金融發(fā)展減緩了農村貧困嗎？
——基于省際面板數(shù)據(jù)的實證研究

田銀華，李 晟

(湖南科技大學 管理學院，湖南 湘潭 411201)

一、引言

長期以來，由于不同地區(qū)間經(jīng)濟基礎、資源稟賦及歷史條件等因素的巨大差異，中國經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)明顯的區(qū)域不平衡特征，而城鄉(xiāng)差距則是這種區(qū)域不平衡的重要體現(xiàn)。特別是在中國這樣一個二元經(jīng)濟結構十分突出的國家，不僅城鄉(xiāng)間的差距在進一步擴大，不同地區(qū)農村之間的經(jīng)濟差距也有不斷擴大趨勢。這成為制約中國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的難題，如何能夠縮小城鄉(xiāng)差距、減緩農村貧困自然成為構建和諧社會的關鍵環(huán)節(jié)。盡管改革開放以來，中國經(jīng)濟發(fā)展取得了令人矚目的成績，政府也積極實施扶貧開發(fā)戰(zhàn)略，但是廣大農村地區(qū)貧困形勢依然十分嚴峻，特別在產(chǎn)業(yè)結構調整的過程對農村經(jīng)濟發(fā)展帶來了巨大的沖擊，從而給農村貧困問題的解決形成了巨大的挑戰(zhàn)。這一定程度上表明，當前對于農村地區(qū)的扶貧工作需要重新的審視。貧困減緩是一個艱難的過程，不僅需要政府對貧困地區(qū)提供“輸血性支援”，還需要依靠政府在財政、金融和社會救助等層面建立完善的協(xié)調機制。[1]

近幾年來，在政府的大力引導下，金融機構在農村減貧方面發(fā)揮了積極的作用。但是，當前中國金融發(fā)展水平相對落后，金融市場的不完全嚴重干擾了其資本配置功能。特別是在金融抑制下金融資源大量流出農村，加劇了農村地區(qū)的資源短缺。那么，金融發(fā)展水平的提高對減緩農村貧困是否具有顯著的促進作用？或者說能夠在多大程度上減緩農村貧困，以及這種影響是否存在省際的差別，對這些問題的回答即是本文研究目的所在。因此，探討金融發(fā)展水平與農村經(jīng)濟發(fā)展之間的關系，尤其是分析金融發(fā)展在中國不同地區(qū)的農村經(jīng)濟績效的差異，對于中國農村貧困減緩無疑具有重要作用。

二、理論回顧

貧困問題一直以來都是世界各國普遍關注的共同問題，各國政府也都積極嘗試各種途徑致力于經(jīng)濟發(fā)展來減緩貧困。學術界也對貧困尤其是農村貧困問題表現(xiàn)了濃厚的研究興趣，比如學者們提出從健康和教育支出[2]、農村道路投資[3]、農業(yè)補貼[4]等方面減緩農村貧困。然后隨著當前世界經(jīng)濟的快速發(fā)展和全球化進程的加速，金融發(fā)展水平尤其是金融市場的完善程度已經(jīng)成為一個國家和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的助推器，越來越多的學者認為金融市場的不完全是形成貧困的基本原因加里連和科瑞克帕特里克[5],但也有一些學者指出金融發(fā)展水平的提高固然能夠促進經(jīng)濟增長而減少貧困，但也有誘致新的貧困的產(chǎn)生[6]。特別是艾瑞斯和凱瑟(Arestis & Cancer，2004)[7]認為金融發(fā)展水平的提高會導致資本過度的向低效率部門集聚，從而造成不合理的資源配置，降低了低收入人群增加收入的可能性，從而不利于貧困減緩。

事實上，圍繞金融發(fā)展與貧困之間關系這一問題，學術界做的大量廣泛的研究并沒有形成一致結論。大多數(shù)學者普遍認可金融發(fā)展的減貧效應，即金融發(fā)展水平的提高能夠通過推動經(jīng)濟增長而提高居民的收入水平。如加里連和科瑞克帕特里克(Jalilian & Kirkpatrick，2001)[8]利用多國數(shù)據(jù)進行跨國分析，研究發(fā)現(xiàn)一個國家金融發(fā)展水平的提高能夠顯著降低該國貧困程度，這一結論在低收入國家的顯著性更強。多勞和艾克瑞(Dollar & Kraay，2002)[6]研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展與貧困減緩之間的關系在經(jīng)濟繁榮和蕭條時期均表現(xiàn)較強的一致性。但是，杰內尼和凱普達(Jeanneney & Kpodar，2005)[9]則認為金融發(fā)展能夠給改善低收入者的狀況，但是金融的波動卻給窮人帶來明顯的負面影響，甚至完全超過金融發(fā)展的正向效應。此外，格達等(Geda et al.，2006)[10]等均從實證角度得出金融發(fā)展的減貧效應及影響機理。

相比較而言，國內學者對于金融發(fā)展與貧困減緩之間關系的研究還處于起步階段。如楊俊等(2008)的研究結果表明，一個國家或者地區(qū)的金融發(fā)展水平提高在短期能夠顯著改善農村地區(qū)的貧困狀況，但是在長期卻得到相反的結論[11]。楊小玲(2009)研究指出農村地區(qū)金融化程度和金融發(fā)展效率提高能夠有效減緩貧困，但是當前的金融結構卻不適應農村經(jīng)濟發(fā)展的實際，從而無助于貧困的減緩[12]。蘇基溶和廖進中(2009)的研究表明金融發(fā)展水平的提高能夠促進城鎮(zhèn)低收入人群的收入水平，并且將個人收入增長分解為金融發(fā)展的收入分配效應和增長效應兩個部分[13]。丁志國等(2011)則運用中國省際面板數(shù)據(jù)，實證分析了農村地區(qū)金融發(fā)展的減貧效應，其研究發(fā)現(xiàn)農村金融發(fā)展水平提升能夠從直接和間接兩個途徑減緩農村貧困，而且間接作用更加顯著[14]。但是王虎等(2006)的研究指出金融發(fā)展盡管能夠提高農村居民的收入水平，但是卻不利于城鄉(xiāng)收入差距的縮小[15]。季凱文等(2008)的研究表明農村地區(qū)金融深化并不一定帶來農村經(jīng)濟增長，或者說二者之間并不存在必然的Granger因果關系[16]。相反，劉忠群等(2008)的研究卻支持金融發(fā)展對農民收入提高具有正向作用，但是金融發(fā)展這種有效的促進作用需要建立在較高的金融中介效率基礎上[17]。但是，由于中國農村金融發(fā)展與農村經(jīng)濟增長之間存在較為復雜的關系及影響機制，所以農村地區(qū)金融發(fā)展與農民收入的關系并不十分顯著。

由上述的文獻梳理可以發(fā)現(xiàn)，國內外學者在研究農村金融與減少貧困之間關系的過程中，更多的是側重分析二者相互關系，并沒有針對農村金融發(fā)展如何促進貧困減緩這一問題給出有力的回答。本文試圖通過從實證分析，進一步解釋農村金融發(fā)展減貧效應的發(fā)生機理，為政府在農村貧困減緩過程中提供政策菜單。

三、模型、方法與數(shù)據(jù)說明

通過構建實證模型分析農村金融發(fā)展究竟是通過何種途徑對減少貧困發(fā)生作用，為提高農村地區(qū)金融發(fā)展水平促進農村經(jīng)濟發(fā)展提供理論依據(jù)。

(一)指標與模型設定

本文選取中國30個代表省、市、自治區(qū)2003～2012年經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)，以面板數(shù)據(jù)形式做回歸分析，檢驗金融發(fā)展對農村貧困改善是否存在積極影響。借鑒前人研究的基礎，結合各省農業(yè)發(fā)展水平，將基本計量模型設定為：

LNRINCit=C+α1JRFZit+α2JRGGit+α3JJit+φXit+uit+εit

其中LNRINCit是被解釋變量，為農村居民家庭人均純收入的對數(shù)，反映了當?shù)剞r民的收入狀況。解釋變量JRFZit表示金融發(fā)展水平，指標JRGGit為新型農村金融機構改革的虛擬變量，對于2008年和以后年份，JRGGit等于1；對于2008年之前的年份，JRGGit等于0。JJit為農村金融機構改革指標JRGGit與金融發(fā)展水平JRFZit的交叉項，定義為JJit=JRFZit×JRGGit，反映了農村金融改革前后金融發(fā)展對農民收入水平影響的差別。隨著農村金融改革政策的出臺以及農村金融改革的深化，農村地區(qū)金融發(fā)展程度將不斷提高，農民收入水平LNRINCit將不斷提高；Xit為其他控制變量。

(二)變量選取及數(shù)據(jù)來源

實踐中，新農村建設績效的主要衡量指標主要包括農村經(jīng)濟發(fā)展水平和農村居民收入水平。因此，本文選擇農民人均純收入(RINC)作為新農村建設績效的表征變量。其中被解釋變量RINC用各地區(qū)家庭居民純收入的對數(shù)值來衡量。對于金融發(fā)展水平的衡量，由于全面衡量金融發(fā)展對農村經(jīng)濟的促進作用較為困難，但考慮到反映金融發(fā)展水平高低最明顯的表現(xiàn)是地區(qū)貸款發(fā)放數(shù)量，因而本文選取農村貸款為解釋變量以JRFZit表示，一定程度上可以反映各省農村的金融發(fā)展水平，衡量金融發(fā)展對農村經(jīng)濟的支持力度。此外，由于早期金融機構對農村地區(qū)發(fā)放的貸款主要用于第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，所以相關的信貸數(shù)據(jù)主要源于農業(yè)貸款數(shù)據(jù)。但是伴隨著鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的興起，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款占農村金融信貸比重大大增加，因而本文選取農業(yè)貸款與鄉(xiāng)鎮(zhèn)貸款之和代表農村貸款。

本文選取的控制變量包括：(1)水利設施發(fā)展程度變量(WATER)，用各省農村地區(qū)水庫總數(shù)量的對數(shù)值近似表示。(2)自然環(huán)境變量(NAT)，用各地農業(yè)受災面積的對數(shù)值近似衡量。(3)農業(yè)生產(chǎn)單位經(jīng)營規(guī)模(AFI)，中國農村實行的是家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制，以家庭為單位的農業(yè)生產(chǎn)占據(jù)了相當大的比重，因此用農村家庭居民耕地面積水平可以近似的反映農業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模。(4)財政支農力度(GOV)，用歷年農業(yè)財政支出中的對數(shù)表示。

本文釆用中國30個省份2004～2013年的面板數(shù)據(jù)為計量分析的數(shù)據(jù)樣本，數(shù)據(jù)主要來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、新中國60年統(tǒng)計資料匯編(1949～2008)以及各省份歷年的統(tǒng)計年鑒整理而得。各變量的描述性統(tǒng)計結果見表1。

由表1可知，各項指標極值差距懸殊，反映出各地農村地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差異十分顯著。如樣本中2012年農村人均收入最高的為21516.43，為青海省的2.41倍。而農業(yè)貸款兩極化趨勢亦極其顯著，并且這種空間極化特征基本維持高速增長走勢，但是農村金融發(fā)展水平在2008年下降較為明顯，主要是由于金融危機背景下，大量企業(yè)經(jīng)營陷入困境，銀行“惜貸”、“慎貸”現(xiàn)象較為普遍。

表1 各項指標基本特征

續(xù)表

四、實證結果分析

由于面板數(shù)據(jù)模型消除了變量不同個體間的異質性，而具有了增加自由度和降低多重共線性優(yōu)點，所以較時間序列數(shù)據(jù)和橫截面數(shù)據(jù)，面板模型在進行動態(tài)數(shù)據(jù)分析中具有明顯的優(yōu)勢。但是運用面板數(shù)據(jù)模型需要解決的一個根本問題就是判斷變量不隨時間變化的非觀察效應與變量自身是否存在相關性，即需要運用hausman檢驗對數(shù)據(jù)進行固定效應和隨機效應判斷。

首先以30省市2004～2013年數(shù)據(jù)對金融發(fā)展水平與農村居民人均純收入間的關系進行回歸分析，結果如表2所示：在計量回歸模型(1)～(5)中，對計量模型進行hausman檢驗得到的P值為0，說明應當選用固定效應模型。并且考慮到各省農村經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境的差異，應當選用固定效應模型回歸結果進行分析。模型回歸的結果見表1.2。在模型(1)～模型(5)中，金融發(fā)展水平衡量指標JRFZ在1%的水平上均顯著且呈現(xiàn)正效應。這初步證實了金融發(fā)展水平的提高促進了農村經(jīng)濟發(fā)展的結論。虛擬變量JRGG的估計系數(shù)在1%的水平下顯著且大于0。這和理論推導基本吻合，說明金融體系的改革有利于農村經(jīng)濟的發(fā)展，從而可能提高了農村居民的收入水平。農村金融體系改革與金融發(fā)展水平的交叉項JJ的估計系數(shù)為正，意味著農村金融市場發(fā)展促進了信貸產(chǎn)品的積極推出及相關農村金融體系的改革，顯著促進了農村經(jīng)濟的發(fā)展。

在模型(2)～模型(5)中，依次加入NAT、WATER等其他控制變量，以期進一步考察了金融發(fā)展對農村經(jīng)濟發(fā)展的影響。結果發(fā)現(xiàn)，其他控制變量的加入能夠提高金融發(fā)展水平對農村經(jīng)濟影響的顯著性水平。在模型(5)中，受災面積指標NAT的指標的估計系數(shù)為負，意味著自然災害的發(fā)生不利于農村居民人均收入水平提高。但是，受災面積指標NAT的估計系數(shù)在10%的水平下不顯著，表明受災面積對農村經(jīng)濟發(fā)展的影響不顯著。當?shù)厮畮鞌?shù)量WATER的估計系數(shù)為0.0038，表明水庫數(shù)量的增加將有利于促進農村居民人均收入水平的提高。水庫數(shù)量一定程度上反映了當?shù)氐乃O施建設狀況，體現(xiàn)了農業(yè)基礎設施的發(fā)展水平。農業(yè)基礎設施投入的增加，改善了農業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營環(huán)境，有助于自然災害的防范，促進了農民增產(chǎn)增收的能力提升。但是，水庫數(shù)量指標WATER的估計系數(shù)在10%的水平顯著，說明農業(yè)基礎設施發(fā)展情況對農村經(jīng)濟發(fā)展的影響有限。此外，在加入了財政支持變量GOV之后，可以發(fā)現(xiàn)政府財政的支持對農村經(jīng)濟的發(fā)展有顯著的正效應。

表2 實證回歸結果

續(xù)表

注：括號中為t值，*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著，本文的實證模型采用Stata2.0完成。

為區(qū)分金融發(fā)展水平對農村經(jīng)濟發(fā)展影響的地區(qū)差異，本文按照全國行政區(qū)域劃分，將30各省市自治區(qū)分為東中西三個區(qū)域分別進行實證檢驗，結果如下表3所示：

在進一步的分地區(qū)回歸結果中，豪斯曼檢驗支持固定效應模型的結果，相關變量回歸系數(shù)具有較高的顯著性?？梢姡鹑诎l(fā)展水平與農村經(jīng)濟發(fā)展具有較強的一致性，良好的金融發(fā)展夠顯著減緩農村貧困。比較三大地區(qū)的回歸結果，金融發(fā)展水平的減貧效果在不同地區(qū)呈現(xiàn)較大的差異，如東部地區(qū)金融發(fā)展水平每提高1%，東部農村地區(qū)人均收入水平增加0.035%，但是在中部和西部這一系數(shù)僅為0.0496%、0.042%。

表3 分地區(qū)計量回歸結果

續(xù)表

五、研究的進一步擴展：穩(wěn)健性檢驗

本文前面用金融機構農村信貸規(guī)模來度量金融發(fā)展水平，模型的估計結果與理論假說基本吻合。但是考慮到面板數(shù)據(jù)模型回歸結果的穩(wěn)定性可能受到參數(shù)設定變化的干擾。因而需要對上述的實證分析結果作進一步穩(wěn)健性分析。

由于主要考慮到面板數(shù)據(jù)模型解釋變量可能存在內生性問題，所以為了檢驗前文估計結果的穩(wěn)健性，本文將采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進行分析，采用布倫德爾和邦德(Blundell & Bond,1998)提出的系統(tǒng)GMM方法進行估計。系統(tǒng)GMM方法是將阿雷利亞諾和邦德(Arellano & Bond，1991)提出的差分GMM與阿雷利亞諾和邦維(Arellano & Bover，1995)提出的的水平GMM結合在一起，將差分方程與水平方程作為一個系統(tǒng)進行估計，提高了估計的效率，并且可以估計不隨時間變化變量的估計系數(shù)。

將本文的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型設定為，

LNRINCit=C+λ1LNRINCit-1+λ2LNRINCit-2+λ3JRFZit+λ4JRGGit+λ5JJit+φXit+uit+εit

其中，LNRINCit-1、LNRINCit-2分別表示農村人均收入指標—階滯后項和二階滯后項，即地區(qū)i第t-1、t-2期的農村經(jīng)濟發(fā)展水平；其它指標同計量模型(5)-(1)。

使用布倫德爾和邦德(Blundell & Bond，1998)的系統(tǒng)GMM估計方法進行估計，表4列出了對模型進行估計的two-step估計結果。AR(2)檢驗表明，表中各估計殘差序列在5%的水平下不存在二階自相關，同時Wald統(tǒng)計量的P值為0，意味著各模型設定總體上是可取的。根據(jù)Sargan統(tǒng)計量的P值可以發(fā)現(xiàn)，結果接受所有工具變量都有效的假設，這意味著新增被解釋變量1階、2階滯后項與擾動項不相關，從而系統(tǒng)GMM方法的估計前提條件滿足，是有效的估計方法。

表4中的估計表明，在1%的顯著水平下，金融發(fā)展指標JRFZit對農村居民人均純收入具有正向影響，最小的估計系數(shù)為0.029，說明金融發(fā)展水平的提高能夠促進了農村經(jīng)濟的發(fā)展，進一步印證了本文的理論假設。在模型(1)中，農村金融機構改革虛擬變量JRGG的估計系數(shù)為0.0063，對農村經(jīng)濟發(fā)展并不十分著影響，但是隨著控制變量的不斷加入，這種影響的顯著性在逐漸提高，說明農村金融改革促進了中國農村居民人均收入水平，對農村貧困減緩具有一定的積極作用。在模型(2)中，新型農村金融改革與金融發(fā)展水平的交叉項JJ的估計系數(shù)為正，在1%的水平下顯著，意味著在農村金融改革措施出臺之后，金融發(fā)展對農村經(jīng)濟發(fā)展的促進作用有了明顯的提高。此外，在模型(3)中，農村家庭耕地面積AFI、財政支農GOV的估計系數(shù)在統(tǒng)計上是顯著的，并且符號與預期一致。受災面積NAT、水庫數(shù)量WATER的估計系數(shù)符號與前文結果一致，對農村經(jīng)濟發(fā)展的影響不顯著。

穩(wěn)健性回歸結果表明，金融發(fā)展水平以及農村金融改革指標的估計系數(shù)顯著為正，反映了金融發(fā)展對于農村經(jīng)濟發(fā)展有著顯著正向影響，從而與前面提出的理論假說一致，其他變量的符號也與前面的估計結果一致。

表4 動態(tài)面板模型回歸結果

注：括號中數(shù)據(jù)為標準誤，a、b、c分別表示10%、5%、1%的顯著性水平。

六、結論與啟示

為了分析金融發(fā)展水平與農村地區(qū)貧困間的關系，本文構建了面板數(shù)據(jù)模型，并運用2004～2013年中國省際面板數(shù)據(jù)進行了實證分析。研究結論表明，地區(qū)金融發(fā)展水平的提升能夠通過金融機構農村信貸資金投放這一渠道對農村經(jīng)濟發(fā)展具有顯著的正向效應，這一正向影響主要體現(xiàn)在農村居民人均收入水平的拉動而有助于農村貧困減緩。但是從東部、中部、西部三大區(qū)域的實證結果來看，中部和西部地區(qū)金融發(fā)展水平的提升能夠對其農村地區(qū)貧困減緩具有一定的積極作用，但是東部地區(qū)金融發(fā)展并不能減緩農村貧困，從而使得金融發(fā)展效應較大的地區(qū)差異在政策上具有較強的現(xiàn)實意義。此外，考慮到農村金融發(fā)展水平內生性問題，本文構建了動態(tài)面板模型，重新估計結果金融發(fā)展對于農村經(jīng)濟發(fā)展同樣有著顯著正向影響。

因此，在未來的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展和農村貧困減緩問題上，應該更加重視農村地區(qū)金融體制的改革深度和力度，強調金融發(fā)展對貧困減緩的直接效應，確保農村金融發(fā)展成為貧困減緩的一條行之有效的途徑。并考慮到區(qū)域間農業(yè)發(fā)展不平衡，區(qū)域間農村經(jīng)濟開放程度差距懸殊，以及區(qū)域間基礎設施建設狀況差異顯著等現(xiàn)實問題。對于經(jīng)濟發(fā)展水平不高的中西部地區(qū)，需要通過進一步深化金融體制改革，使農民可通過改善農業(yè)的融資環(huán)境，增加農民收入，從而達到減少農村地區(qū)貧困的目的。而對于發(fā)達的東部地區(qū)，不僅要充分發(fā)揮金融發(fā)展對農村經(jīng)濟發(fā)展的輻射作用，還應該積極調整金融機構的信貸結構以達到改善農村貧困狀況的目的?？傊?，本文從經(jīng)濟和金融發(fā)展的角度初步分析了中國農村減貧機制以及其空間極化特征。而由于制約農村貧困的因素眾多，因而經(jīng)濟與金融發(fā)展和農村貧困的內在關系還有待于今后進一步的深入探討和研究。

參考文獻：

[1]王定祥，田慶剛，李伶俐等.貧困型農戶信貸需求與信貸行為實證研究[J].金融研究,2011，(5):36-62.

[2]Gomanee Karuna, Morrissey Oliver. Evaluating Aid Effectiveness against a Poverty ReductionCriterion[R].DESG Conference，Nottingham，2002.

[3]Fan Shenggen，Chan-Kang Connie，Qian Keming et al. National and International Agricultural Researchand Rural Poverty: The Case of Rice Research in India and China[J].Agricultural Economics，2005,Vol.33，No.3:369-379.

[4]Gachassin Marie，Najman Boris, Raballand Gael. The Impact of Roads on Poverty Reduction: A Case Study of Cameroon[C].Policy Research Working Paper Series，the World Bank,2010.

[5]Jalilian H, Kirkpatrick C.Financial Development and Poverty Reduction in Developing Countries[R].IDPM Working Paper，2001.

[6]Dollar D，Kraay A.Growth is Good for the Poor[J].Journal of Monetary Economics，2002,(3).

[7]Arestis P, Cancer A.Financial Liberalization and Poverty: Channels of Influence.[C].0Levy Economics Institute Working Paper，No. 411,2004.

[8]Jalilian H,Kirkpatrick C.Financial Development and Poverty Reduction in Developing Countries[C].IDPM working paper, No. 30, 2001.

[9]Jeanneney S G，Kpodar K.Financial Development, Financial Instability and Poverty[R].CSAE Working Paper Series，2005.

[10]Geda A，Shimeles A,Zerfu D. Finance and Poverty in Ethiopia: A Household Level Analysis[C]. Working Papers，World Institute for Development Economic Research, 2006,(51).

[11]楊俊,王燕,張宗益.中國金融發(fā)展與貧困減少的經(jīng)驗分析[J].世界經(jīng)濟,2008,(8):68-81.

[12]楊小玲.中國農村金融發(fā)展與貧困減少的實證研究[J].金融教學與研究，2009,(6):12-16.

[13]蘇基溶,廖進中.中國金融發(fā)展與收入分配、貧困關系的經(jīng)驗分析—基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)的研究[J].財經(jīng)科學,2009,(12)：94-101.

[14]丁志國，譚伶俐，趙晶.農村金融對減少貧困的作用研究[J].農業(yè)經(jīng)濟問題,2011,(11)：21-27.

[15]王虎,范從來.金融發(fā)展與農民收入影響機制的研究[J].經(jīng)濟科學,2006,(6):11-21.

[16]季凱文,武鵬.農村金融深化與農村經(jīng)濟增長的動態(tài)關系[J].經(jīng)濟評論,2008,(4):21-28.

[17]劉忠群,黃金,梁彭勇.金融發(fā)展對農民收入增長的影響[J].財貿研究,2008,(6):173-184.