國內(nèi)生產(chǎn)總值與可支配收入的協(xié)整分析

劉忠群，夏麗麗

（重慶大學(xué) 貿(mào)易與行政學(xué)院，重慶 400044）

國內(nèi)生產(chǎn)總值與可支配收入的協(xié)整分析

劉忠群，夏麗麗

（重慶大學(xué) 貿(mào)易與行政學(xué)院，重慶 400044）

官員熱衷GDP增長，是為了政績，還是為了民生？從GDP增長中百姓是否得到實(shí)惠？如果GDP與人民的幸福指數(shù)沒有關(guān)系，為何它能長期成為各級政府的考核指標(biāo)？文章采用成渝兩地的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，以重慶為例，并以成都作為佐證，通過協(xié)整分析、誤差修正模型和Granger因果檢驗(yàn)，論證了人均GDP與人均可支配收入是相互促進(jìn)的正相關(guān)關(guān)系，并用量化分析的方式對該問題求解。

GDP人均可支配收入 協(xié)整分析

1 問題的提出

國內(nèi)生產(chǎn)總值（簡稱GDP）指標(biāo)常被公認(rèn)為衡量一個(gè)國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)狀況的最佳指標(biāo)。它不但可反映一個(gè)國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)，更可以反映一國或地區(qū)的國力與財(cái)富，所以它一直作為測量經(jīng)濟(jì)發(fā)展的工具。但是近年來用GDP作為衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指標(biāo)，卻一直被世人所詬病。一些國家或地區(qū)為了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展不惜犧牲環(huán)境為代價(jià)，大量的“高投入、高消耗、高排放、不協(xié)調(diào)、難循環(huán)、低效率”經(jīng)濟(jì)問題也依附而生并日益突出。因?yàn)橐訥DP作為衡量經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，是不考慮資源的承載能力，也不能衡量效益、質(zhì)量和公正等等，故人們認(rèn)為GDP的上升是官員為了政績的數(shù)字游戲。特別是一些省份近年來在追求GDP增長中表現(xiàn)了出來的不冷靜和盲目，反之GDP增長好像并沒有給百姓帶來真正的福利，所以有人呼吁要棒殺GDP的指標(biāo)體系。不少研究者對GDP指標(biāo)也頗有微詞，認(rèn)為GDP與收入增長并不協(xié)調(diào)，百姓的幸福感并不得到增強(qiáng)。這些診斷在人群中引起了關(guān)注和共鳴，GDP也因此被戴上有色眼鏡。

筆者認(rèn)為GDP指標(biāo)與“幸?！贝嬖谡嚓P(guān)。其一，GDP增長了，人均可支配收入就會(huì)增加，生活質(zhì)量也就會(huì)提高,“幸福感”就會(huì)增強(qiáng)；其二，GDP指標(biāo)能以經(jīng)濟(jì)成果的形態(tài)表示社會(huì)財(cái)富的增加，而且目前還找不到可替代的更科學(xué)的衡量發(fā)展的指標(biāo)，所以GDP仍然是當(dāng)前考核經(jīng)濟(jì)的最主要坐標(biāo)。鑒于對GDP與“幸福感”不相關(guān)的誤解，有必要厘清GDP和可支配收入之間的關(guān)系，這樣才有利于政府工作目標(biāo)的可操作性，有助于民眾對政府工作的期望和支持。所以本文以重慶直轄市為例，搜集歷年來人均可支配收入和重慶市的GDP數(shù)據(jù)，為了科學(xué)準(zhǔn)確地表述時(shí)間序列變量可能存在的長期穩(wěn)定關(guān)系，我們采用協(xié)整分析。同時(shí)也為了更準(zhǔn)確有力的體現(xiàn)兩者之間的關(guān)系，不僅采用GDP的實(shí)體靜態(tài)數(shù)據(jù)，而且加上GDP的動(dòng)態(tài)變化即GDP增長率(以下簡稱GDPL)作為解釋變量，以動(dòng)靜結(jié)合的方式闡述重慶市人均可支配收入與重慶市GDP的關(guān)系。

為了研究GDP對可支配收入增長的作用方向和效果，本文采用1985～2009年的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析、協(xié)整分析、誤差修正模型和Granger因果檢驗(yàn)等計(jì)量方法，研究重慶市GDP對人均可支配收入的影響關(guān)系。由于計(jì)算過程中的數(shù)據(jù)繁瑣，所有數(shù)據(jù)處理均采用Eviews7軟件實(shí)現(xiàn)模型計(jì)算。

2 實(shí)證研究

2.1 數(shù)據(jù)來源和處理

所有數(shù)據(jù)均采用1986～2010年《重慶統(tǒng)計(jì)年鑒》和《四川統(tǒng)計(jì)年鑒》，或者據(jù)其計(jì)算得到，數(shù)據(jù)區(qū)間為1985～2009年。為了更科學(xué)更有力的證明GDP與可支配收入的影響關(guān)系，同時(shí)消除人口自然增長因素和外來人口的影響，指標(biāo)均采用人均指標(biāo)，具體來說包括：重慶人均GDP1，重慶人均可支配收入DI1，重慶GDP增長率GDPL1，成都人均GDP2，成都人均可支配收入DI2，成都GDP增長率GDPL2。GDP與DI都是國民經(jīng)濟(jì)核算中的數(shù)據(jù)。由于數(shù)據(jù)易產(chǎn)生異方差影響，故分別對數(shù)據(jù)變量進(jìn)行取對數(shù)處理以消除其變化趨勢，即1nGDP1、1nDI1、1nGDPL1、1nDI2、1nGDPL2。 對于重慶和成都的 GDP 與可支配收入關(guān)系是否構(gòu)成相關(guān)性分析，我們先對兩城市數(shù)據(jù)做線性圖進(jìn)行檢測，如圖1,圖2所示。

從圖 1,圖 2 可見，重慶的 1nGDP1、1nDI1、1nGDPL1和成都的 1nGDP2、1nDI2、1nGDPL2都有不斷增長的趨勢，并且變動(dòng)方向都比較一致，由此可以得到，GDP與DI、GDPL線性關(guān)系比較顯著，可以對三變量進(jìn)行相關(guān)性分析。（在下面的數(shù)學(xué)軟件驗(yàn)證過程中兩城市沒有區(qū)分代號(hào)，但是由于是分別驗(yàn)證故都有說明），所有數(shù)據(jù)均采用Eviews7處理。

2.2 模型介紹

協(xié)整理論研究的是一些經(jīng)濟(jì)變量的本身是非平穩(wěn)序列，但是它們的線性組合卻可能是平穩(wěn)序列，這種平穩(wěn)的線性組合被稱為協(xié)整方程且可被解釋為變量之間的長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。對于非平穩(wěn)的數(shù)據(jù)，采用傳統(tǒng)的估計(jì)方法，可能會(huì)導(dǎo)致錯(cuò)誤的推斷，即偽回歸。若非平穩(wěn)序列經(jīng)過一階差分變?yōu)槠椒€(wěn)序列，那么該序列就為一階單整序列。對一組非平穩(wěn)但具有同階的序列而言，若它們的線性組合為平穩(wěn)序列，則稱該組合序列具有協(xié)整關(guān)系。對具有協(xié)整關(guān)系的序列，我們算出誤差修正項(xiàng)，并將誤差修正項(xiàng)的滯后一期看作一個(gè)解釋變量，連同其他反映短期波動(dòng)關(guān)系的變量一起建立誤差修正模型，同時(shí)對各變量進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，進(jìn)一步揭示變量序列之間的因果聯(lián)系，更好的驗(yàn)證變量之間的密切聯(lián)系。協(xié)整分析、Granger因果檢驗(yàn)、誤差修正模型的經(jīng)濟(jì)意義大家已熟悉，這里就不多贅述了，下面介紹一下分析步驟：（1）對每個(gè)時(shí)間序列變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，常用的是ADF檢驗(yàn)。若序列都是同階單整，我們就可以對其進(jìn)行協(xié)整分析；（2）建立協(xié)整關(guān)系的回歸方程，對方程的殘差項(xiàng)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)；（3）建立變量的誤差修正模型（ECM），檢驗(yàn)變量波動(dòng)偏離均衡后如何被重新拉回均衡狀態(tài)。

2.3 重慶市人均可支配收入與GDP模型的計(jì)算和分析

2.3.1 數(shù)據(jù)的ADF檢驗(yàn)

在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中的時(shí)間序列通常是非平穩(wěn)的，為了避免產(chǎn)生“偽回歸”對其實(shí)行平穩(wěn)化，采用的方法是對時(shí)間序列進(jìn)行差分檢驗(yàn)，即ADF單位根檢驗(yàn)。。下面對上述數(shù)據(jù)及差分項(xiàng)的ADF檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

由表1可見，所有變量的對數(shù)序列在顯著性水平上都是非平穩(wěn)的，而所有變量的對數(shù)序列的一階差分序列在顯著性水平上都是平穩(wěn)的。所以這三個(gè)變量都是一階單整序列，其可能存在協(xié)整關(guān)系。

表1 1985～2009年重慶市的GDP、DI、GDPL序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表2

2.3.2 協(xié)整分析

為了檢驗(yàn)人均GDP和人均DI之間的協(xié)整關(guān)系，首先建立回歸方程，然后對回歸方程進(jìn)行殘差的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，如果殘差項(xiàng)是穩(wěn)定序列，則說明殘差為平穩(wěn)序列，說明GDP與DI之間的協(xié)整關(guān)系存在。下面對重慶市的數(shù)據(jù)變量進(jìn)行OLS方程估計(jì)。得到結(jié)果見表2所示。

方程如下：

該模型的擬合優(yōu)度較高，且不存在序列的自相關(guān)的影響，式（1）在5%的顯著性水平上通過了F檢驗(yàn)，自變量系數(shù)通過了T檢驗(yàn)。若變量序列1nGDP1，1nDI1，1nGDPL1存在協(xié)整關(guān)系，則模型估計(jì)式（1）的殘差序列應(yīng)具有平穩(wěn)性，所以對上式的殘差序列做單位根檢驗(yàn)，ADF檢驗(yàn)的結(jié)果如表3。

由表2可知，重慶市的回歸方程殘差序列的ADF檢驗(yàn)值為-3.436960，小于5%顯著水平的臨界值-3.1483，由此可知?dú)埐钚蛄胁淮嬖趩挝桓?，為平穩(wěn)序列。這表明1nGDP1，1nDI1，1nGDPL1存在協(xié)整關(guān)系，所以得到的協(xié)整方程式（1）反映的是重慶市人均DI與人均GDP的長期穩(wěn)定關(guān)系，從式（1）可以看出，重慶市的人均GDP每增加1%，人均DI將增加 0.81%，GDPL每增長 1%， 人均 DI也會(huì)增長0.23%， 也就是 DI對 GDP的增長彈性系數(shù)為 0.81，DI對GDPL的增長彈性為0.23，。由此可以得到GDP的上升可以拉動(dòng)DI的提高，GDP對DI的貢獻(xiàn)比較顯著，GDPL的增幅對DI的提升雖沒有GDP增長顯著但也是不可忽略的。

表3 （1-1）式殘差單位根檢驗(yàn)結(jié)果表

表4 重慶市Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

表5

表6 1985～2009年成都市的GDP、DI、GDPL序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

2.3.3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果只告訴了我們變量之間是否存在長期均衡關(guān)系，但這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)就可以解決此問題。

由表4可知，在對重慶的Granger檢驗(yàn)中，當(dāng)滯后期為1時(shí)，GDP是 DI的 Granger原因，DI也是 GDP的 Granger原因，即對重慶來說，人均GDP的增長能夠引起人均可支配收入的增長，人均可支配收入的增長也能拉動(dòng)人均GDP的增長，二者表現(xiàn)出一種相互促進(jìn)的關(guān)系。GDPL是GDP、DI的Granger原因，GDP、DI不是 GDPL的 Granger原因， 即GDP的增長率能夠促進(jìn)GDP、DI的增長，反之不成立。由此我們不難看出，提高GDP的增長率，增大GDP的實(shí)體基數(shù)，GDP的攀升代表著生產(chǎn)者當(dāng)期生產(chǎn)中創(chuàng)造的價(jià)值增長，這些價(jià)值可以轉(zhuǎn)化為各經(jīng)濟(jì)單位的收入，主要是居民的收入。而居民的可支配收入增加，可以擴(kuò)大消費(fèi)需求，加大消費(fèi)支出，反過來再刺激GDP的增長。

2.3.4 誤差修正模型（ECM）

因?yàn)樾蛄?1nGDP1，1nDI1，1nGDPL1存在協(xié)整關(guān)系， 為進(jìn)一步研究重慶市人均GDP與人均DI之間的短期行為，建立描述重慶市的短期波動(dòng)向長期均衡調(diào)整的誤差修正模型。誤差修正模型建立時(shí)需要用數(shù)據(jù)的動(dòng)態(tài)非均衡過程來逼近經(jīng)濟(jì)理論的長期均衡過程，考慮實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)是由“非均衡過程”生成，故加上滯后一期變量，即ECM(-1)。由于軟件輸出中常數(shù)項(xiàng)和lnGDPL1的 t統(tǒng)計(jì)量系數(shù)不顯著，故我們從該模型去掉這兩項(xiàng)后重新再進(jìn)行回歸估計(jì)，得到如下結(jié)果(見表5)。

表7

誤差修正模型如下：

在模型(2)中，ECM是滯后一期，其余是當(dāng)期差分，各個(gè)變量的統(tǒng)計(jì)系數(shù)顯著，變量的數(shù)值與長期均衡關(guān)系的數(shù)值基本一致。人均可支配收入的短期變動(dòng)可分為兩部分：一部分是短期人均GDP波動(dòng)的影響；一部分是人均可支配收入偏離長期均衡的影響。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度。從ECM系數(shù)估計(jì)值-0.46來看，符合誤差修正的反向修正機(jī)制，當(dāng)短期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí)，將以-0.46的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)，該調(diào)整力度還不小。模型(2)的實(shí)際值與擬合值效果較好，殘差項(xiàng)基本在0.05個(gè)正負(fù)標(biāo)準(zhǔn)差范圍之內(nèi)。如圖3所示。由此看來，重慶市的人均DI與人均GDP的線型組合長期均衡，二者同漲同降，且增幅比率是0.8:1，可以說就重慶市而言，GDP生產(chǎn)值大部分轉(zhuǎn)化為居民的收入，為民眾謀造了福利。

2.4 成都市人均可支配收入與GDP模型的計(jì)算和分析

為了不使上述結(jié)論成為自圓其說，現(xiàn)以成都作為驗(yàn)證城市，通過成都市的數(shù)據(jù)檢驗(yàn)結(jié)論的適用性。鑒于協(xié)整與誤差修正模型的理論上述每項(xiàng)已有說明，故對成都市的數(shù)據(jù)進(jìn)行模型建立時(shí)就不過多解釋。

2.4.1 數(shù)據(jù)的ADF檢驗(yàn)

注釋與上文一致，表6表明成都市的三個(gè)變量也是一階單整序列。

2.4.2 協(xié)整分析

成都市數(shù)據(jù)結(jié)果輸出中常數(shù)項(xiàng)的t統(tǒng)計(jì)量系數(shù)不顯著，故該結(jié)果省略常數(shù)項(xiàng)，如表7所示。

該模型的擬合優(yōu)度也較高，同樣不存在序列的自相關(guān)的影響，式（3）自變量系數(shù)在5%的顯著性水平上通過了T檢驗(yàn)，GDPL的影響雖然表現(xiàn)為負(fù)值，但由于數(shù)值很?。?0.04776），可以忽略不計(jì)它的負(fù)值影響。所以對上式的殘差序列做單位根檢驗(yàn)，ADF檢驗(yàn)的結(jié)果如表8。

由表8可知，成都市的回歸方程殘差序列的ADF檢驗(yàn)值為-2.337461，小于5%顯著水平的臨界值-1.9627，由此可知?dú)埐钚蛄胁淮嬖趩挝桓?，為平穩(wěn)序列。這表明1nGDP2，1nDI2，1nGDPL2存在協(xié)整關(guān)系。從式（3）可以看出，成都市的人均GDP每增加 1%，人均DI將增加 0.95%，DI對GDP的增長彈性為0.95，這個(gè)數(shù)值比重慶市更大，更能體現(xiàn)DI與GDP之間的高度依存關(guān)系。

表8 成都市殘差序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果表

表9 成都市Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

2.4.3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

由表9可知，在對成都的Granger檢驗(yàn)中，當(dāng)滯后期為3時(shí)，GDP是 DI的 Granger原因，DI也是 GDP的 Granger原因，二者互為因果關(guān)系，但GDPL與GDP、DI不為因果關(guān)系。從上式（3）GDP、GDPL的系數(shù)就可以不難看出得到以上結(jié)果。

2.4.4 誤差修正模型（ECM）

1nGDPL2帶入本模型中也是t統(tǒng)計(jì)量系數(shù)不顯著，故也省略不計(jì)，再重新回歸分析得到結(jié)果如表10所示。

誤差修正模型方程：Δ1nDI2=0.97Δ1nGDP2-0.41ECM2(-1)

此模型各項(xiàng)系數(shù)也均達(dá)到T統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)要求，ECM系數(shù)與重慶系數(shù)相差不大，調(diào)整力度都很迅速，檢驗(yàn)效果與重慶市基本一致且增幅比率更大（0.97:1）。模型(4)的實(shí)際值與擬合值效果更好，殘差項(xiàng)基本在0.2個(gè)正負(fù)標(biāo)準(zhǔn)差范圍之內(nèi)，如圖4所示。

3 結(jié)論與啟示

3.1 結(jié)論

通過對重慶和成都人均GDP和人均DI進(jìn)行的協(xié)整分析，并在此基礎(chǔ)上通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)和建立誤差修正模型來進(jìn)一步闡述它們的影響關(guān)系，得出以下結(jié)論：

重慶的人均GDP和人均DI之間的線性組合是長期穩(wěn)定的關(guān)系，DI對GDP的增長彈性比較高，這點(diǎn)通過成都也得到驗(yàn)證?？梢钥闯霰M管各地的GDP、DI數(shù)量值不一樣，但是各地的GDP與DI的相關(guān)性還是比較一致。人均DI的提高能帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，反過來人均GDP水平的提高也能推動(dòng)人均DI的提高，二者互為促進(jìn)作用，也就是說人均GDP指標(biāo)對人均DI的貢獻(xiàn)是城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的良性指標(biāo)。GDP高的發(fā)達(dá)地區(qū)，居民的收入也高，GDP相對比較低的地區(qū)，居民收入也偏低，這體現(xiàn)了二者的依存關(guān)系。誤差修正模型分析表明，人均DI有可能偏離于人均GDP的長期均衡水平，但是他們的關(guān)系由短期偏離向長期均衡的調(diào)整力度很強(qiáng)，可以說GDP與人均DI有極強(qiáng)的相關(guān)性，這一點(diǎn)從成都的數(shù)據(jù)序列中也得到證明。從現(xiàn)實(shí)的生活狀況來看，GDP的增長的確使民眾的生活越來越富裕，所以我們不可否認(rèn)GDP與DI之間的強(qiáng)烈正相關(guān)關(guān)系。

但也有人認(rèn)為GDP不能反映民眾的幸福指數(shù)，這可能是由于：

表10

(1)與人們的生活質(zhì)量要求有關(guān)。在上個(gè)世紀(jì)人們可能只要求三餐飽腹，有衣有油，經(jīng)過幾十年的發(fā)展進(jìn)步，人們的物質(zhì)生活的需求越來越高，對工作保障、健康、教育、環(huán)境、尊重等層面的需求更是全面提升。社會(huì)雖然在高速發(fā)展，但人們的期望也越來越高。從心理學(xué)的效應(yīng)來說，期望越高失望也就越大。

(2)與GDP的核算方法有關(guān)。某些地方的官員為了政績拔優(yōu)，實(shí)行粗放型的經(jīng)濟(jì)增長方式，特別是對能源資源的耗竭式的使用，沒有考慮相關(guān)環(huán)保、能源、資源的承載能力，嚴(yán)重影響了社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展和人們的生活環(huán)境，而GDP的核算卻沒有納入環(huán)境保護(hù)這一項(xiàng)。如民眾所說：過去抬頭見藍(lán)天白云，現(xiàn)在怎么看都是灰蒙蒙的一片。數(shù)量雖然上去了，質(zhì)量卻是下降了。

(3)與GDP的統(tǒng)計(jì)有關(guān)。GDP的統(tǒng)計(jì)是通過由下往上一級級呈報(bào)，數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)過程的不公開等因素著實(shí)讓大眾質(zhì)疑GDP數(shù)據(jù)的真實(shí)性。在中國政府的官員考核體系中，GDP也直接影響到官員的政績和個(gè)人發(fā)展前途，GDP數(shù)字的盲目過熱甚至超過了對民眾的關(guān)心。

3.2 啟示

（1）收入的增長是以GDP增長為前提

通過結(jié)論我們已經(jīng)證實(shí)，GDP增長與可支配收入的增長是相互促進(jìn)的正相關(guān)關(guān)系，經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展會(huì)給百姓帶來經(jīng)濟(jì)收入的增加，百姓收入的增加也會(huì)刺激內(nèi)需的擴(kuò)大創(chuàng)造GDP業(yè)績。因此收入的增長是以GDP增長為前提，GDP的提高是以收入提高為基礎(chǔ)。即使GDP有缺陷但不能掩蓋它對人們收入的貢獻(xiàn)，在沒有找到更好的指標(biāo)代替它以前，它是與我們百姓生活戚戚相關(guān)的最重要指標(biāo)，我們應(yīng)該重視并正確對待GDP增長。厘清二者關(guān)系，正確對待GDP的正面效益，有助于政府工作目標(biāo)的實(shí)施，有利于民眾對政府形象的改觀，有益于百姓幸福感的歸屬。

（2）正確看待GDP增長.

在過去的幾十年中，可以說對GDP的追逐把中國帶入了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的 “高速軌道”，但是中國的高速列車在行進(jìn)之中，始終沒有擺脫軌道上一些惱人的障礙欄：環(huán)境犧牲，資源匱乏，收入分配，社會(huì)公正，民生幸福等等。GDP不是萬能，但是沒有GDP是萬萬不能，正如我國經(jīng)濟(jì)學(xué)家梁小民所說：“GDP是基礎(chǔ)，沒有它什么也談不上，GDP也是一座橋，關(guān)鍵是我們要知道橋那邊通往哪里?！痹L期執(zhí)掌美聯(lián)儲(chǔ)的格林斯藩也說，是GDP“把秩序帶給了本來是混亂的世界”。經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基本目的是提高所有人的福利，GDP是人民福利增加的基礎(chǔ)，可以說GDP概念在中國過去三十年的發(fā)展中居功至偉，GDP帶給中國的貢獻(xiàn)決對不可以抹殺，我們不能因?yàn)樗木窒扌远H低它的重要作用，我們需要辯證看待GDP，擺脫唯GDP論的束縛，但并不意味著GDP不重要，更不等于GDP增速越低越好。經(jīng)濟(jì)發(fā)展是社會(huì)發(fā)展的基礎(chǔ)，如果沒有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，那么社會(huì)進(jìn)步，民眾的幸福都將是無源之水。本文所作的就是從GDP和人均可支配收入的關(guān)系進(jìn)行量化分析，用數(shù)字為GDP的作用作了一次旁證.

（3）GDP 增長不能一刀切

作為“十二五”開局之年，各地都相繼公布了經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)，其中只有北京等五六個(gè)省份將“十二五”經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)定為8%～9%，其余大部分省份的經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)定在10%以上。這包括重慶提出的13.5%增幅預(yù)期，而且中西部地區(qū)的數(shù)據(jù)明顯高于東部地區(qū)。由于中西部地區(qū)制定增長的目標(biāo)過高和GDP的缺陷，許多批評聲紛至沓來。但大家不得不承認(rèn)的是，我國東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中西部地區(qū)，居民收入和幸福程度也是遙遙領(lǐng)先，享受的卻是改革開放幾十年來經(jīng)濟(jì)高速增長的成果?，F(xiàn)在這些省份的GDP已經(jīng)足夠高，放緩GDP增速調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和轉(zhuǎn)變發(fā)展方式，可以更加健康發(fā)展經(jīng)濟(jì)是一件好事，但未必是一種必然趨勢。由于地區(qū)發(fā)展不平衡，各地情況不一，中西部一些經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)省份首要而且緊要的目標(biāo)仍然是保持經(jīng)濟(jì)較快增長，即使在經(jīng)濟(jì)高目標(biāo)增長下，由于各地GDP總量不同，增加的幅度也不一樣，各地理應(yīng)因地制宜，制定不同的發(fā)展目標(biāo)，而不是“一刀切”，要求各地都放慢發(fā)展經(jīng)濟(jì)的腳步，就如同我國和美國的經(jīng)濟(jì)增長對比，我國經(jīng)濟(jì)增長速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于美國，是否說明我們不該如此而是要與美國增速看齊？顯然這是不對的。因此我們也要辯證的看待各地GDP增長目標(biāo)，不宜一味批評。

[1]1985～2009年度重慶數(shù)據(jù)[EB/OL].重慶統(tǒng)計(jì)政府公眾信息網(wǎng).http://www.cqtj.gov.cn/szcq/tjnj/.

[2]1985～2009年度成都數(shù)據(jù)[EB/OL].四川統(tǒng)計(jì)年鑒網(wǎng).http://www.sc.stats.gov.cn/nj/nj.asp.

[3]高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模[M].北京：清華大學(xué)出版社，2006.

[4]谷佰成.中國GDP質(zhì)量綜合評價(jià)及分析[D].西北師范大學(xué),CNKI中國優(yōu)秀碩士學(xué)位論文全文數(shù)據(jù)庫，2009，（6）.

[5]賈海薇，鞏玉濤.城鄉(xiāng)居民收入問題與生活質(zhì)量改善的綜合分析[J].理論與實(shí)踐,2010,(1).

[6]康占平.收入與增長的差距[J].寧夏社會(huì)科學(xué),2004,(1).

[7]羅文英.關(guān)于GDP與收入滿足度的相關(guān)性分析[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2007,(5).

[8]彭斌.轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的難點(diǎn)：基于可持續(xù)發(fā)展GDP導(dǎo)向的新視角[J].學(xué)術(shù)研究，2010，（7）.

[9]田海燕.我國大城市居民人均可支配收入的聚類分析[J].商業(yè)時(shí)代,2007，(10).

[10]湯翠平.解讀 GDP 與百姓生活[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2010，（4）.

[11]薛俊寧.人均可支配收入的區(qū)域差異分析[D].南京航空航天大學(xué),CNKI中國優(yōu)秀碩士學(xué)位論文全文數(shù)據(jù)庫，2008，（3）.

[12]Christian Dreger,Hans-Eggert Reimers.Consumption and Disposable Income in the EU Countries:the Role of Wealth Effects[J].Empirica,2006，（4）.

[13]Charles YujiHorioka.The Causes of Japan’s “l(fā)ost decade”:The Role of Household Consumntion[J].Japan and World Economy,2006,2.

[14]G.Picot,R.Morissette,John Myles.Low-Income Intensity during the 1990s:The Role of Economic Growth，Employment Earnings and Social Transfers[J].Canadian Public Policy,2003，(29).

F224.9

A

1002－6487（2011）10－0107-05

劉忠群（1956－），女，重慶人，教授，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)。

夏麗麗（1986-），女，安徽肥東人，碩士研究生，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)。

（責(zé)任編輯/浩 天）