金融發展、創新不平等與區域經濟差距的實證研究

楊文凱

摘要： 構建1990年至2010年地區經濟差距、金融發展不平等和創新不平等三者的基尼系數。以總產出模型作為基礎，運用E-G兩步法構建三者之間的協整關系和誤差修正模型。通過Granger因果關系檢驗最終得到結論：金融發展不平等是產生地區經濟差距顯著因素；創新不平等是縮小地區經濟差距的因素，但是這種影響在短期是不顯著的。

Abstract： This paper built the Gini coefficient of regional economic gap， financial development inequality and innovative inequality from 1990 to 2010， on the basis of the total output model， used the E-G two-step method to build the cointegration and error correction model among the three. Through the Granger causality test， it has the final conclusion： financial development inequality is the significant factor for the regional economic gap； innovative inequality is the factor for narrowing the regional economic gap， but this effect is not significant in the short term.

關鍵詞： 區域經濟差距；金融發展不平等；創新不平等；協整檢驗

Key words： regional economic gap；financial development inequality；innovative inequality；cointegration

中圖分類號：F061.5 文獻標識碼：A 文章編號：1006-4311（2014）20-0017-03

0 引言

區域間的經濟差距是長期困擾我國經濟發展的重大難題。無論是西部開發還是產業轉移，一系列的政策調控其目的都在于縮小區域間的經濟差距。當前對這一問題的研究集中于要素流動、產業結構升級、對外開放程度和制度變遷等因素的思考。

1 研究方法、模型設定、變量說明與數據分析

1.1 研究方法

1.1.1 協整和誤差修正模型 利用ADF（augmented Dickey-Fuller）協整檢驗方法可以判斷殘差序列是否平穩，進而確定回歸方程的變量之間是否存在協整關系，并判斷模型設定是否正確。其步驟如下：

①若k個序列y1和y2，y3，…，yk都是1階單整序列，建立回歸方程：

y1t=c+？茁2y2t+？茁3y3t+…+？茁kykt+ut，t=1，2，…，T （1）

模型估計的殘差為：■t=y1t-■2y2t-■3y3t-…-■kykt-c（2）

②進行ADF檢驗，檢驗殘差序列■是否平穩。

③如果■t是平穩的，則可以確定回歸方程中的k個變量（y1，y2，y3，…，yk）之間存在協整關系，且協整向量為（■1，-■2，…，-■k），否則（y1，y2，y3，…，yk）之間不存在協整關系。

通過E-G兩步法建模步驟如下：

第一步：利用OLS對（1）式進行回歸，并用AGE檢驗殘差序列■是否平穩；

第二步：如果■t是平穩的，則對

？駐y1t=？茁0+？琢■t-1+？茁2？駐y2t+？茁3？駐y3t+…+？茁k？駐ykt+？著（3）

再用OLS估計其參數。

1.1.2 基尼系數——不平等程度的測算 基尼系數作為衡量不平等的指標已得到廣泛的認可。本選題選取基尼系數作為研究變量的一個重要思考在于指標值不會受到價格指數變化的影響。根據Thomas，Wang和Fan（2003），其計算公式如下：Gini=■■■piyi+yjpj（4）

？滋=■piyi（5）

其中，Gini為基于人均變量得到的基尼系數，？滋為人均變量，yi表示第i個省份的人均變量，pi表示第i個省份人口權重，由此得到度量各個指標不平等程度的時間序列。

1.2 模型設定 本選題選擇的總量生產函數為：

Y=F（K，AL）（6）

上式中，Y表示國民產出，K表示資本，L表示勞動，A=Kv，v<1，其中A表示知識存量，假設為投資的副產品。

假設總量生產函數滿足科布道格拉斯生產函數形式，則有：Y=K？酌·AL？茁（7）

將式A=Kv代入，并另？琢=v+？茁，則得到：Y=K？琢+L？茁（8）

將上式兩端取對數，得到：■=？琢■+？茁■（9）

式（9）即為本選題進行協整檢驗的基礎模型。

1.3 變量說明

1.3.1 國民產出差距（GDP） 本選題選擇各省份的人均GDP作為基礎變量、各省人口數占全國人口總數比重作為權重，計算其基尼系數作為國民產出差距的衡量指標，用GDP表示。如前所述這樣處理回避了時間序列中常見的名義變量和實際變量的問題。

1.3.2 資本差距（FIN） 本選題選擇金融機構年末人均貸款余額的基尼系數作為資本差距的代理變量。這種選擇的原因：第一，金融機構年末人均貸款余額能夠反映經濟過程中的資本使用情況，其在生產函數中體現的效果等同于固定資本形成總額；第二，較之固定資本形成總額，金融機構年末人均貸款余額能夠反映經濟體中的金融發展狀況；第三，本選題研究的是金融不平等對區域經濟差距的影響，選擇金融機構年末人均貸款余額的基尼系數作為資本差距的代理變量。endprint

1.3.3 人力資本差距（INN） 在進行協整分析的過程中，如果將三個變量都納入模型中，盡管能夠得到較高的R2，但是卻存在共線性的問題。因此本選題僅選擇創新變量作為人力資本的代理變量。一般選擇創新變量時都采用專利申報和審批量作為代理變量。這種選擇的優點在于數據交易搜集，創新水平能夠進行層次化處理。

1.4 數據分析 對所有變量進行收集和處理后得到各個變量，如表1所示。

圖1為本選題計算的1990年至2010年地區經濟差異、金融發展和創新的不平等程度的圖形。對三個變量分別進行分析：地區經濟差異：其不平等程度開始時不斷增大，體現了改革開放后地區間先富起來和后富起來的差距。金融不平等程度：從圖形和數據上看，其變化與地區經濟差異的變化強烈地相似，由此可以初步判斷兩者間可能存在長期的均衡關系。創新不平等程度：創新不平等程度遠遠高于另外兩個變量，而且有一個向上的趨勢。這與地區間的經濟發展水平上的差距是緊密聯系的。

2 地區經濟差異與金融不平等的實證研究

2.1 單位根檢驗 本選題選用擴展的Dickey-Fuller法（ADF）檢驗各變量的平穩性。首先根據各變量的數據圖形選取適當的帶截距項和趨勢項的模型，然后使用施瓦茨信息準則（Schwarz criterion）選取ADF檢驗滯后階進行平穩性檢驗，檢驗結果見表2。

根據ADF檢驗結果，各變量的水平值均存在單位根，一階差分后的變量都在1%顯著水平上拒絕接受存在單位根的零假設，由此可得出結論：三個變量都是I（1）變量，可以進行協整檢驗已確定三者之間是否存在長期均衡關系。

2.2 協整檢驗 本選題利用E-G兩步法確定變量之間是否存在協整關系以及相關變量之間的符號關系。首先，根據式（1）和式（9）構建回歸模型：

GDP=c+？琢FIN+？茁INN+？著（10）

利用OLS對（10）進行估計得到回歸方程：

GDP=0.055640+0.840729FIN-0.131709INN+？著（11）

（t值）（2.366401）（7.947300） （-4.316643）

R2=0.801841，F=36.41805，DW=1.920226

根據式（2）和式（11），令■=GDP-0.840729FIN+0.131709INN-0.055640

同樣利用ADF對■進行平穩性檢驗，得到（c，t，0）形式下■的ADF值為-4.094985，p值為0.0220。由此可得到結論：在1%顯著水平上拒絕接受■存在單位根的零假設，■是平穩的。式（11）即為能夠體現GDP、FIN和INN之間長期關系的協整方程。

2.3 誤差修正模型 如果變量間存在協整關系，則它們間的短期非均衡關系總能由一個誤差修正模型表述。對變量GDP、FIN和INN進行一次差分得到新的序列DGDP、DFIN、DINN，設變量ECM=■t-1，根據式（3）構建誤差修正模型并再用OLS方法估計其參數得到：

DGDP=0.793190DFIN-0.004323DINN-0.981285ECM+？著t（12）

（t值） （6.459878） （-0.138110） （-4.808759）

R2=0.725865，DW=1.344811

式（12）即為協整方程（11）的誤差修正模型。對變量進行差分是為了得到短期波動的影響。其中，DFIN的變化是DGDP偏離長期均衡的影響，其參數是統計顯著的；ECM的參數大小反映了對偏離長期均衡的調整力度，其值為負表示當波動偏離長期均衡時，能夠將非均衡狀態拉回均衡狀態，統計上也是顯著的；DINN并不是統計顯著的，表示其波動對DGDP波動的影響并不顯著。

短期來看，金融發展的不平等對區域經濟差距的正向影響是顯著的。金融不平等程度變動1將會引起地區差距同方向變動0.793190。資本上的差距也必然引起產出的差距。通過一系列的連鎖反應，最終會使得區域經濟差距在短期內受到影響。

盡管短期內受到金融發展不平等的正向影響是顯著的，并且反應系數是0.793190，但是有兩種力量正在抗衡這種影響使得短期波動向長期均衡靠攏。

第一種力量便是誤差修正項。當偏離長期均衡時，誤差修正項ECM以0.981285的力量將偏離的地區經濟差距拉回均衡狀態，這就保證了模型的收斂性。

第二種力量是創新不平等每變動1，將會將地區經濟差距向長期均衡拉回0.004323.這也保證了模型的收斂性。

2.4 Granger因果關系檢驗 Granger因果關系檢驗實質上是檢驗一個變量的滯后變量是否引入到其他變量方程中。一個變量如果收到其他變量的滯后影響，則稱它們具有Granger因果關系?；谧兞縂DP、FIN和INN之間存在協整關系，對其進行Granger因果關系檢驗得到結果，見表3。

由表3可知，FIN和INN作為GDP的Granger因果關系檢驗，在10%的顯著水平上是可以拒絕零假設的，其他兩兩之間的Granger因果關系檢驗均不能在10%的顯著水平上拒絕零假設。

3 結論與建議

金融發展不平等無論在長期還是短期都能對區域經濟差距產生正向的顯著的影響?？梢酝ㄟ^減少區域間的金融不平等程度實現減小區域經濟差距目標。減少金融市場的交易費用，擴大其發達地區金融市場的供給與需求是必須的；完善區域金融市場，保證金融服務的可及性和便利性是有必要的；建立金融產品由發達地區向欠發達地區的流動機制是重要的。

創新的不平等程度在長期能夠對地區經濟差距產生負向的顯著的影響，但是在短期內這種負向影響是不顯著的。可以通過刺激發達地區的創新水平帶動欠發達地區的創新，從而實現區域經濟差距的縮小。其前提是必須有完善的創新傳導機制和知識外溢的傳導機制，以保證創新由發達地區向欠發達地區的轉移的暢通和可獲得。這樣可以避免創新的重復。通過欠發達地區的搭便車減少其創新成本從而減小區域經濟差距。

參考文獻：

[1]胡宗義，劉亦文.金融非均衡發展與城鄉收入差距的庫茲涅茨效應研究——基于中國縣域截面數據的實證分析[J].統計研究，2010（5）：25-31.

[2]萬廣華.不平等的度量與分解[J].經濟學（季刊），2008（1）：347-368.

[3]楊俊，李曉羽，張宗益.中國金融發展水平與居民收入分配的實證分析[J].經濟科學，2006（2）：23-33.

[4]楊俊，王佳.金融結構與收入不平等：渠道與證據——基于中國省際非平穩異質面板數據的研究[J].金融研究，2012（1）：116-128.

[5]張德龍，欒斌.政府擔保與信貸不同：中國西部欠發達地區農民融資的出路[J].西南金融，2012（12）：43-47.

[6] Townsend RM，Ueda K.Financial Deepening.Inequality and Growth：a Model -based Quantitative Evaluation[J]. The Review of Economic Studies，2006.endprint

1.3.3 人力資本差距（INN） 在進行協整分析的過程中，如果將三個變量都納入模型中，盡管能夠得到較高的R2，但是卻存在共線性的問題。因此本選題僅選擇創新變量作為人力資本的代理變量。一般選擇創新變量時都采用專利申報和審批量作為代理變量。這種選擇的優點在于數據交易搜集，創新水平能夠進行層次化處理。

1.4 數據分析 對所有變量進行收集和處理后得到各個變量，如表1所示。

圖1為本選題計算的1990年至2010年地區經濟差異、金融發展和創新的不平等程度的圖形。對三個變量分別進行分析：地區經濟差異：其不平等程度開始時不斷增大，體現了改革開放后地區間先富起來和后富起來的差距。金融不平等程度：從圖形和數據上看，其變化與地區經濟差異的變化強烈地相似，由此可以初步判斷兩者間可能存在長期的均衡關系。創新不平等程度：創新不平等程度遠遠高于另外兩個變量，而且有一個向上的趨勢。這與地區間的經濟發展水平上的差距是緊密聯系的。

2 地區經濟差異與金融不平等的實證研究

2.1 單位根檢驗 本選題選用擴展的Dickey-Fuller法（ADF）檢驗各變量的平穩性。首先根據各變量的數據圖形選取適當的帶截距項和趨勢項的模型，然后使用施瓦茨信息準則（Schwarz criterion）選取ADF檢驗滯后階進行平穩性檢驗，檢驗結果見表2。

根據ADF檢驗結果，各變量的水平值均存在單位根，一階差分后的變量都在1%顯著水平上拒絕接受存在單位根的零假設，由此可得出結論：三個變量都是I（1）變量，可以進行協整檢驗已確定三者之間是否存在長期均衡關系。

2.2 協整檢驗 本選題利用E-G兩步法確定變量之間是否存在協整關系以及相關變量之間的符號關系。首先，根據式（1）和式（9）構建回歸模型：

GDP=c+？琢FIN+？茁INN+？著（10）

利用OLS對（10）進行估計得到回歸方程：

GDP=0.055640+0.840729FIN-0.131709INN+？著（11）

（t值）（2.366401）（7.947300） （-4.316643）

R2=0.801841，F=36.41805，DW=1.920226

根據式（2）和式（11），令■=GDP-0.840729FIN+0.131709INN-0.055640

同樣利用ADF對■進行平穩性檢驗，得到（c，t，0）形式下■的ADF值為-4.094985，p值為0.0220。由此可得到結論：在1%顯著水平上拒絕接受■存在單位根的零假設，■是平穩的。式（11）即為能夠體現GDP、FIN和INN之間長期關系的協整方程。

2.3 誤差修正模型 如果變量間存在協整關系，則它們間的短期非均衡關系總能由一個誤差修正模型表述。對變量GDP、FIN和INN進行一次差分得到新的序列DGDP、DFIN、DINN，設變量ECM=■t-1，根據式（3）構建誤差修正模型并再用OLS方法估計其參數得到：

DGDP=0.793190DFIN-0.004323DINN-0.981285ECM+？著t（12）

（t值） （6.459878） （-0.138110） （-4.808759）

R2=0.725865，DW=1.344811

式（12）即為協整方程（11）的誤差修正模型。對變量進行差分是為了得到短期波動的影響。其中，DFIN的變化是DGDP偏離長期均衡的影響，其參數是統計顯著的；ECM的參數大小反映了對偏離長期均衡的調整力度，其值為負表示當波動偏離長期均衡時，能夠將非均衡狀態拉回均衡狀態，統計上也是顯著的；DINN并不是統計顯著的，表示其波動對DGDP波動的影響并不顯著。

短期來看，金融發展的不平等對區域經濟差距的正向影響是顯著的。金融不平等程度變動1將會引起地區差距同方向變動0.793190。資本上的差距也必然引起產出的差距。通過一系列的連鎖反應，最終會使得區域經濟差距在短期內受到影響。

盡管短期內受到金融發展不平等的正向影響是顯著的，并且反應系數是0.793190，但是有兩種力量正在抗衡這種影響使得短期波動向長期均衡靠攏。

第一種力量便是誤差修正項。當偏離長期均衡時，誤差修正項ECM以0.981285的力量將偏離的地區經濟差距拉回均衡狀態，這就保證了模型的收斂性。

第二種力量是創新不平等每變動1，將會將地區經濟差距向長期均衡拉回0.004323.這也保證了模型的收斂性。

2.4 Granger因果關系檢驗 Granger因果關系檢驗實質上是檢驗一個變量的滯后變量是否引入到其他變量方程中。一個變量如果收到其他變量的滯后影響，則稱它們具有Granger因果關系?；谧兞縂DP、FIN和INN之間存在協整關系，對其進行Granger因果關系檢驗得到結果，見表3。

由表3可知，FIN和INN作為GDP的Granger因果關系檢驗，在10%的顯著水平上是可以拒絕零假設的，其他兩兩之間的Granger因果關系檢驗均不能在10%的顯著水平上拒絕零假設。

3 結論與建議

金融發展不平等無論在長期還是短期都能對區域經濟差距產生正向的顯著的影響?？梢酝ㄟ^減少區域間的金融不平等程度實現減小區域經濟差距目標。減少金融市場的交易費用，擴大其發達地區金融市場的供給與需求是必須的；完善區域金融市場，保證金融服務的可及性和便利性是有必要的；建立金融產品由發達地區向欠發達地區的流動機制是重要的。

創新的不平等程度在長期能夠對地區經濟差距產生負向的顯著的影響，但是在短期內這種負向影響是不顯著的。可以通過刺激發達地區的創新水平帶動欠發達地區的創新，從而實現區域經濟差距的縮小。其前提是必須有完善的創新傳導機制和知識外溢的傳導機制，以保證創新由發達地區向欠發達地區的轉移的暢通和可獲得。這樣可以避免創新的重復。通過欠發達地區的搭便車減少其創新成本從而減小區域經濟差距。

參考文獻：

[1]胡宗義，劉亦文.金融非均衡發展與城鄉收入差距的庫茲涅茨效應研究——基于中國縣域截面數據的實證分析[J].統計研究，2010（5）：25-31.

[2]萬廣華.不平等的度量與分解[J].經濟學（季刊），2008（1）：347-368.

[3]楊俊，李曉羽，張宗益.中國金融發展水平與居民收入分配的實證分析[J].經濟科學，2006（2）：23-33.

[4]楊俊，王佳.金融結構與收入不平等：渠道與證據——基于中國省際非平穩異質面板數據的研究[J].金融研究，2012（1）：116-128.

[5]張德龍，欒斌.政府擔保與信貸不同：中國西部欠發達地區農民融資的出路[J].西南金融，2012（12）：43-47.

[6] Townsend RM，Ueda K.Financial Deepening.Inequality and Growth：a Model -based Quantitative Evaluation[J]. The Review of Economic Studies，2006.endprint

1.3.3 人力資本差距（INN） 在進行協整分析的過程中，如果將三個變量都納入模型中，盡管能夠得到較高的R2，但是卻存在共線性的問題。因此本選題僅選擇創新變量作為人力資本的代理變量。一般選擇創新變量時都采用專利申報和審批量作為代理變量。這種選擇的優點在于數據交易搜集，創新水平能夠進行層次化處理。

1.4 數據分析 對所有變量進行收集和處理后得到各個變量，如表1所示。

圖1為本選題計算的1990年至2010年地區經濟差異、金融發展和創新的不平等程度的圖形。對三個變量分別進行分析：地區經濟差異：其不平等程度開始時不斷增大，體現了改革開放后地區間先富起來和后富起來的差距。金融不平等程度：從圖形和數據上看，其變化與地區經濟差異的變化強烈地相似，由此可以初步判斷兩者間可能存在長期的均衡關系。創新不平等程度：創新不平等程度遠遠高于另外兩個變量，而且有一個向上的趨勢。這與地區間的經濟發展水平上的差距是緊密聯系的。

2 地區經濟差異與金融不平等的實證研究

2.1 單位根檢驗 本選題選用擴展的Dickey-Fuller法（ADF）檢驗各變量的平穩性。首先根據各變量的數據圖形選取適當的帶截距項和趨勢項的模型，然后使用施瓦茨信息準則（Schwarz criterion）選取ADF檢驗滯后階進行平穩性檢驗，檢驗結果見表2。

根據ADF檢驗結果，各變量的水平值均存在單位根，一階差分后的變量都在1%顯著水平上拒絕接受存在單位根的零假設，由此可得出結論：三個變量都是I（1）變量，可以進行協整檢驗已確定三者之間是否存在長期均衡關系。

2.2 協整檢驗 本選題利用E-G兩步法確定變量之間是否存在協整關系以及相關變量之間的符號關系。首先，根據式（1）和式（9）構建回歸模型：

GDP=c+？琢FIN+？茁INN+？著（10）

利用OLS對（10）進行估計得到回歸方程：

GDP=0.055640+0.840729FIN-0.131709INN+？著（11）

（t值）（2.366401）（7.947300） （-4.316643）

R2=0.801841，F=36.41805，DW=1.920226

根據式（2）和式（11），令■=GDP-0.840729FIN+0.131709INN-0.055640

同樣利用ADF對■進行平穩性檢驗，得到（c，t，0）形式下■的ADF值為-4.094985，p值為0.0220。由此可得到結論：在1%顯著水平上拒絕接受■存在單位根的零假設，■是平穩的。式（11）即為能夠體現GDP、FIN和INN之間長期關系的協整方程。

2.3 誤差修正模型 如果變量間存在協整關系，則它們間的短期非均衡關系總能由一個誤差修正模型表述。對變量GDP、FIN和INN進行一次差分得到新的序列DGDP、DFIN、DINN，設變量ECM=■t-1，根據式（3）構建誤差修正模型并再用OLS方法估計其參數得到：

DGDP=0.793190DFIN-0.004323DINN-0.981285ECM+？著t（12）

（t值） （6.459878） （-0.138110） （-4.808759）

R2=0.725865，DW=1.344811

式（12）即為協整方程（11）的誤差修正模型。對變量進行差分是為了得到短期波動的影響。其中，DFIN的變化是DGDP偏離長期均衡的影響，其參數是統計顯著的；ECM的參數大小反映了對偏離長期均衡的調整力度，其值為負表示當波動偏離長期均衡時，能夠將非均衡狀態拉回均衡狀態，統計上也是顯著的；DINN并不是統計顯著的，表示其波動對DGDP波動的影響并不顯著。

短期來看，金融發展的不平等對區域經濟差距的正向影響是顯著的。金融不平等程度變動1將會引起地區差距同方向變動0.793190。資本上的差距也必然引起產出的差距。通過一系列的連鎖反應，最終會使得區域經濟差距在短期內受到影響。

盡管短期內受到金融發展不平等的正向影響是顯著的，并且反應系數是0.793190，但是有兩種力量正在抗衡這種影響使得短期波動向長期均衡靠攏。

第一種力量便是誤差修正項。當偏離長期均衡時，誤差修正項ECM以0.981285的力量將偏離的地區經濟差距拉回均衡狀態，這就保證了模型的收斂性。

第二種力量是創新不平等每變動1，將會將地區經濟差距向長期均衡拉回0.004323.這也保證了模型的收斂性。

2.4 Granger因果關系檢驗 Granger因果關系檢驗實質上是檢驗一個變量的滯后變量是否引入到其他變量方程中。一個變量如果收到其他變量的滯后影響，則稱它們具有Granger因果關系。基于變量GDP、FIN和INN之間存在協整關系，對其進行Granger因果關系檢驗得到結果，見表3。

由表3可知，FIN和INN作為GDP的Granger因果關系檢驗，在10%的顯著水平上是可以拒絕零假設的，其他兩兩之間的Granger因果關系檢驗均不能在10%的顯著水平上拒絕零假設。

3 結論與建議

金融發展不平等無論在長期還是短期都能對區域經濟差距產生正向的顯著的影響。可以通過減少區域間的金融不平等程度實現減小區域經濟差距目標。減少金融市場的交易費用，擴大其發達地區金融市場的供給與需求是必須的；完善區域金融市場，保證金融服務的可及性和便利性是有必要的；建立金融產品由發達地區向欠發達地區的流動機制是重要的。

創新的不平等程度在長期能夠對地區經濟差距產生負向的顯著的影響，但是在短期內這種負向影響是不顯著的?？梢酝ㄟ^刺激發達地區的創新水平帶動欠發達地區的創新，從而實現區域經濟差距的縮小。其前提是必須有完善的創新傳導機制和知識外溢的傳導機制，以保證創新由發達地區向欠發達地區的轉移的暢通和可獲得。這樣可以避免創新的重復。通過欠發達地區的搭便車減少其創新成本從而減小區域經濟差距。

參考文獻：

[1]胡宗義，劉亦文.金融非均衡發展與城鄉收入差距的庫茲涅茨效應研究——基于中國縣域截面數據的實證分析[J].統計研究，2010（5）：25-31.

[2]萬廣華.不平等的度量與分解[J].經濟學（季刊），2008（1）：347-368.

[3]楊俊，李曉羽，張宗益.中國金融發展水平與居民收入分配的實證分析[J].經濟科學，2006（2）：23-33.

[4]楊俊，王佳.金融結構與收入不平等：渠道與證據——基于中國省際非平穩異質面板數據的研究[J].金融研究，2012（1）：116-128.

[5]張德龍，欒斌.政府擔保與信貸不同：中國西部欠發達地區農民融資的出路[J].西南金融，2012（12）：43-47.

[6] Townsend RM，Ueda K.Financial Deepening.Inequality and Growth：a Model -based Quantitative Evaluation[J]. The Review of Economic Studies，2006.endprint