吉林財(cái)經(jīng)大學(xué)本科畢業(yè)論文2018年新疆各地州市的生產(chǎn)總值和人均生產(chǎn)總值地區(qū)地區(qū)生產(chǎn)總值（億元）排名人均生產(chǎn)總值（萬元）排名烏魯木齊市3099.6218.812克拉瑪依市898.10620.281吐魯番市310.59114.588哈密市536.6198.643昌吉州1367.3028.504伊犁州939.9053.7911塔城地區(qū)693.2785.697阿勒泰地區(qū)284.09134.359博爾塔拉州330.34106.956巴音郭楞州1027.5038.035阿克蘇地區(qū)1027.4344.0110克孜勒蘇州128.89142.0813喀什地區(qū)890.1272.2412和田地區(qū)305.57121.5214從2018年新疆區(qū)各地州市GDP和人均GDP來看，南北疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異大。在地區(qū)生產(chǎn)總值方面，排前三位的地州市有：烏魯木齊市、昌吉州、巴音郭楞州，均為北疆地區(qū)。后三位的有：克孜勒蘇州、阿勒泰地區(qū)、和田地區(qū)，幾乎為南疆地區(qū)；在人均地區(qū)生產(chǎn)總值方面，排名前三位的地州市有：、克拉瑪依市、烏魯木齊市、哈密市，均屬于北疆地區(qū)。排名后三位的有：和田地區(qū)、克孜勒蘇州、喀什地區(qū)，均屬于南疆地區(qū)。國家對(duì)新疆啟動(dòng)的“對(duì)口援疆”政策已進(jìn)行二十幾年，雖然新疆區(qū)經(jīng)濟(jì)得以發(fā)展，但是南北疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異仍未得到緩解。（三）新疆區(qū)城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系目前新疆經(jīng)濟(jì)區(qū)域內(nèi)存在的主要發(fā)展問題之一是,城鄉(xiāng)居民人均收入的差距與新疆區(qū)經(jīng)濟(jì)快速增長之間的關(guān)系不成正比,經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展當(dāng)中收入水平較低的新疆地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入的差距反而顯得更大。譬如，烏魯木齊、昌吉州、克拉瑪依等城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平遙遙領(lǐng)先，但是城鄉(xiāng)居民收入差距處在較低水平；和田地區(qū)、喀什地區(qū)、克孜勒蘇州等經(jīng)濟(jì)困難區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距反而為很高。即新疆區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟(jì)增長之間為一個(gè)負(fù)相關(guān)關(guān)系。三、新疆區(qū)城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析（一）指標(biāo)選取與研究方法1.指標(biāo)的選取（1）城鄉(xiāng)居民收入差距海內(nèi)外的專家學(xué)者主要從絕對(duì)實(shí)際收入平均分配水平差距和相對(duì)實(shí)際收入平均分配水平差距兩個(gè)主要影響變量的不同角度出發(fā)來深入分析和進(jìn)行描述衡量我國近年城鄉(xiāng)居民實(shí)際收人分配差距的變化趨勢(shì),也有用絕對(duì)基尼系數(shù)的計(jì)算方法分析來進(jìn)行解釋如何準(zhǔn)確衡量我國城鄉(xiāng)居民實(shí)際收入平均分配水平差距的。王少平和歐陽志剛認(rèn)為，基尼指數(shù)并未反映城鄉(xiāng)居民收入差距的大小，因此無法準(zhǔn)確衡量中國城鄉(xiāng)居民的收入差距，而基尼因子對(duì)中產(chǎn)階層的收入變化較為敏感《我國城鄉(xiāng)收入差距的度量及其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)》王少平,歐陽志剛.。由于新疆區(qū)泰爾指數(shù)(TL)對(duì)兩個(gè)階層收入方面的差距變化較為敏感,目前估計(jì)我國新疆區(qū)城鄉(xiāng)收入的差距主要是表現(xiàn)為高收入居民階層和新疆區(qū)低收入居民階層的實(shí)際收入變化,因此本文主要選擇用新疆區(qū)泰爾的指標(biāo)公式來計(jì)算和衡量我國新疆地區(qū)高收入城鄉(xiāng)居民實(shí)際收入的差距。具體計(jì)算公式說明如下:《我國城鄉(xiāng)收入差距的度量及其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)》王少平,歐陽志剛.T=IiI?log(其中i=1、2。i=1時(shí)表示鄉(xiāng)村地區(qū)，i=2時(shí)表示城鎮(zhèn)地區(qū)；I表示收入，即I1、I2、I分別代表新疆的鄉(xiāng)村總收入、城鎮(zhèn)總收入和新疆區(qū)總收入；P表示人口，即P1、P2、P分別代表新疆區(qū)域的鄉(xiāng)村總?cè)丝?、城?zhèn)總?cè)丝诤托陆畢^(qū)總?cè)丝?。將原始?shù)據(jù)帶入公式（1）中，可得新疆區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距即泰爾指數(shù)，結(jié)果如表3所示。表SEQ表\*ARABIC3新疆區(qū)1996－2018年的泰爾指數(shù)年份TL年份TL年份TL年份TL19960.169620020.158020080.166120140.111419970.146020030.158620090.157420150.119719980.139220040.149920100.136520160.118819990.164020050.140020110.129020170.116720000.189920060.131820120.124820180.110920010.190620070.164820130.1152（2）經(jīng)濟(jì)增長多數(shù)學(xué)者用GDP或PGDP(人均GDP)來衡量經(jīng)濟(jì)增長，這是已有的實(shí)證研究中的主流觀點(diǎn)。GDP難以精確地體現(xiàn)出平均人口實(shí)際收入情況，從GDP也難以看出社會(huì)經(jīng)濟(jì)整體的平衡度。為了直觀地體現(xiàn)出人口因素對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成的影響就應(yīng)該采用人均GDP指標(biāo)，即PGDP。在本次研究中就是用PGDP對(duì)新疆地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的均值進(jìn)行測(cè)量，在研究過程中排除了價(jià)格因素帶來的干擾，再取對(duì)數(shù)，將之記為LPGDP。2.研究方法及思路（1）本文采取的主要統(tǒng)計(jì)方法：相關(guān)性分析；E-G協(xié)整檢驗(yàn)、Granger檢驗(yàn)、VAR模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)以及方差分解等統(tǒng)計(jì)方法。（2）研究的基本思路：首先對(duì)兩組經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行相關(guān)分析后，對(duì)其進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，通過檢驗(yàn)后繼續(xù)進(jìn)行E-G協(xié)整檢驗(yàn)。如果存在協(xié)整關(guān)系，就接著使用Granger檢驗(yàn)，測(cè)算出二者的因果關(guān)系。最后，建立向量自回歸模型(VAR模型)，得出兩者之間定量關(guān)系，再用脈沖響應(yīng)進(jìn)一步細(xì)化它們之間的關(guān)系。（二）數(shù)據(jù)及數(shù)據(jù)說明1.數(shù)據(jù)來源及數(shù)據(jù)為進(jìn)一步探討和分析新疆區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，選擇新疆維吾爾自治區(qū)1996-2018年的新疆地區(qū)的農(nóng)村人均純收入、人均生產(chǎn)總值、新疆地區(qū)城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入、新疆地區(qū)的城鎮(zhèn)人口以及新疆地區(qū)的農(nóng)村人口等數(shù)據(jù)，如表4所示。本資料來源于國家統(tǒng)計(jì)局、新疆維吾爾自治區(qū)統(tǒng)計(jì)局、各地州市統(tǒng)計(jì)局、中國統(tǒng)計(jì)年鑒和新疆統(tǒng)計(jì)年鑒等網(wǎng)站。表SEQ表\*ARABIC4新疆區(qū)人均生產(chǎn)總值、城鄉(xiāng)居民收入值和人口數(shù)原始數(shù)據(jù)注：農(nóng)村居民收入：2013年前為農(nóng)村居民家庭人均純收入，2013年起為農(nóng)村居民人均可支配收入；從2013年起，國家統(tǒng)計(jì)局開展了城鄉(xiāng)一體化住戶收支與生活狀況調(diào)查，與2013年前的分城鎮(zhèn)和農(nóng)村住戶調(diào)查的調(diào)查范圍、調(diào)查方法、指標(biāo)口徑有所不同。注：農(nóng)村居民收入：2013年前為農(nóng)村居民家庭人均純收入，2013年起為農(nóng)村居民人均可支配收入；從2013年起，國家統(tǒng)計(jì)局開展了城鄉(xiāng)一體化住戶收支與生活狀況調(diào)查，與2013年前的分城鎮(zhèn)和農(nóng)村住戶調(diào)查的調(diào)查范圍、調(diào)查方法、指標(biāo)口徑有所不同。年份地區(qū)人均生產(chǎn)總值（元）城鎮(zhèn)人均家庭可支配收入（元）農(nóng)村居民家庭人均純收入（元）城鎮(zhèn)人口(萬人)農(nóng)村人口(萬人)1996510246501290846843199758484845150086185719986147500116008758721999644353201473929846200073725645161862412252001794565151863633124320028457655421066451260200398287006224566512692004113377503248269012732005131087990273774712642006150008871313777812722007169991031331838201275200819797114323503845128620091994212258388386012982010250341364446439401245201130087155145442962124720123379617921639498212512013375532109278471007125720144068423214872410591240201540036262759425111512452016406642846310183115912392017449413077511045120712382018121995809132764126612212.指標(biāo)的描述統(tǒng)計(jì)1998年以前，新疆維吾爾自治區(qū)城市與農(nóng)村的收入差距有迅速縮小的趨勢(shì)；1998-2001年之間的迅速擴(kuò)大趨勢(shì)；2001-2006年逐漸縮?。?006-2008年的返回為迅速擴(kuò)大；2008-2018年的十年間，收入差距有持續(xù)縮小的傾向，如圖4所示。近二十幾年來，新疆維吾爾自治區(qū)人均生產(chǎn)總值逐步增長，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平逐步提高，如圖5所示。圖SEQ圖\*ARABIC4新疆區(qū)1996-2018年城居民鄉(xiāng)收入的泰爾指數(shù)圖SEQ圖\*ARABIC51996-2018年新疆區(qū)人均生產(chǎn)總值（三）收入差距與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析1.變量序列的相關(guān)性分析要進(jìn)一步找出區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長和區(qū)域收入差距二者間的內(nèi)在關(guān)系，將泰爾指數(shù)(TL)和人均GDP對(duì)數(shù)值(PGDP)的數(shù)據(jù)代入了下列相關(guān)系數(shù)的計(jì)算公式(2)：r=nxy?x用x表示LPGDP，y表示TL，n=23，經(jīng)計(jì)算得出，新疆區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)系數(shù)r等于-0.7820，即兩者之間呈現(xiàn)比較強(qiáng)的負(fù)相關(guān)關(guān)系。但從此我們并不能確定兩者之間存在一定的因果關(guān)系。由于按照時(shí)間序列得到的數(shù)據(jù)，一般都非平穩(wěn)的,這種數(shù)據(jù)會(huì)導(dǎo)致使用在回歸數(shù)據(jù)分析中容易出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象。所以,對(duì)于時(shí)間單位序列數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性進(jìn)行回歸,首先我們需要對(duì)其進(jìn)行時(shí)間單位根的檢驗(yàn),看其數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)。2.變量序列的單位根檢驗(yàn)對(duì)序列有無單位根進(jìn)行檢驗(yàn)，這一過程被稱之為單位根檢驗(yàn)。如果有單位根那就代表是非平穩(wěn)序列單位根檢驗(yàn)的概念。如果H0：被檢驗(yàn)的序列存在至少一個(gè)單位根，H1單位根檢驗(yàn)的概念表SEQ表\*ARABIC5ADF檢驗(yàn)結(jié)果變量ADF統(tǒng)計(jì)量1%臨界值5%臨界值10%臨界值P值平穩(wěn)性結(jié)論LPGDP-2.9369-4.4983-3.6584-3.26890.1727非平穩(wěn)D（LPGDP）-2.8540-3.7880-3.0123-2.64610.0679平穩(wěn)TL-1.3947-3.7695-3.0049-2.6422420.5660非平穩(wěn)D(TL)-5.1111-3.8867-3.0521-2.66650.0009平穩(wěn)因?yàn)長PGDP、TL的ADF檢驗(yàn)值都超過了10%水平下的臨界值，那么就可以接受原來提出的假設(shè)H0，也就是證明原序列不是平緩序列。然后針對(duì)原序列展開一階差分，在此基礎(chǔ)上展開檢驗(yàn)。最后得出的ADF檢驗(yàn)值都沒有超過均10%水平下的臨界值，如此一來原假設(shè)被拒絕，備選的假設(shè)H1可接受。簡(jiǎn)而言之，通過一階差分而得出的序列就是平緩序列。3.變量序列的協(xié)整檢驗(yàn)在通過ADF檢驗(yàn)以后能夠看出LPGDP是一階單整序列，TL也是一樣的。如此一來就需要接著檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系。在本次研究中采用了E-G檢測(cè)方法，然后使用最小二乘法估計(jì)，測(cè)算出的結(jié)果匯總于表6之中:表SEQ表\*ARABIC6普通最小二乘估計(jì)VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.TL-25.156534.375644-5.7492190.0000C13.255470.63782820.782210.0000R-squared0.611496Durbin-Watsonstat0.599278AdjustedR-squared0.592996F-statistic33.05352因而可得到協(xié)整回歸方程：LPGDP=-25.1565*TL+13.2555+e從而得到殘差估計(jì)量：e=LPGDP+25.1565*TL-13.2555由表6可知，P值為0.00表明回歸效果明顯。因R方和調(diào)整后R方的值均為0.6，說明方程擬合效果較好。然后，對(duì)這個(gè)協(xié)整方程之中的殘差序列e，展開平穩(wěn)性的檢驗(yàn)，最后測(cè)算出的結(jié)果如下表7所示:表SEQ表\*ARABIC7殘差序列e的單位根檢驗(yàn)檢驗(yàn)變量ADF檢驗(yàn)1%臨界值5%臨界值10%臨界值P值結(jié)論e-4.4476-3.7880-3.0124-2.64610.0024平穩(wěn)ADF值的絕對(duì)值等于4.4476，大于α=1%時(shí)的臨界值絕對(duì)值的值3.7880，則可以判斷回歸方程的殘差序列e是平穩(wěn)序列。即LPGDP與TL之間存在協(xié)整關(guān)系。因此能夠判定出新疆經(jīng)濟(jì)增長和收入差距二者間是長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，二者之間是明顯的負(fù)相關(guān)的關(guān)系，彈性系數(shù)為-25.1565。4.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)在協(xié)整檢驗(yàn)中，僅僅對(duì)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長值之間的相關(guān)性有多大的程度，而它們對(duì)于二者之間的內(nèi)在因果性變化關(guān)系的協(xié)整檢驗(yàn)并不會(huì)直接涉及得到。這就是說明，即使證明了新疆區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟(jì)增長有較高的相關(guān)性，也不能據(jù)此斷定新疆區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的變化是導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距縮小的原因，這還需要對(duì)兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行格蘭杰（Granger）因果性檢驗(yàn)。表8為以泰爾系數(shù)(TL)和地區(qū)人均生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)(LPGDP)為指標(biāo)，通過Granger因果檢驗(yàn)對(duì)新疆地區(qū)的收入差距和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系展開了檢驗(yàn)。表SEQ表\*ARABIC8LPGDP和TL的格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果滯后期數(shù)原假設(shè)觀察值F統(tǒng)計(jì)量P值結(jié)論1LPGDP不是TL的格蘭杰原因224.10680.0570接受TL不是LPGDP的格蘭杰原因0.31230.5828接受2LPGDP不是TL的格蘭杰原因217.77430.0044拒絕TL不是LPGDP的格蘭杰原因0.16320.8508接受3LPGDP不是TL的格蘭杰原因205.37970.0125拒絕TL不是LPGDP的格蘭杰原因1.07930.3921接受根據(jù)上表8可以看出，2時(shí)以及3時(shí)都屬于滯后期，在5%的水平下顯著，不符合“LPGDP，所以也不符合TL的Granger假設(shè)，即新疆地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長并沒有引起收入差距的減小。符合“TL是非LPGDP的Granger假設(shè)，即新疆地區(qū)的收入差距不斷減小，沒有促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的增長。5.建立向量自回歸模型（1）確定滯后階數(shù)。按照最佳滯后期準(zhǔn)則的要求，得出的模型滯后階數(shù)是2，具體情況見下表9所示：表SEQ表\*ARABIC9模型自由度LagLogLLRFPEAICSCHQ039.19554NA8.31e-05-3.719554-3.619981-3.700116189.0890184.81889*8.48e-07-8.308901-8.010181*-8.250587293.688386.8990618.13e-07*-8.368838*-7.870972-8.271649*396.631473.8260139.40e-07-8.263147-7.566134-8.127083(2)建立VAR模型。建立泰爾指數(shù)和人均生產(chǎn)總值的自然對(duì)數(shù)之間的向量自回歸模型。用TL、LPGDP兩個(gè)變量建立滯后期為2的VAR模型，結(jié)果如下：TLtLPGDPt=0.3226?0.2635+其中TLt為當(dāng)期泰爾指數(shù)，TLt-1、TLt-2為滯后一、二期的泰爾指數(shù)觀測(cè)值的數(shù)值；LPGDPt為當(dāng)期人均GDP的對(duì)數(shù)值，LPGDPt-1、LPGDPt-2為滯后一、二期的人均GDP觀測(cè)值的對(duì)數(shù)值；μt是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。當(dāng)滯后一期的泰爾指數(shù)變化一個(gè)單位時(shí)，當(dāng)前泰爾指數(shù)同方向變化0.7736個(gè)單位，且其影響力是最大的。如此一來就證明了收入差距帶有自回歸的特征；如果在滯后一期的情況下，PGDP的自然對(duì)數(shù)值是一個(gè)單位時(shí)，當(dāng)前人均GDP自然對(duì)數(shù)值同方向變化1.2099個(gè)單位，且其影響力是最大的，也就是說經(jīng)濟(jì)的增長對(duì)自身有促進(jìn)作用；上述VAR模型的R2均分別為0.8377、0.9927，說明模型擬合效果較好。由方程各平均值和系數(shù)及其對(duì)應(yīng)的各個(gè)變量的平均t值和統(tǒng)計(jì)量的平均值可以充分判斷,各個(gè)變量和方程的平均值和系數(shù)大部分在擬合統(tǒng)計(jì)量的意義上都是顯著的,說明模型參數(shù)估計(jì)和擬合整體的效果仍然較為理想。由上述模型參數(shù)估計(jì)可得,新疆行政區(qū)域內(nèi)城鄉(xiāng)居民人均收入的差異與新疆區(qū)經(jīng)濟(jì)快速增長之間基本具有均衡的關(guān)系,且新疆區(qū)城鄉(xiāng)收入人均水平差異的擴(kuò)大對(duì)新疆區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長具有一定的負(fù)面影響。6.脈沖響應(yīng)與方差分解變量間的沖擊反應(yīng)通過采用脈沖響應(yīng)分析來進(jìn)一步細(xì)化兩者之間的關(guān)系，結(jié)果如圖6所示。圖SEQ圖\*ARABIC6脈沖響應(yīng)函數(shù)圖（1）從城鄉(xiāng)居民收入差距自身影響的響應(yīng)圖可以看出，前三期為正向關(guān)系且逐漸減小，第三到第六期為負(fù)向關(guān)系且先增加后減少，第六期到第九期為正向關(guān)系且先增加后減少，第十期又變?yōu)樨?fù)向關(guān)系；（2）從城鄉(xiāng)居民收入差距對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的沖擊響應(yīng)圖可以看出，始終保持負(fù)向關(guān)系，前五期逐漸增加，之后平定在-0.003左右，即城鄉(xiāng)居民收入差距對(duì)經(jīng)濟(jì)增長由抑制作用；（3）從經(jīng)濟(jì)增長對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的沖擊響應(yīng)圖可以看出，沖擊響應(yīng)曲線始終保持在零軸附近即經(jīng)濟(jì)增長對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距幾乎無影響；（4）從經(jīng)濟(jì)增長自身影響的響應(yīng)圖可以看出，對(duì)自身影響始終為正向的，前四期逐漸增加，之后平穩(wěn)在0.1左右。下表10所呈現(xiàn)的結(jié)果是通過向量自回歸模型測(cè)算出來的。對(duì)各個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊如何影響內(nèi)生變量進(jìn)行分析，就得出來方差分解，通過方差分解可以對(duì)各種結(jié)構(gòu)沖擊的重要程度進(jìn)行分析方差分解的概念。方差分解的概念表SEQ表\*ARABIC10方差分解表PeriodVarianceDecompositionofTL: VarianceDecompositionofLPGDP:S.E.TLLPGDPS.E.TLLPGDP10.011015100.00000.0000000.0687790.67942899.3205720.01395999.883250.1167460.1078000.38114399.6188630.01410897.934562.0654360.1389820.28401999.7159840.01508293.949036.0509690.1658240.41532899.5846750.01588090.386059.6139540.1894860.47862899.5213760.01612987.7813012.218700.2107040.44622399.5537870.01635986.1170913.882910.2301960.39448899.6055180.01657584.5946715.405330.2485210.35590599.6440990.01676382.7196617.280340.2660260.33670099.66330100.01699780.6368019.363200.2828780.33078499.66922從表10可以看出，城鄉(xiāng)居民收入差距的自身貢獻(xiàn)度一直在下降；隨著時(shí)間的推移，收入差距對(duì)經(jīng)濟(jì)增長造成的影響程度會(huì)先高后低；城鄉(xiāng)居民收入差距對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響程度逐漸減少，總體解釋程度較小；經(jīng)濟(jì)增長的自身的貢獻(xiàn)度一直在增大，總體貢獻(xiàn)度較高。所得出的隨著經(jīng)濟(jì)的增長城鄉(xiāng)居民收入差距縮小這一結(jié)論與圖1所顯示出的新疆區(qū)城鄉(xiāng)居民收入的絕對(duì)差距在不斷增加相互矛盾，因此將人均新疆區(qū)生產(chǎn)總值和城鄉(xiāng)居民收入絕對(duì)差值帶入公式（2）中，可得相關(guān)系數(shù)為r=0.9795，二者間存在很強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)的增長會(huì)拉大城鄉(xiāng)居民收入差距。雖然城鄉(xiāng)居民貧富差距在不斷縮小，然而收入差距的絕對(duì)數(shù)量呈現(xiàn)出持續(xù)增長的狀態(tài)。四、結(jié)論與建議（一）基本結(jié)論(1)通過對(duì)新疆地區(qū)的城鄉(xiāng)居民人均收入的差距與國民經(jīng)濟(jì)增長水平進(jìn)行相關(guān)性的分析,得出二者為負(fù)相關(guān)的非線性關(guān)系。即隨著經(jīng)濟(jì)增長,收入差距逐步縮小。(2)在檢驗(yàn)單位根后能夠發(fā)現(xiàn),它們均在通過一階差分以后都是平穩(wěn)序列。在此基礎(chǔ)上展開協(xié)整檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)兩者之間存在一個(gè)長期穩(wěn)定的平衡關(guān)系。(3)在對(duì)新疆區(qū)域內(nèi)城鄉(xiāng)居民人均收入的差距與其經(jīng)濟(jì)的增長之間是否存在雙向協(xié)整因果對(duì)應(yīng)關(guān)系的基礎(chǔ)上,對(duì)其協(xié)整關(guān)系進(jìn)行格蘭杰因果效應(yīng)關(guān)系的檢驗(yàn)。結(jié)果表明兩者之間只可能存在一種單向的格蘭杰因果對(duì)應(yīng)協(xié)整關(guān)系,即:任何經(jīng)濟(jì)的增長都可能是直接導(dǎo)致其城鄉(xiāng)收入差距縮小的主要原因之一,而居民收入差異的變化并非經(jīng)濟(jì)增長的原因。(4)通過建立VAR模型,得出結(jié)論:經(jīng)濟(jì)增長通過不同時(shí)期的綜合效應(yīng)來影響影響城鄉(xiāng)居民收入差距的。也就是說經(jīng)濟(jì)增長造成的影響并不是馬上就能體現(xiàn)出來的，它具有一定的滯后性。(5)最后用脈沖響應(yīng)與方差分解分析變量間直接影響的程度,發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民經(jīng)濟(jì)快速增長對(duì)于城鄉(xiāng)收入和人均差距的直接影響逐漸地增加,但在某一個(gè)增長階段后仍然保持不變。同時(shí)城鄉(xiāng)居民人均收入差距的增加和擴(kuò)大將有可能會(huì)嚴(yán)重阻礙城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)的增長。（二）政策性建議實(shí)證分析結(jié)果顯示，新疆區(qū)經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入差距縮小，說明促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的“對(duì)口援疆政策”有助于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。但這種收入差距在發(fā)展到一定的階段后很難保持穩(wěn)定，而且新疆區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距的絕對(duì)差在隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展不斷擴(kuò)大。因此政府應(yīng)該應(yīng)用財(cái)稅和投資政策更多的發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，尤其是南疆為代表的偏遠(yuǎn)地區(qū)。與此同時(shí)應(yīng)加大物質(zhì)資本投入力度以減緩城鄉(xiāng)居民收入差距對(duì)經(jīng)濟(jì)的妨礙作用。為此提出以下政策性建議：(1)進(jìn)一步優(yōu)化稅制結(jié)構(gòu)。就目前的情況來說，我國稅收種類較多，雖然稅率看似在減少，但是對(duì)鄉(xiāng)村居民來說不是小筆資金。我國需要調(diào)整和優(yōu)化稅收制度，通過稅收制度來調(diào)節(jié)不同收入群體的收入差距，盡量降低居民們的收入差距。(2)需要政府加大對(duì)農(nóng)村的財(cái)政投入。增加財(cái)政對(duì)農(nóng)村的投資，有助于更好的發(fā)展農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)。農(nóng)民自身資本基礎(chǔ)薄弱，對(duì)于投資農(nóng)業(yè)的各項(xiàng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)顯得無能為力，這就需要政府財(cái)政為廣大農(nóng)村居民加大農(nóng)業(yè)投入，以增加和提高農(nóng)民的收入。建議政府做好以下幾個(gè)方面：一是加大財(cái)政對(duì)農(nóng)牧村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投資力度。在農(nóng)牧民生活過程中，應(yīng)該堅(jiān)持實(shí)施如“十個(gè)全覆蓋”的惠民工程，使這一政策惠及更多的農(nóng)牧民。積極建立適合新疆區(qū)農(nóng)村、牧區(qū)的惠民政策，使其真正體現(xiàn)出以人為本的思想。二是加大財(cái)政對(duì)畜牧科技的投入力度。政府在農(nóng)業(yè)科技投入中，應(yīng)積極引進(jìn)先進(jìn)的農(nóng)業(yè)科技人才和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)設(shè)備；加快實(shí)施科教興農(nóng)戰(zhàn)略，大力推廣實(shí)用技術(shù)，通過科技的進(jìn)步和推廣來促進(jìn)農(nóng)業(yè)的發(fā)展；不斷提升勞動(dòng)生產(chǎn)率，提高農(nóng)業(yè)的發(fā)展下效率；在畜牧業(yè)層面，需要大力研發(fā)或引進(jìn)一些科學(xué)高效的養(yǎng)殖技術(shù)，實(shí)現(xiàn)現(xiàn)代化和環(huán)境友好化。三是加大財(cái)政對(duì)農(nóng)村和牧區(qū)教育投入。農(nóng)場(chǎng)主文化程度越高，其在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中所利用的文化因素也就越多，對(duì)提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率也更有效；農(nóng)場(chǎng)主的受教育程度與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率呈正相關(guān)。因此，增加農(nóng)村教育投資是十分必要的。(3)要積極鼓勵(lì)廣大農(nóng)民群眾自主創(chuàng)業(yè)，提高農(nóng)民群體的就業(yè)率。政府及其相關(guān)部門需要努力營造良好的就業(yè)市場(chǎng)，幫助農(nóng)民群體提高收入。例如：村委會(huì)或鄉(xiāng)鎮(zhèn)府為有創(chuàng)業(yè)想法的農(nóng)民提供創(chuàng)業(yè)課程；讓創(chuàng)業(yè)成功的農(nóng)民跟農(nóng)村居民分享經(jīng)驗(yàn)；鼓勵(lì)農(nóng)民夏天務(wù)農(nóng)冬天進(jìn)城打工等。農(nóng)民創(chuàng)業(yè)、就業(yè)不僅僅有助于農(nóng)民收入的增加，更會(huì)提高新疆農(nóng)副產(chǎn)品的供給能力。

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