金融發展與城鄉居民收入關系實證研究

劉賽紅，朱 建

(湖南商學院 財政金融學院，湖南 長沙 410205)

一、引言

自2006年以來，我國農村地區通過設立新型金融機構、降低金融準入門檻、鼓勵民間資本發展、消滅金融空白等手段極大提高了農村金融包容水平，初步形成了多層次、廣覆蓋、可持續的農村金融服務體系。截至2016年12月末，本外幣農村貸款余額23萬億元，同比增長6.5%；農戶貸款余額7.08萬億元，同比增長15.2%；農業貸款余額3.66萬億元，同比增長4.2%。而我國農村居民人均可支配收入僅12363元，城鎮居民達到33616元，絕對差距為21253元，倍差則達到了2.72。如何實現城鄉金融資源配置與居民收入增長協調發展，打破城鄉金融二元結構，緩解兩者之間的循環累計因果效應一直是學術界與政界關注的焦點問題。

對此，國內外學者展開了大量研究。麥金農和肖(1973)最早研究了發展中國家金融與經濟之間的關系，并提出了“金融抑制論”和“金融深化論”。Greenwood和Jovanovic(1990)、Matsuyama(2000)、Kim(2011)、Zhang和Chen(2015)等認為金融發展與收入差距之間存在倒U型關系；Li和Squire(1998)、Maurer和Haber(2007)、Calderon(2010)、Gimet(2011)、Sehrawat和Giri(2015)等認為金融發展與收入不平等存在正相關；Galor和Zeira(1993)、Beck(2007)、Shahbaz(2015)等研究表明金融發展降低了收入不平等程度。

國內學者對于城鄉金融發展與居民收入的研究存在三個維度。一是作用機制視角，可分為直接機制和間接機制。張立軍和湛泳(2006)、張中錦(2011)、王修華和邱兆祥(2011)、周澤炯和王磊(2014)等認為農村金融直接通過減貧效應縮小了居民收入差距，而門檻效應、排斥效應和非均衡效應擴大了居民收入差距；間接作用于經濟來發揮涓滴效應縮小城鄉居民收入差距。二是金融主體視角，可分為正規金融與非正規金融。胡宗義和劉燦等(2014)認為農村非正規金融對農村居民增收具有顯著促進作用，農村正規金融對農村居民增收作用不明顯。冉光和和湯芳樺(2012)、張博和胡金焱(2014)、魯釗陽(2016)等研究表明正規金融發展擴大城鄉居民收入差距，而非正規金融發展縮小城鄉居民收入差距。蘇靜和胡宗義等(2013)、胡宗義和馬文麗等(2016)研究表明非正規金融規模和效率水平對東、中、西部農村居民增收效果存在遞減現象，農村正規金融總量與結構供需失衡，應該鼓勵農村非正規金融適度發展。三是研究方法與手段，可分為時序分析和面板分析。翟立宏和徐志高(2009)、劉賽紅和陳修謙(2012)、張宏彥和何清等(2013)、黃海峰和邱茂宏(2014)等建立VAR模型并驗證了金融發展與居民收入之間存在協整關系，得出城鄉金融規模、結構和效率非均衡發展加大了城鄉居民收入差距。劉賽紅和王國順(2012)、孫玉奎和周諾亞(2014)等利用省際面板數據得出了農村金融發展對農民收入存在顯著地區差異，東部地區收入差距逐漸縮小，而西部和中部作用不明顯。楊楠和馬綽欣(2014)、王培輝和袁薇(2015)利用動態門限面板模型，得出中國金融發展與居民收入差距間存在明顯的門限效應。

綜上所述，諸多學者從金融結構、規模和效率與城鄉收入差距的關系出發，檢驗了可能存在的涓滴效應、門檻效應、減貧效應和非均衡效應，并考慮了非正規金融機構對我國金融發展的補充功能，得出金融要素供給與居民收入之間的非均衡化與區域化特征。但是現有研究有以下不足：一是對城鄉金融資源配置差異與城鄉居民收入差異研究缺乏延續性，大部分研究停留在2009年；二是對新形勢下的農村金融改革成效缺乏評價，無法量化城鄉金融資源配置結構性突變對居民收入影響程度。因此，本文為驗證城鄉金融發展與居民收入的長期均衡關系，利用1989—2014年的數據進行協整分析，重點對2009年農村金融改革的外生性①沖擊引發的金融規模、結構和效率演變規律進行斷點分析，得出2009年斷點效應的階段性結果，并分析2009年以來農村金融政策產生的現實影響②，為探索新形勢下我國城鄉金融統籌發展提供思路。

圖1 實證分析思路與建模框架

二、研究變量與數據來源

(一)變量選取

1．被解釋變量為城鎮居民人均可支配收入(inco_urban)和農村居民人均純收入(inco_rural)。為了反映更真實情況，該指標剔除了物價變動的影響，按不變價格計算。

2．解釋變量為城鄉金融發展水平，分別用城鄉金融發展規模、城鄉金融發展結構和城鄉金融發展效率來衡量。規模變量以短期貸款與城鄉GDP比值表示。結構變量，以產業貸款與城鄉貸款比值來表示。效率變量，以貸款金額與存款金額比值表示。

表1 變量設置及說明

(二)數據說明

本文實證數據時間段取自1989—2014年，由于1989年前后金融統計口徑發生了顯著改變，所以未考慮1989年以前年度的數據。全部數據來源于《中國統計年鑒》(1990—2015)和《中國金融年鑒》(1990—2015)。為了消除數據的不平滑性，所有的數據取對數處理。

三、實證分析與建模

為研究城鄉金融發展與居民收入之間的關系，首先進行協整分析，檢驗金融發展與居民收入是否存在長期均衡關系。在此基礎上考慮農村金融改革的外生性沖擊產生的斷點效應，引入時間虛擬變量，分段研究2009年政策實行前后的階段性影響。

(一)金融發展與城鄉居民收入關系研究

為了研究1989—2014年我國城鄉發展與城鄉居民收入之間是否存在長期均衡，我們考慮使用協整方法來分析。

1.ADF單位根檢驗

因為絕大多數的宏觀經濟變量都是非平穩，其均值或自協方差函數會隨時間改變，所以為了避免出現偽回歸，通常對變量做平穩性檢驗。只有變量在t階平穩[I(t)]時，才能做協整檢驗。本文采用ADF來檢驗數據的平穩性，具體結果如表2所示。

表2 (ADF)單位根檢驗結果

ADF結果表明，城鄉居民收入、金融發展規模、金融發展結構、金融發展效率在水平層面均為不平穩，但在一階差分層面是平穩的，所以可以認為所有變量均為一階單整。

為了判斷協整檢驗模型的滯后階數，首先建立VAR模型，根據AIC準則、SC準則、HQ準則等來判斷VAR模型的滯后階數。

表3 VAR模型滯后階數確定

綜合AIC、SC、HQ等信息準則，判斷得出農村地區VAR模型存在2階滯后，由于協整檢驗模型滯后階數是原VAR模型一階差分的滯后階數，由此得到農村地區協整檢驗的滯后階數是1；同理，城鎮地區VAR模型存在2階滯后，相對應的協整檢驗的滯后階數1。

2.協整檢驗

如果一組非平穩時間序列存在一個平穩的線性組合，那么這組序列就是協整的，這個線性組合被稱為協整方程，表示一種長期均衡關系。本文采用多變量的Johansen協整檢驗來檢驗變量之間的協整關系。跡統計和最大特征值結果如表4所示。

表4 Johansen 協整檢驗結果

從結果來看，在0.05統計水平下農村地區模型跡統計結果表明存在1個協整秩，而最大特征值結果表明不存在協整秩；在0.05統計水平下城鎮地區模型跡統計結果表明存在2個協整秩，而最大特征值結果表明存在1個協整秩。

進一步，我們得到了對數似然值最大條件下的協整關系式，即VEC中回歸結果的協整關系式。

lninco_rural=2.29lnsize_rural+0.16lnstru_rural-1.83lneffi_rural

lninco_urban=6.76lnsize_urban-0.05lnstu_urban-5.40lneffi_urban

從結果來看，不論是農村還是城鎮，金融發展規模、結構、效率和居民收入存在長期均衡關系，即協整關系。從協整方程可以看出，農村金融發展規模的長期彈性為2.29，結構的長期彈性為0.16，效率的長期彈性為1.83。就城鎮地區而言，金融發展規模彈性為6.76，結構彈性為0.05，效率彈性為5.40。規模彈性系數顯著大于結構、效率彈性系數，說明城鄉金融二元結構根源于城鄉金融資源投入規模的大小差異，而農村金融在總量規模遠小于城鎮的情況下，彈性系數較小，進一步弱化了其結構和效率對農村居民增收效果，綜合兩個模型來看城鄉金融二元結構進一步深化了對居民收入的分配效應。

3.向量誤差修正模型

協整方程表明，城鄉居民收入與城鄉金融發展之間的長期均衡關系。從短期動態調整來看，為得到偏離長期均衡更為準確的關系，進一步構建農村與城鎮金融發展與居民收入的向量誤差修正模型。

ECM=lninco-2.29lnsize-0.16lnstru+1.83lneffi-3.43

ECM’=lninco-6.77lnsize-0.05lnstru+5.39lneffi-3.61

結果表明，我國居民收入的短期波動不僅來源于滯后一期的居民收入、金融規模、金融結構和金融效率的影響，而且來源于誤差修正系數對長期均衡的調整。在農村金融發展規模、結構、效率不變的情況下，農村居民人均純收入在第t期的變化可以消除前一期10%的非均衡誤差；同理，在城鎮金融發展規模、結構、效率不變的情況下，城鎮居民人均可支配收入在第t期的變化會增加前一期0.3%的非均衡誤差。

(二)城鄉金融發展的收入效應演變研究

1.穩定性檢驗——鄒檢驗

一個模型在長時間保持結構的穩定性一般是困難的，有時候模型可能發生結構變化——模型的參數發生改變。從實際情況來看，我國城鄉金融發展不均衡狀況在一定的時期內有所緩解。特別是2009年以來，國家加大對“三農”的金融支持，金融資源逐步向農民、農村、農業傾斜。Chows 斷點檢驗的思想是對每一個子樣本單獨擬合方程來觀察估計方程是否存在顯著差異。

圖2 農村金融發展與農民人均純收入關系圖

圖3 城鎮金融發展與城鎮居民人均可支配收入關系圖

表5鄒檢驗統計結果

地區斷點F檢驗Wald檢驗統計量P值統計量P值城鎮20091.87070.15957.48290.1125農村200932.23000.0000128.94370.0000

從圖中也可以清楚地看到，2009年農村金融發展發生了顯著性改變。為驗證這一判斷，本文使用Eviews軟件對我國城鄉金融發展與居民收入關系進行鄒變點檢驗。

可以看出,我國農村金融發展在2009年出現了轉折點，這與實際情況也相符合，而我國城鎮金融發展在2009年前后并無明顯改變。

2.虛擬變量模型回歸分析

在變量發展變化過程中，不同的階段可能會出現結構上的變化，此是若能將不同階段的變動特征顯現出來，無疑能大大提高模型的刻畫精度。考慮到需要對不同階段進行量化處理，因此引入虛擬變量。我國農村金融發展在2009年前后發生了顯著性改變，適用這一模型。本文探討了16種可能模型來說明農村金融發展的斷點效應，如表6所示，由于篇幅原因，這里只給出最復雜的相異回歸模型。

Yt=α0+α1D+β1X1t+β2X2t+β3X3t+γ1(D×X1t)+γ2(D×X2t)+γ3(D×X3t)+μt

表6 虛擬變量模型回歸結果

續表

(9)(10)(11)(12)α03.3204(0.0000)3.3317(0.0000)3.3183(0.0000)3.3056(0.0000)D0.0680(0.6459)-0.4212(0.1201)X1t0.7912(0.0029)0.7239(0.0000)0.6880(0.0000)0.6193(0.0000)X2t0.2083(0.2940)0.2835(0.0064)0.2642(0.0196)0.2550(0.0147)X3t-1.6076(0.0000)-1.6127(0.0000)-1.6198(0.0000)-1.6222(0.0000)D×X1t1.1249(0.0123)0.9424(0.0403)D×X2t-1.2748(0.0000)-1.1044(0.0110)-2.0555(0.0017)D×X3t0.4051(0.1912)1.9453(0.0000)1.8861(0.0000)1.7898(0.0000(13)(14)(15)(16)α03.3436(0.0000)3.6114(0.0000)3.4915(0.0000)3.2917(0.0000)DX1t0.7291(0.0051)1.2939(0.0000)1.3398(0.0000)0.6038(0.0001)X2t0.2799(0.1545)0.7104(0.0015)0.4197(0.0513)0.2292(0.0292)X3t-1.5200(0.0000)-1.2385(0.0000)-1.5203(0.0000)-1.6323(0.0000)D×X1t1.3310(0.0025)0.3458(0.1471)D×X2t-0.3295(0.1853)-1.1743(0.0000)D×X3t0.7119(0.0364)1.7538(0.0000)

綜合來看，在顯著性水平為5%條件下模型(1)、(2)、(10)是完全成立的，在顯著性水平為10%條件下模型(1)、(2)、(4)、(10)、(15)是成立的，但是這些模型只反映了農村金融發展規模、結構或者效率的某些方面，并沒有涵蓋全部信息。所以本文選擇模型(12)來描述農村金融發展與居民收入的關系，雖然模型(12)有一個解釋變量未通過檢驗，這是受限于所選樣本時間跨度短，做時間序列難以回避的，如果能獲取以后年度的數據樣本，模型將更加精確。由此，得到了農村金融發展與農民收入的分段回歸模型。

雖然上面的分段回歸函數由兩個不同的回歸表達式組成，但是兩個函數在2009年是連續的。從彈性系數來看，農村金融發展在2009年前后不僅僅效應大小發生了變化，規模系數由0.6193增大到1.5617，結構系數由0.255變到1.8005，效率系數由1.6222變到0.1676。農村金融發展的規模、結構和效率更是發生了質的改變。2009年以前，農村金融發展規模和結構效應為正，促進了農村居民收入的提高。農村金融發展效率效應為負，“抑制”了農村居民收入的提高；而2009年以后，農村金融發展規模和效率效應為正，促進了農村居民收入的提高，農村金融發展結構效應為負，抑制了農村居民收入的提高。

表7 農村金融發展規模、結構和效率效應與效應效果情況表

四、相關結論

首先實證結果分析表明，不論是城鎮金融發展還是農村金融發展與居民收入之間存在長期的均衡關系。同時可以看到城鄉金融發展的不均衡一定程度上導致了城鄉居民收入差距，金融發展的城鄉差異加深了城鄉二元經濟結構。

然后，城鎮金融發展一直保持著穩定發展并沒有發生顯著性的改變；而農村金融發展在2009年出現斷點，使得農村金融發展與農村居民收入存在階段性效應。產生差異的根本原因在于，我國農村金融發展由過去的規模和結構型支撐向規模和效率型轉變。一方面是我國所有制改革和市場化經濟發展導致傳統鄉鎮企業不斷淘汰，而取而代之的新興農村企業起步較晚、基礎較差。另一方面是農村存款轉為農村貸款效率提高進一步，資金要素單向流動有所緩解，農村金融機構服務當地經濟發展的意識有所提升。

其次，就城鄉對比而言，2009年以前農村金融發展規模對居民收入的邊際效應遠小于城鎮，這也佐證了過去我國農村金融資源的匱乏，存在嚴重的金融排斥現象；2009年以后農村金融規模對農村居民收入的邊際效應增大，說明我國的“三農”政策實現了農村金融資源的傾斜，對居民收入增加起到了顯著效果。

最后，不論是農村還是城鎮，金融發展效率對于居民收入存在“抑制”效應，結論與常理相悖，可能存在兩個方面的原因。一是我國金融改革起步較晚，1995年以前金融代財政履行職能下超貸現象嚴重，對可能回歸結果產生了影響。二是與本文指標選取有關，本文的貸存比主要是指短期貸款與存款比重，該比值越高則長期貸款比重越低，而就農村和城鎮長期發展而言，長期貸款越大表示對經濟支持力度越大。由于尚不存在一個統一的貸款結構來解釋對居民收入的影響，所以金融發展效率對居民收入的影響側重于從數值考慮。不容否認的是，金融效率越高意味著資金對當地經濟支持力度越大，金融資源配置更合理。從效率絕對值大小來看，農村金融發展效率明顯低于城鎮金融發展效率，一方面是由于長期以來我國城鎮經濟依靠優先發展二、三產業使得大量的資金由農村向城鎮流動。另外一方面是城鎮金融發展依靠人才、技術優勢明顯領先于農村金融發展。

五、政策建議

為改變農村落后面貌，強化農業基礎，加快破除城鄉二元體制，引導更多信貸資金投向“三農”，切實解決農村融資難問題，推動國民收入分配切實向“三農”傾斜。我們提出以下建議：

(一)加大農村金融投入規模，繼續發展新型農村金融機構

根據2015年中國人民銀行發布的農村金融服務報告，現有金融產品與服務并不能滿足農業現代農業規模化、產業化的特點。從實證結果來看，不論是農村還是城鎮，金融發展長期依靠規模投入，相比金融結構與金融效率，金融規模對居民收入的邊際影響更大，只有繼續加大對農村金融規模投入，繼續鼓勵發展多種形式的新型農村金融組織服務農村經濟發展，才能切實保障農村經濟穩定發展，緩解城鄉金融發展差距。

(二)創新農村金融產品，推廣多種金融模式服務農村

與農村金融服務需求的多元化相比，當前農村金融服務體系的多樣性還有較大提升空間。如何發揮農村金融發展對居民收入的拉動作用，在于創新農村金融產品，為農村居民提供多種投資途徑，普及金融知識，鼓勵金融復合型人才投入社會主義新農村建設，在農村地區大力發展互聯網金融、農業產業鏈金融等多種模式，打通新時代農業發展從融資到生產到銷售各個環節，助力于將農村地區生產力真正轉化為經濟效益，努力將農村金融機構吸收的存款留在當地作為貸款服務當地經濟發展，進一步激發農村經濟自身活力。

(三)繼續優化農村金融生態環境，完善金融發展制度

當前農村地區投資環境、信用環境、公共基礎服務設施等尚不完善，政策性擔保機制不健全，也制約了金融資源向農村有效配置。只有繼續優化農村金融生態環境，才能有效增加金融產品和服務的供給。另外，我國統一的金融制度與城鄉經濟發展非均衡發展存在矛盾，只有進一步完善金融制度，引導農村金融由規模型、結構性支撐向規模型、結構型、效率型三位一體轉變，打破金融機構的社會性與市場性矛盾，從制度上建立與市場化相適應的城鄉金融資源配置體系。

注釋：

①農村金融改革政策效應斷點選擇為2009年，一方面是2006年12月，銀監會出臺了《中國銀行業監督管理委員會關于調整放寬農村地區銀行業金融機構準入政策，更好支持社會主義新農村建設的若干意見》，村鎮銀行、貸款公司、農村資金互助社等新型農村金融機構應運而生，2008年試點完成后進行全面鋪開。并于2009年發布了《新型農村金融機構2009—2011年總體工作安排》進入快速發展階段，提出了消滅農村金融空白，實現農村金融全覆蓋政策目標。另一方面，2009年中央一號文件提出促進城鄉一體化建設，增強農村金融服務能力，采取多項激勵政策增加涉農貸款，農村金融供給水平大幅提升。

②截至2015年12月底，全國共組建村鎮銀行1377家,已開業村鎮銀行資產總額10015億元，全國共組建農村商業銀行966家，村鎮銀行、農村資金互助社、貸款公司、小額貸款公司總數達到11893家，農村金融機構資產總額達25.66萬億元，比上年增長16.01%；負債總額達23.74萬億元，增長15.91%。截止至2016年3月份末，農村商業銀行數量達到1000家，資本、利潤和資本利潤率分別占農合機構66.7%、63%和70.5%。截止至2016年3月份末，金融機構本外幣涉農貸款余額26.8萬億元，同比增長9.2%。

③農村貸款等于金融機構農業貸款與鄉鎮企業貸款之和，城鎮貸款等于金融機構短期貸款減去農村貸款；農村存款等于金融機構農業存款與農戶儲蓄之和，城鎮存款等于金融機構各項存款減去農村存款。

④2010年金融統計口徑調整以后，商業貸款等于批發零售業貸款與餐飲住宿業貸款之和；鄉鎮企業貸款等于農村企業貸款。

⑤“*”表示10%水平下顯著，“**”表示5%水平下顯著，“***”表示1%水平下顯著。

⑥logL、LR、FPE、AIC、SC和HQ表示選擇滯后階數依據的準則，“*”表示該信息準則選擇的滯后階數。

⑦其中、分別表示農村模型和城鎮模型誤差修正項，D表示一階差分內表示P值大小。

[1]麥金農.經濟發展中的貨幣與資本[M]. 上海：三聯書店上海分店, 1997.

[2]愛德華肖.經濟發展中的金融深化[M]. 上海：三聯書店上海分店, 1998.

[3]Greenwood J, Jovanovic B. Financial Development, Growth, and the Distribution of Income[J]. Social Science Electronic Publishing, 2015, 98(5):1076-1107.

[4] Matsuyama K. Endogenous Inequality[J]. Review of Economic Studies, 2000, 67(4):743-59.

[5]Kim D H, Lin S C. Nonlinearity in the financial development-income inequality nexus[J]. Journal of Comparative Economics, 2011, 39(3):310-325.

[6]Zhang Q, Chen R. Financial Development and Income Inequality in China: An Application of SVAR Approach [J]. Procedia Computer Science, 2015, 55(1):774-781.

[7]Li H, Squire L, Zou H F. Explaining International and Intertemporal Variations in Income Inequality[J]. Economic Journal, 1998, 108(446):26-43.

[8]Maurer N, Haber S. Related Lending and Economic Performance: Evidence from Mexico[J]. Journal of Economic History, 2007, 67(3):551-581.

[9]Calderón, César A, Servén L. The Effects of Infrastructure Development on Growth and Income Distribution[J]. Social Science Electronic Publishing, 2010(270):págs.

[10]Gimet C, Lagoarde-Segot T. Financial sector development and access to finance. Does size say it all?[J]. Emerging Markets Review, 2012, 13(3):316-337.

[11]Sehrawat M, Giri A K. Financial development and income inequality in India: an application of ARDL approach[J]. International Journal of Social Economics, 2015, 41(1):1194-1208.

[12]Galor B O.， Zeira J.Income distribution and macroeconomics[C]. Review of Economic Studies，2012.

[13]Beck T. Efficiency in Financial Intermediation: Theory and Empirical Measurement[M]// Microfinance and Public Policy. Palgrave Macmillan UK, 2007:865-869.

[14]Shahbaz M, Loganathan N, Tiwari A K, et al. Financial Development and Income Inequality: Is There Any Financial Kuznets Curve in Iran?[J]. Social Indicators Research, 2015, 41(2):1-26.

[15]張立軍, 湛泳. 金融發展影響城鄉收入差距的三大效應及檢驗[J]. 上海財經大學學報, 2006, 8(5):83-90.

[16]張中錦. 金融發展效應、收入增長與城鄉差距[J]. 中國經濟問題, 2011(4):67-74.

[17]王修華, 邱兆祥. 農村金融發展對城鄉收入差距的影響機理與實證研究[J]. 經濟學動態, 2011(2):71-75.

[18]周澤炯, 王磊. 農村金融發展對城鄉居民收入差距的影響效應分析及其檢驗[J]. 農村經濟, 2014(10):49-53.

[19]胡宗義, 劉燦, 劉亦文. 農村正規金融和非正規金融發展的農村居民收入效應研究[J]. 經濟地理, 2014, 34(12):147-152.

[20]冉光和, 湯芳樺. 我國非正規金融發展與城鄉居民收入差距——基于省級動態面板數據模型的實證研究[J]. 經濟問題探索, 2012(1):185-190.

[21]張博, 胡金焱. 民間金融發展能縮小城鄉收入差距嗎?——基于中國省際面板數據的實證分析[J]. 山東大學學報(哲學社會科學版), 2014(6).

[22]魯釗陽. 正規金融發展、非正規金融發展對城鄉收入差距的影響——基于地級市層面數據的分位數回歸分析[J]. 技術經濟, 2016, 35(2):102-108.

[23]蘇靜, 胡宗義, 朱強. 中國農村非正規金融發展的收入效應——基于東、中、西部地區面板數據的實證[J]. 經濟經緯, 2013(3):31-35.

[24]胡宗義, 馬文麗, 劉亦文. 農村非正規金融發展對地區農民收入差異影響分析 [J]. 統計與決策, 2016(16):86-89.

[25]翟立宏, 徐志高. 金融發展對城鄉收入差距的影響——基于1978—2006年數據的實證分析[J]. 經濟體制改革, 2009(2):33-36.

[26]劉賽紅, 陳修謙. 城鄉金融統籌發展水平與居民收入差距的實證分析[J]. 系統工程, 2012(6).

[27]張宏彥, 何清, 余謙. 中國農村金融發展對城鄉收入差距影響的實證研究[J]. 中南財經政法大學學報, 2013(1).

[28]黃海峰, 邱茂宏. 城鄉金融非均衡性及其對城鄉居民收入差距的影響研究[J]. 農村經濟, 2014(11):73-78.

[29]劉賽紅, 王國順. 農村金融發展影響農民收入的地區差異[J]. 經濟地理, 2012, 32(9):120-125.

[30]孫玉奎, 周諾亞, 李丕東. 農村金融發展對農村居民收入的影響研究[J]. 統計研究, 2014, 31(11):90-95.

[31]楊楠, 馬綽欣. 基于面板門檻模型的我國金融發展對城鄉收入差距影響機制研究[J]. 數理統計與管理, 2014, 33(3):478-489.

[32]王培輝, 袁薇. 我國金融發展與居民收入差距非線性關系研究——基于動態門限面板模型的經驗證據[J]. 上海經濟研究, 2015(5):12-18.