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(duì)“十二五”和“十三五”時(shí)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(lái)，新疆維吾爾自治區(qū)農(nóng)村居民收入持續(xù)增長(zhǎng)且以工資性收入為主，城鄉(xiāng)居民收入絕對(duì)差距不斷拉大。其次，運(yùn)用主成分回歸分析法對(duì)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(shí)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(gè)數(shù)和受災(zāi)面積等因素對(duì)新疆農(nóng)村居民收入變動(dòng)影響較大。最后，針對(duì)實(shí)證結(jié)果提出促進(jìn)新疆農(nóng)村居民可持續(xù)增收的對(duì)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(hào)：R197.1 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：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(guó)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(kāi)展“三農(nóng)”工作的中心任務(wù)，也是實(shí)現(xiàn)共同富裕目標(biāo)的必然要求［2］。然而，我國(guó)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(lái)了挑戰(zhàn)［3］。

近年來(lái)，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(duì)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)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(zhǎng)

根據(jù)2012—2021年的《新疆統(tǒng)計(jì)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(zhǎng)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(lái)源以經(jīng)營(yíng)性收入為主

2011年以來(lái)，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(yíng)凈收入、財(cái)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(yíng)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(lái)源，其次是工資性收入、轉(zhuǎn)移凈收入和財(cái)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(yíng)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(cái)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(lái)源

2.1 主成分分析法

主成分分析法運(yùn)用降維的思想，對(duì)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(gè)指標(biāo)轉(zhuǎn)化為少量互不相關(guān)且不可觀測(cè)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(gè)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(jiàn)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(gè)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(lái)源

研究原始數(shù)據(jù)來(lái)源于2012—2021年的《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》與2012－2021年的《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)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(gè)變量，如表1所示。

根據(jù)2011—2020年9個(gè)變量的原始數(shù)據(jù)，對(duì)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(shí)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(jì)軟件SPSS對(duì)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(yàn)和Bartlett檢驗(yàn)，檢驗(yàn)各個(gè)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(yàn)的取值0.686[≥0.5]，Bartlett球形度檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)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(yàn)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(gè)主成分與9個(gè)自變量的共同度，它顯示運(yùn)用主成分分析法提取的9個(gè)自變量的特征值。

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

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

由表4知，前2個(gè)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(gè)新變量作為主成分以代替原來(lái)的9個(gè)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(gè)公因子位置變化較明顯，從第3個(gè)因子起，特征值變化逐漸趨于平緩，這說(shuō)明截取前2個(gè)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(wèn)題，應(yīng)明確解釋2個(gè)公因子的實(shí)際意義，利用方差最大化旋轉(zhuǎn)因子載荷的結(jié)構(gòu)（見(jiàn)表5）。

由統(tǒng)計(jì)軟件分析得到2個(gè)主成分的成分得分系數(shù)矩陣，據(jù)此可以計(jì)算每個(gè)指標(biāo)所對(duì)應(yīng)的系數(shù)（見(jiàn)表6）。

由表6得到兩個(gè)主成分表達(dá)式，見(jiàn)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(jì)算公式見(jiàn)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(gè)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(shuō)明模型與數(shù)據(jù)擬合程度高；方程的DW檢驗(yàn)值為1.926，可見(jiàn)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(yàn)。

表8中回歸模型觀測(cè)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(yàn)表。

圖2為數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)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(shuō)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(diǎn)基本呈直線趨勢(shì)，說(shuō)明模型擬合較好，該數(shù)據(jù)樣本滿足回歸分析條件。

通過(guò)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)選取的解釋變量對(duì)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(shí)際應(yīng)用價(jià)值。故根據(jù)輸出結(jié)果得到多元線性回歸方程，見(jiàn)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(jiàn)，農(nóng)業(yè)播種面積、農(nóng)村衛(wèi)生機(jī)構(gòu)個(gè)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(duì)農(nóng)村居民人均可支配收入的影響

從回歸情況來(lái)看，農(nóng)業(yè)播種面積對(duì)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(shí)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(huì)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(shì)在必行。

4.2 衛(wèi)生機(jī)構(gòu)個(gè)數(shù)對(duì)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(jiàn)，新疆維吾爾自治區(qū)農(nóng)村衛(wèi)生機(jī)構(gòu)個(gè)數(shù)對(duì)農(nóng)村居民人均可支配收入會(huì)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(guó)西部，地廣人稀，農(nóng)村衛(wèi)生資源配置不均衡，看病難問(wèn)題突出。

對(duì)新疆維吾爾自治區(qū)而言，應(yīng)做好鞏固脫貧攻堅(jiān)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(duì)農(nóng)村居民人均可支配收入的影響

由回歸結(jié)果可見(jiàn)，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(huì)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(shí)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)面積較小；另一方面隨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(zhǎng)趨勢(shì)而是基本上趨于下降，加之農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)價(jià)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)：

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［4］任雪松，于秀林.多元統(tǒng)計(jì)分析［M］.北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2010.

作者簡(jiǎn)介：盧蕓瀟（1997—），女，碩士，研究方向：統(tǒng)計(jì)學(xué)。