实证库兹涅茨倒U曲线中国实现
内容提要：中国的经济发展，人均GDP超过了1000美圆，随之遇到了“青春的烦恼”：基尼系数的升高造成了我们面临新的发展障碍，其实这是我们没有处理好分配不均的问题，我们的发展要解决好持有资产不均等；以及在社会经济团体中，储蓄以及从农业到制造业及服务业的生产和就业的转化的不均等问题。
关键词：库兹涅茨 速水佑次郎 倒U曲线 基尼系数 平等
本文以实证的方式用各国的1990年横截面数据和中国的1981-2003年的时序数据验证了西蒙·库兹涅茨的倒U假设，通过实证的方式我们不仅通过我们的视角重新认识了倒U假设。也对中国的实际情况有了自己的思考，文中还有一些不足之处，希望批评指正。
首先我们使用的是实证的方式，因为我们的理论水平还没有达到一定的高度，我们从库兹涅茨的理论提出开始，然后到发展经济学家速水佑次郎的理论建议，联系到他的验证过程，我们进行了验证，同时我们不满足只是
问题的提出：
自从1954年，库兹涅茨在美国经济协会作的题为"经济增长与收入不均"的会长致辞中提出了有创意的结论(Simon Kuznets,1954)后，每单位资本收入和收入不均的关系问题便成了许多实证研究的一个课题。库兹涅茨提出了加剧收入不均的两个主要因素：持有资产不均等；在社会经济团体中，储蓄以及从农业到制造业及服务业的生产和就业的转化的不均等。几乎所有这些研究都是用以下因素测定即根据库兹涅茨的倒U型假说。这个公式指出，在早期发展阶段收入分配不均是增加的，后来，许多发达国家都朝着较为平均分配发展。
这就是我们所说的倒U理论，关于库茨涅茨的倒U理论的评论很多,有支持的也有反对的,很多的经济学家都进行过深入的研究,并且提出了很多更好的建议,其中持支持态度的以美国的经济学家阿德尔曼和印度的阿鲁瓦利亚的影响力最大.
阿德尔曼在他1973年出版的<<中国家的经济增长和社会平等>>中,将发展中国家的人口分为5%的高收入阶层,20%的中等收入阶层和60%的低收入阶层三类,然后发现:在经济发展的初级阶段,由于二元经济结构的存在,尤其是当外资引入后,收入分配不均等更加恶化.当经济发展到较高阶段后,高收入的5%人口的收入分配基本维持原状,而中等收入阶层的收入在国内生产总值中的比重开始上升.同时,最穷的60%的人口的收入比重由于政府在教育、就业机会等方面对他们的帮助,他们的收入份额有所增加,只有当经济发展到二元结构趋于消失时,他们的收入比重才较大幅度的上升.
另外,阿鲁瓦利亚在他1976年出版的<<不均等、贫困和发展>>中从国家的角度来对倒U理论做了阐述.他说,大约有3/10的低收入国家,3/15的中等收入国家和3/20的高收入国家存在着严重的收入不均等情况.可见,收入不均等的分布顺序是低收入国家---中等收入国家---高收入国家.所以,经济发展水平越低,收入分配越不平等,经济发展水平越高,收入分配越趋于平等.
值得一提的是,我国的陈宗胜在1991年出版的<<经济发展中的收入与分配>>中提出,库茨涅茨的倒U假设是以私有经济制度为严格假设条件的,其基本内容都只适用于私有经济,如关于资本对收入分配的影响,关于城市内部差别大于乡村内部差别的假定等,不能简单运用于公有经济制度等条件.他严格依据于公有制经济条件建立假设,提出并论证了同库茨涅茨关于私有经济的到U假设相对应的“公有经济收入差别倒U假设”.
另外,持反对意见的也不少.艾希瓦尼就曾写过一篇文章<<发展与分配:对国际间的收入分配U字型假说的批判>>,另外,安纳德和凯恩伯写过一篇叫做<<库茨涅茨过程和不均等发展的关系>>的文章来批判库茨涅茨的倒U理论.他们都认为如果加入政府的干预或者其他的一些属性因素的话,库茨涅茨的倒U理论就不成立了.
数据的搜集：
为了进行验证，数据收集是一项非常重要的过程，我们在搜集过程中发现基尼系数的两种算法的数据。
本文给出基尼系数的两种计算方法：
基尼系数的算法两种，使用不同的思路来解决收入差别的问题：
（1）基尼系数的计算公式。众所周知，基尼系数的大小与洛仑茨曲线有关，如图1所示。
A n
A1 A2
0 B1 B2 … Bn
图1
图1中，曲线是洛仑茨曲线，，记为拟弓形OA1A2An的面积，S2为曲边三角形的面积，S为的面积，显然，由基尼系数的定义,
见：《基尼系数的理论最佳值和简易计算公式》 胡祖光
（2）另一种基尼系数的计算方法：
。。。（2）
(或)表示由n个人（或家庭）组成的组中的第i个成员的收入u是平均收入。这样，基尼系数是组内成员的所有可能的组内平均收入之间的收入平均差异的比率的一半。有关这种或其他的度量不平等的方法，见Atkinson(1975,第二章)，Fields(1980,第二章)和Lambert(1993,第二章)。
见速水佑次郎《发展经济学》
我们在搜集数据的时候考虑到统计误差，使用用第二种计算方法的中国统计年鉴，和世界统计年鉴的数据来进行我们的验证。
速水佑次郎的倒U验证过程。
发展经济学家日本的速水佑次郎在研究发展过程中继续了库兹涅茨的工作，认为在国家间的横截面数据来观察倒U字类型是相对容易的（Paukert,1973;Alhuwalia,1976;）他使用双对数图的形式绘制了对应于1990年人均国民生产总值，19个国家20世纪70年代80年代的基尼系数。这个图是一个平滑的钟型，其顶部在人均国民生产总值2000-3000美圆处。数据对二次曲线的拟合程度也很高。
图 基尼系数的国际比较，双对数绘制
速水佑次郎《发展经济学》社会科学文献出版社P197
回归出来的结果是：
通过二次函数的最小二乘法估计产生下列结果：
………….(3)
（9.24） （9.29）
=0.824
G---基尼系数
（）…人均国民生产总值。
我们对速水佑次郎的倒U验证过程的自己工作。
我们采用了1990年人均GDP数据，和当年的基尼系数来进行简单的线形处理。我们发现低收入国家在工业化初期不得不经历不平等的上升，社会紧张局势很可能会变得更加严重，危及到政治稳定。通过对20个国家的GDP以及基尼系数的分析，我们得到了一个近似倒U的图形。值得注意的是，虽然图中没有表明但社会主义国家进行市场经济转型时，可能会产生基尼系数向上移动的危险，以趋向于从国际可比资料观察到的倒U字形曲线。因此，向市场经济转型的一个重要议程，就是要防止不平等上升得过快，或要为可能落入贫困得哪些人准备一个安全得社会保障体系。由日本经济学家俗水右次郎文章中的数据得出得横截面数据图形如上，在调整横坐标轴数值以后基本符合倒U曲线得形态。当我们从世界经济统计年鉴中随机抽取1990年三组30个处于不同发展阶段的国家的人均GDP和基尼系数进行分析时，得出的结果也近似于一个倒U的形状。数据如下：
人均Gdp（$） Gini（%）
卢森堡 28122 32.3 突尼斯 1525 40.24
瑞典 27696 32.53 哥伦比亚 1221 51.23
芬兰 27460 26.11 约旦 1164 40.66
日本 24722 35 菲律宾 1072 45
美国 23228 37.8 摩洛哥 1054 39.2
加拿大 21066 27.65 津巴布韦 897 56.83
意大利 19362 32.19 塞内加尔 770 54.12
德国 18919 26 洪杜拉斯 571 54
澳大利亚 18036 41.72 斯里兰卡 470 30.1
新西兰 13099 40.21 赞比亚 463 43.51
葡萄牙 6983 35.63 巴基斯坦 418 31.15
墨西哥 3049 54.98 加纳 415 33.97
保加利亚 2286 24.53 印度 376 29.69
埃及 1736 32 中国 342 34.6
波兰 1544 26.24 乌干达 269 33
注：通过对横坐标的移动，也可以得出一个近似的倒U图形。因技术原因，我们没有能把最终的结果作成图表形式。见附录：
中国的时序数据的处理：
改革开放二十多年来，我国的经济建设取得了举世瞩目的成就，人民生活水平也有了显著的提高，总体上达到小康。但与此同时，以基尼系数反映的居民收入差距逐年拉大，贫富差距扩大化问题越来越受到上至政府下至普通百姓的重视和关注。认真研究我国基尼系数及收入分配关系的演变与未来，有助于我们制定切实有效的措施解决这一问题，实现社会主义共同富裕和全面建设小康社会的目标。我们通过对1982-2002年的人均GDP和基尼系数的收集，达到实证倒U理论的目的，通过分析来提出自己的想法：
数据的收集及计量经济学分析：
我们收集的数据是符合（2）式的基尼系数算法；人均GDP是当年的GDP除以当年的人口，并且考虑了通货因素。
年份 基尼系数（%） 人均GDP（人民币）
1981 489
1982 28.8 525
1983 27.2 580
1984 25.7 692
1985 31.4 853
1986 33.3 956
1987 34.3 1104
1988 34.9 1355
1989 36 1512
1990 34.6 1634
1991 36.2 1879
1992 37.8 2287
1993 38.2 2939
1994 40.5 3923
1995 41.4 4854
1996 42.5 5576
1997 44.5 6054
1998 45.7 6308
1999 45.8 6551
2000 45.9 7086
2001 48.6 7651
2002 39.8 8214
2003 9073
http://www.bjinfobank.com/IrisBin/Text.dll?db=TJ&no=212567&cs=7131442&str=中国统计摘要2004
a.首先我们对数据进行平稳性检验
ADF Test Statistic -3.058627 1% Critical Value* -4.5743
5% Critical Value -3.6920
10% Critical Value -3.2856
*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(X,2)
Method: Least Squares
Date: 12/31/04 Time: 13:04
Sample(adjusted): 1985 2002
Included observations: 18 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(X(-1)) -0.422072 0.137994 -3.058627 0.0085
D(X(-1),2) 0.691088 0.194846 3.546833 0.0032
C 35.72984 72.13806 0.495298 0.6281
@TREND(1982) 11.78686 7.104965 1.658961 0.1194
R-squared 0.540031 Mean dependent var 25.05556
Adjusted R-squared 0.441466 S.D. dependent var 166.4701
S.E. of regression 124.4116 Akaike info criterion 12.67820
Sum squared resid 216695.6 Schwarz criterion 12.87606
Log likelihood -110.1038 F-statistic 5.478941
Durbin-Watson stat 1.938281 Prob(F-statistic) 0.010571
由临界值可以看出方程并没有通过平稳性检验，这是一个非平稳性序列。而其一阶差分序列得赤池准则和式华兹准则都是比较小的。从图形上看，方程中的x和y都有明显的增长趋势。
b.由于我们借用Simon Kuznets,的倒U理论来反映这两个数据的关系。（Simon Kuznets,1955）我们首先使用二次函数的关系来刻画。
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/30/04 Time: 21:02
Sample(adjusted): 1982 2002
Included observations: 21 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 26.02179 1.298640 20.03773 0.0000
X 0.005801 0.000893 6.493999 0.0000
Z -4.47E-07 1.07E-07 -4.164590 0.0006
R-squared 0.896941 Mean dependent var 37.76667
Adjusted R-squared 0.885490 S.D. dependent var 6.471888
S.E. of regression 2.190047 Akaike info criterion 4.537286
Sum squared resid 86.33347 Schwarz criterion 4.686504
Log likelihood -44.64151 F-statistic 78.32836
Durbin-Watson stat 1.422405 Prob(F-statistic) 0.000000
从中可以看出，解释变量x与x^2的系数太小。考虑到人均国民生产总值与基尼系数间的数量级差距较大，虽不存在异方差，但d－w＝1.4224落入不可判决区域，所以考虑改变模型设定的形式，对方程两边去对数形式可得：
u
Dependent Variable: LY
Method: Least Squares
Date: 12/31/04 Time: 14:01
Sample(adjusted): 1982 2002
Included observations: 21 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LX 0.703494 0.303691 2.316482 0.0325
LZ -0.033926 0.019673 -1.724541 0.1017
C 0.224857 1.158094 0.194161 0.8482
R-squared 0.909713 Mean dependent var 3.616741
Adjusted R-squared 0.899681 S.D. dependent var 0.178084
S.E. of regression 0.056405 Akaike info criterion -2.780963
Sum squared resid 0.057267 Schwarz criterion -2.631745
Log likelihood 32.20011 F-statistic 90.68221
Durbin-Watson stat 1.627937 Prob(F-statistic) 0.000000
模型回归之后得到：
LogY=0.2249+0.7035 logX--0.0339 (logx)^2
T=(0.1942) (2.3164) (-1.7245)
R^2=0.9097 dw=1.6279
经济意义检验：从模型可以看出Gdp每增加1％，基尼系数的均值增加0.47％，二次项前的系数为负值，所以此模型证实了是倒U形，且会存在一个拐点，基尼系数会先增大后减小（如图）。
统计意义检验：从回归结果可以看出，。T值的效果很一般，但R^2=0.9097,效果很好。
计量经济学检验：
下面首先对其进行自相关检验。
给定显著性水平0.05，查D-W表,当n=21,k =2时，得下限临界值dL=1.125，上限临界值dU=1.538，因为DW统计量为1.6279大于DU,且小于4-dU＝2.462，根据判定区域知不存在自相关。
再对其进行和异方差检验：
ARCH Test:
F-statistic 0.143358 Probability 0.709394
Obs*R-squared 0.158028 Probability 0.690978
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 12/31/04 Time: 14:16
Sample(adjusted): 1983 2002
Included observations: 20 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.002443 0.001268 1.927194 0.0699
RESID^2(-1) 0.115442 0.304896 0.378627 0.7094
R-squared 0.007901 Mean dependent var 0.002682
Adjusted R-squared -0.047215 S.D. dependent var 0.004801
S.E. of regression 0.004913 Akaike info criterion -7.699348
Sum squared resid 0.000434 Schwarz criterion -7.599775
Log likelihood 78.99348 F-statistic 0.143358
Durbin-Watson stat 1.634403 Prob(F-statistic) 0.709394
由ARCH检验知，Obs*R-squared=0.1580,查卡方分布表，给定a=0.05, 自由度为1，得临界值3.84，显然0.1580小于3.84，而且resid^2(i)系数t检验值不显著。可见由arch检验不存在异方差。
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 3.510690 Probability 0.038049
Obs*R-squared 8.033304 Probability 0.045328
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 12/31/04 Time: 14:23
Sample: 1982 2002
Included observations: 21
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -1.078920 0.657037 -1.642100 0.1189
LX 0.404317 0.232977 1.735435 0.1008
LX^2 -0.042056 0.023083 -1.821990 0.0861
LZ^2 0.000130 6.58E-05 1.980647 0.0640
R-squared 0.382538 Mean dependent var 0.002727
Adjusted R-squared 0.273574 S.D. dependent var 0.004684
S.E. of regression 0.003992 Akaike info criterion -8.039465
Sum squared resid 0.000271 Schwarz criterion -7.840508
Log likelihood 88.41438 F-statistic 3.510690
Durbin-Watson stat 2.194122 Prob(F-statistic) 0.038049
White检验下Obs*R-squared=8.033，虽然大于自由度为3，a=0.05的卡方值7.81，但是在样本容量只有21的小样本情况下，其t值并不是特别显著，所以我们还是接受其不存在异方差。
所以，从大体上来说，这个模型是可以接受的。说明在中国确实存在倒u曲线的存在。
顶点分析
根据模型
T=(0.1942) (2.3164) (-1.7245)
R^2=0.9097 dw=1.6279
通过计算顶点时的gdp＝e^(0.703494/2*0.033926)=e^(10.3681)=31827.946,此时对应的基尼系数为48.2。根据回归拟和后的图形，在顶点处，基尼系数的实际值是大于调和值的，所以其真实值是应该大于48.2，估计在50左右。
对比分析模型我们观察：
这与前文中速水佑次郎的验证的模型：
R^2=0.824
(9.24 ) (9.29)
所推导出来的顶点值gdp＝2697.28（美元）基尼系数为46.81基本吻合。
和我们的模型的比较：
T=(0.1942) (2.3164) (-1.7245)
R^2=0.9097 dw=1.6279
模型
属性
方程形式 相同；均为双对数模型
截距项 -7小于中国水平
系数（绝对值） 1.58大于中国水平 0.7035
原因分析：
（1）：都为双对数模型；说明中国的时间序列数据验证了西蒙·库兹涅茨的倒U假设。中国的20年的发展经验来看，我们在发展过程中，通过了一系列的措施来发展经济，忽视了分配的均等，造成了财产的持有的差异，同时我们的储蓄的异化也发生了。这是每一个国家经济发展的必然过程。
（2）截距项的分析来看。中国的数据是0.2249。而世界平均水平是-7。说明中国数据的样本只有20年。我们是从1982年开始，中国的数据是不完全的，只是反映了倒U的上升的过程。
（3）系数的分析来看，中国的数据是二十年的不完全的变化过程。而世界的是一个平均水平，反映了世界的平均变化过程。
参考文献：
《世界经济统计》 刘国平 经济科学出版社 2002.12
《世界经济统计》 世界经济年鉴编辑委员会 1995
《各国概况》 1979
《发展经济学》 速水佑次郎 社会科学文献出版社 2003
《增长与分配》 陈广汉 武汉大学出版社
《基尼系数的理论最佳值和简易计算公式》 胡祖光
《再论改革与发展中的收入分配》 陈宗胜 周云波
《现代经济增长》 库兹涅茨 商务印书馆 1966
《经济增产与收入不均等》 库兹涅茨 商务印书馆 1955
《国民收入及其构成》 库兹涅茨 商务印书馆 1941
《经济的变化》 《经济的变化》（1954年） 1954
<<中国家的经济增长和社会平等>> 阿德尔曼 商务印书馆 1973 世界银行网站 联合国教科文组织网站
附录：（我们在做这篇^论文的过程中出现的问题及我们曾思考到的一些东西）
1．政策建议：
经济发展于收入差距之间的关系总体而言是呈现出倒U曲线的形状，其背后是有客观经济规律的。但是另一方面，倒U曲线背后的规律告诉我们，经济发展以倒U曲线的方式影响收入分配差距的机制并非不可避免，例如发展中国家的新加坡和发达国家的美国就在一定程度上从正反两个方面偏离了倒U曲线。同样，中国在经济发展过程中并非必须承担收入分配日益扩大的代价。也许中国不能实现如欧洲发达国家那样的收入分配相对平等，但降低目前畸高的基尼系数而不牺牲经济发展速度仍然是有可能的，甚至以中国目前的状况而言，采取适当的措施降低基尼系数至适当水平，反而有助于促进经济发展。
要素份额的变化
发展中国家在发展出气很可能要面对的不平等的主要力量是资本收入份额的提高。在这方面存在的总趋势是，一个国家开始工业化的时间越晚，借用技术的资本利用和劳动节约的程度就越高。因此，当今发展中国家资本份额的上升，可能比发达国家历史上更快。
二元经济结构
如果在劳动力供给相对丰富的阶段促进高资本密集的大型工业，会扩大劳动生产率和工资率的差异。由于大规模工业对受过更好教育和训练的工人的需求上升，日本在两次世界大战出现所谓的“二元结构”。二元结构在当今发展国家很可能会成为比当初日本更为严重的不平等的根源。
农业——非农产业的收入
差异农业和非农业人口收入差异的扩大，是构成发展初期不平等的一个主要因素。当现代工业引入到主要由传统的维持温饱的农民组成的经济中，部门间在生产上的重大差异便会出现。由于在发展的早期现代化工业部门生产率的增长要快于农业生产率的增长，所以生产率差异趋于扩大。
收入和财产的再分配
众所周知，特别是第二次世界大战依赖，收入和财产的再分配，是发达国家人收入分配平均化的基础。
在做这篇课程^论文的开始阶段，为了修正模型，我们曾引入了另外一个变量——城乡人均收入比例M,因为我们考虑到在中国，二元经济结构的存在严重影响倒U在中国的拟合，但是最终失败，所以我们不得不舍去M的引进，重新进行分析。下面就是我们引入M的回归过程。
首先用的是Y=c+ax+bx^2+m模型，经过回归得到如下结果：
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 01/04/05 Time: 08:27
Sample(adjusted): 1982 2002
Included observations: 21 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 26.30585 5.197900 5.060860 0.0001
X 0.005688 0.001181 4.815298 0.0002
Z -4.37E-07 1.23E-07 -3.555766 0.0024
M -0.000619 2.761829 -0.000224 0.9998
R-squared 0.892966 Mean dependent var 37.76667
Adjusted R-squared 0.874077 S.D. dependent var 6.471888
S.E. of regression 2.296589 Akaike info criterion 4.670371
Sum squared resid 89.66348 Schwarz criterion 4.869327
Log likelihood -45.03889 F-statistic 47.27578
Durbin-Watson stat 1.363066 Prob(F-statistic) 0.000000
Y=26.3059+0.0057x-4.37E-07x^2-0.0006
T=5.0609 4.8153 -3.5558 -0.0002
R^2=0.8930 F=47.2758
经分析，R^2和F的数值不错，但是其他各项指标均太小，因而我们用对数模型logY=C+aLogX+bLogX^2+nLogM对原模型进行再次修正，得到如下结果：
Dependent Variable: LY
Method: Least Squares
Date: 01/04/05 Time: 08:39
Sample(adjusted): 1982 2002
Included observations: 21 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.122365 1.252255 -0.097716 0.9233
LX 0.804550 0.333138 2.415068 0.0273
LZ -0.038903 0.020883 -1.862902 0.0798
LM -0.155026 0.198334 -0.781640 0.4452
R-squared 0.912845 Mean dependent var 3.616741
Adjusted R-squared 0.897465 S.D. dependent var 0.178084
S.E. of regression 0.057024 Akaike info criterion -2.721033
Sum squared resid 0.055280 Schwarz criterion -2.522076
Log likelihood 32.57084 F-statistic 59.35183
Durbin-Watson stat 1.674083 Prob(F-statistic) 0.000000
logY=-0.1224+0.8046LogX-0.0389LogX^2-0.1550LogM
T = -0.0977 2.4151 -1.8629 -0.7816
R^2=0.9128 F=59.3518
经分析，R^2和F的数值不错，但是各项系数都很小，T检验值也不显著，所以我们认为引入M后的模型是失败的，因此舍去了M的引进,主要原因与引入前的经济学分析不足有很大关系，有其他重要因素考虑不周全，且样本数太少，代表性太小。所以另外寻求其他的解决办法。
3．根据各态历经理论，在同一时间点处于不同发展水平的各个国家可以看作为一个经济体的不同经济发展阶段。在这个截面数据中，发展水平低的国家可以看作是一个经济体发展的初期，基尼系数低，人均GDP低；而发展水平中等的国家则可以看作是一个经济体发展的中期，基尼系数达到最高，人均GDP处于中等水平；最发达的数个国家可以看作是一个经济体发展的末期，基尼系数重新降低，人均GDP达到很高的水平。因此，当我们对1990年的截面数据进行回归的时候，根据各个国家的数据描绘出来的散点基本上也是符合一条倒U曲线的。
我们的不足：
1.数据样本数太小，对模型拟合产生影响。
2.对平稳性的处理不够完善。
3.基尼系数为非官方数据，系各个学者自己计算值（多采用第二种方法），且关于GDP的值的版本有多种，我们选取的是具有较有权威性的中国统计年鉴的数据。但基尼系数的真实性有待进一步考证。
4.前期思路不是十分明确，造成了文章思路的紊乱。
5.在提出政策建议之前，可对造成分配不公的因素进行分析，由于时间和文章中心，没有继续。
6.在考虑基本倒U模型时，虽考虑到了人均GDP和基尼系数不一定能正确衡量一个国家得分配状况和经济发展水平，但介于文章主旨，未作考虑。由于我们认为M城乡收入差距是决定基尼系数的，而人均GDP只是一个数值相关的变量，本身不能衡量。
7.中国的数据只能验证近20年来中国的经济发展轨迹正如倒U的曲线对称轴以左的部分所示，但对外推，即预测中国经济未来走势的可靠性不大。
刘思源 40201204
李昕 40201203
刘强 40201217
刘磊 40201240
