西部城鄉(xiāng)收入差距的適度標(biāo)準(zhǔn)值研究＊

田雙全

(重慶工商大學(xué) 管理學(xué)院，重慶 400067)

一、引言及文獻(xiàn)綜述

早期有關(guān)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的理論研究都是建立在古典或新古典增長理論的基礎(chǔ)上，集中于經(jīng)濟(jì)增長對收入差距影響的研究。庫茲涅茨于1955年提出了著名的“倒U型假說”，圍繞“倒U型假說”是否成立的研究迅速增加，但相關(guān)研究大多以經(jīng)濟(jì)增長為起因、收入差距為結(jié)果，忽視了收入差距對經(jīng)濟(jì)增長的能動作用。

20世紀(jì)80年代中期新增長理論提出以后，關(guān)于收入差距影響經(jīng)濟(jì)增長的研究逐漸受到重視。學(xué)者們通過選擇不同的中間變量，從不同角度研究了收入差距對經(jīng)濟(jì)增長的影響機(jī)制，包括儲蓄—投資機(jī)制、政治經(jīng)濟(jì)機(jī)制、教育—生育決策機(jī)制、社會穩(wěn)定機(jī)制和市場規(guī)模機(jī)制等，不同的作用機(jī)制會導(dǎo)致收入差距對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生不同的影響。對于儲蓄—投資機(jī)制，研究者認(rèn)為，在社會各階層中，富人的儲蓄率相對較高，社會儲蓄和投資主要來源于富裕階層，因此，較高的收入差距有助于提高社會儲蓄和投資率，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長;政治經(jīng)濟(jì)機(jī)制的研究者認(rèn)為，在選票政治環(huán)境中，社會稅率通常由中間投票人所偏好的稅率決定，不同的收入分配格局會導(dǎo)致不同的社會稅率，進(jìn)而造成對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生不同的影響［1－2］;教育—生育決策機(jī)制的研究者認(rèn)為，在信貸市場不完善的情況下，貧窮家庭的人口出生率高，人力資本投資率低，在收入分配越不公平的經(jīng)濟(jì)中，窮人比例越大，社會人力資本投資率越低，人口出生率越高，經(jīng)濟(jì)增長越緩慢［3］;社會穩(wěn)定機(jī)制的研究者認(rèn)為收入差距過大可能引發(fā)社會不穩(wěn)定①沖突可能來源于兩個方面:大量低收入者產(chǎn)生不滿情緒，強(qiáng)烈要求改變現(xiàn)狀，可能導(dǎo)致政治經(jīng)濟(jì)體制的不穩(wěn)定;部分低收入者采取非法手段獲取收入，給社會秩序帶來不穩(wěn)定。，導(dǎo)致產(chǎn)權(quán)保護(hù)缺失，從而阻礙經(jīng)濟(jì)增長［4］;市場規(guī)模機(jī)制的研究者認(rèn)為工業(yè)化要求有足夠大的國內(nèi)市場，而這個國內(nèi)市場是由中間階層來支撐的，如果收入差距過大，收入集中在少數(shù)富人手中，會導(dǎo)致國內(nèi)市場的狹小，從而制約工業(yè)化進(jìn)程和經(jīng)濟(jì)發(fā)展［5］。

關(guān)于收入差距與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證研究結(jié)果與上述理論分析基本一致。Benabou(1996)總結(jié)了1992—1996年間對收入差距與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系問題的13個計量研究，其中有9個結(jié)論是不平等顯著地?fù)p害經(jīng)濟(jì)增長，另外4個結(jié)論則相反［6］。此后的實(shí)證研究仍然沒有得出一致的結(jié)論:一部分實(shí)證研究證實(shí)了收入差距對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，如Forbes利用跨國面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸后得出收入差距對經(jīng)濟(jì)增長具有中期和短期正向效應(yīng)［7］;任燕燕和姜明惠利用中國30個省、直轄市、自治區(qū)1981—2005年的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證表明中國短期內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距有利于經(jīng)濟(jì)增長［8］。另一部分研究則顯示收入差距對經(jīng)濟(jì)增長有阻礙作用，如Frank運(yùn)用面板協(xié)整的估計方法，發(fā)現(xiàn)美國各州的收入差距對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了負(fù)效應(yīng)［9］;楊俊等利用面板數(shù)據(jù)對中國居民收入差距與中國經(jīng)濟(jì)增長之間的作用機(jī)制進(jìn)行研究，結(jié)果表明收入差距對經(jīng)濟(jì)增長的影響為負(fù)［10］。以上研究并不存在研究數(shù)據(jù)或研究方法等問題，這種研究結(jié)論的不一致提示我們，收入差距對經(jīng)濟(jì)的影響可能因時間、區(qū)域和國家的不同而不同，甚至出現(xiàn)完全相反的效應(yīng)。也就是說，收入差距對經(jīng)濟(jì)增長的影響可能是非線性的，即存在門檻效應(yīng)。

事實(shí)上，部分已有研究結(jié)論已經(jīng)從側(cè)面印證了上述判斷。Barro使用OECD國家的跨國橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)果表明，貧窮國家的收入分配不平等與經(jīng)濟(jì)增長負(fù)相關(guān)，而發(fā)達(dá)國家的收入分配不平等對經(jīng)濟(jì)增長有正向作用［11］。Aslanidis使用69個國家的面板數(shù)據(jù)，將影響收入分配的變量 (政府支出、通貨膨脹等)為閾值變量，發(fā)現(xiàn)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系具有機(jī)制轉(zhuǎn)移特征［12］。王少平和歐陽志剛運(yùn)用面板數(shù)據(jù)方法分析了收入差距和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)改革初期的城鄉(xiāng)收入差距促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，而現(xiàn)階段城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生阻滯作用［13］。王少平和歐陽志剛運(yùn)用非線性閾值協(xié)整模型研究，表明我國改革開放以來城鄉(xiāng)收入差距與實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長存在長期非線性關(guān)系，其長期效應(yīng)的變化，在泰爾指數(shù)為0.10處發(fā)生機(jī)制轉(zhuǎn)移，1978—1991年，我國城鄉(xiāng)收入差距對實(shí)際增長的長期效應(yīng)為正;1992—1999年，收入差距對實(shí)際增長的效應(yīng)由正向負(fù)平滑轉(zhuǎn)換;1999年后，我國城鄉(xiāng)收入差距對實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生阻滯作用，且負(fù)效應(yīng)呈逐年增加趨勢［14］。

國內(nèi)外最新的理論與實(shí)證研究均表明，收入差距對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)依賴于收入差距水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平而具有非線性特征。這種非線性特征隨著研究的區(qū)域范圍、研究的時間范圍的不同而出現(xiàn)不同。本文將針對我國西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的演變特征而建立門檻回歸模型，使之體現(xiàn)我國西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效應(yīng)因收入差距水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的不同而不同，以此找出西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的適度標(biāo)準(zhǔn)值，為相關(guān)政策的制定提供參考。

二、西部地區(qū)實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長與城鄉(xiāng)收入差距的門檻回歸模型設(shè)定

1.西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的演變特征

度量城鄉(xiāng)收入差距的指標(biāo)相當(dāng)多，有城鄉(xiāng)收入比、基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)等，最常用的是城鄉(xiāng)收入比。本文采用城鄉(xiāng)收入比指標(biāo)度量西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，它等于城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比。樣本區(qū)間選擇1993—2009年，②因無法得到西部地區(qū)及其各省份1993年之前的資本形成總額的數(shù)據(jù)，故確定1993年為樣本時間的起點(diǎn)。歷年的西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入比的值見表1所示，歷年西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入比及人均實(shí)際GDP增長率變化如圖1所示。

從表1和圖1可以看出，自1993年以來，西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入比前期波動較大，后期呈穩(wěn)步擴(kuò)大趨勢。1993—1997年的城鄉(xiāng)收入差距呈“M”型波動變化，在1995年和1997年城鄉(xiāng)收入比出現(xiàn)兩個低點(diǎn)，原因是國家在1994年、1996年連續(xù)兩次較大幅度提高了農(nóng)產(chǎn)品收購價格，農(nóng)民收入顯著增加，使得1995年和1997年城鄉(xiāng)收入比相應(yīng)下降。1998年以后，城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)出穩(wěn)步擴(kuò)大的趨勢，西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入比由1998年的2.77逐步擴(kuò)大到2009年的3.72，從國際經(jīng)驗(yàn)值看，該比值已經(jīng)“過大”，遠(yuǎn)超出了社會容忍區(qū)間。

圖1 西部城鄉(xiāng)收入差距和人均實(shí)際GDP增長率變化圖

表1 西部地區(qū)1993—2009年間歷年的城鄉(xiāng)收入差距 (城鄉(xiāng)收入比)

圖1同時顯示了西部地區(qū)自1993年以來人均實(shí)際GDP增長率的變化。1993—2005年，西部地區(qū)人均實(shí)際GDP增長率經(jīng)歷了由下降到上升的“V”型變化，最低點(diǎn)為1999年的6.32%;2005—2009年，人均實(shí)際GDP增長率呈“W”型波動并逐漸下降趨勢。

從圖1中還可以直觀觀察到城鄉(xiāng)收入比和人均實(shí)際GDP增長率之間的相互變化。在1993—1997年，西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距呈“M”型波動，該期間人均實(shí)際GDP增長率總體呈下降趨勢;1998—2009年，西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距逐步擴(kuò)大趨勢，但這期間的人均實(shí)際GDP增長率呈現(xiàn)兩段走勢，1999—2005年增長率逐年上升，與城鄉(xiāng)收入差距的走勢一致，2005—2009年增長率在“W”型波動中下降，與城鄉(xiāng)收入差距的走勢剛好相反。

進(jìn)一步繪制西部城鄉(xiāng)收入差距與人均實(shí)際GDP的散點(diǎn)圖 (略)。城鄉(xiāng)收入比與經(jīng)濟(jì)水平的相關(guān)性高達(dá)0.64，但其關(guān)系存在明顯的臨界效應(yīng)。城鄉(xiāng)收入比小于3.66時，散點(diǎn)圖出現(xiàn)成團(tuán)聚集現(xiàn)象，沒有很明確的趨勢，而城鄉(xiāng)收入比大于3.66時，出現(xiàn)了較為明確的上升趨勢。

以上兩方面的變化特征是否意味著，西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距可能存在一個門檻值，當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距達(dá)到和超過這一門檻值時，城鄉(xiāng)收入差距對實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)?反之，當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距小于這一門檻值時，對應(yīng)的城鄉(xiāng)收入差距對實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正效應(yīng)?本文正是以度量西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的城鄉(xiāng)收入比作為門檻變量，基于門檻回歸方法，揭示西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距對實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)，找出西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的適度標(biāo)準(zhǔn)值。

2.西部地區(qū)實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長與城鄉(xiāng)收入差距的門檻回歸模型

Quandt于1958年提出了一種判斷線性回歸函數(shù)極值的方法，其基本思想是當(dāng)一個自變量的取值使得按照該變量數(shù)值排序而設(shè)置的虛擬變量的估計系數(shù)的t檢驗(yàn)值最大，則該值為該變量的關(guān)鍵拐點(diǎn)。其含義是只有當(dāng)該變量超過該值時，研究對象將發(fā)生結(jié)構(gòu)改變［14］。本文將借助新古典的Solow增長模型來構(gòu)造實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停捎瞄T檻回歸方法來檢驗(yàn)西部的城鄉(xiāng)收入差距是否存在門檻效應(yīng)，確定西部的城鄉(xiāng)收入差距的適度標(biāo)準(zhǔn)值。

Solow增長模型的基本形式為:

其中，Y表示總產(chǎn)出;K表示資本投入量;L表示勞動力投入量;t表示時間。

假設(shè)城鄉(xiāng)收入差距會影響要素生產(chǎn)率，進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)增長，把城鄉(xiāng)收入差距引入Solow增長模型，并取對數(shù)，可以得到一般的線性回歸模型:

其中，St表示城鄉(xiāng)收入比;lnSt是St的對數(shù)值;ln Yt×ln St用以揭示不同經(jīng)濟(jì)水平的城鄉(xiāng)收入差距對實(shí)際增長的影響效應(yīng)。

在式 (2)基礎(chǔ)上，本文嘗試引入城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長之間可能存在的門檻效應(yīng)，并建立分析城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的非線性門檻回歸模型:

其中，Xt為列向量;X't= ［1，t，lnLt，lnKt，lnSt，lnYt×lnSt］;t為時間趨勢項(xiàng);θ 和 ρ 均為參數(shù)列向量;θ'= ［θ0，θ1，θ2，θ3，θ4，θ5］，ρ'= ［ρ0，ρ1，ρ2，ρ3，ρ4，ρ5］，低于門檻值時解釋變量對被解釋變量的影響由θ表示，高于門檻值時解釋變量對被解釋變量的影響由θ+ρ表示;dt(γ)為啞變量，門檻回歸模型允許變量的參數(shù)因門檻變量而不同;γ為lnSt的門檻值。當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距超過門檻值γ時啞變量d取值1，當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距等于或低于門檻值γ時d取值0。假設(shè)εt服從零均值和同方差的正態(tài)分布。

眾所周知，我國是人口大國，也是農(nóng)業(yè)大國，盡管生產(chǎn)總值 (GDP)較大，平均增長速度較快，但人均GDP很低，人均增長速度較慢。而較大的城鄉(xiāng)收入差距及其擴(kuò)大的趨勢，意味著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)水平還相對較低，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長相對較慢，進(jìn)而可能導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大，阻滯人均實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長，因此使用GDP度量經(jīng)濟(jì)增長，可能扭曲城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)。因此，本文用人均實(shí)際GDP度量總產(chǎn)出，式 (2)、式 (3)中的 lnYt表示 t時期人均實(shí)際 GDP(1990年不變價格，下同)的對數(shù)，以此度量人均實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長。用就業(yè)人員數(shù)度量勞動投入量Lt，lnLt是Lt的對數(shù)值;用資本形成總額度量資本投入量Kt，lnKt是Kt的對數(shù)值。

本文樣本的地區(qū)范圍為西部地區(qū)，根據(jù)國家有關(guān)西部大開發(fā)的省區(qū)來劃分，包括重慶市、四川省、貴州省、云南省、陜西省、寧夏回族自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)、甘肅省、青海省、廣西壯族自治區(qū)、內(nèi)蒙古自治區(qū)和西藏自治區(qū)。樣本的時間區(qū)間為1993—2009年，數(shù)據(jù)來源為歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》和國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)庫。由于GDP、資本形成總額都是按照當(dāng)年價計算的，為了剔除價格因素的影響，本文以1990年為基期，使用GDP平減指數(shù)加以調(diào)整。由于中國統(tǒng)計年鑒僅提供了各年的名義GDP和按可比價計算的GDP指數(shù)，本文選擇以1990年為基期，首先根據(jù)GDP指數(shù)計算各年的實(shí)際GDP，其次根據(jù)名義GDP和實(shí)際GDP進(jìn)一步計算得出各年的GDP平減指數(shù)，最后使用該指數(shù)來調(diào)整各年的資本形成總額。剔除價格因素之后，實(shí)際人均GDP、資本形成總額的數(shù)據(jù)可以直接用于實(shí)證模型的估計。

三、實(shí)證分析結(jié)果

1.西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距門檻值 (適度標(biāo)準(zhǔn)值)的確定

回歸時首先將歷年的城鄉(xiāng)收入比由小到大排序，從最小的城鄉(xiāng)收入比開始設(shè)立城鄉(xiāng)收入差距門檻值，凡是超過門檻值的其啞變量取值為1，未超過門檻值的令其啞變量取值為0，進(jìn)行回歸，得到門檻變量lnSt的參數(shù)檢驗(yàn)t值;然后，將次小的城鄉(xiāng)收入比設(shè)為城鄉(xiāng)收入差距門檻值，用同樣的方法確定啞變量取值，代入模型進(jìn)行回歸，得到第二個門檻變量lnSt的參數(shù)檢驗(yàn)t值;以此類推，得到所有回歸系數(shù)β4的t檢驗(yàn)值。

根據(jù)這一思路，按照城鄉(xiāng)收入比的取值從小到大的順序設(shè)置了17個啞變量，依次代入模型進(jìn)行回歸。發(fā)現(xiàn)在所有的模型中，當(dāng)城鄉(xiāng)收入比等于3.59時，門檻變量lnSt的t檢驗(yàn)值為2.20，達(dá)到最大，在5%的臨界水平上顯著。而當(dāng)城鄉(xiāng)收入比小于3.59或大于3.59時，lnSt的t檢驗(yàn)值都不顯著。這說明3.59是一個分界點(diǎn)，由此形成的高于該值和低于該值的兩個子樣本具有不同的經(jīng)濟(jì)增長模式。為此，西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的適度標(biāo)準(zhǔn)值為3.59。

2.線性回歸與門檻回歸結(jié)果比較分析

在確定城鄉(xiāng)收入差距具有門檻效應(yīng)之后，我們采用線性回歸模型和門檻回歸模型來比較兩種不同方法估計結(jié)果的差異，在兩個范圍下比較門檻回歸的結(jié)果和城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系的差異。

表2為線性模型估計的結(jié)果，從系數(shù)上看，時間趨勢項(xiàng)、勞動投入量都對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生有利的影響，且它們的系數(shù)都是顯著的;而資本投入量、城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了不利的影響，但資本投入量的系數(shù)不顯著。當(dāng)然這種結(jié)果缺乏可信度，如果城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長之間真實(shí)的關(guān)系是非線性的，那么設(shè)立線性回歸模型來研究城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系就面臨著模型選擇的錯誤，在此基礎(chǔ)上是無法捕捉到兩者之間的關(guān)系的。

表2 線性回歸結(jié)果

表3為城鄉(xiāng)收入比小于3.59時的門檻回歸結(jié)果，表4為城鄉(xiāng)收入比大于3.59時的門檻回歸結(jié)果，可以看出門檻回歸的結(jié)果與線性回歸的結(jié)果相差很大，低于門檻值與高于門檻值時的差異也很大。

表3顯示，當(dāng)城鄉(xiāng)收入比小于3.59時，城鄉(xiāng)收入比的估計系數(shù)為1.59，說明這時的城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了正面的效應(yīng)，但這種正面效應(yīng)不顯著。勞動投入量的系數(shù)為正值，資本投入量的系數(shù)為負(fù)值，勞動投入量在1%的水平下顯著，而資本投入量不顯著，顯示勞動力的增長是經(jīng)濟(jì)增長的主要動力。

表3 門檻回歸結(jié)果 (城鄉(xiāng)收入比＜門檻值3.59)

表4顯示，當(dāng)城鄉(xiāng)收入比大于3.59時，城鄉(xiāng)收入比的估計系數(shù)為－5.89，在1%的水平下顯著，說明這時的城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了嚴(yán)重的負(fù)面效應(yīng)，這與城鄉(xiāng)收入比小于3.59的情況完全相反。勞動投入量系數(shù)仍為正值，但急劇下降為0.14，明顯低于表3的0.84，且它變得不顯著;資本投入量仍然不顯著。這表明，當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距高于門檻值時，不僅城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了負(fù)面效應(yīng)，而且會影響到勞動投入量、資本投入量等對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)，帶來不利影響。

表4 門檻回歸結(jié)果 (城鄉(xiāng)收入比＞門檻值3.59)

低于門檻值時的城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了正面的效應(yīng)，但這種正面效應(yīng)不顯著。可能的原因有二:一是樣本量太少，無法完全顯現(xiàn)出正面效應(yīng);二是城鄉(xiāng)收入比并不是低于3.59時就越低越好，在一級門檻值下面可能還存在著二級門檻值，由于受樣本量的限制，繼續(xù)計算二級門檻值受很大局限，因此，本文沒有計算二級門檻值。一級門檻值為城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系提供了一個提示作用。

四、結(jié) 論

本文采用門檻回歸方法，借助新古典的Solow增長模型構(gòu)造實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停治隽顺青l(xiāng)收入差距、資本投入量和勞動投入量對經(jīng)濟(jì)增長的影響作用，檢驗(yàn)西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距是否存在門檻效應(yīng)，確認(rèn)西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的適度標(biāo)準(zhǔn)值，獲得了一些頗具啟示意義的分析結(jié)論。

第一，1993—2009年期間，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的高速增長主要來自勞動力投入，勞動力要素對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)極大。勞動要素的產(chǎn)出彈性大于資本要素的產(chǎn)出彈性，這種現(xiàn)象在資本密集度達(dá)到一定程度時才可能出現(xiàn)，這是很多行業(yè)開始資本密集化過程的體現(xiàn)［15］。

第二，西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長之間存在門檻效應(yīng)，其門檻值為3.59，即以城鄉(xiāng)收入比為測度變量，西部城鄉(xiāng)收入差距的適度標(biāo)準(zhǔn)值為3.59。在城鄉(xiāng)收入比小于3.59時，城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟(jì)增長具有正面的效應(yīng)，而在城鄉(xiāng)收入比大于3.59時，城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟(jì)增長具有負(fù)面的效應(yīng)。

第三，西部地區(qū)自2002年以來的城鄉(xiāng)收入比均超過了3.59，說明西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距已經(jīng)過大，因此，采取措施縮小西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距已經(jīng)刻不容緩。

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(責(zé)任編輯:楊全山)