我国金融产业发展的财富效应

摘要：推进经济发展、提高居民收入是增进人民福利的重要源泉。金融是现代经济的核心，具有推进经济增长、影响收入分配的效应。综观国内文献可以发现，关于金融发展与经济增长的关系研究中，大都以具体的某一（些）省市区为考察样本且都主要着手于金融发展与农民收入增长之间的关系上，而对中国31个省市区的综合研究较少。为此，本文利用1997—2005年间31个省市区的金融经济数据,采用面板数据模型对金融发展和城乡收入的关系开展实证研究。结果表明:金融发展与城乡收入关系不能停留在东、中、西部的区域大层次上，而必须深入到各省市区层面开展分析；我国金融发展扩大了城乡收入差距；区域金融发展还不能满足区域经济发展的需要。

关键字： 金融发展； 经济增长； 面板数据模型

Wealth effects of financial development in China 

Abstract: Financial development has a large impact on economy growth and income growth. Most research which analyze the relationship between financial development and economic growth show the relationship between financial development and farmer income growth or analyze one (some) Provinces’ financial development only. Thus ,this paper uses panal data model to analyze empirically the data from the 31 provinces in order to reveal the relationship between finance development and income difference in urban and rural areas in China during the period of 1997- 2005. We find that the differences in the relationship between financial development and income gap in urban and rural areas not only lies in Eastern and Western regions but also in the 31 provinces ,and what’s more, the financial development in the present stage of China has expanded the income gap in urban and rural areas .last but not the least, provincial finance development cannot satisfy the need of  provincial economy growth.

Key Words: financial development；economic growth ；panal data model

金融发展与经济增长关系问题是一个古老而永恒的问题。自从戈德史密斯(1969) 、麦金农(1973)和肖(1973)创立金融发展理论以来, 经济学家逐渐认识到金融体系在动员储蓄、分散风险、甄别项目、监控企业以及平滑交易等方面对经济增长具有显著的正向作用。

一、金融发展与收入分配文献概览

综观国内外研究，早期经济学家很少正式研究金融发展对收入的影响。20世纪90年代以后,经济学家们从不同的角度, 运用不同的数理方法对金融发展与收入差距、贫困的关系,展开了研究。综合他们的观点主要有一下几种：金融发展与收入分配服从倒U型关系；金融发展降低收入分配差距论和金融发展扩大收入差距论。下面就对以上几种观点进行简要阐述。

（一）金融发展与收入分配服从倒U关系

对金融发展与收入分配差距关系进行正式的研究始于Greenwood and Jovanovic（1990）在一个静态模型（简称GJ模型）中讨论了经济增长、金融发展和收入分配三者之间的关系。他们在假设个人有两种可供选择的投资方式（投资于收益较低无风险资产或者投资办企业）的前提下，证明了由于存在部门的门槛财富水平，在经济和金融发展早期，金融市场不发达，穷人由于没有能力支付成本而不能享受到金融服务，但穷人会保持比富人更高的储蓄率以期在未来跨越门槛财富水平，只有收入较高的一小部分人愿意支付成本享受金融服务,从而总体上提高这部分人的收入,穷人和富人由于财富的不同导致投资收益率也不同,收入差距因而扩大；在经济增长的成熟期,金融中介充分发展,穷人也会逐渐积累财富以超过门槛财富水平获得充分的金融中介服务,人们都能获得同样的较高投资收益,收入分配格局最终会稳定在平等水平。即金融发展与收入分配差距呈“倒U”关系，他们的模型在一定程度上得出了与库兹涅茨假说相似的结论。美国经济学家库兹涅茨提出了著名的“库兹涅茨”假说(也称“倒U型假说”) ,他认为:一国在经济发展过程中,如果按照经济增长水平的高低划分为不同阶段,则早期的经济增长将带来收入差距的扩大;中期经济增长趋于稳定,收入差距随之保持稳定;后期经济增长进入成熟阶段,经济增长水平放慢,此时收入差距则将不断缩小,即收入差距与经济增长之间服从“倒U”型曲线关系。

随后，Aghion（1997）等考察了不完全资本市场下的经济增长与收入差距的关系而且分析了资本积累的“滴落效应”。道德风险和信贷约束是资本市场不完美和持续收入差距的根源。他们研究得出以下三点主要结论:第一,当资本积累率达到足够高时,经济体系将得到一个不变的财富分配状态。第二,在放任自由的条件下,通过“滴落效应”收入分配能够达到一个稳定的状态。即使如此,还大有作为,收入再分配有利于提高经济体系的生产效率,提供更多平等的机会以及加快“滴落效应”的过程。第三,初始的资本积累扩大了收入差距,但在后来阶段,扩大的资本积累降低了收入差距。即资本积累和收入差距在长期中呈现库兹涅茨曲线效应。

还有其他经济学家也赞成这一观点。Townsend and Ueda (2003) 在GJ模型的基础上进行简化和改进, 以一个动态模型讨论金融深化对收入分配的影响, 论证金融发展与收入差距的关系遵循库兹涅茨曲线。Iyigun and Owen (2004) 通过比较发达国家与发展中国家后发现, 金融发展和收入分配之间也呈现出库兹涅茨效应特征。在国内，刘敏楼（2006）从金融发展的视角，利用中国地区的地区截面数据，分析了金融发展与收入分配的关系，结果表明：金融机构的发展对以城乡居民收入比为代表的中国收入分配的影响呈倒“U”型关系。

（二）金融发展降低收入分配差距

Galor and Zeira (1993) 分析认为, 由于金融结构不完善, 利用金融中介的成本将会比较高昂, 穷人无法支付这一成本而不能得到金融支持, 而富人则会更加方便地取得融资, 从而金融抑制状态阻碍了收入差距的改善; 在这个意义上金融部门的发展能够减少贫困,缩小收入差距。Gaytan and Ranciere (2004) 则认为这是财富效应的一种表现形式。

Patrick Honoban（2004）选取中国、俄罗斯、英国、韩国的数据分析了金融发展、增长以及贫穷之间的关系。结果证实金融发展毫无疑问能够促进经济增长。另外,他用金融发展指标如私人信贷/ GDP、股票市场成交量/ GDP等进行回归,都得出金融发展能够降低贫困比例的结论。

在国内，张立军、湛永（2006）选用中国和省级1987—2004年的相关数据利用章奇（2003）所建立的回归方程和Johauson 协整检验等方法进行实证检验，得出金融发展能够降低贫困效应进而降低城乡收入差距的结论。

曹广喜、夏建伟和冯跃（2007）以金融发展为视角,基于向量误差修正模型,利用协整检验的方法,对1978 —2004 年的江苏省的金融发展和城乡收入差距的关系做了实证研究。其结果表明:江苏的金融发展与城乡收入差距之间存在着一种长期均衡关系；金融发展规模与城乡收入差距负相关。

总之,以上观点认为金融发展促进经济增长,在经济增长过程中,穷人能够享受到更多的金融服务而导致贫困降低,从而金融发展能缩小收入差距。

（三）金融发展扩大收入分配差距

持有这种观点的主要是中国的学者, 他们利用中国的现实数据进行研究, 得出了自己的结论。

温涛等（2005）在对中国金融发展与农民收入增长进行制度和结构分析的基础上,运用1952 —2003 年的实际数据,对中国整体金融发展、农村金融发展与农民收入增长的关系进行了实证研究。他们认为中国金融发展对农民收入增长具有显著的负效应。

王虎、范从来（2006）运用1980—2004年的实际数据实证研究了金融发展与农民收入之间的相关性关系和影响机制，其研究结果表明：金融发展对农民收入有促进作用，但是金融发展也显著拉大了中国城乡收入的差距。

李燕（2006）利用1990—2004年间的统计数据，通过协整分析和Granger因果检验法，对金融发展和城乡收入作出实证研究，得出金融发展与城乡收入差距正相关且前者事后者的Granger原因，中国阶段的金融发展扩大了城乡收入差距的结论。

刘旦（2007）运用1978—2004 年全国农村金融发展效率指标、农村劳动力就业指标、农村固定资产投资指标以及农村居民纯收入指标共同构建VAR 计量模型对中国农村金融发展效率与农民收入增长的关系进行了实证研究,其结果显示：农村金融发展效率对农民收入增长具有显著的负效应。

当然, 对于金融发展与收入分配, 还有其他的一些经济学家们采用了理论或计量方法对其进行验证。Benabou (1996) 较早提供了金融深化与收入不平等之间存在相关关系的经验证据。在国内, 陆铭、陈钊(2004) 有关城市化的实证研究文献表明, 中国金融发展水平对城乡收入差距的影响并不显著。段军山、张立军（2007）从金融发展的门槛效应角度解释城乡收入差距的扩大，并利用回归方程对金融发展的门槛效应影响城乡收入差距进行了实证检验，最后从所有制歧视、农业的弱质性、农户和涉及中小企业缺乏有效担保物等方面探讨了金融发展的门槛效应影响城乡收入差距的原因。马正兵（2008）以31个省市区金融经济数据为样本开展实证考察，运用非均衡面板数据模型对此进行分析，深入分析了区域金融发展与经济增长之间的关系。

由此可见，国内关于金融发展与经济增长关系的考察上大都主要着手于金融发展和农民收入增长关系上，或以具体的某一相对较小的区域为考察样本，对31各省市区进行的研究较少。为此，我们将以31各省市区的金融经济数据开展实证研究，分析区域金融发展与城乡收入增长之间的关系，进而为统筹我国金融发展提供性建议。

二、理论框架、面板数据模型与数据处理

（一）金融发展的分析框架

根据内生金融发展理论的简易框架，金融发展与经济增长之间有如下函数关系式：

                                      （1）

式（1）中，Y表示收入变量，本文用纯收入和财产性收入表示，F表示金融发展变量。因我们着重分析金融发展对收入增长的影响，A可以定义为除金融部门以外的所有影响收入增长的元素的集合。金融发展是金融资产规模扩大，金融结构优化和金融效率提升的过程。因此，可以将金融发展定义为：

                             （2）     

式（2）中，、和分别表示金融发展规模、金融结构和金融效率。将式（2）代入式（1），对其取自然对数得到：

         （3）

（二）面板数据模型

基于面板数据的计量模型，一方面有利于增加样本的观测值，另一方面扩大了统计模型获取信息的能力，从而提高了数据分析和模型的解释力度。

为了能够更真实地反映金融发展与收入增长之间的关系，我们采用了1997—2005年间中国31个省市区的数据, 排除了中国、、澳门。对31个省市自治区9 年的面板数据进行分析, 运用固定效应模型以便允许截距的变化，从而控制各个省市区的固定效应。固定效应模型假定省际之间的其他因素的影响是相同的或固定不变的;在模型中, 假定没有纳入的影响因素对不通地区的影响是相同的, 即采用固定效应模型。模型如下：

   （4）

式（4）中，i=1，2，3……,31,表示31个省市区，截面截距变化采用可变截距的固定效应。

（三）变量与数据说明

根据上述分析框架，关于中国金融发展的数据, 我们采用各省市区银行的信贷总量对该地区GDP的比率来衡量该地区的金融发展规模；由于我国各地区的金融体系总体上都属于金融中介主导型的金融结构，因此，我们选用非银行金融中介体系来探究该地区的金融结构，具体而言，用保费收入占地区生产总值的比例作为金融结构变量；金融的基本功能是吸收存款、发放贷款并按照效率原则对资本进行再配置，因此，我们选用存、贷款的比率来表示金融效率。数据主要来源于《中国统计年鉴》。其数据跨度为1997—2005年31个省市区的31个面板数据。

三、区域金融发展与城乡收入结构差异分析

（一）城乡居民纯收入面板数据分析的比较

根据对城市居民纯收入的面板数据模型计量分析可得到其R-squared=0.96709，Adjusted R-squared=0.93957，F=35.12940，D.W=1.51734；其面板数据回归生产出一个常数为9.7041（t值为19.5624）；根据对农村居民纯收入的面板数据模型计量分析可得到其R-squared=0.98371，Adjusted R-squared=0.97027，F=73.17628，D.W=1.65261， 生产出一个常数8.44(t检验值为19.71）由以上数据可见，模型的拟合情况较好，而且金融发展对所有省市区均存在正数效应。但是，变系数模型的检验结果中，一些省市区的部分解释变量以及时间虚拟变量不显著，这意味着从区域金融发展角度看，经济成长仍受到金融发展滞后的约束。以下选择那些检验结果显著的解释变量开展经济意义分析。

1、区域城乡金融发展的收入增长效应

表1、表2给出了31个省市区金融发展规模、金融结构、金融效率对其经济增长的弹性系数。比较1997—2005年间城市与农村居民纯收入的分析结果可以发现以下结果：城市居民纯收入中，天津、浙江、福建、山东、海南、贵州、云南、等8个省市区的金融规模这一解释变量系数通过了P值为10%的显著性检验。可以发现，这些省市区金融规模扩张对其收入增长的影响不一致。天津、浙江、福建、贵州、云南等地区金融规模扩张对收入增长具有正弹性系数，其中，云南的弹性系数最大，其弹性系数为2.0182，这意味着以存贷款和占地区生产总值的比重表示的金融规模提高一个百分点，其收入增长可以提高2.0182个百分点，金融规模扩张对收入的影响较大。计量结果同时显示，山东、海南、等地区的金融规模这一解释变量具有负弹性系数。

北京、黑龙江、上海、江西、山东、湖北、海南、甘肃、等地的以保险深度为解释变量的金融结构系数通过了P值为10%的显著性检验，而且这些地区的保险深度与收入增长具有正向弹性关系，金融结构优化对城市居民收入增长具有正向积极作用。但是，大多数的省市区的这一指标没有通过显著性检验，因此，相对于银行体系而言，各省市区的保险业发展更为滞后，不能适应经济发展的需要。

重庆、天津、河北、山西、内蒙、吉林、上海、安徽、山东、河南、广东、海南、陕西、甘肃、青海、等地区的金融效率这一解释变量系数通过了P值为10%的显著性检验。除海南以外其他均为正弹性系数，并且，除重庆、海南、甘肃以外其他地区的弹性系数绝对值都大于1。从区域金融发展层面上看，金融效率的提升对城市经济增长的影响较为显著。同时，金融效率提升对经济增长的影响效应在各地区由一定差异，但不表现为明显的东、中、西区域差异。

就农村居民纯收入而言，内蒙古、吉林、黑龙江、浙江、福建、江西、山东、海南、云南、宁夏、等地区的金融规模系数通过了P值为10%的显著性检验。同样的，这些省市区的金融规模扩张对农村居民收入增长的影响也并不一致。浙江、福建、云南等地区金融规模扩张对其收入增长具有正弹性系数，其中，云南的弹性系数最大，其系数为1.6932，这意味着以存贷款和占地区生产总值的比重表示的金融规模提高一个百分点，其收入增长可以提高1.6932个百分点，金融规模扩张

表1  城市居民纯收入变系数模型计量分析结果

对经济增长影响较大。此外，内蒙古、吉林、黑龙江、江西、山东、海南、宁夏、等地区的金融扩张对农村经济增长具有负弹性。

北京、江西、山东、湖北、、甘肃、青海、宁夏、等地区的金融结构系数通过了P值为10%的显著性检验；而且这些地区除青海以外其保险深度与经济增长都具有正向弹性关系，金融结构优化对农村经济增长具有正向积极作用。

重庆、天津、河北、山西、内蒙、上海、安徽、江西、山东、河南、广东、四川、、陕西、甘肃、青海等地区的金融效率系数通过了P值为10%的显著性检验。从区域金融发展层面山来讲，金融效率提升对收入增长的影响也不一致。其中，重庆、河北、山西、内蒙、江西、、陕西、甘肃、青海等地区的弹性系数绝对值小于1，其他地区的弹性系数均大于1。

2、区域金融发展与收入来源的区域特征

表3  各省市区城市居民纯收入的区域效应值

    表3、表4给出了金融发展与居民收入在各省市区的固定效应值。通过固定效应值可以发现金融发展的收入增长效应在区域上、城市与乡村上均存在差异。就城市而言，天津、河北、山西、内蒙、江苏、浙江、福建、河南、湖南、云南、广东、陕西、青海、吉林、四川、贵州等16各省市区的固定效应值为负数，其他各地区的固定效应值均为正数，固定效应系数的绝对值总体上都较大，且各省市区的固定效应值相差较大。固定效应值最大为湖北省（5.0714），最低为江苏省（-5.0441）。在农村，重庆、天津、河北、山西、内蒙、河南、云南、江苏、浙江、福建、湖南、广东、广西、四川、贵州、陕西、青海等地区的固定效应值为负数，其余地区为正数。并且，固定效应值的相差也甚大，最高的为宁夏区（4.6012），最低为青海（-5.55）。从以上分析可以看出各省市区的地区的或禀赋条件对一地区的经济增长具有较大影响，而且也没有表现为东、中、西部地区性差异。

（二）城乡居民财产性收入面板数据分析的比较

1、区域城乡金融发展的收入增长效应

根据对城市居民财产性收入的面板数据模型计量分析可得到其R-squared=0.90718，Adjusted R-squared=0.82953，F=11.68156，D.W=2.08227；其面板数据回归生产出一个常数为0.79143（t值为0.38352）；根据对农村居民财产性收入的面板数据模型计量分析可得到其R-squared=0.85671，Adjusted R-squared=0.73762，F=7.19388，D.W=3.24654， 生产出一个常数3.27968(t检验值为1.03559）由以上数据可见，模型的拟合情况较好，而且金融发展对所有省市区均存在正数效应。

同时我们可以发现，变系数模型的检验结果中，一些省市区的部分解释变量不显著，这意味着从区域金融发展角度看，经济成长仍受到金融发展滞后的约束。同样地，以下选择那些检验结果显著的解释变量开展经济意义分析。

如表5、表6所示，比较1997—2005年间城市与农村居民财产性收入的面板数据模型分析结果不难发现：城市居民财产性收入分析中，重庆、山西、内蒙、上海、海南、云南等地的金融规模系数通过了P值为10%的显著性检验。计量结果显示，重庆、上海、云南等地区的金融规模扩张对城市居民财产性收入增长具有正弹性系数，其中，云南的弹性系数最大，其弹性系数为12.5069，这意味着以存贷款和占地区生产总值的比重表示的金融规模提高一个百分点，其收入增长可以提高12.5069个百分点，金融规模扩张对城市经济增长影响较大。同时，山西、内蒙、海南等地的金融规模扩张对经济增长具有负弹性。

重庆、山西、江苏、河南、湖南、云南、等地区的金融结构系数通过了P值为10%的显著性检验。但这些地区的保险深度与收入增长具正、负各不同的弹性关系，金融结构优化对区域经济增长也具有不一样作用。但是，大多数的省市区的这一指标没有通过显著性检验，因此，相对于银行体系而言，各省市区的保险业发展更为滞后，不能适应经济发展的需要。

重庆、云南、、甘肃、青海等地区的金融效率系数通过了P值为10%的显著性检验。从上表可以看出金融效率提升对收入增长的影响效应在各地区由一定差异，但不表现为明显的东、中、西区域差异。

农村居民财产性收入分析中，吉林的金融规模系数通过了P值为10%的显著性检验；北京、海南的金融结构系数通过了P值为10%的显著性检验；内蒙、广东、、青海等地的金融效率系数通过了P值为10%的显著性检验。从此可以看出，我国农村金融发展在一定程度上束缚了农村经济的发展。金融发展程度不能适应经济增长的需要。

表5   城市居民财产性收入变系数模型计量分析结果

2、区域金融发展与收入来源的区域特征

表7   各省市区城市居民财产性收入的区域效应值

      表7、表8给出了金融发展与城乡财产性收入关系在各省市区的固定效应值。通过固定效应值可以发现金融发展的财产性收入增长效应在区域上、城市与乡村上均存在差异。就城市而言，重庆、上海、江苏、河南、湖南、云南、、青海等地的固定效应值为负数，其他各地区的固定效应值均为正数，固定效应系数的绝对值总体上都较大，且各省市区的固定效应值相差较大。固定效应值最大为广西（26.59），最低为（-66.5271）。在农村，天津、河北、山西、江苏、浙江、安徽、福建、河南、广东、广西、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、宁夏等地区的固定效应值为负数，其余地区为正数。并且，固定效应值的相差也甚大，最高的为辽宁（24.2367），最低为宁夏（-17.5586）。从以上分析可以看出各省市区的地区的或禀赋条件对一地区的收入增长具有较大影响，而且也没有表现为东、中、西部地区性差异。

至此，我们可以得出一个结论：在研究金融发展对收入增长的贡献时不能只停留在东、中、西部的区域大层次上，而必须深入到各省市区层面开展分析。金融发展的财富效应不能简单的利用某种单一线性关系进行分析。

四. 结论与对策

（一）实证结论

    通过对31各省市区1997—2005年间的金融规模、金融结构变化、金融效率提升等方面对收入的影响，有以下几点总结：

1.我国金融发展的收入增长效应的区域差异特征。我国各省市区金融发展对城乡的收入影响并没有表现为东、中、西部这样的区域差异，而是表现为各地区的禀赋因素差异。因此，我们在研究金融发展的财富效应时不能只停留在东、中、西这样的区域层面，而必须深入到省市区层面开展分析，以期提出更实事求是的建议。

   2. 金融发展对农民收入增长具有显著的负效应。综合以上的面板数据研究结果可以发现，虽然金融发展对各地区的农民收入增长的固定效应值都呈现一定的差异，但是，金融发展对农村居民收入的固定效应值大都为负值。金融发展在一定程度上加剧了城乡收入差距。

   3.金融发展不足以满足区域经济发展需要。实证发现，金融效率提升比金融扩张更具有促进经济增长的能力，但这并不意味各省市区金融规模已达到一个能很好适应经济发展所需要的水平。另外，无论是金融规模、金融结构优化抑或是金融效率提升，远不适应经济发展需要，金融发展滞后，需要大力加强金融业发展。

（二）对策

1.刺激企业的金融努力，加快资本市场发展

采取措施扶持上市公司的发展，无论对于推进这些地区的金融发展、优化金融结构、完善金融功能，还是对于促进这些地区的经济发展都具有特别重要的意义。而做好这些地区资本市场的发展，关键是推进企业规模、结构、效益上台阶，而不能降低企业上市的门槛。地方要创设更好的经营环境，支持企业的并购与重组，培育规模大、效益好的企业上市。

2.做好金融开放的统筹与协调

目前，各省区市的金融开放并没有多大的差异性。随着入世过渡期的结束，金融服务业的全面开放，外资金融机构将全面进入金融服务业。但由于各省区市金融生态的差异，金融市场化差异对微观金融主体的刺激不同，外资金融机构在选择区域布局时的“门槛效应”必将在区域金融发展中得以显现，这可能引起新一轮区域金融发展失衡。为此，各省区市要结合统筹区域发展的要求，制定针对性的金融发展策略。

3.充分发挥金融发展在统筹区域、城乡发展中的支持作用

紧密结合本省区市金融经济发展实际，通过完善金融生态环境，引导金融机构在促进经济发展中发挥积极作用。金融监管当局要配合区域发展战略，做好区域金融布局。如重庆、成都可根据统筹城乡发展综合配套改革试验的新要求，加强金融创新，形成西部的金融中心，增强金融在聚集储蓄、配置资源、管理风险、监督公司的功能。特别是要采取措施推进农村金融的创新，增进金融在建设社会主义新农村、统筹城乡发展中的支持作用。

4．采取切实有效措施，增加农民收入

增加农村居民家庭财产，促进财富效应的发挥。通过强化所得税的收入调节作增加对农民的转移支付力度和积极培养更多的就业机会来提高农民的可支配收入以增加农民的资产。发展多层次金融市场，增强对农村地区金融市场建设的投入以增加居民投资的品种和渠道，提高资产的集体增值能力。抑制医疗和教育消费支出的过快增长，满足广大农村居民的需要，使农民有剩余资金能够进行其他投资以增加农民收入。

  参考文献：

[1] Galor, Oded and Joseph Zeira, 19931 “Income Distribution andMacroeconomics1”Review of Economic Studies (1) , 35 - 521 60

[2] Greenwood, Jeremy and Boyan Jovanovic, 19901“FinancialDevelopment, Growth, and the Distribution of Income1”Journal of Political Economy (5) , 1076 - 11071 98

[3]Aghion , Philippe , Pat rick Bolton. A Theory of Trickle2Down Growth and Development [J] . The Review of Economic Studies ,1997 ,Vol.  , No. 219.

[4] Pat rick Hononbar. Financial Development ,Growth and Poverty : How Close Are The Links [ A ] . World Bank Policy Research Working Paper ,2004 ,No. 3203 ,February .

[5 ] Roland Benabou : Equity and Efficiency in Human Cap ital Investment: The Local Connection The Review of Economic Studies, Vol1 63, No1 21 (Ap r1, 1996) , pp1 237 - 2

[6]刘敏楼.金融发展的收入分配效应—基于中国地区截面数据的分析[J].上海金融，2006（1）：8~11

[7]郭玲玲.金融发展对城乡收入差距影响的动态效应分析[J].财经界，2007（2）：180~181

[8]李燕.金融发展和城乡收入差距关系的实证分析[J].管理科学，2006（4）：121~123

[9]段军山，张立军。金融发展门槛效应对城乡收入差距影响分析[J].山西财经大学学报，2007（7）：96~102

[10]张立军、湛永.金融发展影响城乡收入差距的三大效应分析及其检[J].数量经济技术经济研究，2006（12）：73~81

[11]王虎，范从来.金融发展与农民收入影响机制的研究—来自中国1980-2004年的经验证据[J].经济科学，2006（6）：19~21

[12]郭为. 农民的收入增长转型与农村金融发展: 基于分省面板数据的实证研究[J].商业研究，2007（3）：169~174

[13]曹广喜，夏建伟，冯跃.区域金融发展与城乡收入差距关系的经验分析[J].经济地理，2007（9）：726~729

[14]马正兵.区域金融发展的增长效应、时变特征与统筹对策[J].区域金融，2008（1）：47~51

[15]骆祚炎.农村居民家庭财产及其财富效应的实证检验[J].福建论坛·人文社会科学版，2007（6）：30~34