河南省農(nóng)村改廁時(shí)空差異分析

王一鳴　邵燕林

摘 要：為了研究農(nóng)村改廁時(shí)空差異變化情況及其影響因素，本文以河南省為例，通過(guò)基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、GIS方法和多元線性回歸進(jìn)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(wú)害化衛(wèi)生廁所差異分布波動(dòng)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(duì)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(guó)農(nóng)村廁所革命現(xiàn)場(chǎng)會(huì)上，習(xí)近平總書(shū)記提出了新要求，要扎扎實(shí)實(shí)推進(jìn)農(nóng)村廁所革命。近年來(lái)，農(nóng)村廁所狀況從最開(kāi)始的“臟、亂、差”逐漸得到了改善。現(xiàn)階段，國(guó)內(nèi)對(duì)農(nóng)村改廁差異分析研究較少，對(duì)河南省各地農(nóng)村改廁差異分析的研究更加少見(jiàn)。本文通過(guò)建立農(nóng)村改廁時(shí)空差異分析模型，借助河南省各地衛(wèi)生廁所普及率和無(wú)害化衛(wèi)生廁所普及率，對(duì)河南省農(nóng)村改廁的時(shí)空差異變化情況和影響因素進(jìn)行了分析。

二、數(shù)據(jù)與方法

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

通過(guò)河南省統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站，查詢(xún)2015～2020年河南省統(tǒng)計(jì)年鑒，得到分析所需數(shù)據(jù)。河南省有17個(gè)地級(jí)市，1個(gè)省直轄縣級(jí)市，10個(gè)省直管縣，共28個(gè);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(kāi)封、商丘、周口、永城、蘭考、鹿邑;西部包括洛陽(yáng)、三門(mén)峽;南部包括南陽(yáng)、駐馬店、信陽(yáng)、鄧州、固始、新蔡;北部包括安陽(yáng)、新鄉(xiāng)、焦作、濮陽(yáng)、鶴壁、濟(jì)源、長(zhǎng)垣、滑縣。

（二）研究方法

基尼系數(shù)根據(jù)洛倫茲曲線進(jìn)行計(jì)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(lái)計(jì)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(duì)總泰爾指數(shù)的貢獻(xiàn)率。基尼系數(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(duì)中等水平變化特別敏感;泰爾指數(shù)對(duì)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(bǔ)充。

三、結(jié)果與討論

（一）衛(wèi)生廁所普及率和無(wú)害化衛(wèi)生廁所普及率時(shí)空差異分析

總體來(lái)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(shì)，東部和南部上升最多，分別提高了17.62%和17.10%;無(wú)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(dòng)趨勢(shì)，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(wú)害化衛(wèi)生廁所普及率全省波動(dòng)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(gè)地區(qū)低于60%外，濟(jì)源、汝州、周口、永城低于20%;2018年除安陽(yáng)、永城、長(zhǎng)垣、開(kāi)封、鞏義高于60%外，其余23個(gè)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(duì)公平水平。無(wú)害化衛(wèi)生廁所普及率2015年和2018年都有較高上升，2015年達(dá)0.288956，2018年達(dá)0.426499，從2014年的0.180959到2019年的0.120027，有所下降，表明河南省無(wú)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。總泰爾指數(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(shì)。總體來(lái)說(shuō)，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(shuō)明區(qū)域內(nèi)差異下降明顯。區(qū)域內(nèi)泰爾指數(shù)對(duì)總泰爾指數(shù)的貢獻(xiàn)率在80%和95%之間波動(dòng)，區(qū)域間泰爾指數(shù)對(duì)總泰爾指數(shù)的貢獻(xiàn)率在5%和20%之間波動(dòng)。西部衛(wèi)生廁所泰爾指數(shù)對(duì)總泰爾指數(shù)的貢獻(xiàn)率最小，均在10%以下，其他部分波動(dòng)較大。2018年中部衛(wèi)生廁所泰爾指數(shù)對(duì)總泰爾指數(shù)的貢獻(xiàn)率最高，為49.02%;西部衛(wèi)生廁所泰爾指數(shù)對(duì)總泰爾指數(shù)的貢獻(xiàn)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(fèi)占比等。通過(guò)德賓—沃森方法進(jìn)行檢驗(yàn)，值為2.141，接近于2，數(shù)據(jù)之間幾乎不存在時(shí)序性影響;通過(guò)共線性統(tǒng)計(jì)，得出5種影響因素?cái)?shù)據(jù)的VIF值均小于5，數(shù)據(jù)之間相互獨(dú)立。運(yùn)用多元線性回歸模型進(jìn)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(jì)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(fèi)占比的P值均大于0.05，沒(méi)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

對(duì)于無(wú)害化衛(wèi)生廁所普及率來(lái)說(shuō)，此次模型的R方0.064，R方過(guò)小，模型擬合不好，且德賓—沃森檢驗(yàn)值為1.519601，與2差距較大，數(shù)據(jù)之間存在時(shí)序性影響。所以，不能確定無(wú)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(shì)，無(wú)害化衛(wèi)生廁所普及率呈現(xiàn)波動(dòng)趨勢(shì)，2018年波動(dòng)較為明顯;（2）中部地區(qū)衛(wèi)生廁所普及率和無(wú)害化衛(wèi)生廁所普及率一直較高，其他地區(qū)波動(dòng)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(shì)，無(wú)害化衛(wèi)生廁所分布差異較大，且差異波動(dòng)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(duì)總泰爾指數(shù)的貢獻(xiàn)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(duì)衛(wèi)生廁所普及率影響顯著。

由此可見(jiàn)，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(píng)價(jià)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(duì)于農(nóng)村改廁的影響因素有待進(jìn)一步探索。

參考文獻(xiàn)：

[1]于文靜.關(guān)于農(nóng)村廁所革命，總書(shū)記提出了新要求[N].新華每日電訊，2021-07-26（001）.

[2]馬金彤，張華，韋艷，汪思順.淺談農(nóng)村改廁存在的問(wèn)題[J].環(huán)境衛(wèi)生學(xué)雜志，2013，3（06）：585-587.

[3]劉靜.經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村改廁政策的執(zhí)行偏差分析——基于史密斯過(guò)程模型的視角[J].農(nóng)村經(jīng)濟(jì)與科技，2021，32（09）：277-279.

[4]胡海娟，樊福成，姚偉，付彥芬.我國(guó)農(nóng)村改廁情況及其影響因素分析[J].環(huán)境與健康雜志，2019，36（11）：1029-1032.

[5]王玲，劉朝發(fā)，陳琨，盧清平，鄒錕.成都市龍泉驛區(qū)農(nóng)村無(wú)害化衛(wèi)生廁建設(shè)效果評(píng)價(jià)[J].預(yù)防醫(yī)學(xué)情報(bào)雜志，2020，36（07）：869-872.

[6]張彥琦，唐貴立，王文昌，劉嶺，趙增煒，郭波濤，伍亞舟，易東.基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)在衛(wèi)生資源配置公平性研究中的應(yīng)用[J].中國(guó)衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)，2008（03）：243-246.

[7]張夢(mèng)杰. 我國(guó)農(nóng)村改廁差異性分析[D].中國(guó)疾病預(yù)防控制中心，2018.

[8]王惠文，孟潔.多元線性回歸的預(yù)測(cè)建模方法[J].北京航空航天大學(xué)學(xué)報(bào)，2007（04）：500-504.

[9]熊甜甜，羅慶，樊福成，付彥芬.我國(guó)農(nóng)村戶(hù)用衛(wèi)生廁所效果評(píng)價(jià)研究進(jìn)展[J].環(huán)境與健康雜志.

基金項(xiàng)目：湖北省教學(xué)研究項(xiàng)目（項(xiàng)目編號(hào)：2018289）