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中图分类号：F126.2 文献标志码：A 文章编号：1674－4543（2009）05－0043－14
改革开放以来，我国的经济增长速度很快。我国丰富的劳动力资源，较高的储蓄率，以及科学教育水平的不断提高等，都为经济的快速增长创造了有利条件。但是，在经济快速增长的同时，也产生了一些必须高度重视的经济问题。其中一个重要的问题就是城乡发展不平衡所导致的城乡收入差距拉大。在我国经济改革的初期，尤其是20世纪80年代后期，城乡收入差距的扩大有助于劳动力资源的转移，从而在一定程度上改善了资源配置、提高了经济效率。但从目前来看，城乡收入差距的不断扩大已成为影响经济发展而迫切需要解决的问题。以我国总体和分地区的统计数据为样本，实证分析表明，目前我国的城乡收入差距扩大已经对经济效率的提高产生抑制作用，并在不同类型地区程度不同地表现出来。
一、相关研究现状与经济效率测度方法选择
（一）相关研究现状
国内外有关收入分配差距对经济产出的影响，主要是研究收入分配与经济增长的关系。Alesina，Alberto等（1994）[1]利用1960～1985年不同国家的收入分配状况的样本数据，研究了收入分配差距对经济增长的影响，计量结果表明收入不平等和经济增长之间存在负相关关系。Deininger和Squire（1996）[2]用初始的收入不平等和其他变量作为解释变量对经济增长进行解释，结果表明初始的收入不平等对经济增长的影响不大，然而低增长的确与最初的土地不平等有关。Alesina，Perotti（1996）[3]以税收作为传导机制，认为经济增长与税收正相关，但税收与收入分配差距过大之间没有显著的相关性，表明收入分配差距对经济增长影响不大。Sylwester（2000）[4]使用联立方程组，分析了收入分配不平等与教育的关系以及收入分配不平等和教育与经济增长的关系，研究表明，收入分配更为不平等的国家的教育费用支出占国内总产值的比重会逐步增加，而教育支出的增加短期来看会降低经济增长，但长期内却有助于经济增长。Panizza（2002）[5]使用美国1940～1980年48个州的面板数据，利用混合OLS、固定影响模型和GMM方法对收入分配不平等与经济增长之间的关系进行了估计，结果表明，收入分配不平等与经济增长之间的正相关关系并不存在。
周文兴（2002）[6]运用非经典时间序列方法，对中国经济增长与城镇居民收入分配的相互关系进行了研究，指出在长期内经济增长与收入不平等之间呈正相关关系。林毅夫、刘明兴（2003）[7]运用1978～1999年28个省份的样本数据，分析了影响经济增长的主要因素，又以1978～1999年28个省份的数据为基础，分析了城乡收入差距扩大的原因。他们认为，发展战略是解释中国经济增长和收入分配的关键。杨俊等（2005）[8]使用1995～2000年和1998～2003年两个样本区间的数据，同时结合中国20个省份的截面数据与时序数据，分析了我国居民收入不平等与经济增长之间的相关关系；分析结果表明，我国自20世纪90年代中后期以来，居民收入分配差距与经济增长之间的负相关关系较为显著。
从上述研究可以看出，收入分配差距的扩大对经济增长的影响，并不存在确定的相关关系，而且这种影响在不同国家存在差异。但上述研究都没有对收入差距对经济效率的影响进行研究。本文以我国的相关统计数据为样本数据，通过分析全国及不同类型地区城乡收入差距对经济效率的影响，观察二者之间的关系及这种关系在不同类型地区之间的差异。
（二）对经济效率的测度方法选择
1.指标选择及数据来源
这里我们采用全要素生产率指标来对经济效率进行测度。在对全要素生产率进行估算时，主要使用了各年度的资本存量、国内生产总值以及有效劳动力总量指标来进行计算。其中，各年度的国内生产总值是经过1952年的不变价格指数进行调整后的实际值；对于各年度资本存量，这里直接使用了张军等在《中国省际物质资本存量估算：1952～2000》一文中的测算数据，并以此文中所用的方法补充测算了2000～2006年我国资本存量的数据；对于各年度投入的劳动力总量，这里使用的是三次产业的劳动力投入量总和。
在对全要素生产率进行估算时，主要采用的是有效劳动力人均产值剔除有效劳动力人均资本贡献的方法。根据丹尼森的经济增长理论，经济增长主要来源于生产要素投入量的增长以及经济效率的提高两个方面。因此，我们所估算的全要素生产率实际上可以看作是剔除了劳动力、资本投入量变动影响后的经济效率。另外，对全国城乡收入差距的衡量，使用的是城乡差值基尼系数；对不同类型地区城乡收入差距的衡量，使用的是某地区的城镇人均可支配收入与农村人均纯收入的比值。本文所使用的原始数据，来源于《新中国五十五年统计数据汇编》、各年度《中国统计年鉴》以及部分地区的历年统计年鉴。
2.估算全要素生产率的理论模型选择
对全要素生产率的计算主要采用生产函数法。在此，我们首先假定生产函数为柯布—道格拉斯生产函数，即：
二、我国总体城乡收入差距对全要素生产率的影响
（一）我国全要素生产率的估算结果
利用样本数据，我们通过OLS参数估计方法得到的回归结果见表1。如果直接利用回归方程（3）来进行估算，而不做任何的其他调整（即修正前的模型），我们会发现模型的拟合优度非常高，并且各个参数的t检验都能通过，但DW值比较低，仅为0.3184。经过自相关检验（LM检验），结果表明该模型存在自相关。如果仍然使用该模型，最终将严重影响参数估计的有效性。为此，我们利用自回归ARMA模型进行修正，从而得到表1中修正后的模型回归结果。经过修正后，模型的拟合优度更高，DW值也得到明显提高，达到1.7092。同时，我们对修正后的模型进行倒数根检验，得根为0.468284。倒数根落在单位圆内，表明ARMA模型是稳定的。
通过对表1中修正后模型进行参数估计，我们可以得到常系数C为－0.88346，即：Ln（A）＝－0.883461。然后，我们从回归结果中获得残差项，利用公式（4）估算出我国1978～2006年各年度的全要素生产率，计算结果见表2：
。
（二）我国总体城乡收入差距对全要素生产率的影响
我们绘制出我国1978～2006年期间的全要素生产率变动图，如图1所示。从图1可以看出，我国各年度全要素生产率的波动呈现出严重的不规则性。1978～1991年，全要素生产率波动较大，规律性不明显，且在1991年达到这一时期的最大值；而1992～2006年，全要素生产率波动较小，且呈现为下降趋势。从整个时期来看，我国的全要素生产率在上世纪90年代初期，即1991～1992年间处于最高区间。如果我们直接用1978～2006年的数据对全要素生产率与城乡收入差距的相关性进行分析，会发现效果非常差，大部分检验都不能通过。
图1 1978～2006年我国全要素生产率变化
图2 全要素生产率散点图与趋势线
图3 城乡差值基尼系数散点图与趋势线
为了更好地分析我国全要素生产率的发展趋势及城乡收入差距对其的影响，我们将全要素生产率与城乡差值基尼系数的散点图与趋势线分别绘制出来，如图2和图3所示，其中GA表示城乡差值基尼系数。比较两个变量的变动趋势，我们发现1978～2006年间，我国全要素生产率与城乡收入差距的相关性表现出3个阶段性特征。从我国改革开放初到80年代中期，全要素生产率表现为上升的趋势，城乡收入差距表现为不断降低。事实上，这种表面的负相关关系并不能说明它们之间存在着强烈的因果解释关系。Granger Causality检验结果表明，在这段时期全要素生产率的上升并不能用城乡收入差距的缩小来解释。而全要素生产率表现出来的上升趋势，主要还是改革开放后所实施的各项相关政策导向的结果。其中家庭联产承包责任制在农村的实施，极大地调动了农民的生产积极性，提高了农村生产要素的使用效率。另外，1978～1985年期间，我国的科研支出占财政支出的比重也表现为上升趋势，而且高于80年代后期以来的科研支出比重，如图4所示。这种科研支出的高比重，加快了技术进步，也促进了全要素生产率的提高。因此，在这一时期全要素生产率的上升，伴随着城乡收入差距的缩小，而不是相反。
从20世纪80年代后期到90年代初，城乡收入差距与全要素生产率呈现正相关的关系。这主要是因为我国自80年代后期，劳动力在很大程度上能够在城乡间转移，而城乡收入差距的扩大，推动了农村剩余劳动力向城镇的大量转移。这种转移，一方面降低了农村的隐性失业，另一方面弥补了我国城市化、工业化过程中城镇部门的劳动力缺口，从而在很大程度上优化了城乡劳动力资源配置效率，提高了经济效率。因此，这一时期城乡收入差距的扩大在一定程度上促进了全要素生产率的提高，但这一状况并未能持续。白20世纪90年代以来，尤其是最近10几年，城乡收入差距与全要素生产率表现出明显的负相关关系。这一时期的城乡收入差距的扩大对经济效率的提高起了抑制作用。这主要是过大的城乡差距，会过度刺激农村劳动力转移，使其超过城镇的最适度人口，从而导致城市部门的生产率下降。另外，过大的城乡收入差距，造成了我国农村市场的过度萎缩，导致城乡消费需求演进链条断裂。在占全国人口大多数的农民的消费结构不能顺利地实现更新和升级时，农村市场也就无法及时承接城镇居民消费升级后所过剩的工业品供给，从而使得城市中某些产业过早地陷入了衰退，难以实现更大的规模经济效应。由此也使得我国企业在其技术选择上采取了资本替代劳动的技术路径，导致投资收益率持续而显著地下降，加速城市部门的资本深化，不利于产业结构的优化。这些因素降低了城市部门的聚集系数，从而抑制了全要素生产率的提高。
图4 1978～2006年我国科研支出占财政支出比重变动情况
我们选取1991～2006年全要素生产率与城乡差值基尼系数的数据进行回归分析，以此来观察它们之间的关系。由于1997年爆发了亚洲金融危机，对我国吸引外资和对外贸易都产生了抑制，从而一定程度上抑制了资源配置效率的提高；加之2000年以来，我国的产业集中率不断提高，不利于经济效率的提高。因此，为了反映1997年以来这种内外部环境变化对经济效率的影响，我们在回归模型中引入年份虚拟变量D（其中，D＝0表示1991～1996年；D＝1表示1997～2006年）。这样我们可以利用公式（5）对这一时期的城乡差值基尼系数与全要素生产率的关系进行估计：
其中，C（1）和C（3）在0.05的显著水平上通过t检验，C（2）的t检验概率值略大于0.05，但在0.1的显著水平上通过了检验。此外，回归的拟和优度较好，DW值接近2。因而，整个参数估计的效果较好。
从回归结果可以看出，1997年以来的内外部经济环境变化在一定程度上抑制了我国全要素生产率的增长，与现实情况相符。此外，C（2）为0.0067，为解释变量1／GA的回归系数，因此，城乡差值基尼系数的变化方向与全要素生产率的变化方向是相反的，也就是说自20世纪90年代以来，我国城乡收入差距的扩大确实对经济效率的提高产生了抑制作用。
三、分地区城乡收入差距对全要素生产率的影响
（一）城乡收入差距的地区聚类特征与典型地区选择
我们分别选取1985年、1990年、1995年、2000年以及2005年全国31个省（市）的相关截面数据，使用SPSS统计软件对31个省（市）进行聚类。聚类结果如表3所示：
从表3的聚类结果来看，由于在聚类过程中所选取的是全国31个省、市、区的截面数据，所以不同年份的聚类结果存在一定的差异。主要表现为：某些地区在不同年份的聚类结果中属于不同的类别。为了分析不同类型地区城乡收入差距对全要素生产率的影响，我们在每一类别地区中选取一个地区作为典型进行比较研究。然而，各年度聚类结果的不稳定为典型地区的选取带来了一定困难。为此，我们对典型地区的选取，设定了如下3个约束条件，即：
（1）要求在所有的聚类分析年份里，作为某一类别的典型地区落在该类别里的概率（或频率）最大。
（2）要求在任一特定的聚类分析年份里，所选出的典型地区为相同类别的概率最小（在相同类别中综合来看属于中等情况）。
（3）在满足上述两个条件之后，充分考虑后续分析中获得该地区相关统计数据的难易度及精确性。
依据以上3个条件，我们最后所选定的6个典型地区分别为：北京（A类区）、吉林（B类区）、福建（C类区）、山西（D类区）、青海（E类区）、云南（F类区）。
（二）6个典型地区全要素生产率的估算结果
从城乡收入差距对全国经济效率的影响分析来看，改革开放初到20世纪80年代中期，城乡收入差距的变化对全要素生产率的变动缺乏解释力。加之我们更主要的是关注我国确立了社会主义市场经济体制以后，分地区城乡收入差距的扩大是否像全国一样对全要素生产率的提高存在着反向制约作用，以及地区之间的影响差异。因此，我们确定对典型地区样本数据的选择区间为1985～2005年。
运用北京、吉林、福建、山西、青海及云南6个地区的地区样本数据，仍然使用公式（3）通过OLS方法进行参数估计，得到的回归结果如表4所示。在表4中，所有的ARMA模型都通过了倒数根检验，模型是稳定的。而且从模型的拟合优度及t检验的结果看，所有模型的回归效果都比较好。
通过OLS参数估计方法得到上述回归结果之后，利用公式（4）对这6个地区1985～2005年期间各年度的全要素生产率进行估算，估算结果见表5：
（三）典型地区城乡收入差距对全要素生产率的影响
经过上述对6个地区全要素生产率的计算，我们以此为基础继续分析不同类型地区城乡收入差距对全要素生产率的影响。先分别给出6个地区的全要素生产率与城乡收入差距的散点图与趋势线，如图5至图16所示：
北京市：
通过观察以上6个地区的相关散点图与趋势图，我们发现由于地区间经济发展状况存在较大差异，各地区全要素生产率与城乡收入差距的发展趋势变化呈现出多样性特点，而且近几年并不是所有地区的全要素生产率都像全国一样伴随着城乡收入差距的扩大而出现下降趋势。
我们将上述6个地区以及全国的全要素生产率波动图绘制出来，如图17所示。从图17可以看出，相对于全国的全要素生产率水平，6个地区表现出不同程度的偏离。其中，福建、云南和吉林的全要素生产率大幅高于全国水平；山西与青海的全要素生产率要低于全国水平；而北京的全要素生产率略低于全国水平，但最为接近。
图17 1985～2005年全国及6个典型地区的全要素生产率变动
为了说明在经济发展的同一时期上述各地区的全要素生产率与城乡收入差距的变动趋势和水平，我们给出了以上6个地区2000年以来的全要素生产率与城乡收入差距的水平和变化趋势，见表6。可以看出，6个地区近几年的城乡收入差距虽然处于不同的水平之上，但是基本趋势都是上升的。但不同地区全要素生产率的发展趋势是不同的，有的上升，有的下降，而且处于不同的水平之上。结合系列图5至图16进一步对6个地区进行分析①，并且剔除散点图中分布凌乱的样本点。
以北京市为代表的A类地区，城市化和工业化水平很高，城乡发展相对协调。其全要素生产率自90年代后期以来基本保持稳定，波动幅度很小。其经济增长主要来源于较好的经济运行环境以及较高的市场化程度下的快速资本深化。图18显示了1986～2005年期间，6个地区有效劳动人均资本水平（万元／人）的变化。从中可以看出，北京市的有效劳动人均资本水平远远高于其他典型地区。而北京市的全要素生产率水平比其他地区低，基本处于37％左右的水平上，与同时期的全国水平接近。同时，北京市的城乡收入差距处于一个较低的水平上，且表现为上升趋势。而且，进入2000年后，城乡收入差距与全要素生产率的变化趋势表现为负相关关系。这表明北京市的资本深化促进了城乡收入差距的扩大，而城乡收入差距的扩大又促进了农村剩余劳动力的转移，尤其是其他地区农村劳动力向北京等大城市的转移，使这些地区城市人口过度聚集，超过最适度人口规模，从而导致资源配置效率的降低，使全要素生产率表现为下降的趋势。
图19 1985～2005年5个地区的有效劳动人均产出
以福建省和吉林省为代表的c类地区和B类地区，经济发展水平相对较高，城市化、工业化水平以及资源配置效率较高，有效劳动人均产出（万元／人）高于其他3个省份，如图19所示。但这些省份的资本深化速度较慢，如图18所示。因此，我们看到这些省份的全要素生产率处于相对较高的水平，其对有效劳动人均产出的贡献比较大。表明在这些地区，经济发展在很大程度上得益于经济效率的提高。同时，也正因为这些地区的经济发展速度较快，并且相对于其他地区优先达到较高的水平（除北京市等A类区），因此在经济发展结构上更能兼顾城乡、相对平衡地发展。因而，我们看到这些省份的城乡收入差距相对较小。另外，在近几年，伴随着城乡收入差距的扩大，这些地区的全要素生产率表现出了不同程度的下降趋势，尤其是吉林省下降幅度较大，说明吉林省城乡差距的扩大使该地区的过度城市化问题趋于严重，导致其经济效率的下降。
以山西省和青海省为代表的D类地区和E类地区，经济发展水平相对落后，资源配置效率普遍偏低，这些省份的全要素生产率低于全国的整体水平，其经济增长主要依靠增加要素投入量的粗放式增长方式来实现。山西省的人均资本高于除北京外的其他地区，如图18所示。这种较高的人均资本水平，并不是像北京市等A类地区是在市场化程度较高的情形下资源的自由集聚，而是一种粗放式的投入，因此要素利用效率偏低，经济效率相对低下。同时，这些地区的城乡收入差距较大，这是在经济发展落后地区优先发展城镇经济的必然结果。此外，在近几年，伴随着城乡收入差距的扩大，这些省份的全要素生产率处于上升的状态。这种情况主要是因为：一方面，优先发展城镇经济直接推动这些地区全要素生产率的提高；另一方面，城镇经济的快速发展拉大城乡收入差距，促使劳动力资源由农村转入城镇，从而能够使劳动力资源在城乡间得到优化配置，进一步提高了经济效率水平。
以云南省为代表的F类地区，全要素生产率处于较高水平，而且进入90年代以来，没有出现较大幅度的波动，基本稳定在一个较高的水平上。从图18、图19中可以看出，云南省的人均资本水平与人均产出水平都比较低，资本深化速度更慢。因而，云南省的全要素生产率在经济增长中的贡献较大。同时，云南省的城乡收入差距处于高水平，这同样是优先发展城镇经济的必然结果。这种很大的城乡收入差距，显然为劳动力由农村转移到城镇提供了更大的激励，但由于云南在全国属于相对落后地区，其城市的收入水平仍相对较低，因此，农村剩余劳动力的转移更多的是使中小城市人口向最适度规模趋近，使其全要素生产率一直保持在较高水平。但近几年，伴随着城乡收入差距的扩大，云南省的全要素生产率出现了下降趋势。这表明城乡收入差距长期处于高水平，由此导致的农村劳动力向城市的聚集已经开始超过最适度规模，使经济效率开始下降。
通过上述对6个地区的分析，可以看出：
首先，对比山西省与云南省的全要素生产率与城乡收入差距的变化趋势，可以看出，尽管两省的城乡收入差距都处于高于全国整体水平的状态，但是全要素生产率却相差较大。通过上面的分析，我们可以知道：虽然两省都处于加速城市化与工业化进程的阶段，但是相对于全国的整体水平而言，山西省的经济增长主要采取了增加要素投入、扩大规模，即粗放式的增长方式来实现的；而云南省在经济发展过程中，有效劳动的人均资本水平比较低，在一定程度上是依赖于经济效率的提高来实现的，相比而言更倾向于集约式的增长方式。然而，从长期来看，粗放式的增长方式一方面会产生传统经济学所谓的负的经济外部性，而且到了一定时期必然会遇到资源瓶颈问题，使增长受到约束。因而，粗放式的增长方式必然不能长期维持，经济最终将转向集约式的增长方式。
其次，通过上述分析，我们还可以发现，城乡收入差距的扩大在一定时期能够促进全要素生产率的提高，但是当城乡收入差距扩大到一定程度时，反而会抑制全要素生产率的提高。这时，就有必要对城乡经济实施更为平衡的发展策略而使得城乡收入差距有所减小。而此时，经济体经过一定时期的发展，城市化、工业化水平和市场化程度得到提高，从而其他地区的资源能够在更大程度上自由地向该地区转移，使得该地区资源能够得到快速集聚，尤其是资本要素的加速集聚。这样，生产要素在一定时期的相对充裕，使得该地区的经济增长又转向了依靠要素投入的增长，尤其是资本要素的增长上。从而使得该地区全要素生产率出现下降的趋势或保持相对的稳定。
最后，在资源相对有限的条件下，任何依靠要素投入增长来推动经济发展的地区最终不可避免地会遇到资源瓶颈的约束。因此，任何经济体当经济发展到一定程度，将必然选择集约式的发展方式，并且有能力选择城乡统筹的发展模式，使城乡收入差距逐渐缩小，经济效率得到提高。
上述规律我们可以借助图20来加以描述。在图20中，最适度的城乡收入差距与经济增长方式转换的临界状态将整个坐标系分割成ABCD4个区域。随着整个经济的发展，我们将全要素生产率与城乡收入差距的相关关系反映在MN曲线上，即逆时针旋转90度后的“S”型曲线，运行轨迹由M到N。而上面所分析的不同地区之间所表现出来的全要素生产率与城乡收入差距的相关关系的差异性，主要是由于这些地区处于经济发展的不同阶段。
需要说明的是，这里仅是为了分析方便，而将上述几个地区放在同一个图形中进行分析。而事实上，由于各类地区经济环境② 存在较大差异，各类地区以及全国的整体水平都会有各自相应的最适度城乡收入差距③和经济增长方式转换的临界状态④。
图20 最适度城乡收入差距与增长方式转换
对于全国经济的整体水平而言，自改革开放以来，经过长期的粗放式经济增长后，集约式增长必然成为现阶段以及将来相当长时期的发展模式；而且在上面的分析中，我们已经知道我国经济的整体水平表现为全要素生产率与城乡收入差距呈现负相关关系。因此，我国经济的整体水平目前应处于图20中的B区域。因而，缩小城乡收入差距，促进集约式发展以提高经济效率是必然选择。
四、结论
通过分析，可以得出以下结论：（1）在经济发展的所有阶段，粗放式的经济增长模式对经济效率的影响未必都是负的。对于一个最初是封闭的经济体而言，如果在改革之前存在资源的剩余（例如中国在改革前存在大量的剩余劳动力），那么经济改革之初必然是依靠增加要素的投入来实现经济的快速增长。同时，为了加快工业化、城市化的进程选择优先发展城镇经济也是必然。这样，在一定时期经济改革既拉大了城乡收入差距，也对全要素生产率的提高有推动作用。而城乡收入差距的扩大也有利于改善城乡间的资源配置效率，从而有利于推动经济效率的提高。当经济改革进行到一定程度，粗放式的经济增长一方面产生较大的负的经济外部性（包括城乡收入差距的扩大），另一方面受到资源瓶颈的约束；此时，转变经济增长方式就成为必然选择；于是，经济发展就从图20中的A区域进入B区域，经济发展开始从依靠要素投入增长转变为更大程度地依靠经济效率的提高上。此时，如果继续以城镇改革为重点，继续扩大城乡收入差距，将会造成城乡间劳动力资源的过度转移，从而经济效率出现下降的趋势。从图13、图14中，我们可以看到山西省在2004年、2005年，也就是最近两年，已经开始出现全要素生产率伴随城乡收入差距的扩大而有下降的倾向。因此，我们认为山西省在现阶段应该加快经济增长方式的转变，同时应兼顾发展农村经济，从而缩小城乡收入差距。（2）由于各地区的资源禀赋存在差异，经济发展并非同步，因而实施怎样的经济政策、什么时候实施应该有所不同，避免一刀切。在经济改革的前期（主要包括图20中的A、B区域），对于何时应转变经济增长方式，主要的原则是当城乡收入差距的扩大已不能再推动全要素生产率的提高时为宜。而由于不同地区在同一时期可能处于经济发展的不同阶段，所以应该因地制宜，以符合各地区经济发展的状况。从全国部分地区以及全国经济的整体发展水平来看，目前城乡收入差距的扩大已经不利于全要素生产率的提高，至少城乡收入差距的扩大已不能再推动全要素生产率的提高，如山西省。所以现阶段，我国经济改革的重心应该转向统筹城乡经济发展，缩小城乡收入差距；同时，应加快转变经济增长方式，使经济发展的动力由要素投入量的增长转向效率的提高。但是，也应该允许部分地区将经济发展的重心继续放在城镇上；在这些地区，现阶段一定程度上扩大城乡间收入分配的差距能够推动全要素生产率的提高，主要是城镇全要素生产率的提高。
收稿日期：2009－06－08
注释：
① 由于城乡收入差距与全要素生产率的关系在各地区表现出相关性的时序较短，难以运用计量方法进行深入分析，本文结合相关理论和文中研究的统计数据进行分析。
② 这里的经济环境包括本地区的地理环境、人口密度、资源状况、制度等一系列外生性变量。
③ 这里的城乡收入差距的最适度指在城市化、工业化等经济发展过程中，与经济发展阶段相适应的城乡收入差距。
④ 经济增长方式转换的临界状态客观上是由资源充裕度来决定的。而任何主观的观念的转移必然有一定的客观基础。因此，经济增长方式的转变是在客观条件约束下的必然选择。
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