的高風(fēng)險(xiǎn)貸款,降低居民杠桿率;微觀層面要降低家庭杠桿,加大家庭財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的宣傳教育。為縮小居民收入差距,除了持續(xù)推進(jìn)去杠桿政策,還需從教育與醫(yī)療方面入手。一方面,需要重視社會(huì)醫(yī)療衛(wèi)生,不斷優(yōu)化居民醫(yī)療衛(wèi)生條件,推動(dòng)社會(huì)醫(yī)療衛(wèi)生的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),增加更多的惠民醫(yī)療政策,解決貧困家庭看病難看病貴的問(wèn)題,注重社會(huì)民生,增強(qiáng)國(guó)民體魄,以此來(lái)降低居民收入差距。另一方面,人力資源的投入會(huì)在未來(lái)轉(zhuǎn)換為人力財(cái)富并持續(xù)增加居民收入,這就需要政府加大教育經(jīng)費(fèi)支出,加強(qiáng)基礎(chǔ)教育服務(wù),尤其注重偏遠(yuǎn)地區(qū)、農(nóng)村地區(qū)的教育問(wèn)題;要大力支持職業(yè)教育,培養(yǎng)專崗專職人員;要健全社會(huì)按勞分配的分配制度。

第二,科學(xué)追蹤資金流向,促進(jìn)實(shí)體精準(zhǔn)投放。在居民杠桿率不斷上升的同時(shí),隨之而來(lái)的是金融資源脫實(shí)向虛的現(xiàn)實(shí)狀況,居民將增加的杠桿投入金融市場(chǎng)進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資,或者投入房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)行房源囤積,這將加劇居民收入差距的形成。要想改善這種資金流向問(wèn)題必須從以下幾個(gè)方面進(jìn)行解決:第一,加大居民信貸的審核力度,了解資金用途及流向,使用大數(shù)據(jù)、云計(jì)算以及數(shù)字貨幣等跟蹤技術(shù),實(shí)時(shí)監(jiān)測(cè)居民家庭信貸資金流向,對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)的金融市場(chǎng)以及高泡沫的房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)行資金限流。第二,持續(xù)推進(jìn)普惠金融建設(shè),為低收入家庭貸款開(kāi)設(shè)專門(mén)的貸款窗口,助力貧困家庭資金融通。針對(duì)低收入群體,設(shè)計(jì)開(kāi)發(fā)相應(yīng)貸款產(chǎn)品,為其拓寬融資渠道,幫助其發(fā)展家庭經(jīng)營(yíng)項(xiàng)目。第三,在居民滿足信貸標(biāo)準(zhǔn)以及風(fēng)險(xiǎn)評(píng)級(jí)的基礎(chǔ)上,及時(shí)落實(shí)信貸政策,并對(duì)綠色可持續(xù)經(jīng)營(yíng)項(xiàng)目提出優(yōu)惠利率,支持科技創(chuàng)新、綠色創(chuàng)新、產(chǎn)品升級(jí)等有利于社會(huì)資源高效利用的可持續(xù)經(jīng)營(yíng)項(xiàng)目建設(shè),以此將資本從高風(fēng)險(xiǎn)資本市場(chǎng)吸引到可持續(xù)發(fā)展項(xiàng)目的投資上來(lái)。

第三,引導(dǎo)金融資源向農(nóng)村傾斜,縮小城鄉(xiāng)收入差距。由于城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡,居民杠桿率對(duì)城鎮(zhèn)與農(nóng)村內(nèi)部的收入差距影響大小也有所不同,相較農(nóng)村地區(qū),城鎮(zhèn)內(nèi)部的居民杠桿率對(duì)居民收入差距的影響作用要更大。面對(duì)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡的大背景,在穩(wěn)定居民杠桿率前提下,要引導(dǎo)金融資源向農(nóng)村傾斜:第一,在不增加居民信貸規(guī)模的基礎(chǔ)上,調(diào)整居民信貸投放結(jié)構(gòu),增加“三農(nóng)”信貸額度,幫助農(nóng)村地區(qū)通過(guò)信貸解決創(chuàng)業(yè)專項(xiàng)資金問(wèn)題,降低城鎮(zhèn)地區(qū)金融市場(chǎng)以及房地產(chǎn)市場(chǎng)的信貸額度,縮小城鄉(xiāng)收入差距。第二,加快完善農(nóng)村金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),利用大數(shù)據(jù)技術(shù)了解農(nóng)民的資金使用狀態(tài)及融資需求,以全方位、多層次的金融服務(wù)體系盤(pán)活農(nóng)村資源。第三,加強(qiáng)農(nóng)村技術(shù)與人才引進(jìn),“授人以漁”,加強(qiáng)非農(nóng)經(jīng)營(yíng)項(xiàng)目建設(shè),拓寬收入來(lái)源,逐步縮小城鄉(xiāng)收入差距。