張宏彥 何 清 余 謙

（1．山西財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)政金融學(xué)院，山西 太原030006；2．武漢理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢430070）

一、文獻(xiàn)綜述

改革開放以來，中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速發(fā)展，居民收入水平不斷提高，但居民間的收入差距也在不斷擴(kuò)大，特別是城鄉(xiāng)收入差距。測(cè)算發(fā)現(xiàn)，1978年城鄉(xiāng)居民人均名義收入比例為2．57，而2011年該比例值上升到了3．13，這說明了中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距呈不斷擴(kuò)大的趨勢(shì)。陳宗勝關(guān)于收入分配的研究表明，在中國(guó)居民收入差距的增加值中，城鄉(xiāng)差別的貢獻(xiàn)率最大，達(dá)到了104．58%［1］。彭定赟基于改進(jìn)基尼系數(shù)模型測(cè)算中國(guó)2010年的基尼系數(shù)，結(jié)果表明該基尼系數(shù)大幅度超過了聯(lián)合國(guó)相關(guān)組織界定的基尼系數(shù)警戒線。因此，我國(guó)貧富差距擴(kuò)大的事實(shí)必須引起高度關(guān)注［2］。

收入分配是經(jīng)濟(jì)學(xué)一個(gè)永恒的研究命題。在現(xiàn)有金融發(fā)展對(duì)收入差距影響的研究文獻(xiàn)中，國(guó)外學(xué)者主要是從理論模型方面研究，國(guó)內(nèi)學(xué)者主要是從實(shí)證檢驗(yàn)方面研究。在討論收入分配的過程中，大多提到庫(kù)茲涅茨的“倒U型”理論，該理論認(rèn)為在一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的早期階段，收入差距加大；在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中期階段，收入差距擴(kuò)大速度放緩；在經(jīng)濟(jì)發(fā)展成熟階段，收入差距會(huì)縮小。Greenwood和Jovanovic對(duì)金融發(fā)展與收入分配的關(guān)系進(jìn)行研究，其研究結(jié)果與庫(kù)茲涅茨的“倒U型”理論相一致［3］。Clark基于全球相關(guān)數(shù)據(jù)研究金融發(fā)展與收入分配之間的關(guān)系，認(rèn)為金融發(fā)展加速了勞動(dòng)力向現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，收入差距隨之拉大，該結(jié)論并沒有支持庫(kù)茲涅茨的“倒U型”理論［4］。

國(guó)內(nèi)學(xué)者主要從實(shí)證檢驗(yàn)方面研究金融發(fā)展與收入差距之間的關(guān)系。王培剛在中國(guó)居民收入差距擴(kuò)大的研究中發(fā)現(xiàn)，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占全國(guó)勞動(dòng)力人數(shù)的比重與城鄉(xiāng)收入差距有著密切關(guān)系［5］。汪建新等基于1999～2007年我國(guó)29個(gè)省區(qū)的面板數(shù)據(jù)，分析金融發(fā)展對(duì)收入分配的影響，結(jié)果表明，金融發(fā)展有助于優(yōu)化資源配置的效率，從而縮小城鎮(zhèn)居民之間收入差距［6］。胡金淼采用我國(guó)1986～2007年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，實(shí)證分析我國(guó)各省份金融發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距的因果關(guān)系，結(jié)果表明，短期內(nèi)金融發(fā)展規(guī)模與城鄉(xiāng)收入差距之間存在較明顯的雙向格蘭杰因果關(guān)系，但長(zhǎng)期內(nèi)該因果關(guān)系不明顯［7］。喬海曙基于金融集聚理論，分析金融發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距之間關(guān)系，論證了我國(guó)金融發(fā)展和收入差距之間存在“倒U型”非線性關(guān)系［8］。孫永強(qiáng)等分析了我國(guó)30個(gè)省份金融發(fā)展、對(duì)外開放與城鄉(xiāng)居民收入差距之間關(guān)系，結(jié)果表明金融發(fā)展擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民收入，并且東部地區(qū)金融發(fā)展對(duì)收入差距的影響高于全國(guó)平均水平［9］。葉志強(qiáng)通過中國(guó)1978～2006各省的面板數(shù)據(jù)分析金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入關(guān)系，結(jié)果表明金融發(fā)展與農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)顯著相關(guān)，而與城市居民收入增長(zhǎng)之間不存在顯著相關(guān)關(guān)系，即金融發(fā)展擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距［10］［11］。王修華通過中國(guó)1978～2008年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，實(shí)證分析中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入之間的關(guān)系，結(jié)果表明，農(nóng)村金融規(guī)模擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距，而農(nóng)村金融效率縮小城鄉(xiāng)收入差距［12］。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)金融發(fā)展與收入分配關(guān)系的研究表明，中國(guó)金融發(fā)展擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。在以往的研究中，基于農(nóng)村金融發(fā)展角度研究收入分配關(guān)系文獻(xiàn)較少，所以本文基于VAR模型從中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展角度出發(fā)，分析農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的影響。此外，本文試圖解釋中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民收入差距的原因，并從金融發(fā)展角度探尋縮小我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的路徑。

二、指標(biāo)設(shè)定、數(shù)據(jù)說明與研究設(shè)計(jì)

本文研究涉及的變量和數(shù)據(jù)資料包括城鄉(xiāng)收入差距、金融發(fā)展和城鄉(xiāng)居民第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)情況等三個(gè)方面，以此為基礎(chǔ)分析中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系。

（一）指標(biāo)設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

1．城鄉(xiāng)居民收入差距（JN）：該指標(biāo)用城市居民可支配收入與農(nóng)村居民純收入的比重來衡量。城市居民可支配收入和農(nóng)村居民純收入數(shù)據(jù)來源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2．農(nóng)村金融發(fā)展指標(biāo)（FIR）：史密斯提出用金融資產(chǎn)總量與GDP的比值衡量一國(guó)金融發(fā)展水平，麥金農(nóng)衡量一國(guó)的金融增長(zhǎng)時(shí)主要使用貨幣存量（M2）考察一國(guó)金融資產(chǎn)總量，以此為基礎(chǔ)，并考慮數(shù)據(jù)可得性，本文采用中國(guó)農(nóng)戶儲(chǔ)蓄值與農(nóng)業(yè)貸款值總額衡量中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展水平，用農(nóng)業(yè)產(chǎn)出衡量農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)總值。因此，農(nóng)村金融發(fā)展指標(biāo)（FIR）為中國(guó)農(nóng)戶儲(chǔ)蓄值和農(nóng)業(yè)貸款值總額與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的比值。

3．第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占全國(guó)勞動(dòng)力人數(shù)的比重（SC）：該指標(biāo)主要反映城鄉(xiāng)居民就業(yè)和工資薪酬方面對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。王培剛等在研究中國(guó)居民收入差距影響因素時(shí)，發(fā)現(xiàn)第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占全國(guó)勞動(dòng)力人數(shù)的比重與城鄉(xiāng)居民收入差距呈正的強(qiáng)相關(guān)，主要原因是農(nóng)民進(jìn)城主要從事第一、第二產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)主要增加城鎮(zhèn)居民的收入［5］。因此，本文為了模型結(jié)果更加精確，加入第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占全國(guó)勞動(dòng)力人數(shù)的比重這一指標(biāo)，考量其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。

（二）實(shí)證研究方法

為了避免模型出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，本文首先采用ADF單位根檢驗(yàn)法，判定變量的平穩(wěn)性。如果變量是非平穩(wěn)的，則檢驗(yàn)變量是否單整，即通過對(duì)變量采取協(xié)整檢驗(yàn)確定變量之間長(zhǎng)期關(guān)系，本文基于VAR模型采用Johansen檢驗(yàn)方法來確定變量之間的協(xié)整關(guān)系。協(xié)整分析的是變量之間單程關(guān)系，而確定變量之間相互關(guān)系需要采取Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，所以本文在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上對(duì)變量采取Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。為了進(jìn)一步分析變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，本文將采用VAR模型，以及基于VAR模型脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解，分析我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響程度和其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距拉大的貢獻(xiàn)度。

三、實(shí)證分析

（一）單位根檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)（unit root test）主要用來判定時(shí)間序列的平穩(wěn)性，避免偽回歸現(xiàn)象。基于單位根思想，利用Eviews5．0軟件得出我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距JN、農(nóng)村金融發(fā)展FIR和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占全國(guó)勞動(dòng)力人數(shù)SC這三個(gè)變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果，如表1所示。

表1單位根檢驗(yàn)結(jié)果

經(jīng)過ADF檢驗(yàn)，JN、FIR和SC不是平穩(wěn)時(shí)間序列，但都是一階差分平穩(wěn)時(shí)間序列，服從I（1）單位根過程，則可通過協(xié)整檢驗(yàn)判定三者之間是否具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。對(duì)于協(xié)整檢驗(yàn)，本文先做兩變量之間的回歸，然后檢驗(yàn)回歸模型中殘差項(xiàng)的平穩(wěn)性，如果平穩(wěn)，說明變量之間具有協(xié)整關(guān)系，存在長(zhǎng)期趨勢(shì)。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整表示的是兩個(gè)或兩個(gè)以上的序列之間的平穩(wěn)關(guān)系。首先檢驗(yàn)非平穩(wěn)的時(shí)間序列是否同階單整，即兩時(shí)間序列Xt和Yt的線性組合Xt－β1Yt是否平穩(wěn)。建立回歸方程如下：

利用Eviews5．0軟件得出我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距JN、農(nóng)村金融發(fā)展FIR和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占全國(guó)勞動(dòng)力人數(shù)SC這三個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系，結(jié)果如表2所示。

表2協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)表2可得，JN、FIR和SC這三個(gè)變量三者之間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，其中一個(gè)協(xié)整關(guān)系如下式（1）所示：

根據(jù)上式可知，我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距JN、農(nóng)村金融發(fā)展FIR和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占全國(guó)勞動(dòng)力人數(shù)SC這三者之間存在長(zhǎng)期變動(dòng)趨勢(shì)，當(dāng)農(nóng)村金融發(fā)展增加1%時(shí)，我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距增加0．022 1%，而當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)增加1%時(shí)，我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距減小1．428 9%，進(jìn)一步表明金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間存在一種長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（三）格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)主要分析兩個(gè)時(shí)間序列的因果關(guān)系是否存在，即分析當(dāng)期因變量能在多大程度上被自變量所解釋，以及自變量的滯后期是否提高對(duì)因變量的解釋程度。檢驗(yàn)思路是，用當(dāng)前的Y對(duì)Y的若干滯后期以及X的若干滯后期進(jìn)行回歸，然后檢驗(yàn)X的這些滯后期變量作為一個(gè)整體是否改善了回歸結(jié)果，如果結(jié)果是肯定的，則稱X為Y的格蘭杰原因。一般這種因果關(guān)系往往是雙向的，X是Y的格蘭杰原因，同時(shí)Y也是X的格蘭杰原因。采用Eviews5．0軟件得出我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距JN、農(nóng)村金融發(fā)展FIR和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占全國(guó)勞動(dòng)力人數(shù)SC這三個(gè)變量格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果如表3所示。

表3格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果

從格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果可知：我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展是城鄉(xiāng)居民收入差距的格蘭杰原因，反之卻不成立，則農(nóng)村金融發(fā)展和城鄉(xiāng)居民收入差距具有單向格蘭杰原因，這說明我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展的確拉大了城鄉(xiāng)居民收入差距。

（四）VAR（向量自回歸）模型

VAR（向量自回歸）模型是由多元時(shí)間序列變量組成的，是向量自回歸移動(dòng)平均模型的簡(jiǎn)化，即系統(tǒng)內(nèi)每個(gè)方程都包含有相同的內(nèi)生變量的滯后期。由于城鄉(xiāng)收入的差距不只與單一因素相關(guān)，利用VAR模型能很好地分析中國(guó)農(nóng)村金融的發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系。

1．VAR模型的檢驗(yàn)。從所有單位根均落于單位圓內(nèi)可知，VAR模型滿足平穩(wěn)條件，即可采用該模型分析我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間關(guān)系。滯后階數(shù)為p的VAR模型表達(dá)式為：

式（2）中，yt為k維內(nèi)生變量向量；xt為d維外生變量向量；μt是p維誤差向量（A1，A2，…，Ap），B是待估系數(shù)。當(dāng)VAR模型不含外生變量的非限制性向量自回歸時(shí)，其表達(dá)式為：

不含外生變量的非限制性VAR模型中只含有內(nèi)生變量的滯后項(xiàng)，這些滯后項(xiàng)與誤差向量μt是漸近不相關(guān)的，因此可以用普通最小二乘法（OLS）對(duì)方程進(jìn)行估計(jì)，所得估計(jì)參數(shù)是一致有效的。本文基于這一思想，采用Eviews5．0軟件得到回歸方程為：

從模型的回歸結(jié)果中可以看出，模型擬合優(yōu)度R2＝0．972 2，表明中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展較好地解釋了城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大程度。滯后1期和2期的農(nóng)村金融發(fā)展水平FIR對(duì)城鄉(xiāng)收入差距JN有正面影響，其系數(shù)分別是0．062和0．027，這說明隨著中國(guó)金融發(fā)展水平的發(fā)展，中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大。

表4 VAR模型估計(jì)結(jié)果

2．脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解分析。從脈沖響應(yīng)函數(shù)圖形分析（圖1），可得到當(dāng)給本期農(nóng)村金融發(fā)展一個(gè)正的沖擊后，城鄉(xiāng)居民收入差距在第4期達(dá)到最高點(diǎn)，之后第4期到第8期呈負(fù)方向反應(yīng)，隨后第8期到第10期，兩者又呈正向反應(yīng)，說明從長(zhǎng)期趨勢(shì)上看，農(nóng)村金融發(fā)展擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。當(dāng)給本期第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占總勞動(dòng)力人數(shù)比重這個(gè)指標(biāo)一個(gè)正的沖擊后，城鄉(xiāng)居民收入呈負(fù)方向反應(yīng)，并在第4期達(dá)到最低點(diǎn)，而第4期到第10期，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占總勞動(dòng)力人數(shù)比重這個(gè)指標(biāo)對(duì)城鄉(xiāng)居民收入呈正方向反應(yīng)，這說明從長(zhǎng)期趨勢(shì)上看，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占總勞動(dòng)力人數(shù)比重提高會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民收入差距。

從方差分解圖形分析（圖2），在第0期到第4期中農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的貢獻(xiàn)率以較快速度增加到60%以上，之后該貢獻(xiàn)率呈平穩(wěn)水平發(fā)展，達(dá)60%以上比例，這說明我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距有顯著的影響。

圖1 log（JN）對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差log（FIR）和loG（SC）的新信息的響應(yīng)

圖2 農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的貢獻(xiàn)率

四、簡(jiǎn)要結(jié)論與政策建議

實(shí)證分析結(jié)果表明我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民收入差距，具體表現(xiàn)如下：

1．通過對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距、農(nóng)村金融發(fā)展和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占全國(guó)勞動(dòng)力比重之間的協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)可知，城鄉(xiāng)居民收入差距與農(nóng)村金融發(fā)展和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占全國(guó)勞動(dòng)力人數(shù)比重之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系；農(nóng)村金融發(fā)展是城鄉(xiāng)收入差距拉大的格蘭杰原因，但城鄉(xiāng)收入差距拉大不是農(nóng)村金融發(fā)展的格蘭杰原因，即農(nóng)村金融發(fā)展擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民收入差距。

2．從VAR模型可知，滯后1期和2期的農(nóng)村金融發(fā)展水平對(duì)城鄉(xiāng)收入差距有正面影響，其系數(shù)分別是0．062和0．027，這說明隨著中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展水平進(jìn)一步提高，中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距會(huì)擴(kuò)大。

3．由VAR模型脈沖函數(shù)分析可知，當(dāng)給本期農(nóng)村金融發(fā)展一個(gè)正的沖擊后，城鄉(xiāng)居民收入差距在第4期達(dá)到最高點(diǎn)，第4期到第8期中呈負(fù)方向反應(yīng)，而第8期到第10期兩者呈正向反應(yīng)。由VAR模型方差分解分析可知，農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的貢獻(xiàn)率達(dá)到60%以上。以上結(jié)果都表明農(nóng)村金融發(fā)展在長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。

農(nóng)村金融發(fā)展拉大了我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距，這主要是金融機(jī)構(gòu)吸收農(nóng)村資金，而將大部分農(nóng)村資金供給城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展，投資于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的資金較少，進(jìn)而擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民收入差距。此外，農(nóng)村資金嚴(yán)重的外流現(xiàn)象，阻礙了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，農(nóng)村居民收入提高速度必然緩慢。

本文從農(nóng)村金融發(fā)展的角度對(duì)解決我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距問題提出以下政策性建議：

第一，采取措施遏制農(nóng)村資金外流。農(nóng)村資金主要通過郵政儲(chǔ)蓄銀行、國(guó)有商業(yè)銀行和農(nóng)村信用社等金融機(jī)構(gòu)流出農(nóng)村，金融機(jī)構(gòu)對(duì)農(nóng)民惜貸現(xiàn)象普遍存在，農(nóng)民能得到的貸款量遠(yuǎn)遠(yuǎn)不能滿足需求。農(nóng)村資金外流導(dǎo)致農(nóng)村地區(qū)發(fā)展資金匱乏，從而使生產(chǎn)要素購(gòu)買減少，阻礙了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，不利于農(nóng)民收入提高，進(jìn)一步拉大了城鄉(xiāng)收入差距。金融機(jī)構(gòu)逐利性特征，導(dǎo)致它們不可能在沒有政府的介入下改變其在農(nóng)村地區(qū)發(fā)展策略。因此，政府應(yīng)發(fā)揮其在農(nóng)村資金流動(dòng)方面的導(dǎo)向性作用，當(dāng)金融機(jī)構(gòu)對(duì)農(nóng)民貸款無法盈利時(shí)，由政府給予財(cái)政貼息。政府也可在農(nóng)村地區(qū)建立政策性金融機(jī)構(gòu)，該金融機(jī)構(gòu)從農(nóng)村地區(qū)獲得儲(chǔ)蓄資金用于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)建設(shè)，而不是任由農(nóng)村資金流向城市。

第二，發(fā)展我國(guó)非正規(guī)金融并加以監(jiān)管。農(nóng)村經(jīng)濟(jì)和農(nóng)業(yè)發(fā)展資金需求上的特殊性，使得農(nóng)民能從正規(guī)的金融機(jī)構(gòu)獲取的資金供給微乎其微。因此，農(nóng)村地區(qū)非正規(guī)金融發(fā)展是對(duì)正規(guī)金融的極大補(bǔ)充，支持著農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。所以，政府可鼓勵(lì)農(nóng)村地區(qū)非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)建立，引導(dǎo)其支持農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從而以較快速度提高農(nóng)村地區(qū)居民的收入，最終縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。由于非正規(guī)金融相關(guān)法律的缺乏，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展存在混亂局面，高利貸現(xiàn)象多有發(fā)生，從而進(jìn)一步拉大城鄉(xiāng)居民收入差距。因此，相關(guān)部門需要規(guī)范非正規(guī)金融的運(yùn)行和發(fā)展，使非正規(guī)金融能很好地為農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)服務(wù)，為農(nóng)村金融發(fā)展注入活力，推動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從而縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。

［1］陳宗勝，周云波．再論改革與發(fā)展中的收入分配［M］．北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2002．

［2］彭定赟．中國(guó)區(qū)域基尼系數(shù)的測(cè)算及非參數(shù)模型研究［J］．中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2012，（5）：9—14．

［3］Greenwood，J．，Jovanovic，B．．Financial Development，Growth，and the Distribution of Income［J］．The Journal of Political Economy，1990，98（6）：1076—1107．

［4］George R．G．Clarke，Lixin Colin Xu，Heng－Fu Zou．Finance and Income Inequality：Test of Alternative Theories［Z］．World Band Policy Research Working Paper，No．2984，2003．

［5］王培剛，周長(zhǎng)城．當(dāng)前中國(guó)居民收入差距擴(kuò)大的實(shí)證分析與動(dòng)態(tài)研究——基于多元線性回歸模型的闡釋［J］．管理世界，2005，（11）：34—46．

［6］汪建新，黃鵬．金融發(fā)展對(duì)收入分配的影響：基于中國(guó)29個(gè)省區(qū)面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)［J］．上海經(jīng)濟(jì)研究，2009，（11）：3—13．

［7］胡金淼，盧立香．地區(qū)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的因應(yīng)：1986～2007［J］．財(cái)政金融，2009，（2）：81—87．

［8］喬海曙，陳力．金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距“倒U型”關(guān)系再檢驗(yàn)——基于中國(guó)縣域截面數(shù)據(jù)的實(shí)證分析［J］．中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2009，（7）：68—77．

［9］孫永強(qiáng)，萬玉琳．金融發(fā)展、對(duì)外開放與城鄉(xiāng)居民收入差距——基于19780—2008年省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析［J］．金融研究，2011，（1）：28—39．

［10］葉志強(qiáng)，陳習(xí)定，張順明．金融發(fā)展能減少城鄉(xiāng)收入差距嗎？——來自中國(guó)的數(shù)據(jù)［J］．金融研究，2011，（2）：42—56．

［11］廖杉杉．我國(guó)城鄉(xiāng)金融差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響［J］．西部論壇，2012，（3）：11—19．

［12］王修華，邱兆祥．農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響機(jī)理與實(shí)證研究［J］．經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2011，（2）：71—75．