新疆維吾爾自治區(qū)農(nóng)村居民人均可支配收入的影響因素分析

摘 要：首先，對“十二五”和“十三五”時期新疆維吾爾自治區(qū)農(nóng)村居民收入情況進(jìn)行分析。2011年以來，新疆維吾爾自治區(qū)農(nóng)村居民收入持續(xù)增長且以工資性收入為主，城鄉(xiāng)居民收入絕對差距不斷拉大。其次，運用主成分回歸分析法對2011—2020年新疆維吾爾自治區(qū)農(nóng)村居民收入影響因素進(jìn)行了實證研究，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)播種面積、農(nóng)村衛(wèi)生機(jī)構(gòu)個數(shù)和受災(zāi)面積等因素對新疆農(nóng)村居民收入變動影響較大。最后，針對實證結(jié)果提出促進(jìn)新疆農(nóng)村居民可持續(xù)增收的對策建議。

關(guān)鍵詞：人均可支配收入；主成分回歸分析；影響因素

中圖分類號：R197.1 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1674-7909（2024）4-66-4

DOI：10.19345/j.cnki.1674-7909.2024.04.012

0 引言

農(nóng)業(yè)在中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中占有重要的地位［1］。持續(xù)拓寬農(nóng)民增收渠道，解決農(nóng)民增收難題，充分釋放鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略紅利，是開展“三農(nóng)”工作的中心任務(wù)，也是實現(xiàn)共同富裕目標(biāo)的必然要求［2］。然而，我國西部農(nóng)村地區(qū)人均收入不高、地區(qū)發(fā)展不平衡等現(xiàn)狀為推進(jìn)共同富裕帶來了挑戰(zhàn)［3］。

近年來，新疆維吾爾自治區(qū)農(nóng)村居民收入提升明顯，但仍面臨諸多困難的制約。因此，系統(tǒng)分析新疆維吾爾自治區(qū)農(nóng)村居民收入影響因素，破解農(nóng)民增收難題，對鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施具有特殊意義。

1 新疆維吾爾自治區(qū)農(nóng)村居民收入情況分析

1.1 新疆維吾爾自治區(qū)農(nóng)村居民收入持續(xù)增長

根據(jù)2012—2021年的《新疆統(tǒng)計年鑒》，2011年當(dāng)?shù)剞r(nóng)村居民的人均可支配收入為5 442.2元，至2020年已達(dá)到14 056元，近10年間增長了2.6倍，增幅明顯。

1.2 新疆維吾爾自治區(qū)農(nóng)村居民收入來源以經(jīng)營性收入為主

2011年以來，新疆維吾爾自治區(qū)農(nóng)村居民的收入結(jié)構(gòu)發(fā)生了變化，工資性收入、經(jīng)營凈收入、財產(chǎn)凈收入與轉(zhuǎn)移凈收入的占比由2011年的14.79∶71.43∶2.70∶11.08變化為2020年的28.63∶45.33∶2.13∶23.91。經(jīng)營凈收入已成為新疆維吾爾自治區(qū)農(nóng)村居民收入中最重要的來源，其次是工資性收入、轉(zhuǎn)移凈收入和財產(chǎn)凈收入。其中，2020年新疆維吾爾自治區(qū)農(nóng)村居民經(jīng)營凈收入為6 372元，占比45.33%；工資性收入為4 024元，占比28.63%；財產(chǎn)凈收入為299元，占比2.13%；轉(zhuǎn)移凈收入為3 939元，占比23.91%。

2 研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 主成分分析法

主成分分析法運用降維的思想，對原始數(shù)據(jù)相關(guān)系數(shù)矩陣內(nèi)部結(jié)構(gòu)進(jìn)行研究，將多個指標(biāo)轉(zhuǎn)化為少量互不相關(guān)且不可觀測的公因子［4］。

2.2 多元線性回歸

多元線性回歸模型是指含有多個自變量的線性回歸模型，用于解釋因變量和其他自變量之間的線性關(guān)系。多元線性回歸模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式［4］見式（1）。

[ yi=a+b1x1i+b2x2i+...+bjxji+ε（j=1，2，...，n）]"""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""" （1）

式（1）中，y為因變量；[ε]、a、[b1]、[b2]、…、[bj]為模型中的未知參數(shù)，分別稱作回歸常數(shù)和偏回歸系數(shù)；[ε]稱作誤差，是一個隨機(jī)變量。用最小二乘法求解a和[bj]，[j=1，2，...，n]的值。

2.3 資料來源

研究原始數(shù)據(jù)來源于2012—2021年的《新疆統(tǒng)計年鑒》與2012－2021年的《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。選取2011—2020年影響新疆維吾爾自治區(qū)農(nóng)村人均可支配收入的9個變量，如表1所示。

根據(jù)2011—2020年9個變量的原始數(shù)據(jù)，對影響新疆農(nóng)村居民人均可支配收入的因素進(jìn)行相關(guān)分析。

3 實證分析

3.1 農(nóng)村居民人均可支配收入影響因素的主成分分析

用統(tǒng)計軟件SPSS對原始數(shù)據(jù)先消除量綱影響進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，得到標(biāo)準(zhǔn)化變量相關(guān)系數(shù)矩陣，再進(jìn)行KMO檢驗和Bartlett檢驗，檢驗各個自變量是否適宜進(jìn)行因子分析，結(jié)果如表2所示。

表2中，KMO檢驗的取值0.686[≥0.5]，Bartlett球形度檢驗統(tǒng)計量近似值X2為149.851，其伴隨概率的Sig值為0.000，小于顯著性水平0.05，檢驗結(jié)果表明數(shù)據(jù)能夠進(jìn)行主成分分析。

表3輸出的是2個主成分與9個自變量的共同度，它顯示運用主成分分析法提取的9個自變量的特征值。

表3中，主成分分析得到的9個原始變量標(biāo)準(zhǔn)化后的方差是1，通過因子分析的方法提取的主成分因子可以用來很好地解釋該因子的方差。

表4為主成分分析法按照累計方差貢獻(xiàn)率大于85%得到的提取結(jié)果。

由表4知，前2個主成分的累積貢獻(xiàn)率為93.240%，代表了絕大部分信息，因此可選用前兩個新變量作為主成分以代替原來的9個原始變量。

依照公因子特征值大于1的法則，輸出如圖1所示的碎石圖。圖1中的特征值變化在前2個公因子位置變化較明顯，從第3個因子起，特征值變化逐漸趨于平緩，這說明截取前2個公因子作為主成分合適，能概括大部分信息。

為了規(guī)避各因子變量不突出的問題，應(yīng)明確解釋2個公因子的實際意義，利用方差最大化旋轉(zhuǎn)因子載荷的結(jié)構(gòu)（見表5）。

由統(tǒng)計軟件分析得到2個主成分的成分得分系數(shù)矩陣，據(jù)此可以計算每個指標(biāo)所對應(yīng)的系數(shù)（見表6）。

由表6得到兩個主成分表達(dá)式，見式（2）、式（3）。

F1=0.165X1+0.213X2+0.139X3+0.124X4-0.114X5+0.162X6+0.151X7-0.009X8+0.200X9"""""""""""""""""""""""" （2）

F2=0.072X1+0.269X2-0.010X3-0.061X4+0.060X5+0.058X6+0.031X7+0.343X8+0.781X9"""""""""""""""""""""""" （3）

綜合得分計算公式見式（4）。

[F=7.2667.266+10125]F1+[1.1257.266+1.125]F2""""""" （4）

3.2 基于主成分的新疆維吾爾自治區(qū)農(nóng)村居民人均可支配收入的回歸分析

將因子分析中的兩個公因子作為回歸分析中的自變量，將新疆維吾爾自治區(qū)農(nóng)村居民人均可支配收入作為回歸分析中的因變量，進(jìn)行線性回歸分析。結(jié)果輸出如表7所示。

表7中的R2值達(dá)到0.998，說明模型與數(shù)據(jù)擬合程度高；方程的DW檢驗值為1.926，可見殘差存在一定的正相關(guān)。

表8是多元線性回歸分析的最終方程輸出與建立方程的F檢驗。

表8中回歸模型觀測到回歸方差大于殘差，F(xiàn)值為1 652.439，顯著水平為0.000，小于顯著性水平[α=0.05]，證明變量間的線性關(guān)系顯著、建立線性回歸模型合理。

表9中輸出的是自變量的回歸系數(shù)與回歸系數(shù)顯著性檢驗表。

圖2為數(shù)據(jù)的檢驗結(jié)果。從殘差的直方圖可以看出殘差分布比較均勻，近似正態(tài)分布，說明被解釋變量服從正態(tài)分布；從殘差的正態(tài)P-P圖發(fā)現(xiàn)散點基本呈直線趨勢，說明模型擬合較好，該數(shù)據(jù)樣本滿足回歸分析條件。

通過檢驗發(fā)現(xiàn)選取的解釋變量對新疆農(nóng)村居民人均可支配收入的影響直接，模型建立合理，有實際應(yīng)用價值。故根據(jù)輸出結(jié)果得到多元線性回歸方程，見式（5）。

[Y=-0.239XF1+0.970XF2]""""""""""""""""""" （5）

將因子分析中F1和F2的表達(dá)式代入式（5）得式（6）。

[Y=0.030X1+0.210X2-0.043X3-0.089X4+0.085X5+0.018X6-0.006X7+0.335X8+0.710X9]""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""""" （6）

從回歸方程式可見，農(nóng)業(yè)播種面積、農(nóng)村衛(wèi)生機(jī)構(gòu)個數(shù)和受災(zāi)面積系數(shù)較大，是新疆農(nóng)村居民人均可支配收入的重要影響因素。

4 結(jié)果與討論

4.1 農(nóng)業(yè)播種面積對農(nóng)村居民人均可支配收入的影響

從回歸情況來看，農(nóng)業(yè)播種面積對新疆維吾爾自治區(qū)農(nóng)村居民人均可支配收入有顯著正影響。結(jié)合新疆維吾爾自治區(qū)實際情況分析可知，由于新疆維吾爾自治區(qū)農(nóng)作物播種面積較大，因此作物的經(jīng)濟(jì)收益占比也會相應(yīng)提升，從而導(dǎo)致農(nóng)作物播種面積的增加與農(nóng)村居民收入呈正相關(guān)。因此，繼續(xù)完善農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施，穩(wěn)定農(nóng)作物播種面積，合理使用化肥勢在必行。

4.2 衛(wèi)生機(jī)構(gòu)個數(shù)對農(nóng)村居民人均可支配收入的影響

從此研究的主成分回歸結(jié)果可見，新疆維吾爾自治區(qū)農(nóng)村衛(wèi)生機(jī)構(gòu)個數(shù)對農(nóng)村居民人均可支配收入會產(chǎn)生積極的影響，原因在于新疆維吾爾自治區(qū)地處我國西部，地廣人稀，農(nóng)村衛(wèi)生資源配置不均衡，看病難問題突出。

對新疆維吾爾自治區(qū)而言，應(yīng)做好鞏固脫貧攻堅成果與鄉(xiāng)村振興的銜接，促進(jìn)醫(yī)療衛(wèi)生資源的合理配置、提高偏遠(yuǎn)地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生水平，滿足農(nóng)村居民健康需求，從而提高農(nóng)民收入水平，助力鄉(xiāng)村振興。

4.3 受災(zāi)面積對農(nóng)村居民人均可支配收入的影響

由回歸結(jié)果可見，受災(zāi)面積與農(nóng)村人均可支配收入存在顯著的正向影響，受災(zāi)面積增加并不會降低農(nóng)村居民人均可支配收入。結(jié)合新疆維吾爾自治區(qū)實際情況分析可知，一方面是由于新疆維吾爾自治區(qū)農(nóng)作物播種面積較大，受不良天氣影響的大部分為糧食作物，經(jīng)濟(jì)作物受災(zāi)面積較?。涣硪环矫骐S著新疆維吾爾自治區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總產(chǎn)值上升，受災(zāi)面積增幅遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量增幅，再加上農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平及保障手段的日益提升和豐富，受災(zāi)面積并未呈現(xiàn)大幅度增長趨勢而是基本上趨于下降，加之農(nóng)產(chǎn)品市場價格的影響，導(dǎo)致受災(zāi)面積與農(nóng)村居民人均可支配收入呈現(xiàn)正相關(guān)的結(jié)果。

參考文獻(xiàn)：

［1］馬九杰.農(nóng)業(yè)、農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與農(nóng)民收入差距變化［J］.改革，2001（6）：92-101.

［2］時方艷.我國農(nóng)村居民收入時空演變規(guī)律及影響因素［J］.經(jīng)濟(jì)論壇，2023（3）：121-133.

［3］徐明.省際合作幫扶與共同富裕實踐路徑：以2010年以來19省市對口援疆為例［J］.統(tǒng)計研究，2023（12）：132-144.

［4］任雪松，于秀林.多元統(tǒng)計分析［M］.北京：中國統(tǒng)計出版社，2010.

作者簡介：盧蕓瀟（1997—），女，碩士，研究方向：統(tǒng)計學(xué)。