新疆維吾爾自治區農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農村居民收入情況進行分析。2011年以來，新疆維吾爾自治區農村居民收入持續增長且以工資性收入為主，城鄉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農村居民收入影響因素進行了實證研究，發現農業播種面積、農村衛生機構個數和受災面積等因素對新疆農村居民收入變動影響較大。最后，針對實證結果提出促進新疆農村居民可持續增收的對策建議。

關鍵詞：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 文獻標志碼：A 文章編號：1674-7909（2024）4-66-4

DOI：10.19345/j.cnki.1674-7909.2024.04.012

0 引言

農業在中國經濟發展中占有重要的地位［1］。持續拓寬農民增收渠道，解決農民增收難題，充分釋放鄉村振興戰略紅利，是開展“三農”工作的中心任務，也是實現共同富裕目標的必然要求［2］。然而，我國西部農村地區人均收入不高、地區發展不平衡等現狀為推進共同富裕帶來了挑戰［3］。

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

1 新疆維吾爾自治區農村居民收入情況分析

1.1 新疆維吾爾自治區農村居民收入持續增長

根據2012—2021年的《新疆統計年鑒》，2011年當地農村居民的人均可支配收入為5 442.2元，至2020年已達到14 056元，近10年間增長了2.6倍，增幅明顯。

1.2 新疆維吾爾自治區農村居民收入來源以經營性收入為主

2011年以來，新疆維吾爾自治區農村居民的收入結構發生了變化，工資性收入、經營凈收入、財產凈收入與轉移凈收入的占比由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。經營凈收入已成為新疆維吾爾自治區農村居民收入中最重要的來源，其次是工資性收入、轉移凈收入和財產凈收入。其中，2020年新疆維吾爾自治區農村居民經營凈收入為6 372元，占比45.33%；工資性收入為4 024元，占比28.63%；財產凈收入為299元，占比2.13%；轉移凈收入為3 939元，占比23.91%。

2 研究方法與數據來源

2.1 主成分分析法

主成分分析法運用降維的思想，對原始數據相關系數矩陣內部結構進行研究，將多個指標轉化為少量互不相關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系。多元線性回歸模型的數學表達式［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，分別稱作回歸常數和偏回歸系數；[ε]稱作誤差，是一個隨機變量。用最小二乘法求解a和[bj]，[j=1，2，...，n]的值。

2.3 資料來源

研究原始數據來源于2012—2021年的《新疆統計年鑒》與2012－2021年的《中國農村統計年鑒》。選取2011—2020年影響新疆維吾爾自治區農村人均可支配收入的9個變量，如表1所示。

根據2011—2020年9個變量的原始數據，對影響新疆農村居民人均可支配收入的因素進行相關分析。

3 實證分析

3.1 農村居民人均可支配收入影響因素的主成分分析

用統計軟件SPSS對原始數據先消除量綱影響進行標準化，得到標準化變量相關系數矩陣，再進行KMO檢驗和Bartlett檢驗，檢驗各個自變量是否適宜進行因子分析，結果如表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，檢驗結果表明數據能夠進行主成分分析。

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個原始變量標準化后的方差是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率大于85%得到的提取結果。

由表4知，前2個主成分的累積貢獻率為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。

為了規避各因子變量不突出的問題，應明確解釋2個公因子的實際意義，利用方差最大化旋轉因子載荷的結構（見表5）。

由統計軟件分析得到2個主成分的成分得分系數矩陣，據此可以計算每個指標所對應的系數（見表6）。

由表6得到兩個主成分表達式，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農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農村居民人均可支配收入作為回歸分析中的因變量，進行線性回歸分析。結果輸出如表7所示。

表7中的R2值達到0.998，說明模型與數據擬合程度高；方程的DW檢驗值為1.926，可見殘差存在一定的正相關。

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與回歸系數顯著性檢驗表。

圖2為數據的檢驗結果。從殘差的直方圖可以看出殘差分布比較均勻，近似正態分布，說明被解釋變量服從正態分布；從殘差的正態P-P圖發現散點基本呈直線趨勢，說明模型擬合較好，該數據樣本滿足回歸分析條件。

通過檢驗發現選取的解釋變量對新疆農村居民人均可支配收入的影響直接，模型建立合理，有實際應用價值。故根據輸出結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，農業播種面積、農村衛生機構個數和受災面積系數較大，是新疆農村居民人均可支配收入的重要影響因素。

4 結果與討論

4.1 農業播種面積對農村居民人均可支配收入的影響

從回歸情況來看，農業播種面積對新疆維吾爾自治區農村居民人均可支配收入有顯著正影響。結合新疆維吾爾自治區實際情況分析可知，由于新疆維吾爾自治區農作物播種面積較大，因此作物的經濟收益占比也會相應提升，從而導致農作物播種面積的增加與農村居民收入呈正相關。因此，繼續完善農田水利基礎設施，穩定農作物播種面積，合理使用化肥勢在必行。

4.2 衛生機構個數對農村居民人均可支配收入的影響

從此研究的主成分回歸結果可見，新疆維吾爾自治區農村衛生機構個數對農村居民人均可支配收入會產生積極的影響，原因在于新疆維吾爾自治區地處我國西部，地廣人稀，農村衛生資源配置不均衡，看病難問題突出。

對新疆維吾爾自治區而言，應做好鞏固脫貧攻堅成果與鄉村振興的銜接，促進醫療衛生資源的合理配置、提高偏遠地區醫療衛生水平，滿足農村居民健康需求，從而提高農民收入水平，助力鄉村振興。

4.3 受災面積對農村居民人均可支配收入的影響

由回歸結果可見，受災面積與農村人均可支配收入存在顯著的正向影響，受災面積增加并不會降低農村居民人均可支配收入。結合新疆維吾爾自治區實際情況分析可知，一方面是由于新疆維吾爾自治區農作物播種面積較大，受不良天氣影響的大部分為糧食作物，經濟作物受災面積較小；另一方面隨著新疆維吾爾自治區農業生產總產值上升，受災面積增幅遠遠小于農產品產量增幅，再加上農業機械化水平及保障手段的日益提升和豐富，受災面積并未呈現大幅度增長趨勢而是基本上趨于下降，加之農產品市場價格的影響，導致受災面積與農村居民人均可支配收入呈現正相關的結果。

參考文獻：

［1］馬九杰.農業、農村產業結構調整與農民收入差距變化［J］.改革，2001（6）：92-101.

［2］時方艷.我國農村居民收入時空演變規律及影響因素［J］.經濟論壇，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］.統計研究，2023（12）：132-144.

［4］任雪松，于秀林.多元統計分析［M］.北京：中國統計出版社，2010.

作者簡介：盧蕓瀟（1997—），女，碩士，研究方向：統計學。