农村金融发展缓解了农村居民内部收入差距吗？——基于中国省级数据的面板门槛回归模型分析，本文主要内容关键词为：中国论文,门槛论文,省级论文,收入差距论文,农村居民论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
改革开放以来，随着经济的迅速发展，中国农村贫困人口大量减少，扶贫工作取得了一定成就。据国家统计局农村社会经济调查司统计，1978年，中国农村贫困人口高达2.5亿人，农村贫困发生率达30.7%；改革开放以后，农村贫困人口持续下降，到1990年，贫困发生率降至9.4%，2010年，农村贫困发生率下降到2.8%，农村贫困人口由1978年的2.5亿人减少到2010年的2688万人，年均降幅达7.22%。但值得注意的是，农村居民内部收入差距在总体上却呈持续上升的趋势，农村居民收入分配基尼系数由1978年的0.22上升至1990年的0.31(国家统计局农村社会经济调查司，2006)，2011年高达0.39，接近0.4的警戒线。根据国家统计局公布的五等分收入分组数据，也可发现，2008-2011年，农村高收入组人均纯收入由11290.2元上升至16783.06元，而低收入组人均纯收入仅从1499.81元增至2000.51元，高收入组与低收入组农户间的收入差距扩大迅速。目前，中国近50%的人口为农村人口，农村居民内部收入差距的扩大会诱发各种负面效应。例如，它会加剧农村贫困问题，影响社会稳定，阻碍中国经济快速、健康发展。因此，如何缩小农村居民内部收入差距，是当前新农村建设中的一个重要问题。
金融作为现代经济中资源配置的核心，其发展已成为经济发展的重要影响因素和先导力量，金融发展也已被证明是能够减少农村贫困行之有效的途径之一(Galor and Zeira，1993)。通过配置资金、分散风险，金融在促进经济增长的同时，还有利于增加个人获得资金的机会，进而改善收入分配不公的状况。对金融发展与收入差距的相关问题，国内外学者进行了大量的研究。
在国外研究方面，关于金融发展与收入差距的文献最早可追溯到Mckinnon(1973)和Shaw(1973)，他们阐述了金融深化有利于缩小收入差距的思想。随后，学者们对此问题展开了大量研究。从理论研究来看，主要存在三种不同的观点：一种观点认为，金融发展与收入差距呈非线性关系。Greenwood and Jovanovic(1990)认为，两者间呈“倒U型”关系，并由此提出了GJ模型。其主要思想是：在经济发展的初级阶段，金融市场较小，由于金融服务门槛较高，可获得高投资回报的人较少，因而，金融发展扩大了收入差距；在经济发展进入发达阶段，即金融发展的成熟时期，随着金融服务门槛降低，可获得高投资回报的人增多，金融发展能进一步缩小收入差距。Townsend and Ueda(2006)对GJ模型进行了简化和改进，以更统一的动态模型讨论了金融深化对收入分配的影响及其动态深化路径，再次论证了金融发展与收入差距之间存在非线性关系。第二种观点认为，金融发展缩小了收入差距。由于信贷约束的放松主要对穷人有利，而对富人影响不显著，因此，金融发展通过提高资本配置效率，加速经济增长，放松信贷约束，缩小收入差距，能使穷人受益(Galor and Zeira，1993)。第三种观点认为，金融发展扩大了收入差距。执这种观点的人认为，金融发展主要引导资金流向能提供担保品、违约风险小的富人和拥有良好社会关系网络的人，但并未使穷人受益，从而会扩大收入差距(Maurer and Haber，2007)。在实证研究方面，相关的实证分析普遍认为，金融发展有利于缩小收入差距。例如，Clarke et al.(2006)利用跨国数据对金融发展和收入差距之间关系的研究发现，金融发展有利于缩小收入差距。Beck et al.(2004)发现，金融发展不但缩小了收入差距，还减少了日均生活费低于1美元人口的比例。Mookerjee and Kalipioni(2010)通过构建衡量金融服务可获得性的指标，分析了发达国家及发展中国家金融服务的可获得性对收入差距的影响。该研究指出，金融服务的可获得性越高，国家间的收入差距越小；阻碍金融服务的可获得性会显著扩大收入差距。Jeanneney and Kpodar(2011)则更加关注发展中国家的情况。其研究表明，金融的不稳定性又会在一定程度上损害穷人的利益，从而部分抵消金融发展在缩小收入差距方面的积极效果。
在国内研究方面，研究农村金融发展与农村居民内部收入差距关系的文献鲜见，相关研究主要集中在金融的整体发展或农村金融发展对城乡收入差距的影响方面。近三年，一些学者的研究弥补了这一不足。例如，刘纯彬、桑铁柱(2010)采用中国1978-2008年的时间序列数据，运用协整分析、误差修正模型、Granger因果检验等方法对两者间的关系进行了实证检验。该研究表明，从长期来看，农村金融规模的扩大会缩小农村居民内部收入差距，而农村金融中介效率的提升则会扩大农村居民内部收入差距；张敬石、郭沛(2011)利用中国省级面板数据通过建立VAR模型和脉冲响应函数对这一关系进行了验证。其结果表明，农村金融规模扩大会导致农村居民内部收入差距扩大，而农村金融效率提高则会缩小农村居民内部收入差距。不过，这一文献并没有就农村金融发展对农村居民内部收入差距影响的具体路径专门展开研究。
综合现有相关研究，可以得出以下几点评价：第一，有关金融发展与收入差距之间的关系，国内外学者可谓见仁见智，并未形成统一的定论，样本期限、研究方法以及指标选取的差异可能导致有关研究结论存在差异。第二，国内关于农村金融与收入差距问题的研究文献，主要侧重于研究两者之间的关系，且大多采用向量自回归模型、Grange因果关系检验以及误差修正模型对其进行实证检验，缺乏必要的理论论证。并且，研究中国农村金融发展与农村居民内部收入差距关系的文献甚少，农村居民内部收入差距往往被隐含在中国总体收入差距或城乡收入差距之中，这使得有关研究得出的结论对农村地区缺乏说服力。第三，既有相关研究大多在线性模型框架下展开，在计量方法的使用上没有考虑农村金融发展给农村居民内部收入差距带来的结构性影响。基于上述不足，本文在借鉴已有研究成果的基础上，试图对农村金融发展影响农村居民内部收入差距的机制展开理论分析，然后构建农村金融发展与农村居民内部收入差距的面板门槛回归模型，探究两者之间关系的阶段性转变，以便为深入认识农村金融发展与农村居民内部收入差距关系问题提供理论依据和现实解释。
二、理论分析框架
从国内外现有研究成果来看，金融发展对收入差距产生影响主要有两条途径：一是直接途径。农村金融机构向穷人提供金融服务，以不断满足其融资需求，使贫困家庭的生产能力和预期收入得到提高，从而直接缩小收入差距。英国国际发展部(DFID，2004)指出，直接途径主要表现为：第一，金融机构向穷人提供信贷服务，使他们有能力投资于新技术，并提高他们的受教育水平及健康水平，从而促使他们提高劳动生产率，摆脱贫困，这些都将有利于缩小收入差距。第二，金融机构向穷人提供储蓄服务，以帮助他们平滑消费、积累资金，从而使他们提高预期收入。二是间接途径。在金融日益成为经济核心的条件下，一方面，金融发展可以促进资本积累和技术创新，推动经济增长，从而扩大农村经济活动的范围，为贫困者创造更多的就业机会；另一方面，伴随着经济增长，政府财政收入将不断增加，税收制度和对穷人的转移支付制度也会渐趋健全，使各项社会福利事业得到更快发展，这无疑有助于提高最低收入阶层农户的实际收入水平，而累进税制的完善则能抑制富人收入的快速增长，这些都将有助于缓解贫困，缩小收入差距。
根据Greenwood and Jovanovic(1990)提出的有关金融发展与收入差距的“倒U型”关系理论以及前文金融发展对收入差距影响机制的阐述，本文提出以下三个研究假说(见图1)：
(1)在农村金融发展低水平区间(即农村金融发展的初级阶段)，农村居民内部收入差距逐渐扩大。由于农户与农村正规金融机构之间存在着信息不对称问题，加之一些农户可供抵押的资产少，容易引起道德风险及逆向选择问题，因此，金融机构在提供贷款时会设置一个借贷门槛，低于这一门槛的农户将无法获得贷款(Holmstrom and Tirole，1997)。在农村金融发展初期，金融发展滞后，金融市场不完善，在金融抑制的条件下，获得金融服务具有较高的借贷门槛。低收入农户由于自身经济实力弱，可供抵押的资产少，且面临的信用环境也较差，他们难以获得金融服务，其收入增长会因此受到制约，而高收入农户则更容易支付这一借款成本并获得金融服务，这便导致穷人更穷、富人更富的“马太效应”的发生，从而进一步扩大农村居民内部收入差距。
(2)随着农村金融逐步发展(在中等水平区间)，农村居民内部收入差距将逐渐缩小。随着农村金融发展，金融机构的固定成本降低，从而使金融服务的借贷门槛降低。同时，随着金融中介的发展、融资渠道的扩大，金融服务的覆盖面进一步扩大，一些过去受金融歧视、被排斥于金融服务对象之外的农村低收入者逐步被纳入农村金融服务范围，分享到经济与金融发展带来的福利改善。这将有助于农村低收入者摆脱贫困，从而有利于缩小农村居民内部收入差距。
(3)在农村金融发展高水平区间，即农村金融发展的成熟时期，借贷门槛足够低。一旦所有农户都能够从金融部门获得融资，高收入农户与低收入农户在同时获得融资后，两者间投资收益率的差异将会进一步缩小，农户之间的收入差距也会进一步缩小，最终呈收敛趋势。
图1 农村金融发展不同水平下农村居民内部收入差距
三、模型构建与变量说明
(一)面板门槛回归模型①的构建
根据前文的分析，在理论上可以初步得出结论：中国农村金融发展水平与农村居民内部收入差距之间可能呈非线性关系，表现出区间效应。而近年来，非线性计量经济模型的发展为研究这类问题提供了一种新的思路。为了探究农村金融发展与农村居民内部收入差距之间的非线性关系，本文根据Hansen(1999)的面板门槛回归模型思路，在Clark et al.(2006)研究框架的基础上，构建出农村金融发展与农村居民内部收入差距的面板门槛回归模型。设定模型如下：
进而对所有观测值进行累叠，并采用矩阵形式将(2)式变换为：
(二)变量选取、数据来源与变量的描述性统计分析
1.变量选取
(1)农村居民内部收入差距指标(GINI)。本文采用基尼系数③来反映农村居民内部收入差距，应用Yao(1999)介绍的一种较直观简便的方法来计算。假定样本农村居民可以分为n组，设
分别代表第i组农村居民总收入占全部样本农村居民总收入的百分比、平均人均收入和人口频数(i=1，2，3，……，n)，对全部样本农村居民按人均收入由小到大进行排序后，农村居民内部收入差距GINI可由公式(5)④表示为：
(2)农村金融发展水平指标(FD)。综合考虑中国农村金融资产的实际情况以及数据的可获得性，本文选取各省份农村金融资产总量与同期农村GDP的比值作为衡量农村金融发展水平的指标。考虑到数据的可获得性以及农村信用社在农村信贷市场上份额较大的现实情况⑤，本文使用各省份农村信用社年末贷款总额来反映各省份农村金融资产总量。
(3)其它影响农村居民内部收入差距的控制变量⑥。①农村经济发展水平(NGDP和
)。本文用农村人均GDP来衡量农村经济发展水平，用农林牧副渔业增加值和乡镇企业增加值之和来代替农村GDP⑦。库兹涅茨理论认为，经济发展与收入差距之间的关系表现为“倒U型”曲线⑧，为控制农村经济发展水平与农村居民收入差距之间的非线性关系，本文将农村人均GDP的一次项(NGDP)和二次项(NGDP[2])同时纳入模型。②农村居民受教育水平(EDU)。在探讨收入差距形成因素的文献中，受教育水平经常被用作度量人力资本的一个指标。不少学者发现，受教育水平是影响农村居民收入不均的重要因素(高梦滔、姚洋，2006；李俊玲、张广胜，2007；娄世艳、李建民，2008)。本文以农村人均受教育年限来反映农村居民受教育水平，其计算方法则参照陆铭等(2005)人均受教育年限的计算公式：人均受教育年限=(小学人口×6+初中人口×9+高中人口×12+大专及以上人口×16)/6岁及以上总人口⑨。③城镇化水平(NCITY)。本文用各省份非农业人口所占比例来衡量城镇化水平。④农业现代化水平(AMI)。农业现代化的表现之一是农业机械化，本文以单位面积农业机械总动力来反映农业现代化水平。
当然，农村居民内部收入差距还受其它控制变量的影响，例如资源禀赋差异、遗产、地理因素、非农收入等，但由于这些因素通常缺乏较为详细的统计数据，因此，本文并没有将其考虑在内，将其视为农村居民内部收入差距分析模型中未观测到的因素。
2.数据来源与变量的描述性统计分析
本文研究使用了1996-2010年间29个省(区、市)的面板数据(共计435组数据)。由于缺乏完整的数据，西藏自治区没有被包含在内；同时，重庆市和四川省的数据被合并在一起⑩。农村居民内部收入差距指标中，1996-2008年数据通过对《中国农业年鉴》(11)中各地区农民人均纯收入按村分组的数据整理计算得到，2009年和2010年数据通过对各省份统计年鉴中农村居民家庭人均纯收入按不同收入水平分组的数据计算获得(12)。各地区农村信用社年末贷款总额数据(13)来源于《中国金融年鉴》(14)。农村GDP使用各地区农林牧副渔业增加值与乡镇企业增加值之和代替，其中，各地区农林牧副渔业增加值数据来源于《中国农村统计年鉴》(15)，各地区乡镇企业增加值数据来源于《中国农业年鉴》。农村居民受教育水平的基础数据来自于《中国农村统计年鉴》。城镇化水平由各地区非农业人口所占比例来衡量，数据来源于各年《中国人口和就业统计年鉴》(16)。各地区农业机械总动力和耕地面积数据均来自于各年《中国农业年鉴》。
上述各变量的描述性统计分析结果见表1。
四、实证检验和分析
(一)门槛效应检验
为了避免模型估计中出现“伪回归”现象，本文选择LLC、IPS、Fisher-ADF、Fisher-PP等方法(17)进行面板单位根检验。结果显示，所有变量均拒绝I(0)，但经过一阶差分后均为I(1)，即各变量的一阶差分均拒绝原假设，体现出平稳性。因此，所有变量都符合纳入面板门槛回归模型的基本条件。
在建立面板门槛回归模型时，首先，需要考虑是将模型设定为常截矩项模型还是变截矩项模型。显然，由于中国各省(区、市)差异较大，应该采用变截矩项模型形式。然后，需要确定门槛的个数。表2报告了单一门槛、双重门槛和三重门槛效应检验的F值和p值。从表2可以看出，单一门槛和双重门槛效应都在1%的统计水平上通过了检验，而三重门槛效应则没有通过检验。表3显示，单一门槛估计值为0.3865，双重门槛(第二门槛)估计值为0.5954。这说明，中国农村金融发展对农村居民内部收入差距具有明显的非线性影响。
(二)面板门槛回归模型估计结果与分析
模型估计结果显示(见表4)，两个农村金融发展水平门槛值把中国各省(区、市)的金融发展分成三个不同的区间。以FD为门槛变量的回归结果显示，在农村金融发展的低水平区间内，即当农村金融发展水平(FD)低于第一门槛值0.3865时，农村金融发展水平显著且系数为正，这表明，农村金融发展不但没有缩小农村居民内部收入差距，反而加剧了收入不平等。当农村金融发展水平跨越第一门槛值0.3865但低于第二门槛值0.5954时，虽然农村金融发展水平仍不具有缩小农村居民内部收入差距的效应，但此时农村金融发展对农村居民内部收入差距的影响系数已经由0.1734缩小到0.0852，并且在1%的统计水平上显著。当农村金融发展水平跨越0.5954这一门槛值后，农村金融发展对农村居民内部收入差距的影响系数为-0.0127，由正值变成了负值。这表明，当农村金融发展水平跨越了一定的门槛值后，农村金融发展可以显著缩小农村居民内部收入差距。为便于分析，根据门槛变量与门槛值的大小关系，即农村金融发展水平变量与第一门槛值0.3865和第二门槛值0.5954的大小关系，将不同年份不同省(区、市)划分为低水平区间(即农村金融发展水平低于第一门槛值0.3865)、中水平区间(即农村金融发展水平高于第一门槛值0.3865但低于第二门槛值0.5954)和高水平区间(即农村金融发展水平高于第二门槛值0.5954)三个区间。以2010年为例，全国仅有北京市、天津市和上海市位于高水平区间，7个省份(大部分属东中部地区)位于中等水平区间，19个省份位于低水平区间。这说明，目前仍有九成以上省份的农村金融发展尚未跨越第二门槛值(即拐点)，农村金融发展仍将扩大农村居民内部收入差距。
根据上述分析，可以得出初步结论：1996-2010年，中国农村金融发展水平与农村居民内部收入差距之间的关系不是简单的线性关系，存在鲜明的门槛特征。在门槛值所划分的不同区间内，农村金融发展对农村居民内部收入差距的影响程度存在差异。当农村金融发展水平跨越第一门槛值0.3865而低于第二门槛值0.5954时，农村金融发展扩大农村居民内部收入差距的效应更小；而当农村金融发展水平跨越第二门槛值0.5954后，农村金融发展具有缩小农村居民内部收入差距的效应。需要提及的是，本文研究只涉及中国经济发展的一个区间，研究时期较短，农村金融发展与农村居民内部收入差距的关系仅呈现“倒U型”曲线的低水平和中水平区间(图1)的部分特征。本文认为，目前中国大部分省(区、市)的农村金融发展仍未达到拐点，农村金融发展与农村居民内部收入差距的关系还位于“倒U型”曲线的上行区间，农村金融发展将扩大农村居民内部收入差距。但是，当各省(区、市)农村金融发展水平跨越第一门槛值后，农村金融发展扩大农村居民内部收入差距的效应会得到改善；只有当各省(区、市)农村金融发展水平跨越第二门槛值后，农村金融发展才能起到缓解农村居民内部收入差距的效应。
观察其它控制变量对农村居民内部收入差距的影响，可以发现，NGDP和在1%的统计水平上显著且系数估计值分别为正和负，农村经济发展水平对农村居民内部收入差距影响的库兹涅茨“倒U型”假说得到证实。随着农村经济发展水平的不断提高，农村居民内部收入差距呈现先上升、后下降的变化趋势。农村居民人均受教育年限(EDU)在10%的统计水平上显著且系数估计值为正，说明农村居民人均受教育水平扩大了农村居民内部收入差距，与国内多数研究(例如李俊玲、张广胜，2007；陈东、刘金东，2011)的结论一致，即农村居民人均受教育水平越高，农村居民内部收入差距越大。可能的原因是：作为人力资本水平的代表，受教育水平的提升有助于农村居民从外界获得更多的非农就业机会，而获得非农就业机会的农户，其收入增长要快于固守于农业生产的农户；并且，非农就业收入间的差距比农业收入间的差距更大。城镇化水平(NCITY)在1%的统计水平上显著且系数估计值为正，说明城镇化水平对农村居民内部收入差距有正向影响。可能的原因是，随着城镇化水平的提高，部分农户的收入来源发生了变化，非农就业收入和财产性收入在其总收入中所占比重持续上升，使农村高收入农户与低收入农户之间的收入差距持续扩大。农业现代化水平(AMI)在5%的统计水平上显著且系数估计值为负。这表明，随着农业现代化水平的提高，农村居民内部收入差距会逐步缩小，即农业现代化水平越高的省(区、市)，农村居民内部收入差距越小。其原因是，在农业现代化水平较高的省(区、市)，农业劳动力对现代化农业机械的使用更为普及，相互之间劳动生产率的差距会缩小，这会进一步缩小农村居民从事农业生产获得的收入差距，从而有助于缩小农村居民内部收入差距。
五、结论与启示
本文在已有理论和实证研究的基础上，首先提出了“农村金融发展会缩小农村居民内部收入差距，但存在门槛效应”的假说，然后基于Hansen(1999)提出的面板门槛回归模型，利用1996-2010年中国29个省(区、市)的相关数据，检验了农村金融发展与农村居民内部收入差距之间的非线性关系。本文得出的主要结论是：1996-2010年，中国农村金融发展与农村居民内部收入差距呈现非线性关系，农村金融发展对农村居民内部收入差距的影响具有明显的门槛效应：当农村金融发展水平跨越第一门槛值0.3865后，农村金融发展加剧农村居民内部收入差距的效应将减弱：当农村金融发展水平跨越第二门槛值0.5954(即拐点)后，农村金融发展将缩小农村居民内部收入差距。此外，本文研究还表明，农村经济发展水平与农村居民内部收入差距两者之间呈“倒U型”关系，农村居民受教育水平、城镇化水平均显著扩大了农村居民内部收入差距，而农业现代化水平则有助于缩小农村居民内部收入差距。进一步的分析发现，全国各个省份的农村金融发展正处于不同的区间，且九成以上的省份还处于农村金融发展加剧农村居民内部收入差距的阶段。这说明，中国农村金融发展仍处于初级阶段，且存在着区域发展的不平衡。
基于上述研究结论，本文可以得出以下启示：第一，对农村金融发展与农村居民内部收入差距关系的研究应跳出线性分析范式，应更加关注两者之间的“门槛效应”，适当根据当地农村金融的发展阶段来合理配置农村金融资源，实现农村居民内部收入差距的缩小。第二，基于中国农村金融发展的区域不平衡性，要实现农村居民内部收入差距的缩小，应强化对农村金融发展落后地区的支持，加快农村金融配套体系建设，减少农村金融市场中的信息不对称，降低借贷门槛，推动金融服务在农村地区的全面发展，使低收入群体也能获得良好的金融服务。第三，进一步完善扶贫政策措施(特别是在中西部地区)，纠正扶贫贷款瞄准偏差，扩大扶贫项目覆盖面，逐步缩小农村贫困面。第四，工业化、城镇化进程的加快对劳动者的受教育水平相应地提出了更高的要求，政府在加大对农村教育的投资力度时，应注重缩小区域间农村劳动力受教育水平的差距，合理分布教育资源，使各区域的教育水平得到均衡、协调发展，通过人力资本的有效配置达到缩小农村居民内部收入差距的目的。第五，鉴于农业现代化水平的提高有助于缩小农村居民内部收入差距，政府应重视推广与普及现代农业技术，通过各种途径加强对农民的教育和培训，提高农民运用现代农业技术的能力，让更多的农民从农业现代化中受益，从而缩小农村居民内部收入差距。
需要说明的是，虽然本文研究显示了农村金融发展对农村居民内部收入差距的影响存在门槛效应，但农村金融发展水平的高低只是起到一个数值指示作用，其量值并非代表门槛值的准确值，本文的非线性检验的目的在于提供一种识别手段。今后可考虑进一步将研究层面扩展至村级和个体农户级，以获得更为稳健的结论。
感谢“第十届长三角研究生三农论坛”的与会人员以及金少胜等老师提出的宝贵意见，但文责自负。
注释：
①面板门槛回归模型的建模目标之一是捕捉经济可能发生跃升的临界点或临界区域，它将模型按门槛值区分为两个或两个以上区间，每个区间由不同方程表达。与主观外生设定结构突变点的Chow检验(参见李文军、张巍巍，2011)不同，面板门槛回归模型可根据自身特点内生地划分区间(Hansen，1999)，除具有一般面板模型的优良特性外，还可以捕捉经济变化中的门槛效应。
②即门槛估计值γ与实际门槛值γ[，0]是否相等。
③常用于衡量收入差距的指标主要有离散系数、基尼系数、库兹涅茨比率、泰尔指数、五等分等。考虑到基尼系数是国际经济学界采用最为广泛且被公认的衡量收入差距的权威指标，因此，本文采用基尼系数来反映农村居民内部收入差距。
④该公式的优点是能够处理分组不均衡的样本数据，直观、简捷并且精确。
⑤农村信用社承担着支农服务主力军的重任，在部分农村地区是农民获得金融服务的唯一渠道，在促进“三农”发展中发挥着重要作用。2010年末，全国农村信用社贷款总额为5.9万亿元，占农村全部金融机构贷款总额的60.19%，在农村信贷市场占据主导地位。
⑥关于农村居民内部收入差距影响因素的现有文献中，其主要影响因素大多集中于农村经济发展水平、农村居民受教育水平、城镇化水平和农业现代化水平(娄世艳、李建民，2008；万广华，2004；李俊玲、张广胜，2007)，因此，本文选择这4个变量作为模型中的控制变量。
⑦目前，还没有一个能全面反映农村GDP的总量指标。本文使用各省(区、市)农林牧副渔业增加值与乡镇企业增加值之和代替农村GDP这一指标，虽然与农村GDP的真实值之间可能会存在误差，但在很大程度上有理由相信，至少两者的变化趋势是一致的。
⑧详见Kuznets(1955)。
⑨这一算法比较适合中国的国情，使用该算法的研究者也较多。
⑩由于重庆市于1997年变为直辖市，1997年以前的相关数据缺乏，因此，本文将其与四川省的数据合并在一起。笔者认为，这样做并不会影响研究结论。
(11)中国农业年鉴编辑委员会(编)：《中国农业年鉴》(1997-2011年，历年)，中国农业出版社。
(12)要说明的是，由于2009年以来《中国农业年鉴》缺失各地区农民人均纯收入按村分组的数据，因此，计算2009年和2010年基尼系数与计算1996-2008年基尼系数时所使用数据的统计口径不一致，但笔者认为，该做法并不影响结果。陈东、刘金东(2011)指出，对于农村基尼系数的计算，很多学者采用不同的数据和计算方法所得出的结果是类似的。
(13)从2005年开始，上海市和北京市两个地区的农村信用社转变为农村商业银行或农村合作银行，这一情况造成11个数据缺失。本文研究用1996-2005年这一数据均值填补了缺失数据，虽然数据在一定程度上可能不够精确，但这并不影响对结果的判断。
(14)中国金融年鉴编辑部(编)：《中国金融年鉴》(1997-2011年，历年)，中国金融年鉴编辑部。
(15)国家统计局农村社会经济调查司(编)：《中国农村统计年鉴》(1997-2011年，历年)，中国统计出版社。
(16)国家统计局人口和就业统计司(编)：《中国人口和就业统计年鉴》(1997-2011年，历年)，中国统计出版社。
(17)当然也可以采用其它检验方法，其结果类似，在此不再赘述。
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