河南省農(nóng)村改廁時空差異分析

王一鳴　邵燕林

摘 要：為了研究農(nóng)村改廁時空差異變化情況及其影響因素，本文以河南省為例，通過基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、GIS方法和多元線性回歸進行分析。結(jié)果表明：2014-2019年河南省各地農(nóng)村改廁水平不斷提高，衛(wèi)生廁所分布差異逐年減小，無害化衛(wèi)生廁所差異分布波動明顯，中部地區(qū)改廁保持在較高水平，城鎮(zhèn)化率、農(nóng)村家庭人均可支配收入、農(nóng)村改廁投資對衛(wèi)生廁所普及率影響顯著。由此可知，要提高衛(wèi)生廁所普及率，應(yīng)提高城鎮(zhèn)化率，增加農(nóng)村家庭人均可支配收入，加大農(nóng)村改廁投資。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村改廁;基尼系數(shù);泰爾指數(shù);多元線性回歸;ArcGIS

一、引言

2021年7月23日全國農(nóng)村廁所革命現(xiàn)場會上，習(xí)近平總書記提出了新要求，要扎扎實實推進農(nóng)村廁所革命。近年來，農(nóng)村廁所狀況從最開始的“臟、亂、差”逐漸得到了改善?，F(xiàn)階段，國內(nèi)對農(nóng)村改廁差異分析研究較少，對河南省各地農(nóng)村改廁差異分析的研究更加少見。本文通過建立農(nóng)村改廁時空差異分析模型，借助河南省各地衛(wèi)生廁所普及率和無害化衛(wèi)生廁所普及率，對河南省農(nóng)村改廁的時空差異變化情況和影響因素進行了分析。

二、數(shù)據(jù)與方法

（一）數(shù)據(jù)來源

通過河南省統(tǒng)計局官方網(wǎng)站，查詢2015～2020年河南省統(tǒng)計年鑒，得到分析所需數(shù)據(jù)。河南省有17個地級市，1個省直轄縣級市，10個省直管縣，共28個;劃分為5部分，中部包括鄭州、漯河、平頂山、許昌、鞏義、汝州;東部包括開封、商丘、周口、永城、蘭考、鹿邑;西部包括洛陽、三門峽;南部包括南陽、駐馬店、信陽、鄧州、固始、新蔡;北部包括安陽、新鄉(xiāng)、焦作、濮陽、鶴壁、濟源、長垣、滑縣。

（二）研究方法

基尼系數(shù)根據(jù)洛倫茲曲線進行計算，反映收入分配差異均等程度。一般情況，基尼系數(shù)的大小表示的意義如表1所示。泰爾指數(shù)利用熵的概念來計算收入不平等。泰爾指數(shù)越大，差異越大，反之差異越小。它包括區(qū)域內(nèi)泰爾指數(shù)、區(qū)域間泰爾指數(shù)和總泰爾指數(shù)、區(qū)域間泰爾指數(shù)和區(qū)域內(nèi)泰爾指數(shù)對總泰爾指數(shù)的貢獻率?；嵯禂?shù)能反映總體的差異，不能反映是區(qū)域內(nèi)還是區(qū)域間的差異造成的，對中等水平變化特別敏感;泰爾指數(shù)對上層水平變化敏感，能夠反映區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間的差異。所以，基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)可以相互補充。

三、結(jié)果與討論

（一）衛(wèi)生廁所普及率和無害化衛(wèi)生廁所普及率時空差異分析

總體來看，2014～2019年河南省全省衛(wèi)生廁所普及率由75.28%提升到84.70%，除2017年略有下降外，其他年份呈現(xiàn)上升趨勢，東部和南部上升最多，分別提高了17.62%和17.10%;無害化衛(wèi)生廁所普及率由57.62%提升到59.17%，總體呈現(xiàn)波動趨勢，2018年下降最多，降低到30.42%，北部上升最多，升高了13.14%。

2014～2019年河南省無害化衛(wèi)生廁所普及率全省波動變化較為明顯，其中，2015年和2018年全省大多數(shù)地區(qū)處于較低水平。2015年除鄭州、鞏義、蘭考、鹿邑、鄧州、固始高于60%外，其余22個地區(qū)低于60%外，濟源、汝州、周口、永城低于20%;2018年除安陽、永城、長垣、開封、鞏義高于60%外，其余23個地區(qū)均低于60%，處于較低水平，南部地區(qū)大多數(shù)甚至低于20%。其余年份中部和南部處于較高水平。

（二）基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)分析

衛(wèi)生廁所普及率的基尼系數(shù)除2015年略有上升外，其他年份都在逐年下降，從2014年的0.094110降低到2019年的0.030042，均小于0.2，表明河南省衛(wèi)生廁所分布處于絕對公平水平。無害化衛(wèi)生廁所普及率2015年和2018年都有較高上升，2015年達0.288956，2018年達0.426499，從2014年的0.180959到2019年的0.120027，有所下降，表明河南省無害化衛(wèi)生廁所分布差異較大。

2014～2019年衛(wèi)生廁所總泰爾指數(shù)由0.003477下降到0.000464，區(qū)域內(nèi)泰爾指數(shù)由0.003044下降到0.000420，區(qū)域間泰爾指數(shù)由0.000433下降到0.000044?？偺栔笖?shù)和區(qū)域內(nèi)泰爾指數(shù)除2017年有所上升之外，其余均呈現(xiàn)下降趨勢。總體來說，河南省衛(wèi)生廁所分布差異有所減小。2014～2019年區(qū)域內(nèi)泰爾指數(shù)均高于區(qū)域間泰爾指數(shù)，說明區(qū)域內(nèi)差異下降明顯。區(qū)域內(nèi)泰爾指數(shù)對總泰爾指數(shù)的貢獻率在80%和95%之間波動，區(qū)域間泰爾指數(shù)對總泰爾指數(shù)的貢獻率在5%和20%之間波動。西部衛(wèi)生廁所泰爾指數(shù)對總泰爾指數(shù)的貢獻率最小，均在10%以下，其他部分波動較大。2018年中部衛(wèi)生廁所泰爾指數(shù)對總泰爾指數(shù)的貢獻率最高，為49.02%;西部衛(wèi)生廁所泰爾指數(shù)對總泰爾指數(shù)的貢獻率最低，為0.28%。

（三）影響因素分析

衛(wèi)生廁所普及率的影響因素有農(nóng)村改廁投資、農(nóng)村家庭人均可支配收入、農(nóng)村常住人口、城鎮(zhèn)化率、農(nóng)村家庭人均醫(yī)療消費占比等。通過德賓—沃森方法進行檢驗，值為2.141，接近于2，數(shù)據(jù)之間幾乎不存在時序性影響;通過共線性統(tǒng)計，得出5種影響因素數(shù)據(jù)的VIF值均小于5，數(shù)據(jù)之間相互獨立。運用多元線性回歸模型進行分析，得出R方為0.409，調(diào)整后R方為0.391，均大于0.3，模型的擬合度較好;5種影響因素中，農(nóng)村改廁投資、農(nóng)村家庭人均可支配收入、城鎮(zhèn)化率的P值均小于0.05，具有統(tǒng)計學(xué)意義，而農(nóng)村常住人口和農(nóng)村家庭人均醫(yī)療消費占比的P值均大于0.05，沒有統(tǒng)計學(xué)意義。

對于無害化衛(wèi)生廁所普及率來說，此次模型的R方0.064，R方過小，模型擬合不好，且德賓—沃森檢驗值為1.519601，與2差距較大，數(shù)據(jù)之間存在時序性影響。所以，不能確定無害化衛(wèi)生廁所普及率的顯著影響因素。

四、結(jié) 論

由以上分析可得出：（1）2014～2019年河南省各地衛(wèi)生廁所普及率大體呈現(xiàn)上升趨勢，無害化衛(wèi)生廁所普及率呈現(xiàn)波動趨勢，2018年波動較為明顯;（2）中部地區(qū)衛(wèi)生廁所普及率和無害化衛(wèi)生廁所普及率一直較高，其他地區(qū)波動較為明顯;（3）衛(wèi)生廁所分布差異較小，大體呈現(xiàn)逐漸減小的趨勢，無害化衛(wèi)生廁所分布差異較大，且差異波動較大;（4）衛(wèi)生廁所分布區(qū)域內(nèi)差異下降明顯且較快，且區(qū)域內(nèi)泰爾指數(shù)對總泰爾指數(shù)的貢獻率較大;（5）城鎮(zhèn)化率、農(nóng)村家庭人均可支配收入、農(nóng)村改廁投資對衛(wèi)生廁所普及率影響顯著。

由此可見，要想提高農(nóng)村衛(wèi)生廁所普及率，需要提高城鎮(zhèn)化率，增加農(nóng)村家庭人均可支配收入，加大農(nóng)村改廁投資。農(nóng)村改廁的影響因素和效果評價的指標(biāo)還有很多，例如農(nóng)村家庭受教育水平、農(nóng)民滿意度等，對于農(nóng)村改廁的影響因素有待進一步探索。

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基金項目：湖北省教學(xué)研究項目（項目編號：2018289）